中圖分類號(hào)：F812.422 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：2095-1280（2025）02-0066-15

內(nèi)容提要：數(shù)字化和信息化深度融合促使很多經(jīng)濟(jì)活動(dòng)轉(zhuǎn)到線上，以網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式為代表的新業(yè)態(tài)不斷發(fā)展，由此帶來網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅問題。文章從非法人經(jīng)營主體視角分析網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式是否更容易避稅，并利用CHFS數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn)，非法人經(jīng)營主體通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營使其稅收負(fù)擔(dān)降低 3.334% ，這一結(jié)論經(jīng)過內(nèi)生性處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。基于經(jīng)營者個(gè)人特質(zhì)的異質(zhì)性分析顯示，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)在較高年齡和較低受教育水平的經(jīng)營者中更顯著?；诙惙N的分析顯示，經(jīng)營主體更愿意通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營規(guī)避個(gè)人所得稅。機(jī)制檢驗(yàn)表明，稅收征管強(qiáng)度和市場規(guī)范程度能夠強(qiáng)化網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)。拓展性分析發(fā)現(xiàn)，非法人經(jīng)營主體會(huì)因?qū)嶓w經(jīng)營稅負(fù)更重、經(jīng)營項(xiàng)目面臨資金約束以及主動(dòng)涉足工商業(yè)經(jīng)營等動(dòng)機(jī)選擇通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅。為進(jìn)一步提高網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收治理能力，要在持續(xù)發(fā)展數(shù)字經(jīng)濟(jì)的基礎(chǔ)上，結(jié)合網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營特點(diǎn)來完善我國現(xiàn)行稅制，加強(qiáng)稅收征管。

一、引言與文獻(xiàn)回顧

數(shù)字經(jīng)濟(jì)以信息技術(shù)使用和數(shù)據(jù)要素價(jià)值顯化為特點(diǎn)，正在深刻重塑傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)運(yùn)行方式。在交易端，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)為以信息技術(shù)為支撐、數(shù)字化平臺(tái)為依托的網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式逐漸崛起。根據(jù)國家統(tǒng)計(jì)局報(bào)告，2023年底，我國網(wǎng)民規(guī)模達(dá)到10.92億人，其中參與網(wǎng)絡(luò)購物的網(wǎng)民為9.15億人，當(dāng)年實(shí)物商品網(wǎng)上零售額占社會(huì)消費(fèi)品零售總額的比重達(dá)到 27.6%^① 。受益于信息技術(shù)發(fā)展，產(chǎn)品價(jià)值流轉(zhuǎn)的各個(gè)環(huán)節(jié)都可以通過線上渠道實(shí)現(xiàn)，而數(shù)據(jù)要素的介入使得小型化、專業(yè)化經(jīng)營主體獲得生存空間和競爭優(yōu)勢（裴長洪等，2018）。經(jīng)濟(jì)運(yùn)行方式的轉(zhuǎn)變也影響著國家治理能力的提升和治理體系的優(yōu)化。

稅收是現(xiàn)代國家財(cái)政收入的主要來源，高效的稅收治理要以充分的稅收收入為基礎(chǔ)。偷漏稅引發(fā)的稅款流失不僅弱化稅收治理效能，其本身也暴露了政府稅收治理的短板。實(shí)踐中，經(jīng)營主體偷逃稅款的心理動(dòng)機(jī)較為強(qiáng)烈，避稅行為也非常普遍（埃里?！た讫R勒，2012）。全球范圍看，跨國企業(yè)利用稅收規(guī)則規(guī)避稅款已成為各國稅收治理難以突破的頑疾，而我國偷漏稅現(xiàn)象同樣不容忽視。

2023年，稅務(wù)部門共依法查處涉嫌違法納稅人13.5萬戶①，應(yīng)征未征個(gè)人所得稅、消費(fèi)稅、房產(chǎn)稅、增值稅等造成中央財(cái)政損失449.42億元②。近年來，我國不斷加大對數(shù)字經(jīng)濟(jì)新業(yè)態(tài)相關(guān)經(jīng)營主體的稅務(wù)稽查力度，查處了一批惡意避稅的個(gè)人和企業(yè)，對我國嚴(yán)肅稅收法紀(jì)，提高稅收治理效能起到積極作用，但仍有大量經(jīng)濟(jì)利益游離在稅法監(jiān)管之外。究其原因，建立在工業(yè)經(jīng)濟(jì)背景下的稅收制度以及稅收征管模式難以適應(yīng)數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代稅收治理的特點(diǎn)（王雍君，2024）。那么，綜合來看，當(dāng)前我國數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展到底是加重還是緩解了經(jīng)營主體的避稅行為？這是一個(gè)有待檢驗(yàn)的實(shí)證問題，也是本文研究的緣起。本文聚焦非法人經(jīng)營主體的網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營行為，重在考察網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營是否更容易規(guī)避繳稅責(zé)任，與本文研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要有以下三類。

一是數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響稅收治理的理論研究。數(shù)字經(jīng)濟(jì)以數(shù)據(jù)資源為關(guān)鍵要素，以現(xiàn)代信息網(wǎng)絡(luò)為主要載體，在提高資源配置效率的基礎(chǔ)上深刻改變了傳統(tǒng)的價(jià)值創(chuàng)造、流轉(zhuǎn)和分配的模式（Goldfarb和Tucker，2019）。其一，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展充實(shí)稅源。產(chǎn)業(yè)數(shù)字化和數(shù)字產(chǎn)業(yè)化創(chuàng)造出豐富的國民財(cái)富，為國家稅收收入增長奠定基礎(chǔ)（蔡躍洲和牛新星，2021）。其二，數(shù)字經(jīng)濟(jì)改變稅收結(jié)構(gòu)。信息技術(shù)的使用和網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)的搭建降低了交易成本，緩解了供需雙方的信息不對稱，打破了產(chǎn)品生產(chǎn)和交易的二八法則，促成市場分工的細(xì)化、專業(yè)化和非標(biāo)準(zhǔn)化。在這一過程中，基于價(jià)值單向多環(huán)節(jié)流轉(zhuǎn)的增值稅優(yōu)勢被壓縮，以企業(yè)法人為征稅對象的企業(yè)所得稅稅收增長乏力，而以自然人為納稅對象、以終端消費(fèi)或價(jià)值分配為稅基的稅種獲得較大潛力（蔣震，2022；楊昭和楊楊，2023）。其三，數(shù)字經(jīng)濟(jì)改變稅權(quán)分配。數(shù)字經(jīng)濟(jì)挑戰(zhàn)了稅權(quán)分配最常依據(jù)的來源地和目的地規(guī)則。不少研究關(guān)注數(shù)字化企業(yè)或數(shù)字化業(yè)務(wù)相關(guān)稅收的分配（張澤平，2015）；也有研究關(guān)注數(shù)字經(jīng)濟(jì)對國家內(nèi)部區(qū)域間稅權(quán)劃分的影響（王雍君，2020）。

