李青原 李芷薇 王紅建

(1.武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院，湖北 武漢 430072；2.北京大學(xué)光華管理學(xué)院，北京 100871；3.南昌大學(xué)經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，江西 南昌 330031 )

引言

近年來(lái)，學(xué)者開(kāi)始關(guān)注微觀信息如何反映到宏觀經(jīng)濟(jì)層面，如會(huì)計(jì)盈余信息對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率(Konchitchki and Patatoukas, 2014；羅宏等，2016)[5][18]、通貨膨脹率(Shivakumar and Urcan, 2017)[7]等的預(yù)測(cè)性，但目前鮮有研究涉及企業(yè)避稅對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)性。盡管公司稅收政策是否影響宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)一直是宏觀經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)注的焦點(diǎn)話題，但他們并未得出一致的結(jié)論，且主要關(guān)注公司法定稅率，忽視了公司稅收籌劃、監(jiān)管機(jī)關(guān)征收努力等對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響，從而造成遺漏變量問(wèn)題，因此Shevlin et al.(2018)[6]較早地運(yùn)用跨國(guó)數(shù)據(jù)通過(guò)公司避稅1數(shù)據(jù)構(gòu)造了一個(gè)國(guó)家整體避稅指標(biāo)，發(fā)現(xiàn)該指標(biāo)具有宏觀預(yù)測(cè)價(jià)值。

中國(guó)作為世界第二大經(jīng)濟(jì)體，在國(guó)際市場(chǎng)上發(fā)揮著越來(lái)越重要的作用，同時(shí)中國(guó)有其獨(dú)特的市場(chǎng)環(huán)境：政府對(duì)資本市場(chǎng)的管制、有限的財(cái)產(chǎn)權(quán)保護(hù)和弱的市場(chǎng)制度、獨(dú)立的本地會(huì)計(jì)師事務(wù)所的缺乏及社會(huì)網(wǎng)絡(luò)和政治關(guān)聯(lián)的普遍性等，因此，中國(guó)的研究背景與發(fā)達(dá)的資本市場(chǎng)存在差異。2005年前中國(guó)會(huì)計(jì)-稅法的一致性程度(book-tax conformity)在全球范圍內(nèi)處于較高水平，但新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施之后，根據(jù)PricewaterhouseCoopers LLP(2010)關(guān)于全球采納國(guó)際會(huì)計(jì)準(zhǔn)則情況的調(diào)查，中國(guó)會(huì)計(jì)制度與稅法間是“準(zhǔn)依賴”的關(guān)系。2那么企業(yè)避稅行為具有宏觀預(yù)測(cè)價(jià)值嗎？

本文以1995～2015年滬深兩市A股上市公司為樣本，研究企業(yè)避稅活動(dòng)對(duì)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的宏觀預(yù)測(cè)價(jià)值，結(jié)果表明：地區(qū)整體避稅較高意味著該地區(qū)的企業(yè)通過(guò)避稅“籌集”了較多資金，企業(yè)可以利用這筆資金進(jìn)行投資，投資活動(dòng)會(huì)反映于地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，說(shuō)明企業(yè)避稅對(duì)未來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有宏觀預(yù)測(cè)價(jià)值。該結(jié)論在一階差分回歸檢驗(yàn)、GMM估計(jì)等穩(wěn)健性檢驗(yàn)中仍然成立。此外，本文進(jìn)一步研究了企業(yè)避稅活動(dòng)預(yù)測(cè)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的渠道、原因及避稅的動(dòng)機(jī)。研究發(fā)現(xiàn)：第一，企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的正相關(guān)性在政治不確定性較低的樣本中顯著，當(dāng)政治不確定性較高時(shí)，由于企業(yè)投資活動(dòng)受到抑制，企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)性不顯著。同時(shí)，企業(yè)層面的檢驗(yàn)表明避稅與企業(yè)的投資水平正相關(guān)，這說(shuō)明企業(yè)避稅經(jīng)由投資活動(dòng)傳導(dǎo)至地區(qū)經(jīng)濟(jì)。第二，企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的正相關(guān)性在稅收征管強(qiáng)度小、地區(qū)財(cái)政赤字程度小的樣本中顯著，這表明企業(yè)的投資效率高于政府，因?yàn)楫?dāng)稅金更多地留在企業(yè)里時(shí)，避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系更顯著。第三，采用各地區(qū)稅收籌劃的整體激進(jìn)程度進(jìn)行分組檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)在稅收籌劃激進(jìn)的樣本里，企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)性更顯著，這說(shuō)明企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)源自其自身的稅收籌劃意愿。

