增值税改革与企业税收遵从

王怡璞 张 玄 鞠 铭

一、引言

增值税长期以来被认为是一项非常有效的税收工具，自法国1954年开始试行增值税至今，全世界已经有170多个国家开征了增值税。增值税也不断被各国提上税制改革的重要议程。Keen和 Lockwood(2010)[1]指出，征收增值税会使得税收收入增加GDP的4.5%水平。为什么增值税会成为各国税制改革的重点？增值税的实施对税制体系会带来哪些影响？要回答这些问题，需要明确增值税对税收收入的贡献，不仅要考虑增值税本身的特性、国家的治理特征，还需要研究增值税对其他税种的传导效应，以及各级政府与企业等多元治理主体的策略化应对行为。我国推行的增值税改革为研究这一话题提供了契机。

我国自2012年实施“营改增”试点以来，越来越多的文献将研究重点集中在“营改增”的政策效应上。宏观层面，“营改增”促进了城市发展(彭飞和许文立，2018[2])，但是会对地方政府，尤其是基层政府的财政收入产生较大压力，加剧财政错配现象(卢洪友等，2016[3]；王健等，2017[4])。微观层面，“营改增”促进了企业投资，提升了企业创新和盈利能力(袁建国等，2018[5])，发挥了减税降费效应，具体税收负担降低的程度要取决于劳动密集程度、产业关联程度与企业的议价能力等多种因素(童锦治等，2015[6]；倪红福等，2016[7]；范子英和彭飞，2017[8])。需要注意到，“营改增”是一项系统性改革，牵一发而动全身。对“营改增”的研究，不仅要放在财政体制、行业发展或企业创新、盈利能力等层面上，还要放在企业自身的税收治理行为上。尤其是在“营改增”之后，我国增值税税率水平历经两次下调，税收收入规模依然保持较高的增速。增值税改革是否会对企业其他税种的征纳行为带来影响，是一个有待探究的话题。

本文分析增值税改革对企业税收遵从行为的影响，并从发票治理等多个角度探寻其影响机制。本文可能的创新点在于：首先，补充了增值税对提升税收制度效率的研究，系统性研究了增值税改革对企业税收遵从的影响，并从发票治理效应、融资约束效应与地方政府税收征管效应三个层次阐述了影响机制。其次，基于“营改增”对财政体制的影响，研究了财政压力增加的情况下地方政府相应的税收治理策略，并拓展了从产权关系视角考察增值税改革微观影响的研究。第三，不同于以往文献分地区分行业识别“营改增”试点企业的做法，本文根据上市企业财务报表披露的增值税税率对“营改增”试点企业进行了更精准的定位。

本文的其他部分结构安排如下：第二部分是理论分析与研究假设；第三部分是研究设计；第四部分是基本实证结果分析与稳健性检验；第五部分是影响机制检验与异质性分析；第六部分是全文的结论和政策含义。

二、理论分析与研究假设

信息是税收征管的核心，在增值税的征管过程中，交易的上下游企业间能够形成相互制衡的关系，上游企业的收入是下游企业的成本，这种内在执行机制可以更好地满足税收征管的要求，从而自然建立起一种信息报告机制(Slemrod和Gillitzer，2014[9]；Li和Wang，2020[10])。企业应交的增值税税额为销项税额与进项税额的差额，进项税额越高，企业的增值税税负就会越低。相比之下，营业税对销售额征收，企业的营业税税负基本取决于收入水平，成本的多少并不会给税负带来影响，上下游企业之间不存在相应的制约关系。因此，当试点企业纳入“营改增”范围后，为了降低增值税税负，企业有强烈的动机向上游企业索取相应的进项税额抵扣发票。发票的索取，使得上游企业无法隐匿相应的收入，还会促使相关企业加强财务的规范性，降低税收规避空间。另一方面，“营改增”打通了上下游企业的抵扣链条，解决了重复征税的问题。试点企业购入货物与应税服务，尤其是购买固定资产所支付的进项税额可以纳入抵扣链条，减少税费支出，降低资本的使用成本，从而增加当期的经营现金流，缓解融资约束。而融资约束与企业税收规避行为存在密切关系，现金流是否充裕会显著影响企业的税收规避动机(Edwards 等，2016[11])。