二是數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響稅收征管的描述性研究。數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來的經(jīng)營主體和價(jià)值流轉(zhuǎn)的新特征導(dǎo)致現(xiàn)行稅制體系難以與之適應(yīng)，稅收征管的難度加大使得偷漏稅現(xiàn)象更加頻繁（周波和劉晶，2023；李香菊和付昭煜，2024）。與此同時(shí)，數(shù)字技術(shù)的使用既可以提高經(jīng)營主體的避稅能力，也可以提高稅務(wù)機(jī)關(guān)的稅收征管效率（Alm，2021；蔡昌和郭俊杉，2023）。依托于網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)的線上經(jīng)營是數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代的重要產(chǎn)物（Karimi和Walter，2015）?，F(xiàn)有研究基于數(shù)字經(jīng)濟(jì)特別是平臺(tái)經(jīng)濟(jì)的特點(diǎn)指出，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營可能會(huì)加大稅收征管難度（周克清和李霞，2018）。

三是數(shù)字經(jīng)濟(jì)影響企業(yè)避稅的實(shí)證研究。近幾年，逐漸有學(xué)者采用宏微觀數(shù)據(jù)就數(shù)字經(jīng)濟(jì)下的企業(yè)避稅問題開展實(shí)證分析。研究范式有兩種：一是聚焦企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型，研究數(shù)字化轉(zhuǎn)型是否增加了企業(yè)避稅。研究結(jié)果顯示，數(shù)字化轉(zhuǎn)型顯著降低了企業(yè)所得稅負(fù)擔(dān)（陳凱和楊亞平，2023）；也有研究得出相反結(jié)論，指出數(shù)字化轉(zhuǎn)型通過提高企業(yè)治理效能抑制企業(yè)避稅（張萌等，2022）。二是直接分析數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展對企業(yè)避稅的影響。張乾等（2022）基于電子商務(wù)示范城市創(chuàng)建的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)、童光輝和楊澄逸（2024）構(gòu)建數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)，回歸分析的結(jié)果都表明數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展促進(jìn)了企業(yè)避稅。Han（2020）則采用電子商務(wù)交易數(shù)據(jù)估算得出2004—2017年我國電子商務(wù)造成的稅收損失規(guī)模逐年增加。

綜上，現(xiàn)有研究從理論上闡述了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對稅收治理帶來的沖擊，分析了數(shù)字經(jīng)濟(jì)對稅收征管的雙重影響，并實(shí)證檢驗(yàn)了數(shù)字經(jīng)濟(jì)是否會(huì)加重企業(yè)避稅。但是，相較于理論研究和現(xiàn)象描述，現(xiàn)有實(shí)證文獻(xiàn)存在以下推進(jìn)空間。

一是研究對象上，既有文獻(xiàn)關(guān)注對象是企業(yè)法人特別是大中型企業(yè)，且企業(yè)層面的數(shù)據(jù)基本上都來源于A股上市公司，忽略了占據(jù)我國經(jīng)營主體數(shù)量三分之二以上的非法人經(jīng)營主體①。雖然目前非法人經(jīng)營主體貢獻(xiàn)的稅收收入比重不高，但隨著數(shù)據(jù)要素潛能的釋放，經(jīng)由平臺(tái)支撐的大數(shù)據(jù)算法可部分代替工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代企業(yè)家需要具備的計(jì)劃、組織、協(xié)調(diào)、控制等管理才能，“企業(yè)家”準(zhǔn)入門檻降低，價(jià)值轉(zhuǎn)移的單向性和不可重復(fù)性被顛覆，小型化、專業(yè)化經(jīng)營主體價(jià)值創(chuàng)造潛能被不斷釋放。研究數(shù)字經(jīng)濟(jì)時(shí)代非法人經(jīng)營主體的避稅行為對于我國完善稅收制度、優(yōu)化稅收治理具有重要現(xiàn)實(shí)意義。二是在研究視角上，既有文獻(xiàn)主要從企業(yè)數(shù)字化轉(zhuǎn)型或地區(qū)數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展視角定義數(shù)字經(jīng)濟(jì)，并未直接考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)對經(jīng)營模式的影響。本文以經(jīng)營主體是否參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營代表其對數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的回應(yīng)，視角更加直觀。三是在研究稅種上，既有實(shí)證文獻(xiàn)基本都關(guān)注企業(yè)所得稅，忽略了其他稅種。數(shù)字經(jīng)濟(jì)對稅收征管的沖擊是全方位的，并不僅限于企業(yè)所得稅，僅C2C 電商在我國少繳納的個(gè)人所得稅和增值稅2018年可能就已經(jīng)超過了1000億元②。本文嘗試采用中國家庭金融調(diào)查與研究中心（CHFS）關(guān)于家戶生產(chǎn)經(jīng)營行為的微觀調(diào)研數(shù)據(jù)檢驗(yàn)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營是否有助于非法人經(jīng)營主體規(guī)避商品稅（增值稅或營業(yè)稅）和個(gè)人所得稅，是對既有研究在研究對象、研究視角和研究稅種方面的拓展。

二、理論機(jī)理與研究假說

根據(jù)經(jīng)典A-S模型，納稅人的稅收遵從度取決于避稅的成本與收益對比（A1lingham和Sandmo，1972）。避稅的直接收益即是少繳納的稅款，成本則是納稅人因少繳納稅款而付出的代價(jià)。網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營依托互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)開展市場活動(dòng)，具有虛擬性、隱蔽性、分散性、跨區(qū)域性等特點(diǎn)。這些特點(diǎn)一方面導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營稅制要素模糊難以確定，按照現(xiàn)行稅制難以明確歸類并計(jì)稅的情形越來越普遍，另一方面也會(huì)加大稅務(wù)機(jī)關(guān)稅收征管難度（岳樹民等，2024）。對納稅人而言，針對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅行為因稅制漏洞和征管困難而具有較高收益和較低稅收籌劃及違法處罰成本。數(shù)字技術(shù)進(jìn)步也有可能提高稅務(wù)機(jī)關(guān)的稅收征管能力進(jìn)而增加納稅人避稅成本。但是目前我國稅收征管過程中對數(shù)字技術(shù)的使用聚焦于大中型企業(yè)和高收入自然人，技術(shù)能力和硬軟件配套尚未廣泛應(yīng)用于非法人經(jīng)營主體，因而對于本文的研究對象影響并不大。并且本文從微觀層面展開研究，在回歸時(shí)控制了時(shí)間、個(gè)體和地區(qū)經(jīng)濟(jì)變量，因而在很大程度上規(guī)避了地區(qū)數(shù)字技術(shù)使用對經(jīng)營主體避稅的負(fù)效應(yīng)。綜上，本文提出假說H1：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式下，經(jīng)營主體更容易避稅。