本文可能的研究貢獻(xiàn)在于：(1)豐富和拓展了會(huì)計(jì)信息預(yù)測(cè)宏觀經(jīng)濟(jì)的文獻(xiàn)(Konchitchki and Patatoukas,2014；羅宏等，2016)[5][18]，本研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)避稅信息也具有宏觀經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)性；(2)本研究直接探究了企業(yè)避稅對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)的預(yù)測(cè)作用，豐富和拓展了現(xiàn)有從微觀角度研究企業(yè)避稅(Desai and Dharmapala, 2009；Hasan et al., 2014)[1][4]及從宏觀經(jīng)濟(jì)和制度研究企業(yè)避稅(劉行和葉康濤，2014；陳冬等，2016)[16][10]的文獻(xiàn)；(3)運(yùn)用類似于“跨國(guó)研究”框架設(shè)計(jì)出的中國(guó)省市地區(qū)樣本既拓展了Shevlin et al.(2018)[6]等跨國(guó)研究的結(jié)論，又較好地克服了跨國(guó)研究設(shè)計(jì)中常見(jiàn)的數(shù)據(jù)非可比性、測(cè)量誤差及遺漏變量等問(wèn)題。

研究假設(shè)

近二十年來(lái)，企業(yè)避稅的影響因素研究主要關(guān)注企業(yè)規(guī)模、外部力量(魏春燕，2014；曾姝和李青原，2016)[20][23]，同時(shí)關(guān)注避稅行為對(duì)企業(yè)價(jià)值(Desai and Dharmapala, 2009)[1]、資本成本(Hasan et al.,2014)[4]等的影響。目前越來(lái)越多的學(xué)者開(kāi)始關(guān)注宏觀環(huán)境如地區(qū)金融發(fā)展程度(劉行和葉康濤，2014)[16]、宏觀經(jīng)濟(jì)周期(陳冬等，2016)[10]等對(duì)企業(yè)避稅的影響。由此可知，現(xiàn)有文獻(xiàn)大多考察企業(yè)避稅的宏觀或微觀影響因素，及微觀經(jīng)濟(jì)后果，而針對(duì)微觀企業(yè)避稅對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)(經(jīng)濟(jì)產(chǎn)出)的影響研究鮮有涉及，這一方向正處于勃興之期(Shevlin et al., 2018)[6]。而作為具有特殊制度背景的中國(guó)，企業(yè)避稅行為是否具有宏觀預(yù)測(cè)價(jià)值是值得探討的問(wèn)題。

征稅是政府融資的方式之一，是資金由企業(yè)流向政府的過(guò)程，企業(yè)的稅負(fù)越重，意味著企業(yè)可支配的稅后收入越少，政府的稅收收入越高，反之亦然，因此企業(yè)避稅會(huì)影響企業(yè)的稅負(fù)和政府稅收間的分配(Tang et al.,2017)[8]，從而進(jìn)一步影響企業(yè)與政府各自的投資能力。企業(yè)和政府均為市場(chǎng)中的投資主體，雖然投資目的不同，投資的側(cè)重點(diǎn)不同，但兩類投資主體的投資活動(dòng)均會(huì)反映于地區(qū)的GDP(Shevlin et al., 2018；郝穎等，2014)[6][13]。

從企業(yè)的角度來(lái)看，企業(yè)的稅負(fù)是企業(yè)為了獲得某一地區(qū)的公共物品供給所付出的代價(jià)，因此，稅費(fèi)是企業(yè)的一筆支出，避稅活動(dòng)會(huì)直接影響企業(yè)的凈利潤(rùn)，進(jìn)而影響到留存收益及投資能力。企業(yè)的投資以盈利為目的，通過(guò)建設(shè)廠房、更換機(jī)器設(shè)備等活動(dòng)擴(kuò)大再生產(chǎn)，力圖股東權(quán)益的最大化。同時(shí)，在企業(yè)的投資活動(dòng)中，固定資產(chǎn)投資在購(gòu)入資產(chǎn)或工程完工的同時(shí)即進(jìn)入當(dāng)期的生產(chǎn)函數(shù)，而無(wú)形資產(chǎn)投資對(duì)GDP的影響雖然沒(méi)有固定資產(chǎn)投資那樣“及時(shí)”，但有助于提高經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的“持續(xù)性”(郝穎等，2014)[13]。企業(yè)可以通過(guò)減少當(dāng)期的應(yīng)納稅所得額或增加稅收減免額來(lái)減少資金的流出，同時(shí)通過(guò)利用會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與稅法所規(guī)定的某些項(xiàng)目的暫時(shí)性差異進(jìn)行稅收籌劃，企業(yè)可以推遲納稅，從而獲得一筆無(wú)息貸款。因此，若企業(yè)將這筆通過(guò)避稅“籌集”起來(lái)的資金用于有效的投資活動(dòng)，則預(yù)示著未來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，此時(shí)企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間會(huì)呈正相關(guān)性。然而，復(fù)雜的避稅手段會(huì)加劇企業(yè)代理人和股東之間的信息不對(duì)稱程度，并由此削弱高管薪酬的業(yè)績(jī)敏感性，破壞薪酬合約的有效性(Desai and Dharmapala, 2006；葉康濤和劉行，2014)[2][21]，甚至加劇經(jīng)理人對(duì)公司的“掏空”行為，損害股東的利益。劉行和葉康濤(2013)[17]發(fā)現(xiàn)，避稅會(huì)降低企業(yè)的投資效率，主要表現(xiàn)為過(guò)度投資。因此，若企業(yè)避稅的成本大于利得，又或者企業(yè)并未將避稅所獲得的資金用于有效投資，則企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間會(huì)呈負(fù)相關(guān)性。

