张明昂 陈斌开 岳林峰

一、引言

党的十八届三中全会提出要全面深化改革，实现国家治理体制和治理能力现代化。在财政发挥国家治理的基础和重要支柱作用的过程中，税收提供了核心保障。其中，税收征管体制作为国家治理体制的重要方面，直接决定了税收筹集能力，从而制约着财政职权的发挥和国家能力的实现(Besley 和Persson，2009，2012)。当前，在国际形势严峻复杂、疫情防控常态化的背景下，地方财政收支平衡压力加大，完善税收征管体制、提高税收征管能力对提升政府治理能力、推动经济社会平稳运行具有重要的现实意义。

1994 年分税制以来，我国建立了国税、地税两套机构分设的税收征管体制，为调动中央政府和地方政府的积极性发挥了重要作用。然而，国税、地税机构分设阻碍了税务机构间的信息沟通，降低了税收征管效率，提高了纳税人遵从成本，制约了税收筹集能力。在此背景下，2015 年12 月中共中央办公厅、国务院办公厅印发了《深化国税、地税征管体制改革方案》，通过加强国税、地税合作推动征管体制改革，并最终于2018 年实现国税地税机构合并。

作为近年来我国税收征管体制领域最重要的改革①根据国家税务总局的说明，国税地税合并与合作是党的十八大以来，我国在税收征管领域的两次大的变革。参见“国务院新闻办发布会解读《关于进一步深化税收征管改革的意见》 ”，中央政府门户网站，2021 年3 月30 日，http://www.gov.cn/xinwen/2021-03/30/content_5596847.htm。，国税、地税之间的合作及合并如何影响税收征管能力和企业纳税遵从度? 对于这一问题的回答不仅有助于科学评估既有政策的效果，而且对深化税收征管改革、提高财政汲取能力具有重要意义。然而，目前鲜有文献对上述问题展开系统科学的实证分析，其背后的一大挑战在于，难以构造合适的识别策略进行因果分析。例如，2018 年国税、地税合并短时间内在全国推行，主要是时间序列维度的变化，政策冲击的地区间差异较小，这为实证分析和政策评估带来了困难。

本文利用国税地税合作衡量征税体制改革，并采用合作示范区建立这一自然实验构造因果识别模型，为分析税收征管制度改革的影响提供了独特视角和可行路线。为了落实《深化国税、地税征管体制改革方案》，国税总局于2016 年设立若干国税、地税合作县级示范区，并于2017 年设立若干市级合作示范区。示范区在加强国税、地税合作方面先行先试，在纳税信息共享、共同开展稽查等维度开展合作，为探索国税地税合作乃至为后续国税地税合并发挥试验区作用。国税地税合作可以加强税务机关间的信息沟通，全面掌握纳税人的涉税信息，并通过各自征管的税种间的勾稽关系，全方位评估企业真实的生产经营状况，核实企业的纳税信息，强化税收稽查，从而抑制逃税避税行为、提高征税能力。由此可见，税务机构的横向合作为衡量税收征管的制度安排提供了良好的实证素材。

为了评估国税地税合作对企业纳税遵从的影响及其作用机制，本文基于2016 年和2017 年国税、地税合作示范区建设构造双重差分(difference-in-differences，DID) 模型，使用2008—2017 年的上市公司数据进行回归分析。实证结果发现: 第一，国税地税合作显著降低了企业避税程度，该影响在平行趋势检验、排除同时期其他政策干扰、置换检验等多种检验下保持稳健；第二，国税地税合作的抑制避税效应在社会合作文化较好的地区、税收征管力度原本较弱的样本(体现为地税局征管企业、政治关联企业) 中较为强烈，这表明国税地税合作强化了税收征管力度，尤其是打破了征纳双方原本的利益关系；第三，国税地税合作对企业避税的抑制作用在政府部门信息沟通原本较差和企业信息不对称程度原本较高的样本中较为强烈，说明国税地税合作能够加强政府部门间的沟通协作，利用不同税种间的勾稽关系可以实现全税种稽查，进而降低征纳双方的信息不对称程度。

本文可能的贡献在于以下方面: 首先，在地方政府税收征管的相关研究中(范子英和田彬彬，2013，2016；陈晓光，2016；张敏等，2018)，缺乏对国地税合作这一中国税收征管历程中极为重要的制度性调整的关注。本文通过对征税机构合作影响的分析，补充了相关研究，有助于科学认识国税地税征管体制改革对税收征管的影响，并选取国税地税合作示范区的政策实验识别出因果关系。其次，虽然在税收征管信息化的相关研究中部分涉及了涉税信息获取所产生的影响，但是这些研究中关注的政策调整同时包含其他多方面因素(Fan 等，2018；张克中等，2020)，而本文所关注的改革主要针对国地税信息共享，丰富了纳税信息共享对企业避税影响的研究。最后，从政策意图的角度来看，国税地税合作的原因之一是为了优化政务服务，因此同样属于政务服务改革的范畴。而政务服务改革的相关文献中更多关注简政放权、政务信息公开等领域(夏杰长和刘诚，2017；毕青苗等，2018；朱光顺等，2020；于文超等，2020)，本文则从税收管理的角度补充了相关研究，对税收领域政务改革优化营商环境提供了有益参考。

