公平竞争审查制度会降低企业避税程度吗.pdf

年第期双月刊总第 期中 南 财 经 政 法 大 学 学 报J OUR NA LO FZ HONG NAN UN I V E R S I T YO FE C ONOM I C SAN DL AWN o,B i m o n t h l yS e r i a lN o 公平竞争审查制度会降低企业避税程度吗?曹越张玉婷周瑞博(湖南大学 工商管理学院,湖南 长沙 )摘要:财税政策是政府干预经济的常用方式,税收优惠政策对市场公平竞争具有重大影响.审查税收优惠政策的公平性,是在税收领域贯彻落实公平竞争审查制度的务实之举.基于 年沪深A股公司的面板数据,将实施公平竞争审查制度视为一项准自然实验,运用双重差分模型(D I D)作为分析工具,探讨了公平竞争审查制度对高行政垄断区域企业税收规避的影响.研究发现,公平竞争审查制度可以显著降低高行政垄断地区企业的避税程度.机制检验表明,公平竞争审查制度能够促进税收扶持中性和市场竞争中性,从而抑制企业税收规避动机.进一步分析发现,公平竞争审查制度的税收规避抑制效应在地方政府问责制完善、地区营商环境差、地方政府税收竞争程度高以及公司内部治理差的样本中更为明显.文章丰富了公平竞争审查制度等行政垄断规制的微观经济后果和企业避税影响因素的研究文献,为公平竞争审查制度的实施提供政策参考.关键词:公平竞争审查;企业避税;税收扶持中性;市场竞争中性中图分类号:F 文献标识码:A文章编号:()收稿日期:基金项目:国 家 社 会 科 学 基 金 重 点 资 助 项 目“组 合 式 减 税 降 费 助 企 纾 困 的 财 务 效 应 与 应 对 策 略 研 究”(A G L )作者简介:曹越(),男,湖南常宁人,湖南大学工商管理学院教授,博士生导师,本文通讯作者;张玉婷(),女,安徽合肥人,湖南大学工商管理学院硕博连读生;周瑞博(),男,河南郑州人,湖南大学工商管理学院硕博连读生.一、引言党的二十大报告指出,要“完善产权保护、市场准入、公平竞争、社会信用等市场经济基础制度”“充分发挥市场在资源配置中的决定性作用,更好发挥政府作用”.竞争是市场机制发挥作用的关键,重点在于要求各经济主体被同等对待、能够公平参与市场竞争.因此,保障竞争政策的基础地位是实现市场机制在资源配置中的作用的重要抓手.我国已有的有关市场竞争政策(如 反不当竞争法 反垄断法 等法律法规),旨在规制市场主体在交易中存在的不正当经营和垄断行为,但在行政性垄断行为规制方面仍有不足.随着竞争中性原则成为规制经济竞争秩序的焦点,将反垄断重心从企业垄断转向行政垄断成为深化经济体制改革的突破口.在此背景下,年月国务院发布关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见,要求建立实施公平竞争审查制度,规范政府有关行为,防止出台排除、限制竞争的政策措施.该制度涵盖与市场经济活动密切相关的政策制定机关,并拓展法律体系中对行政垄断主体的覆盖范围,弥补了已有法律对行政垄断规制薄弱的不足.税收政策是市场主体开展经济活动的重要影响因素,过多的税收优惠会造成税收流失和税负不公平,扭曲经济运行,干扰公平竞争的市场秩序.据此,年国家发展和改革委等五部门制定印发的 公平竞争审查制度实施细则(试行)(简称 实施细则)明确规定,不得违法减免特定经营者应当缴纳的税款,随后修订的 公平竞争审查制度实施细则 把税收优惠政策列为重点审查对象.因此,以公平税负、促进公平竞争为原则审查税收优惠政策,是在税收领域贯彻落实公平竞争审查制度的必然选择.现有关于公平竞争审查制度经济后果的研究表明,该制度可以通过规制行政性垄断,改善资源配置效率、抑制企业非效率投资、提高企业生产率和技术创新水平,但鲜有文献从税收规避的视角探究公平竞争审查制度的实施效果.作为企业重要的财务活动,税收规避会直接影响政府财政收入,在公平竞争审查制度实施的背景下,探究竞争环境的改变如何对高行政垄断地区企业税收规避行为产生影响具有重要意义.企业税收规避的影响因素研究主要聚焦在微观企业层面和宏观环境层面.微观企业层面的影响因素主要包括企业特征(如董事会特征)、高管特征(如本地C E O家乡认同感)、信息披露(如财务报告透明度)等;宏观环境层面的影响因素主要包括税收监管强度、政策不确定性、经济周期 等.鲜有学者关注市场公平竞争环境变化对企业税收规避的影响,且现有关于税收政策公平竞争审查问题的研究主要聚焦在理论层面,涉及税收政策公平竞争审查的现状、问题并提出建议.本文研究贡献体现在如下方面.