從政府的角度來(lái)看，稅收收入是政府為實(shí)現(xiàn)其政治職能所依法取得的財(cái)政收入的一部分，而且稅收目前仍是各地方政府的主要融資方式，而企業(yè)避稅行為會(huì)影響政府的財(cái)政收入，財(cái)政收入直接影響政府的財(cái)政支出和投資能力。政府投資不以盈利為主要目的，但城市里重要的公共物品及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)主要依靠政府投資，政府在交通、電力、通訊等基礎(chǔ)設(shè)施上的投入直接反映于當(dāng)年的GDP增量，而科教文衛(wèi)方面的支出及對(duì)社會(huì)福利事業(yè)的投入則有助于區(qū)域的可持續(xù)性發(fā)展。并且，由于政府公共投資尤其是基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)具有“外部效應(yīng)”，有助于提高私人資本的收益率，對(duì)私人投資有“擠入”效應(yīng)，因而對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)有積累效應(yīng)。郭慶旺和賈俊雪(2006)[12]也認(rèn)為中國(guó)政府公共物質(zhì)資本投資有助于長(zhǎng)期經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。因此，若一個(gè)地區(qū)的企業(yè)整體避稅程度比較低，意味著該地區(qū)的企業(yè)為其享受此地的公共物品和服務(wù)付出了足夠的代價(jià)，那么政府也就有足夠的財(cái)政收入去為企業(yè)提供更好地公共物品及服務(wù)，從而改善地區(qū)的投資環(huán)境，吸引更多的企業(yè)，促進(jìn)該地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展，此時(shí)企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間會(huì)呈負(fù)相關(guān)性。但是，即使有足夠的財(cái)政收入來(lái)源，政府也未必有能力進(jìn)行進(jìn)一步的投資，且政府投資是否會(huì)帶來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)也有待考量。在制度環(huán)境差、腐敗程度高的地區(qū)，政府的投資和建設(shè)發(fā)生預(yù)算軟約束及公共支出結(jié)構(gòu)被扭曲的可能性更大。由此可見(jiàn)，若政府的腐敗程度高、治理水平低、投資效率低，則難以將稅收收入合理配置，此時(shí)稅金留在企業(yè)中可能會(huì)更有利于經(jīng)濟(jì)發(fā)展，那么地區(qū)避稅程度高預(yù)示著經(jīng)濟(jì)更良好的發(fā)展態(tài)勢(shì)，即企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間會(huì)呈正相關(guān)性。

由此可見(jiàn)，企業(yè)避稅行為會(huì)影響企業(yè)稅負(fù)和政府稅收間的分配，進(jìn)而影響企業(yè)與政府各自的投資能力，但其對(duì)未來(lái)地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)是否具有預(yù)測(cè)效應(yīng)，或增量的信息含量是一個(gè)待檢驗(yàn)的實(shí)證問(wèn)題。本文提出如下零假設(shè)：

H1：地區(qū)整體的企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)不相關(guān)。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取1995～2015年的所有A股上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)以及30個(gè)省級(jí)行政區(qū)(未包含西藏)的區(qū)域宏觀經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)作為初選樣本。選取1995年為起始點(diǎn)，是因?yàn)橛?jì)算實(shí)際GDP增長(zhǎng)率需要上一年的數(shù)據(jù)，而分稅制改革于1994年開(kāi)始施行。計(jì)算實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的數(shù)據(jù)取自1994～2016年。本文對(duì)初始樣本進(jìn)行如下篩選：(1)剔除金融類企業(yè)的數(shù)據(jù)；(2)剔除當(dāng)年被ST和PT企業(yè)的數(shù)據(jù)；(3)在計(jì)算實(shí)際稅率ETR時(shí)先剔除稅前利潤(rùn)為負(fù)及為0的企業(yè)，再將大于1的ETR重置為1，將小于0的ETR重置為0(Dyreng et al.,2010)[3]；(5)剔除當(dāng)年新上市公司的樣本(魏春燕，2014)[20]；(6)剔除同一年度-行業(yè)觀測(cè)值未超過(guò)15的樣本(曾姝和李青原，2016)[23]3；(7)剔除西藏?cái)?shù)據(jù)(郝穎等，2014；曾姝和李青原，2016)[13][23]；(8)剔除在計(jì)算每一年度-地區(qū)的加總實(shí)際稅率時(shí)樣本量小于2的地區(qū)4；(9)剔除有數(shù)據(jù)缺失的樣本。最后得到592個(gè)年度-地區(qū)的非平衡面板數(shù)據(jù)。在回歸時(shí)，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。

由于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)目前只涵蓋1998～2013年間的數(shù)據(jù)；此外，雖然工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)樣本量更大，但沒(méi)有直接度量企業(yè)層面避稅的指標(biāo)，只能通過(guò)模型間接推斷樣本總體的避稅程度，所以本文采用的是上市公司數(shù)據(jù)。上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，各地區(qū)稅收數(shù)據(jù)來(lái)自《中國(guó)稅務(wù)年鑒》，中央補(bǔ)助收入來(lái)自《中國(guó)財(cái)政年鑒》，區(qū)域其它宏觀經(jīng)濟(jì)的數(shù)據(jù)來(lái)自中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)及各地區(qū)統(tǒng)計(jì)年鑒。

