政府规模、地方治理与企业逃税

马光荣 李力行

本文使用 1998—2005年中国县级财政数据和工业企业数据，利用国民收入账户原理和企业会计准则计算之间利润的差异，考察了县级政府规模和地方治理对企业所得税逃税的影响。笔者发现，县级政府会将自身规模扩大后的财政压力施加到企业身上，从而提高企业面临的实际税负水平。但这并没有带来地方税收征管水平的提高，反而会导致更多的企业逃税。政府规模指标（县级财政支出占GDP的比重）增加1个百分点，企业会少报告0.8％的利润，这意味着企业会少缴纳 0.8％的所得税。在那些地方政府治理水平更差、提供公共品能力更弱的县，这种现象会更为严重。本文的研究表明，政府规模过大和地方治理水平较低是导致企业逃税等非正规经济活动普遍存在的重要原因。

一、引言

企业逃税是全球普遍存在的一个现象。据美国国内收入局（IRS）的估计，2001年美国公司所得税逃税额为 300亿美元，占公司所得税总额的 17％（Slemrod，2007）。发展中国家的企业逃税活动更为猖獗，根据世界银行的一项调查，乌干达 50％的企业没有缴纳任何税收（Gauthier和Reinikka，2006）。中国企业的逃税现象也屡见不鲜，中国国家审计署 2004年的一项调查显示，被视为财务制度比较健全、管理相对较好的 788家重点税源大户两年间少缴税款 250多亿元人民币，占应缴纳税款的 11％。

逃税会给社会经济带来很大的影响，它不仅会影响政府的财政收入，而且还会造成社会资源配置的扭曲以及收入分配的失控。因此，企业逃税问题在公共政策和经济学研究领域中都引起了极大的关注。Besley和Persson（2009）认为政府征税能力是决定长期经济增长的一个重要因素。近些年，关于逃税问题的经验研究越来越多。Fisman和Wei（2004）利用香港和内地之间进出口货物数据之间的差额，发现内地企业存在较为普遍的关税逃税现象，而且进口产品关税税率越高其逃税现象就越严重。Wingender（2008）发现金融发展水平越高的国家，企业会越少使用现金交易，在金融机构的交易记录越完整，因此税务监管和稽查会越容易，逃税现象也就越少。具体到企业所得税，Desai等（2007）考察了不同国家的公司治理环境对企业逃税的影响。他们发现，在公司治理环境越好的国家，企业所得税逃税现象越少。Cai和Liu（2009）考察了市场竞争压力对企业所得税逃税的影响，他们发现，面临市场竞争压力越大的企业，其逃税就越多。另外，吕冰洋和李峰（2007）以及王剑锋（2008）利用中国省级层面数据，考察了税务部门征税和税务稽查努力程度对税收增长的影响。

上述文献都忽略了政府治理和制度质量对企业逃税的影响。事实上，税收制度的设计、企业面临的税率高低、政府征税的努力程度，在很大程度上都是政府决定并受其治理水平影响的。政府规模扩大带来的财政负担加重，会使得政府向企业征收更高的税率，从而导致企业更有动机躲避税收。而且，政府规模的扩大还会伴随着政府官员数量的增加甚至是冗员，政府官僚作风和寻租活动的蔓延会导致更多的官商勾结和腐败现象（Banerjee，1997；Goel＆Nelson，1998），从而滋生企业逃税现象。在地方治理水平较差时，企业难以享受政府提供的公共服务，也会导致逃税现象更加普遍。La Porta和Shleifer（2008）认为税收征赋能力本身就是反映一个地区政府质量的重要指标。

另外，政府规模扩大之后为了解决自身的财政压力，会更有动力实施更强有力的税收监管。而且政府规模扩大可能会带来“国家能力”的提升。Besley和Persson（2009、2010）提出了“国家能力”概念，他们认为更大的政府可能会更有能力加强法律建设和税收监管，从而遏制企业的逃税。规模更大的政府可能意味着提供更多的公共服务，这样企业逃税所面临的机会成本会更高，因为做一个守法者可以更好地享受政府提供的公共服务。

