稅收征管、有效稅率差異與資源錯配

摘要：實現稅收中性、減少稅收對資源配置的扭曲，是稅收征管改革的重點。為探究稅收征管的資源配置效應，將稅收征管與企業逃稅引入資源錯配的分析框架。理論分析發現，行業內不同企業面臨的稅收征管強度差異越大，企業有效稅率與生產率的離散程度越高，行業內的資源配置效率越低，生產率損失越嚴重。基于全國企業稅收調查數據，以金稅三期工程作為準自然實驗，實證檢驗發現，金稅三期工程顯著降低了行業內企業生產率的離散程度，提升了資源配置效率。據此提出要提高政府稅收征管能力，促進稅收征管統一，減少稅收扭曲導致的資源錯配，推進稅收征管數字化建設與轉型升級，加快“智慧稅務”建設。

關鍵詞：稅收征管；有效稅率差異；資源錯配；全要素生產率；資源配置效率；金稅三期工程；智慧稅務

文獻標識碼：A文章編號：100228482025（02）004113

一、問題提出

隨著中國經濟增速逐步放緩，如何優化資源配置、提升全要素生產率，成為實現經濟轉型與高質量發展的關鍵。全要素生產率衡量的是全部生產要素投入與產出的比率。在微觀層面，它關系到企業的市場競爭力;在宏觀層面，它決定國家的經濟持續發展與人均收入水平。全要素生產率不僅依賴生產技術水平，還取決于生產要素的配置方式與效率[1-2]。若生產要素配置不當，將導致資源錯配與生產率損失。理解資源錯配的成因是優化資源配置和提升全要素生產率的前提。

稅收征管是保障國家財力與治理水平的基礎，如何實現稅收中性、減少稅收對市場機制的扭曲，始終是稅收征管制度改革的核心。增值稅作為世界各國最常用的間接稅，理論上能夠避免重復課稅，具有稅收中性的特點。但在實踐中，由于多檔稅率、行業覆蓋不全、征管力度不一等因素的影響，增值稅的稅收中性未能充分發揮，導致行業內企業的增值稅有效稅率存在較大差異，從而引發資源錯配與生產率損失。

長期以來，中國不斷深化以“金稅工程”為代表的稅收征管改革，旨在利用現代信息技術提升稅收征管能力。金稅三期工程是其在數字經濟時代的延續，標志著中國稅收征管能力的重大飛躍。依托大數據與云計算技術，金稅三期工程自2013年起在全國各地分批實施，并于2016年建立了全國統一的技術基礎平臺（見圖1），實現了涉稅信息在各稅務部門和環節的順暢流轉。通過交叉審核涉稅數據和監控流程，稅務部門能夠立體化呈現納稅人行為，從而顯著提升涉稅信息處理能力。

本文從稅收征管角度探討行業內企業有效稅率差異與資源錯配的形成機制，利用金稅三期工程作為準自然實驗，檢驗稅收征管對資源配置效率的因果效應及其影響機制。盡管已有研究考察了企業增值稅有效稅率差異導致的資源錯配與生產率損失[3-6]，但現有研究普遍將增值稅有效稅率差異的原因歸結為多檔稅率與行業覆蓋不完整[5]，而鮮有文獻關注政府稅收征管強度不統一與企業逃稅行為。事實上，中國普遍存在稅收征管不統一現象，例如地方政府由于稅收競爭而有選擇性地主動放松稅收征管[7-8]。差異化的稅收征管直接影響企業逃稅行為，導致行業內企業有效稅率的差異化。

金稅三期是中國稅收征管數字化建設的重大工程，現有文獻對金稅三期工程的評估，主要聚焦抑制企業逃稅、提高企業納稅遵從[9-11]、促進稅收優惠政策落實[12]以及改善稅負公平[13]。然而，鮮有研究關注金稅三期工程對有效稅率差異以及企業間資源配置效率的影響。本文的邊際貢獻在于：第一，將稅收征管與企業逃稅行為納入資源錯配的分析框架，為理解中國增值稅有效稅率差異與資源錯配的形成原因提供理論解釋;第二，利用金稅三期工程作為稅收征管的外生沖擊，基于2011—2015年全國稅收調查數據，識別稅收征管對資源配置效率的因果效應與影響機制，為評估金稅三期工程的政策效果提供新的證據。