稅收征管是影響納稅人避稅行為的重要因素。非法人經(jīng)營主體的稅收負(fù)擔(dān)主要體現(xiàn)在個(gè)人所得稅和商品稅，商品稅包括以多數(shù)小規(guī)模納稅人身份繳納的增值稅以及“營改增”之前的營業(yè)稅，這兩類稅的足額繳納都要求納稅人如實(shí)填報(bào)經(jīng)營收入。非法人經(jīng)營主體分布分散、數(shù)量龐雜且業(yè)務(wù)多樣，其出于避稅考慮會(huì)少報(bào)收入，稅務(wù)機(jī)關(guān)需要為此應(yīng)對龐雜的數(shù)據(jù)收集、核算和審計(jì)等工作，征管難度大，征稅成本高。網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營因其交易過程無需介入實(shí)體平臺(tái)而弱化納稅登記的效力，因其交易的隱蔽性和分散性更強(qiáng)而加大稅務(wù)機(jī)關(guān)交易識(shí)別的難度，因其交易行為涉及主體較多而加劇稅務(wù)機(jī)關(guān)的信息劣勢。從稅務(wù)實(shí)踐來看，隨著新經(jīng)濟(jì)業(yè)態(tài)的不斷涌現(xiàn)，現(xiàn)行商品稅和個(gè)人所得稅在網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營稅收征繳中的短板不斷凸顯，稅法建設(shè)的滯后性導(dǎo)致網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營稅務(wù)爭議較大，稅收征管有法難依甚至無法可依的情況越來越多，稅務(wù)機(jī)關(guān)被迫放松稅務(wù)管理。上述因素都表明針對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收征管更難，納稅人更容易避稅。綜上，本文提出假說H2：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式的稅收征管難度更大，因而強(qiáng)化了經(jīng)營主體的避稅行為。

可稅性理論指出，合意的交易行為和利益流入才能成為現(xiàn)實(shí)的稅源（張守文，2000）。只有法律明確規(guī)定或通過法律解釋的稅制要素才可成為納稅的依據(jù)（傅靖，2020），從事經(jīng)營活動(dòng)的主體進(jìn)行工商稅務(wù)登記是賦予經(jīng)營主體合法地位并據(jù)以納稅且享受政府服務(wù)的基礎(chǔ)。在經(jīng)營活動(dòng)中，遵循市場規(guī)范依法依規(guī)經(jīng)營獲得的經(jīng)營收益才可成為稅源。換言之，市場規(guī)范化程度越低，游離于法律規(guī)范之外的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)越多，不具備可稅性的潛在稅源也就越多。與實(shí)體經(jīng)營相比，針對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的市場規(guī)范仍處于起步階段，納稅主體、交易金額和適用稅則更難確定，收益的可稅性較差，納稅人更容易避稅。另外，規(guī)范有序的市場環(huán)境有利于網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營健康發(fā)展，從而助力政府公信力和納稅人對公共服務(wù)滿意度的提升，激發(fā)納稅遵從。市場環(huán)境越不規(guī)范，經(jīng)營主體為完成交易所付出的搜尋成本、信息成本和決策成本越高，為依法納稅所付出的制度性交易成本也越高，從而強(qiáng)化其避稅動(dòng)機(jī)。近些年網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營在我國發(fā)展迅速，但仍缺乏有效市場規(guī)范，納稅人避稅更普遍也更容易實(shí)現(xiàn)。綜上，本文提出假說H3：網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式的市場規(guī)范化程度更低，因而強(qiáng)化經(jīng)營主體的避稅行為。

三、實(shí)證模型、變量及描述性統(tǒng)計(jì)

（一）模型構(gòu)建

其中， i 標(biāo)識(shí)個(gè)體， t 標(biāo)識(shí)年份； tf_it 為個(gè)體 i 在年份 t 所繳納稅費(fèi)總額；network表示 i 個(gè)體在年份 t 是否參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營；系數(shù) β 表示經(jīng)營主體是否參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營對其納稅總額的影響力度與方向;X_it 表示一組控制變量； δ_i? λ_i 、 μ_ind 分別表示個(gè)體固定效應(yīng)、時(shí)間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)； δε_it 為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（二）數(shù)據(jù)來源

本文主要使用CHFS 的微觀面板數(shù)據(jù)。CHFS 由西南財(cái)經(jīng)大學(xué)中國家庭金融調(diào)查與研究中心實(shí)施，自2011年起每兩年開展一次調(diào)研，樣本范圍涉及全國29個(gè)省，全面搜集家庭收入和支出方面的信息，數(shù)據(jù)量大，代表性強(qiáng)，在學(xué)術(shù)研究中被廣泛使用。本文重點(diǎn)使用CHFS中關(guān)于家庭工商業(yè)經(jīng)營的數(shù)據(jù)，由于CHFS從2015年才開始搜集家庭工商業(yè)經(jīng)營模式（實(shí)體經(jīng)營或網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營）的數(shù)據(jù)，因此本文使用的是CHFS2015、CHFS2017和CHFS2019數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)清理過程包括保留只有一個(gè)工商業(yè)經(jīng)營項(xiàng)目的樣本，剔除工商業(yè)組織形式為股份有限公司或有限責(zé)任公司的樣本，刪除營業(yè)收入為0的樣本，剔除工商業(yè)經(jīng)營時(shí)間不足1年或超過50年的樣本，刪除繳納稅費(fèi)、總投資額和營業(yè)收入的極端值以及刪除缺漏值，最終獲得11270個(gè)樣本。

（三）變量說明和描述性統(tǒng)計(jì)

被解釋變量：稅費(fèi)總額。被解釋變量為納稅人所繳納的稅費(fèi)總額，對應(yīng)于問卷中的問題“去年，該項(xiàng)目繳納的稅費(fèi)總額是多少元？”。由表1可知，平均來看，納稅人繳納了6421元的稅費(fèi)，標(biāo)準(zhǔn)差超過3萬元，展現(xiàn)出工商業(yè)經(jīng)營較大的稅費(fèi)繳納差異。CHFS沒有具體詢問經(jīng)營項(xiàng)目具體繳納的稅費(fèi)種類，但此處的稅費(fèi)應(yīng)該主要是稅收而非政府收費(fèi)。一是從稅費(fèi)繳納事實(shí)看，政府的稅收收入遠(yuǎn)超行政事業(yè)性收費(fèi)。以本文數(shù)據(jù)采集年份涉及的2018年為例，2018年我國行政事業(yè)性收費(fèi)為3925億元，而稅收收入超過15萬億①，對應(yīng)到微觀層面，納稅人繳納的稅收也應(yīng)占據(jù)較大比例。特別是黨的十八大以來，我國持續(xù)進(jìn)行“放管服”改革，清理行政事業(yè)性收費(fèi)，各類經(jīng)營主體面臨的規(guī)費(fèi)負(fù)擔(dān)呈現(xiàn)下降趨勢，并且非法人經(jīng)營主體規(guī)模偏小，經(jīng)營可能涉及的政府收費(fèi)項(xiàng)目更少。二是對于經(jīng)營主體可能為雇員繳納社保費(fèi)用形成的費(fèi)用負(fù)擔(dān)，下文將驗(yàn)證這部分費(fèi)用是否被受訪者認(rèn)為是稅費(fèi)負(fù)擔(dān)并不影響基準(zhǔn)結(jié)論?？紤]到一部分經(jīng)營主體繳納的稅費(fèi)金額為0，在回歸時(shí)對所有稅費(fèi)總額加1再取對數(shù)。