二、文献评述

与本文相关的第一支文献研究了中国地方政府的财政激励和税务机关的策略行为对税收征管的影响。在中国特色财政模式(Montinola 等，1995) 下，地方政府财政分权和税收竞争决定了税收征管的实际执行情况。其中，一部分研究发现，由于行政隶属关系不同，国税、地税机构在征税努力方面存在差异。例如，范子英和田彬彬(2013)、Tang等(2017) 利用所得税分享改革政策，研究发现由于地方政府税收竞争使得与国税局相比，地税局征管企业具有更低的有效税率和更高的避税程度。此外，财政分成激励和财政压力的改变也会影响税收征管力度。例如，陈晓光(2016) 和Chen (2017) 利用中国取消农业税的政策冲击，研究发现地方政府财政压力会强化税收征管执行力度，增加企业税负。也有文献研究了征纳双方的关系互动对税收征管的影响，发现寻租和征纳合谋会加剧企业避税(范子英和田彬彬，2016；张敏等，2018)。不难发现，既有文献虽然比较了不同征税机关征税力度的差异，但对税收征管的制度性调整本身如何影响征管水平的关注较少，特别是缺乏对近年来国税地税征管体制改革的系统性分析。①Troiano (2018) 实证分析了美国联邦政府和州政府税务机构之间的信息分享对征税执行的影响，发现这种纵向合作模式改善了税务稽查(tax audit) 质量，提高了州政府的所得税收入。与他们的研究不同，本文关注在中国特色政府治理模式下，同一级政府下国税、地税机关的横向合作如何改善税收征管效率。本文通过评估国税地税合作对企业避税的影响，对此做出补充。

与本文相关的第二支文献是关于纳税信息获取对企业避税影响的研究，这类文献主要关注征税技术应用和信息披露水平提高带来的影响。一方面，以“金税工程”②“金税工程” 作为我国提高税收征管信息化水平的重要手段，在降低税收执行成本、强税收征管方面发挥了重要作用。为代表的现代征税技术的使用提高了政府的纳税信息获取能力。Fan 等(2018) 发现以防伪控税系统为标志的“金税二期” 有效抑制了企业增值税虚假抵扣，提高了增值税有效税率和政府财政收入。张克中等(2020) 则进一步证明了以税收征管信息化为特征的“金税三期” 对减少企业避税的作用。另一方面，建立信息披露与公开制度也可以改善纳税信息质量，进而抑制企业避税。例如，国际上的研究表明，纳税信息公开披露措施(Bø等，2015；Hoopes 等，2018) 可以提高纳税人报告的收入水平；国内研究也发现纳税信用评级披露制度能够有效规范企业纳税行为(李林木等，2020)。然而，相关文献缺乏对征税机构间信息沟通及不同税种间勾稽关系对税收征管影响的分析。

与本文相关的第三支文献是关于政务服务改革对营商环境影响的研究。近年来，简政放权、提高政府服务水平成为优化营商环境、降低企业交易成本的重要手段。已有研究表明，设立行政审批中心可以通过促进企业进入，提高企业生产率、推动经济增长(夏杰长和刘诚，2017；毕青苗等，2018；朱光顺等，2020)；推动政府信息公开可以降低政策不确定性，提高企业投资效率(于文超等，2020)。然而，既有文献对税收领域的政务改革以及税收营商环境缺乏系统研究。由于国税地税合作是提高行政效率、优化政务服务在税收征管领域的重要体现，而企业纳税遵从决定了税收营商环境，因此本文从改善税收营商环境的角度为行政管理体制改革的积极影响提供了实证证据。

三、背景与理论分析

(一) 政策背景

在1994 年分税制改革之前，我国实行单一的税收征管系统，中央和地方的税收均依靠地方税务机构征收。在传统的财政包干体制下，我国出现财政收入占GDP 的比重和中央财政收入占财政总收入的比重(即“两个比重”) 下降，不利于国家宏观调控能力和市场经济发展的要求，因此我国于1993 年设计并于1994 年推行了分税制改革，通过划分中央和地方税种，理顺中央和地方的财政关系，从而调动中央和地方两个积极性。分税制改革确立了我国现行财政体制的基础和框架。

按照分税制要求，我国同时对税收征管体制进行了相应改革，设立了国家税务局(以下简称“国税局”) 和地方税务局(以下简称“地税局”) 两套征税机构。其中，国税局负责征收中央税种和中央地方共享税种，而地税局负责征收地方税种。国税和地税分设，为配合分税制改革，保障中央和地方税收的相对独立、避免互相侵蚀发挥了重要历史作用。然而，国税和地税部门分设的缺陷也愈加暴露出来，出现了“各自为政”的局面，降低了税收征管效率。①资料来源: “跨越2014 ‘分立鸿沟’ 国地税合作破解税收征管顽疾”，中央政府门户网站，2015 年10 月14 日，http://www.gov.cn/xinwen/2015-10/14/content_2946884.htm。

