張明昂 陳斌開 岳林峰

一、引言

黨的十八屆三中全會提出要全面深化改革，實現(xiàn)國家治理體制和治理能力現(xiàn)代化。在財政發(fā)揮國家治理的基礎和重要支柱作用的過程中，稅收提供了核心保障。其中，稅收征管體制作為國家治理體制的重要方面，直接決定了稅收籌集能力，從而制約著財政職權的發(fā)揮和國家能力的實現(xiàn)(Besley 和Persson，2009，2012)。當前，在國際形勢嚴峻復雜、疫情防控常態(tài)化的背景下，地方財政收支平衡壓力加大，完善稅收征管體制、提高稅收征管能力對提升政府治理能力、推動經濟社會平穩(wěn)運行具有重要的現(xiàn)實意義。

1994 年分稅制以來，我國建立了國稅、地稅兩套機構分設的稅收征管體制，為調動中央政府和地方政府的積極性發(fā)揮了重要作用。然而，國稅、地稅機構分設阻礙了稅務機構間的信息溝通，降低了稅收征管效率，提高了納稅人遵從成本，制約了稅收籌集能力。在此背景下，2015 年12 月中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)了《深化國稅、地稅征管體制改革方案》，通過加強國稅、地稅合作推動征管體制改革，并最終于2018 年實現(xiàn)國稅地稅機構合并。

作為近年來我國稅收征管體制領域最重要的改革①根據(jù)國家稅務總局的說明，國稅地稅合并與合作是黨的十八大以來，我國在稅收征管領域的兩次大的變革。參見“國務院新聞辦發(fā)布會解讀《關于進一步深化稅收征管改革的意見》 ”，中央政府門戶網(wǎng)站，2021 年3 月30 日，http://www.gov.cn/xinwen/2021-03/30/content_5596847.htm。，國稅、地稅之間的合作及合并如何影響稅收征管能力和企業(yè)納稅遵從度? 對于這一問題的回答不僅有助于科學評估既有政策的效果，而且對深化稅收征管改革、提高財政汲取能力具有重要意義。然而，目前鮮有文獻對上述問題展開系統(tǒng)科學的實證分析，其背后的一大挑戰(zhàn)在于，難以構造合適的識別策略進行因果分析。例如，2018 年國稅、地稅合并短時間內在全國推行，主要是時間序列維度的變化，政策沖擊的地區(qū)間差異較小，這為實證分析和政策評估帶來了困難。

本文利用國稅地稅合作衡量征稅體制改革，并采用合作示范區(qū)建立這一自然實驗構造因果識別模型，為分析稅收征管制度改革的影響提供了獨特視角和可行路線。為了落實《深化國稅、地稅征管體制改革方案》，國稅總局于2016 年設立若干國稅、地稅合作縣級示范區(qū)，并于2017 年設立若干市級合作示范區(qū)。示范區(qū)在加強國稅、地稅合作方面先行先試，在納稅信息共享、共同開展稽查等維度開展合作，為探索國稅地稅合作乃至為后續(xù)國稅地稅合并發(fā)揮試驗區(qū)作用。國稅地稅合作可以加強稅務機關間的信息溝通，全面掌握納稅人的涉稅信息，并通過各自征管的稅種間的勾稽關系，全方位評估企業(yè)真實的生產經營狀況，核實企業(yè)的納稅信息，強化稅收稽查，從而抑制逃稅避稅行為、提高征稅能力。由此可見，稅務機構的橫向合作為衡量稅收征管的制度安排提供了良好的實證素材。

為了評估國稅地稅合作對企業(yè)納稅遵從的影響及其作用機制，本文基于2016 年和2017 年國稅、地稅合作示范區(qū)建設構造雙重差分(difference-in-differences，DID) 模型，使用2008—2017 年的上市公司數(shù)據(jù)進行回歸分析。實證結果發(fā)現(xiàn): 第一，國稅地稅合作顯著降低了企業(yè)避稅程度，該影響在平行趨勢檢驗、排除同時期其他政策干擾、置換檢驗等多種檢驗下保持穩(wěn)?。坏诙?，國稅地稅合作的抑制避稅效應在社會合作文化較好的地區(qū)、稅收征管力度原本較弱的樣本(體現(xiàn)為地稅局征管企業(yè)、政治關聯(lián)企業(yè)) 中較為強烈，這表明國稅地稅合作強化了稅收征管力度，尤其是打破了征納雙方原本的利益關系；第三，國稅地稅合作對企業(yè)避稅的抑制作用在政府部門信息溝通原本較差和企業(yè)信息不對稱程度原本較高的樣本中較為強烈，說明國稅地稅合作能夠加強政府部門間的溝通協(xié)作，利用不同稅種間的勾稽關系可以實現(xiàn)全稅種稽查，進而降低征納雙方的信息不對稱程度。

本文可能的貢獻在于以下方面: 首先，在地方政府稅收征管的相關研究中(范子英和田彬彬，2013，2016；陳曉光，2016；張敏等，2018)，缺乏對國地稅合作這一中國稅收征管歷程中極為重要的制度性調整的關注。本文通過對征稅機構合作影響的分析，補充了相關研究，有助于科學認識國稅地稅征管體制改革對稅收征管的影響，并選取國稅地稅合作示范區(qū)的政策實驗識別出因果關系。其次，雖然在稅收征管信息化的相關研究中部分涉及了涉稅信息獲取所產生的影響，但是這些研究中關注的政策調整同時包含其他多方面因素(Fan 等，2018；張克中等，2020)，而本文所關注的改革主要針對國地稅信息共享，豐富了納稅信息共享對企業(yè)避稅影響的研究。最后，從政策意圖的角度來看，國稅地稅合作的原因之一是為了優(yōu)化政務服務，因此同樣屬于政務服務改革的范疇。而政務服務改革的相關文獻中更多關注簡政放權、政務信息公開等領域(夏杰長和劉誠，2017；畢青苗等，2018；朱光順等，2020；于文超等，2020)，本文則從稅收管理的角度補充了相關研究，對稅收領域政務改革優(yōu)化營商環(huán)境提供了有益參考。