二、理論模型

（一）模型設定

假定各個行業由異質性企業構成，異質性企業面臨壟斷競爭的產品市場與完全競爭的要素市場，其生產函數為柯布道格拉斯類型，具體公式如下：

其中，Ysi 表示行業s 中企業i 的產出;Asi 代表企業生產率，企業異質性表現為生產率差異;Ksi 與Lsi 分別表示資本與勞動投入;αs 為資本產出彈性。

假定行業產出為異質性企業產出的加總，行業層面的代表性生產者將異質性企業生產的產品作為中間投入，其生產函數滿足常數替代彈性（CES）的性質：

其中，Ys 表示行業s 的加總產出;Ms 為行業s 內的異質性企業個數;σ 為異質性企業所生產的產品之間的替代彈性，該替代彈性為常數。

假定行業層面的代表性生產者所在的產品市場為完全競爭，根據代表性生產者的利潤最大化條件，可以得到針對異質性企業產品的反需求函數：

（二）企業有效稅率的決定

雖然同一行業內企業面臨的法定稅率相等，但企業的有效稅率存在較大差異。稅收征管與企業逃稅是導致企業有效稅率差異的重要原因①。為此，本文引入稅收征管與企業逃稅行為的分析，將企業的有效稅率定義為：

其中，τsi 為企業的有效稅率，τs 為行業層面的統一法定稅率，esi 為企業逃稅程度。令esi ∈ [0，1]，如果將企業應繳納的法定稅額設為Tsi，則實際繳納的稅額為（1-esi）Tsi，偷逃的稅額為esiTsi。由于稅收征管強度決定了企業逃稅行為被發現并受到懲罰的概率，故企業逃稅決策受稅收征管強度的影響。假定稅收征管強度在企業間存在差異，將企業從特定分布中隨機實現的稅收征管強度記為ρsi，令ρsi ∈ （0，1]。考慮到企業逃稅決策取決于逃稅的成本與收益，本文將企業逃稅決策設定為如下成本最小化問題：

其中，1-ρsi為企業逃稅后未被查處的概率，1-ρsi esiTsi代表企業成功逃稅的期望收益;1 /2 e2siTsi代表企業逃稅的成本。將逃稅成本設置為逃稅程度的二次函數，依據在于逃稅程度越高，稅收違法的證據越難以掩飾，事后被查處的風險越高，面臨的懲罰也越重[14]。

根據式（5）的一階條件，求解企業最優的逃稅程度為：

將式（6）代入式（4），解得此時企業的有效稅率為：

根據式（7），可以發現 ?τsi*/?ρsi gt;0，即企業的有效稅率與稅收征管強度呈正比。例如，當地方政府的稅收征管能力不足或由于稅收競爭導致稅收征管強度下降時，企業逃稅機會增加、逃稅收益提高，從而導致企業逃稅程度提高，有效稅率偏離法定稅率的程度擴大。當ρsi =1時，企業面臨最高強度的稅收征管，實施逃稅行為被查處的概率為1，企業選擇的逃稅程度為0，此時企業的有效稅率等于法定稅率。相反，稅收征管強度ρsi 趨近0時，企業的最優逃稅程度趨近1，則企業的有效稅率趨近0，企業實現完全逃稅。

（三）有效稅率差異與資源配置效率

在Hsieh等[1]的模型基礎上，假定企業有效稅率差異是產品市場扭曲的重要構成部分，將式（7）中考慮企業最優逃稅程度后的有效稅率引入企業的利潤函數。在考慮有效稅率差異后，企業的利潤最大化問題為：

根據壟斷競爭廠商的利潤最大化條件，可以推導出企業的產品定價規則為：

根據式（10）（11）可知，如果不存在有效稅率差異，行業內所有企業的收益生產率相等，即?i，j，TFPRsi=TFPRsj = TFPRs;此時，行業層面的生產效率最高，且等于所有企業的物質生產率的加總，即TFPes= ΣMsi=1 Asi）σ-1 1/（σ-1）。相反，如果TFPRsi ≠TFPRsj，則表示企業間存在資源錯配。在企業物質生產率不變的情況下，如果生產要素從收益生產率低的企業流向收益生產率高的企業，則能夠帶來資源配置效率的改善與行業層面的全要素生產率的提高。

假設Asi 和TFPRsi 服從聯合對數正態分布，對式（11）取對數，可得到：

其中，Var logTFPRsi 表示TFPRsi 取對數后的方差，反映了行業內企業收益生產率的離散程度。

根據式（12）可知，行業層面的全要素生產率由行業內企業的物質生產率與收益生產率共同決定。企業收益生產率的離散程度越高，代表資源錯配程度越嚴重，資源錯配導致的生產率損失也越大。結合企業逃稅行為與資源錯配的分析，可以推導出以下關系：