为了更好地贯彻落实分税制改革中的各项规定，增强国家财力，促进国民经济持续、快速、健康发展，经国务院同意，国家税务总局于1997 年1 月1 日发布了《关于深化税收征管改革的方案》，界定了征管改革的任务和原则、改革的主要内容、配套措施、实施步骤等方面内容。②资料来源: “国务院办公厅关于转发国家税务总局深化税收征管改革方案的通知”，中央政府门户网站，2016 年10 月18 日，http://www.gov.cn/zhengce/content/2016-10/18/content_5120756.htm?from＝timeline＆isappinstalled＝0。伴随着改革的推行，征管改革取得了显著的成效，但是也暴露出了不少薄弱环节，国地税之间缺乏协调配合是其中的一个重要方面。国家税务总局陆续出台了一系列指导意见，强调国地税之间协调配合的重要性，并要加强二者间信息的互通互联。③这些指导意见包括: 《国家税务总局关于进一步加强税收征管基础工作若干问题的意见》 (国税发〔2003〕 124 号)；《国家税务总局关于加强国家税务局地方税务局协作的意见》 (国税发〔2004〕 4号)；《国家税务总局关于进一步加强税收征管工作的若干意见》 (国税发〔2004〕 108 号)。然而，这些指导意见并未提供明确的改革方式，仅提供了改革的大致方向，这对于具体的政策落地可能是不利的。

在党的十八届三中全会提出“完善国税、地税征管体制” 的目标后，如何有效落实国地税合作成为亟待解决的重要问题。2015 年7 月，国家税务总局印发了《国家税务局地方税务局合作工作规范》 (1.0 版) (以下简称《合作工作规范》)，明确了国税、地税合作的具体事项、具体方式与具体流程等，切实推进了国地税合作的进程。在此基础上，2016 年1 月国税总局开始实施《合作工作规范》 (2.0 版)，细化和扩展了国税地税合作的内容，并于2016 年初在全国设立若干“国税地税合作县级示范区” 进行先行先试④根据《国家税务总局关于建立国家税务局、地方税务局合作县级示范区的通知》 (税总函〔2016〕115 号)，各省(自治区、直辖市) 在2016 年3 月底前建设不少于5 个县级示范区，来承担国税地税合作事项先行先试任务，发挥示范引领和辐射带动作用。，探索国税地税合作模式，从而以点带面，实现国税地税合作向全国推广。在县级示范区的基础上，国税总局于2017 年初在全国建立了“国税地税合作市级示范区”。①根据《国家税务总局关于建设国家税务局、地方税务局合作市级示范区的通知》 (税总函〔2017〕101 号)，2017 年3 月起开展市级合作示范区建设工作，从而推动国税地税合作在市级行政区内落实。

根据政策要求，国税地税合作示范区在推动国税地税合作方面应发挥辐射带动、示范引领和先行先试作用，率先落实国税地税《合作工作规范》 的内容，包括信息共享合作、征收管理合作、税务稽查合作及纳税服务合作等方面，改变以往“各自为政” 的局面。并且，示范区内的区县应不断拓宽合作领域、积极创新合作事项，为全国深化国税地税合作提供经验借鉴。在信息共享合作方面，相关措施的落实方式得以进一步明确，包括通过数据交换、信息交互的方式共享国税局、地税局双方的内部涉税信息(比如纳税申报信息、风险管理信息、税务检查信息等)，共同采集第三方(比如工商、质量监督、银行等) 涉税信息，并应用涉税信息联合开展企业纳税分析。例如，比对国税、地税共同管理的纳税人信息，识别基础信息不一致的情况；比对国税企业所得税与地税个人所得税信息，识别企业所得税税前扣除项目的真实情况；比对国税、地税所得税与社保费征收信息，识别所得税避税风险。此外，在征管与稽查合作方面明确相关措施，包括国税地税部门确定联合稽查对象、联合进户检查、协同审理案件，针对重点行业和区域联合打击发票违法犯罪活动；在纳税服务合作方面明确相关措施，包括在线上线下开展联合办税服务，联合进行税收宣传等。

相较于此前的相关指导意见，示范区政策的实施可能可以更好地推动示范区内的区县落实国税地税合作进程。这是因为，一方面，示范区政策要求其内的区县要切实按照《合作工作规范》 推进国税地税合作进程，这意味着该政策具有较高的清晰度，有助于国地税合作工作的落实。另一方面，示范区内的区县由于被明确地要求率先推进合作进程，以作为“典型” 发挥区域示范引领作用，为全国深化国税地税合作提供经验借鉴，这意味着示范区内的县区相较于非示范区内的县区面临着更为严格的合作要求，相应地，可能有更好的政策落实效果。

(二) 理论分析

国税地税合作能够破除征管壁垒，加强征税机构间的信息分享，有利于充分掌握企业纳税信息，在税款征收方面实现全税种监察。在2018 年国税地税合并之前，国税和地税部门负责征收不同的税种，其中国税局负责征收中央税和中央地方共享税(包括增值税、消费税、中央企业所得税和2002 年以后成立的企业的所得税等)，地税局负责征收地方税(包括营业税②2016 年全面“营改增” 后，营业税被取消。、个人所得税和2002 年前成立的内资地方企业所得税等)。在现实中，企业所得税和个人所得税、增值税等其他税种之间存在勾稽关系。例如，由于个人所得税纳税信息可以反映企业的实际用工情况及劳动力成本，在国税地税加强合作、共享征税信息后，对于国税局负责征收的企业所得税而言，国税局可以通过向地税局获取企业员工缴纳的个人所得税信息来推算企业的生产经营状况，从而对企业纳税信息进行交叉比对，减少这类企业通过虚开虚列员工工资来实现逃避企业所得税的行为。同时，由于企业增值税纳税信息(比如进项税额和销项税额) 可以反映企业实际的原材料成本和销售收入情况，国税地税加强合作后，对于地税局负责征收的企业所得税而言，地税局可以通过向国税局获取增值税纳税信息，对企业报告的所得税纳税信息和经营状况进行交叉比对，从而遏制通过虚列原材料成本或者低报销售收入来逃避企业所得税的行为。由此可见，国税局和地税局加强合作后，通过对税收的联合征收管理进行纳税信息整合，实现全税种监察，可以利用同一企业不同税种之间的勾稽关系进行交叉比对，更加全面地掌握企业的生产经营情况和纳税信息，从而减少企业避税。