二、文獻評述

與本文相關的第一支文獻研究了中國地方政府的財政激勵和稅務機關的策略行為對稅收征管的影響。在中國特色財政模式(Montinola 等，1995) 下，地方政府財政分權和稅收競爭決定了稅收征管的實際執(zhí)行情況。其中，一部分研究發(fā)現(xiàn)，由于行政隸屬關系不同，國稅、地稅機構在征稅努力方面存在差異。例如，范子英和田彬彬(2013)、Tang等(2017) 利用所得稅分享改革政策，研究發(fā)現(xiàn)由于地方政府稅收競爭使得與國稅局相比，地稅局征管企業(yè)具有更低的有效稅率和更高的避稅程度。此外，財政分成激勵和財政壓力的改變也會影響稅收征管力度。例如，陳曉光(2016) 和Chen (2017) 利用中國取消農業(yè)稅的政策沖擊，研究發(fā)現(xiàn)地方政府財政壓力會強化稅收征管執(zhí)行力度，增加企業(yè)稅負。也有文獻研究了征納雙方的關系互動對稅收征管的影響，發(fā)現(xiàn)尋租和征納合謀會加劇企業(yè)避稅(范子英和田彬彬，2016；張敏等，2018)。不難發(fā)現(xiàn)，既有文獻雖然比較了不同征稅機關征稅力度的差異，但對稅收征管的制度性調整本身如何影響征管水平的關注較少，特別是缺乏對近年來國稅地稅征管體制改革的系統(tǒng)性分析。①Troiano (2018) 實證分析了美國聯(lián)邦政府和州政府稅務機構之間的信息分享對征稅執(zhí)行的影響，發(fā)現(xiàn)這種縱向合作模式改善了稅務稽查(tax audit) 質量，提高了州政府的所得稅收入。與他們的研究不同，本文關注在中國特色政府治理模式下，同一級政府下國稅、地稅機關的橫向合作如何改善稅收征管效率。本文通過評估國稅地稅合作對企業(yè)避稅的影響，對此做出補充。

與本文相關的第二支文獻是關于納稅信息獲取對企業(yè)避稅影響的研究，這類文獻主要關注征稅技術應用和信息披露水平提高帶來的影響。一方面，以“金稅工程”②“金稅工程” 作為我國提高稅收征管信息化水平的重要手段，在降低稅收執(zhí)行成本、強稅收征管方面發(fā)揮了重要作用。為代表的現(xiàn)代征稅技術的使用提高了政府的納稅信息獲取能力。Fan 等(2018) 發(fā)現(xiàn)以防偽控稅系統(tǒng)為標志的“金稅二期” 有效抑制了企業(yè)增值稅虛假抵扣，提高了增值稅有效稅率和政府財政收入。張克中等(2020) 則進一步證明了以稅收征管信息化為特征的“金稅三期” 對減少企業(yè)避稅的作用。另一方面，建立信息披露與公開制度也可以改善納稅信息質量，進而抑制企業(yè)避稅。例如，國際上的研究表明，納稅信息公開披露措施(B?等，2015；Hoopes 等，2018) 可以提高納稅人報告的收入水平；國內研究也發(fā)現(xiàn)納稅信用評級披露制度能夠有效規(guī)范企業(yè)納稅行為(李林木等，2020)。然而，相關文獻缺乏對征稅機構間信息溝通及不同稅種間勾稽關系對稅收征管影響的分析。

與本文相關的第三支文獻是關于政務服務改革對營商環(huán)境影響的研究。近年來，簡政放權、提高政府服務水平成為優(yōu)化營商環(huán)境、降低企業(yè)交易成本的重要手段。已有研究表明，設立行政審批中心可以通過促進企業(yè)進入，提高企業(yè)生產率、推動經濟增長(夏杰長和劉誠，2017；畢青苗等，2018；朱光順等，2020)；推動政府信息公開可以降低政策不確定性，提高企業(yè)投資效率(于文超等，2020)。然而，既有文獻對稅收領域的政務改革以及稅收營商環(huán)境缺乏系統(tǒng)研究。由于國稅地稅合作是提高行政效率、優(yōu)化政務服務在稅收征管領域的重要體現(xiàn)，而企業(yè)納稅遵從決定了稅收營商環(huán)境，因此本文從改善稅收營商環(huán)境的角度為行政管理體制改革的積極影響提供了實證證據(jù)。

三、背景與理論分析

(一) 政策背景

在1994 年分稅制改革之前，我國實行單一的稅收征管系統(tǒng)，中央和地方的稅收均依靠地方稅務機構征收。在傳統(tǒng)的財政包干體制下，我國出現(xiàn)財政收入占GDP 的比重和中央財政收入占財政總收入的比重(即“兩個比重”) 下降，不利于國家宏觀調控能力和市場經濟發(fā)展的要求，因此我國于1993 年設計并于1994 年推行了分稅制改革，通過劃分中央和地方稅種，理順中央和地方的財政關系，從而調動中央和地方兩個積極性。分稅制改革確立了我國現(xiàn)行財政體制的基礎和框架。

按照分稅制要求，我國同時對稅收征管體制進行了相應改革，設立了國家稅務局(以下簡稱“國稅局”) 和地方稅務局(以下簡稱“地稅局”) 兩套征稅機構。其中，國稅局負責征收中央稅種和中央地方共享稅種，而地稅局負責征收地方稅種。國稅和地稅分設，為配合分稅制改革，保障中央和地方稅收的相對獨立、避免互相侵蝕發(fā)揮了重要歷史作用。然而，國稅和地稅部門分設的缺陷也愈加暴露出來，出現(xiàn)了“各自為政”的局面，降低了稅收征管效率。①資料來源: “跨越2014 ‘分立鴻溝’ 國地稅合作破解稅收征管頑疾”，中央政府門戶網(wǎng)站，2015 年10 月14 日，http://www.gov.cn/xinwen/2015-10/14/content_2946884.htm。

為了更好地貫徹落實分稅制改革中的各項規(guī)定，增強國家財力，促進國民經濟持續(xù)、快速、健康發(fā)展，經國務院同意，國家稅務總局于1997 年1 月1 日發(fā)布了《關于深化稅收征管改革的方案》，界定了征管改革的任務和原則、改革的主要內容、配套措施、實施步驟等方面內容。②資料來源: “國務院辦公廳關于轉發(fā)國家稅務總局深化稅收征管改革方案的通知”，中央政府門戶網(wǎng)站，2016 年10 月18 日，http://www.gov.cn/zhengce/content/2016-10/18/content_5120756.htm?from＝timeline＆isappinstalled＝0。伴隨著改革的推行，征管改革取得了顯著的成效，但是也暴露出了不少薄弱環(huán)節(jié)，國地稅之間缺乏協(xié)調配合是其中的一個重要方面。國家稅務總局陸續(xù)出臺了一系列指導意見，強調國地稅之間協(xié)調配合的重要性，并要加強二者間信息的互通互聯(lián)。③這些指導意見包括: 《國家稅務總局關于進一步加強稅收征管基礎工作若干問題的意見》 (國稅發(fā)〔2003〕 124 號)；《國家稅務總局關于加強國家稅務局地方稅務局協(xié)作的意見》 (國稅發(fā)〔2004〕 4號)；《國家稅務總局關于進一步加強稅收征管工作的若干意見》 (國稅發(fā)〔2004〕 108 號)。然而，這些指導意見并未提供明確的改革方式，僅提供了改革的大致方向，這對于具體的政策落地可能是不利的。