总之，这两种相反的作用反映了政府可能扮演的两种角色，即“援助之手”和“攫取之手”（Frye＆Shleifer，1997）。政府规模扩大之后，如果政府扮演“攫取之手”的角色加重，那么企业逃税现象会更泛滥；而如果其“援助之手”的角色加强，国家能力和政府效率则会提高，企业也更有可能依法纳税。政府规模的扩大对企业逃税会产生何种方向的影响，很大程度上取决于政府治理水平的高低。

作为一个有近 3000个县级单位的大国，中国各个县的经济发展以及政府规模和治理状况迥异。同时，中国又有大样本的工业企业数据，这为笔者考察政府规模对企业逃税的影响提供了得天独厚的条件，而跨国数据难以做到。因为世界上仅有 200多个国家，政府规模的观察值数量相对较小。更重要的是，由于各个国家之间的会计准则存在很大差异，企业利润和所得税的核算方式千差万别，笔者无法用统一的方法来估算企业的逃税额。

中国制造业企业缴纳的主要税种有企业所得税、增值税、城市维护建设税、城镇土地使用税、教育费附加等。其中，企业所得税和增值税的数额最大，它们也是政府主要的税收来源。由于增值税是对增值额进行征收，其税基容易计算，征收监管也较为简便。与之相比，企业所得税的征收对象是企业利润，由于企业成本核算的复杂性和多样性，企业利润额的核算具有很大的伸缩性。加之现行企业所得税政策比较复杂，税前扣除规定缺乏刚性，操作起来弹性较大，避税和逃税的空间很大，税务部门的监管也较为困难。即便在发达国家，企业逃缴税款的情况也时有发生。

由于中国法制和税收监管的不健全，企业所得税的征收和稽查仍然很薄弱，所得税逃税现象十分普遍。有税不征，违规减免税，混淆入库级次，少报欠税等问题较为突出（管青海，2007）。而且，地方官员和企业的勾结也是企业逃税的重要因素，地方官员会从所庇护的企业逃税中获得租金，其中一些不法案例曾被媒体曝光。在薄弱的税收征管体制下，企业自身也有形形色色的方法来隐瞒利润以逃税。其中，部分是属于合法范围内利用会计准则漏洞的“避税”，但更多的则是违法的“偷税、漏税”。

本文特别关注企业所得税逃税的一个重要原因是绝大多数企业所得税由地方税务局征收，因此，企业所得税的征收和监管受地方政府的影响很大。在2001年之前，企业所得税完全归地方政府所有，是完完全全的“地方税”。2002年国务院开始了企业所得税分享改革，规定当年企业所得税的 60％归地方，40％归中央，2003年开始 50％归地方，50％归中央。但除少数中央企业和 2002年之后新设立的企业之外，企业的所得税仍然由地方税务局征收。

本文使用 1998—2005年中国县级财政数据和工业企业数据，借鉴Cai和Liu（2009）的方法，利用国民收入账户原理和《企业会计准则》计算利润之间的差异来度量逃税程度，考察了县级政府规模和地方治理对企业所得税逃税的影响。笔者发现，政府规模（县级财政支出占GDP的比重）增加 1个百分点，企业会少报告 0.8％的利润，这意味着企业会少缴纳 0.8％的所得税。而且，县级政府会将自身规模扩大后的财政压力施加到企业身上。这并没有带来地方税收征管水平的提高，反而会导致更多的企业逃税。其原因可能是政府规模大的地区存在更多的官商勾结现象，也可能是地方政府为缓解自身财政压力向企业征收更高的税率，从而导致企业更有动机逃税。研究结果还发现，在政府治理水平越差、提供公共品能力越弱的地方，政府规模扩大导致企业逃税增加的现象会越严重。此外，笔者还考察了地方政府财政自主性对企业逃税的影响，发现如果县级财政支出越依赖于上级转移支付，企业逃税现象也会越严重。

本文以下部分的结构安排如下：第二部分介绍本文的经验研究策略，第三部分是数据来源、计量模型和变量选取；第四部分报告回归结果并考察政府规模和地方治理对企业逃税的影响机制；第五部分是结论与启示。

