摘要：實(shí)現(xiàn)稅收中性、減少稅收對(duì)資源配置的扭曲，是稅收征管改革的重點(diǎn)。為探究稅收征管的資源配置效應(yīng)，將稅收征管與企業(yè)逃稅引入資源錯(cuò)配的分析框架。理論分析發(fā)現(xiàn)，行業(yè)內(nèi)不同企業(yè)面臨的稅收征管強(qiáng)度差異越大，企業(yè)有效稅率與生產(chǎn)率的離散程度越高，行業(yè)內(nèi)的資源配置效率越低，生產(chǎn)率損失越嚴(yán)重?；谌珖髽I(yè)稅收調(diào)查數(shù)據(jù)，以金稅三期工程作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，金稅三期工程顯著降低了行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度，提升了資源配置效率。據(jù)此提出要提高政府稅收征管能力，促進(jìn)稅收征管統(tǒng)一，減少稅收扭曲導(dǎo)致的資源錯(cuò)配，推進(jìn)稅收征管數(shù)字化建設(shè)與轉(zhuǎn)型升級(jí)，加快“智慧稅務(wù)”建設(shè)。

關(guān)鍵詞：稅收征管；有效稅率差異；資源錯(cuò)配；全要素生產(chǎn)率；資源配置效率；金稅三期工程；智慧稅務(wù)

文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：100228482025（02）004113

一、問題提出

隨著中國經(jīng)濟(jì)增速逐步放緩，如何優(yōu)化資源配置、提升全要素生產(chǎn)率，成為實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型與高質(zhì)量發(fā)展的關(guān)鍵。全要素生產(chǎn)率衡量的是全部生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)出的比率。在微觀層面，它關(guān)系到企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力;在宏觀層面，它決定國家的經(jīng)濟(jì)持續(xù)發(fā)展與人均收入水平。全要素生產(chǎn)率不僅依賴生產(chǎn)技術(shù)水平，還取決于生產(chǎn)要素的配置方式與效率[1-2]。若生產(chǎn)要素配置不當(dāng)，將導(dǎo)致資源錯(cuò)配與生產(chǎn)率損失。理解資源錯(cuò)配的成因是優(yōu)化資源配置和提升全要素生產(chǎn)率的前提。

稅收征管是保障國家財(cái)力與治理水平的基礎(chǔ)，如何實(shí)現(xiàn)稅收中性、減少稅收對(duì)市場(chǎng)機(jī)制的扭曲，始終是稅收征管制度改革的核心。增值稅作為世界各國最常用的間接稅，理論上能夠避免重復(fù)課稅，具有稅收中性的特點(diǎn)。但在實(shí)踐中，由于多檔稅率、行業(yè)覆蓋不全、征管力度不一等因素的影響，增值稅的稅收中性未能充分發(fā)揮，導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)企業(yè)的增值稅有效稅率存在較大差異，從而引發(fā)資源錯(cuò)配與生產(chǎn)率損失。

長(zhǎng)期以來，中國不斷深化以“金稅工程”為代表的稅收征管改革，旨在利用現(xiàn)代信息技術(shù)提升稅收征管能力。金稅三期工程是其在數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代的延續(xù)，標(biāo)志著中國稅收征管能力的重大飛躍。依托大數(shù)據(jù)與云計(jì)算技術(shù)，金稅三期工程自2013年起在全國各地分批實(shí)施，并于2016年建立了全國統(tǒng)一的技術(shù)基礎(chǔ)平臺(tái)（見圖1），實(shí)現(xiàn)了涉稅信息在各稅務(wù)部門和環(huán)節(jié)的順暢流轉(zhuǎn)。通過交叉審核涉稅數(shù)據(jù)和監(jiān)控流程，稅務(wù)部門能夠立體化呈現(xiàn)納稅人行為，從而顯著提升涉稅信息處理能力。

本文從稅收征管角度探討行業(yè)內(nèi)企業(yè)有效稅率差異與資源錯(cuò)配的形成機(jī)制，利用金稅三期工程作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，檢驗(yàn)稅收征管對(duì)資源配置效率的因果效應(yīng)及其影響機(jī)制。盡管已有研究考察了企業(yè)增值稅有效稅率差異導(dǎo)致的資源錯(cuò)配與生產(chǎn)率損失[3-6]，但現(xiàn)有研究普遍將增值稅有效稅率差異的原因歸結(jié)為多檔稅率與行業(yè)覆蓋不完整[5]，而鮮有文獻(xiàn)關(guān)注政府稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一與企業(yè)逃稅行為。事實(shí)上，中國普遍存在稅收征管不統(tǒng)一現(xiàn)象，例如地方政府由于稅收競(jìng)爭(zhēng)而有選擇性地主動(dòng)放松稅收征管[7-8]。差異化的稅收征管直接影響企業(yè)逃稅行為，導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)企業(yè)有效稅率的差異化。

金稅三期是中國稅收征管數(shù)字化建設(shè)的重大工程，現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)金稅三期工程的評(píng)估，主要聚焦抑制企業(yè)逃稅、提高企業(yè)納稅遵從[9-11]、促進(jìn)稅收優(yōu)惠政策落實(shí)[12]以及改善稅負(fù)公平[13]。然而，鮮有研究關(guān)注金稅三期工程對(duì)有效稅率差異以及企業(yè)間資源配置效率的影響。本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，將稅收征管與企業(yè)逃稅行為納入資源錯(cuò)配的分析框架，為理解中國增值稅有效稅率差異與資源錯(cuò)配的形成原因提供理論解釋;第二，利用金稅三期工程作為稅收征管的外生沖擊，基于2011—2015年全國稅收調(diào)查數(shù)據(jù)，識(shí)別稅收征管對(duì)資源配置效率的因果效應(yīng)與影響機(jī)制，為評(píng)估金稅三期工程的政策效果提供新的證據(jù)。

二、理論模型

（一）模型設(shè)定

假定各個(gè)行業(yè)由異質(zhì)性企業(yè)構(gòu)成，異質(zhì)性企業(yè)面臨壟斷競(jìng)爭(zhēng)的產(chǎn)品市場(chǎng)與完全競(jìng)爭(zhēng)的要素市場(chǎng)，其生產(chǎn)函數(shù)為柯布道格拉斯類型，具體公式如下：

其中，Ysi 表示行業(yè)s 中企業(yè)i 的產(chǎn)出;Asi 代表企業(yè)生產(chǎn)率，企業(yè)異質(zhì)性表現(xiàn)為生產(chǎn)率差異;Ksi 與Lsi 分別表示資本與勞動(dòng)投入;αs 為資本產(chǎn)出彈性。

假定行業(yè)產(chǎn)出為異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)出的加總，行業(yè)層面的代表性生產(chǎn)者將異質(zhì)性企業(yè)生產(chǎn)的產(chǎn)品作為中間投入，其生產(chǎn)函數(shù)滿足常數(shù)替代彈性（CES）的性質(zhì)：