在黨的十八屆三中全會提出“完善國稅、地稅征管體制” 的目標后，如何有效落實國地稅合作成為亟待解決的重要問題。2015 年7 月，國家稅務總局印發(fā)了《國家稅務局地方稅務局合作工作規(guī)范》 (1.0 版) (以下簡稱《合作工作規(guī)范》)，明確了國稅、地稅合作的具體事項、具體方式與具體流程等，切實推進了國地稅合作的進程。在此基礎上，2016 年1 月國稅總局開始實施《合作工作規(guī)范》 (2.0 版)，細化和擴展了國稅地稅合作的內容，并于2016 年初在全國設立若干“國稅地稅合作縣級示范區(qū)” 進行先行先試④根據(jù)《國家稅務總局關于建立國家稅務局、地方稅務局合作縣級示范區(qū)的通知》 (稅總函〔2016〕115 號)，各省(自治區(qū)、直轄市) 在2016 年3 月底前建設不少于5 個縣級示范區(qū)，來承擔國稅地稅合作事項先行先試任務，發(fā)揮示范引領和輻射帶動作用。，探索國稅地稅合作模式，從而以點帶面，實現(xiàn)國稅地稅合作向全國推廣。在縣級示范區(qū)的基礎上，國稅總局于2017 年初在全國建立了“國稅地稅合作市級示范區(qū)”。①根據(jù)《國家稅務總局關于建設國家稅務局、地方稅務局合作市級示范區(qū)的通知》 (稅總函〔2017〕101 號)，2017 年3 月起開展市級合作示范區(qū)建設工作，從而推動國稅地稅合作在市級行政區(qū)內落實。

根據(jù)政策要求，國稅地稅合作示范區(qū)在推動國稅地稅合作方面應發(fā)揮輻射帶動、示范引領和先行先試作用，率先落實國稅地稅《合作工作規(guī)范》 的內容，包括信息共享合作、征收管理合作、稅務稽查合作及納稅服務合作等方面，改變以往“各自為政” 的局面。并且，示范區(qū)內的區(qū)縣應不斷拓寬合作領域、積極創(chuàng)新合作事項，為全國深化國稅地稅合作提供經驗借鑒。在信息共享合作方面，相關措施的落實方式得以進一步明確，包括通過數(shù)據(jù)交換、信息交互的方式共享國稅局、地稅局雙方的內部涉稅信息(比如納稅申報信息、風險管理信息、稅務檢查信息等)，共同采集第三方(比如工商、質量監(jiān)督、銀行等) 涉稅信息，并應用涉稅信息聯(lián)合開展企業(yè)納稅分析。例如，比對國稅、地稅共同管理的納稅人信息，識別基礎信息不一致的情況；比對國稅企業(yè)所得稅與地稅個人所得稅信息，識別企業(yè)所得稅稅前扣除項目的真實情況；比對國稅、地稅所得稅與社保費征收信息，識別所得稅避稅風險。此外，在征管與稽查合作方面明確相關措施，包括國稅地稅部門確定聯(lián)合稽查對象、聯(lián)合進戶檢查、協(xié)同審理案件，針對重點行業(yè)和區(qū)域聯(lián)合打擊發(fā)票違法犯罪活動；在納稅服務合作方面明確相關措施，包括在線上線下開展聯(lián)合辦稅服務，聯(lián)合進行稅收宣傳等。

相較于此前的相關指導意見，示范區(qū)政策的實施可能可以更好地推動示范區(qū)內的區(qū)縣落實國稅地稅合作進程。這是因為，一方面，示范區(qū)政策要求其內的區(qū)縣要切實按照《合作工作規(guī)范》 推進國稅地稅合作進程，這意味著該政策具有較高的清晰度，有助于國地稅合作工作的落實。另一方面，示范區(qū)內的區(qū)縣由于被明確地要求率先推進合作進程，以作為“典型” 發(fā)揮區(qū)域示范引領作用，為全國深化國稅地稅合作提供經驗借鑒，這意味著示范區(qū)內的縣區(qū)相較于非示范區(qū)內的縣區(qū)面臨著更為嚴格的合作要求，相應地，可能有更好的政策落實效果。

(二) 理論分析

國稅地稅合作能夠破除征管壁壘，加強征稅機構間的信息分享，有利于充分掌握企業(yè)納稅信息，在稅款征收方面實現(xiàn)全稅種監(jiān)察。在2018 年國稅地稅合并之前，國稅和地稅部門負責征收不同的稅種，其中國稅局負責征收中央稅和中央地方共享稅(包括增值稅、消費稅、中央企業(yè)所得稅和2002 年以后成立的企業(yè)的所得稅等)，地稅局負責征收地方稅(包括營業(yè)稅②2016 年全面“營改增” 后，營業(yè)稅被取消。、個人所得稅和2002 年前成立的內資地方企業(yè)所得稅等)。在現(xiàn)實中，企業(yè)所得稅和個人所得稅、增值稅等其他稅種之間存在勾稽關系。例如，由于個人所得稅納稅信息可以反映企業(yè)的實際用工情況及勞動力成本，在國稅地稅加強合作、共享征稅信息后，對于國稅局負責征收的企業(yè)所得稅而言，國稅局可以通過向地稅局獲取企業(yè)員工繳納的個人所得稅信息來推算企業(yè)的生產經營狀況，從而對企業(yè)納稅信息進行交叉比對，減少這類企業(yè)通過虛開虛列員工工資來實現(xiàn)逃避企業(yè)所得稅的行為。同時，由于企業(yè)增值稅納稅信息(比如進項稅額和銷項稅額) 可以反映企業(yè)實際的原材料成本和銷售收入情況，國稅地稅加強合作后，對于地稅局負責征收的企業(yè)所得稅而言，地稅局可以通過向國稅局獲取增值稅納稅信息，對企業(yè)報告的所得稅納稅信息和經營狀況進行交叉比對，從而遏制通過虛列原材料成本或者低報銷售收入來逃避企業(yè)所得稅的行為。由此可見，國稅局和地稅局加強合作后，通過對稅收的聯(lián)合征收管理進行納稅信息整合，實現(xiàn)全稅種監(jiān)察，可以利用同一企業(yè)不同稅種之間的勾稽關系進行交叉比對，更加全面地掌握企業(yè)的生產經營情況和納稅信息，從而減少企業(yè)避稅。