二、经验研究策略

企业所得税的逃税额是无法直接观测的。虽然人们知道企业实际报告的利润率，但却不知道企业的真实利润是多少。既有文献在度量上市公司逃避税收行为时，经常采用账面会计利润（book-income）和应税所得（tax-income）的差异来度量（Desai，2005；Desai＆Dharmapala，2006）。但该方法只适用于上市公司，因为非上市公司的账面利润一般不可得。Cai和Liu（2009）针对中国的非上市公司，利用会计准则和国民收入核算两种计算利润方法的差异来估计企业逃避税收的程度。本文使用与他们相同的方法，即根据国民收入核算的原理，将总产出减去所有中间投入，得到企业的推算利润（imputed profit）。当然，由于会计准则和国民收入核算方法存在很多固有差异，例如，两者关于固定资产折旧的计提方法存在差异，推算利润并不等于企业的真实利润。因此，直接将企业推算利润和报告利润之差作为企业隐匿的利润是不恰当的。但是，企业的推算利润和报告利润肯定是正相关的。建立在这个基础之上，笔者要观察的是，随着政府规模的扩大，推算利润是否会趋近于报告利润，也即两者之间的敏感度（sensitivity）是否上升。如果上升，代表企业的逃税程度在下降。

假设每个企业的真实利润是 π _it ，企业报告的利润是 RPRO _it ，继而假设两者之间的关系是：

式中， d _it 反映了企业逃税的严重程度，假设 0＜ d _it ＜1，如果 d _it 越小，代表企业越是低报了自己的利润。 e _it 是截距项，它代表真实利润为 0时报告利润的大小，假设 e _it ＜0。 ζ _it 是均值为 0的随机扰动项。由于真实利润 π _it 是未知的，因此无法直接估计（1）式。根据国民收入核算的原理，计算每个企业的推算利润如下：

式中， Y 是企业总产出， MED 是工业中间投入， FC 是财务费用， WAGE 是工资支出， DEP 是当期折旧， VAT 是所交增值税额。当然，实际操作中的会计准则与上述国民收入核算原理存在着诸多差异，如并不是所有的当期产出都会计入企业的营业收入，对于资产折旧的处理在会计实务中更为复杂。所有这些都导致上述推算利润与企业的实际利润 π _it 存在差异。如果直接用前者作为后者的代理变量，会有很多杂音。但两者之间是正相关的，假设它们存在如下关系：

式中， η _it 是一个未知参数，反映了每个企业使用国民收入核算和会计准则两种不同核算方法计算利润的固有差异，可能大于 0，也可能小于 0，是一个一般性的假设。 θ _it 是期望值为 0的随机扰动项。将（3）式代入（1）式可以得到：

d _it 的大小反映了企业推算利润 PRO 与报告利润 RPRO 之间的趋近程度（或敏感度），因此，企业逃税越严重，推算利润与报告利润之间的敏感度越低。 ε _it ＝ d _it θ _it ＋ ζ _it 是误差项。 d _it 除了受政府规模的影响外，还受企业自身特征和其所在县其他因素的影响，假设如下：

式中， GovSize _ct 是 c 县政府规模的大小， Z _ct 代表 c 县的人均GDP、是否是县级市等县级层面的特征变量。 X _it 是企业自身的特征变量，包括企业规模、年龄、获取贷款的能力、所有制类型以及当年销售额与产出的比例。 D ^{prov ince} 、 D ^year 和 D ^{industr y} 分别代表省份、年份和两位数行业的虚拟变量， β _p 、 β _γ 和 β _j 分别是这些虚拟变量前的系数。将（5）式再代入（4）式可以得到：

由于每一个企业 η _it 的大小和符号都未知，笔者在回归中无法直接估计每个企业 η _it 的大小，但它们都已包含在 α ₀ 、 α ₁ 等变量当中。其中， α ₀ 是截距项，它包含了 e _it 、 β ₀ 和 η _it 等因素。 α ₁ 则等于 β ₁ × η _it ，即 β ₁ 与 η _it 平均值的乘积。误差项 μ it包含 ζ _it 、 θ _it 和 ω _it 等因素。 β ₁ 、 β ₂ 和 β ₃ 反映了政府规模、县的特征和企业自身特质对企业推算利润和报告利润之间敏感度的影响。这里最关注的系数是 β ₁ ，如果 β ₁ 为负，表明随着政府规模的扩大， d _it 会更小，企业报告利润会愈加偏离推算利润，从而逃税现象会更严重。

