一、引　言

党的十八届三中全会通过的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》提出，税收制度改革的目标是在稳定税负的前提下，逐步增加直接税比重，优化税收收入结构。为此，需要深化税制改革，合理简化税率（高培勇，2018）。从这一目标提出到党的二十大召开，增值税改革从“营改增”到增值税税率简并，经历了多个阶段。同时，学者提出了提升直接税占比、重构税收收入结构的诸多思路，如实施房产税和房地产税改革（张航和范子英，2021；张晓林和李佳，2022）。一个重要的研究问题是，增值税改革是否会引发企业纳税行为的调整，从而对企业所得税税负产生影响。如果这种影响存在，则意味着除了税收立法外，间接税改革本身会对直接税产生外溢作用。本文通过研究增值税税率简并改革如何影响企业所得税避税行为，揭示增值税与企业所得税之间的联动效应，以此来分析增值税减税改革对直接税占比产生的外溢作用。

我国从2017年开始实施的增值税税率简并政策是逐步将增值税税率从原来的17%、13%、11%、6%四档简并为13%、9%、6%三档，最大的下调力度接近原来税率的四分之一。增值税税率简并是全链条普惠性的税收优惠政策，增值税税率简并改革的减税效应相当可观（刘行和叶康涛，2018）。此外，这项政策还会缩小不同行业间的税率差距，在一定程度上缓解多档税率带来的“低征高扣”和“高征低扣”问题，进一步降低企业税负。因此，研究增值税税率简并的政策效应，有利于探究增值税减税改革对企业所得税税负的影响及机理。目前，企业避税文献鲜有将增值税与企业所得税两者联动起来进行研究。增值税和企业所得税是我国企业承担的最主要的两个税种，在增值税税率简并改革期间，企业所得税未发生重大改革，这为本文从增值税和所得税联动的视角来研究企业规避所得税提供了契机和场景。增值税和所得税的联动分析为我国优化税收收入结构提供一个新的理解角度，也为评估增值税税率简并的政策效果提供了新的视角。

本文以2017年、2018年增值税税率简并改革作为研究事件，建立多时点DID模型，研究了增值税税率简并对企业所得税避税的影响。本文的研究贡献在于：第一，揭示了间接税制和所得税制之间的联动效应，拓展了企业所得税避税的研究。Scholes-Wolfson研究框架提出，公司避税决策需要考虑所有参与方、所有成本和所有税负（Scholes 和 Wolfson，1992）。国内外文献对企业避税的研究涵盖了丰富的视野，包括但不限于企业经营和财务特征（Klassen 和 Laplante，2012）、高管特征（Chyz，2013）、股权结构（McGuire 等，2014）、公司治理（Armstrong 等，2015）、税收征管（张克中等，2020）、国际避税（Barrera 和 Bustamante，2018）等。本文发现，增值税税率简并通过降低避税收益和引发税收征管增强，促使企业减少所得税避税，这揭示了间接税制和所得税制之间的联动效应。虽然有文献研究了增值税避税与企业避税之间的关系（Zhang 等，2021）、“营改增”对企业避税产生的外溢治理作用（Liu和 Zhao，2023），但是尚缺乏关注增值税税率简并改革与企业所得税联动效应的研究。本文从增值税税率简并改革与企业所得税联动的维度，丰富和拓展了以增值税为代表的间接税税收制度改革影响企业行为的微观机制。第二，丰富了增值税税率简并的政策效果研究。2017年以来，增值税经历了三次税率下调。现有研究主要考察了增值税税率简并改革对企业经济决策和效率的影响，如企业投资回报率（汪昊等，2022）、企业价值（刘行和叶康涛，2018）、审计师风险应对（胡国柳等，2022）等。本文着眼于增值税与企业所得税的联动效应，从税制联动的视角探究了增值税税率简并的政策效果，给地方政府优化税收收入结构带来了启示。