在此基礎上，國稅地稅合作可以實現(xiàn)稅務機關資源整合，提高稽查效率和強度。稅收稽查在提高企業(yè)納稅遵從方面具有重要作用，加強國稅地稅合作可以通過共享案源信息、案件線索、證據(jù)資料等稽查信息，聯(lián)合開展入戶檢查等方式，推動國稅地稅部門稽查信息共享，提高稅收稽查的威懾程度。

如前文所述，由于有明確的工作規(guī)范，且有率先落實的要求，示范區(qū)內的區(qū)縣相較于示范區(qū)外的區(qū)縣可能有更好的國稅地稅合作效果。因此，示范區(qū)內的區(qū)縣在稅收征管方面的強度可能高于示范區(qū)外的區(qū)縣，從而使得當?shù)仄髽I(yè)的避稅程度更低。當然，示范區(qū)政策帶來的效果究竟如何，還需要通過嚴謹?shù)膶嵶C過程進行檢驗。本文在后續(xù)部分使用雙重差分的方式對政策效果進行實證分析。

四、實證方法與數(shù)據(jù)

(一) 實證模型

為了識別國稅地稅合作與企業(yè)納稅遵從的因果關系，本文利用2016 年和2017 年國稅地稅合作示范區(qū)建設作為準自然實驗，構造雙重差分模型進行實證分析。之所以可以按照示范區(qū)政策劃分處理組與對照組，一個重要的原因在于示范區(qū)政策出臺前，與推動國稅地稅合作有關的政策文件均針對全國所有地區(qū)，且并無其他同期的政策會使示范區(qū)內外的區(qū)縣產生差異化國稅地稅征管模式。因此，示范區(qū)政策出臺前的相關政策并不會干擾對該政策所產生的效果的識別，這意味著處理組與實驗組在示范區(qū)政策出臺前在企業(yè)避稅程度方面應無顯著差異。

基于上述原因，我們認為基于示范區(qū)政策的雙重差分識別策略是可行的。我們構造的基準回歸方程如下:

其中，下標f代表企業(yè)，c代表縣/市，t代表年份，i代表行業(yè)。變量yfct表示企業(yè)避稅程度，TaxCoopct是表征國稅地稅合作示范區(qū)的虛擬變量，如果企業(yè)所在的縣/市在年份t被設立為國稅地稅合作示范區(qū)，則從這一年開始，TaxCoopct取值為1，否則為0。①由于市級示范區(qū)是在全市范圍內開展國稅地稅合作，因此我們在全市范圍內將受處理狀態(tài)虛擬變量賦值為1。β是我們最感興趣的系數(shù)，反映了國稅地稅合作對企業(yè)避稅的影響程度。λf、λc和λit分別表示企業(yè)固定效應、縣區(qū)固定效應和行業(yè)×時間固定效應，其中，企業(yè)和縣區(qū)固定效應分別用于控制各企業(yè)和縣區(qū)維度不隨時間變化的特征的影響②盡管我們刪除了注冊地在示范區(qū)和非示范區(qū)之間變化的企業(yè)(后文中將對此進行說明)，但可能存在示范區(qū)(或非示范區(qū)) 內部企業(yè)注冊地的跨縣區(qū)變化，因此， λf 不能完全吸收掉λc 的影響。，行業(yè)×時間固定效應(包含行業(yè)固定效應和時間固定效應本身，因此不需要額外控制時間固定效應) 用于控制各行業(yè)隨時間變化的因素的影響。Zfct表示企業(yè)層面可能影響避稅的變量，根據(jù)既有文獻，主要包括企業(yè)規(guī)模、所有權性質、盈利能力、財務杠桿率、固定資產比率、無形資產比率及存貨比率等。Πct表示地區(qū)層面可能影響示范區(qū)建設的經濟社會因素，包括人均GDP、總人口、財政赤字率、固定資產投資及工業(yè)總產出等。①由于縣級的經濟社會變量普遍存在較為嚴重的缺失問題，我們將地區(qū)維度的控制變量統(tǒng)一設定在城市層面。此外，λc×f(t) 表示縣區(qū)虛擬變量與時間二次項的交互項，以允許不同地區(qū)稅收征管和企業(yè)避稅強度的變化趨勢本身存在差異。為了解決可能存在的異方差和序列相關問題，我們將標準誤在企業(yè)維度進行聚類(cluster) 調整。

利用DID 進行因果識別的假設在于，給定一系列控制變量，國稅地稅合作示范區(qū)的選擇與不可觀測因素不相關，即滿足“條件隨機性假設”。由于在現(xiàn)實中合作示范區(qū)的選取并非完全隨機的，這可能會干擾本文的實證設計。我們對這一問題的處理辦法如下:首先，通過控制縣區(qū)固定效應，消除各縣區(qū)間固有的(predetermined)、不隨時間變動的差異，因此可解決基于各地區(qū)固有特征進行示范區(qū)選取的問題；其次，考慮到示范區(qū)的選取可能與地區(qū)維度的時變特征有關，我們控制了每個縣區(qū)特定的時間趨勢項λc×f(t)，以消除處理組和對照組企業(yè)的稅收遵從行為本身可能存在的差異性變動趨勢；最后，我們控制了地區(qū)維度可能影響示范區(qū)設立的經濟社會因素Πct，從而提高被處理狀態(tài)的條件獨立性。在穩(wěn)健性檢驗中，我們進一步通過平行性趨勢檢驗，說明在政策實施前示范區(qū)和非示范區(qū)企業(yè)的避稅程度沒有系統(tǒng)性差異，通過置換檢驗，排除基準結果是某些隨機因素導致的，從而進一步驗證本文實證策略的有效性。

此外，還需要指出的是，國稅地稅合作示范區(qū)的建設是在我國推動國稅地稅合作的背景下推行的，示范區(qū)在國稅地稅合作中發(fā)揮了排頭兵的作用，因此在示范區(qū)的國稅地稅合作具有更強的廣度和深度。與要求對照組完全不受影響的經典DID 模型相比，在本文中對照組可能并非完全不受國稅地稅合作影響的群體，而是相比處理組而言受影響較弱的群體，換句話說，處理組和對照組之間存在受處理強度的差異。另外，我們通過控制時間固定效應，也能夠在一定程度上剔除全國范圍內加強國稅地稅合作的影響。