其中，Var（logTFPRsi）∝Var log τsi*（ρsi） 是指企業收益生產率的離散程度與有效稅率的離散程度成正比，可以由式（10）推出;Var log τsi*（ρsi） ∝Var[log（ρsi）]是指企業有效稅率的離散程度與稅收征管強度的離散程度成正比，可由式（7）推出。

根據以上理論分析，本文提出以下理論預測：第一，稅收征管強度在行業內的統一化程度越高，企業生產率的離散程度越低，企業間的資源配置效率越高;第二，稅收征管強度的統一化將降低企業有效稅率的離散程度，而有效稅率差異的下降是資源配置效率提高的重要機制。

三、實證研究設計

（一）數據來源與處理

本文使用的數據為全國企業稅收調查數據，該數據由國家稅務總局采用分層抽樣調查方式收集，涵蓋企業財務與稅務信息。該數據庫的特點表現為以下三個方面：第一，包含詳細的企業涉稅指標，能夠為本文計算企業增值稅有效稅率提供準確信息;第二，包含企業的生產要素投入與產出等指標，可用于計算企業全要素生產率;第三，由于采用了分層抽樣的調查方法，與中國工業企業數據庫等其他數據來源相比，該數據庫在不同地區與行業具有更好的代表性，同時涵蓋了大量中小企業，為本文研究企業間的稅率差異與資源配置效率提供了客觀全面的信息。

受限于數據的可獲取性，本文采用的全國稅收調查數據截至2015年。考慮到金稅三期工程的開始時間為2013年，本文將樣本限定在2011—2015年，以覆蓋金稅三期政策實施前后的年份。2013—2014年間共有6個省份實施了金稅三期工程，包括重慶、山西、山東、廣東、河南和內蒙古。考慮到青島與深圳未與省內其他城市同步實施金稅三期工程，本文剔除了青島與深圳的企業樣本。由于本文的研究對象是制造業，樣本限定在制造業的所有企業，并剔除關鍵變量缺失或指標異常的樣本。經過數據清洗，最終獲得309 235家企業的599 611個觀測值。

（二）模型設定與變量說明

考慮到金稅三期工程分批試點、逐步推行的特點，本文將金稅三期工程作為準自然實驗，采用多時點雙重差分方法，識別稅收征管對中國制造業資源配置效率的影響。本文構建的基準回歸模型如下：

其中，p 代表省份，s 為國民經濟行業分類中的四位數行業，t 表示年份;Ypst 為“省份—行業—年份”層面的因變量，包括企業生產率離散程度與增值稅有效稅率離散程度。根據式（12），將行業內企業的生產率離散程度（TFPpst）作為資源配置效率的測度指標;作為機制檢驗，將企業增值稅有效稅率離散程度（VATpst）作為因變量。GTPpt 為反映金稅三期工程實施的虛擬變量，如果p 省份在t 年已上線金稅三期工程，則GTPpt 賦值1，否則賦值0;Xpst 表示“省份—四位數行業—年份”層面可能影響企業收益生產率分布的控制變量;為了控制省份與行業層面不隨時間變化的混淆因素以及時間趨勢，μp 為省份固定效應，θs 為行業固定效應，ηt 為年份固定效應;εpst 為隨機擾動項。

1.核心解釋變量：金稅三期工程的沖擊

金稅三期工程作為外生的政策沖擊，顯著提高了政府的稅收征管能力。金稅三期工程在省份層面的逐步試點，為本文識別稅收征管能力提升對資源配置效率的因果效應提供了準自然實驗。作為式（14）中的核心解釋變量，GTPpt 用于反映各地區企業是否受到金稅三期工程的影響。如果企業所在地區在某年實施了金稅三期工程，則GTPpt 賦值1，否則賦值0。由于本文所使用的數據的樣本區間為2011—2015年，實驗組樣本限定在2015年前實施金稅三期工程的地區。考慮到金稅三期工程系統調試、對接等可能造成的時間滯后，本文參考樊勇等[12]的做法，將2013年10月與2014年10月開始試點的地區，其金稅三期工程的實施年份分別設定為2014與2015年。

