稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅的影響

摘要：稅收信息化建設(shè)的快速發(fā)展大大提高了我國(guó)稅務(wù)部門(mén)的稅收征管效率。針對(duì)稅收征管的信息化，已有研究對(duì)稅收征管信息化建設(shè)所產(chǎn)生的政策效應(yīng)進(jìn)行了檢驗(yàn)，但是鮮有研究關(guān)注對(duì)跨國(guó)公司避稅的影響。文章以 2010-2022年期間我國(guó)的跨國(guó)公司作為研究對(duì)象，借助金稅三期工程在各省份分階段上線這一契機(jī)，深入剖析稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅行為產(chǎn)生的影響。經(jīng)研究后發(fā)現(xiàn)，以金稅三期工程為典型代表的稅收信息化建設(shè)，對(duì)跨國(guó)公司避稅有著顯著的減少，并且在國(guó)際稅收合作加強(qiáng)的情況下，稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅的抑制作用會(huì)進(jìn)一步加強(qiáng)。

關(guān)鍵詞：稅收信息化建設(shè)；金稅三期；跨國(guó)公司避稅

一、引言

隨著全面開(kāi)放新格局的推進(jìn)，我國(guó)企業(yè)的跨國(guó)投資日益活躍，在國(guó)際經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域的地位也越來(lái)越高。截至2022年年末，我國(guó)對(duì)外直接投資流量達(dá)到了1631.2億美元，位居全世界第二。隨著我國(guó)國(guó)際貿(mào)易活動(dòng)越來(lái)越活躍，由此產(chǎn)生的跨國(guó)公司避稅問(wèn)題也越來(lái)越突出，跨國(guó)公司的國(guó)際避稅給我國(guó)的稅收征管工作帶來(lái)了巨大的挑戰(zhàn)。

跨國(guó)公司，是指其經(jīng)濟(jì)實(shí)體分布在兩個(gè)或者多個(gè)國(guó)家的大型企業(yè)，具有規(guī)模大、跨地區(qū)、跨國(guó)界的特點(diǎn)，其避稅行為涉及兩個(gè)或多個(gè)國(guó)家的稅收管轄權(quán)。因而在進(jìn)行國(guó)際避稅時(shí)，跨國(guó)公司手段也更加復(fù)雜。

近年來(lái)，我國(guó)的稅收信息化建設(shè)有了巨大的進(jìn)步。金稅三期工程能夠提升企業(yè)納稅遵從度，降低企業(yè)的財(cái)務(wù)舞弊風(fēng)險(xiǎn)，其推廣應(yīng)用是中國(guó)稅收現(xiàn)代化進(jìn)程中重要的里程碑。

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于稅收征管與企業(yè)避稅的關(guān)系研究，主要集中于研究各種外部因素和內(nèi)部因素對(duì)兩者相關(guān)性的影響。當(dāng)?shù)貐^(qū)間稅收競(jìng)爭(zhēng)的加劇，稅收征管力度會(huì)削弱，導(dǎo)致企業(yè)逃稅加劇，在稅收征管強(qiáng)度較大時(shí)，國(guó)有企業(yè)的避稅行為在外部市場(chǎng)的壓力下減少更明顯。此外，企業(yè)會(huì)計(jì)信息透明度與企業(yè)的避稅程度呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即更高的企業(yè)會(huì)計(jì)信息透明度可以抑制企業(yè)采取更多的避稅措施。

綜上，現(xiàn)有文獻(xiàn)大都集中于研究稅收信息化征管對(duì)企業(yè)境內(nèi)公司避稅的影響，而專(zhuān)門(mén)針對(duì)跨國(guó)公司避稅的研究卻少有涉及。首先，從A-S逃稅模型入手，分析稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅程度的影響。其次，構(gòu)建多期雙重差分模型來(lái)驗(yàn)證本文提出的假設(shè)。最后，分析稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅行為影響的作用機(jī)制，以此來(lái)擴(kuò)充當(dāng)前學(xué)術(shù)界對(duì)跨國(guó)公司國(guó)際避稅的理論研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）理論模型

對(duì)企業(yè)逃稅的分析模型中，Allingham和Sandmo提出的A-S逃稅模型應(yīng)用最廣泛。本文在A-S模型的基礎(chǔ)框架下，分析稅收征管信息化建設(shè)與企業(yè)避稅的關(guān)系。