其中，Ys 表示行業(yè)s 的加總產(chǎn)出;Ms 為行業(yè)s 內(nèi)的異質(zhì)性企業(yè)個(gè)數(shù);σ 為異質(zhì)性企業(yè)所生產(chǎn)的產(chǎn)品之間的替代彈性，該替代彈性為常數(shù)。

假定行業(yè)層面的代表性生產(chǎn)者所在的產(chǎn)品市場(chǎng)為完全競(jìng)爭(zhēng)，根據(jù)代表性生產(chǎn)者的利潤(rùn)最大化條件，可以得到針對(duì)異質(zhì)性企業(yè)產(chǎn)品的反需求函數(shù)：

（二）企業(yè)有效稅率的決定

雖然同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)面臨的法定稅率相等，但企業(yè)的有效稅率存在較大差異。稅收征管與企業(yè)逃稅是導(dǎo)致企業(yè)有效稅率差異的重要原因①。為此，本文引入稅收征管與企業(yè)逃稅行為的分析，將企業(yè)的有效稅率定義為：

其中，τsi 為企業(yè)的有效稅率，τs 為行業(yè)層面的統(tǒng)一法定稅率，esi 為企業(yè)逃稅程度。令esi ∈ [0，1]，如果將企業(yè)應(yīng)繳納的法定稅額設(shè)為Tsi，則實(shí)際繳納的稅額為（1-esi）Tsi，偷逃的稅額為esiTsi。由于稅收征管強(qiáng)度決定了企業(yè)逃稅行為被發(fā)現(xiàn)并受到懲罰的概率，故企業(yè)逃稅決策受稅收征管強(qiáng)度的影響。假定稅收征管強(qiáng)度在企業(yè)間存在差異，將企業(yè)從特定分布中隨機(jī)實(shí)現(xiàn)的稅收征管強(qiáng)度記為ρsi，令ρsi ∈ （0，1]?？紤]到企業(yè)逃稅決策取決于逃稅的成本與收益，本文將企業(yè)逃稅決策設(shè)定為如下成本最小化問題：

其中，1-ρsi為企業(yè)逃稅后未被查處的概率，1-ρsi esiTsi代表企業(yè)成功逃稅的期望收益;1 /2 e2siTsi代表企業(yè)逃稅的成本。將逃稅成本設(shè)置為逃稅程度的二次函數(shù)，依據(jù)在于逃稅程度越高，稅收違法的證據(jù)越難以掩飾，事后被查處的風(fēng)險(xiǎn)越高，面臨的懲罰也越重[14]。

根據(jù)式（5）的一階條件，求解企業(yè)最優(yōu)的逃稅程度為：

將式（6）代入式（4），解得此時(shí)企業(yè)的有效稅率為：

根據(jù)式（7），可以發(fā)現(xiàn) ?τsi*/?ρsi gt;0，即企業(yè)的有效稅率與稅收征管強(qiáng)度呈正比。例如，當(dāng)?shù)胤秸亩愂照鞴苣芰Σ蛔慊蛴捎诙愂崭?jìng)爭(zhēng)導(dǎo)致稅收征管強(qiáng)度下降時(shí)，企業(yè)逃稅機(jī)會(huì)增加、逃稅收益提高，從而導(dǎo)致企業(yè)逃稅程度提高，有效稅率偏離法定稅率的程度擴(kuò)大。當(dāng)ρsi =1時(shí)，企業(yè)面臨最高強(qiáng)度的稅收征管，實(shí)施逃稅行為被查處的概率為1，企業(yè)選擇的逃稅程度為0，此時(shí)企業(yè)的有效稅率等于法定稅率。相反，稅收征管強(qiáng)度ρsi 趨近0時(shí)，企業(yè)的最優(yōu)逃稅程度趨近1，則企業(yè)的有效稅率趨近0，企業(yè)實(shí)現(xiàn)完全逃稅。

（三）有效稅率差異與資源配置效率

在Hsieh等[1]的模型基礎(chǔ)上，假定企業(yè)有效稅率差異是產(chǎn)品市場(chǎng)扭曲的重要構(gòu)成部分，將式（7）中考慮企業(yè)最優(yōu)逃稅程度后的有效稅率引入企業(yè)的利潤(rùn)函數(shù)。在考慮有效稅率差異后，企業(yè)的利潤(rùn)最大化問題為：

根據(jù)壟斷競(jìng)爭(zhēng)廠商的利潤(rùn)最大化條件，可以推導(dǎo)出企業(yè)的產(chǎn)品定價(jià)規(guī)則為：

根據(jù)式（10）（11）可知，如果不存在有效稅率差異，行業(yè)內(nèi)所有企業(yè)的收益生產(chǎn)率相等，即?i，j，TFPRsi=TFPRsj = TFPRs;此時(shí)，行業(yè)層面的生產(chǎn)效率最高，且等于所有企業(yè)的物質(zhì)生產(chǎn)率的加總，即TFPes= ΣMsi=1 Asi）σ-1 1/（σ-1）。相反，如果TFPRsi ≠TFPRsj，則表示企業(yè)間存在資源錯(cuò)配。在企業(yè)物質(zhì)生產(chǎn)率不變的情況下，如果生產(chǎn)要素從收益生產(chǎn)率低的企業(yè)流向收益生產(chǎn)率高的企業(yè)，則能夠帶來資源配置效率的改善與行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率的提高。

假設(shè)Asi 和TFPRsi 服從聯(lián)合對(duì)數(shù)正態(tài)分布，對(duì)式（11）取對(duì)數(shù)，可得到：

其中，Var logTFPRsi 表示TFPRsi 取對(duì)數(shù)后的方差，反映了行業(yè)內(nèi)企業(yè)收益生產(chǎn)率的離散程度。

根據(jù)式（12）可知，行業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率由行業(yè)內(nèi)企業(yè)的物質(zhì)生產(chǎn)率與收益生產(chǎn)率共同決定。企業(yè)收益生產(chǎn)率的離散程度越高，代表資源錯(cuò)配程度越嚴(yán)重，資源錯(cuò)配導(dǎo)致的生產(chǎn)率損失也越大。結(jié)合企業(yè)逃稅行為與資源錯(cuò)配的分析，可以推導(dǎo)出以下關(guān)系：

其中，Var（logTFPRsi）∝Var log τsi*（ρsi） 是指企業(yè)收益生產(chǎn)率的離散程度與有效稅率的離散程度成正比，可以由式（10）推出;Var log τsi*（ρsi） ∝Var[log（ρsi）]是指企業(yè)有效稅率的離散程度與稅收征管強(qiáng)度的離散程度成正比，可由式（7）推出。

