○暨南大學管理學院 呂靈攀

一、引言

精準扶貧作為決勝全面建成小康社會的三大攻堅戰(zhàn)之一，一直受到廣泛關(guān)注。自2016年以來，諸多企業(yè)也響應(yīng)政府號召加入到了精準扶貧的行列之中[1]，極大地提升了貧困戶的“造血”能力和扶貧工作的效率。

企業(yè)參與精準扶貧展現(xiàn)了企業(yè)履行社會責任的優(yōu)秀的一面。而與此同時，依法納稅雖然是企業(yè)最基本的社會責任，出于利潤最大化考量，許多企業(yè)往往會采取各種避稅措施，來節(jié)省企業(yè)成本。顯而易見，企業(yè)積極參與精準扶貧的正面形象與避稅這一不負責任的行為相悖。在依托新時代脫貧攻堅戰(zhàn)之下，企業(yè)響應(yīng)號召精準扶貧究竟是出于道德驅(qū)動的利他動機，還是投桃報李，另有所圖，依舊需要相應(yīng)的實證研究。

因此，本文主要研究企業(yè)精準扶貧是否存在構(gòu)建政企紐帶，更好地實行避稅行為的動機，同時綜合分析在不同監(jiān)管強度以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，企業(yè)精準扶貧對稅收規(guī)避程度影響的差異性，嘗試從企業(yè)內(nèi)外部角度為減少因稅收規(guī)避帶來的財政損失提出針對性意見，也為政府加強對企業(yè)依法納稅的監(jiān)管，規(guī)范企業(yè)扶貧社會責任行為提出建議。

本文的貢獻體現(xiàn)在：發(fā)現(xiàn)了精準扶貧與企業(yè)避稅行為并存的經(jīng)驗證據(jù)，補充了尋租理論，填補了企業(yè)精準扶貧的動機研究。另外，為精準扶貧政策在企業(yè)層面的實施和監(jiān)管提供新的思路，對于引導(dǎo)和促進中國企業(yè)更好地參與扶貧開發(fā)事業(yè)具有重要意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

在中國，精準扶貧作為地方政府執(zhí)行政治任務(wù)的重要部分，是諸多官員晉升必須做出的“業(yè)績”。同時，地方政府擁有很大的干預(yù)稅收征管力度的自由裁量權(quán)[2]，那么地方政府就有可能通過給予精準扶貧企業(yè)隱形的“稅收征管優(yōu)惠”方式，來使企業(yè)進行扶貧幫助其達成任務(wù)。

而對企業(yè)來說，扶貧作為企業(yè)履行社會責任的行為，可為企業(yè)提高聲譽，對經(jīng)營發(fā)展也有積極作用。當精準扶貧后所獲得的各種潛在收益高于扶貧成本時，企業(yè)必然會選擇配合政府完成扶貧任務(wù)。

由此可見，參與精準扶貧的企業(yè)更容易受到政府青睞，更有可能從政府那里獲得相對有利的稅收政策和更寬松的稅收征管力度，同時精準扶貧的企業(yè)更可能被考核為“好孩子”，從而在稽查頻率和力度上有所降低，也增加政府對其負面行為的容忍度以及減輕避稅行為被查處后的懲罰力度。基于上述分析，提出假設(shè)1：

H1：相對于未扶貧的企業(yè)，扶貧企業(yè)的避稅效應(yīng)更顯著。

稅收征管作為稅務(wù)管理的重要組成部分，是政府實現(xiàn)稅收收入的首要環(huán)節(jié)。征管強度較低的地區(qū)政府自由度更高，更會因為企業(yè)良好的表現(xiàn)而放松征管力度，進一步增加企業(yè)避稅的可能性?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)2：

H2：政府稅收征管強度越低，企業(yè)精準扶貧的避稅效應(yīng)越顯著。

當前，與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)得到的政府支持如市場準入、融資等領(lǐng)域的扶持往往較少，更有可能通過政治尋租等手段建立政企互惠關(guān)系[3]。因此民營企業(yè)更有動機通過構(gòu)建政治聯(lián)系來獲得更豐富的財政補貼。而國有企業(yè)，扶貧、捐贈等承擔社會責任的職能幾乎是不可推卸的分內(nèi)職責?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)3：

H3：相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)參與精準扶貧的避稅效應(yīng)更為顯著。

三、 研究設(shè)計

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2018年A股上市公司為研究初選樣本，根據(jù)是否精準扶貧將其分為處理組和控制組，又考慮到處理組響應(yīng)政策的時間不同，故應(yīng)用多期差分法進行分析。為使實證結(jié)論更加可靠，本文剔除 ST 及*ST 上市公司、金融業(yè)上市公司、稅前利潤為負以及所得稅費用為負的樣本、財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的上市公司，對樣本進行篩選，并對標準差過大的連續(xù)變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量：企業(yè)稅收規(guī)避程度