假設(shè)企業(yè)進(jìn)行避稅行為被發(fā)現(xiàn)的概率是P，則企業(yè)的期望效應(yīng)為：

E（U）=PU（X）+（1－P）U（Y）（1）

其中，U（X）、U（Y）為效用函數(shù)；X=W-tD-π（W-D），表示企業(yè)避稅被發(fā)現(xiàn)時(shí)的收入；Y=W－tD，表示企業(yè)避稅未被發(fā)現(xiàn)時(shí)的收入；W為企業(yè)實(shí)際收入； t為名義稅率；D為企業(yè)納稅申報(bào)收入； tD為企業(yè)實(shí)繳稅款； π為企業(yè)進(jìn)行避稅被查處后的處罰力度；W－D為企業(yè)未申報(bào)收入； π（W－D）為企業(yè)避稅被查處后受到的處罰金額，且π＞t，0≤D≤W。

在其他條件不變的情況下，當(dāng)企業(yè)發(fā)生避稅行為時(shí)，企業(yè)納稅申報(bào)的收入D會(huì)下降，企業(yè)效用最大化時(shí)的一階的條件為：

E′（U）=■=（π－t）PU′（X）－t（1－P） U′（Y）=0（2）

企業(yè)的效用函數(shù)沿用已有研究假設(shè)，即U′（·）＞0、U″（·）＜0。對(duì)E（U）求二階導(dǎo)數(shù)得：

E″（U）=■=（π－t）2PU″（X）+t2（1－P）U″（Y）lt;0 （3）

當(dāng)0≤D≤W時(shí)，若■|■＞0且■|■lt;0，即可說(shuō)明E′（U）=0存在最優(yōu)解。

在E′（U）=0存在最優(yōu)解的情況下，式（2）為關(guān)于D和P的函數(shù)，由式（2）對(duì)P求導(dǎo)整理后得：

■=-■＞ 0（4）

由此可以看出，在其他條件不變的情況下，稅收信息化征管水平提高時(shí)，企業(yè)避稅被發(fā)現(xiàn)的概率P會(huì)提高，導(dǎo)致企業(yè)的納稅申報(bào)收入D的增加，從而抑制企業(yè)的避稅行為。

為此，本文提出假設(shè)1：稅收信息化建設(shè)會(huì)抑制跨國(guó)公司的避稅行為。

（二）作用機(jī)制

金稅三期主要通過(guò)減少信息不對(duì)稱(chēng)程度影響跨國(guó)公司避稅行為，其減少信息不對(duì)稱(chēng)程度可以通過(guò)稅收協(xié)定和稅收情報(bào)交換，獲取跨國(guó)公司境外的納稅信息，減少稅務(wù)部門(mén)與企業(yè)境外機(jī)構(gòu)的信息不對(duì)稱(chēng)程度。

掌握企業(yè)的境外納稅信息是做好國(guó)際稅收征管的重要一環(huán)。然而，跨國(guó)公司境外信息的獲取存在一定的難度，這也造成了稅務(wù)機(jī)關(guān)與企業(yè)的境外信息不對(duì)稱(chēng)。在傳統(tǒng)的“以票治稅”的征管模式下，稅務(wù)機(jī)關(guān)更是難以將這些信息有效整合，并以此來(lái)識(shí)別和分析跨國(guó)公司的避稅程度。而金稅三期的出現(xiàn)有效緩解了這一難題。除此之外，稅收情報(bào)交換協(xié)議和雙邊稅收協(xié)定（BTT）的深化也會(huì)抑制跨國(guó)公司避稅。由此可見(jiàn)，金稅三期能有效收集、分析并整合跨國(guó)公司的境外納稅信息，為稅務(wù)部門(mén)對(duì)跨國(guó)公司避稅的分析決策提供技術(shù)支持，有效打擊跨國(guó)公司避稅。

為此，本文提出假設(shè)2：稅收信息化建設(shè)可以通過(guò)減少稅務(wù)部門(mén)與跨國(guó)公司境外機(jī)構(gòu)的信息不對(duì)稱(chēng)程度來(lái)抑制跨國(guó)公司的避稅行為。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）變量說(shuō)明

1. 被解釋變量。對(duì)企業(yè)避稅程度的衡量，有三個(gè)常用指標(biāo)。一是名義所得稅率減去實(shí)際所得稅率的差額（Rate_diff）。二是名義所得稅率與實(shí)際稅率之差的五年平均值（Lrate_diff），這兩個(gè)指標(biāo)都是正向指標(biāo)，其數(shù)值越大，表示企業(yè)避稅程度越高。三是企業(yè)的會(huì)計(jì)—稅收差異及其變體，比如會(huì)計(jì)—稅收差異（BTD）該指標(biāo)也是正向指標(biāo)。本文在基準(zhǔn)回歸中使用Rate_diff衡量企業(yè)的避稅程度。