核心解釋變量：是否參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營。核心解釋變量源自CHFS問卷中的問題：“目前，該項(xiàng)目的經(jīng)營形式是”，若受訪者回答的經(jīng)營形式中包括網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營，則“是否參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營”變量賦值為1，否則為0。表1可知， 8.25% 的工商業(yè)項(xiàng)目采用了網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的方式，說明在中小商戶中推行電子商務(wù)仍有較大發(fā)展空間。

控制變量：分別選取微觀層面和宏觀層面的控制變量。微觀層面控制變量如下：投資總額、資本總額、營業(yè)收入、是否盈利（虛擬變量，盈利設(shè)為1，否則設(shè)為0）、項(xiàng)目的組織形式（以虛擬變量表示項(xiàng)目的組織形式，如果項(xiàng)目組織形式為合伙企業(yè)、獨(dú)資企業(yè)、個(gè)體工商戶或者沒有正規(guī)組織形式，那么對應(yīng)的變量賦值為1，否則為0）。借鑒尹志超和吳子碩（2024）的做法，宏觀層面的控制變量如下：省級層面的人均地區(qū)生產(chǎn)總值、常住人口數(shù)、城鎮(zhèn)化率、第二產(chǎn)業(yè)占比、第三產(chǎn)業(yè)占比、一般公共預(yù)算支出?；貧w時(shí)所有連續(xù)性控制變量都取對數(shù)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸

按照（1）式采用面板固定效應(yīng)進(jìn)行OLS回歸，回歸結(jié)果見表2。其中列（1）控制了微觀層面的控制變量和個(gè)體固定效應(yīng)；列（2）在列（1）的基礎(chǔ)上加入了宏觀層面的控制變量；列（3）進(jìn)一步控制了行業(yè)固定效應(yīng)；列（4）同時(shí)控制了微觀和宏觀層面的控制變量、行業(yè)固定效應(yīng)、個(gè)體固定效應(yīng)及時(shí)間固定效應(yīng)。在四種不同的情況下，回歸結(jié)果都在 5% 的顯著性水平下顯著為負(fù)。

需要特別說明的是，對經(jīng)營主體、時(shí)間和行業(yè)的控制已經(jīng)在很大程度上控制了“營改增”對實(shí)證結(jié)果可能造成的干擾。以列（4）的回歸結(jié)果為基準(zhǔn)，與實(shí)體經(jīng)營相比，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收負(fù)擔(dān)要低3.334% ，假說H1得以初步證實(shí)。

（二）工具變量回歸

基準(zhǔn)回歸雖然支持網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營更容易避稅這一基本假設(shè)，但結(jié)果仍然可能受到內(nèi)生性問題的干擾。一是反向因果問題，宏觀上，稅收負(fù)擔(dān)本身也反映了當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)實(shí)力、公共產(chǎn)品和服務(wù)的供給能力以及政府對經(jīng)營主體的支持傾向等，進(jìn)而影響經(jīng)營決策（曹直和吳非，2023）。二是可能忽略了同時(shí)影響網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營行為和稅收負(fù)擔(dān)的重要變量。本文選用工具變量解決模型中可能存在的內(nèi)生性問題。采用該地級市除所關(guān)注的研究樣本之外，其他經(jīng)營主體是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的平均值作為該經(jīng)營主體是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的工具變量。一是該地區(qū)是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的平均值反映了該地區(qū)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)模式的選擇傾向，這與經(jīng)營主體是否采用網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式直接相關(guān)；二是該地區(qū)是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的平均值反映的是該地區(qū)經(jīng)營模式的整體情況，與單個(gè)經(jīng)營主體的避稅行為并不直接相關(guān)。

工具變量回歸第一階段的F值為64.423，通過弱工具變量檢驗(yàn)。表2列（5）匯報(bào)了工具變量的回歸結(jié)果?；貧w結(jié)果表明，是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營在 5% 的顯著性水平下依然對納稅人的稅費(fèi)總額具有顯著的負(fù)向影響，并且2SLS的回歸系數(shù)的絕對值高于OLS回歸系數(shù)的絕對值。也就是說，若不考慮內(nèi)生性問題，將會(huì)低估網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營對納稅人避稅行為的影響，假說H1的穩(wěn)健性得到保障。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.避稅的存在性檢驗(yàn)

本文以納稅人稅費(fèi)繳納金額衡量其避稅情況，一個(gè)可能的爭議是繳納的稅費(fèi)低并不一定是納稅人主觀避稅的結(jié)果。也就是說，基準(zhǔn)回歸結(jié)果僅僅支持網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營繳納的稅費(fèi)水平更低這一結(jié)論。網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主體是否真的主觀避稅仍需要檢驗(yàn)。實(shí)踐中，非法人經(jīng)營主體多為中小商戶，經(jīng)營業(yè)務(wù)較為簡單，財(cái)務(wù)建賬不健全，進(jìn)行稅收籌劃工具有限且能力偏弱，因此少報(bào)交易金額和應(yīng)納稅收入成為其規(guī)避稅款的主要方式。又由于經(jīng)營收入完全來源于交易金額，因此納稅人出于避稅考慮少報(bào)的交易額也可由少報(bào)的收入水平加以替代。國外有不少學(xué)者從這一思路出發(fā)考察非法人經(jīng)營主體的避稅行為。如 Engstrom和Holmlund（2009）研究發(fā)現(xiàn)，1999—2004年個(gè)體經(jīng)營者為規(guī)避稅款平均少報(bào)了 30% 的家庭收入，并且與法人企業(yè)相比，個(gè)體經(jīng)營者偷漏稅情況更為嚴(yán)重。Albarea等（2020）研究發(fā)現(xiàn)，自營職業(yè)收入和租金收入的大量瞞報(bào)導(dǎo)致意大利2011年損失了 13.5% 的個(gè)人所得稅。網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營使得非法人經(jīng)營主體更可能通過隱匿收入規(guī)避納稅責(zé)任。因此，如果證明網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主體確實(shí)瞞報(bào)了收入，就可佐證網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主體確實(shí)通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營實(shí)現(xiàn)了避稅。