2.被解釋變量：企業生產率與增值稅有效稅率的離散程度

為了測算行業內企業的生產率離散程度，首先需要估計企業層面的全要素生產率。基于生產函數的半參數估計是企業全要素生產率估計的主要方法，其核心是通過將企業投資或中間投入作為不可觀測生產率沖擊的代理變量，解決生產函數估計的內生性問題[15-16]。由于投資與中間投入數據的缺失，本文參考Chen等[17]的方法，將總產值作為產出變量，將資本與勞動作為要素投入，通過求解企業勞動投入的成本最小化問題，獲得要素產出彈性的一致估計量①。考慮到不同行業的生產技術差異，本文在四位數行業層面估計生產函數，并估算企業全要素生產率。同時，本文利用Olley等[15]提出的Olley-Pakes（OP）方法作為穩健性檢驗。

在估計企業全要素生產率的基礎上，本文分別使用泰爾指數（Theil）與標準差的變異系數（CV）構造企業生產率離散程度的測度指標。泰爾指數具有均值獨立、與樣本大小無關且可以分解的優點，其構造方法如下：

其中，Apsit 表示隸屬于省份p 與行業s 的企業i 在t 年的全要素生產率;npst 表示在t 年隸屬于同一省份p 與四位數行業s 的企業個數;A -pst 表示“省份—行業—年份”層面的企業全要素生產率的均值。

參考劉啟仁等[18]關于離散程度測量的方法，本文使用變異系數衡量企業生產率的離散程度，計算方法如下：

參考現有文獻的定義[12-13]，本文將增值稅有效稅率定義為企業實際繳納的增值稅稅額與銷售收入的比值。根據式（15）（16）中的泰爾指數與變異系數，在“省份—四位數行業—年份”層面計算企業增值稅有效稅率的離散程度。由于增值稅理論上是對增加值部分征稅，增值稅有效稅率更準確的定義是企業實際繳納的增值稅稅額與增加值的比率[19]。考慮到本文使用的數據在部分年份缺乏增加值指標，且涉及增加值計算的指標缺失比較嚴重，本文主要采用基于銷售收入的定義方法，同時將基于增加值的定義方法作為穩健性檢驗②。

2012年中國制造業企業的增值稅有效稅率與全要素生產率的分布情況見圖2。企業增值稅有效稅率的分布高度離散，平均值為0.14，標準差為0.12;增值稅有效稅率差異主要來源于細分行業內部，行業內貢獻達到了85%以上。類似地，企業全要素生產率呈現高度離散化的分布特征，均值為4.95，標準差為1.44。即使在狹義細分的行業內部，生產率的離散化分布特征仍普遍存在③。核心變量的描述性統計結果如表1所示。

3.控制變量

本文在“省份—行業—年份”層面還控制了其他可能影響企業生產率分布與離散程度的因素。第一，市場競爭程度，用赫芬達爾指數作為測量指標。市場競爭程度影響市場份額在不同生產率企業之間的配置，迫使低生產率的企業退出市場，從而影響行業內企業生產率的分布[20]。第二，國有產權性質，用國有企業占比衡量。由于預算軟約束或社會職能不同，國有企業的生產率可能低于非國有企業[21]，但國有企業的退出條件可能不受生產率的限制[4]，導致所有制的構成影響企業生產率分布。第三，沉沒成本與用工成本，分別用行業的資本勞動比與行業平均工資水平測度[22]。沉沒成本與用工成本的提高，可能抬升企業進入與退出市場的生產率臨界值，從而影響生產率分布。第四，出口占比，用行業出口總額與銷售總額的比值衡量。高生產率企業能夠進入國際市場，而低生產率企業服務于本國市場或退出市場，出口導向能夠影響企業進入市場的生產率臨界值[23]。第五，市場化程度，采用王曉魯等[24]編制的中國市場化指數衡量。現有研究表明，地區的市場化程度能夠影響資源配置效率[25]。