二、變量定義和模型設(shè)定

為檢驗(yàn)前文的分析，本文設(shè)置多元回歸方程(1)來(lái)檢驗(yàn)避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系。

由于GDP會(huì)受到通貨膨脹的影響，因此本文采用消費(fèi)者物價(jià)指數(shù)(以1978年為基期)調(diào)整名義GDP，然后計(jì)算得出i省在t年的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率GDPGrowthi,t。在回歸方程中，因變量為t年的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率GDPGrowthi,t，同時(shí)本文也控制了t-1年的增長(zhǎng)率GDPGrowthi,t-1，以刻畫(huà)可能存在的收斂效應(yīng)(Shevlin et al., 2018；賈俊雪和郭慶旺，2008)[6][14]。

借鑒Dyreng et al.(2010)[3]等文獻(xiàn)，本文使用企業(yè)的實(shí)際稅率(ETRj,t)衡量企業(yè)避稅程度，同時(shí)會(huì)計(jì)—稅收差異被作為中國(guó)稅務(wù)部門判斷企業(yè)是否存在避稅嫌疑的一個(gè)重要指標(biāo)，因此賬稅差異(BTDj,t)也在穩(wěn)健性檢驗(yàn)時(shí)作為衡量企業(yè)避稅程度的另一個(gè)指標(biāo)。其中Taxj,t和Profitj,t分別表示j公司在t年的所得稅費(fèi)用及稅前利潤(rùn)，將二者的比值乘上-1，計(jì)算出的ETRj,t與企業(yè)避稅程度正相關(guān)。借鑒Tang et al.(2017)[8]和Shevlin et al.(2018)[6]的研究思路，由于中國(guó)居民企業(yè)以企業(yè)登記注冊(cè)地為納稅地，并且企業(yè)規(guī)模也會(huì)影響到公司的實(shí)際稅負(fù)，因此本文用年末資產(chǎn)規(guī)模對(duì)注冊(cè)在各省的上市公司的實(shí)際稅率進(jìn)行加權(quán)平均，得到地區(qū)總體企業(yè)避稅程度TaxAvoidi,t。5同時(shí)，本文在模型中加入如下控制變量：i省在t-1年的實(shí)際GDP增長(zhǎng)率GDPGrowthi,t-1(Shevlin et al., 2018；賈俊雪和郭慶旺，2008)[6][14]、會(huì)計(jì)信息Profiti,t-1(羅宏等，2016)[18]、企業(yè)所得稅收入比率CorpTaxi,t-1、固定資產(chǎn)投資比率FixedInvi,t-1(李青原等，2013)[15]、財(cái)政支出比率GovExpi,t-1(李青原等，2013)[15]、地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度Tradei,t-1(郝穎等，2014)[13]、人均受教育年限Edui,t-1(李青原等，2013)[15]、勞動(dòng)力比率Labori,t-1(賈俊雪和郭慶旺，2008；郝穎等，2014)[14][13]、財(cái)政分權(quán)指標(biāo)FDi,t-1(周業(yè)安和章泉，2008)[24]、轉(zhuǎn)移支付指標(biāo)Transferi,t-1(范子英和張軍，2010)[11]、交通基礎(chǔ)設(shè)施Infrai,t-1(韋倩等，2014)[19]。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)

表2是樣本分布及回歸方程中所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。實(shí)際GDP增長(zhǎng)率的均值在11%左右，說(shuō)明中國(guó)各地區(qū)在1995～2015年間國(guó)民生產(chǎn)總值增速較快，這符合發(fā)展中國(guó)家的實(shí)際情況。地區(qū)企業(yè)總體避稅TaxAvoid的均值(中位數(shù))約為-0.203(-0.202)，小于法定稅率，說(shuō)明多數(shù)省份的實(shí)際稅負(fù)低于法定稅率水平。Profit的均值(中位數(shù))為0.329(0.079)，均值和中位數(shù)差異較大，標(biāo)準(zhǔn)差較大。CorpTax的均值(中位數(shù))為0.030(0.020)，說(shuō)明各地區(qū)企業(yè)所得稅收入占GDP總額的3.0%。FixedInv的均值(中位數(shù))為0.531(0.478)，說(shuō)明各地區(qū)全社會(huì)固定資產(chǎn)投資完成額約占GDP總量的一半。GovExp的均值(中位數(shù))為0.174(0.154)，說(shuō)明政府支出占GDP總量的17.4%。地區(qū)對(duì)外開(kāi)放程度Trade均值(中位數(shù))為0.315(0.128)，均值和中位數(shù)差異較大，且標(biāo)準(zhǔn)差(0.394)較大，說(shuō)明中國(guó)各地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度有較大差異。各地區(qū)人口的平均受教育年限Edu的均值和中位數(shù)均在8年左右，大致為初中受教育程度。勞動(dòng)力變量Labor均值(中位數(shù))為0.543(0.545)，意味著各地區(qū)就業(yè)人口占到了地區(qū)總?cè)丝诘囊话胍陨稀Ｘ?cái)政分權(quán)指標(biāo)FD均值(中位數(shù))為0.770(0.782)。中央補(bǔ)助收入占財(cái)政支出的比值Transfer均值(中位數(shù))為0.493(0.529)。Infra均值(中位數(shù))為3.041(3.070)，標(biāo)準(zhǔn)差較大。