2. 解釋變量。金稅三期稅收征管系統(tǒng)于 2013年2月開(kāi)始在全國(guó)陸續(xù)上線。在每年下半年才納入金稅三期監(jiān)測(cè)范圍的企業(yè)，還處于適應(yīng)階段，其避稅行為在短期內(nèi)不會(huì)發(fā)生較大改變。因此，本文借鑒已有研究對(duì)政策時(shí)點(diǎn)的識(shí)別方法，將每年上半年開(kāi)始試點(diǎn)企業(yè)的政策實(shí)施年份設(shè)定為當(dāng)年，而將下半年開(kāi)始試點(diǎn)企業(yè)的政策實(shí)施年份設(shè)定為下一年度，以此作為政策實(shí)施時(shí)間的識(shí)別標(biāo)準(zhǔn)。為定義金稅三期征管系統(tǒng)的實(shí)施變量，本文構(gòu)建 Treated_Posti，t虛擬變量，公司i所在?。ㄗ灾螀^(qū)、直轄市）在第t年上半年或第t-1年下半年上線金稅三期稅收征管系統(tǒng)，則虛擬變量Treated_Posti，t取值為 1，否則為 0。

3. 控制變量。根據(jù)已有的經(jīng)驗(yàn)研究，本文還加入了相關(guān)的控制變量，如表2所示。

（二）模型構(gòu)建

多期雙重差分模型在評(píng)估政策效應(yīng)時(shí)，要求政策是分批展開(kāi)而非一次性全面鋪開(kāi)的。而金稅三期征管系統(tǒng)上線過(guò)程正好滿(mǎn)足該條件。因此，本文的研究假設(shè)可以采用雙重差分模型來(lái)驗(yàn)證。具體如下：

Rate_diffi，t=α0+α1Treated_Posti，t+α2Controli，t+μi+ηi+νi+εi，t

其中，i和t分別表示公司和年份；Rate_diffi，t為本文的被解釋變量，表示第i個(gè)公司第t年的避稅程度；Treated_Posti， t為本文解釋變量，當(dāng)公司i所在地區(qū)在第t年上半年或者是第t-1年下半年上線金稅三期的，其第t年及以后的Treated_Posti，t取值為1，否則為0；Control表示一系列控制變量；μi為個(gè)體固定效應(yīng)、ηi為時(shí)間固定效應(yīng)，νi為地區(qū)固定效應(yīng)，εi， t表示隨機(jī)誤差項(xiàng)，α0表示常數(shù)項(xiàng)。

（三）數(shù)據(jù)與樣本

本文的研究樣本為中國(guó)商務(wù)部網(wǎng)站公布的《中國(guó)境外投資企業(yè)名錄》中的上市公司，樣本所屬期間為2010-2022年，數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)和馬克數(shù)據(jù)庫(kù)。為了保障樣本的有效性和穩(wěn)定性，本文做了如下的處理：鑒于金稅三期工程是在2013-2016年間在我國(guó)分批試點(diǎn)上線的，因此，本文選擇2006-2013年的《中國(guó)境外投資企業(yè)名錄》中的上市公司；將2006-2013年《中國(guó)境外投資企業(yè)名錄》與各個(gè)數(shù)據(jù)庫(kù)進(jìn)行數(shù)據(jù)匹配；剔除金融、保險(xiǎn)業(yè)上市公司和房地產(chǎn)公司，以及《境外投資企業(yè)名錄》中投資范圍僅限于港澳臺(tái)的企業(yè)。通過(guò)以上處理，本文最終得到了5171個(gè)有效樣本數(shù)據(jù)。

（四）描述性統(tǒng)計(jì)

通過(guò)一系列處理后，本文對(duì)最終得到的5171個(gè)有效樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，主要研究變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表3所示。在表3中，樣本企業(yè)避稅程度均值為-0.023，標(biāo)準(zhǔn)差為0.106，說(shuō)明本文所使用的控制變量數(shù)值均位于合理區(qū)間之內(nèi)。

四、實(shí)證分析

（一）基準(zhǔn)回歸

本文利用多期雙重差分模型的基準(zhǔn)回歸結(jié)果如表4所示，均考慮了個(gè)體固定效應(yīng)。表4中，（1）列是不加任何控制變量的估計(jì)結(jié)果，這一列中Treat_Post的估計(jì)系數(shù)為正，不符合預(yù)期且未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；（2）列是加入了一系列企業(yè)層面控制變量之后的估計(jì)結(jié)果，其組合的擬合優(yōu)度（R2）提高了9.36%，說(shuō)明這些控制變量對(duì)企業(yè)的避稅行為影響顯著，Treat_Post的估計(jì)系數(shù)為負(fù)，和我們的預(yù)期相符，但是該系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；（3）列是控制了個(gè)體和時(shí)間固定效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果，其回歸系數(shù)為-0.023，該系數(shù)在1%的水平上顯著，且擬合優(yōu)度相比（2）中的提高了29.79%，這說(shuō)明企業(yè)的避稅行為具有很強(qiáng)的時(shí)間固定效應(yīng)。以上分析表明，金稅三期征管系統(tǒng)的上線對(duì)企業(yè)避稅行為有顯著的抑制作用，證實(shí)了本文提出的假設(shè)1。