从地方政府税收征管角度分析，“营改增”给地方政府带来的一大重要影响是失去了营业税这一主体税种。即便中央政府将增值税分享比例提升至五五分成，但在省以下地方政府的税收收入分享体系中，大部分省级政府仍然沿用甚至提升了之前的省级政府分享比例，这就使得市级政府及基层政府财政收支关系进一步不匹配(卢洪友等，2019[12])。在这种财政压力下，地方政府会相应调整其税收治理策略。地方政府在对企业税收征管的选择上面临着“援助之手”与“攫取之手”两种选择。“援助之手”旨在通过税收优惠的方式，达到招商引资，培养税源的目的，但是见效比较慢。而“攫取之手”通过加强税收征管等方式，可以快速有效地征集财政收入。贾俊雪等(2019)[13]分析了农业税取消对地方政府与农民的影响。农业税取消与“营改增”有较强的相似之处，两次改革都取消了作为地方政府较为重要的税收来源的税种，并都由中央政府给予地方政府利益补偿，蕴含着丰富的中央与地方互动。研究发现农业税取消之后，地方政府会加大对其他微观个体的征税力度。尤其是近年来在经济下行风险不断加大的宏观趋势下，地方政府加强对其另一重要税源——企业所得税的征管就成为了一项现实选择。相较于以销售收入为征税对象的流转税，企业所得税以企业所得为税基，政企之间信息不对称程度较高，地方政府对企业所得税的征收力度存在较大的提升空间(王怡璞和王文静，2018[14])。因此，基于以上分析，本文提出假设1：

H1：增值税改革会显著降低试点企业的税收规避程度，提高企业的税收遵从水平。

政府与企业之间的互动是分析我国经济改革的重要视角，国有企业和民营企业在税收规避行为上的差异一直备受关注。已有的研究从多种角度，比如股权结构、竞争环境、财政分权体制和地方政府行为等层面进行分析，发现民营企业税收规避的动机较为强烈(Cai等，2005[15]；郑红霞和韩梅芳，2008[16]；Cai和Liu，2009[17]；曹书军等，2009[18]；罗党论和魏翥，2012[19]；刘慧龙和吴联生，2014[20]；李增福等，2016[21])。李元旭和宋渊洋(2011)[22]的研究发现民营企业往往出现名义所得税税率较高和实际所得税税率较低共存的现象。翟华云(2012)[23]基于我国国有企业和民营企业税负贡献值的差异分析，发现国有企业的税负贡献值往往更高，并从社会责任的角度对这种差异化现象做出了解释，国有企业管理层做税务决策时会较多考虑政府的目标而负担更多税收，因而会有更少的税收规避行为。

在外界环境对税收规避的影响程度上，不同企业之间也难免会存在产权差异。民营企业往往以实现利润最大化为主要经营目标，避税行为更容易受到外部环境和税收政策的影响；而国有企业经营目标相对多元，其税收行为会有更多的政治考量(于文超等，2015[24])。同时，国有企业的纳税金额往往是企业经营的一个考核目标，相较于民营企业，国有企业增加财政收入的意愿相对较强，税收遵从程度原本就更高，受到税收政策和征管环境变化的影响较小。在这一背景下，税收征管力度的加强就会对民营企业的税收遵从程度产生较大影响。比如付朝干和李增福(2018)[25]发现，在腐败治理的背景下加强税收征管之后，民营企业的避税程度会显著下降。于文超等(2018)[26]指出税收征管对不同所有制企业的差异化影响源于民营企业面临较严重的融资约束。增值税改革之后企业的财务规范性提升，势必会在一定程度上压缩民营企业的税收规避空间。同时，由于民营企业的融资约束在改革之后得到了一定的缓解，税收规避的动机也会下降。根据以上分析本文提出假设2：

H2：民营企业税收遵从水平提高更为显著。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文主要研究增值税改革对企业税收遵从行为的影响。由于企业所得税在2008年进行了重要改革，为了避免这一改革对本文的研究结果产生干扰，本文以2010—2015年上市企业为研究样本，并做以下处理：删除金融企业与工业企业(1)工业企业的税种以增值税为主，与服务业企业的税种征收结构差异化较大，因此在本文的研究中予以剔除。；删除缺失关键变量观测值的样本；删除ST企业；删除所得税费用和利润总额为负值的样本；对所有连续型变量在1%的水平上进行缩尾处理。本文研究所使用数据中的财务数据来源于CSMAR数据库，法定税率与实际控制人信息则来源于Wind数据库。