借鑒前期學者衡量辦法，本文采用實際稅率(ETR)[4]、名實稅率之差(TRD)[5]兩個指標來衡量企業(yè)的避稅程度。其中，實際稅率(ETR)越低，表示企業(yè)的避稅程度越高；名實稅率之差(TRD)越大，則企業(yè)的避稅程度越大。

實際稅率(ETR)=所得稅費用/稅前利潤總額

名實稅率之差(TRD)=名義所得稅稅率-(所得稅費用/稅前利潤總額)

2.解釋變量：企業(yè)精準扶貧

根據(jù)CSMAR數(shù)據(jù)庫，只要扶貧金額>0，表示該企業(yè)參與精準扶貧，該企業(yè)就為處理組，否則為控制組。設(shè)置處理組虛擬變量Treat=1，控制組虛擬變量Treat=0。

由于上市公司自2016年起才陸續(xù)披露精準扶貧實施情況，并無統(tǒng)一的政策實施時間，故用變量“改革期間(Post)”反映扶貧進程，于企業(yè)實施精準扶貧政策的當年和此后年份取值為1，否則為0。為了檢驗改革效果，設(shè)立交互項(Treat×Post)，只有處理組在實施精準扶貧及以后為1，否則為0。

3.調(diào)節(jié)變量：稅收征管強度和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

(1)稅收征管強度。本文參考陳德球等[6]的方法，使用稅收努力程度來衡量地區(qū)的稅收征管強度。稅收努力是一個地區(qū)實際稅收負擔比率與估計的稅收負擔之差。該比值越高，則表明當?shù)囟愂照鞴軓姸仍酱蟆?/p>

(2)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)根據(jù)上市公司實際控制人性質(zhì)來劃分。若企業(yè)為國有或國有控股企業(yè)，則Soe取值為1，否則Soe取值為0。

4.控制變量

本文借鑒李增福等[7]關(guān)于慈善捐贈對企業(yè)避稅的影響研究，控制了企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)收益率、投資收益率、固定資產(chǎn)比率、存貨比例、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、股權(quán)集中度以及管理層結(jié)構(gòu)9個變量對企業(yè)避稅行為的可能影響。

具體變量定義見表1。

表1 變量定義

續(xù)表1

(三)樣本匹配與模型設(shè)計

為了分離出基于企業(yè)扶貧與否所造成的企業(yè)避稅差異，本文利用傾向得分匹配法(PSM)為處理組(扶貧企業(yè))匹配出在自然特性上最為接近的控制組(非扶貧企業(yè))。借鑒胡珺等[8]，對控制變量通過Logit回歸，計算出企業(yè)精準扶貧傾向得分值。并選取最鄰近方法，在兩組之間進行有放回一比一的逐年匹配方法，得到在樣本期間從未扶貧過的控制組樣本。對PSM后控制變量進行均值t檢驗發(fā)現(xiàn)，所有控制變量的均值在兩組樣本中都不存在顯著差異，這說明PSM的效果良好。

在匹配后的樣本基礎(chǔ)上，使用多期差分法來驗證精準扶貧對企業(yè)避稅的影響，檢驗假設(shè)H1的模型(1)如下：

TaxAvdit=β0+β1Treati×Postit+β2Treati+β3Postit+β4Controlsit+∑Year+∑Industry+εit

(1)

模型中交互項系數(shù)β1就是我們關(guān)心的整體平均處理效應(yīng)。當避稅指標為實際稅率(ETR)時，預(yù)期β1為負；當避稅指標為名實稅率之差(TRD)時，預(yù)期β1為正。

為檢驗H2，政府稅收征管強度越低，企業(yè)精準扶貧的避稅效應(yīng)越顯著，參照袁蓉麗等[9]，將超過行業(yè)年份均值的視為稅收征管強度較大組，否則為稅收征管強度較小組。將兩組樣本分別按照模型(1)進行回歸，以驗證在不同的稅收征管強度下，精準扶貧與避稅之間是否存在顯著差異。

為檢驗H3，相對于國有企業(yè)，民營企業(yè)參與精準扶貧的避稅效應(yīng)更為顯著，將國有企業(yè)和民營企業(yè)分別按照模型(1)進行回歸，以驗證在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，精準扶貧與避稅之間是否存在顯著差異。

最后本文控制了公司、行業(yè)和年度固定效應(yīng)控制截面數(shù)據(jù)的組間異方差，對標準誤進行公司層面的聚類 ( cluster) 調(diào)整。

四、 實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了全樣本各變量的描述性統(tǒng)計。交互項(Treat×Post)的平均值為0.192，而treat的平均值為0.504，說明經(jīng)匹配后處理組與控制組的數(shù)量大致相等，且各扶貧企業(yè)實施扶貧政策的時間不一。稅收征管強度(TE)均值為0.993，說明各地區(qū)預(yù)期稅收收入與實際稅收收入較為接近；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)均值為0.460，說明民營企業(yè)占比較國有企業(yè)多一些。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)主回歸分析