在此基础上，国税地税合作可以实现税务机关资源整合，提高稽查效率和强度。税收稽查在提高企业纳税遵从方面具有重要作用，加强国税地税合作可以通过共享案源信息、案件线索、证据资料等稽查信息，联合开展入户检查等方式，推动国税地税部门稽查信息共享，提高税收稽查的威慑程度。

如前文所述，由于有明确的工作规范，且有率先落实的要求，示范区内的区县相较于示范区外的区县可能有更好的国税地税合作效果。因此，示范区内的区县在税收征管方面的强度可能高于示范区外的区县，从而使得当地企业的避税程度更低。当然，示范区政策带来的效果究竟如何，还需要通过严谨的实证过程进行检验。本文在后续部分使用双重差分的方式对政策效果进行实证分析。

四、实证方法与数据

(一) 实证模型

为了识别国税地税合作与企业纳税遵从的因果关系，本文利用2016 年和2017 年国税地税合作示范区建设作为准自然实验，构造双重差分模型进行实证分析。之所以可以按照示范区政策划分处理组与对照组，一个重要的原因在于示范区政策出台前，与推动国税地税合作有关的政策文件均针对全国所有地区，且并无其他同期的政策会使示范区内外的区县产生差异化国税地税征管模式。因此，示范区政策出台前的相关政策并不会干扰对该政策所产生的效果的识别，这意味着处理组与实验组在示范区政策出台前在企业避税程度方面应无显著差异。

基于上述原因，我们认为基于示范区政策的双重差分识别策略是可行的。我们构造的基准回归方程如下:

其中，下标f代表企业，c代表县/市，t代表年份，i代表行业。变量yfct表示企业避税程度，TaxCoopct是表征国税地税合作示范区的虚拟变量，如果企业所在的县/市在年份t被设立为国税地税合作示范区，则从这一年开始，TaxCoopct取值为1，否则为0。①由于市级示范区是在全市范围内开展国税地税合作，因此我们在全市范围内将受处理状态虚拟变量赋值为1。β是我们最感兴趣的系数，反映了国税地税合作对企业避税的影响程度。λf、λc和λit分别表示企业固定效应、县区固定效应和行业×时间固定效应，其中，企业和县区固定效应分别用于控制各企业和县区维度不随时间变化的特征的影响②尽管我们删除了注册地在示范区和非示范区之间变化的企业(后文中将对此进行说明)，但可能存在示范区(或非示范区) 内部企业注册地的跨县区变化，因此， λf 不能完全吸收掉λc 的影响。，行业×时间固定效应(包含行业固定效应和时间固定效应本身，因此不需要额外控制时间固定效应) 用于控制各行业随时间变化的因素的影响。Zfct表示企业层面可能影响避税的变量，根据既有文献，主要包括企业规模、所有权性质、盈利能力、财务杠杆率、固定资产比率、无形资产比率及存货比率等。Πct表示地区层面可能影响示范区建设的经济社会因素，包括人均GDP、总人口、财政赤字率、固定资产投资及工业总产出等。①由于县级的经济社会变量普遍存在较为严重的缺失问题，我们将地区维度的控制变量统一设定在城市层面。此外，λc×f(t) 表示县区虚拟变量与时间二次项的交互项，以允许不同地区税收征管和企业避税强度的变化趋势本身存在差异。为了解决可能存在的异方差和序列相关问题，我们将标准误在企业维度进行聚类(cluster) 调整。

利用DID 进行因果识别的假设在于，给定一系列控制变量，国税地税合作示范区的选择与不可观测因素不相关，即满足“条件随机性假设”。由于在现实中合作示范区的选取并非完全随机的，这可能会干扰本文的实证设计。我们对这一问题的处理办法如下:首先，通过控制县区固定效应，消除各县区间固有的(predetermined)、不随时间变动的差异，因此可解决基于各地区固有特征进行示范区选取的问题；其次，考虑到示范区的选取可能与地区维度的时变特征有关，我们控制了每个县区特定的时间趋势项λc×f(t)，以消除处理组和对照组企业的税收遵从行为本身可能存在的差异性变动趋势；最后，我们控制了地区维度可能影响示范区设立的经济社会因素Πct，从而提高被处理状态的条件独立性。在稳健性检验中，我们进一步通过平行性趋势检验，说明在政策实施前示范区和非示范区企业的避税程度没有系统性差异，通过置换检验，排除基准结果是某些随机因素导致的，从而进一步验证本文实证策略的有效性。