值得注意的是，笔者对企业逃税程度的衡量是观察企业对利润的低报程度，而不是直接看所得税少缴的程度，因此，这种衡量方式不受企业享受所得税优惠或减免的影响。尽管 2008年之前中国法定的公司所得税税率是 33％。但是中央和地方政府给予了企业（尤其是外资、高科技企业）各种税收优惠政策，这些税收减免政策是合法的。而且可以被税务部门观察到。笔者的逃税指标衡量的是企业真实利润与报告利润的偏离程度，是企业向外界隐瞒利润的程度。

三、数据和变量

本文地方政府规模的数据来自《全国地市县财政统计资料汇编（1998—2005年）》，包含中国所有县（区、县级市）的财政收支、人口以及GDP等数据。鉴于市辖区的财政自主性较小，其财政收入更多地上交地级市政府，政府职能和规模与县和县级市存在质的差异，因此笔者删掉了市辖区的数据，仅保留 1931个县和县级市的样本，其中包含 317个县级市和 1614个县。

政府规模的大小通常用政府控制或支配的社会资源占GDP的比重来衡量（Persson，2002）。参照已有文献， 本文使用政府财政支出占GDP的比重（ GovExp ）来衡量政府规模的大小。其中，政府财政支出等于县本级财政收入与上级政府对县本级的财政转移支付。笔者还构建了反映县级财政压力大小的指标，用县级财政供养人员的数量与本级财政收入的比值（ GovEmp ），代表单位财政收入供养的公务人员数。该指标分母使用了本级财政收入，不包括上级政府的转移支付，因为上级政府转移支付中很大一部分（主要是专项转移支付）有特定用途，须专款专用，县本级财政并不具有完全的支配权（尹恒、朱虹，2011）。该指标越大，说明县级财政负担也越重。Zhang（2006）使用该指标度量了中国县级政府规模。

样本中政府支出占GDP比重的平均值为 13.8％，财政供养人员的数量与财政收入比值的平均值为 2.17。图1显示了东部、中部、东北和西部地区的县级平均政府规模，可见不同地区之间的政府规模差别很大，西部地区政府规模最大，东部地区最小，中部和东北地区居于中间。

样本中各县的人均GDP平均值为 6560元。考虑到一个地区的经济发展水平可能对企业逃税产生影响，笔者控制了各县人均GDP的对数ln（ gdpper ）。另外，因为县和县级市的政府权限也存在差别（Li，2011），笔者加入了是否为县级市这一控制变量。

本文使用的企业数据来自 1998—2005年国家统计局的年度工业企业调查。该数据集的统计对象是所有国有企业和销售收入在 500万元以上的非国有企业。《中国统计年鉴》的工业部分正是基于此数据库编撰的，这些企业的工业增加值构成了中国工业GDP的 85％以上，没有进入样本的绝大多数为小型非国有企业和个体户（谢千里等，2008）。根据每个企业所在县（或县级市）的编码，笔者将县级政府数据和企业数据合并在一起。在国家统计局的数据库中，有少数观察值存在异常，笔者推断这些异常可能与统计时的错误有关。为了去除这些异常观察值，得到一个较为干净的样本，笔者对数据做如下处理：

第一，删除缺少关键变量的观察值，这些关键变量包括企业的总资产、雇员的数量、工业总产出、报告利润等。第二，删除明显不符合逻辑关系的观察值。只要存在以下5条之中任意1条就删除该观察值：①企业总产值为负；②企业的各项投入为负，包括职工人数、中间投入、固定资产原值和固定资产现值；③总资产小于企业固定资产现值；④总资产小于企业流动资产；⑤固定资产累计折旧小于当期折旧。第三，销售额明显不超过 500万元的企业，这些企业可能存在记录错误。笔者删除以下 3条之中存在任意 1条的企业：①固定资产价值小于 100万元；②总资产小于 100万元；③企业员工少于 10人。第四，删掉了那些关键变量的值在 99.5％分位数以上和 0.5％分位数以下的样本，以防止奇异值干扰回归结果。经过这些处理，被删掉的异常观测值共计 61971个，清理之后的样本共包括 672039个观察值。从企业数目来看，样本涵盖1998—2005年共 243059家企业。