第一,从企业纳税遵从的视角探究公平竞争审查制度的实施效果,有利于更加全面深入地了解企业在行政垄断规制下的经营行为.已有文献考察了公平竞争审查制度对企业生产率、投资、创新等行为的重要影响 ,但忽略了对高行政垄断地区企业税收规避行为的作用.本文考察公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避行为的影响,有助于拓展公平竞争审查制度的微观经济后果文献.第二,从行政垄断规制的视角,考察公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的影响,丰富并拓展企业税收规避的影响因素研究.第三,结合制度审查标准的具体内容,从税收扶持中性、市场竞争中性两大维度,揭示公平竞争审查制度影响高行政垄断地区企业税收规避行为的作用机制,提供规制行政垄断影响微观企业行为作用机制的经验证据.此外,本文基于审查方式层面异质性特征、地区营商环境和地方政府税收竞争这两个地区层面异质性特征及公司内部治理这一企业层面异质性特征,考察公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避行为的差异化影响,为政府进一步落实该制度或完善相关政策提供有益参考.二、制度背景与理论分析(一)制度背景我国部分地区和行业由于计划经济体制的路径依赖,仍然存在行政垄断的现象.如设定歧视性标准、限制商品要素流通,违法给予优惠政策或不当减损市场主体利益等.特别是在长期财政分权和“G D P锦标赛”模式下,地方政府官员的地方保护主义思想浓厚,往往使用政策扶持等行政手段不当干预市场,从而加剧了竞争失序风险.我国已有竞争政策体系主要规制的是市场经济主体的垄断行为,当政府部门凭借行政权力排除或限制市场公平竞争时,现有竞争执法体系发挥作用的空间有限.在此背景下,年月国务院出台公平竞争审查制度,将审查对象转为以政府为核心的政策制定机关,旨在规避滥用行政权力排除或限制竞争的行为.制度的审查范围则是排除和限制竞争的各类政策措施,力图通过严格审查增量和有序清理存量相结合的方式,同时发挥监督问责和联席会议的监督作用,从源头上预防和控制行政性垄断,有效弥补反垄断法事中监管、事后救济的局限.年,国家发展和改革委等五部门制定的 公平竞争审查制度实施细则(试行)颁布实施.年,市场监管总局等五部门修订印发 公平竞争审查制度实施细则.年,修改后的 反垄断法 正式将公平竞争审查制度纳入法律范畴,进一步完善了反行政垄断制度体系.同年发布的 中共中央、国务院关于加快建设全国统一大市场的意见 强调,要健全公平竞争制度框架和政策实施机制,研究重点领域和行业性审查规则.自公平竞争审查制度实施以来,各地区、各部门有效清理、废除妨碍全国统一市场和公平竞争的各项政策和规定.迄今为止,公平竞争审查制度已实现在中央、省、市、县四级政府全覆盖,制度落实取得阶段性成果.(二)理论分析竞争中立原则是指政府不应对任一类市场经济实体提供特殊政策以维持其在市场竞争中的不合理的竞争优势或劣势.该原则旨在规范政府行为,防止各类政府干预工具扭曲市场机制的正常运行.税收政策是重要的政府干预工具,对税收政策的指引是竞争中立原则的核心要旨之一.竞争中立原则在税收领域的运用体现在,税收政策不应对市场经济中的任一类参与主体施加不合理的税收负担或税收优待.目前,我国税收政策执行过程中仍然存在非竞争中性的情况,如地方政府基于“G D P锦标赛”,在税收优惠政策的设计上往往倾斜于本地企业,赋予本地企业竞争优势以刺激地方经济增长.作为优化市场竞争环境的基础制度,公平竞争审查制度致力于打破行政垄断和地方保护主义,消除税收政策中违背竞争中立原则的规范.第一,公平竞争审查制度可以促进税收扶持中性,减少不当税收优惠政策,从而降低高行政垄断地区企业税收规避程度.改革开放以来,我国税收政策随着经济实践不断推进和发展,各级政府往往运用税收优惠政策以实现特定经济社会发展目标,形成了“项目多、规模大、层级多、涉及面广、交错复杂”的税收优惠现状.这些税收优惠对充分竞争和纳税人权利的保护不够充分,甚至成为地方税收不当竞争和保护主义的工具,破坏了市场正常竞争秩序.公平竞争审查制度指出,应保证各种所有制市场主体平等使用生产要素、公开公平公正参与市场竞争,不得违法给予特定经营者财政奖励和补贴.第二,公平竞争审查制度可以促进市场竞争中性,发挥外部监督与治理效应,从而减少高行政垄断地区企业税收规避行为.