此外，还需要指出的是，国税地税合作示范区的建设是在我国推动国税地税合作的背景下推行的，示范区在国税地税合作中发挥了排头兵的作用，因此在示范区的国税地税合作具有更强的广度和深度。与要求对照组完全不受影响的经典DID 模型相比，在本文中对照组可能并非完全不受国税地税合作影响的群体，而是相比处理组而言受影响较弱的群体，换句话说，处理组和对照组之间存在受处理强度的差异。另外，我们通过控制时间固定效应，也能够在一定程度上剔除全国范围内加强国税地税合作的影响。

(二) 数据与变量

1.地区数据

本文使用的最关键的地区维度数据为国税地税合作示范区设立情况。由于税务部门未公开国税地税合作示范区名单，为此我们通过向各省税务局依法申请政府信息公开的方式，申请了各省分别在2016 年和2017 年所建立的国税地税合作县级示范区和市级示范区名单。根据其中22 个省/自治区/直辖市的有效回复，我们获得了全国22 个省级区划所设立的266 个县级示范区和72 个市级示范区信息，在此基础上构造实证研究的受处理组，这些省份的其他县市则作为对照组。在这22 个省(自治区、直辖市) 中，县级示范区占所有县(含县级市、市辖区) 的比例约为13.8%，市级示范区占所有地级市的比例约为29.9%，在这些省份的上市公司中，约29.1%分布在示范区(其中10.4%分布在县级示范区，18.7%分布在市级示范区)。

地区层面的控制变量数据来自《中国城市统计年鉴》，主要包括: 人均GDP 的自然对数(GDPPC)；总人口的自然对数(Population)；财政赤字率(Deficit)，用财政支出减财政收入除以GDP 衡量；固定资产投资的自然对数(FixedInvest)；工业总产出的自然对数(InduOutput)。

2.企业数据

本文所使用的企业微观数据为2008—2017 年A 股非金融类上市公司数据。2008 年我国开始实行新的《企业所得税法》，因此我们将样本起始时间选为2008 年；2018 年我国进行了省级以下国税局地税局合并，因此我们将样本截止时间设定为2017 年。除企业所适用的名义税率来自万得 (Wind) 数据库外，企业层面其他数据均来自国泰安(CSMAR) 数据库。

遵循现有文献中的做法，我们对上市公司样本作了如下限制: 删除名义税率为0 或缺失、主营业务收入为负、实际税率大于1 或小于0 的企业。根据企业注册地址，我们利用百度地图API 提取出各企业注册地的经纬度信息①根据我国《企业所得税法》 (2007) 规定，居民企业在其登记注册所在地纳税。，然后据此获取企业注册所在的省份、地级市和县区，用来和地区数据进行匹配。在此基础上，我们删除在样本区间内注册地在示范区和非示范区之间变动的企业，来解决可能存在的企业内生地选择被处理状态的问题。此外，对于未提供国税地税合作示范区名单的省份，我们删除了这些省份的企业样本。

本文使用的核心被解释变量为企业避税程度。参考陈冬等 (2016)、张敏等(2018)、Tang 等(2017) 的做法，我们使用以下两个变量作为企业避税的衡量指标:1-实际税率(1-ETR): 实际税率为实际缴纳的企业所得税占企业税前利润的比重。在法定税率给定的情况下，实际税率越高，说明企业的避税程度越小。为了在方向上与下文指标保持一致，我们在回归中使用1-ETR作为被解释变量，该数值越高，说明避税越严重。法定税率与实际税率的差异(TRgap): 由于在我国一些企业享受税收优惠，导致法定税率本身可能存在差异和变化，在此情况下，实际税率变化可能并非企业避税的结果。虽然我们在模型中通过控制地区、时间×行业固定效应等可以在一定程度上减少该影响，但可能无法彻底消除。为此，我们使用法定税率与实际税率的差异衡量企业避税程度，差值越大，代表避税越严重(Chen 等，2010；许红梅和李春涛，2020)。

企业层面的控制变量包括: 企业规模(Size)，用总资产的自然对数表示；国有产权(SOE)，根据企业的股权性质定义表征国有产权的虚拟变量；盈利能力，用资产回报率(ROA) 表示；财务杠杆率(Leverage)，用总负债与总资产的比值来表示；固定资产比率(PpeRatio)，等于固定资产总额除以总资产；存货比率(InventoryRatio)，等于期末存货净额除以期末总资产；无形资产比率(IntangibleRatio)，等于无形资产除以总资产。为了剔除极端值的影响，我们对所有连续变量在1%和99%水平上进行缩尾(Winsorize)处理。

在删除关键变量缺失的样本后，我们共得到15 271 个企业—年份观测值，主要变量的描述性统计如表1 所示。对于本文核心被解释变量而言，1-ETR的均值为0.812，TRgap均值为0.000，与既有文献(许红梅和李春涛，2020；张敏等，2018) 的结果较为一致。所有观测值中约12.8%受到国税地税合作政策的影响(即TaxCoop取值为1)。