借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文采用PW法（Pissarides和Weber，1989）檢驗(yàn)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主體是否瞞報(bào)收入。這一方法基于居民消費(fèi)理論考察微觀數(shù)據(jù)中家庭收入的瞞報(bào)情況，其底層邏輯在于：雖然家庭有隱瞞收入的動(dòng)機(jī)，但是其真實(shí)收入情況總會(huì)通過家庭的其他行為反映出來，而這一行為就是支出。相對于收入，家庭瞞報(bào)消費(fèi)的動(dòng)機(jī)較弱，特別是食品支出因較少涉及隱私，匯報(bào)金額最為準(zhǔn)確（白重恩等，2015）。恩格爾曲線揭示正常品的消費(fèi)隨著收入的增加而增加。根據(jù)這一規(guī)律，若相同收入的家庭有著明顯不同的食品消費(fèi)行為，當(dāng)家庭消費(fèi)與其收入來源無關(guān)時(shí)，則可斷定其中某一類家庭瞞報(bào)了真實(shí)收入。本文按照是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營將家庭分為兩類，假設(shè)所有家庭都真實(shí)匯報(bào)了食品消費(fèi)支出，那么按家庭類型報(bào)告的收入與食品支出關(guān)系之間的差異則可歸因于某類家庭瞞報(bào)收入。為驗(yàn)證避稅的存在性，將家庭的食品支出對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營進(jìn)行回歸，構(gòu)建模型（2）。

exp_it=α+βnetwork_it+γZ_it+δ_i+λ_t+ε_it

其中，exp代表家庭食品消費(fèi)水平， Z 代表家庭層面的控制變量，包括：家庭總收入（取對數(shù)）、總?cè)丝跀?shù)、小于16 歲的人口數(shù)、大于60 歲的人口數(shù)，戶主年齡、性別及受教育程度。

表3列（1）結(jié)果顯示，在控制了家庭收入和其他控制變量后，參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的家庭食品支出顯著高于不參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的家庭，表明其實(shí)際上應(yīng)該擁有更高的收入水平。表3列（2）將家庭食品支出拓展為生活必需品支出，可知網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營家庭的收入瞞報(bào)現(xiàn)象仍然存在。綜上，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅的存在性得證。

2.更換被解釋變量

考慮到不繳納任何稅費(fèi)的樣本較多，進(jìn)一步將被解釋變量設(shè)定為是否繳納稅費(fèi)（虛擬變量，繳納稅費(fèi)金額大于0設(shè)為1，否則設(shè)為0）。分別采用線性概率模型（LPM）進(jìn)行OLS回歸和Probit模型進(jìn)行極大似然回歸，以及選用工具變量后對應(yīng)采用2SLS回歸和Ivprobit回歸，結(jié)果見表4。列（1）和列（2）結(jié)果表明，無論采用線性概率模型還是Probit模型，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收負(fù)擔(dān)仍然明顯偏低。列（3）和列（4）表明，無論采用2SLS還是Ivprobit處理內(nèi)生性，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營對稅收負(fù)擔(dān)的負(fù)效應(yīng)仍然成立。

3.縮小樣本范圍

CHFS 數(shù)據(jù)并非嚴(yán)格的追蹤樣本，不同年份之間換樣以及擴(kuò)樣較為普遍，為最大限度保留信息的完整性和豐富性，基準(zhǔn)回歸采用的是非平衡面板數(shù)據(jù)。但非平衡面板數(shù)據(jù)可能因樣本選擇偏差導(dǎo)致回歸偏誤。為驗(yàn)證基準(zhǔn)回歸的穩(wěn)健性，只保留三期都追蹤到的樣本，將數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)換為平衡面板數(shù)據(jù)再進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸。表5列（1）和列（2）分別匯報(bào)了0LS和2SLS的回歸結(jié)果，可知網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營更有利于避稅的結(jié)論仍然成立。對比表2相應(yīng)情形下的回歸結(jié)果可知，采用平衡面板數(shù)據(jù)時(shí)，是否網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的回歸系數(shù)值更大，這說明持續(xù)經(jīng)營的工商戶通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營能規(guī)避更多的稅收負(fù)擔(dān)。

4.替換工具變量

為進(jìn)一步夯實(shí)內(nèi)生性處理的穩(wěn)健性，另外選取家庭是否網(wǎng)購作為工具變量（虛擬變量，網(wǎng)購設(shè)為1，否則設(shè)為0）。與不網(wǎng)購的家庭相比，網(wǎng)購的家庭更愿意接受電子商務(wù)，因而更有可能在家庭工商業(yè)項(xiàng)目中采用網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營，滿足相關(guān)性。但網(wǎng)購行為并不直接影響工商業(yè)活動(dòng)的避稅行為，也就是說家庭網(wǎng)購行為只會(huì)通過影響經(jīng)營項(xiàng)目模式選擇而影響經(jīng)營項(xiàng)目的稅收負(fù)擔(dān)，滿足排他性。分別基于全樣本和平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行2SLS回歸，結(jié)果見表5列（3）和列（4）。選用家庭是否網(wǎng)購作為工具變量通過了弱工具變量檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明，無論是全樣本還是平衡面板數(shù)據(jù)，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)仍然顯著。

5.替換解釋變量

網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營是數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展在交易模式方面的重要表征。本文考察網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)，底層機(jī)理是數(shù)字經(jīng)濟(jì)帶來的交易模式轉(zhuǎn)變沖擊了工業(yè)經(jīng)濟(jì)時(shí)代的稅收治理。為直接考察數(shù)字經(jīng)濟(jì)在非法人經(jīng)營主體中的避稅效應(yīng)，將基準(zhǔn)回歸中的解釋變量替換為地級市層面的數(shù)字經(jīng)濟(jì)水平①。根據(jù)模型（1）的回歸結(jié)果見表6。表6列（1）和列（2）分別展示了以稅費(fèi)負(fù)擔(dān)為被解釋變量的全樣本和平衡面板的回歸結(jié)果。列（3）和列（4）展示了以是否繳納稅費(fèi)的虛擬變量為被解釋變量的全樣本和平衡面板的回歸結(jié)果?？芍?，數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平越高，非市場經(jīng)營主體的稅收負(fù)擔(dān)越輕。數(shù)字經(jīng)濟(jì)的發(fā)展伴隨網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的崛起，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)仍然是在數(shù)字經(jīng)濟(jì)發(fā)展的整體框架中得以成立。