二、制度背景与理论分析

（一）制度背景

增值税税率简并改革是对“营改增”遗留问题的深化改革。2016年“营改增”全面实施后，我国实施17%、13%、11%、6%四档增值税税率，遗留下“高征低扣、低征高扣”、背离增值税“税收中性”等问题（寇恩惠和刘柏惠，2016；田志伟等，2018）。按照增值税改革的思路设计，“营改增”后，增值税税制改革的重心转为简并下调增值税税率。2017年7月，《财政部 税务总局关于简并增值税税率有关政策的通知》取消13%的税率档次，原按13%征收的农产品、自来水、天然气等23类货物改用11%税率，一般纳税人的增值税税率简并为17%、11%、6%三档。2018年5月，《财政部 税务总局关于调整增值税税率的通知》继续将17%和11%两档增值税税率分别下调为16%和10%，完成下调后，一般纳税人的增值税税率为16%、10%、6%三档。2019年4月，16%、10%两档税率分别下调为13%、9%，完成下调后，增值税一般纳税人的税率为13%、9%、6%三档。增值税税率简并改革持续推动我国增值税税制转变，进一步接近“税收中性”。

（二）理论分析

避税的权衡观和有效税收筹划理论认为，纳税人在避税决策时会综合考虑避税收益与避税成本，寻求实现最大效用的避税均衡点。最直接的避税收益来自减少的纳税支出，企业税收规避所减少的现金支出可以视作从税务机关“取得”的资金（Edwards 等，2016），规避企业所得税能够减少部分税费支出，增加企业内部资金留存，缓解融资约束（Edwards 等，2016），创造竞争优势（Cai 和 Liu，2009），抵御经营冲击和财务压力（刘行和赵晓阳，2019；魏志华和夏太彪，2020）。同时，税收规避行为会带来一系列避税成本。最直接的避税成本是可能面临的税务稽查与相应的违规成本（Gupta 和 Lynch，2016）。当企业面临较强的税收征管时，税收规避受到税务稽查的概率较高，偷逃税的税务处罚较重。

一方面，增值税税率简并政策减轻了企业的税费负担，降低了企业通过避税来增加现金留存的边际收益。首先，增值税税率的下降减轻了企业税负。增值税税率简并政策实施后，我国增值税收入增长率从2018年的9.14%下降到2019年的1.33%、2020年的−8.91%，减税效果明显。增值税税率简并政策还减少了企业负担的城市建设维护费和教育费附加。其次，减税政策通过减轻企业税负，提升了企业价值（刘行和叶康涛，2018；刘柏等，2020），减弱了管理层因业绩压力而粉饰财务报表和增加避税的动机，提高了企业的会计信息质量，降低了企业的信息风险，从而减少了审计收费（胡国柳等，2022）。再次，增值税税率简并政策缩小了行业间增值税有效税率的差距，减小了增值税抵扣链条的摩擦，提高了企业的资源配置效率和资本回报率（孙正等，2020；尹恒和迟炜栋，2022；汪昊等，2022）。最后，增值税税率简并政策间接减轻了企业的非税负担，增加了内部资金积累，有效缓解了内源融资约束问题（梅冬州等，2022）。为了更加直观地比较增值税税率简并政策实施前后，受政策影响企业的增值税税负和所得税税负的变化情况，本文对实验组企业的增值税税负（Vtax）和企业所得税税负（CETR）进行了单变量分析。本文参考刘行和叶康涛（2018）以及Bradshaw 等（2019）的研究，计算增值税税负（Vtax）和企业所得税税负（CETR）。表1结果显示，实验组企业在政策实施后的增值税税负均值显著小于政策实施前，政策实施后的现金所得税税负均值显著高于政策实施前。根据实验组样本的营业收入均值125.82亿元计算，增值税税率简并会给实验组企业带来平均7549.2万元的税费节约；根据利润总额的均值10.64亿元计算，增值税税率简并后，实验组企业用现金支付的所得税费用平均增加1489.6万元。增值税税率简并政策减轻企业增值税税负的同时增加了所得税税负，但减少的增值税大于增加的所得税。