本文對模型(1)進行了多期差分法，表3報告了回歸結(jié)果。列(4)回歸結(jié)果中，交互項的回歸系數(shù)為-0.016，在1%水平上顯著為負，即交互項(Treat×Post)與企業(yè)實際稅率(ETR)存在著顯著的負相關(guān)關(guān)系；列(8)的回歸結(jié)果中，交互項的回歸系數(shù)為0.015，在5%水平上顯著為正，即交互項(Treat×Post)與名義稅率和實際稅率之差(TRD)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。該回歸結(jié)果證實了H1，即相對于未扶貧的企業(yè)，扶貧企業(yè)的避稅效應(yīng)的確更顯著。

表3 企業(yè)精準扶貧與稅收規(guī)避的回歸分析

續(xù)表3

五、進一步研究

表4結(jié)果顯示，在稅收征管強度低的樣本組里，交互項(Treat×Post)與企業(yè)實際稅率(ETR)均存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，與名義稅率和實際稅率之差(TRD)均呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。且對比表3的全樣本回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)，稅收征管強度低的子樣本的回歸系數(shù)絕對值均高于全樣本。相反，在稅收征管強度高的企業(yè)樣本組，交互項回歸系數(shù)均不顯著，從而假設(shè)2得到驗證。

表4 企業(yè)精準扶貧、稅收征管強度與稅收規(guī)避的回歸分析

表5報告了按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來分組對模型(1)進行回歸的結(jié)果，反映了不同組別中精準扶貧對企業(yè)避稅程度影響的差異。結(jié)果顯示，在民營企業(yè)樣本組里，交互項(Treat×Post)與企業(yè)實際稅率(ETR)存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，與名義稅率和實際稅率之差(TRD)呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。且對比表3的全樣本回歸結(jié)果可發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)子樣本的回歸系數(shù)絕對值高于全樣本。相反，在國有企業(yè)樣本組，交互項的回歸系數(shù)均不顯著。從而假設(shè)3得到驗證。

續(xù)表4

表5 企業(yè)精準扶貧、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與稅收規(guī)避的回歸分析

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)OLS回歸:替換扶貧指標為連續(xù)變量

為進一步探討企業(yè)扶貧對其避稅的影響程度，本部分以企業(yè)扶貧金額以及企業(yè)避稅指標作為關(guān)鍵解釋變量，其余控制變量保持不變，進行回歸。其中，用企業(yè)當期扶貧金額占企業(yè)當期營業(yè)收入的比例(POOR1)以及扶貧金額占總資產(chǎn)的比例(POOR2)來衡量該扶貧解釋變量。為使結(jié)果更一目了然，將回歸系數(shù)放大了一萬倍，發(fā)現(xiàn)表6結(jié)果依然穩(wěn)健。

表6 穩(wěn)健性檢驗：OLS回歸，替換扶貧指標為連續(xù)變量

(二)替換避稅程度指標

在穩(wěn)健性檢驗中，使用會計-稅收差異法來衡量企業(yè)的稅收規(guī)避程度。一般而言，會計-稅收差異(BTD)越大，企業(yè)進行稅收規(guī)避的動機越強。但這種差異無法排除會計和稅法在制度上存在的差異，所以本文在會計-稅收差異的基礎(chǔ)上，進一步使用剔除應(yīng)計利潤后的會計稅收差異(DD_BTD)來衡量企業(yè)的避稅水平?；貧w結(jié)果見表7，BTD和DD_BTD的回歸系數(shù)顯著為正，進一步說明相比未扶貧企業(yè)，扶貧企業(yè)的避稅程度更大，驗證了假說一。

續(xù)表6

表7 穩(wěn)健性檢驗:替換避稅程度指標

七、結(jié)論

本文的主要研究結(jié)論表明，相對于未扶貧企業(yè)，扶貧企業(yè)的避稅效應(yīng)更加顯著。但不可因噎廢食，否定扶貧政策本身的重大意義。企業(yè)還是要堅持扶貧，在履行社會責任的同時規(guī)范自身納稅行為。

所以從政府角度來看，首先稅務(wù)部門在進行稅務(wù)稽查時，應(yīng)該重點關(guān)注扶貧企業(yè)是否存在避稅行為。善于使用輿論監(jiān)督，增加媒體曝光和公眾監(jiān)督，使企業(yè)的扶貧行為真正回歸到履行社會責任這一出發(fā)點上來。從企業(yè)的角度來看，企業(yè)要認識到：政府對精準扶貧的鼓勵政策是希望有能力的企業(yè)能夠主動承擔其社會責任，因此企業(yè)要主動減少對扶貧行為初衷的偏離度。