工业企业数据库中有每个企业报告的税前利润，笔者将其除以企业总资产做标准化处理，得到变量 RPRO 。根据（2）式的国民收入账户核算原理，笔者计算了每个企业的推算利润，同样除以企业总资产做标准化处理，得到变量 PRO 。 ^[2] 由表1可知，企业实际报告的利润率（ RPRO ）平均值为 0.069，中位数为 0.031。推算利润率（ PRD ）的平均值为 0.198，中位数为 0.097，可见平均来看企业报告利润远低于推算利润。

在企业的自身特征方面，笔者控制了企业规模、成立时间长短、获取贷款的能力、所有制类型以及当年销售额与总产值的比值等变量。企业规模对逃税的影响可能存在两个相反的方向：一方面，税务局可能更多地把稽查重点放在纳税大户上，因此，企业规模越大，其逃税被抓到的概率越大，逃税的机会成本也就越高；另一方面，因为逃税活动本身具有规模经济效应，规模越大的企业逃税成本可能越低。另外，规模更大的企业更有能力公关行贿，从而更有可能逃税。笔者将企业雇员数量的对数值ln（ L ）作为企业规模的代理变量。在样本中，企业的平均雇员数为 289人。企业成立时间的长短也有可能影响逃税行为，对新成立的企业更难做到有效的税务稽查，从而更有可能逃脱税务局的注意。

企业获取贷款的能力可能对逃税会有负面影响。从银行获得贷款越容易的企业，其逃税面临的机会成本越高，因为如果逃税被发现很可能会丧失获得贷款的机会。而且由于银行对企业会计账目的规范性有更高的要求，因此能获得贷款的企业更难以逃税（Gordon＆Li，2009）。由于中国金融业发展的相对滞后，加之银行贷款更偏向于国有企业。使得绝大多数企业在获取贷款上面临着很大的障碍，企业的贷款数量能够反映它们获得贷款的能力。笔者使用财务费用与总资产的比值（ finrat ）作为企业获取贷款难易程度的代理变量。在本文样本中， finrat 的均值是 0.020，标准差是 0.026。

笔者还控制了企业当年销售收入与当年总产值的比值（ rsale ）。由于两种利润核算方法对收入入账时间的处理方法不同，因此，这一比值会影响企业推算利润 PRO 和报告利润 RPRO 的差异。该指标越大，企业推算利润和报告利润应该越接近。表1显示，样本中 rsale 的均值为 0.94，标准差是 0.32。

笔者使用6个虚拟变量来控制企业的所有制类型， Dsoe 、 Dcollective 、 Dprivate 、 Dhktw 、 Dforeign 和 Dmixed 分别代表国有企业、集体企业、私营企业、港澳台资企业、外国投资企业和混合所有制企业。其中，国有企业的数目占 10.7％，集体企业占15.1％，私营企业占37.6％，港澳台资企业占6.1％，外国投资企业占 8.9％， 混合所有制企业占 21.0％。可以看出，随着中国改革进程的推进，国有企业和集体企业已经不再占有最主要地位，两者合计仅占 25.8％。

四、结果与分析

（一）基本回归结果

笔者将（6）式的回归结果列于表2。由于同一县内的企业面临的政府规模相同，如果不考虑同一县内企业随机扰动项之间的相关性，可能会严重低估系数的标准误（Angrist和Pischke，2009），因此笔者将标准误群聚（clustering）到每个县。为节省篇幅，笔者没有报告省、年份、行业的虚拟变量以及其与推算利润（ PRO ）交互项的估计系数。

表2第（1）列中，只放入推算利润这一个解释变量。 R ² 的大小表明推算利润能够解释企业报告利润差异的 22.1％。第（2）列放入了除政府规模和其与推算利润交互项之外所有的变量， R ² 上升为 35.9％，说明这些控制变量对企业逃税有很高的解释力。