(二) 數(shù)據(jù)與變量

1.地區(qū)數(shù)據(jù)

本文使用的最關鍵的地區(qū)維度數(shù)據(jù)為國稅地稅合作示范區(qū)設立情況。由于稅務部門未公開國稅地稅合作示范區(qū)名單，為此我們通過向各省稅務局依法申請政府信息公開的方式，申請了各省分別在2016 年和2017 年所建立的國稅地稅合作縣級示范區(qū)和市級示范區(qū)名單。根據(jù)其中22 個省/自治區(qū)/直轄市的有效回復，我們獲得了全國22 個省級區(qū)劃所設立的266 個縣級示范區(qū)和72 個市級示范區(qū)信息，在此基礎上構造實證研究的受處理組，這些省份的其他縣市則作為對照組。在這22 個省(自治區(qū)、直轄市) 中，縣級示范區(qū)占所有縣(含縣級市、市轄區(qū)) 的比例約為13.8%，市級示范區(qū)占所有地級市的比例約為29.9%，在這些省份的上市公司中，約29.1%分布在示范區(qū)(其中10.4%分布在縣級示范區(qū)，18.7%分布在市級示范區(qū))。

地區(qū)層面的控制變量數(shù)據(jù)來自《中國城市統(tǒng)計年鑒》，主要包括: 人均GDP 的自然對數(shù)(GDPPC)；總人口的自然對數(shù)(Population)；財政赤字率(Deficit)，用財政支出減財政收入除以GDP 衡量；固定資產投資的自然對數(shù)(FixedInvest)；工業(yè)總產出的自然對數(shù)(InduOutput)。

2.企業(yè)數(shù)據(jù)

本文所使用的企業(yè)微觀數(shù)據(jù)為2008—2017 年A 股非金融類上市公司數(shù)據(jù)。2008 年我國開始實行新的《企業(yè)所得稅法》，因此我們將樣本起始時間選為2008 年；2018 年我國進行了省級以下國稅局地稅局合并，因此我們將樣本截止時間設定為2017 年。除企業(yè)所適用的名義稅率來自萬得 (Wind) 數(shù)據(jù)庫外，企業(yè)層面其他數(shù)據(jù)均來自國泰安(CSMAR) 數(shù)據(jù)庫。

遵循現(xiàn)有文獻中的做法，我們對上市公司樣本作了如下限制: 刪除名義稅率為0 或缺失、主營業(yè)務收入為負、實際稅率大于1 或小于0 的企業(yè)。根據(jù)企業(yè)注冊地址，我們利用百度地圖API 提取出各企業(yè)注冊地的經緯度信息①根據(jù)我國《企業(yè)所得稅法》 (2007) 規(guī)定，居民企業(yè)在其登記注冊所在地納稅。，然后據(jù)此獲取企業(yè)注冊所在的省份、地級市和縣區(qū)，用來和地區(qū)數(shù)據(jù)進行匹配。在此基礎上，我們刪除在樣本區(qū)間內注冊地在示范區(qū)和非示范區(qū)之間變動的企業(yè)，來解決可能存在的企業(yè)內生地選擇被處理狀態(tài)的問題。此外，對于未提供國稅地稅合作示范區(qū)名單的省份，我們刪除了這些省份的企業(yè)樣本。

本文使用的核心被解釋變量為企業(yè)避稅程度。參考陳冬等 (2016)、張敏等(2018)、Tang 等(2017) 的做法，我們使用以下兩個變量作為企業(yè)避稅的衡量指標:1-實際稅率(1-ETR): 實際稅率為實際繳納的企業(yè)所得稅占企業(yè)稅前利潤的比重。在法定稅率給定的情況下，實際稅率越高，說明企業(yè)的避稅程度越小。為了在方向上與下文指標保持一致，我們在回歸中使用1-ETR作為被解釋變量，該數(shù)值越高，說明避稅越嚴重。法定稅率與實際稅率的差異(TRgap): 由于在我國一些企業(yè)享受稅收優(yōu)惠，導致法定稅率本身可能存在差異和變化，在此情況下，實際稅率變化可能并非企業(yè)避稅的結果。雖然我們在模型中通過控制地區(qū)、時間×行業(yè)固定效應等可以在一定程度上減少該影響，但可能無法徹底消除。為此，我們使用法定稅率與實際稅率的差異衡量企業(yè)避稅程度，差值越大，代表避稅越嚴重(Chen 等，2010；許紅梅和李春濤，2020)。

企業(yè)層面的控制變量包括: 企業(yè)規(guī)模(Size)，用總資產的自然對數(shù)表示；國有產權(SOE)，根據(jù)企業(yè)的股權性質定義表征國有產權的虛擬變量；盈利能力，用資產回報率(ROA) 表示；財務杠桿率(Leverage)，用總負債與總資產的比值來表示；固定資產比率(PpeRatio)，等于固定資產總額除以總資產；存貨比率(InventoryRatio)，等于期末存貨凈額除以期末總資產；無形資產比率(IntangibleRatio)，等于無形資產除以總資產。為了剔除極端值的影響，我們對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行縮尾(Winsorize)處理。

在刪除關鍵變量缺失的樣本后，我們共得到15 271 個企業(yè)—年份觀測值，主要變量的描述性統(tǒng)計如表1 所示。對于本文核心被解釋變量而言，1-ETR的均值為0.812，TRgap均值為0.000，與既有文獻(許紅梅和李春濤，2020；張敏等，2018) 的結果較為一致。所有觀測值中約12.8%受到國稅地稅合作政策的影響(即TaxCoop取值為1)。

表1 描述性統(tǒng)計

五、基準結果與穩(wěn)健性檢驗

(一) 基準結果

表2 匯報了雙重差分模型回歸的基準結果。其中第(1) — (3) 列被解釋變量為1-ETR，第(4) — (6) 列被解釋變量為TRgap。在每列中，我們均控制了企業(yè)固定效應、縣區(qū)固定效應、行業(yè)×年份固定效應和縣區(qū)時間二次趨勢項。第(2)、(5) 列在第(1)、(3) 列的基礎上控制了企業(yè)維度時變變量，第(3)、(6) 列在此基礎上進一步控制了地區(qū)維度時變變量?？梢园l(fā)現(xiàn)，對于不同的模型設定方式及兩種不同的避稅指標而言，TaxCoop系數(shù)至少在5%水平上顯著，即國稅地稅合作示范區(qū)建設顯著提升了企業(yè)實際稅率，降低了法定稅率與實際稅率的差異，意味著企業(yè)避稅程度顯著降低。