根據(jù)以上理論分析，本文提出以下理論預(yù)測(cè)：第一，稅收征管強(qiáng)度在行業(yè)內(nèi)的統(tǒng)一化程度越高，企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度越低，企業(yè)間的資源配置效率越高;第二，稅收征管強(qiáng)度的統(tǒng)一化將降低企業(yè)有效稅率的離散程度，而有效稅率差異的下降是資源配置效率提高的重要機(jī)制。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源與處理

本文使用的數(shù)據(jù)為全國企業(yè)稅收調(diào)查數(shù)據(jù)，該數(shù)據(jù)由國家稅務(wù)總局采用分層抽樣調(diào)查方式收集，涵蓋企業(yè)財(cái)務(wù)與稅務(wù)信息。該數(shù)據(jù)庫的特點(diǎn)表現(xiàn)為以下三個(gè)方面：第一，包含詳細(xì)的企業(yè)涉稅指標(biāo)，能夠?yàn)楸疚挠?jì)算企業(yè)增值稅有效稅率提供準(zhǔn)確信息;第二，包含企業(yè)的生產(chǎn)要素投入與產(chǎn)出等指標(biāo)，可用于計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率;第三，由于采用了分層抽樣的調(diào)查方法，與中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫等其他數(shù)據(jù)來源相比，該數(shù)據(jù)庫在不同地區(qū)與行業(yè)具有更好的代表性，同時(shí)涵蓋了大量中小企業(yè)，為本文研究企業(yè)間的稅率差異與資源配置效率提供了客觀全面的信息。

受限于數(shù)據(jù)的可獲取性，本文采用的全國稅收調(diào)查數(shù)據(jù)截至2015年?？紤]到金稅三期工程的開始時(shí)間為2013年，本文將樣本限定在2011—2015年，以覆蓋金稅三期政策實(shí)施前后的年份。2013—2014年間共有6個(gè)省份實(shí)施了金稅三期工程，包括重慶、山西、山東、廣東、河南和內(nèi)蒙古?？紤]到青島與深圳未與省內(nèi)其他城市同步實(shí)施金稅三期工程，本文剔除了青島與深圳的企業(yè)樣本。由于本文的研究對(duì)象是制造業(yè)，樣本限定在制造業(yè)的所有企業(yè)，并剔除關(guān)鍵變量缺失或指標(biāo)異常的樣本。經(jīng)過數(shù)據(jù)清洗，最終獲得309 235家企業(yè)的599 611個(gè)觀測(cè)值。

（二）模型設(shè)定與變量說明

考慮到金稅三期工程分批試點(diǎn)、逐步推行的特點(diǎn)，本文將金稅三期工程作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用多時(shí)點(diǎn)雙重差分方法，識(shí)別稅收征管對(duì)中國制造業(yè)資源配置效率的影響。本文構(gòu)建的基準(zhǔn)回歸模型如下：

其中，p 代表省份，s 為國民經(jīng)濟(jì)行業(yè)分類中的四位數(shù)行業(yè)，t 表示年份;Ypst 為“省份—行業(yè)—年份”層面的因變量，包括企業(yè)生產(chǎn)率離散程度與增值稅有效稅率離散程度。根據(jù)式（12），將行業(yè)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率離散程度（TFPpst）作為資源配置效率的測(cè)度指標(biāo);作為機(jī)制檢驗(yàn)，將企業(yè)增值稅有效稅率離散程度（VATpst）作為因變量。GTPpt 為反映金稅三期工程實(shí)施的虛擬變量，如果p 省份在t 年已上線金稅三期工程，則GTPpt 賦值1，否則賦值0;Xpst 表示“省份—四位數(shù)行業(yè)—年份”層面可能影響企業(yè)收益生產(chǎn)率分布的控制變量;為了控制省份與行業(yè)層面不隨時(shí)間變化的混淆因素以及時(shí)間趨勢(shì)，μp 為省份固定效應(yīng)，θs 為行業(yè)固定效應(yīng)，ηt 為年份固定效應(yīng);εpst 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

1.核心解釋變量：金稅三期工程的沖擊

金稅三期工程作為外生的政策沖擊，顯著提高了政府的稅收征管能力。金稅三期工程在省份層面的逐步試點(diǎn)，為本文識(shí)別稅收征管能力提升對(duì)資源配置效率的因果效應(yīng)提供了準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)。作為式（14）中的核心解釋變量，GTPpt 用于反映各地區(qū)企業(yè)是否受到金稅三期工程的影響。如果企業(yè)所在地區(qū)在某年實(shí)施了金稅三期工程，則GTPpt 賦值1，否則賦值0。由于本文所使用的數(shù)據(jù)的樣本區(qū)間為2011—2015年，實(shí)驗(yàn)組樣本限定在2015年前實(shí)施金稅三期工程的地區(qū)?？紤]到金稅三期工程系統(tǒng)調(diào)試、對(duì)接等可能造成的時(shí)間滯后，本文參考樊勇等[12]的做法，將2013年10月與2014年10月開始試點(diǎn)的地區(qū)，其金稅三期工程的實(shí)施年份分別設(shè)定為2014與2015年。

2.被解釋變量：企業(yè)生產(chǎn)率與增值稅有效稅率的離散程度

為了測(cè)算行業(yè)內(nèi)企業(yè)的生產(chǎn)率離散程度，首先需要估計(jì)企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率。基于生產(chǎn)函數(shù)的半?yún)?shù)估計(jì)是企業(yè)全要素生產(chǎn)率估計(jì)的主要方法，其核心是通過將企業(yè)投資或中間投入作為不可觀測(cè)生產(chǎn)率沖擊的代理變量，解決生產(chǎn)函數(shù)估計(jì)的內(nèi)生性問題[15-16]。由于投資與中間投入數(shù)據(jù)的缺失，本文參考Chen等[17]的方法，將總產(chǎn)值作為產(chǎn)出變量，將資本與勞動(dòng)作為要素投入，通過求解企業(yè)勞動(dòng)投入的成本最小化問題，獲得要素產(chǎn)出彈性的一致估計(jì)量①?？紤]到不同行業(yè)的生產(chǎn)技術(shù)差異，本文在四位數(shù)行業(yè)層面估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)，并估算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。同時(shí)，本文利用Olley等[15]提出的Olley-Pakes（OP）方法作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

在估計(jì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的基礎(chǔ)上，本文分別使用泰爾指數(shù)（Theil）與標(biāo)準(zhǔn)差的變異系數(shù)（CV）構(gòu)造企業(yè)生產(chǎn)率離散程度的測(cè)度指標(biāo)。泰爾指數(shù)具有均值獨(dú)立、與樣本大小無關(guān)且可以分解的優(yōu)點(diǎn)，其構(gòu)造方法如下：

其中，Apsit 表示隸屬于省份p 與行業(yè)s 的企業(yè)i 在t 年的全要素生產(chǎn)率;npst 表示在t 年隸屬于同一省份p 與四位數(shù)行業(yè)s 的企業(yè)個(gè)數(shù);A -pst 表示“省份—行業(yè)—年份”層面的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的均值。