表3 企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

二、多元回歸分析

表3第(1)列報(bào)告了企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的回歸結(jié)果，解釋變量TaxAvoidi,t-1的估計(jì)系數(shù)顯著為正，系數(shù)值(t值)為0.086(2.60)，且在5%的水平上顯著，意味著地區(qū)企業(yè)避稅(TaxAvoid)能夠預(yù)測(cè)未來(lái)的地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)(GDPGrowth)，這表明：企業(yè)避稅程度越高，可用于資本支出的資金越富余，更有利于開(kāi)展投資活動(dòng)，而企業(yè)的投資有助于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。另外，t-1年的GDP增長(zhǎng)率與t年GDP增長(zhǎng)率正相關(guān)，且在1%水平上顯著，刻畫(huà)了經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的收斂效應(yīng)。

表4 其他樣本回歸檢驗(yàn)

三、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為避免回歸方程可能存在的遺漏變量偏誤，本文在此對(duì)方程(1)進(jìn)行一階差分檢驗(yàn)，回歸結(jié)果如表3第(2)列所示，TaxAvoidi,t-1系數(shù)顯著為正，說(shuō)明模型設(shè)定受到遺漏變量的影響較小。考慮到可能存在的內(nèi)生性及反向因果問(wèn)題，本文又進(jìn)行了GMM估計(jì)，結(jié)果如表4第(3)列所示，TaxAvoidi,t-1系數(shù)仍然顯著為正。此外，本文還使用“賬稅差異”指標(biāo)BTDi,t-1((稅前利潤(rùn)-所得稅費(fèi)用/名義稅率)/年末總資產(chǎn))(葉康濤和劉行，2014)[21]衡量企業(yè)的避稅程度，然后用資產(chǎn)進(jìn)行加權(quán)平均求得地區(qū)避稅程度TaxAvoidi,t-1并帶入回歸方程式(1)進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表3第(4)列所示。表4第(1)、(2)列分別為在計(jì)算地區(qū)加總實(shí)際稅率時(shí)剔除公司層面觀測(cè)值不足5、10的樣本后的回歸結(jié)果。由于上海、廣東、北京三個(gè)地區(qū)在回歸樣本中是國(guó)有企業(yè)平均數(shù)量最多的三個(gè)地區(qū)，第(3)列為剔除三個(gè)地區(qū)觀測(cè)值后的回歸結(jié)果。由于本文所選取的計(jì)算ETR的數(shù)據(jù)受到企業(yè)盈余管理活動(dòng)的影響，本文在方程中控制地區(qū)盈余管理程度的變量后再進(jìn)行檢驗(yàn)，地區(qū)盈余管理程度由企業(yè)的操控性應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(葉康濤和劉行，2011)[22]經(jīng)資產(chǎn)加權(quán)平均后得到，表5為檢驗(yàn)結(jié)果。表6為根據(jù)企業(yè)所得稅分享改革(2002)(Tang et al., 2017)[8]、新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則實(shí)施(2005)劃分的子區(qū)間回歸結(jié)果。表7為使用人均GDP增速作為因變量進(jìn)行檢驗(yàn)的結(jié)果(賈俊雪和郭慶旺，2008)[14]。以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)基本支持本文的結(jié)論。

表5 控制地區(qū)盈余管理程度

進(jìn)一步分析

一、企業(yè)避稅、投資與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

在本文的前述分析中，本文將投資視作避稅預(yù)測(cè)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的傳導(dǎo)渠道：企業(yè)避稅為企業(yè)節(jié)省了稅費(fèi)，增強(qiáng)了企業(yè)的投資能力，企業(yè)的投資則拉動(dòng)了經(jīng)濟(jì)的增長(zhǎng)。為驗(yàn)證這一觀點(diǎn)，本文又進(jìn)行了進(jìn)一步的分析檢驗(yàn)。

曹春方(2013)[9]發(fā)現(xiàn)官員法定政治權(quán)力的轉(zhuǎn)移會(huì)增強(qiáng)未來(lái)經(jīng)濟(jì)政策的不確定性，企業(yè)會(huì)更加謹(jǐn)慎地對(duì)待投資，表現(xiàn)為地方國(guó)有企業(yè)的投資量在換屆當(dāng)年顯著降低。上述研究結(jié)果表明，當(dāng)面臨的政治不確定性較高時(shí)，企業(yè)有較強(qiáng)的動(dòng)機(jī)去削減投資。因此，若企業(yè)避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的正相關(guān)關(guān)系經(jīng)由投資這條渠道產(chǎn)生，那么在政治不確定性較低的年份里，企業(yè)更愿意將避稅所得的資金用于投資，對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響會(huì)更顯著，即企業(yè)避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系在政治不確定性低的年份里更顯著。

表6 分區(qū)間回歸檢驗(yàn)