6.驗(yàn)證排他性

本文從兩個(gè)層面進(jìn)行排他性檢驗(yàn)。第一，排除社保費(fèi)用的影響。受數(shù)據(jù)所限，被解釋變量是稅費(fèi)總額，并未明確區(qū)分稅或費(fèi)。非法人經(jīng)營主體面臨的費(fèi)用負(fù)擔(dān)主要包括行政事業(yè)性收費(fèi)和為雇員繳納的社保費(fèi)。上文指出，非法人經(jīng)營主體行政事業(yè)性收費(fèi)負(fù)擔(dān)很低。因而本文被解釋變量數(shù)據(jù)最大的不確定在于受訪者對稅費(fèi)的認(rèn)知是否包括社保繳費(fèi)部分，如果受訪者普遍認(rèn)為稅費(fèi)負(fù)擔(dān)包含社保繳費(fèi)，并且是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營也會(huì)影響經(jīng)營者對員工的社保繳費(fèi)，那么基準(zhǔn)回歸捕捉到的就不僅是網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)。為排除這一顧慮，做如下處理。一是剔除經(jīng)營項(xiàng)目有雇員的樣本，無雇員工商戶不需要為員工繳納社保因而不存在此類負(fù)擔(dān)。OLS和2SLS回歸結(jié)果見表7列（1）和列（2），可知剔除有雇員的樣本（即剔除可能會(huì)受到社保繳費(fèi)干擾的樣本）后，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。二是根據(jù)經(jīng)營項(xiàng)目是否有雇員設(shè)置虛擬變量（有雇員設(shè)為1，否則設(shè)為0），解釋變量中加入是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營與是否有雇員的交互項(xiàng)，回歸結(jié)果見表7列（3），可知是否有雇員并不影響網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)。這些結(jié)果說明本文的研究受社保繳費(fèi)的影響不大，即網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營更容易避稅的結(jié)論依然成立。

第二，排除政府政策引導(dǎo)的影響。如果當(dāng)?shù)卣疄楣膭?lì)電子商務(wù)發(fā)展，對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主體實(shí)行稅收優(yōu)惠，那么基準(zhǔn)回歸觀測到的網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營面臨更低的稅收負(fù)擔(dān)就可能不僅是納稅人避稅的結(jié)果，還包括政府的政策優(yōu)惠。為排除這一顧慮，將被解釋變量替換為經(jīng)營項(xiàng)目是否享受到政府稅收優(yōu)惠（虛擬變量，享受了政府稅收優(yōu)惠政策設(shè)為1，否則設(shè)為0）并對是否網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營進(jìn)行回歸。由于只有 CHFS2019問卷涉及這一問題，此處只針對CHFS2019數(shù)據(jù)進(jìn)行截面回歸。結(jié)果見表7列（4），可知是否網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營對是否享受政府稅收優(yōu)惠政策并沒有顯著影響，說明網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的低稅負(fù)并不是由于政府傾向性的稅收優(yōu)惠政策所致。

（四）異質(zhì)性分析

1.經(jīng)營者個(gè)人特質(zhì)異質(zhì)性分析

非法人經(jīng)營主體經(jīng)營規(guī)模小，經(jīng)營決策往往由經(jīng)營者個(gè)人做出，因此網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)可能在不同特質(zhì)的經(jīng)營者中有不同的表現(xiàn)。為考察哪些經(jīng)營主體更愿意通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅，從兩個(gè)方面針對經(jīng)營者個(gè)人特質(zhì)進(jìn)行異質(zhì)性分析。一是經(jīng)營者年齡，根據(jù)經(jīng)營者年齡中位數(shù)（48歲）將樣本劃分為較低年齡組和較高年齡組；二是經(jīng)營者受教育水平，根據(jù)經(jīng)營者學(xué)歷是否達(dá)到初中水平將樣本劃分為三組，分別是低受教育水平組（學(xué)歷是初中以下）、較低受教育水平組（學(xué)歷是初中）及較高受教育水平組（學(xué)歷是高中及以上），分組回歸的結(jié)果見表8。表8列（1）和列（2）結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)在高年齡組顯著。表8列（3）、列（4）和列（5）結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)在低受教育水平組和高受教育水平組都不顯著，只在較低受教育水平組顯著為負(fù)。這可能是由于年齡大的經(jīng)營者和較低受教育水平的經(jīng)營者對我國稅收制度的了解較為有限，稅收法治理念較為淡薄，未能充分認(rèn)知依法納稅的重要性和偷逃稅款的嚴(yán)重后果。受教育程度過低的經(jīng)營者由于知識(shí)素養(yǎng)所限，采用網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅的能力不足。受教育程度較高的經(jīng)營者對納稅人的責(zé)任認(rèn)知相對客觀，也具備一定的稅收法治觀念，更愿意依法納稅。

2.網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅稅種分析

非法人經(jīng)營主體主要繳納商品稅（包括增值稅和“營改增”之前的營業(yè)稅）和個(gè)人所得稅，遺憾的是CHFS問卷并未追問經(jīng)營者納稅的具體稅種及金額。本文為詳細(xì)考察經(jīng)營者避稅在不同稅種中的表現(xiàn)，嘗試做如下兩類分組。一是根據(jù)小規(guī)模納稅人免征額的判定標(biāo)準(zhǔn)，按照年收入是否超過36萬元將經(jīng)營主體劃分為較低營業(yè)收入組和較高營業(yè)收入組。2019年之前，我國小規(guī)模納稅人的增值稅免征額（以及營業(yè)稅免征額）設(shè)定為月銷售額3萬元及以下，如此，年?duì)I業(yè)收入超過36萬元的經(jīng)營者，更有可能需要繳納商品稅，而年收入低于36萬元的經(jīng)營者面臨的稅收負(fù)擔(dān)更有可能集中在個(gè)人所得稅。二是按照經(jīng)營項(xiàng)目當(dāng)年是否盈利分為虧損組和盈利組。由于個(gè)人所得稅針對經(jīng)營項(xiàng)目的凈所得征收，因而虧損的項(xiàng)目被排除在個(gè)人所得稅繳稅范圍之外，但虧損的項(xiàng)目也有可能承擔(dān)商品稅。盈利的項(xiàng)目更有可能同時(shí)需要繳納個(gè)人所得稅和商品稅。分組回歸的結(jié)果見表9。列（1）和列（2）的結(jié)果表明，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)在較低營業(yè)收入組成立，這表明經(jīng)營者通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營更有可能少繳個(gè)人所得稅。列（3）和列（4）的結(jié)果表明，當(dāng)項(xiàng)目虧損時(shí)，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)不顯著。當(dāng)項(xiàng)目盈利時(shí)，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)才顯著。這也從側(cè)面反映出相對于商品稅，經(jīng)營者更愿意出于規(guī)避個(gè)人所得稅的目的選擇網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營。

五、機(jī)制檢驗(yàn)和拓展分析

（一）機(jī)制檢驗(yàn)

1．稅收征管機(jī)制

驗(yàn)證稅收征管機(jī)制的核心在于檢驗(yàn)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式是否會(huì)影響稅收征管。邏輯上，除了是否選擇網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營外，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的業(yè)務(wù)范圍、盈利情況等都是網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式的重要組成部分。地方政府的稅收征管能力往往是作為一個(gè)整體加以呈現(xiàn)，很難單獨(dú)測算具體稅種的稅收征管情況。因而，僅僅用微觀層面是否進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的虛擬變量驗(yàn)證宏觀層面的政府稅收征管水平會(huì)由于數(shù)據(jù)級別不匹配以及損失信息過多而難以捕捉。此外，由于網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收管理難度高，如果稅務(wù)機(jī)關(guān)稅收征管能力越強(qiáng)，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)就越弱。基于這一思路，將稅收征管作為調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)入基準(zhǔn)回歸并進(jìn)行驗(yàn)證，構(gòu)建模型（3）。