參考劉啟仁等[18]關(guān)于離散程度測(cè)量的方法，本文使用變異系數(shù)衡量企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度，計(jì)算方法如下：

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的定義[12-13]，本文將增值稅有效稅率定義為企業(yè)實(shí)際繳納的增值稅稅額與銷售收入的比值。根據(jù)式（15）（16）中的泰爾指數(shù)與變異系數(shù)，在“省份—四位數(shù)行業(yè)—年份”層面計(jì)算企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度。由于增值稅理論上是對(duì)增加值部分征稅，增值稅有效稅率更準(zhǔn)確的定義是企業(yè)實(shí)際繳納的增值稅稅額與增加值的比率[19]?？紤]到本文使用的數(shù)據(jù)在部分年份缺乏增加值指標(biāo)，且涉及增加值計(jì)算的指標(biāo)缺失比較嚴(yán)重，本文主要采用基于銷售收入的定義方法，同時(shí)將基于增加值的定義方法作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)②。

2012年中國制造業(yè)企業(yè)的增值稅有效稅率與全要素生產(chǎn)率的分布情況見圖2。企業(yè)增值稅有效稅率的分布高度離散，平均值為0.14，標(biāo)準(zhǔn)差為0.12;增值稅有效稅率差異主要來源于細(xì)分行業(yè)內(nèi)部，行業(yè)內(nèi)貢獻(xiàn)達(dá)到了85%以上。類似地，企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)高度離散化的分布特征，均值為4.95，標(biāo)準(zhǔn)差為1.44。即使在狹義細(xì)分的行業(yè)內(nèi)部，生產(chǎn)率的離散化分布特征仍普遍存在③。核心變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表1所示。

3.控制變量

本文在“省份—行業(yè)—年份”層面還控制了其他可能影響企業(yè)生產(chǎn)率分布與離散程度的因素。第一，市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度，用赫芬達(dá)爾指數(shù)作為測(cè)量指標(biāo)。市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度影響市場(chǎng)份額在不同生產(chǎn)率企業(yè)之間的配置，迫使低生產(chǎn)率的企業(yè)退出市場(chǎng)，從而影響行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的分布[20]。第二，國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，用國有企業(yè)占比衡量。由于預(yù)算軟約束或社會(huì)職能不同，國有企業(yè)的生產(chǎn)率可能低于非國有企業(yè)[21]，但國有企業(yè)的退出條件可能不受生產(chǎn)率的限制[4]，導(dǎo)致所有制的構(gòu)成影響企業(yè)生產(chǎn)率分布。第三，沉沒成本與用工成本，分別用行業(yè)的資本勞動(dòng)比與行業(yè)平均工資水平測(cè)度[22]。沉沒成本與用工成本的提高，可能抬升企業(yè)進(jìn)入與退出市場(chǎng)的生產(chǎn)率臨界值，從而影響生產(chǎn)率分布。第四，出口占比，用行業(yè)出口總額與銷售總額的比值衡量。高生產(chǎn)率企業(yè)能夠進(jìn)入國際市場(chǎng)，而低生產(chǎn)率企業(yè)服務(wù)于本國市場(chǎng)或退出市場(chǎng)，出口導(dǎo)向能夠影響企業(yè)進(jìn)入市場(chǎng)的生產(chǎn)率臨界值[23]。第五，市場(chǎng)化程度，采用王曉魯?shù)萚24]編制的中國市場(chǎng)化指數(shù)衡量?，F(xiàn)有研究表明，地區(qū)的市場(chǎng)化程度能夠影響資源配置效率[25]。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為了檢驗(yàn)政府稅收征管能力提升對(duì)制造業(yè)資源配置效率的影響，本文通過估計(jì)模型式（14），考察金稅三期工程建設(shè)對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率離散程度的因果效應(yīng)，結(jié)果如表2所示。在表2第（1）～（3）列中，本文使用式（15）構(gòu)造的泰爾指數(shù)作為因變量。第（1）列結(jié)果顯示，在控制省份、行業(yè)與年份固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，核心解釋變量GTP 的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)。估計(jì)結(jié)果表明，金稅三期工程的實(shí)施顯著降低了所在地區(qū)同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度?？紤]到泰爾指數(shù)的均值為0.234，金稅三期工程使企業(yè)生產(chǎn)率離散程度相較于均值降低了約12.4%。第（2）列進(jìn)一步控制“省份—行業(yè)”層面隨時(shí)間變化的變量，結(jié)果顯示GTP 的估計(jì)系數(shù)仍顯著為負(fù)，結(jié)論保持不變，驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。為了排除可能存在的地區(qū)隨時(shí)間變化的混淆因素，本文將金稅三期工程實(shí)施前各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)特征變量與時(shí)間趨勢(shì)項(xiàng)進(jìn)行交乘（χp，2010×δt），其中前定變量選擇2010年各省份的人口密度、人均國內(nèi)生產(chǎn)總值與出口強(qiáng)度，數(shù)據(jù)來源為中國經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)庫。加入交乘項(xiàng)后，結(jié)果如第（3）列所示：GTP 估計(jì)系數(shù)符號(hào)與顯著性仍保持不變，進(jìn)一步驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。在表2第（4）～（6）列中，本文以式（16）構(gòu)造的變異系數(shù)作為因變量，GTP 的估計(jì)系數(shù)同樣顯著為負(fù)，說明研究結(jié)論并不受生產(chǎn)率離散程度的不同測(cè)度方法的影響。以上結(jié)果與理論模型的預(yù)測(cè)相符：以金稅三期工程為代表的政府稅收征管能力提升，能夠顯著降低企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度，提高企業(yè)間的資源配置效率。

在估計(jì)式（14）時(shí)，模型識(shí)別的前提是滿足平行趨勢(shì)假定，即如果不存在金稅三期工程的沖擊，實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組的生產(chǎn)率離散程度應(yīng)具有相同的變化趨勢(shì)。為了檢驗(yàn)平行趨勢(shì)并估計(jì)動(dòng)態(tài)效應(yīng)，本文構(gòu)建如下模型：

其中，Dpn 為虛擬變量;當(dāng)n ≥0時(shí)，Dpn 賦值1，表示省份p 開展金稅三期工程后的第n 年;當(dāng)n lt;0時(shí)，Dpn 賦值1，表示省份p 開展金稅三期工程前的第n 年;其他變量的定義與式（14）一致。本文將金稅三期工程實(shí)施的前一年作為基期（n=-1），在估計(jì)式（17）時(shí)，不包含Dp，-1 這一虛擬變量。平行趨勢(shì)檢驗(yàn)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)的估計(jì)結(jié)果見圖3。結(jié)果顯示，對(duì)于金稅三期工程實(shí)施前的年份（n lt;0），Dpn 的系數(shù)均不顯著，說明企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度在實(shí)驗(yàn)組與對(duì)照組樣本之間不存在事先的變動(dòng)趨勢(shì)差異，滿足平行趨勢(shì)假設(shè);對(duì)于金稅三期工程實(shí)施后的年份（n ≥0），Dpn 的系數(shù)均小于0，系數(shù)的絕對(duì)值與顯著性隨時(shí)間不斷提高，說明金稅三期工程降低了企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度，且影響效果逐年增強(qiáng)。不論因變量為泰爾指數(shù)還是變異系數(shù)，以上結(jié)論均保持不變。