第（3）列只放入了推算利润、政府规模指标 GovExp 以及两者的交互项 3个变量，交互项的系数在 1％水平下显著为负，表明在政府规模越大的县，企业的推算利润越偏离报告利润，意味着企业的逃税行为越严重。第（4）列在第（3）列的基础上放入其他控制变量，政府规模和推算利润交互项的系数虽然变小，但仍然在 5％水平下显著为负。回归系数－0.279表明，在推算利润的平均值 0.198处，政府规模指标 GovExp 的大小每增加 1个百分点，企业报告利润（ RPRO ）就会降低 0.055个百分点，与 RPRO 的平均值相比，企业会少报告 0.8％的利润，即企业会少缴纳 0.8％的所得税。样本中政府规模指标 GovExp 的标准差为 13.6％，因此，政府规模增加 1个标准差，企业会少缴纳10.9％的所得税。第（5）列使用了县级政府的财政压力指标 GovEmp ，其与推算利润的交互项也显著为负，说明财政压力更大的政府并没有能够加强税收的征管，相反这些地方的企业逃税行为更为严重。

其他控制变量的系数也较符合笔者的推断。企业获取贷款的能力 finrat 和推算利润的交互项系数显著为正，说明企业获取银行贷款越容易，逃税的可能性越低。企业成立时间ln（ age ）与推算利润的交互项系数显著为正，说明新创办的企业更有可能逃税，而老企业则相反。企业规模ln（ L ）和推算利润的交互项不显著，可能的原因是企业规模对逃税行为的两种作用机制相互抵消。 企业销售收入与总产值比值（ rsale ）和推算利润的交互项在第（2）、（5）、（6）列显著为正，这印证了笔者之前的推断。

笔者还报告了不同的企业所有制对逃税的影响，从回归系数的符号和显著性可知，在各种所有制企业中，国有企业的利润低报现象最为严重。可能的原因是，国有企业有更多的政治关系，税务部门对国有企业的稽查力度更弱。相比于私营企业和港澳台资企业，外国投资企业的利润低报现象最不严重，这可能是因为外国投资企业采取了更为严格、明晰的会计准则，因此，利润的核算更加公开透明。Desai等（2007）发现公司治理水平越好的企业，其逃税程度会越轻，这与外国投资企业的特征相符合。

对于经济发展水平对企业逃税影响，虽然第（2）列中人均GDP与推算利润的交互项系数显著为正，但在控制政府规模之后［第（4）～（8）列］，该系数不再显著。这说明经济落后的地区存在更严重的逃税现象并不是经济发展处于较低阶段的一个自然现象，而是源于这些地区更大的政府规模。此外， PRO 与 Dcity 交互项的系数表明，县级市和县内的企业逃税之间并没有显著的差异。

在第（6）、（7）列中，笔者进一步将县级财政支出分为两部分：政府行政管理支出和非行政管理支出。它们占GDP的比重分别记为 GovAdmi 和 GovNonAdmi 。行政管理支出（包含行政管理费和公检法支出）一般用于政府自身运转和给政府雇员发放工资，因此该比重越大，说明政府直接占有且用于自身消费的社会资源越多。而非行政管理支出反映了地方政府提供公共品的能力，因此， GovNonAdmi 的增加在反映了政府规模扩大的同时，也部分反映了政府提供公共品的能力。相比之下， GovAdmi 则集中反映了政府自身系统的膨胀。样本当中政府行政管理支出和非行政管理支出占GDP的比重平均值分别是 3.1％和 10.7％。

第（6）列结果显示，推算利润和 GovAdmi 交互项的系数显著为负，系数－1.508表明，在推算利润的平均值 0.198处，政府规模指标 GovAdmi 的大小增加 1个标准差，企业报告利润率（ RPRO ）会降低 1.1个百分点，与 RPRO 平均值相比，企业会少报告 15.9％的利润。第（7）列显示推算利润和 GovNonAdmi 交互项的系数不显著，这表明县级政府的非行政管理支出规模对企业逃税的影响较小，政府规模对企业逃税的负面影响主要来自于行政管理支出的膨胀。由于非行政管理支出很多会反映在政府提供公共品的增加上，因此它对企业逃税的负面影响较小。地方政府提供公共品的增加会弱化政府规模扩大对税收带来的不利影响。