表2 基準回歸結果

根據(jù)回歸結果中TaxCoop的系數(shù)可知，在其他條件不變的情況下，國稅地稅合作可以使企業(yè)對法定稅率的遵循度提高2.9 個百分點。結合本文樣本企業(yè)實際稅率約為19%這一特征，可見國稅地稅合作使企業(yè)實際稅率提高了約15%，因此對企業(yè)避稅的抑制程度是非常明顯的。這與相關文獻(Tang 等，2017) 估計系數(shù)的大小是可比的。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

1.平行趨勢檢驗

利用雙重差分方法識別國稅地稅合作對企業(yè)避稅的影響，前提假設是示范區(qū)和非示范區(qū)企業(yè)的稅收遵從本身應當保持平行變動的趨勢，否則會帶來估計系數(shù)的偏誤。為此，我們構造事件研究法(event-study)，檢驗處理組和實驗組企業(yè)避稅程度歷年的變動情況。我們將樣本區(qū)間劃分為改革前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年為基準期，回歸方程如下:

其中，Treatc是表征示范區(qū)的虛擬變量，Yeart表示相對于改革當年的年份，其他變量定義與式(1) 相同。系數(shù)βt反映了相比改革前1 年，示范區(qū)和非示范區(qū)企業(yè)的避稅程度在第t年是否表現(xiàn)出系統(tǒng)差異。表3 匯報了式(2) 的回歸結果，可以發(fā)現(xiàn)，在國稅地稅合作改革之前，回歸系數(shù)不顯著，說明在受處理前示范區(qū)和非示范區(qū)的企業(yè)避稅程度呈平行變動趨勢；而國稅地稅合作發(fā)生后的回歸系數(shù)顯著為負，說明國稅地稅合作發(fā)生后，企業(yè)避稅程度顯著下降。這驗證了本文實證設計的合理性。

表3 平行趨勢檢驗

2.排除其他政策的影響

利用雙重差分法識別因果關系的另一個重要前提是，不存在同時期的其他沖擊來混淆國稅地稅合作的作用效果，否則我們無法將前文估計到的結果歸因于國稅地稅合作的影響。為此，我們考察了樣本區(qū)間內與稅收征管密切相關的其他幾項政策變化。

(1) “金稅三期” 工程: 稅收征管的技術水平會對企業(yè)避稅產生影響。2013 年到2016 年間，我國分批次在全國逐步推廣了“金稅三期” 工程，通過大數(shù)據(jù)、云計算等現(xiàn)代技術手段，提高了稅收征管的信息化水平。為控制“金稅三期” 的影響，我們構造了表征“金稅三期” 實施的虛擬變量(GoldenTax3)，如果某省在某年開始實施“金稅三期” 工程，則該省從這一年份開始GoldenTax3 取值為1，否則為0，并將該變量加入基準回歸方程中。

(2) 撤縣設區(qū): 行政區(qū)劃調整帶來的財政激勵變化也會影響地方政府的稅收征管行為。其中一項重要而有代表性的政策是“撤縣設區(qū)”。①作為政府間財政關系調整的另外一種重要實踐，省直管縣也會顯著影響基層政府的征稅行為和企業(yè)避稅。不過，我們通過搜集資料發(fā)現(xiàn)，在2008—2017 年間發(fā)生的省直管縣的數(shù)量較少，只覆蓋到本文所涉及的兩個縣區(qū)，因此我們未控制省直管縣的影響。在我國，相比區(qū)政府而言，縣政府擁有更獨立的財政職權和經濟發(fā)展決策權，因此，撤縣設區(qū)作為地級市政府的財政集權手段，降低了縣級政府的財政激勵。這一方面可能會降低縣級政府的稅收努力，弱化稅收征管力度，增加企業(yè)避稅；另一方面也可能降低縣級政府間的稅收競爭，從而抑制企業(yè)避稅(王小龍和方金金，2015)。為排除撤縣設區(qū)的影響，我們在回歸中控制了表征撤縣設區(qū)的虛擬變量(CountyToDistrict) (從發(fā)生撤縣設區(qū)的年份開始，取值為1)。

(3) 營業(yè)稅改征增值稅: 2012 年起我國在上海的交通運輸業(yè)和部分現(xiàn)代服務業(yè)開展營業(yè)稅改增值稅(以下簡稱“營改增”) 試點，并逐步擴大試點的地區(qū)和行業(yè)范圍，在2016 年實現(xiàn)全面營改增。營改增通過改變企業(yè)稅負來影響企業(yè)的現(xiàn)金流和融資約束，進而可能對企業(yè)避稅產生影響。我們采取以下兩種做法控制營改增的影響: 第一，由于受營改增影響的主要是服務業(yè)，因此我們將服務業(yè)的上市公司剔除；第二，在回歸中直接控制表征營改增實施省份和時間的虛擬變量(BusiToVat) (如果某省在某年開始進行營改增試點，則該省從這一年開始取值為1)。

表4 匯報了控制上述政策影響后的回歸結果，其中第(1)、(2) 列刪除了受營改增影響的服務業(yè)企業(yè)，第(3)、(4) 列則控制了表征營改增的處理變量?？梢?，同時期其他政策對于本文基準估計結果不會造成影響。

表4 穩(wěn)健性檢驗: 排除其他政策干擾

(續(xù)表)

3.置換檢驗

為排除本文基準回歸結果是由于隨機因素造成的，我們進行如下的置換檢驗: 根據(jù)每年設立的國稅地稅合作示范區(qū)的真實數(shù)量，隨機指定對應數(shù)量的縣/市為“虛假” 受處理組，在此基礎上進行雙重差分回歸，估計出虛擬受處理狀態(tài)對企業(yè)避稅的影響系數(shù)。由于是隨機指定的，因此我們預期其對企業(yè)避稅的影響在統(tǒng)計意義上不顯著，否則說明我們的基準模型設定存在問題。我們將上述估計過程重復500次，得到500 個系數(shù)，并在圖1 中畫出了這些系數(shù)的分布。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，基準回歸的估計系數(shù)(以豎線表示) 都位于該分布之外，進一步證明了本文結論的穩(wěn)健性。①本文還進行了調整處理年份的安慰劑檢驗、保留存續(xù)企業(yè)樣本的穩(wěn)健性檢驗、改變標準誤聚類方式的穩(wěn)健性檢驗，并檢驗了國地稅合作對增值稅避稅行為的影響。因篇幅所限，本文省略了這些結果的報告，感興趣的讀者可在《經濟科學》 官網(wǎng)論文頁面“附錄與擴展” 欄目下載。