公平竞争审查制度明确指出,“不得对市场准入负面清单以外的行业、领域、业务等设置审批程序”“不得设置不合理和歧视性的准入和退出条件”,这些举措有助于更多的企业进入市场,释放和激发市场活力,有力保障各类市场主体公正、平等参与市场竞争的权利.所以,公平竞争审查制度可以强化竞争机制,提高行业竞争水平.良好的市场竞争环境能够发挥信息作用和监督作用,有效抑制企业税收规避行为.首先,市场竞争能够与公司内部治理机制发挥协同效应.当市场竞争程度较高时,潜在竞争者进出市场的成本较低,这促使企业增加更多、更高质量的信息披露以来缓解市场竞争带来的压力,从而抑制企业通过降低对市场的信息透明度的方式掩盖其从事高水平避税活动的行为,有效约束管理层道德风险与机会主义行为,增加企业避税成本和难度.其次,市场竞争能够提升经理人市场的声誉机制,发挥隐性激励的治理作用,促使管理层通过努力工作,积累良好的声誉和人力资本以获得更高的薪酬或更好的工作机会.同时促进股东依据行业标杆制定市场化的治理与激励方案,提高管理层激励有效性,从而缓解股东与管理层之间的代理冲突,降低管理层道德风险和逆向选择的动机,抑制其通过避税谋取私利的动机.最后,在激烈的市场竞争中,企业经营不善会引发倒闭或被兼并的风险,有利于增强管理层的危机意识.同时,竞争带来的破产威胁也会强化大股东的监管动机,此时管理者通过避税来获取私人利益的动机会削弱,更倾向于站在所有者角度为企业谋利,以企业价值最大化为目标,合理配置资源,改善经营业绩,增强企业竞争力.因此,公平竞争审查制度可通过强化市场竞争机制、优化市场竞争结构、提升行业竞争水平渠道来降低高行政垄断地区企业的税收规避程度.然而,公平竞争审查制度的出台也会压缩企业依靠垄断地位获取利润的空间,增加企业未来现金流的不确定性,使得企业面临更高的经营风险,从而强化企业税收规避动机.随着企业所处市场环境的竞争程度不断加剧,公司产品的利润空间会被压缩,行业超常利润的持续时间短且易被模仿与追赶,使得行政垄断企业的经营风险上升.此时,为了维持日常经营,企业可能会进行更为激进的避税行为,增加可用现金流进行更多的投资和广告营销,帮助其应对激烈的市场竞争.另一方面,公平竞争审查制度有助于促进要素的自由流动,从源头减少政府对信贷市场的干预.根据融资优序理论,行政垄断企业有可能实施激进的避税策略,通过内部融资的方式节省现金流以缓解融资约束.因此,公平竞争审查制度出台之后,高行政垄断地区企业也有动机提高税收规避程度.综上所述,本文提出如下备择假设.H a:公平竞争审查制度实施后,高行政垄断地区企业的税收规避程度下降.H b:公平竞争审查制度实施后,高行政垄断地区企业的税收规避程度上升.三、研究设计(一)样本选择与数据来源本文选择 年全部A股上市公司作为研究样本,并根据以下原则进行了数据筛选:()删除金融行业、当年被标记S T或S T的公司样本;()删除财务数据异常或缺失的公司样本;()删除 年及以后上市的样本.最终本文得到 组公司年度非平衡面板数据.本文研究所需要的财务数据均来自国泰安(C S MA R)数据库,地区层面数据来源于国家统计局.本文对所有连续变量进行了和 水平的缩尾处理以消除极端值对估计结果的影响.(二)变量的选取与定义解释变量:行政垄断与公平竞争审查制度公平竞争审查制度旨在从源头上打破地方保护和行政垄断,防止排除和限制市场竞争情况的发生并维护公平竞争的市场环境,保障市场在资源配置中的决定性作用,为本文检验去行政垄断对企业税收规避的影响效果提供了准自然实验.尽管此项制度并未以试点形式推行,但该制度的出台对不同行政垄断程度的地区会存在差异性的效果:公平竞争审查制度会对行政垄断程度高的地区产生更大的冲击,对这些地区的企业造成的影响也更大.地区国有经济比重是衡量行政垄断程度的合理变量.参考白重恩等的研究,本文以行政垄断指数,即地区国有控股企业营业收入与地区规模以上工业企业营业收入之比,作为各地行政垄断程度的代理变量.具体而言,根据 年地方行政垄断指数均值进行分组,将行政垄断程度较高地区的企业划分为实验组(T r e a t),将行政垄断程度较低地区的企业划分为对照组(T r e a t).同时以政府出台的公平竞争审查制 度 作 为 外 生 事 件,定 义 年 为 政 策 冲 击 之 后 的 时 间 段(P o s t);年为政策冲击之前的时间段(P o s t).交乘项T r e a t P o s t的回归系数为政策实施对高行政垄断地区企业税收规避的净影响效应.为了验证上述行政垄断指数的有效性,本文选取了政府行使地方保护的能力(政府财政收入占G D P的比重)和政府干预市场的能力(政府消费占全部最终消费的比重)这两个指标反映规制行政垄断效果、要素市场扭曲程度反映资源配置效率,以论证国有控股企业收入占比较高组别受到公平竞争审查制度的影响会更大.