(二)模型构建

双重差分是当前常用的通过比较政策实施前后处理组和控制组差异变化来研究政策效果的方法，本文也使用这一方法来考察“营改增”对企业税收规避行为的影响，并构建以下基本模型：

avoidi,t=β0+β1treati×postt+∑(βj×controli,t)

+λi+μt+εi,t

(1)

其中：下标i代表企业，t代表年份。avoidi,t为企业的税收规避指标，数值越大，表示税收规避程度越高。treati为虚拟变量，当企业为试点企业时，取值为1；当企业为非试点企业时，取值为0。postt为“营改增”前后的虚拟变量，当企业处于试点之前，取值为0；当企业处于试点之后，取值为1。controli,t为企业的控制变量。λi表示各个企业的固定效应，控制每个企业的不可观测因素。μt为时间效应，控制重要政策变化对企业税收规避行为的影响。εi,t为误差项。β1为核心系数，β1大于0，说明“营改增”之后，企业的税收规避程度增加，税收遵从程度下降；β1小于0，说明“营改增”之后，企业的税收规避程度降低，税收遵从程度上升。

(三)变量选择

1.企业税收规避指标。

本文采用税收规避程度来度量企业的税收遵从。关于企业税收规避程度的度量，很多研究已经达成了共识，常用的指标包括：(1)企业的实际有效税率与名义税率之间的差额。(2)税会账面差异(BTD)。一般而言，BTD越大，企业的税收规避程度越显著(Manzon 和 Plesko，2002[27])。但是这种税会差异，可能是企业出于税收规避动机进行的盈余管理行为(Desai 和 Dharmapala，2006[28])，也有可能源于会计与税收两大报告系统的差异。(3)操纵型税会账面差异(TS)。先将税会账面与总应计利润用总资产进行标准化，再用税会账面差异对总应计利润进行回归得到的残值作为税收规避的衡量指标。这一指标可以剔除税会账面差异中受应计利润影响而产生的差异，使用较为广泛(Frank 等，2009[29])。(4)税费现金流。以企业的现金流量表为基础，计算企业支付的税费流量与收到的税费返还流量之间的差额，再利用当期的营业收入进行标准化(刘骏和刘峰，2014[30])。税费现金流越小，企业存在税收规避行为的可能性越大，这一指标较能反映企业的实际经营情况。

在指标的选择上，由于本文使用上市企业财务数据进行研究，上市企业大多采用合并财务报表形式，而母公司与子公司的税率之间往往存在差异，这就使得实际税率与名义税率之间的差别难以真实有效地反映企业的税收规避程度。在我国现有的税种中，企业所得税很容易通过低报收入和高报成本的方式达到税收规避的目的，人为控制空间较大(田彬彬和范子英，2016[31])。因此，本文使用操纵型税会账面差异，通过剔除应计利润的影响可以更为准确地观测到企业的税收规避程度。同时在稳健性检验中，本文使用现金所得税税率与税会账面差异两个指标对企业税收规避行为的变化进行考察。

2.“营改增”试点企业的识别。

现有文献对“营改增”试点企业的识别大多是基于“营改增”政策中的试点行业和试点地区来进行，但是这种识别方法具有一定的局限性。首先，“营改增”政策规定中的试点行业无法与上市企业的行业进行精准匹配，比如，2012年开始试点的部分现代服务业包括研发和技术服务、信息技术服务、有形动产租赁服务等多种类别，很难一一对应到上市企业的行业分类中。其次，很多上市企业往往同时从事多种经营活动，而每一种可以纳入“营改增”范围的经营行为都存在大量细致的税收规定，即使通过文本分析，也很难根据上市企业的经营范围准确判断其是否属于“营改增”的试点企业。最后，地点识别也存在一定的约束，很多上市企业会选择跨地区经营，母公司与子公司在“营改增”改革中的进度可能并不一致。因此，本文创造性地选择使用“营改增”期间企业财务报表附注中所披露的增值税税率来识别试点企业，将在2012—2016年中新增6%或11%增值税税率档次的企业作为改革企业。同时，本文结合上市企业财务报表所披露的增值税与税收优惠等相关情况，对试点企业进行了手动清洗。(2)比如一些企业是因为进行了出口退税或者铁矿石销售等业务，才会产生6%增值税税率，与“营改增”无关，本文将这些企业从处理组中移除。该识别方法可以较为全面且准确地识别处理组，这也是本文对“营改增”政策效应评估的一个贡献。