（二）機(jī)制檢驗(yàn)

1.增值稅有效稅率差異

為了檢驗(yàn)稅收征管能力提升對(duì)資源配置效率的影響機(jī)制，本文接下來考察金稅三期工程是否降低了企業(yè)有效稅率的離散程度，從而減少企業(yè)間稅負(fù)差異對(duì)資源配置的扭曲。為此，本文將計(jì)量模型式（14）中的因變量替換成增值稅有效稅率的離散程度。為控制其他可能影響增值稅有效稅率分布的因素，模型中還包括“省份—行業(yè)—年份”層面的控制變量，具體包括企業(yè)平均規(guī)模、企業(yè)平均利潤(rùn)率、國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與出口占比。

表3第（1）列在控制了省份、行業(yè)與年份固定效應(yīng)后，結(jié)果顯示：當(dāng)因變量為泰爾指數(shù)時(shí)，核心解釋變量GTP 的估計(jì)系數(shù)為-0.045，并且在5%的水平下顯著為負(fù)。考慮到泰爾指數(shù)的均值為0.429，金稅三期工程使增值稅有效稅率的離散程度相較于均值下降了10.5%。第（2）列進(jìn)一步加入“省份—行業(yè)—年份”層面的控制變量，結(jié)論保持不變。在第（3）（4）列中，本文將行業(yè)內(nèi)企業(yè)增值稅有效稅率的變異系數(shù)作為因變量，GTP 的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為負(fù)，驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。由于同行業(yè)內(nèi)企業(yè)的增值稅法定稅率相同，當(dāng)政府的稅收征管能力提升時(shí)，企業(yè)間面臨的稅收征管強(qiáng)度差異下降，企業(yè)的增值稅有效稅率將向法定稅率靠攏，導(dǎo)致增值稅有效稅率的離散程度下降。以上結(jié)論與理論模型的預(yù)測(cè)相符。

根據(jù)理論模型中式（13）的預(yù)測(cè)，企業(yè)有效稅率的離散程度與生產(chǎn)率離散程度成正比。為了進(jìn)一步驗(yàn)證理論模型的預(yù)測(cè)，本文擬合了生產(chǎn)率離散程度與增值稅有效稅率離散程度的分倉散點(diǎn)圖，結(jié)果見圖4，有效稅率差異與生產(chǎn)率離散程度正相關(guān)，證明了理論模型式（13）中Var（logTFPRsi）∝Var（log[τsi*（ρsi）]）的關(guān)系。同時(shí)，本文將式（14）中核心解釋變量替換成企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度進(jìn)行回歸①。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度與企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度顯著正相關(guān)，與理論預(yù)測(cè)高度一致。不論是以泰爾指數(shù)還是變異系數(shù)作為離散程度的測(cè)度指標(biāo)，以上相關(guān)性均顯著成立。以上結(jié)果表明，金稅三期工程顯著降低了企業(yè)間增值稅有效稅率的差異，進(jìn)而導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的資源配置效率提升;企業(yè)有效稅率離散程度的下降是資源配置效率提升的影響機(jī)制。

2.增值稅有效稅率的結(jié)構(gòu)性調(diào)整

政府稅收征管能力的提高，通過降低企業(yè)整體的逃稅程度，可能使企業(yè)增值稅有效稅率的平均水平提高，導(dǎo)致增值稅有效稅率的分布整體向右移動(dòng)。為了檢驗(yàn)稅收征管對(duì)企業(yè)增值稅有效稅率的影響，本文接下來以增值稅有效稅率作為因變量，在企業(yè)層面估計(jì)金稅三期工程的政策效果。表4第（1）～（3）列的估計(jì)結(jié)果顯示，GTP 的估計(jì)系數(shù)均不顯著，說明金稅三期工程的實(shí)施并未在整體上提高企業(yè)增值稅有效稅率。這一結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的結(jié)論一致，其可能解釋是：金稅三期工程通過加強(qiáng)政府稅收征管能力，雖然抑制了企業(yè)逃稅行為，但同時(shí)也促進(jìn)了稅收優(yōu)惠政策的落實(shí)與稅負(fù)公平。因此，金稅三期工程在提高部分企業(yè)的增值稅有效稅率的同時(shí)，也使一些企業(yè)的增值稅有效稅率下降，從而對(duì)增值稅有效稅率的總體水平無顯著影響。

在企業(yè)增值稅有效稅率的行業(yè)平均水平保持不變的前提下，為了同時(shí)實(shí)現(xiàn)行業(yè)內(nèi)企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度下降，本文猜測(cè)企業(yè)有效稅率的結(jié)構(gòu)性調(diào)整應(yīng)表現(xiàn)出“低升高降”的特征，即低稅率企業(yè)的有效稅率上升，而高稅率企業(yè)的有效稅率下降。為了追蹤企業(yè)有效稅率的動(dòng)態(tài)變化，本文將樣本限定在金稅三期工程前后均出現(xiàn)在樣本中的企業(yè)①，按照金稅三期工程實(shí)施前的企業(yè)增值稅有效稅率對(duì)企業(yè)進(jìn)行排序，定義分組變量，將企業(yè)劃分為高稅率組（VATH =1）與低稅率組（VATH =0）。通過在模型中引入VATH 和GTP 的交乘項(xiàng)，考察金稅三期工程對(duì)高低稅率組的異質(zhì)性影響。

表4第（4）列結(jié)果顯示：GTP 的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明金稅三期工程使低稅率組企業(yè)的增值稅有效稅率提升;交乘項(xiàng)（GTP ×VATH ）的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說明相較于低稅率組，金稅三期工程使高稅率組企業(yè)的增值稅有效稅率顯著下降。上述結(jié)果表明，企業(yè)間增值稅有效稅率在金稅三期工程實(shí)施后進(jìn)行了“低升高降”的結(jié)構(gòu)性調(diào)整。從現(xiàn)實(shí)來看，行業(yè)內(nèi)企業(yè)增值稅有效稅率“低升高降”結(jié)構(gòu)性調(diào)整，有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)間的稅負(fù)公平，降低行業(yè)內(nèi)企業(yè)有效稅率的離散程度，并促進(jìn)生產(chǎn)要素在不同稅率企業(yè)之間的重新配置。結(jié)合理論模型預(yù)測(cè)，以上結(jié)果表明，金稅三期工程通過降低行業(yè)內(nèi)企業(yè)有效稅率差異，糾正了企業(yè)間資源錯(cuò)配，從而提高了行業(yè)加總的全要素生產(chǎn)率。