结果如表所示,第()()列中交乘项T r e a t P o s t的回归系数分别为 、,均在的置信水平显著,这说明国有控股企业收入占比较高组别中,公平竞争审查制度能够有效约束政府行使地方保护的能力和政府干预市场的能力,降低地区资源错配程度,即国有控股企业收入占比较高组别受到公平竞争审查制度的冲击更大.因此,以国有控股企业收入占比作为地区行政垄断程度的代理变量是合理且有效的.被解释变量:企业税收规避借鉴陈冬等的研究,本文采用名义所得税率与实际所得税率(当期所得税费用/税前利润)之差(R AT E_d i f f)作为企业税收规避程度的代理变量.上述指标越大,企业避税程度越高.虽然国外主流文献主要采用实际所得税率衡量企业税收规避程度,但是我国较多的企业所得税优惠政策导致企业间的名义税率不尽相同,各种税收优惠政策可通过企业适用的不同名义税率反映出来.因此,本文采用名义税率与实际税率的差额来衡量企业税收规避程度.表行政垄断指数有效性验证变量()政府行使地区保护的能力()政府干预市场的能力()资源配置效率变量()政府行使地区保护的能力()政府干预市场的能力()资源配置效率T r e a t A u d i t ()()()()()()P o s t F i x e d ()()()()()()T r e a t P o s t I n v ()()()()()()S i z e I n t a n ()()()()()()L e v S o e ()()()()()()A g e R o i ()()()()()()R o a G d p ()()()()()()C a s h f l o w P o p ()()()()()()B o a r d F i n a ()()()()()()I n d e p C o n s t a n t ()()()()()()T o p N ()()()A d j R B a l a n c e ()()()注:、和 分别表示、和的置信水平显著;括号内为经企业层面聚类调整的标准误,下同.控制变量参考已有文献 ,本文控制变量包含微观企业层面与宏观层面因素:微观企业层面特征包括企业规模、财务杠杆、公司年龄、总资产收益率、现金流比率、董事会规模、独董比例、股权集中度、股权制衡度、审计意见、固定资产占比、存货占比、无形资产占比、股权性质和投资收益率;宏观因素包括地区经济增长率、人口增长率和财政分权水平.此外,本文还控制了年度、企业固定效应.具体变量定义见表.(三)模型建立为了考察公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的影响,本文借鉴刘斌和赖洁基的研究,将 年公平竞争审查制度的出台视为一项准自然实验,构建双重差分模型(D I D)进行实证检验,构建实证模型如下所示:R AT E_d i f fi,tT r e a ti,tP o s ti,tT r e a t P o s ti,tnC Vi,tit i,t()式()中,i,t分别表示企业个体和时间年份,R AT E_d i f f为被解释变量,T r e a t P o s t为解释变量,C V为控制变量,i和t分别表示企业固定效应和年份固定效应,i,t为随机误差项,为常数项.四、实证结果分析(一)描述性统计表列示了本文主要变量的描述性统计结果.结果显示,实验组虚拟变量(T r e a t)的均值为 ,表明行政垄断地区的企业样本约占.企业税收规避(R AT E_d i f f)的均值为 ,中位数为 ,大于,最小值和最大值分别为 和 ,说明大部分样本公司的实际税率低于法定税率,且不同企业税收规避程度差异较大.其他变量的结果与现有文献基本一致,不再赘述.表主要变量定义变量符号变量名称变量说明T r e a t实验组虚拟变量行政垄断程度较高地区的企业取,否则为P o s t政策虚拟变量 年及之后取,否则为R A T E_d i f f税收规避程度名义所得税率减去实际所得税率S i z e企业规模期末公司资产总额的自然对数L e v财务杠杆期末总负债/期末总资产A g e公司年龄观测年度减去企业成立年份加的自然对数R o a总资产收益率期末净利润/期末总资产C a s h f l o w现金流比率经营活动产生的现金流量净额/期末总资产B o a r d董事会规模董事会人数的自然对数I n d e p独董比例独立董事人数/董事人数T o p股权集中度第一大股东持股数/年末公司总股本B