表1 描述性统计

五、基准结果与稳健性检验

(一) 基准结果

表2 汇报了双重差分模型回归的基准结果。其中第(1) — (3) 列被解释变量为1-ETR，第(4) — (6) 列被解释变量为TRgap。在每列中，我们均控制了企业固定效应、县区固定效应、行业×年份固定效应和县区时间二次趋势项。第(2)、(5) 列在第(1)、(3) 列的基础上控制了企业维度时变变量，第(3)、(6) 列在此基础上进一步控制了地区维度时变变量。可以发现，对于不同的模型设定方式及两种不同的避税指标而言，TaxCoop系数至少在5%水平上显著，即国税地税合作示范区建设显著提升了企业实际税率，降低了法定税率与实际税率的差异，意味着企业避税程度显著降低。

表2 基准回归结果

根据回归结果中TaxCoop的系数可知，在其他条件不变的情况下，国税地税合作可以使企业对法定税率的遵循度提高2.9 个百分点。结合本文样本企业实际税率约为19%这一特征，可见国税地税合作使企业实际税率提高了约15%，因此对企业避税的抑制程度是非常明显的。这与相关文献(Tang 等，2017) 估计系数的大小是可比的。

(二) 稳健性检验

1.平行趋势检验

利用双重差分方法识别国税地税合作对企业避税的影响，前提假设是示范区和非示范区企业的税收遵从本身应当保持平行变动的趋势，否则会带来估计系数的偏误。为此，我们构造事件研究法(event-study)，检验处理组和实验组企业避税程度历年的变动情况。我们将样本区间划分为改革前5 年及以前(Year-5)、改革前4 年(Year-4)、改革前3 年(Year-3)、改革前2 年(Year-2)、改革前1 年(Year-1) 及改革后(Post)，并以Year-1年为基准期，回归方程如下:

其中，Treatc是表征示范区的虚拟变量，Yeart表示相对于改革当年的年份，其他变量定义与式(1) 相同。系数βt反映了相比改革前1 年，示范区和非示范区企业的避税程度在第t年是否表现出系统差异。表3 汇报了式(2) 的回归结果，可以发现，在国税地税合作改革之前，回归系数不显著，说明在受处理前示范区和非示范区的企业避税程度呈平行变动趋势；而国税地税合作发生后的回归系数显著为负，说明国税地税合作发生后，企业避税程度显著下降。这验证了本文实证设计的合理性。

表3 平行趋势检验

2.排除其他政策的影响

利用双重差分法识别因果关系的另一个重要前提是，不存在同时期的其他冲击来混淆国税地税合作的作用效果，否则我们无法将前文估计到的结果归因于国税地税合作的影响。为此，我们考察了样本区间内与税收征管密切相关的其他几项政策变化。

(1) “金税三期” 工程: 税收征管的技术水平会对企业避税产生影响。2013 年到2016 年间，我国分批次在全国逐步推广了“金税三期” 工程，通过大数据、云计算等现代技术手段，提高了税收征管的信息化水平。为控制“金税三期” 的影响，我们构造了表征“金税三期” 实施的虚拟变量(GoldenTax3)，如果某省在某年开始实施“金税三期” 工程，则该省从这一年份开始GoldenTax3 取值为1，否则为0，并将该变量加入基准回归方程中。

(2) 撤县设区: 行政区划调整带来的财政激励变化也会影响地方政府的税收征管行为。其中一项重要而有代表性的政策是“撤县设区”。①作为政府间财政关系调整的另外一种重要实践，省直管县也会显著影响基层政府的征税行为和企业避税。不过，我们通过搜集资料发现，在2008—2017 年间发生的省直管县的数量较少，只覆盖到本文所涉及的两个县区，因此我们未控制省直管县的影响。在我国，相比区政府而言，县政府拥有更独立的财政职权和经济发展决策权，因此，撤县设区作为地级市政府的财政集权手段，降低了县级政府的财政激励。这一方面可能会降低县级政府的税收努力，弱化税收征管力度，增加企业避税；另一方面也可能降低县级政府间的税收竞争，从而抑制企业避税(王小龙和方金金，2015)。为排除撤县设区的影响，我们在回归中控制了表征撤县设区的虚拟变量(CountyToDistrict) (从发生撤县设区的年份开始，取值为1)。

(3) 营业税改征增值税: 2012 年起我国在上海的交通运输业和部分现代服务业开展营业税改增值税(以下简称“营改增”) 试点，并逐步扩大试点的地区和行业范围，在2016 年实现全面营改增。营改增通过改变企业税负来影响企业的现金流和融资约束，进而可能对企业避税产生影响。我们采取以下两种做法控制营改增的影响: 第一，由于受营改增影响的主要是服务业，因此我们将服务业的上市公司剔除；第二，在回归中直接控制表征营改增实施省份和时间的虚拟变量(BusiToVat) (如果某省在某年开始进行营改增试点，则该省从这一年开始取值为1)。

表4 汇报了控制上述政策影响后的回归结果，其中第(1)、(2) 列删除了受营改增影响的服务业企业，第(3)、(4) 列则控制了表征营改增的处理变量。可见，同时期其他政策对于本文基准估计结果不会造成影响。

表4 稳健性检验: 排除其他政策干扰

(续表)