3.控制变量。

本文借鉴已有研究企业税收规避行为的文献，选择一些常用变量对企业的特征进行控制。具体包括：企业规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、资产收益率(ROA)、存货密集度(INVENTORY)、固定资产密集度(FIXED-ASSETS)、投资收益率(ROI)、经营年限(AGE)、账面市值比(MB)、地方经济发展水平(GDP)等。变量的具体定义和计算方法见表1。

表1 主要控制变量定义及描述

表2报告了模型中变量的描述性统计结果，由于在数据处理过程中剔除了一部分关键变量值缺失的样本，因此一些变量的观测值个数不同。由表2可知，企业税收规避行为存在较大的差异性，最大值和最小值之间相差3.799。

表2 主要变量的描述性统计表

四、基本实证结果分析与稳健性检验

(一)“营改增”与企业税收遵从

表3报告了基本模型的回归结果。列(1)是不加任何控制变量，仅控制企业固定效应与年份固定效应的结果，结果显示“营改增”之后，企业的税收规避程度降低了1.01%。在列(2)中，控制了企业层面与地区层面的控制变量，列(3)中加入省份与年份的交互效应，允许不同省份随时间有不同的线性变化趋势，可以发现核心解释变量的系数都依然显著为负，回归结果基本不变。由于在数据清理中，本文剔除了一些关键变量值缺失的样本，导致样本是不均衡面板，因此列(4)报告了仅保留连续性样本的统计结果。列(1)～列(4)的标准误在省级层面进行聚类，考虑到企业在行业间的互动性，列(5)、列(6)报告了同时在省级与产业层面聚类的标准误。从表4的结果可以看出，相对于非试点企业，试点企业在“营改增”后税收规避程度显著降低：treat×post的系数β1显著为负，加入控制变量、剔除非连续性样本以及在不同层面进行聚类对β1的影响很小，并且在加入省份与年份的交互效应后，β1的绝对值和统计显著性明显提高。假设H1得到验证。

表3 “营改增”对企业税收规避行为的影响

(二)稳健性检验

1.指标替换。

本文采用另外两种企业所得税税收规避的度量指标，企业的现金所得税税率(CETR)与企业账税差异(BTD)作为被解释变量，重新对模型(1)进行了回归。其中，现金所得税率=(企业的所得税费用-递延所得税费用+期初应交所得税-期末应交所得税)/利润总额，并将CETR进行缩尾至[0，1]的区间。结果报告在表4中的列(1)、列(2)，从中可以看出，“营改增”之后试点企业的账税差异显著降低，现金所得税税率增加。由此可见，在替换了指标之后，本文的基本结论依然是稳健的。

2.样本期替换。

2008年我国企业所得税进行了内外资企业所得税税率统一的改革，为避免该改革对实证分析结果带来偏误，本文将样本时间设定在2010年之后。但是在缩减样本时间长度的同时，也会导致样本量偏小的问题。本文将样本扩展到2008年，对模型进行了重新估计，表4中的列(3)报告了这一结果，结论基本不变。

表4 “营改增”对企业税收规避行为影响的稳健性检验

3.平行趋势检验与改革动态效应分析。

双重差分模型有效性的前提之一是保证处理组与控制组之间满足平行趋势假设，即改革前的处理组与控制组并不存在显著的差别。基于此，本文进一步引入事件研究方法，在模型中加入改革前后年份的虚拟变量，如模型(2)所示：

+λi+μt+εi,t

(2)

其中，下标i代表企业，τ代表每个企业距离改革试点的时间。具体来说，如果企业是2012年进行改革，则2010年时τ=-2。σi,τ是一个虚拟变量，如果企业i在τ时期实行“营改增”，那么该变量取值为1，否则为0。模型(2)以增值税改革前一年为参考点，γ为每年回归核心系数。当τ<0时，即改革发生之前，如果γ显著，说明处理组与对照组在改革前已经存在了系统性的差别，估算出来的双重差分结果有可能源于这一系统性差别，而非政策改革；反之，如果不显著，则说明处理组与对照组之间的平行趋势假设成立。同时，模型中也考察了改革后年份(即τ>0)的回归系数来验证改革的动态效应。图1报告了模型(2)的回归结果。可以看到改革前估计系数均不显著，处理组与对照组企业在改革前并不存在显著的系统性差异，平行趋势假设成立。改革当年一直到改革第二年，系数显著且保持在比较稳定的水平，说明增值税改革有效提高了企业的税收遵从水平，并且这一效应在改革后的两年内持续存在。