a l a n c e股权制衡度公司第二大股东至第十大股东持股比例之和A u d i t审计意见当年财务报告为标准审计意见取值为,否则为F i x e d固定资产占比固定资产净额/期末总资产I n v存货占比存货净额/期末总资产I n t a n无形资产占比无形资产净额/期末总资产S o e股权性质国有企业取,否则为R o i投资收益率投资收益/期末总资产G d p地区经济增长率各省、直辖市地区G D P增长率P o p人口增长率各省、直辖市地区人口出生率与死亡率的差额F i n a财政分权水平省级一般公共预算支出/一般公共预算收入Y e a r年度年度虚拟变量F i r m企业企业虚拟变量表描述性统计结果变量样本量均值中位数标准差最小值最大值R A T E_d i f f T r e a t P o s t T r e a t P o s t S i z e L e v A g e R o a C a s h f l o w B o a r d I n d e p T o p B a l a n c e A u d i t F i x e d I n v I n t a n S o e R o i G d p P o p F i n a (二)基准回归分析表列示了公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避影响的回归结果.第()列不加入任何控制变量,结果显示,交乘项T r e a t P o s t的回归系数为 ,在的置信水平显著;第()和()列在依次加入企业层面和地区层面控制变量后T r e a t P o s t仍在的置信水平显著为负,这说明公平竞争审查制度可以显著降低高行政垄断地区企业的税收规避程度,支持了假设H a.从经济意义上看,相较于低行政垄断地区企业,公平竞争审查制度使高行政垄断地区企业税收规避程度平均降低了,具有显著的经济意义.表公平竞争审查制度与企业税收规避变量()RA T E_d i f f()R A T E_d i f f()R AT E_d i f f变量()R A T E_d i f f()R A T E_d i f f()R A T E_d i f fT r e a t A u d i t ()()()()()P o s t F i x e d ()()()()()T r e a t P o s t I n v ()()()()()S i z e I n t a n ()()()()L e v S o e ()()()()A g e R o i ()()()()R o a G d p ()()()C a s h f l o w P o p ()()()B o a r d F i n a ()()()I n d e p C o n s t a n t ()()()()()T o p Y e a r/F i r mF EY e sY e sY e s()()N B a l a n c e A d j R ()()(三)稳健性检验平行趋势检验使用双重差分模型获得无偏估计依赖于实验组和对照组在公平竞争审查制度出台之前不存在时间趋势差异,即满足平行趋势假设.借鉴刘慧和綦建红的研究,本文构建虚拟变量p r e_、p r e_、p r e_、c u r r e n t、p o s t_、p o s t_、p o s t_,并将其置于基准模型中,其中,p r e_t(p o s t_t)表示实验组企业在公平竞争审查制度出台之前(后)第t年时取,反之为;c u r r e n t表示实验组企业在公平竞争审查制度出台当年时取,反之为.表第()列平行趋势检验的结果显示,企业在公平竞争审查制度出台之前,p r e_t均未通过显著性检验,说明实验组和对照组满足平行趋势检验.倾向得分匹配(P S M)和熵平衡匹配(E BM)在平行趋势检验的基础上,为了降低非随机选择带来的内生性问题,本文进一步采用倾向匹配得分匹配和熵平衡匹配以缓解可观测变量的系统差异.()倾向匹配得分匹配.参照杨兴全和张可欣的做法,本文将基准回归模型中的所有控制变量作为协变量,对实验组和对照组进行 最近邻匹配,控制实验组与控制组样本个体异质性对企业税收规避程度的影响.回归结果如表第()列所示,T r e a t P o s t的系数仍然在置信水平显著为负,证明前文结论并没有受到实验组和控制组之间可能存在的差异影响.表报告了经P S M第一阶段匹配前后实验组和控制组的差异情况.结果显示,匹配后标准偏差的绝对值都在 以内,且组间均值差异都不显著,表明匹配满足样本平衡性要求.