另一方面，增值税税率简并政策的减税效应会减少地方政府的税收收入，增值税税收收入的减少可能导致政府为维持地方财政而加强税收征管，尤其是对企业所得税的征收管理。此时，企业的税务稽查风险增加，企业所得税避税的边际成本上升。由于增值税是共享税，减税政策不仅会减少税收收入，还会改变地方政府的财政收入结构（郭庆旺，2019）。增值税税率简并政策直接减少了地方政府的增值税和附加税收入，增加了财政赤字规模。增值税税率简并政策实施后，国家财政赤字率从2016年的3.79%逐年上升到2019年的4.93%，各省平均财政赤字率从2016年的7.33%上升到2019年的8.01%，政府面临的财政压力逐年增加。税收收入的减少还会削弱地方政府对城投债的“隐性担保”力度，导致城投债发行成本增加，降低地方政府“以债代税”的可行性，从而进一步增加地方政府的财政压力（张牧扬等，2022）。在财政支出压力增加而财政收入减少的情况下，为了填补财政收支缺口，地方政府要寻找其他的财政收入来源以满足财政支出需求。财政收入可以分为税收收入和非税收入。彭飞等（2020）研究发现，减税政策增加了企业的非税负担，体现为“按下葫芦浮起瓢”的跷跷板效应。然而，“税不够，费来凑”的短视做法损害了减税带来的政策红利，不符合我国税制改革的主流方向。税收收入具有规范、公平的特点，应作为财政收入的主要来源。长期来看，政府应在“应减尽减”的同时做到“应征尽征”，在大力推进减税降费的同时，增加对其他税种的征收力度，将该收应收的税收收入都收上来，保证税负公平和税收收入的完整性、稳定性。企业所得税收入约占我国税收收入的四分之一，是我国财政收入的重要来源。财政承压下完成税收任务是驱动税收征管部门加大税收执法力度的重要因素，包括加大稽查力度、使用自由裁量权等（白云霞等，2019）。税收征管强度提升会降低企业避税程度（杜鹏程等，2021）。由于企业所得税的筹划空间较大，我国企业避税现象普遍，税务部门更有可能加强对企业所得税的征管。因此，增值税税率简并政策实施后，企业所得税的避税成本上升。

同时，税收征管信息化会助力税务部门加大税收征管力度。税收征管信息化增加了企业避税行为被察觉、被发现的可能性，提升了企业避税风险水平。税务部门借助税收征管信息化，可以分析企业的实际税负水平、会计利润与应税利润的差异等。增值税税率简并政策实施后，纳税大户企业尤其是上市公司的税收遵从度会受到税务部门更多的关注，地方政府与当地上市公司之间可能也会进行更多的沟通交流以完成税收任务，企业所得税避税被稽查和被处罚的成本会上升。增值税税率简并政策试点企业和非试点企业都会受到税收征管力度加大的影响，但是它们受到的影响可能存在差异。从增值税改革的红利看，试点企业自身及所处供应链的税负、经营成果均发生变化，这些企业有更大空间帮助政府完成税收任务，而非试点企业的税负调整空间较小。

基于上述分析，本文提出以下研究假设：增值税税率简并政策实施后，试点企业会降低规避所得税的程度。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

考虑到2020年企业经营活动和财务数据受新冠疫情影响，本文选取2015—2019年中国A股上市公司的24126个公司—年度观测值作为初始样本，研究2017年、2018年增值税税率简并改革对企业所得税避税的影响。数据来源于CSMAR数据库和WIND数据库。样本筛选过程为：（1）剔除金融行业上市公司的观测值614个；（2）剔除回归中所需财务数据缺失的上市公司观测值10039个；（3）剔除ST和ST^*上市公司的观测值981个。经过上述处理，本文最终样本包含2015—2019年A股上市公司的12492个公司—年度观测值，其中受政策影响的观测值3154个，不受政策影响的观测值9338个。为了避免极端值对研究结果的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理。

（二）模型构建与变量定义

本文以增值税税率简并政策实施为准自然实验，构建了如下的多时点双重差分模型来检验增值税税率简并政策对企业所得税避税的影响：

其中，i表示企业，t表示年份。被解释变量DiffETR表示企业的避税程度，使用名义税率与实际税率的差值来衡量，实际税率等于扣除了递延所得税费用后的企业所得税费用除以息税前利润（吴联生，2009）。解释变量Treat_Post定义如下：实验组企业在增值税税率简并政策实施年份后取值为1，其他年份取值为0，对照组企业取值始终为0。参照刘行和叶康涛（2018）的研究，本文选取的实验组为政策实施前一年财务报表附注中包含增值税税率简并政策涉及的税率档位的企业。具体来说，2017年将13%的增值税税率降至11%，2018年将17%和11%的增值税税率分别降至16%和10%，则本文将2016年财务报表附注中披露的增值税税率有13%的上市企业和2017年披露的增值税税率有17%或11%的上市企业定义为实验组企业。系数$ {\beta }_{1} $反映实验组企业在政策实施前后的实际税率相对于对照组企业实际税率的变化情况，本文预期$ {\beta }_{1} $显著为负，即增值税税率简并后，企业会降低规避所得税的程度。