（二）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為確保實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了下面一系列的穩(wěn)健性檢驗(yàn)分析。

1. 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。使用雙重差分的方法進(jìn)行分析需要具備一個(gè)重要的前提假設(shè)，就是如果沒(méi)有金稅三期工程所造成的政策沖擊，不同的數(shù)據(jù)組別之間應(yīng)該保持相對(duì)一致的趨勢(shì)。為此，本文進(jìn)行了平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，結(jié)果如圖1所示。在金稅三期工程上線前4年的時(shí)間虛擬變量回歸系數(shù)顯著等于0，而金稅三期工程上線后的時(shí)間虛擬變量顯著不等于0，故本文基準(zhǔn)回歸結(jié)果通過(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

2. 安慰劑檢驗(yàn)。為了檢驗(yàn)企業(yè)避稅程度在研究期間避稅程度的變化是否受到其他因素的影響，本文參考余明桂等的方法，進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)，通過(guò)隨機(jī)抽樣抽取金稅三期工程上線省份并隨機(jī)產(chǎn)生上線時(shí)間，構(gòu)造了金稅三期上線時(shí)間-省份兩個(gè)層面的隨機(jī)實(shí)驗(yàn)，按照表4的（4）列進(jìn)行回歸，根據(jù)虛構(gòu)的實(shí)驗(yàn)得到基準(zhǔn)回歸系數(shù)的概率來(lái)判斷結(jié)論的可靠性，并將上述過(guò)程重復(fù)500次，安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果如圖2所示。由結(jié)果可知，虛構(gòu)的政策效應(yīng)并不存在。

（三）機(jī)制分析

根據(jù)前文的理論分析可知，稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅行為的影響，主要是通過(guò)減少稅務(wù)機(jī)關(guān)與跨國(guó)公司境外信息的不對(duì)稱(chēng)程度實(shí)現(xiàn)的。因此，以下檢驗(yàn)江艇的研究模型來(lái)檢驗(yàn)該影響機(jī)理的準(zhǔn)確性。

本文根據(jù)跨國(guó)公司的投資地是否與我國(guó)簽訂稅收情報(bào)交換協(xié)議，將樣本分為兩組進(jìn)行回歸，得到的回歸結(jié)果在表5（1）和（2）中列示。從列（1）、（2）中的結(jié)果可以看出，相比于投資地?zé)o稅收情報(bào)交換的跨國(guó)公司，金稅三期系統(tǒng)對(duì)投資地有稅收情報(bào)交換的跨國(guó)公司的避稅抑制作用更強(qiáng)。因此，稅收信息化建設(shè)可以在國(guó)際稅收合作的幫助下，加強(qiáng)其對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用，證實(shí)了本文提出的假設(shè)2。

五、結(jié)論與建議

本文基于金稅三期征管系統(tǒng)在全國(guó)各地分期上線這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用多期雙重差分分析了稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅的影響。研究發(fā)現(xiàn)，稅收信息化建設(shè)能夠顯著減少跨國(guó)公司的避稅行為，在國(guó)際稅收合作加強(qiáng)的情況下，稅收信息化建設(shè)對(duì)跨國(guó)公司避稅行為的抑制作用會(huì)增強(qiáng)。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：第一，稅收大數(shù)據(jù)是“以數(shù)治稅”的基礎(chǔ)，政府要加大對(duì)稅收信息化的建設(shè)力度，重視大數(shù)據(jù)技術(shù)在稅收征管中的運(yùn)用。第二，稅務(wù)機(jī)關(guān)要重視稅務(wù)人才的培養(yǎng)，加強(qiáng)大數(shù)據(jù)稅收征管的人才隊(duì)伍建設(shè)，打造一支大數(shù)據(jù)時(shí)代的高水平、高素質(zhì)的稅收征管隊(duì)伍。第三，政府要不斷深化和其他國(guó)家和地區(qū)的國(guó)際稅收合作，讓國(guó)際稅收合作從雙邊到多邊、從依申請(qǐng)交換向自動(dòng)交換的形式發(fā)展。

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（作者單位：安徽大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院）