图1 平行趋势检验图

4.排他性检验。

如果样本期内实施了其他重要的政策，估计结果的有效性也会受到影响。为此本文进行了两种排他性检验。第一，排除行业税收政策的影响。由于我国的税收政策通常是以行业形式出现的，为排除行业税收政策的差异对结果的影响，表5中的列(1)报告了控制行业与时间、行业与地区固定效应之后的结果。同时，我国选择对部分服务业进行“营改增”试点改革，这种选择可能并不是随机的，而是这些行业的企业本身就具有征管难度较低，容易进行改革的特点。行业虚拟变量的加入，也可以控制这些行业的固定特征可能给回归结果带来的偏差。第二，排除税收

征管的影响。企业税收遵从的提升也可能是由于我国不断提高的税收征管水平所带来的。在样本期间内，我国同时进行了“金税”三期改革，表5的列(2)剔除了金税三期政策影响，核心变量的系数仍然显著小于零。列(3)继续控制了地区政府的税收努力，税收努力使用地区实际税收收入与预计税收收入比值来进行测度(乔宝云等，2006[32]；胡祖铨等，2013[33])。基本实证结果依然稳健，并且系数的显著性和绝对值都有所提高，这进一步表明了本文的基本实证结果是稳健可靠的。

表5 “营改增”对企业税收规避行为影响的排他性检验与安慰剂试验

5.安慰剂试验。

为了进一步排除随机性与遗漏变量的影响，本文继而通过调整改革发生时间与改革样本进行了两种安慰剂检验。第一，将改革分别提前一年与两年，检验虚假核心变量treat×post的系数。回归结果报告在表5中的列(4)和列(5)，结果显示，treat×post的系数不显著，并且绝对值很小。第二，通过随机抽样的方式构建控制组与处理组，即在所有企业中，随机抽取固定个数的企业作为“营改增”试点企业，剩余企业为对照组，并循环500次，考察treat×post的系数是否为0。图2展现的是该系数的核密度图，可以发现，treat×post的系数基本满足均值为0的正态分布。本文的两种安慰剂实验结果进一步增强了结果的可靠性。

图2 随机抽样回归系数核密度图

五、影响机制检验与异质性分析

(一)影响机制检验

1.发票治理效应。

增值税实行购进扣税法，购买产品、服务只有取得相应的增值税专用发票，才能得到抵扣。因此“营改增”之后，购买方有更强烈的动机索取发票，增加进项税额，降低纳税义务。即增值税改革会增强企业发票治理的合规性，从而促进企业的税收遵从行为。为了验证这一影响机制，本文研究了“营改增”之后企业报告的成本与收入的变化。表6的列(1)、列(2)分别采用企业的总成本、营业成本作为因变量，对模型(1)重新回归。实证结果显示，企业报告的成本增加了4.5%，并在10%的水平上显著。

需要注意的是，企业报告的成本增加也可能来源于“营改增”之后企业本身采购的固定资产或者无形资产的增加。为了验证这一现象，本文将因变量替换为企业新增的固定资产与无形资产增加值，结果报告在表6的列(3)、列(4)，系数不显著，即“营改增”的试点企业并不存在显著增加固定资产和无形资产购买的行为。这可能是由于改革试点时间相对较短，且抵扣链条还没有全面打通。表6中的列(5)、列(6)同时采用企业的总收入、营业收入进行回归，发现企业报告的收入也并没有表现出显著增加。可以说明“营改增”后企业报告成本的增加归因于“营改增”带来的发票治理效应，“营改增”提升了企业的财务规范程度。同时，本文依据改革前一年即2011年企业的盈余管理水平中位数将样本划分为两组，结果报告在表6的列(7)、列(8)。可以发现，高盈余管理组的税收规避程度下降更为显著。