借鉴Hanlon和Heitzman（2010）以及陈冬等（2016）的研究，模型（1）中加入了影响公司避税的一系列控制变量，包括企业规模（Size）、资产负债率（LEV）、有形资本密集度（PPE）、存货密集度（Inv）、盈利能力（ROA）、企业成长性（Growth）和企业年龄（AGE）。此外，企业的治理结构对企业避税也有重要影响（Desai 和 Dharmapala，2006）。因此，本文还控制了外部审计师（Audit）、第一大股东持股比例（Top1）和机构投资者持股比例（Inshold）。回归分析中控制了年份固定效应 τ_t 和企业固定效应 θ_i。下文将从现金留存、财政压力、税收征管强度、企业纳税信用评级、增值税税负率和企业竞争能力等方面来分析企业降低所得税避税程度的机制。

四、实证结果分析

（一）基准回归结果

如表2所示，为了检验增值税税率简并政策对企业所得税避税的直接影响，列（1）中仅控制了年份和企业固定效应，未加入其他控制变量，Treat_Post的系数在5%的水平上显著为负。列（2）加入了企业财务和治理特征等控制变量，Treat_Post的系数在1%的水平上显著为负。上述结果表明，与不受增值税税率简并政策影响的企业相比，受增值税税率简并政策影响的企业在政策实施后所得税实际税率更高，避税程度更低。列（2）中Treat_Post的系数为−0.013，从经济意义看，Treat_Post增加一个标准差，企业避税程度DiffETR的降幅相当于样本标准差的5.70%。无论是从统计意义还是经济意义分析，增值税税率简并政策对受影响企业的所得税避税活动产生了显著的抑制作用。

（二）稳健性检验

1. 平行趋势检验

本文构建了如下模型进行平行趋势检验：

$ T reat\_Pre3 $、$ T reat\_Pre2 $、$ T reat\_Post0 $、$ T reat\_Post1 $和$ T reat\_Post2 $表示增值税税率简并政策实施前后的虚拟变量。$ T reat\_Post0 $定义如下：实验组企业在政策实施当年取值为1，否则为0。为了避免多重共线性问题，以政策实施前一年为基准组，模型中不包含政策实施前一年的虚拟变量。如图1所示，在政策实施前，实验组企业与对照组企业相比并未表现出所得税避税程度降低的特征，而增值税税率简并政策在实施当年及后两年具有显著的抑制企业所得税避税的效果。

2. 替换避税的度量指标

第一，更换实际税率的衡量方法。借鉴吴文锋等（2009）的研究，本文使用“扣除递延所得税费用后的所得税费用除以经过调整的税前会计收益”来重新计算企业的实际税率，用名义税率减去新的实际税率来衡量避税程度（DiffETR1）。如表3中列（1）所示，Treat_Post的系数在1%的水平上显著为负。

第二，使用企业的账面—税收差异来衡量所得税避税程度。借鉴刘行和叶康涛（2013）的研究，本文使用账面—税收差异（BTD）和扣除应计利润影响后的账面—税收差异（DDBTD）来衡量企业的避税程度。如表3中列（2）和列（3）所示，Treat_Post的系数在1%的水平上显著为负。

第三，使用企业账税一致避税指标来衡量避税程度。在强征管的情况下，企业可能转向采取一种更加隐蔽的避税方式，即通过同时减少应税利润和税前会计利润的“账税一致避税”策略进行税收筹划。借鉴Badertscher 等（2019）的做法，如表3中列（4）所示，Treat_Post的系数在1%的水平上显著为正。增值税税率简并政策实施后，企业不仅减少了账税差异避税行为，也减少了比较隐蔽的账税一致避税行为。

3. 剔除其他税改政策的干扰

第一，2016年在建筑业、金融业、房地产行业、生活服务业推行的“营改增”可能会对相关企业的经营决策产生影响，进而影响增值税减税政策的效果。为此，本文剔除上述行业中的企业样本重新进行了回归，如表4中列（1）所示，Treat_Post的系数仍然显著为负。