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

為了檢驗政府稅收征管能力提升對制造業資源配置效率的影響，本文通過估計模型式（14），考察金稅三期工程建設對企業生產率離散程度的因果效應，結果如表2所示。在表2第（1）～（3）列中，本文使用式（15）構造的泰爾指數作為因變量。第（1）列結果顯示，在控制省份、行業與年份固定效應的基礎上，核心解釋變量GTP 的估計系數顯著為負。估計結果表明，金稅三期工程的實施顯著降低了所在地區同一行業內企業生產率的離散程度。考慮到泰爾指數的均值為0.234，金稅三期工程使企業生產率離散程度相較于均值降低了約12.4%。第（2）列進一步控制“省份—行業”層面隨時間變化的變量，結果顯示GTP 的估計系數仍顯著為負，結論保持不變，驗證了估計結果的穩健性。為了排除可能存在的地區隨時間變化的混淆因素，本文將金稅三期工程實施前各地區的經濟特征變量與時間趨勢項進行交乘（χp，2010×δt），其中前定變量選擇2010年各省份的人口密度、人均國內生產總值與出口強度，數據來源為中國經濟社會發展統計數據庫。加入交乘項后，結果如第（3）列所示：GTP 估計系數符號與顯著性仍保持不變，進一步驗證了估計結果的穩健性。在表2第（4）～（6）列中，本文以式（16）構造的變異系數作為因變量，GTP 的估計系數同樣顯著為負，說明研究結論并不受生產率離散程度的不同測度方法的影響。以上結果與理論模型的預測相符：以金稅三期工程為代表的政府稅收征管能力提升，能夠顯著降低企業生產率的離散程度，提高企業間的資源配置效率。

在估計式（14）時，模型識別的前提是滿足平行趨勢假定，即如果不存在金稅三期工程的沖擊，實驗組與對照組的生產率離散程度應具有相同的變化趨勢。為了檢驗平行趨勢并估計動態效應，本文構建如下模型：

其中，Dpn 為虛擬變量;當n ≥0時，Dpn 賦值1，表示省份p 開展金稅三期工程后的第n 年;當n lt;0時，Dpn 賦值1，表示省份p 開展金稅三期工程前的第n 年;其他變量的定義與式（14）一致。本文將金稅三期工程實施的前一年作為基期（n=-1），在估計式（17）時，不包含Dp，-1 這一虛擬變量。平行趨勢檢驗與動態效應的估計結果見圖3。結果顯示，對于金稅三期工程實施前的年份（n lt;0），Dpn 的系數均不顯著，說明企業生產率的離散程度在實驗組與對照組樣本之間不存在事先的變動趨勢差異，滿足平行趨勢假設;對于金稅三期工程實施后的年份（n ≥0），Dpn 的系數均小于0，系數的絕對值與顯著性隨時間不斷提高，說明金稅三期工程降低了企業生產率的離散程度，且影響效果逐年增強。不論因變量為泰爾指數還是變異系數，以上結論均保持不變。

（二）機制檢驗

1.增值稅有效稅率差異

為了檢驗稅收征管能力提升對資源配置效率的影響機制，本文接下來考察金稅三期工程是否降低了企業有效稅率的離散程度，從而減少企業間稅負差異對資源配置的扭曲。為此，本文將計量模型式（14）中的因變量替換成增值稅有效稅率的離散程度。為控制其他可能影響增值稅有效稅率分布的因素，模型中還包括“省份—行業—年份”層面的控制變量，具體包括企業平均規模、企業平均利潤率、國有產權性質與出口占比。

表3第（1）列在控制了省份、行業與年份固定效應后，結果顯示：當因變量為泰爾指數時，核心解釋變量GTP 的估計系數為-0.045，并且在5%的水平下顯著為負。考慮到泰爾指數的均值為0.429，金稅三期工程使增值稅有效稅率的離散程度相較于均值下降了10.5%。第（2）列進一步加入“省份—行業—年份”層面的控制變量，結論保持不變。在第（3）（4）列中，本文將行業內企業增值稅有效稅率的變異系數作為因變量，GTP 的估計系數仍然顯著為負，驗證了估計結果的穩健性。由于同行業內企業的增值稅法定稅率相同，當政府的稅收征管能力提升時，企業間面臨的稅收征管強度差異下降，企業的增值稅有效稅率將向法定稅率靠攏，導致增值稅有效稅率的離散程度下降。以上結論與理論模型的預測相符。

根據理論模型中式（13）的預測，企業有效稅率的離散程度與生產率離散程度成正比。為了進一步驗證理論模型的預測，本文擬合了生產率離散程度與增值稅有效稅率離散程度的分倉散點圖，結果見圖4，有效稅率差異與生產率離散程度正相關，證明了理論模型式（13）中Var（logTFPRsi）∝Var（log[τsi*（ρsi）]）的關系。同時，本文將式（14）中核心解釋變量替換成企業增值稅有效稅率的離散程度進行回歸①。結果發現，企業增值稅有效稅率的離散程度與企業生產率的離散程度顯著正相關，與理論預測高度一致。不論是以泰爾指數還是變異系數作為離散程度的測度指標，以上相關性均顯著成立。以上結果表明，金稅三期工程顯著降低了企業間增值稅有效稅率的差異，進而導致行業內企業間的資源配置效率提升;企業有效稅率離散程度的下降是資源配置效率提升的影響機制。