Δtf_it=α+βnetwork_it+θnetwork_it*teffort_it+γX_it+δ_i+λ_t+ε_it

其中，teffort代表稅收監(jiān)管強(qiáng)度，其余變量含義同模型（1），控制變量中額外加入了teffort。將稅收努力程度作為稅收監(jiān)管強(qiáng)度的代理變量，并采用稅柄法進(jìn)行測算。參考李言和雷紅（2021）以及解堊和孟婷（2022）的研究，將各省的總稅收收入作為被解釋變量，以人均地區(qū)生產(chǎn)總值、地區(qū)人口數(shù)、城鎮(zhèn)化率、CPI、第二產(chǎn)業(yè)占比和第三產(chǎn)業(yè)占比作為控制變量，同時(shí)控制省份和時(shí)間固定效應(yīng)。通過OLS回歸得到了各省潛在的總稅收收入，實(shí)際稅收收入與潛在稅收收入的比值即為稅收努力程度。

表10列（1）和列（2）分別展示了在全樣本回歸和平衡面板回歸中加入“是否網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營”與“稅收努力程度”的交互項(xiàng)后的結(jié)果。列（3）和列（4）則將各省的稅收努力程度替換為虛擬變量（稅收努力程度高于平均值設(shè)為1，否則設(shè)為0）進(jìn)行回歸。較高的稅收努力程度能夠有效抑制網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營中的避稅行為，即與實(shí)體經(jīng)營相比，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營更需要通過強(qiáng)化稅收征管和稅務(wù)稽查督促納稅人足額納稅，假說H2得以驗(yàn)證。

2.市場規(guī)范性機(jī)制

基于可稅性理論和征納雙方互動(dòng)可知，市場規(guī)范程度是影響納稅人稅收遵從的重要因素。網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營較低的市場規(guī)范性為經(jīng)營主體避稅創(chuàng)造了有利條件。換言之，市場規(guī)范性越強(qiáng)，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)越低。為驗(yàn)證這一機(jī)制，將市場規(guī)范程度作為調(diào)節(jié)效應(yīng)進(jìn)入基準(zhǔn)回歸并進(jìn)行驗(yàn)證，構(gòu)建模型（4）。

Δtf_it=α+βnetwork_it+ηnetwork_it*norma_it+γX_it+δ_i+λ_t+ε_it

norma代表市場規(guī)范化程度，其余變量含義同模型（1），控制變量中額外加入了norma。采用兩種方式衡量市場規(guī)范程度，一是考察各市未進(jìn)行工商登記的經(jīng)營主體數(shù)量（記為市場規(guī)范化程度1）。邏輯在于，進(jìn)行工商登記是經(jīng)營主體接受規(guī)范化市場管理的前提條件，未進(jìn)行工商登記的經(jīng)營主體數(shù)量越多，說明該地市場監(jiān)督管理水平越弱。規(guī)范有序的網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營對市場監(jiān)督管理的要求更高，較弱的市場監(jiān)督管理水平能強(qiáng)化網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的市場不規(guī)范程度。二是根據(jù)所在城市是否在相應(yīng)年份被選為國家電子商務(wù)示范城市設(shè)置虛擬變量（記為市場規(guī)范化程度2，是電子商務(wù)示范城市設(shè)為1，否則設(shè)為0）。2009年至今，我國先后三批選定若干城市授予國家電子商務(wù)示范城市榮譽(yù)稱號(hào)?！蛾P(guān)于開展國家電子商務(wù)示范城市創(chuàng)建工作的指導(dǎo)意見》指出，我國電子商務(wù)發(fā)展既存在前所未有的重大機(jī)遇，也面臨規(guī)范引導(dǎo)的嚴(yán)峻挑戰(zhàn)。國家電子商務(wù)示范城市在完善電子商務(wù)政策環(huán)境、健全電子商務(wù)支撐體系等方面起到引領(lǐng)作用。因此，國家電子商務(wù)示范城市總體上可以為網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營創(chuàng)造更加規(guī)范的市場秩序。

模型（4）的回歸結(jié)果見表11。列（1）和列（2）結(jié)果表明，經(jīng)營主體工商登記越不規(guī)范的地方，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)越明顯。列（3）和列（4）結(jié)果表明，國家電子商務(wù)示范城市的網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅效應(yīng)顯著受到抑制。究其原因，良好的市場秩序是激發(fā)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營活力、促進(jìn)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營發(fā)展、提高網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營收益的前提條件，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的持續(xù)健康發(fā)展會(huì)鼓勵(lì)經(jīng)營主體自覺納稅。與實(shí)體經(jīng)營相比，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的市場規(guī)范化程度明顯偏低，無論是強(qiáng)化工商登記制度還是針對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營改善市場秩序，都可以弱化納稅人通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅的動(dòng)機(jī)和實(shí)現(xiàn)可能性，假說H3得以驗(yàn)證。

（二）拓展性分析：經(jīng)營主體避稅的動(dòng)機(jī)

避稅與稅制體系、稅收征管以及市場環(huán)境密切相關(guān)，但具體的避稅行為是納稅人主動(dòng)選擇的結(jié)果（Slemrod，2007）。因此，納稅人避稅的動(dòng)機(jī)直接影響其避稅策略。經(jīng)營主體之所以選擇通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營少繳稅款，可能出于以下原因。一是納稅人意識(shí)到實(shí)體經(jīng)營的稅收負(fù)擔(dān)偏重，更愿意利用線上經(jīng)營的優(yōu)勢規(guī)避稅收負(fù)擔(dān)。二是由于避稅成功能增加項(xiàng)目運(yùn)營所需的資金，因而經(jīng)營者本身面臨的資金約束情況可能會(huì)影響其對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅策略的選擇。納稅人面臨越強(qiáng)的資金約束，越愿意通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅而達(dá)到放松資金約束的目的。三是經(jīng)營者最初決定從事工商業(yè)活動(dòng)的動(dòng)機(jī)也很重要。如果經(jīng)營者是出于自我實(shí)現(xiàn)的需求主動(dòng)從事工商業(yè)，鑒于新業(yè)態(tài)能帶來更豐厚的收益，經(jīng)營者更愿意進(jìn)行網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營，出于網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅成本較低、成功率較高的原因，經(jīng)營者更愿意通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營實(shí)現(xiàn)避稅。本文把上述三種動(dòng)機(jī)分別稱為直接動(dòng)機(jī)（實(shí)體經(jīng)營稅負(fù)更重）、間接動(dòng)機(jī)（經(jīng)營項(xiàng)目面臨資金約束）和深層動(dòng)機(jī)（主動(dòng)開展工商業(yè)經(jīng)營）。為考察經(jīng)營主體避稅動(dòng)機(jī)對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅效應(yīng)的影響，將這三大動(dòng)機(jī)作為調(diào)節(jié)效應(yīng)構(gòu)建模型（5）。