第二，我国在2018年对先进制造业、现代服务业和电网企业实施增值税留抵退税政策，在2019年3月对全行业符合连续6个月增量留抵税额均大于零（与2019年3月底相比）且第6个月增量留抵税额不低于50万元的企业实施留抵退税政策。留抵退税政策的实施可能减轻企业税负，降低企业避税的边际收益。上文研究结果可能会夸大增值税税率简并政策的效果。为此，本文在基准回归中加入代表2018年和2019年留抵退税政策实施的变量并重新进行回归，如果Treat_Post的系数依然显著为负，且数值变化不大，则说明增值税税率简并政策是企业所得税避税程度降低的强有力解释，并不受同期其他税改政策的影响。具体地，对于2018年实施的一次性留抵退税政策，本文设置虚拟变量LDTS2018，对属于2018年增值税留抵退税行业范围的企业在2018年当年赋值为1，否则为0。2018年留抵退税政策涉及的行业范围根据《关于2018年退还部分行业增值税留抵税额有关税收政策的通知》（财税〔2018〕70号）确定。同时，本文还设置虚拟变量 LDTS2019，对属于2019年增值税留抵退税范围的企业在2019年当年赋值为1，否则为0。本文从企业年报附注的其他流动资产项目中获取企业当年末的增值税留抵税额，如果留抵退税额大于50万元，则认为属于2019年增值税留抵退税范围的企业。如表4中列（2）所示，Treat_Post的系数为−0.011，在1%的水平上显著，与上文基准回归的系数−0.013相近，表明基准回归结果不受留抵退税政策的影响。LDTS2018的系数显著为正，这可能是因为留抵退税政策仅仅释放了企业当期不能抵扣的进项税现金流，实际上未能起到减轻企业增值税税负的作用。在获得留抵退税后，企业可抵扣的进项税额减少，在其他因素不变的情况下，未来应纳增值税将等额增加（朱江涛，2022）。因此，留抵退税后企业仍有所得税避税的动机。

第三，2013—2016 年“金税三期”分地区逐步推行后，企业涉税信息透明度上升。这会增加企业的避税成本，打击企业的偷逃税行为（张克中等，2020）。“金税三期”实现了对已有信息的整合分析，包括对税务系统内部各层级、各环节、各税种的信息进行整合比对，以及对税务局、海关、银行、工商等部门的信息进行整合比对（孙鲲鹏和石丽娜，2022）。为此，本文在基准回归中加入“金税三期”的控制变量GTP以剔除这项政策的干扰。GTP为虚拟变量，本文对所在地区推行“金税三期”后的观测值赋值为1，否则为0。表4中列（3）为基准回归模型中加入“金税三期”变量后的回归结果，列（4）为同时加入留抵退税与“金税三期”变量的回归结果。结果显示，Treat_Post的系数依然显著为负，且数值与基准回归的系数相比变化不大。这意味着排除上述两项税改政策的干扰后，基准回归结果依然稳健。为了减少留抵退税政策对基准回归结果的影响，本文进一步剔除了涉及留抵退税政策的实验组企业样本，并控制“金税三期”变量进行了回归。如列（5）所示，Treat_Post 的系数在5%的水平上显著为负，基准结果依然稳健。

4. PSM-DID、重复随机抽样与短窗口期检验

上文的研究满足双重差分模型的适用条件，但由于政策逐步推进过程中行业税率调整的深层逻辑难以完全探究，试点企业的选取可能并非完全随机。为了减少样本选择偏误对研究结果的影响，本文采用PSM-DID方法重新估计模型（1）。在基准回归样本的基础上，本文使用倾向匹配得分法对实验组和控制组进行匹配。本文基于企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、有形资本密集度（PPE）、存货密集度（Inv）、盈利能力（ROA）、企业成长性（Growth）、企业年龄（AGE）、外部审计师情况（Audit）、第一大股东持股比例（Top1）以及机构投资者持股比例（Inshold）等企业特征变量对实验组和控制组进行probit回归，以预测值作为得分，使用卡尺0.01范围内1︰4匹配，删除未匹配上的观测值后重新估计模型（1）。匹配后的样本中，实验组和对照组在企业规模等方面不存在显著的差异，具有平衡性。匹配后样本的回归结果如表5中列（1）所示，增值税税率简并后，匹配后样本企业的所得税避税程度显著下降。除了使用PSM-DID方法来缓解样本选择偏误问题外，本文还参考李青原和章尹赛楠（2021）的研究，使用Bootstrap方法进行重复随机抽样。表5中列（2）和列（3）分别为重复随机抽取500次和1000次后的回归结果，Treat_Post的系数依然显著为负。