2.增值稅有效稅率的結構性調整

政府稅收征管能力的提高，通過降低企業整體的逃稅程度，可能使企業增值稅有效稅率的平均水平提高，導致增值稅有效稅率的分布整體向右移動。為了檢驗稅收征管對企業增值稅有效稅率的影響，本文接下來以增值稅有效稅率作為因變量，在企業層面估計金稅三期工程的政策效果。表4第（1）～（3）列的估計結果顯示，GTP 的估計系數均不顯著，說明金稅三期工程的實施并未在整體上提高企業增值稅有效稅率。這一結果與現有文獻的結論一致，其可能解釋是：金稅三期工程通過加強政府稅收征管能力，雖然抑制了企業逃稅行為，但同時也促進了稅收優惠政策的落實與稅負公平。因此，金稅三期工程在提高部分企業的增值稅有效稅率的同時，也使一些企業的增值稅有效稅率下降，從而對增值稅有效稅率的總體水平無顯著影響。

在企業增值稅有效稅率的行業平均水平保持不變的前提下，為了同時實現行業內企業增值稅有效稅率的離散程度下降，本文猜測企業有效稅率的結構性調整應表現出“低升高降”的特征，即低稅率企業的有效稅率上升，而高稅率企業的有效稅率下降。為了追蹤企業有效稅率的動態變化，本文將樣本限定在金稅三期工程前后均出現在樣本中的企業①，按照金稅三期工程實施前的企業增值稅有效稅率對企業進行排序，定義分組變量，將企業劃分為高稅率組（VATH =1）與低稅率組（VATH =0）。通過在模型中引入VATH 和GTP 的交乘項，考察金稅三期工程對高低稅率組的異質性影響。

表4第（4）列結果顯示：GTP 的估計系數顯著為正，說明金稅三期工程使低稅率組企業的增值稅有效稅率提升;交乘項（GTP ×VATH ）的估計系數顯著為負，說明相較于低稅率組，金稅三期工程使高稅率組企業的增值稅有效稅率顯著下降。上述結果表明，企業間增值稅有效稅率在金稅三期工程實施后進行了“低升高降”的結構性調整。從現實來看，行業內企業增值稅有效稅率“低升高降”結構性調整，有利于實現企業間的稅負公平，降低行業內企業有效稅率的離散程度，并促進生產要素在不同稅率企業之間的重新配置。結合理論模型預測，以上結果表明，金稅三期工程通過降低行業內企業有效稅率差異，糾正了企業間資源錯配，從而提高了行業加總的全要素生產率。

（三）逃稅治理與優惠落實

雖然本文的理論模型聚焦稅收征管對企業逃稅行為的影響，但金稅三期工程不僅發揮了逃稅治理的作用，還促進了稅收優惠政策的落實。由于逃稅治理與稅收優惠落實均能影響企業增值稅有效稅率的分布，這兩種機制在資源配置效率的決定過程中可能發揮互補或替代作用。為了檢驗逃稅治理與稅收優惠落實的影響機制，本文分別將企業是否補繳增值稅和是否享受稅收優惠作為因變量，在企業層面估計金稅三期工程對高低稅率組的異質性影響。

表4第（5）列結果顯示，金稅三期工程有效發揮了逃稅治理的作用，顯著降低了企業事后補繳增值稅的概率。GTP 的系數為-0.068，說明低稅率組企業的逃稅查補概率下降了6.8%;交乘項的系數顯著為0.016，說明金稅三期工程使高稅率組企業的逃稅查補概率下降了5.2%。與高稅率組企業相比，金稅三期工程的逃稅治理作用在低稅率組的效果更強。企業在金稅三期工程實施前的增值稅有效稅率較低，可能是由于稅收征管強度不足，企業選擇較高的逃稅程度所致。因此，金稅三期工程的逃稅治理效應具體表現為，顯著提高了低稅率企業的有效稅率，并降低了其事后補繳的概率。在逃稅治理效應的作用下，行業內企業增值稅有效稅率的離散程度下降，資源配置效率提高。