（三）逃稅治理與優(yōu)惠落實(shí)

雖然本文的理論模型聚焦稅收征管對(duì)企業(yè)逃稅行為的影響，但金稅三期工程不僅發(fā)揮了逃稅治理的作用，還促進(jìn)了稅收優(yōu)惠政策的落實(shí)。由于逃稅治理與稅收優(yōu)惠落實(shí)均能影響企業(yè)增值稅有效稅率的分布，這兩種機(jī)制在資源配置效率的決定過程中可能發(fā)揮互補(bǔ)或替代作用。為了檢驗(yàn)逃稅治理與稅收優(yōu)惠落實(shí)的影響機(jī)制，本文分別將企業(yè)是否補(bǔ)繳增值稅和是否享受稅收優(yōu)惠作為因變量，在企業(yè)層面估計(jì)金稅三期工程對(duì)高低稅率組的異質(zhì)性影響。

表4第（5）列結(jié)果顯示，金稅三期工程有效發(fā)揮了逃稅治理的作用，顯著降低了企業(yè)事后補(bǔ)繳增值稅的概率。GTP 的系數(shù)為-0.068，說明低稅率組企業(yè)的逃稅查補(bǔ)概率下降了6.8%;交乘項(xiàng)的系數(shù)顯著為0.016，說明金稅三期工程使高稅率組企業(yè)的逃稅查補(bǔ)概率下降了5.2%。與高稅率組企業(yè)相比，金稅三期工程的逃稅治理作用在低稅率組的效果更強(qiáng)。企業(yè)在金稅三期工程實(shí)施前的增值稅有效稅率較低，可能是由于稅收征管強(qiáng)度不足，企業(yè)選擇較高的逃稅程度所致。因此，金稅三期工程的逃稅治理效應(yīng)具體表現(xiàn)為，顯著提高了低稅率企業(yè)的有效稅率，并降低了其事后補(bǔ)繳的概率。在逃稅治理效應(yīng)的作用下，行業(yè)內(nèi)企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度下降，資源配置效率提高。

表4第（6）列結(jié)果顯示，金稅三期工程顯著提高了高稅率組企業(yè)的稅收優(yōu)惠落實(shí)情況，而對(duì)低稅率組企業(yè)的影響不顯著。GTP 的估計(jì)系數(shù)不顯著，說明金稅三期工程并未提高低稅率組企業(yè)獲得稅收優(yōu)惠的概率;交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明金稅三期工程更大程度地促進(jìn)了稅收優(yōu)惠政策在高稅率組企業(yè)的落實(shí)。在金稅三期工程實(shí)施前，由于企業(yè)不了解稅收優(yōu)惠政策或申請(qǐng)流程復(fù)雜，許多符合優(yōu)惠資格的企業(yè)未能獲得減免優(yōu)惠[12]。由于金稅三期工程更大程度地提高了高稅率組企業(yè)獲取稅收優(yōu)惠的概率，稅收優(yōu)惠落實(shí)的影響機(jī)制降低了企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度，糾正了有效稅率差異導(dǎo)致的資源錯(cuò)配。稅收優(yōu)惠落實(shí)與逃稅治理的影響機(jī)制具有協(xié)同互補(bǔ)作用[26]，能夠共同促進(jìn)行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的資源配置效率和行業(yè)加總生產(chǎn)率的提高。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.多時(shí)點(diǎn)雙重差分法的估計(jì)偏誤

考慮到金稅三期工程在各地區(qū)的實(shí)施時(shí)間不同，多時(shí)點(diǎn)雙重差分法是本文評(píng)估政策效果的最合適方法。然而，由于可能存在異質(zhì)性處理效應(yīng)，將處理組樣本在政策實(shí)施前作為對(duì)照組，可能出現(xiàn)“負(fù)權(quán)重”問題，從而導(dǎo)致多時(shí)點(diǎn)雙重差分方法產(chǎn)生估計(jì)偏誤[27]。為了檢驗(yàn)可能存在的估計(jì)偏誤，本文采用Goodman-Bacon方法對(duì)政策處理效應(yīng)進(jìn)行分解，結(jié)果發(fā)現(xiàn)僅有2%的政策效果來源于后期處理組與已受處理的早期觀測(cè)組之間的差異。此外，本文采用Sun等[28]提出的估計(jì)方法對(duì)可能存在的估計(jì)偏誤進(jìn)行修正，驗(yàn)證了估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。

2.安慰劑檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)其他潛在不可觀測(cè)因素是否對(duì)模型識(shí)別產(chǎn)生影響，本文采用隨機(jī)生成處理組的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體做法是隨機(jī)打亂GTP 變量的取值，生成偽處理組，再對(duì)式（14）進(jìn)行重新估計(jì)。將上述隨機(jī)分配過程重復(fù)1 000次，獲得每次估計(jì)得到的GTP 估計(jì)系數(shù)及其相應(yīng)的顯著性水平。若式（14）不存在設(shè)定偏誤，則根據(jù)隨機(jī)分配得到的偽處理變量的估計(jì)系數(shù)應(yīng)不顯著。圖5結(jié)果顯示，偽處理變量的估計(jì)系數(shù)集中在0附近，遠(yuǎn)大于真實(shí)的估計(jì)系數(shù)（基本結(jié)果中的估計(jì)系數(shù)為-0.032），且顯著性水平（P 值）普遍高于10%，說明偽處理變量的估計(jì)系數(shù)普遍不顯著。安慰劑檢驗(yàn)的結(jié)果表明，本文模型設(shè)置合理。

3.關(guān)鍵變量再度量

在基準(zhǔn)模型中，本文采用Chen等[17]的方法估計(jì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并使用泰爾指數(shù)與變異系數(shù)測(cè)量企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度。為排除指標(biāo)測(cè)算方式對(duì)結(jié)果的影響，本文調(diào)整生產(chǎn)率估算方法，采用OP方法重新估計(jì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并進(jìn)一步使用標(biāo)準(zhǔn)差與90%和10%分位數(shù)差衡量行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度。此外，本文使用基于增加值的計(jì)算方法，重新定義企業(yè)增值稅有效稅率為企業(yè)實(shí)際繳納增值稅與增加值的比率。由于2015年全國稅收調(diào)查數(shù)據(jù)未披露增加值指標(biāo)，故穩(wěn)健性檢驗(yàn)中僅考慮政策在2013與2014年實(shí)施的效果。結(jié)果表明，在替換核心變量后，研究結(jié)論仍保持穩(wěn)健，即金稅三期工程仍顯著降低了行業(yè)內(nèi)企業(yè)間的生產(chǎn)率離散程度與增值稅有效稅率離散程度。