为了避免实证结果变成单纯的政策前后的比较（由于2018年增值税税率简并政策覆盖的企业较多，2018年之后控制组企业较少），本文采用2016—2018年的短窗口，仅对2017年税率简并政策进行检验。由于政策具有滞后性，处理期从政策实施后一年开始。如表5中列（4）所示，Treat_Post的系数显著为负，本文的研究结论依然成立。

5. 地区强度DID分析

为了更加全面地反映增值税税率简并政策对企业所得税避税的影响，本文还尝试从地区层面进行实验组和对照组的划分。纳税大户企业尤其是上市公司的税收遵从度受到税务部门更多的关注，是地方政府重点关注的对象。政府官员与企业高管之间就企业纳税等保持沟通交流也是现实中常见的做法。因此，参考李建军和吴懿（2021）的做法，本文使用政策实施前一年（即2016年）企业缴纳的增值税占地区增值税收入的比重，衡量政策冲击对政府税收征管的影响。政策实施前企业缴纳的增值税占地区增值税收入的比重越高，这类企业的纳税行为和税收遵从在增值税改革后会受到税务部门越多的关注。在此基础上，本文构建了如下的“类政策实验”强度DID模型：

其中，Incentive表示2016年企业缴纳的增值税占地区增值税收入的比重，衡量政策冲击对政府税收征管的影响，以此来划分相对实验组和相对对照组，即在每一个分位上，大于该分位Incentive值的样本为该分位所属样本的相对处理组。本文使用企业缴纳的教育费附加和城市建设维护税来倒推出企业缴纳的增值税，并取两者均值作为企业实际缴纳的增值税。Post为增值税税率简并政策实施的时间虚拟变量（2017年之前赋值为0，2017年及之后赋值为1）。交乘项 Incentive×Post为政策处理效应变量，捕捉每一个分位上增值税税率简并政策对企业所得税避税的影响。其他设定与基准回归模型一致。描述性统计结果显示，企业缴纳的增值税占地区增值税收入的比重均值为0.021，其他变量的描述性统计结果与原始样本相近。回归结果如表5中列（5）所示，为了检验增值税税率简并政策对企业所得税避税的直接影响，回归中仅控制了年份和企业固定效应，未加入其他控制变量，Incentive×Post的系数在1%的水平上显著为负。表5中列（6）为加入控制变量后的回归结果，Incentive×Post的系数在1%的水平上依然显著为负。具体来说，企业在政策实施前缴纳的增值税占地区增值税收入的比重比其他企业每高出1个百分点，增值税税率简并政策将使其所得税避税程度下降0.088个百分点。

6. 安慰剂检验

本文将2016年作为虚构的政策实施时间，使用标准双重差分法进行安慰剂检验。Post2016定义如下：2016年之后取值为1，2016年及之前年份为0。Treat_Post2016为Treat与Post2016的交乘项，实验组企业在2016年之后取值为1，否则为0。回归结果显示，Treat_Post2016的系数不显著。

7. 混合固定效应

为了排除异质性趋势的干扰，本文在基准回归的基础上，纳入行业—年份固定效应，以控制行业内的时间趋势；纳入省份—年份固定效应，以控制省份内的时间趋势；纳入省份—行业—年份固定效应，以控制不同地区的行业异质性和时间趋势。为了减少样本异方差和自相关的干扰，本文对基准回归在行业—年份层面进行聚类标准误检验。结果显示，增值税税率简并政策实施后，企业所得税避税程度显著下降，研究结论是稳健的。