表4第（6）列結果顯示，金稅三期工程顯著提高了高稅率組企業的稅收優惠落實情況，而對低稅率組企業的影響不顯著。GTP 的估計系數不顯著，說明金稅三期工程并未提高低稅率組企業獲得稅收優惠的概率;交乘項的估計系數顯著為正，說明金稅三期工程更大程度地促進了稅收優惠政策在高稅率組企業的落實。在金稅三期工程實施前，由于企業不了解稅收優惠政策或申請流程復雜，許多符合優惠資格的企業未能獲得減免優惠[12]。由于金稅三期工程更大程度地提高了高稅率組企業獲取稅收優惠的概率，稅收優惠落實的影響機制降低了企業增值稅有效稅率的離散程度，糾正了有效稅率差異導致的資源錯配。稅收優惠落實與逃稅治理的影響機制具有協同互補作用[26]，能夠共同促進行業內企業間的資源配置效率和行業加總生產率的提高。

（四）穩健性檢驗

1.多時點雙重差分法的估計偏誤

考慮到金稅三期工程在各地區的實施時間不同，多時點雙重差分法是本文評估政策效果的最合適方法。然而，由于可能存在異質性處理效應，將處理組樣本在政策實施前作為對照組，可能出現“負權重”問題，從而導致多時點雙重差分方法產生估計偏誤[27]。為了檢驗可能存在的估計偏誤，本文采用Goodman-Bacon方法對政策處理效應進行分解，結果發現僅有2%的政策效果來源于后期處理組與已受處理的早期觀測組之間的差異。此外，本文采用Sun等[28]提出的估計方法對可能存在的估計偏誤進行修正，驗證了估計結果的穩健性。

2.安慰劑檢驗

為了檢驗其他潛在不可觀測因素是否對模型識別產生影響，本文采用隨機生成處理組的方法進行安慰劑檢驗。具體做法是隨機打亂GTP 變量的取值，生成偽處理組，再對式（14）進行重新估計。將上述隨機分配過程重復1 000次，獲得每次估計得到的GTP 估計系數及其相應的顯著性水平。若式（14）不存在設定偏誤，則根據隨機分配得到的偽處理變量的估計系數應不顯著。圖5結果顯示，偽處理變量的估計系數集中在0附近，遠大于真實的估計系數（基本結果中的估計系數為-0.032），且顯著性水平（P 值）普遍高于10%，說明偽處理變量的估計系數普遍不顯著。安慰劑檢驗的結果表明，本文模型設置合理。

3.關鍵變量再度量

在基準模型中，本文采用Chen等[17]的方法估計企業全要素生產率，并使用泰爾指數與變異系數測量企業生產率的離散程度。為排除指標測算方式對結果的影響，本文調整生產率估算方法，采用OP方法重新估計企業全要素生產率，并進一步使用標準差與90%和10%分位數差衡量行業內企業生產率的離散程度。此外，本文使用基于增加值的計算方法，重新定義企業增值稅有效稅率為企業實際繳納增值稅與增加值的比率。由于2015年全國稅收調查數據未披露增加值指標，故穩健性檢驗中僅考慮政策在2013與2014年實施的效果。結果表明，在替換核心變量后，研究結論仍保持穩健，即金稅三期工程仍顯著降低了行業內企業間的生產率離散程度與增值稅有效稅率離散程度。

4.排除競爭性政策

回顧中國增值稅改革歷程，與金稅三期工程同期進行的相關政策還包括營業稅改增值稅（“營改增”）和小微企業增值稅免征政策。“營改增”政策在2012—2016年期間在行業與地區范圍內逐步推開，雖然“營改增”改革主要針對的是服務業，但可能通過增值稅抵扣對下游制造業產生影響。為了排除“營改增”政策的干擾，本文參考李艷等[13]的做法，在模型中引入“營改增”對行業影響程度的控制變量，利用2007年投入產出表，計算中國制造業各行業中來源于“營改增”試點行業的中間投入品占比（BTV），并在模型中引入這一指標與時間趨勢的交乘項，以控制“營改增”政策隨時間變化的在不同行業上的效果差異。結果表明，在控制“營改增”政策的影響后，研究結論仍保持不變，即金稅三期工程顯著降低了企業生產率離散程度與增值稅有效稅率離散程度，對企業增值稅有效稅率的影響表現出“低升高降”的結構性調整特征。為扶持小微企業發展，2013年中國出臺了《關于暫免征收部分小微企業增值稅和營業稅的通知》，對銷售收入低于一定臨界值的小規模納稅人免征增值稅。由于增值稅稅收優惠政策會直接影響企業增值稅有效稅率的分布，對本文的識別帶來影響。因此，本文通過剔除受增值稅免征政策影響的企業，檢驗研究結論的穩健性。結果顯示，在剔除受增值稅免征政策影響的企業樣本后，本文主要結論仍保持穩健。