4.排除競(jìng)爭(zhēng)性政策

回顧中國增值稅改革歷程，與金稅三期工程同期進(jìn)行的相關(guān)政策還包括營(yíng)業(yè)稅改增值稅（“營(yíng)改增”）和小微企業(yè)增值稅免征政策?！盃I(yíng)改增”政策在2012—2016年期間在行業(yè)與地區(qū)范圍內(nèi)逐步推開，雖然“營(yíng)改增”改革主要針對(duì)的是服務(wù)業(yè)，但可能通過增值稅抵扣對(duì)下游制造業(yè)產(chǎn)生影響。為了排除“營(yíng)改增”政策的干擾，本文參考李艷等[13]的做法，在模型中引入“營(yíng)改增”對(duì)行業(yè)影響程度的控制變量，利用2007年投入產(chǎn)出表，計(jì)算中國制造業(yè)各行業(yè)中來源于“營(yíng)改增”試點(diǎn)行業(yè)的中間投入品占比（BTV），并在模型中引入這一指標(biāo)與時(shí)間趨勢(shì)的交乘項(xiàng)，以控制“營(yíng)改增”政策隨時(shí)間變化的在不同行業(yè)上的效果差異。結(jié)果表明，在控制“營(yíng)改增”政策的影響后，研究結(jié)論仍保持不變，即金稅三期工程顯著降低了企業(yè)生產(chǎn)率離散程度與增值稅有效稅率離散程度，對(duì)企業(yè)增值稅有效稅率的影響表現(xiàn)出“低升高降”的結(jié)構(gòu)性調(diào)整特征。為扶持小微企業(yè)發(fā)展，2013年中國出臺(tái)了《關(guān)于暫免征收部分小微企業(yè)增值稅和營(yíng)業(yè)稅的通知》，對(duì)銷售收入低于一定臨界值的小規(guī)模納稅人免征增值稅。由于增值稅稅收優(yōu)惠政策會(huì)直接影響企業(yè)增值稅有效稅率的分布，對(duì)本文的識(shí)別帶來影響。因此，本文通過剔除受增值稅免征政策影響的企業(yè)，檢驗(yàn)研究結(jié)論的穩(wěn)健性。結(jié)果顯示，在剔除受增值稅免征政策影響的企業(yè)樣本后，本文主要結(jié)論仍保持穩(wěn)健。

5.排除企業(yè)進(jìn)入與退出市場(chǎng)的影響

稅收征管也可能通過影響企業(yè)進(jìn)入與退出市場(chǎng)，導(dǎo)致增值稅有效稅率的離散程度發(fā)生變化，最終影響資源再配置。然而，由于稅收調(diào)查數(shù)據(jù)的收集采用分層抽樣方法，每年進(jìn)入調(diào)查范圍的樣本具有一定的隨機(jī)性，企業(yè)進(jìn)入與退出統(tǒng)計(jì)范圍并不等同于進(jìn)入與退出市場(chǎng)。因此，本文難以檢驗(yàn)金稅三期工程對(duì)企業(yè)進(jìn)入與退出市場(chǎng)的影響。為避免企業(yè)進(jìn)入與退出市場(chǎng)對(duì)本文研究結(jié)論的影響，本文將樣本限定在政策實(shí)施前后均存在于樣本中的在位企業(yè)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金稅三期工程顯著降低了在位企業(yè)的增值稅有效稅率差異與生產(chǎn)率離散程度，證明本文主要結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、結(jié)論與啟示

減少稅收對(duì)市場(chǎng)機(jī)制的扭曲，一直是中國稅收征管制度改革的重點(diǎn)。增值稅作為中國的第一大稅種，盡管經(jīng)歷了一系列改革后，但仍存在征管強(qiáng)度不統(tǒng)一的問題，導(dǎo)致同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)的有效稅率存在較大差異。企業(yè)的有效稅率內(nèi)生于政府稅收征管與企業(yè)逃稅行為，稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一是企業(yè)有效稅率差異的重要原因。通過將稅收征管與企業(yè)逃稅行為引入資源錯(cuò)配的分析框架，理論分析發(fā)現(xiàn)：企業(yè)面對(duì)的稅收征管強(qiáng)度差異越大，企業(yè)有效稅率與全要素生產(chǎn)率的分布越離散，資源配置效率越低，生產(chǎn)率損失越嚴(yán)重。稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一帶來企業(yè)有效稅率差異，最終導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)的資源錯(cuò)配與生產(chǎn)率損失。

本文基于2011—2015年中國全國企業(yè)稅收調(diào)查數(shù)據(jù)，利用金稅三期工程對(duì)稅收征管的外生沖擊，實(shí)證檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)有三個(gè)方面。第一，金稅三期工程顯著降低了行業(yè)內(nèi)企業(yè)生產(chǎn)率的離散程度，提升了企業(yè)間的資源配置效率。第二，企業(yè)間增值稅有效稅率的差異下降是金稅三期工程改善資源配置效率的重要機(jī)制。金稅三期工程顯著降低了企業(yè)增值稅有效稅率的差異，企業(yè)增值稅有效稅率的離散程度與生產(chǎn)率離散程度高度正相關(guān)。第三，在企業(yè)有效稅率的結(jié)構(gòu)性調(diào)整以及逃稅治理與優(yōu)惠落實(shí)的協(xié)同作用下，企業(yè)有效稅率的離散程度下降，資源配置效應(yīng)提升。值得注意的是，本文認(rèn)為稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一導(dǎo)致資源錯(cuò)配，但并不意味著統(tǒng)一稅率就必然是有效的。例如，在研發(fā)創(chuàng)新或環(huán)境污染等具有外部性的領(lǐng)域，為了糾正外部性導(dǎo)致的市場(chǎng)失靈，根據(jù)外部性大小制定差別稅率反而是有效的。在實(shí)踐中，稅收征管需要兼顧公平與效率原則，同時(shí)還要考慮稅收征管的成本。本文研究的稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一與增值稅有效稅率差異是在法定稅率相同的細(xì)分行業(yè)內(nèi)部。在這些細(xì)分行業(yè)內(nèi)部，企業(yè)的有效稅率本應(yīng)相等，但由于征管強(qiáng)度不統(tǒng)一與企業(yè)逃稅行為，導(dǎo)致有效稅率差異，進(jìn)而造成資源錯(cuò)配與生產(chǎn)率損失。本文的研究結(jié)論對(duì)于完善中國的稅收征管制度具有如下政策啟示：