五、进一步研究

（一）机制分析

增值税税率简并政策实施后，地方政府因财政压力而加强税收征管，导致企业规避所得税的边际成本上升。由于税务机关的自由裁量权，地方政府在税收征管方面具有较大的自由度与灵活性。此外，企业所得税税负的确认比较复杂，受到企业经营活动、税收优惠等多方面因素影响（Hanlon 和 Heizman，2010），这为地方政府的灵活征管创造了条件（刘斌等，2020）。当增值税税率下调使地方政府的增值税收入减少，对地方财政收入造成冲击时，为了完成税收任务，缓解财政压力，地方政府可能会加强所得税税收征管（陈晓光，2016），强化对企业的税收干预（陈冬等，2016）。这会增加企业所得税避税的边际成本，减弱企业避税动机。

基于上述分析，本文将地方财政压力和税收征管强度指标与政策变量Treat_Post的交乘项加入模型（1）中进行回归分析。同时，由于“金税三期”的实施提高了税务机关的税收征管能力，本文在回归中加入GTP来控制因“金税三期”而提高的税收征管力度。本文使用各省财政赤字率（Deficit）来衡量各省的财政压力，财政赤字率等于（财政支出−财政收入）/GDP；税收征管强度指标（TE）的计算参考叶康涛和刘行（2011）的研究。本文根据财政压力指标和税收征管强度指标的年度三分位数对基准回归样本进行分组，当企业所在省份的财政压力指标位于最大三分位数组时，High_Deficit取值为1；位于最小三分位数组时，High_Deficit取值为0。当企业所在省份的税收征管强度指标位于最大三分位数组时，High_TE取值为1；位于最小三分位数组时，High_TE取值为0。本文分别将High_Deficit和High_TE与Treat_Post的交乘项加入模型（1）中进行回归分析，结果如表6中列（1）和列（2）所示，Treat_Post×High_Deficit和Treat_Post×High_TE的系数均显著为负，表明较大的财政压力和税收征管强度显著增强了增值税税率简并政策对企业规避所得税的抑制作用。

除了硬性指标外，本文还使用纳税信用评级这个柔性指标来捕捉税收征管力度。税务机关对纳税信用A级纳税人予以多项激励措施，以激励而非惩罚的手段来提高企业的税收遵从度。纳税信用评级为A级的企业在评级下降时的潜在损失更加严重，其面临的柔性税收征管关注程度大于纳税评级非A级的企业。参考孙雪娇等（2019）的做法，本文构建了一个虚拟变量Atax，企业被评为纳税信用A级的当年及之后年份取值为1，否则为0，并将Atax与Treat_Post的交乘项加入回归模型（1）中。回归结果如表6中列（3）所示，Treat_Post×Atax的系数显著为负，表明纳税信用A级企业在增值税税率简并政策实施后更大程度地减少了所得税避税。

在减税改革红利方面，增值税税率简并减轻了企业的增值税负担，企业税费支出的减少带来了内源性剩余现金的增加。本文以企业现金持有量变化量和留存收益变化值来衡量企业因税费支出减少而增加的现金留存，使用如下模型进行检验：

其中，ΔCASH_it表示企业现金持有量变化量或留存收益变化值。现金持有量变化量Δcash1等于年末现金及现金等价物的变化值除以总资产，Δcash2等于货币资金与交易性金融资产总和的变化值除以总资产，留存收益变化值Δretain等于留存收益的变化值除以营业收入。参考熊凌云等（2020）的研究，本文控制了公司规模、财务杠杆、有形资本密集度、存货密集度、成长性、公司年龄、第一大股东持股比例、机构投资者持股比例、股利支付率、管理费用率、利息费用率和净筹资费用率。表7中列（1）至列（3）报告了增值税税率简并政策对企业现金留存的影响，三个指标的系数均显著为正，表明增值税税率简并后，企业的现金留存增加。为了进一步检验增值税税率简并后企业所得税避税边际收益的变化情况，模型（4）中加入了交乘项Treat_Post×DiffETR。回归结果如表7中列（4）至列（6）所示，Treat_Post×DiffETR的系数均不显著，表明增值税税率简并后，企业的实际所得税率变化对现金留存变化没有显著的影响。