表6 “营改增”发票治理效应对企业税收规避行为的影响

2.融资约束效应。

“营改增”可以从解决重复征税、完善增值税抵扣链条等多方面减轻企业税收负担，为企业节约自由现金流，形成一定留存资金，进而帮助企业应对可能面临的外部融资约束压力。陈锷(2015)[34]指出，在“营改增”解决了重复征税问题后，一些企业的税负压力得到了有效缓解，其经营活动会发生变化，现金流量随之改变。乔睿蕾和陈良华(2017)[35]从税负转嫁的角度考察“营改增”的政策效应并指出，增值税比营业税更易于转嫁，“营改增”后，企业更容易将税负进行转嫁，因此，“营改增”能够改善企业现金流持有状况，有效降低企业的现金-现金流敏感性。本文采用企业的净现金流与SA指标两个变量来衡量企业的现金流，其中企业的净现金流用营业收入进行了标准化。SA指标是Hadlock和Pierce(2010)[36]设计的融资约束变量，能够在一定程度上克服多数融资约束指标因为依赖具有内生性的财务指标而产生的偏误问题。SA指标根据企业规模和经营年限两个随时间变化不大，且具有很强外生性的变量构建，为负值且绝对值越大的企业受到的融资约束程度越严重。表7的列(1)～列(4)给出了融资约束程度不同的企业的税收规避行为受“营改增”影响的回归结果。结果显示，融资约束程度越高的企业的税收规避行为因“营改增”而降低的程度越大，同时也在一定程度上验证了“营改增”可以通过增加企业内部现金流，缓解企业的融资约束，进而降低企业税收规避动机的推测。

表7 “营改增”融资约束效应和地方政府税收征管效应对企业税收规避行为的影响

3.地方政府税收征管效应。

分税制改革以来，我国企业对应着国税局与地税局两个不同的税收征管机构。地税系统是属地管理，地税局的人、财、物归属地方政府，这就为地方政府以地税局征收的税种为策略工具开展治理行为提供了条件。相比之下，国税系统是垂直化管理，人事、干部、经费、机构都归属上一级国税局管理，国税局的领导干部任免与地方政府是独立的(范子英，2014[37])，地方政府对国税系统的影响较为有限。在政策空间上，国税局利用出口退税等政策调整税收征管的空间较大，而地方政府的调整空间更多体现在了征管企业的税负上(田彬彬等，2020[38])。有学者指出，税收征管机构的不同是影响企业实际税率差异化关系的本质原因(申广军和邹静娴，2017[39])。田彬彬和范子英(2016)[31]基于所得税分享改革发现，地方政府的税收分享比例下降后，地税局会加强对企业逃税的征管，而国税局税收努力变化并不明显，这一现象主要是源于国税局与地税局面对两套不同的激励约束条件。加之地税局对地方企业税收缴纳情况比较了解，可以产生较大的增税潜力(周黎安和陶婧，2011[41])。基于此，增值税改革对企业税收遵从的促进效应会更多体现在地税局征管的企业上。本文分别对国税局、地税局征管的企业进行分样本回归。由于上海市国税局与地税局一直统一办公，在样本中去除了上海市的企业。回归结果展示在表7中的最后两列，结果显示增值税改革对国税局管理的企业的税收遵从程度没有显著的影响，但是地税局管理的企业在改革后税收遵从行为显著提高。

(二)异质性分析

1.产权与政企关系。

“营改增”强化了企业的财务规范程度，也缓解了企业的融资约束。这就降低了民营企业税收规避的空间与动机。基于此，本文将样本分为民营企业与国有企业两组分别进行回归。本文还从政治关联的角度进行异质性分析，政治关联可以赋予企业诸多竞争优势，比如影响企业的行业准入、税收优惠以及融资战略等。有政治关联的企业往往更容易获得较多的外部融资(Khwaja和Mian，2005[42]；Claessens等，2008[43])，且融资成本通常低于没有政治关联的企业(Houston等，2014[44]；Boubakri等，2012[45])。范子英和田彬彬(2013)[46]认为，由于地方政府在税收征管和税收执法上所具有的弹性和选择性，政治关联成为企业经营过程中的一项重要战略选择。Adhikari等(2006)[47]发现，具有政治关联的企业无论是在融资过程中，还是在适用税率等方面都享有一定的优待。吴文锋等(2009)[48]认为我国政府官员在企业税收优惠政策的决策上拥有较高的自主权和决策空间，并通过实证分析验证了高管有政治背景的企业往往能够获得更多的税收优惠。有政治关联的企业更容易通过政府补贴来缓解财务约束(潘越等，2009[49])，主动进行税收规避以寻求较低经营成本的动机相对较弱。本文参考罗党论和魏翥(2012)[19]的做法，依据高管的政治背景对政企关系的强度进行评分。表8给出了分别根据产权性质和是否有政治关联进行分样本回归的结果，可以看出：国有企业和存在政治关联企业的系数不显著，而民营企业和无政治关联企业的系数显著为负，从而验证了民营企业和无政治关联企业的税收规避行为对“营改增”反应更为敏感的推断。