表7 使用人均GDP增速

本文用省委書(shū)記更替的數(shù)據(jù)來(lái)衡量政治不確定性，若省委書(shū)記在當(dāng)年發(fā)生更替，則當(dāng)年為政治不確定性高的年份。分組回歸檢驗(yàn)的結(jié)果如表8所示，避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系在政治不確定性較低的年份更顯著，在不確定性較高的年份里，企業(yè)投資活動(dòng)受到抑制，因而避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間缺乏有效的傳導(dǎo)機(jī)制。

此外，本文還用方程(2)進(jìn)行了企業(yè)層面的檢驗(yàn)：

企業(yè)的投資支出采用兩種方式衡量，Invest1j,t=(購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金)/期初總資產(chǎn)；Invest2j,t=(購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金＋取得子公司及其他營(yíng)業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金-處置子公司及其他營(yíng)業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額)/期初總資產(chǎn)。因變量為t年的投資支出Investj,t，解釋變量為企業(yè)t-1年的避稅程度ETRj,t-1。此外，模型中企業(yè)層面的控制變量包括：t-1年的投資支出Investj,t-1、年末資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)Sizej,t-1、股票年回報(bào)率Returnj,t-1、托賓Q值Tobinj,t-1、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流與總資產(chǎn)的比值CFOj,t-1、資產(chǎn)負(fù)債率Levj,t-1、公司上市年限的自然對(duì)數(shù)Agej,t-1。宏觀層面的控制變量與前文一致。

表8 基于政治不確定性的回歸檢驗(yàn)

回歸結(jié)果如表9所示，在(1)、(2)列中，ETRj,t-1的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明企業(yè)避稅程度與企業(yè)投資呈正相關(guān)，實(shí)際稅負(fù)的降低的確會(huì)促使企業(yè)增加投資支出。

二、企業(yè)避稅、投資效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

從前文的分析可以看出，若企業(yè)避稅程度較高，意味著留在企業(yè)的可用于投資支出的資金更多；若企業(yè)避稅程度較小，意味著政府獲得的可用于地區(qū)發(fā)展的財(cái)政收入越多。既然企業(yè)與政府均為投資主體，如果兩類主體的投資效率完全一樣，則這筆稅金具體由哪個(gè)主體進(jìn)行投資不會(huì)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)造成顯著不同的影響。本文的前述研究結(jié)果顯示避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間正相關(guān)，這說(shuō)明兩類投資主體的投資效率是有差別的，且企業(yè)投資效率應(yīng)大于政府，稅金留在企業(yè)中預(yù)示著未來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，那么地區(qū)企業(yè)整體避稅與實(shí)際經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率之間的相關(guān)關(guān)系是否由企業(yè)與政府的投資效率差異造成？

表9 企業(yè)層面的回歸檢驗(yàn)

為探究這個(gè)問(wèn)題，本文用稅收征管強(qiáng)度把觀測(cè)值分成兩組，然后分別用方程(1)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)。稅收征管強(qiáng)度代表著政府當(dāng)局為了充分利用稅收能力所付出的努力，強(qiáng)度越大，意味著企業(yè)的避稅行為被征管機(jī)構(gòu)發(fā)現(xiàn)、處罰的可能性越大，因此稅收征管能起到抑制企業(yè)過(guò)激避稅的作用。中國(guó)稅收立法權(quán)集中在中央政府，但地方政府在稅收征管方面享有較大自主權(quán)，在稅收征管強(qiáng)度大的地區(qū)中，企業(yè)整體避稅激進(jìn)程度應(yīng)弱于征管強(qiáng)度小的省份。而且，強(qiáng)度越大說(shuō)明政府將潛在的稅收能力轉(zhuǎn)換為了切實(shí)的稅收收入，有更充足的資源用于政府投資，強(qiáng)度小則說(shuō)明該地區(qū)的管理當(dāng)局并未充分利用其稅收能力，企業(yè)更有可能通過(guò)避稅將一部分資金留在企業(yè)里進(jìn)行再投資。因此，如果企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系是由于企業(yè)的投資效率高于政府造成的，那么在稅收征管強(qiáng)度低的組里，企業(yè)避稅越多，可用于投資的資本越多，TaxAvoidi,t-1與GDPGrowthi,t的正相關(guān)關(guān)系會(huì)更顯著。借鑒葉康濤和劉行(2011)[22]、曾姝和李青原(2016)[23]的方法，本文用稅收努力指標(biāo)來(lái)衡量每個(gè)省的稅收征管強(qiáng)度，具體估算方法如下：

其中，Taxi,t表示i省第t年的總稅收收入9，GDPi,t為i省第t年的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，Tradei,t為進(jìn)出口總額占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重，代表著地區(qū)的對(duì)外開(kāi)放程度，Primi,t和Secondi,t分別代表i省t年第一、第二產(chǎn)業(yè)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。本文將各地區(qū)的數(shù)據(jù)用模型(3)進(jìn)行回歸，估算出預(yù)期的稅收負(fù)擔(dān)，稅收征管強(qiáng)度用實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)與預(yù)期稅收負(fù)擔(dān)的比值確定，比值在中位數(shù)之上的省份為稅收征管強(qiáng)度較高的省份。