表稳健性检验变量()RA T E_d i f f()R A T E_d i f f()R AT E_d i f f变量()R A T E_d i f f()R A T E_d i f f()R A T E_d i f fp r e_ p o s t_ ()()p r e_ T r e a t ()()()()p r e_ P o s t ()()()()c u r r e n t T r e a t P o s t ()()()p o s t_ C o n t r o l sY e sY e sY e s()Y e a r/F i r mF EY e sY e sY e sp o s t_ N ()熵平衡匹配.借鉴李建发等的做法,本文以基准回归模型中的控制变量作为协变量,对协变量进行一阶、二阶和三阶的调整,以确保实验组与控制组协变量的平衡.采用赋予权重后的平衡样本重新进行检验,回归结果T r e a t P o s t的系数依旧显著为负,说明公平竞争审查制度实施能够抑制高行政垄断地区企业税收规避的结论是稳健的.熵平衡前后协变量差异情况结果显示,在对观测值赋予权重后,实验组与控制组的变量均值及方差差异很小,且不显著,表明匹配满足样本平衡性要求.表P S M平衡性检验变量匹配前处理组控制组标准偏差()T值匹配后处理组控制组标准偏差()T值S i z e L e v A g e R o a C a s h f l o w B o a r d I n d e p T o p B a l a n c e A u d i t F i x e d I n v I n t a n S o e R o i G d p P o p F i n a 安慰剂检验借鉴杨兴全和张可欣的研究,本文采用安慰剂检验,对可能因遗漏变量造成的内生性问题进行检验.具体而言,本文随机抽取部分实验组,按照基准模型()重新进行回归,得到新的解释变量系数估计值.重复以上步骤 次,并绘制系数的核密度图,结果如图所示.图中的竖直虚线为上文T r e a t P o s t系数的估计值,随机抽样估计系数呈现以零为均值的正态分布形态,且基准回归的估计系数 显著不同于核密度估计的分布均值,充分说明公平竞争审查制度实施对高行政垄断地区企业税收规避的因果效应并非源于其他不可观测因素.图安慰剂检验其他稳健性检验()更换企业税收规避的衡量方式.目前用于衡量企业税收规避程度的指标主要有两类:名义税率与实际税率的差额和会计与税收差异.为了进一步检验结论的可靠性,借鉴陈德球等的文献,采用会计税收差异(B T D)和剔除应计项目影响后的会计税收差异(D D B T D)作为税收规避的替代性指标.表第()()列汇报了企业税收规避替代性指标的回归结果,T r e a t P o s t的估计系数均在的置信水平显著为负,结论与前文保持一致.()重新构造实验组和对照组.其一,行政部门设置区域壁垒、阻碍要素自由流动并限制自由竞争,往往会带来市场分割,借鉴刘慧和綦建红的做法,本文采用市场分割指数重新量化地区行政垄断程度.另外,公平竞争审查制度可以在源头上规制行政垄断,打破地方保护,参照刘慧和綦建红的做法,本文采用市场化指数分指标“产品市场发育:减少商品地方保护”作为划分实验组和对照组的标准.表第()()列的估计结果显示,在上述两种分组中,T r e a t P o s t的系数均显著为负,与前文结论一致.()剔除 年的样本.由于公平竞争审查制度出台于 年月,年数据包含了制度出台前、后的影响,可能存在一定噪音.本文删除制度实施当年的样本重新进行基准回归.表第()列结果显示,T r e a t P o s t的系数依旧显著为负,说明本文结论是稳健的.表其他稳健性检验变量()()更换衡量方式B T DD D B T D()()重新构造实验组R A T E_d i f f R A T E_d i f f()剔除 年样本R A T E_d i f f()“金税三期”R A T E_d i f f()“营改增”R A T E_d i f f()新冠疫情R A T E_d i f fT r e a t ()()()()()()()()P o s t ()()()()()()()()T r e a t P o s t ()()()()()()()()G t p ()C o n t r o l sY e sY e sY e sY e sY e sY e sY e sY e sY e a r/F i r mF EY e sY e sY e sY e sY e sY e sY e sY e sN A d j R ()排除替代性假说的检验.