motivation分別代表各類避稅動(dòng)機(jī)，其余變量含義同模型（1），控制變量中額外加入了motivation。對于直接動(dòng)機(jī)，根據(jù)全樣本計(jì)算各地實(shí)體經(jīng)營的平均稅負(fù)水平來代表當(dāng)?shù)貙?shí)體經(jīng)營的稅收負(fù)擔(dān)（回歸時(shí)取對數(shù)）。對于間接動(dòng)機(jī)，以經(jīng)營項(xiàng)目是否有貸款需求（虛擬變量，有貸款需求設(shè)為1，否則設(shè)為0）反映經(jīng)營者的資金約束情況。對于深層動(dòng)機(jī)，根據(jù)CHFS問卷對應(yīng)題目將經(jīng)營主體從業(yè)動(dòng)機(jī)分為主動(dòng)從業(yè)和被動(dòng)從業(yè)兩類并設(shè)置虛擬變量（主動(dòng)從業(yè)設(shè)為1，否則設(shè)為0）①?；貧w結(jié)果見表12。

表12列（1）結(jié)果顯示，經(jīng)營者的確會(huì)出于稅負(fù)高低的考量選擇不同的經(jīng)營模式，當(dāng)實(shí)體經(jīng)營稅負(fù)越高，經(jīng)營者越愿意通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅。列（2）結(jié)果顯示，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)在有貸款需求的經(jīng)營主體中得到強(qiáng)化。這表明當(dāng)經(jīng)營主體面臨融資訴求卻缺乏融資渠道時(shí)，更有可能選擇網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營規(guī)避繳稅責(zé)任。列（3）結(jié)果顯示，主動(dòng)選擇從事工商業(yè)的經(jīng)營者更愿意通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營避稅。綜上，避稅動(dòng)機(jī)的檢驗(yàn)說明是否選擇通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營來避稅是納稅人主動(dòng)選擇的結(jié)果。

六、結(jié)論與政策啟示

伴隨數(shù)字經(jīng)濟(jì)的持續(xù)發(fā)展，基于互聯(lián)網(wǎng)的電子商務(wù)日益活躍，隨之而來的經(jīng)營主體征稅問題引起廣泛關(guān)注。無論法人企業(yè)還是非法人經(jīng)營主體，都有可能通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營規(guī)避繳稅責(zé)任。非法人經(jīng)營主體數(shù)量眾多，分布零散，財(cái)務(wù)建賬不健全，稅收負(fù)擔(dān)普遍偏低，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營模式進(jìn)一步拓寬其避稅空間。本文利用CHFS2015-2019的面板數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了非法人經(jīng)營主體參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營是否更容易避稅。研究結(jié)果表明：（1）參與網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的納稅人更容易避稅。與實(shí)體經(jīng)營相比，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收負(fù)擔(dān)要低 3.334% ，這一結(jié)論在充分考慮內(nèi)生性和穩(wěn)健性后依然成立。（2）基于經(jīng)營者個(gè)人特質(zhì)的異質(zhì)性分析顯示，網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)在較高年齡組和較低受教育水平組顯著。基于稅種異質(zhì)性分析顯示，經(jīng)營主體通過網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主要規(guī)避了個(gè)人所得稅稅收負(fù)擔(dān)。（3）機(jī)制檢驗(yàn)證實(shí)，較低的稅收征管強(qiáng)度和市場規(guī)范化程度強(qiáng)化了網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅效應(yīng)。（4）拓展性分析指出，經(jīng)營主體會(huì)出于直接動(dòng)機(jī)（實(shí)體經(jīng)營稅負(fù)更重）、間接動(dòng)機(jī)（經(jīng)營項(xiàng)目面臨資金約束）和深層動(dòng)機(jī)（主動(dòng)開展工商業(yè)經(jīng)營）選擇避稅。為提高網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營下的稅收治理能力，本文提出如下對策建議：

一是弱化網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的避稅動(dòng)機(jī)。發(fā)展普惠金融鼓勵(lì)拓寬非法人經(jīng)營主體的融資渠道，加大財(cái)政和產(chǎn)業(yè)支持力度，鼓勵(lì)非法人經(jīng)營主體擴(kuò)大及改善經(jīng)營。借助新媒體增強(qiáng)稅法宣傳，利用互聯(lián)網(wǎng)技術(shù)搭建稅務(wù)機(jī)關(guān)和納稅人的互動(dòng)平臺(tái)，提高納稅人納稅的主動(dòng)性、積極性和滿意度。二是持續(xù)優(yōu)化我國稅制體系。隨著數(shù)字經(jīng)濟(jì)的不斷發(fā)展，非法人經(jīng)營主體的稅源貢獻(xiàn)能力將不容忽視，相關(guān)稅制應(yīng)進(jìn)行適應(yīng)性調(diào)整。如個(gè)人所得稅的所得來源種類確定、經(jīng)營所得的認(rèn)定以及綜合所得的擴(kuò)圍等都應(yīng)充分考慮網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的特點(diǎn)。如增值稅要減并稅率，將小規(guī)模納稅人納入統(tǒng)一的抵扣鏈條，完善進(jìn)項(xiàng)稅額抵扣辦法。三是要強(qiáng)化針對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收征管。利用大數(shù)據(jù)手段改變征稅思維，強(qiáng)化“以數(shù)治稅”，填補(bǔ)網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營的稅收征管漏洞。優(yōu)化稅務(wù)登記，構(gòu)建自然人和法人并重的納稅申報(bào)系統(tǒng)，將非法人經(jīng)營主體納入常規(guī)化稅務(wù)管理。利用區(qū)塊鏈強(qiáng)大的信息記錄、存儲(chǔ)和防篡改功能，實(shí)現(xiàn)對網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營涉稅信息的實(shí)時(shí)搜集和整合，構(gòu)建覆蓋范圍廣、真實(shí)性強(qiáng)的涉稅信息數(shù)據(jù)庫。完善網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營平臺(tái)涉稅信息共享機(jī)制，賦予稅務(wù)機(jī)關(guān)獲取網(wǎng)絡(luò)平臺(tái)商戶涉稅信息的權(quán)力，加強(qiáng)稅務(wù)機(jī)關(guān)與互聯(lián)網(wǎng)平臺(tái)、市場監(jiān)督管理部門以及金融機(jī)構(gòu)的合作，以有效識(shí)別網(wǎng)絡(luò)經(jīng)營主體流量虛假、業(yè)務(wù)不實(shí)、收入隱匿等現(xiàn)象，并強(qiáng)化對偷漏稅行為的法律懲戒。

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（責(zé)任編輯：易一）