5.排除企業進入與退出市場的影響

稅收征管也可能通過影響企業進入與退出市場，導致增值稅有效稅率的離散程度發生變化，最終影響資源再配置。然而，由于稅收調查數據的收集采用分層抽樣方法，每年進入調查范圍的樣本具有一定的隨機性，企業進入與退出統計范圍并不等同于進入與退出市場。因此，本文難以檢驗金稅三期工程對企業進入與退出市場的影響。為避免企業進入與退出市場對本文研究結論的影響，本文將樣本限定在政策實施前后均存在于樣本中的在位企業。結果發現，金稅三期工程顯著降低了在位企業的增值稅有效稅率差異與生產率離散程度，證明本文主要結論的穩健性。

五、結論與啟示

減少稅收對市場機制的扭曲，一直是中國稅收征管制度改革的重點。增值稅作為中國的第一大稅種，盡管經歷了一系列改革后，但仍存在征管強度不統一的問題，導致同一行業內企業的有效稅率存在較大差異。企業的有效稅率內生于政府稅收征管與企業逃稅行為，稅收征管強度不統一是企業有效稅率差異的重要原因。通過將稅收征管與企業逃稅行為引入資源錯配的分析框架，理論分析發現：企業面對的稅收征管強度差異越大，企業有效稅率與全要素生產率的分布越離散，資源配置效率越低，生產率損失越嚴重。稅收征管強度不統一帶來企業有效稅率差異，最終導致行業內的資源錯配與生產率損失。

本文基于2011—2015年中國全國企業稅收調查數據，利用金稅三期工程對稅收征管的外生沖擊，實證檢驗發現有三個方面。第一，金稅三期工程顯著降低了行業內企業生產率的離散程度，提升了企業間的資源配置效率。第二，企業間增值稅有效稅率的差異下降是金稅三期工程改善資源配置效率的重要機制。金稅三期工程顯著降低了企業增值稅有效稅率的差異，企業增值稅有效稅率的離散程度與生產率離散程度高度正相關。第三，在企業有效稅率的結構性調整以及逃稅治理與優惠落實的協同作用下，企業有效稅率的離散程度下降，資源配置效應提升。值得注意的是，本文認為稅收征管強度不統一導致資源錯配，但并不意味著統一稅率就必然是有效的。例如，在研發創新或環境污染等具有外部性的領域，為了糾正外部性導致的市場失靈，根據外部性大小制定差別稅率反而是有效的。在實踐中，稅收征管需要兼顧公平與效率原則，同時還要考慮稅收征管的成本。本文研究的稅收征管強度不統一與增值稅有效稅率差異是在法定稅率相同的細分行業內部。在這些細分行業內部，企業的有效稅率本應相等，但由于征管強度不統一與企業逃稅行為，導致有效稅率差異，進而造成資源錯配與生產率損失。本文的研究結論對于完善中國的稅收征管制度具有如下政策啟示：

第一，持續推進稅收征管制度改革，立足稅務實踐，針對性解決導致征管強度不統一的具體問題。稅收征管強度的統一化是減少企業有效稅率差異、縮小有效稅率與法定稅率差距的關鍵。政府稅收征管能力不足、征管流程不規范，以及稅收競爭、腐敗等問題，都可能是造成稅收征管強度不統一的原因。稅收征管制度改革將致力于消除導致稅收征管強度不統一的因素，優化企業間稅負公平與資源配置效率。

第二，進一步推進稅收征管數字化建設與轉型升級，加快“智慧稅務”建設。大數據與人工智能技術在稅收征管中的應用，有效提高了政府稅收征管能力，減少了有效稅率差異導致的資源錯配。作為金稅三期工程的延續，中國正在部署的金稅四期（“智慧稅務”）工程，將進一步提升政府稅收征管的數字化與智能化水平，實現“以數治稅”。稅務部門需充分利用新型數字監管技術，加大數字技術型稅務人才培養力度，依托數字平臺與監管系統，實現涉稅風險的有效防范與稅收優惠的全面落實，提高稅收征管能力與統一性。

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編輯：鄭雅妮，高原