圖1 置換檢驗系數(shù)分布

4.限制樣本范圍

(1) 刪除上海市樣本。在樣本區(qū)間內，上海市的國稅地稅部門始終處于合署辦公的模式，具有一定特殊性。為了檢驗基準回歸結果是否受此類特殊樣本的影響，我們刪除了上海市的企業(yè)樣本。根據(jù)表5 第(1)、(2) 列可知，基準結果不受上海市樣本的影響。

(2) 縮短改革前樣本區(qū)間。在基準回歸中我們采用了2008—2017 年的數(shù)據(jù)，2008—2015 年均是國稅地稅合作政策發(fā)生前的時間段，這相比于政策發(fā)生后的時間段(2016—2017 年) 明顯較長。為了檢驗改革前樣本時間段的選取是否顯著影響本文結論，我們縮短了改革前樣本區(qū)間，使用2014—2017 年數(shù)據(jù)進行回歸。表5 第(3) — (4) 列的結果表明，在不同的樣本區(qū)間下，基準結論仍保持穩(wěn)健。

表5 穩(wěn)健性檢驗

六、異質性影響與作用機制

(一) 異質性影響

1.社會資本

由于業(yè)務路徑依賴、人員銜接配合等問題，國稅地稅合作在執(zhí)行過程中存在一些阻礙，會影響實際合作效果。此處，我們考慮社會資本對國稅地稅合作實際效果的影響。在社會資本豐富、社會合作規(guī)范較好的地區(qū)，國稅和地稅部門合作面臨的交易成本較低，因此雙方的業(yè)務銜接更加順利，信息溝通更加有效(Troiano，2018)，從而對企業(yè)避稅的抑制作用會更強。為了驗證上述猜想，我們借鑒Troiano (2018) 的做法，用各省每萬人中的社會組織數(shù)量作為社會資本的代理變量。社會組織往往作為民間的自發(fā)團體，其成立建立在一定的社會規(guī)范基礎上，因此社會組織數(shù)量越多，說明該地區(qū)社會資本和合作文化越好。

我們根據(jù)2015 年前各省每萬人社會組織數(shù)的中位數(shù)①數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計年鑒》。在后文的異質性中，我們統(tǒng)一采用2015 年及之前(國稅地稅合作示范區(qū)政策沖擊發(fā)生之前) 的變量均值，以提高分組標準的相對外生性。，將全部企業(yè)劃分為社會資本低的地區(qū)和社會資本高的地區(qū)兩個子樣本，回歸結果匯報在表6 的Panel A 中。可見，在社會合作規(guī)范越好的地區(qū)，國稅地稅合作對企業(yè)避稅的抑制作用越強。

表6 異質性影響

(續(xù)表)

2.所得稅征管機構

國稅地稅合作對企業(yè)避稅的抑制作用可能在所屬征稅機構不同的企業(yè)間存在差異。在以往國稅地稅分設的征稅制度下，相比于國稅局的垂直領導體制，地稅局受地方政府和上級稅務部門的雙重領導，而由于地方政府財政分權和稅收競爭效應，相比國稅局而言地稅局的稅收執(zhí)法力度較弱，稅收稽查較松，因此地稅局征管企業(yè)比國稅局征管企業(yè)的避稅程度往往更高。在國稅地稅業(yè)務合作后，由于實行聯(lián)合辦稅、聯(lián)合稽查等措施，國稅和地稅部門的征稅標準和力度趨同，這意味地稅局征管企業(yè)會面臨更嚴格的稅收執(zhí)法力度，其避稅程度會受到更明顯的遏制。

基于上述分析，我們將全部企業(yè)樣本分為國稅局征管企業(yè)和地稅局征管企業(yè)兩個子樣本進行回歸。其中，國稅局征管企業(yè)包括中央企業(yè)、外資企業(yè)和2002 年以后成立的企業(yè)(2009 年起新增企業(yè)所得稅納稅人中應繳納營業(yè)稅的企業(yè)除外)。①根據(jù)《國家稅務總局關于調整新增企業(yè)所得稅征管范圍問題的通知》 (國稅發(fā)〔2008〕 120 號)，2009 年起新增企業(yè)所得稅納稅人中，應繳納增值稅的企業(yè)，其企業(yè)所得稅由國家稅務局管理；應繳納營業(yè)稅的企業(yè)，其企業(yè)所得稅由地方稅務局管理。我們結合營業(yè)稅征稅范圍確定了2009 年以來新增企業(yè)所得稅納稅人中的地稅局征管企業(yè)。根據(jù)表6 Panel B的結果，相比于國稅局征管企業(yè)，國稅地稅合作對地稅局征管企業(yè)的避稅抑制效果更強，這與我們預期相符。

3.政治關聯(lián)

國稅地稅合作對企業(yè)避稅的抑制作用也可能隨企業(yè)政治關聯(lián)水平不同而產生差異。李維安和徐業(yè)坤(2013) 等的研究發(fā)現(xiàn)，具有政治關聯(lián)身份的企業(yè)避稅程度更高，而加強征管則能抑制政治關聯(lián)的避稅效果。

國稅地稅合作后，隨著稅收征管加強、征稅人員和組織形式改變，企業(yè)與稅務機關原有的政治聯(lián)系受到沖擊，合謀變得困難，因此相比于無政治關聯(lián)的企業(yè)，原本有政治關聯(lián)的企業(yè)避稅行為會受到更強烈的抑制。為了分析這一差異性影響，我們將全樣本劃分為政治關聯(lián)企業(yè)和無政治關聯(lián)企業(yè)兩類，進行比較分析。參考Fan 等(2007) 的做法，我們以企業(yè)的董事長或者總經理是否曾經有政府機關、人大/政協(xié)或軍隊的任職經歷來反映企業(yè)的政治關聯(lián)情況?；貧w結果匯報在表6 的Panel C，可以發(fā)現(xiàn)，相比于沒有政治關聯(lián)的企業(yè)，國稅地稅合作能夠在更大程度上降低有政治關聯(lián)的企業(yè)避稅程度。