表8 “营改增”对企业税收规避行为的影响(产权与政企关系)

2.行业效应。

房地产业与服务业是“营改增”改革中重点改革的行业。在财政压力的驱动下，地方政府会转而支持房地产行业等地方税源重点行业(陈思霞等，2017[50])，通过税收竞争来吸引资本流入。而在政绩考核的背景下，服务业对地方政府缺乏吸引力(李江帆和杨振宇，2012[51])。表9中是对房地产行业和服务业进行分组回归的结果。结果显示，改革后服务业企业的税收遵从行为显著提升，而房地产行业并未受到显著影响。这表明改革之后地方政府会相应加大对服务业的征收力度。一个可能的解释是，服务业的发展大多要依赖于本地市场环境的培育，具有较强的不易流动性。

表9 “营改增”对企业税收规避行为的影响(行业效应)

六、结论

增值税一经开征，便得到了大多数国家的青睐，不仅在于增值税仅对增值额征税，能够避免重复征税等优点，还在于增值税改革能提高税收制度的整体效率。本文补充了增值税改革对税收制度效率提升的视角，实证分析发现增值税改革会提高企业的税收遵从程度。一方面，企业出于降低税负的动机会自发地增强企业发票治理的合规性，减少税收规避的空间。另一方面，增值税改革带来的现金流的增加可以缓解企业的融资约束程度，从而降低税收规避的动机。进一步研究发现，在财政压力驱动下地方政府征管企业的税收遵从程度显著提高，主要体现在非国有企业与服务业上，而对国有企业与房地产业影响不大。

本文得到的政策启示如下。第一，党的十九大报告强调“坚持全面深化改革”，并把“着力增强改革系统性、整体性、协同性”作为改革取得重大突破的宝贵经验。税收制度改革也同样是一项系统工程。增值税改革，不仅要关注其对经济发展水平、行业协调等在内的宏观经济效应，或者创新、分工与合作等微观个体的影响，还需要关注其对其他税种的传导效应，以及企业与各层级政府多元治理主体的策略性行为。我国进行的“营改增”改革，可以通过强化企业的财务规范性、缓解融资约束等方面提高企业所得税的税收遵从，从而提高整体税收制度的效率。需要注意的是，“营改增”发挥了巨大的减税效应，但是也有企业反映改革之后存在税负加重的情况。本文的结论对这种现象给予了一定的解释，即税负的加重源于增值税改革带来的发票治理效应，企业纳税行为得到进一步规范。这同时也说明了我国税收收入存在较大的潜力，本文的结论也为之后的增值税税率下调提供了政策支持。第二，本文结论也证明了现金流的充裕会显著提升企业的税收遵从，因此我国还可以进一步考虑继续深化增值税留抵退税改革，继续放宽申请留抵退税企业的条件，提高可以退还的留抵税额，从而降低企业的资金成本，增强现金流。第三，在增值税的征管中，发票治理发挥了巨大的作用，“以票控税”模式打通了增值税的抵扣链条。增值税改革之后，随着增值税的税率档次增多，“高征低扣”“低征高扣”的现象时有发生，这就需要一方面简并增值税税率档次，另一方面进一步推行电子发票，推动税收征管从“以票控税”向“信息管税”的方向改革。第四，本文研究发现，在财务规范性加强的背景下，相比于国有企业，民营企业的税收遵从度得到显著提升。民营企业作为经济发展的重要组成部分，需要在后续改革中妥善处理税收征管与民营企业发展的关系，为民营企业营造更加优化的税收环境，比如进一步建立更加通畅的税企沟通平台，同时也要为守法经营的民营企业营造公平竞争的环境。第五，本文的研究结果分析了地方政府在不同行业之间偏好的税收治理策略。经济高质量发展的阶段，地方政府还应进一步优化招商引资，招商引资的政策工具不应局限于税收减免，还应包括强化营商环境打造、资金的引导等多种措施。