本文排除了以下几个样本期间重要政策或事件对前文结论的影响.一是“金税三期”.“金税三期”改革能够提高税收征管效率,从而抑制企业税收规避.本文在基准回归模型()中加入虚拟变量g p t以控制“金税三期”的影响,若样本所在地区处于“金税三期”试点期间则g p t取,否则取.其次是“营改增”.毛德凤和刘华的研究表明,“营改增”改革有利于降低企业交易成本,提升企业纳税遵从.本文将样本限定在改革前后都涉及增值税的行业中以控制“营改增”的影响,主要包括农、林、牧、渔业,制造业,建筑业等.第三,新冠疫情.由于疫情可能使得企业财务数据出现异常,本文删除了 年及以后的样本.表第()()列的结果显示,交乘项回归系数均至少在的置信水平上显著为负,说明上述外生事件冲击未对本文的实证结论构成实质性影响.五、进一步研究(一)机制分析为验证公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的税收扶持中性和市场竞争中性作用机制,借鉴既有研究,本文建立如下回归模型()和():Mi,tT r e a ti,tP o s ti,tT r e a t P o s ti,tnC Vi,titi,t()R a t e_d i f fi,tT r e a ti,tP o s ti,tT r e a t P o s ti,tMi,tnC Vi,t iti,t()式()和式()中,M为机制变量,i和i表示企业个体固定效应,t和t表示年份固定效应,i,t和i,t表示随机扰动项,和是常数项.税收扶持中性为了检验公平竞争审查制度实施是否减少对高行政垄断地区企业的税收优惠补贴,本文借鉴柳光强的做法,以企业“收到的各项税费返还/(收到的各项税费返还支付的各项税费)”衡量税收优惠,表第()()列汇报了公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的税收扶持中性路径检验结果.结果显示,公平竞争审查制度对中介变量税收优惠的影响,T r e a t P o s t的回归系数为 ,在水平上显著为负,说明公平竞争审查制度显著减少了高行政垄断地区企业获得的税收优惠;公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的影响表现为显著的负向效应,税收优惠对企业税收规避的影响表现为显著的正向效应,T r e a t P o s t的系数为 ,税收优惠的系数为 ,均在水平上显著.上述结果表明,税收优惠发挥了部分中介作用,支持税收扶持中性机制.表税收扶持中性和市场竞争中性机制检验变量()T a x i n c()R A T E_d i f f()P CM()R A T E_d i f ft r e a t ()()()()p o s t ()()()()T r e a t P o s t ()()()()T a x i n c ()P CM ()C o n t r o l sY e sY e sY e sY e sY e a r/F i r mF EY e sY e sY e sY e sN A d j R 市场竞争中性为了检验公平竞争审查制度实施是否能够促进市场竞争中性,发挥外部监督与治理效应,本文借鉴P e r e s s的做法,以行业勒纳指数(P CM)衡量市场竞争程度.行业勒纳指数由单个企业的营业收入与行业营业收入之比对企业勒纳指数进行加权得到.其中,企业勒纳指数(营业收入营业成本销售费用管理费用)/营业收入,行业勒纳指数越小,市场竞争程度越大.表第()()列汇报了公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的市场竞争中性路径检验结果.结果显示,公平竞争审查制度对中介变量行业勒纳指数的影响,T r e a t P o s t的回归系数为 ,在的置信水平显著为负,说明公平竞争审查制度显著促进了市场竞争程度,激发了市场活力.公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的影响表现为显著的负向效应,行业勒纳指数对企业税收规避的影响表现为显著的正向效应,T r e a t P o s t的系数为 ,税收优惠的系数为 ,均在的置信水平显著.上述结果说明,行业勒纳指数发挥了部分中介作用,从而支持市场竞争中性机制.