3.置换检验

为排除本文基准回归结果是由于随机因素造成的，我们进行如下的置换检验: 根据每年设立的国税地税合作示范区的真实数量，随机指定对应数量的县/市为“虚假” 受处理组，在此基础上进行双重差分回归，估计出虚拟受处理状态对企业避税的影响系数。由于是随机指定的，因此我们预期其对企业避税的影响在统计意义上不显著，否则说明我们的基准模型设定存在问题。我们将上述估计过程重复500次，得到500 个系数，并在图1 中画出了这些系数的分布。从图中可以发现，基准回归的估计系数(以竖线表示) 都位于该分布之外，进一步证明了本文结论的稳健性。①本文还进行了调整处理年份的安慰剂检验、保留存续企业样本的稳健性检验、改变标准误聚类方式的稳健性检验，并检验了国地税合作对增值税避税行为的影响。因篇幅所限，本文省略了这些结果的报告，感兴趣的读者可在《经济科学》 官网论文页面“附录与扩展” 栏目下载。

图1 置换检验系数分布

4.限制样本范围

(1) 删除上海市样本。在样本区间内，上海市的国税地税部门始终处于合署办公的模式，具有一定特殊性。为了检验基准回归结果是否受此类特殊样本的影响，我们删除了上海市的企业样本。根据表5 第(1)、(2) 列可知，基准结果不受上海市样本的影响。

(2) 缩短改革前样本区间。在基准回归中我们采用了2008—2017 年的数据，2008—2015 年均是国税地税合作政策发生前的时间段，这相比于政策发生后的时间段(2016—2017 年) 明显较长。为了检验改革前样本时间段的选取是否显著影响本文结论，我们缩短了改革前样本区间，使用2014—2017 年数据进行回归。表5 第(3) — (4) 列的结果表明，在不同的样本区间下，基准结论仍保持稳健。

表5 稳健性检验

六、异质性影响与作用机制

(一) 异质性影响

1.社会资本

由于业务路径依赖、人员衔接配合等问题，国税地税合作在执行过程中存在一些阻碍，会影响实际合作效果。此处，我们考虑社会资本对国税地税合作实际效果的影响。在社会资本丰富、社会合作规范较好的地区，国税和地税部门合作面临的交易成本较低，因此双方的业务衔接更加顺利，信息沟通更加有效(Troiano，2018)，从而对企业避税的抑制作用会更强。为了验证上述猜想，我们借鉴Troiano (2018) 的做法，用各省每万人中的社会组织数量作为社会资本的代理变量。社会组织往往作为民间的自发团体，其成立建立在一定的社会规范基础上，因此社会组织数量越多，说明该地区社会资本和合作文化越好。

我们根据2015 年前各省每万人社会组织数的中位数①数据来自《中国统计年鉴》。在后文的异质性中，我们统一采用2015 年及之前(国税地税合作示范区政策冲击发生之前) 的变量均值，以提高分组标准的相对外生性。，将全部企业划分为社会资本低的地区和社会资本高的地区两个子样本，回归结果汇报在表6 的Panel A 中。可见，在社会合作规范越好的地区，国税地税合作对企业避税的抑制作用越强。

表6 异质性影响

(续表)

2.所得税征管机构

国税地税合作对企业避税的抑制作用可能在所属征税机构不同的企业间存在差异。在以往国税地税分设的征税制度下，相比于国税局的垂直领导体制，地税局受地方政府和上级税务部门的双重领导，而由于地方政府财政分权和税收竞争效应，相比国税局而言地税局的税收执法力度较弱，税收稽查较松，因此地税局征管企业比国税局征管企业的避税程度往往更高。在国税地税业务合作后，由于实行联合办税、联合稽查等措施，国税和地税部门的征税标准和力度趋同，这意味地税局征管企业会面临更严格的税收执法力度，其避税程度会受到更明显的遏制。

基于上述分析，我们将全部企业样本分为国税局征管企业和地税局征管企业两个子样本进行回归。其中，国税局征管企业包括中央企业、外资企业和2002 年以后成立的企业(2009 年起新增企业所得税纳税人中应缴纳营业税的企业除外)。①根据《国家税务总局关于调整新增企业所得税征管范围问题的通知》 (国税发〔2008〕 120 号)，2009 年起新增企业所得税纳税人中，应缴纳增值税的企业，其企业所得税由国家税务局管理；应缴纳营业税的企业，其企业所得税由地方税务局管理。我们结合营业税征税范围确定了2009 年以来新增企业所得税纳税人中的地税局征管企业。根据表6 Panel B的结果，相比于国税局征管企业，国税地税合作对地税局征管企业的避税抑制效果更强，这与我们预期相符。

3.政治关联

国税地税合作对企业避税的抑制作用也可能随企业政治关联水平不同而产生差异。李维安和徐业坤(2013) 等的研究发现，具有政治关联身份的企业避税程度更高，而加强征管则能抑制政治关联的避税效果。

国税地税合作后，随着税收征管加强、征税人员和组织形式改变，企业与税务机关原有的政治联系受到冲击，合谋变得困难，因此相比于无政治关联的企业，原本有政治关联的企业避税行为会受到更强烈的抑制。为了分析这一差异性影响，我们将全样本划分为政治关联企业和无政治关联企业两类，进行比较分析。参考Fan 等(2007) 的做法，我们以企业的董事长或者总经理是否曾经有政府机关、人大/政协或军队的任职经历来反映企业的政治关联情况。回归结果汇报在表6 的Panel C，可以发现，相比于没有政治关联的企业，国税地税合作能够在更大程度上降低有政治关联的企业避税程度。