（二）异质性分析

虽然增值税税率简并是全链条普惠性的税收优惠政策，但是不同特征的企业从减税政策中的获益程度有所不同。

1. 增值税税负率

在理想的状态下，企业的增值税税额可以完美地转移给下游企业，企业的价值并不会受到影响。但由于存在上下游企业增值税税率差异而导致增值税税额无法完全抵扣、无法及时从下游企业获取相应的现金流等情况，企业仍承担了部分增值税税负。对承担增值税税负的企业而言，增值税税率简并政策直接减少了企业的现金流出。企业的增值税税负率越高，从增值税减税政策中减少的现金流出越多，企业所得税避税的边际收益会越小，减少避税的程度就会越大。本文参考刘行和叶康涛（2018）的研究，计算企业的增值税税负率，并根据其年度中位数将基准回归样本分为高低两组，对模型（1）进行分组回归。结果如表8中列（1）和列（2）所示，Treat_Post的系数在增值税税负率高的组中显著为负，在增值税税负率低的组中不显著。这表明增值税税负率越高的企业从减税政策中获益越大，增值税税率简并政策实施后减少所得税避税的程度越大。

2. 竞争能力

企业获得的增值税税率简并政策红利并不是均等的，而是在流转链条上根据企业的竞争能力进行分配（刘柏惠等，2019）。增值税税率简并的政策效应会受到上下游产业互联的影响。在同等的条件下，竞争能力强的企业在获得直接的减税收益的基础上，还能通过税负转移和回款能力而获得更多的收益。此时，企业所得税避税的边际收益更小，减少避税的程度更大。基于此，本文使用息税前利润占营业收入的比重来衡量企业的竞争能力，并根据其年度中位数将基准回归样本分为高低两组，对模型（1）进行分组回归。结果如表8中列（3）和列（4）所示，Treat_Post的系数在竞争能力强的组中显著为负。对这些企业而言，现金流转速度快，现金留存充足，规避企业所得税的边际收益小。

3. 融资约束

企业在面临融资约束时可能将避税视作一种内源融资的途径（Edwards等，2016）。融资约束严重的企业从增值税税率简并政策中获益更大。在此情形下，融资约束严重的企业通过规避所得税来增加内源融资的边际收益下降，同时伴随避税边际成本的上升，企业更可能降低所得税避税程度。参考Whited和Wu（2006）的研究，本文使用WW指数来度量企业融资约束，根据其年度中位数将基准回归样本分为高低两组，对模型（1）进行分组回归。结果如表8中列（5）和列（6）所示，Treat_Post的系数在融资约束程度高的组中显著为负，在融资约束程度低的组中不显著。这表明增值税税率简并政策在一定程度上缓解了企业的融资约束问题，减少了融资约束程度高的企业规避所得税的边际收益，在更大程度上降低了所得税避税程度。

此外，我们未发现增值税税率简并下调改革对企业消费税税负和土地增值税税负产生显著影响，也未发现母子公司在集团中的业务占比差异改变本文研究发现，未发现增值税税率简并改革对企业外部融资产生显著影响。

六、结论与启示

在增值税改革持续深入推进的背景下，本文研究了2017年、2018年增值税税率简并对企业所得税避税的影响。结果表明，增值税税率简并政策实施后，企业规避所得税的程度平均降低约1.3%。增值税税率简并政策不仅抑制了企业的账税差异避税，也减少了账税一致避税，不同的企业所得税避税策略均受到冲击。增值税税率简并后，企业的现金留存增加、地方政府的财政压力和税收征管力度增大，是企业所得税避税程度下降的重要影响机制。此外，增值税税率简并的政策效应具有异质性，增值税税负率高、竞争能力强和融资约束程度高的企业从减税政策中获益更多，减少所得税避税的程度更大。

本文研究表明，除了提高经济效率外，增值税税率简并政策的实施还有利于抑制企业所得税避税，起到促进企业税收遵从、优化我国税收结构的积极作用。2021年3月12日公布的《中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和 2035 年远景目标纲要》提出，要优化税制结构，健全直接税体系，适当提高直接税比重。增值税税率简并带来的间接税比重降低、直接税比重上升的政策效果符合我国税制改革的目标方向。我国应进一步深化增值税减税改革，实施更大力度的减税降费政策，使减税的政策红利惠及全行业，进一步促进增值税税收中性和税收结构优化。本文研究还表明，实施税负利好政策，引导企业主动提高税收遵从度，也是控制企业税收规避的有效手段。相关部门可以通过税负政策红利来引导企业权衡避税成本与收益，使企业降低税收规避程度，促进企业和经济的良性发展。