(二)异质性分析审查方式公平竞争审查制度的审查方式以自我审查为主,这要求政策制定机关建立健全自我审查机制,同时完善政府守信机制,加强监督问责,对未进行公平竞争审查或者违反审查标准出台政策措施的,有关部门依法查实后要作出严肃处理,以保障公平竞争审查制度更好地落实.本文预期,在自我审查机制更完善的样本中,公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的作用效果更加显著.借鉴刘慧和綦建红等的研究,通过媒体报道及手工搜集,根据各地是否制定并完善政务诚信约束和问责机制,将样本分为问责制完善和问责制不完善两组,采用分样本回归方法考察公平竞争审查制度的实施与高行政垄断地区企业税收规避之间的关系.表第()()列的回归结果显示,问责制完善的样本中,解释变量T r e a t P o s t的系数在的置信水平显著为负,而在问责制不完善的样本中,T r e a t P o s t的系数的系数不显著.组间系数差异 在 的置信水平通过了检验.这说明,较为完善的自我审查机制能够增强公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的抑制效应.地区营商环境营商环境的优劣直接影响经济发展质量和区域内企业生产经营行为.在营商环境较差的地区,要素自由流动不畅,各类市场主体所面临的行政性壁垒较强.实施公平竞争审查制度是促进营商环境优化、加快建设全国统一大市场的一项基础性改革任务,能够规制行政壁垒,促进商品和要素市场的充分竞争,使市场在资源配置中发挥决定性作用.本文预期,在企业所处地区营商环境较差的样本中,高行政垄断地区企业税收规避活动受到公平竞争审查制度的冲击更明显.为了实证检验上述机制,借鉴吴娜等的研究,本文采用城市综合经济竞争力指数作为企业所处地区营商环境的代理变量,按照该指数进行分组检验.该指数越高,表明企业所处地区营商环境越好.为了有效区分企业所处地区营商环境好坏,对样本进行三分位分组,若企业所处地区城市综合经济竞争力指数低于所有样本的上三分位数则取,否则取,然后对两组样本以模型()进行回归.表第()()列汇报了实证结果.结果显示,在企业所处营商环境较差组中,解释变量T r e a t P o s t的系数显著为负,而在营商环境较优组中,T r e a t P o s t的系数不显著.组间系数差异 在的置信水平通过了检验.这说明,公平竞争审查制度对高行政垄断地区企业税收规避的抑制效应在营商环境差的地区更加显著.地方政府税收竞争我国地方政府间存在“G D P锦标赛竞争”,地方官员往往凭借税收竞争等手段来招商引资,刺激经济.地方政府主要采用两种手段实施税收竞争.一是税收优惠,比如在税收优惠享受资质认定上“打擦边球”;其二是降低税收执法力度,比如放松税收审计和税收督查力度.地方政府的税收竞争行为会增加企业不当税收优惠,降低税收征管和监督力度,从而增加企业税收规避程度.本文预期,在地方政府税收竞争程度较高的样本中,公平竞争审查制度的出台可以在更大程度上规范税收优惠政策,对高行政垄断地区企业税收规避的抑制作用更为明显.借鉴唐飞鹏和叶柳儿的研究,本文采用地区实际税率来衡量地方政府的税收竞争程度,即税收收入占G D P之比.其中,税收收入指地方国内增值税、营业税、企业所得税和城市维护建设税个主体税种收入之和,G D P指标剔除了零税负或低税负的第一产业增加值.该指标越大,表明地方政府税收竞争程度越低.与前文一致,对样本进行三分位分组,若地区实际税率低于所有样本的上三分位数则取,否则取,然后对两组样本以模型()进行回归.表 第()()列汇报了实证结果,结果显示,在地方政府税收竞争程度较高的样本中,解释变量T r e a t P o s t的系数在的置信水平显著为负,而在地方政府税收竞争程度较低的样本中,T r e a t P o s t的系数并不显著.组间系数差异 在的置信水平通过了检验.这说明,相对于地方政府税收竞争程度较低,当企业所在地区的地方政府税收竞争程度较高时,公平竞争审查制度实施对高行政垄断地区企业税收规避的抑制作用更明显.表审查方式和地区营商环境异质性分析变量()问责制完善R A T E_d i f f()问责制不完善R A T E_d i f f()营商环境差R A T E_d i f f()营商环境优R A T E_d i f fT r e a t ()()()()P o s t ()()()()T r e a t P o s t ()()()()C o n t r o l sY e sY e sY e sY e sY e a r/F i r mF EY e sY e sY e sY e sN A