同理，在財(cái)政赤字較為嚴(yán)峻的地區(qū)，政府面臨入不敷出的財(cái)政狀況，而通過(guò)增加行政收費(fèi)等預(yù)算外收入來(lái)緩解這一問(wèn)題的做法會(huì)損害當(dāng)?shù)氐耐顿Y環(huán)境，不利于長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，這意味著政府有動(dòng)機(jī)通過(guò)加強(qiáng)稅收征管來(lái)緩解收入短缺的問(wèn)題。如果企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系是由于企業(yè)的投資效率高于政府造成的，則在財(cái)政赤字情況不嚴(yán)重的組里正相關(guān)關(guān)系會(huì)里更顯著。本文用地方政府財(cái)政支出與財(cái)政收入的比值來(lái)衡量財(cái)政赤字情況(Tang et al., 2017)[8]，若該比值位于中位數(shù)之上，則財(cái)政赤字嚴(yán)重，并根據(jù)財(cái)政赤字情況對(duì)方程(1)進(jìn)行分組回歸。

表10為對(duì)投資效率進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的結(jié)果。第(1)、(2)列是根據(jù)地區(qū)稅收征管強(qiáng)度變量進(jìn)行分組回歸的結(jié)果，結(jié)果表明在征管強(qiáng)度較小的觀測(cè)值中，TaxAvoidi,t-1與GDPGrowthi,t存在顯著正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)值達(dá)到了0.091，但在稅收征管強(qiáng)度大的組里卻沒(méi)有顯著的相關(guān)關(guān)系。第(2)、(3)列是用地區(qū)財(cái)政赤字程度分組回歸的結(jié)果，在財(cái)政赤字程度小的組里，TaxAvoidi,t-1與GDPGrowthi,t存在顯著正相關(guān)關(guān)系，系數(shù)值達(dá)到了0.095。兩個(gè)分組回歸的結(jié)果均說(shuō)明企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的正相關(guān)性是由于企業(yè)的投資效率高于政府造成的。

三、企業(yè)避稅、避稅動(dòng)機(jī)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

一般來(lái)說(shuō)，企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)有兩種：政府的稅收優(yōu)惠政策及企業(yè)自身的稅收籌劃意愿(Shevlin et al., 2018)[6]。政府當(dāng)局的稅收優(yōu)惠及稅收減免政策能夠幫助企業(yè)減輕稅負(fù)，如研發(fā)費(fèi)用可加計(jì)扣除、高新技術(shù)企業(yè)可享受優(yōu)惠稅率等，同時(shí)企業(yè)自身也有動(dòng)機(jī)通過(guò)激進(jìn)的稅收籌劃活動(dòng)減輕稅負(fù)、增加稅后利潤(rùn)。直觀地看，這兩種動(dòng)機(jī)都能夠解釋企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的相關(guān)關(guān)系：政府的稅收優(yōu)惠政策減輕了企業(yè)的稅負(fù)，企業(yè)自身的稅收籌劃活動(dòng)也能夠?yàn)槠髽I(yè)節(jié)省稅費(fèi)，使企業(yè)有更多的資金用于有效的投資活動(dòng)，因此避稅越多，預(yù)示著未來(lái)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)率越高。在企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的正相關(guān)關(guān)系中，哪種避稅動(dòng)機(jī)占據(jù)主導(dǎo)地位也是值得探討的問(wèn)題。

表10 企業(yè)避稅、投資效率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

為探究這個(gè)問(wèn)題，本文根據(jù)稅收籌劃的激進(jìn)程度對(duì)方程(1)進(jìn)行分組回歸(Shevlin et al., 2018)[6]。企業(yè)避稅是政府稅收激勵(lì)政策與企業(yè)自身納稅籌劃的共同結(jié)果，政府的稅收優(yōu)惠、減免稅政策通常針對(duì)某一行業(yè)，因此從整體上看，同行業(yè)內(nèi)企業(yè)所受的稅收激勵(lì)應(yīng)沒(méi)有顯著差別，但同行業(yè)企業(yè)間可以有不同的稅收籌劃策略。據(jù)此，本文將企業(yè)的實(shí)際稅率(ETR)減去行業(yè)均值，得到經(jīng)過(guò)行業(yè)調(diào)整的實(shí)際稅率，經(jīng)過(guò)調(diào)整的實(shí)際稅率已經(jīng)剔除了行業(yè)優(yōu)惠稅率的影響，本文在此基礎(chǔ)上再計(jì)算每個(gè)省所有上市公司在每一年度內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的實(shí)際稅率的標(biāo)準(zhǔn)差，若該省整體稅收籌劃比較激進(jìn)的話，則標(biāo)準(zhǔn)差較大，因此本文將每一年度標(biāo)準(zhǔn)差位于中位數(shù)之上的省份劃分為稅收籌劃激進(jìn)的省份，相反則為稅收籌劃保守的省份，并對(duì)兩組數(shù)據(jù)分別進(jìn)行回歸。由于分組的依據(jù)“經(jīng)調(diào)整的實(shí)際稅率的標(biāo)準(zhǔn)差”已剔除行業(yè)優(yōu)惠稅率的影響，若避稅動(dòng)機(jī)主要受政府稅收優(yōu)惠政策驅(qū)動(dòng)，則該分組依據(jù)下，兩組的顯著性水平應(yīng)沒(méi)有顯著差異；若避稅動(dòng)機(jī)主要受企業(yè)自身的稅收籌劃驅(qū)動(dòng)，則在稅收籌劃激進(jìn)的組里，企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的正相關(guān)性應(yīng)更顯著。