(二) 作用机制

1.政府机构信息沟通与协作

在前文我们提出，国税地税合作示范区主要是通过加强国税局和地税局合作以分享企业不同税种的纳税信息进行交叉比对、通过征管协作提高征税效率等方式，达到减少企业避税的目的。由于难以获得直接的数据和指标度量上述渠道，我们从政府机构协作的异质性角度提供间接证据。这样做是基于以下想法: 对于政府机构协作度原本较高的地区，国税部门和地税部门之间很可能本身就存在良好的沟通协作机制；而对于政府机构协作度较低的地区，国税和地税部门不存在沟通协作的基础，因此相比之下，加强国税地税合作对政府机构协作度原本较低的地区影响应该更大。

借鉴毕青苗等(2018) 的研究，我们以2015 年之前各城市行政审批中心进驻的审批和服务部门数量①中国地级行政审批中心数据库由中山大学岭南学院徐现祥教授团队整理并提供(毕青苗等，2018)。反映当地不同政府机构间协作沟通程度。截至2015 年，全国几乎所有城市都设立了行政审批中心，旨在将不同行政部门组织到一起办公、为企业和居民提供一站式服务，因此行政审批中心进驻的部门数量越多，则意味着该城市各政府机构间协作程度和效率越高。

我们根据行政审批中心进驻部门的中位数，将全部城市划分为两类，并分别对两个子样本内的企业进行回归分析。根据表7 Panel A 的结果，国税地税合作对企业避税的影响在政府部门间协作沟通原本较弱的城市更强。这间接证明了国税地税合作确实是加强了部门间的沟通协作，提高了企业纳税遵从度。

表7 作用机制检验

2.企业信息不对称程度

此外，前文中提出，国税地税合作通过纳税信息分享可以全面了解企业生产经营、雇佣等情况，从而降低关于企业的信息不对称程度，掌握企业的真实纳税信息，降低企业避税水平。基于这样的分析，我们预期在信息不对称程度原本较高的企业当中，国税地税合作更能够改善企业信息质量，从而抑制企业避税的作用更强。本文借鉴姜付秀等(2019) 的做法，用分析师关注度反映企业信息不对称程度，这是因为分析师作为证券市场专业人员，一方面可以通过深入系统分析企业的公开信息，提高企业信息披露易读性，另一方面可以通过现场调研等，帮助外部相关者了解企业内部信息，因此拥有较多分析师跟踪和关注的企业，其信息披露水平和质量越高，信息不对称程度越低(Liu，2011)。

我们利用2015 年及之前各上市公司的分析师关注度，将全样本分为分析师关注度高和低的两类，进行分样本回归。根据表7 Panel B 的结果，在分析师关注度原本较低的企业中，回归系数较大且在统计意义上显著，在分析师关注度原本较高的企业中，回归系数较小且在统计上不显著，这说明国税地税合作主要抑制了信息不对称程度原本较高的企业的避税行为，间接印证了国税地税合作加强了信息沟通的理论解释。

七、结论与政策含义

本文基于国税地税合作示范区的政策实验，利用双重差分模型实证检验了国税地税机构合作对提高税收征管能力、遏制企业避税的效果。本文发现，国税地税合作能够显著抑制企业避税；其背后机制在于国税地税合作加强了税务机构间信息沟通，通过有效利用不同税种间的勾稽关系，降低了征纳双方的信息不对称；此外，在社会资本原本较高的地区、税收征管力度原本较弱的样本中，国税地税合作对企业避税的抑制作用更强烈。

本文的研究为评估近年来国税地税征管体制改革的积极影响提供了直接依据，也有助于认识2018 年国税地税机构合并的作用。国税地税机构的合作至合并是分税制改革以来我国税收征管体制的重大调整，科学地评估其影响对优化征管制度设计具有重要的现实意义。然而，由于因果识别在技术上存在较大困难，目前学术界对此问题缺乏系统分析。本文通过对国税地税合作影响的分析，填补了相关研究的空白。

本文的研究结论具有明确的政策含义。在政府机构协同治理方面，加强政府机构间的信息沟通、实现跨部门的协同治理，对于破解政府治理中的信息不对称、提高治理效率具有重要意义。在现有政府治理模式下，各部门的职责内容既相互独立又有所关联，所掌握的治理信息往往具有勾稽关系，因此打破部门壁垒、加强部门信息共享，能够最大限度利用信息的治理优势，推动国家治理能力的提高。此外，在稳定税负方面，随着近年来税收征管体制的完善和征税技术的提高，企业避税空间被大幅压缩、实际税负面临上升压力，因此只有将既有的减税降费政策落到实处，切实提升企业的“获得感”，才能在完善税收征管制度的同时保持好微观经济主体的市场活力。

当然，本文的研究也存在一些不足。第一，税收征管制度的重大调整所产生的全面影响，可能需要较长时间才能完全显现，但由于数据和技术上的原因，本文分析的是政策所产生的短期影响，因此可以为评价国税地税征管体制改革的经济后果提供初步证据。第二，由于数据所限，我们无法对税收征管改革所带来的纳税服务改进和纳税人遵从成本降低的可能影响展开直接深入的分析，国税地税征管体制改革如何改善了纳税服务，进而影响企业税收行为，这些问题有待未来进一步研究。