第一，持續(xù)推進(jìn)稅收征管制度改革，立足稅務(wù)實(shí)踐，針對(duì)性解決導(dǎo)致征管強(qiáng)度不統(tǒng)一的具體問題。稅收征管強(qiáng)度的統(tǒng)一化是減少企業(yè)有效稅率差異、縮小有效稅率與法定稅率差距的關(guān)鍵。政府稅收征管能力不足、征管流程不規(guī)范，以及稅收競(jìng)爭(zhēng)、腐敗等問題，都可能是造成稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一的原因。稅收征管制度改革將致力于消除導(dǎo)致稅收征管強(qiáng)度不統(tǒng)一的因素，優(yōu)化企業(yè)間稅負(fù)公平與資源配置效率。

第二，進(jìn)一步推進(jìn)稅收征管數(shù)字化建設(shè)與轉(zhuǎn)型升級(jí)，加快“智慧稅務(wù)”建設(shè)。大數(shù)據(jù)與人工智能技術(shù)在稅收征管中的應(yīng)用，有效提高了政府稅收征管能力，減少了有效稅率差異導(dǎo)致的資源錯(cuò)配。作為金稅三期工程的延續(xù)，中國正在部署的金稅四期（“智慧稅務(wù)”）工程，將進(jìn)一步提升政府稅收征管的數(shù)字化與智能化水平，實(shí)現(xiàn)“以數(shù)治稅”。稅務(wù)部門需充分利用新型數(shù)字監(jiān)管技術(shù)，加大數(shù)字技術(shù)型稅務(wù)人才培養(yǎng)力度，依托數(shù)字平臺(tái)與監(jiān)管系統(tǒng)，實(shí)現(xiàn)涉稅風(fēng)險(xiǎn)的有效防范與稅收優(yōu)惠的全面落實(shí)，提高稅收征管能力與統(tǒng)一性。

參考文獻(xiàn)：

［1］HSIEH"C"T，"KLENOW"P"J."Misallocation"and"manufacturing"TFP"in"China"and"India[J].The"Quarterly"Journal"of"Economics，"2009，"124（4）："14031448.

[2]"RESTUCCIA"D，"ROGERSON"R."Misallocation"and"productivity[J].Review"of"Economic"Dynamics，2013，16（1）：110.

[3]陳曉光.增值稅有效稅率差異與效率損失：兼議對(duì)“營(yíng)改增”的啟示[J].中國社會(huì)科學(xué)，2013（8）：6784.

[4]蔣為.增值稅扭曲、生產(chǎn)率分布與資源誤置[J].世界經(jīng)濟(jì)，2016（5）：5477.

[5]劉柏惠，寇恩惠，楊龍見.增值稅多檔稅率、資源誤置與全要素生產(chǎn)率損失[J].經(jīng)濟(jì)研究，2019（5）：113128.

[6]馮闊，唐宜紅.增值稅多檔稅率、出口退稅與國際經(jīng)濟(jì)效應(yīng)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2021（5）：5874.

[7]范子英，田彬彬.稅收競(jìng)爭(zhēng)、稅收?qǐng)?zhí)法與企業(yè)避稅[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（9）：99111.

[8]付朝干，李增福.腐敗治理、稅收?qǐng)?zhí)法與民營(yíng)企業(yè)避稅[J].財(cái)經(jīng)研究，2018（11）：4760.

[9]許憲春，許英杰.政府稅收與國民收入分配[J].西安交通大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2022（4）：19.[ZK）]

[10]張克中，歐陽潔，李文健.緣何“減稅難降負(fù)”：信息技術(shù)、征稅能力與企業(yè)逃稅[J].經(jīng)濟(jì)研究，2020（3）：116132.

[11]"LI"J"J，"WANG"X，"WU"Y"P."Can"government"improve"tax"compliance"by"adopting"advanced"information"technology？"Evidence"from"the"Golden"Tax"Project"III"in"China[J].Economic"Modelling，"2020，93：384397.

[12]樊勇，李昊楠.稅收征管、納稅遵從與稅收優(yōu)惠：對(duì)金稅三期工程的政策效應(yīng)評(píng)估[J].財(cái)貿(mào)經(jīng)濟(jì)，2020（5）：5166.

[13]李艷，楊婉昕，陳斌開.稅收征管、稅負(fù)水平與稅負(fù)公平[J].中國工業(yè)經(jīng)濟(jì)，2020（11）：2441.

[14]"DEMIR"B，"JAVORCIK"B."Trade"policy"changes，"tax"evasion"and"Benford’s"law[J].Journal"of"Development"Economics，2020，144：102456.

[15]"OLLEY"G"S，"PAKES"A."The"dynamics"of"productivity"in"the"telecommunications"equipment"industry[J].Econometrica，1996，64（6）：12631297.

[16]"LEVINSOHN"J，"PETRIN"A."Estimating"production"functions"using"inputs"to"control"for"unobservables[J].Review"of"Economic"Studies，2003，70（2）：317341.

[17]"CHEN"Z，"LIU"Z"K，"SERRATO"S"J"C，"et"al."Notching"Ramp;D"investment"with"corporate"income"tax"cuts"in"China[J].American"Economic"Review，2021，111（7）：20652100.

[18]劉啟仁，黃建忠.企業(yè)稅負(fù)如何影響資源配置效率[J].世界經(jīng)濟(jì)，2018（1）：78100.

[19]"CHEN"S"X."The"effect"of"a"fiscal"squeeze"on"tax"enforcement："evidence"from"anbsp;natural"experiment"in"China[J].Journal"of"Public"Economics，2017，147：6276.

[20]"SYVERSON"C."What"determines"productivity？[J].Journal"of"Economic"Literature，2011，49（2）：326365.

[21]林毅夫，李志赟.中國的國有企業(yè)與金融體制改革[J].經(jīng)濟(jì)學(xué)（季刊），2005（3）：913936.

[22]孫浦陽，蔣為，張龑.產(chǎn)品替代性與生產(chǎn)率分布：基于中國制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)的實(shí)證[J].經(jīng)濟(jì)研究，2013（4）：3042.

[23]"MELITZ"M"J."The"impact"of"trade"on"intraindustry"reallocations"and"aggregate"industry"productivity[J].Econometrica，2003，71（6）：16951725.

[24]王小魯，胡李鵬，樊綱.中國分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告（2021）[M].北京：社會(huì)科學(xué)文獻(xiàn)出版社，2021：223224.

[25]聶輝華，賈瑞雪.中國制造業(yè)企業(yè)生產(chǎn)率與資源誤置[J].世界經(jīng)濟(jì)，2011（7）：2742.

[26]"張彤.企業(yè)所得稅間接優(yōu)惠與納稅遵從度[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2023（1）：130140.

[27]"GOODMANBACON"A."Differenceindifferences"with"variation"in"treatment"timing[J].Journal"of"Econometrics，2021，225（2）：254277.

[28]"SUN"L"Y，"ABRAHAM"S."Estimating"dynamic"treatment"effects"in"event"studies"with"heterogeneous"treatment"effects[J].Journal"of"Econometrics，2021，225（2）：175199.ADDINEN.REFLIST

編輯：鄭雅妮，高原