(二) 作用機制

1.政府機構信息溝通與協(xié)作

在前文我們提出，國稅地稅合作示范區(qū)主要是通過加強國稅局和地稅局合作以分享企業(yè)不同稅種的納稅信息進行交叉比對、通過征管協(xié)作提高征稅效率等方式，達到減少企業(yè)避稅的目的。由于難以獲得直接的數(shù)據(jù)和指標度量上述渠道，我們從政府機構協(xié)作的異質性角度提供間接證據(jù)。這樣做是基于以下想法: 對于政府機構協(xié)作度原本較高的地區(qū)，國稅部門和地稅部門之間很可能本身就存在良好的溝通協(xié)作機制；而對于政府機構協(xié)作度較低的地區(qū)，國稅和地稅部門不存在溝通協(xié)作的基礎，因此相比之下，加強國稅地稅合作對政府機構協(xié)作度原本較低的地區(qū)影響應該更大。

借鑒畢青苗等(2018) 的研究，我們以2015 年之前各城市行政審批中心進駐的審批和服務部門數(shù)量①中國地級行政審批中心數(shù)據(jù)庫由中山大學嶺南學院徐現(xiàn)祥教授團隊整理并提供(畢青苗等，2018)。反映當?shù)夭煌畽C構間協(xié)作溝通程度。截至2015 年，全國幾乎所有城市都設立了行政審批中心，旨在將不同行政部門組織到一起辦公、為企業(yè)和居民提供一站式服務，因此行政審批中心進駐的部門數(shù)量越多，則意味著該城市各政府機構間協(xié)作程度和效率越高。

我們根據(jù)行政審批中心進駐部門的中位數(shù)，將全部城市劃分為兩類，并分別對兩個子樣本內的企業(yè)進行回歸分析。根據(jù)表7 Panel A 的結果，國稅地稅合作對企業(yè)避稅的影響在政府部門間協(xié)作溝通原本較弱的城市更強。這間接證明了國稅地稅合作確實是加強了部門間的溝通協(xié)作，提高了企業(yè)納稅遵從度。

表7 作用機制檢驗

2.企業(yè)信息不對稱程度

此外，前文中提出，國稅地稅合作通過納稅信息分享可以全面了解企業(yè)生產經營、雇傭等情況，從而降低關于企業(yè)的信息不對稱程度，掌握企業(yè)的真實納稅信息，降低企業(yè)避稅水平?；谶@樣的分析，我們預期在信息不對稱程度原本較高的企業(yè)當中，國稅地稅合作更能夠改善企業(yè)信息質量，從而抑制企業(yè)避稅的作用更強。本文借鑒姜付秀等(2019) 的做法，用分析師關注度反映企業(yè)信息不對稱程度，這是因為分析師作為證券市場專業(yè)人員，一方面可以通過深入系統(tǒng)分析企業(yè)的公開信息，提高企業(yè)信息披露易讀性，另一方面可以通過現(xiàn)場調研等，幫助外部相關者了解企業(yè)內部信息，因此擁有較多分析師跟蹤和關注的企業(yè)，其信息披露水平和質量越高，信息不對稱程度越低(Liu，2011)。

我們利用2015 年及之前各上市公司的分析師關注度，將全樣本分為分析師關注度高和低的兩類，進行分樣本回歸。根據(jù)表7 Panel B 的結果，在分析師關注度原本較低的企業(yè)中，回歸系數(shù)較大且在統(tǒng)計意義上顯著，在分析師關注度原本較高的企業(yè)中，回歸系數(shù)較小且在統(tǒng)計上不顯著，這說明國稅地稅合作主要抑制了信息不對稱程度原本較高的企業(yè)的避稅行為，間接印證了國稅地稅合作加強了信息溝通的理論解釋。

七、結論與政策含義

本文基于國稅地稅合作示范區(qū)的政策實驗，利用雙重差分模型實證檢驗了國稅地稅機構合作對提高稅收征管能力、遏制企業(yè)避稅的效果。本文發(fā)現(xiàn)，國稅地稅合作能夠顯著抑制企業(yè)避稅；其背后機制在于國稅地稅合作加強了稅務機構間信息溝通，通過有效利用不同稅種間的勾稽關系，降低了征納雙方的信息不對稱；此外，在社會資本原本較高的地區(qū)、稅收征管力度原本較弱的樣本中，國稅地稅合作對企業(yè)避稅的抑制作用更強烈。

本文的研究為評估近年來國稅地稅征管體制改革的積極影響提供了直接依據(jù)，也有助于認識2018 年國稅地稅機構合并的作用。國稅地稅機構的合作至合并是分稅制改革以來我國稅收征管體制的重大調整，科學地評估其影響對優(yōu)化征管制度設計具有重要的現(xiàn)實意義。然而，由于因果識別在技術上存在較大困難，目前學術界對此問題缺乏系統(tǒng)分析。本文通過對國稅地稅合作影響的分析，填補了相關研究的空白。

本文的研究結論具有明確的政策含義。在政府機構協(xié)同治理方面，加強政府機構間的信息溝通、實現(xiàn)跨部門的協(xié)同治理，對于破解政府治理中的信息不對稱、提高治理效率具有重要意義。在現(xiàn)有政府治理模式下，各部門的職責內容既相互獨立又有所關聯(lián)，所掌握的治理信息往往具有勾稽關系，因此打破部門壁壘、加強部門信息共享，能夠最大限度利用信息的治理優(yōu)勢，推動國家治理能力的提高。此外，在穩(wěn)定稅負方面，隨著近年來稅收征管體制的完善和征稅技術的提高，企業(yè)避稅空間被大幅壓縮、實際稅負面臨上升壓力，因此只有將既有的減稅降費政策落到實處，切實提升企業(yè)的“獲得感”，才能在完善稅收征管制度的同時保持好微觀經濟主體的市場活力。

當然，本文的研究也存在一些不足。第一，稅收征管制度的重大調整所產生的全面影響，可能需要較長時間才能完全顯現(xiàn)，但由于數(shù)據(jù)和技術上的原因，本文分析的是政策所產生的短期影響，因此可以為評價國稅地稅征管體制改革的經濟后果提供初步證據(jù)。第二，由于數(shù)據(jù)所限，我們無法對稅收征管改革所帶來的納稅服務改進和納稅人遵從成本降低的可能影響展開直接深入的分析，國稅地稅征管體制改革如何改善了納稅服務，進而影響企業(yè)稅收行為，這些問題有待未來進一步研究。