表11 企業(yè)避稅、避稅動(dòng)機(jī)與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)

表11為對(duì)避稅動(dòng)機(jī)進(jìn)行回歸檢驗(yàn)的結(jié)果，結(jié)果表明，在稅收籌劃激進(jìn)的組里，企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的正相關(guān)性更顯著，說(shuō)明企業(yè)避稅主要是受自身稅收籌劃的驅(qū)動(dòng)。

研究結(jié)論

基于1995～2015年的A股上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)和各地區(qū)宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展數(shù)據(jù)，本文研究了企業(yè)避稅對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的預(yù)測(cè)性。雖然上市公司樣本不能代表中國(guó)企業(yè)整體，但本文的研究發(fā)現(xiàn)仍為從避稅視角理解經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)提供了證據(jù)，具有一定價(jià)值。本文研究結(jié)果表明：避稅會(huì)為企業(yè)節(jié)省稅費(fèi)，使企業(yè)更有意愿進(jìn)行投資，而企業(yè)的投資活動(dòng)會(huì)反映在地區(qū)的GDP增量中，因此企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)呈正相關(guān)，微觀的避稅信息對(duì)未來(lái)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有預(yù)測(cè)性，此結(jié)論在一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)中仍然成立。并且，在政治不確定性較高的時(shí)候，企業(yè)投資會(huì)更謹(jǐn)慎，因而避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的相關(guān)性不顯著，據(jù)此進(jìn)一步論證了投資是避稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間的傳導(dǎo)渠道，企業(yè)層面的分析則直接佐證了避稅所帶來(lái)的企業(yè)稅負(fù)的減輕會(huì)促使企業(yè)增加投資支出。此外，本文利用稅收征管強(qiáng)度、財(cái)政赤字程度進(jìn)行分組回歸檢驗(yàn)，進(jìn)一步支持企業(yè)避稅與地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)間的正相關(guān)性是由于企業(yè)的投資效率高于政府造成的。最后，根據(jù)稅收籌劃激進(jìn)程度進(jìn)行的分組回歸檢驗(yàn)表明企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)來(lái)自其自身的稅收籌劃意愿，并非政府的稅收優(yōu)惠政策。

注釋

※ 感謝中國(guó)青年經(jīng)濟(jì)學(xué)者論壇(2018)、中國(guó)金融學(xué)術(shù)與政策國(guó)際論壇(2018)、中國(guó)青年經(jīng)濟(jì)學(xué)家聯(lián)誼會(huì)第3期工作坊(武漢·2018)、安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院(2017)和浙財(cái)會(huì)計(jì)學(xué)術(shù)論壇(2017)中林鐘高教授、陳釗教授、鐘寧樺教授、陳斌開(kāi)教授、劉行教授和李旭超教授等的建設(shè)性意見(jiàn)，文責(zé)自負(fù)。

1.本文所指的避稅是廣義的，包括所有對(duì)企業(yè)顯性納稅義務(wù)(explicit tax liability)產(chǎn)生影響的活動(dòng)。

2.“PricewaterhouseCoopers LLP,2010,IFRS adoption by country”將稅收制度的類型劃分為三種：dependent、 independent and Quasidependent.其中中國(guó)稅收制度的類型為 Quasi-dependent——Taxable profit is principally based on the legal entity statutory accounts, with a number of adjustments provided in the tax.

3.本文的行業(yè)劃分基于證監(jiān)會(huì)2012版的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)，制造業(yè)采用二級(jí)分類，其他行業(yè)采用一級(jí)分類。

4.在穩(wěn)健性測(cè)試時(shí)改為剔除企業(yè)樣本量小于5和10的省份，主要結(jié)論不受影響。

5.指省級(jí)行政區(qū)，包括省、自治區(qū)和直轄市，下同。

6.缺失的地區(qū)是由于當(dāng)年地區(qū)里滿足篩選條件的上市公司觀測(cè)值不足兩個(gè)，無(wú)法計(jì)算加權(quán)平均實(shí)際稅率導(dǎo)致。重慶的數(shù)據(jù)從1997年開(kāi)始。

7.由于現(xiàn)金流數(shù)據(jù)從1998年開(kāi)始披露，此處樣本量下降。

8.由于現(xiàn)金流數(shù)據(jù)從1998年開(kāi)始披露，此處樣本從1998年開(kāi)始。再者，由于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)里“處置固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)所收回的現(xiàn)金”和“處置子公司及其他營(yíng)業(yè)單位收到的現(xiàn)金”缺失值比較多，此處樣本數(shù)量較少。若只考慮invest1，樣本量為15558，ETR系數(shù)仍顯著為正(t值為2.81)。

9.大連、廈門、深圳、寧波和青島五個(gè)城市的稅收收入已被加總到所屬省份。