由于县级政府的财政支出既包含了县本级的财政收入，也包含了上级政府对该县的转移支付，因而使用财政支出与GDP的比重不仅代表政府收入规模的大小，而且可能还包含着转移支付规模的大小。笔者从收入角度构造了一个政府规模指标，即县本级财政收入与GDP的比重 GovRev 。使用该指标的回归见表2的第（8）列，其与 PRO 交互项的系数也显著为负。

（二）稳健性检验和进一步讨论

第一，之前的回归结果可能受到如下因素的干扰：在政府规模更大的地方，企业自身难以将推算利润转化成报告利润，而不是因为政府规模对企业逃税的影响所致。为了排除这种可能性，笔者在控制企业自身特征 X 之外，还额外考虑了加入企业存货与总资产的比重、流动负债占总资产的比重、当期折旧与总资产的比值、销售费用与总资产的比值、管理费用与总资产的比值等控制变量（这些额外变量记为向量 M ），这些因素都可能会影响企业推算利润和报告利润的差异。

值得注意的是，政府自身规模扩大不仅可能将财政压力转移到企业所得税上，而且还可能向企业征收更多的行政性收费，甚至是不合法的腐败性支出。例如，Cai等（2011）发现，在制度质量更差的地方，企业的差旅费（旅行和娱乐花费）支出会增加。企业缴纳的行政性收费和腐败性支出的增加也可能会使推算利润和会计利润出现更大的偏离，从而干扰笔者的结果。由于在数据当中无法观测到企业缴纳行政性收费和差旅费的金额，因此无法完全验证这一点。但企业的行政性收费和差旅费都归为管理费用，因此笔者将企业管理费用与总资产的比值纳入额外控制变量 M ，可以部分验证结果的稳健性。

当然，额外控制变量 M 中的这些因素也可能会造成过度控制（over-control），因为其中一些变量在很大程度上也有可能是企业逃税的结果，从而可能会低估政府规模对企业逃税的影响。笔者控制了 X 和 M 进行的回归结果报告在表3的第（1）、（2）列当中，其中政府规模和企业推算利润交互项的系数仍然显著为负。

第二，一些现实案例表明，税收征管中存在加码的现象。这意味着企业缴纳的税收有非常明显的路径依赖，如果上一年报告的利润率很高（相应缴纳的所得税也会较多），下一年企业通常会需要缴纳更多数额的所得税，下一年的利润隐藏就会比较困难。反之，如果企业上一年的报告利润率很低（实际缴税较少），即使下一年企业的真实赢利状况很好，它也可以比较容易地隐瞒利润。笔者在之前的回归当中加入了企业上一年的报告利润率 LagRPRO 及其与本年报告利润率的交互项，结果列于表3第（3）列。 LagRPRO 与 PRO 的交互项显著为正，说明企业上一年报告的利润率高，下一年隐匿利润的现象会减弱。政府规模与 PRO 交互项的系数仍然显著为负。

第三，笔者还考察了企业本年度的推算利润高低对企业逃税程度的影响。理论上来讲，对于推算利润率较高的企业来说，其隐匿利润所获得的收益较大，因此会更有动机逃税。为了检验推算利润率高低对企业逃税程度的影响，笔者在基本回归方程里加入了企业推算利润的二次项（ PRO × PRO ）。表3第（4）列的结果显示，该二次项的系数在 1％水平下显著为负，即推算利润率越高，推算利润率与报告利润率的弹性越低，因此逃税程度也更高，这验证了笔者的推断。

第四，在经济落后的地区，县级财政支出很大部分来自于上级政府的转移支付，这也会对企业逃税产生额外的效果。当县级财政更加依赖于上级政府而与本级财政收入关联较小时，会导致这些地区努力征税的积极性下降。为了检验这一点，笔者构造了反映县级财政自主度的一个指标 FiscalAutonomy ，它等于县本级财政收入占本级财政支出的比重。该变量越大，反映县级财政支出越少依赖于上级转移支付，从而财政自主度越大。笔者预期该指标越大，地方政府越有积极性征税，企业逃税程度会降低。样本当中，该指标的平均值为0.429，表明县级财政支出中有平均 42.9％来自于本级财政收入，其余 57.1％则来自于上级政府的转移支付。经济越落后的地区财政自主度越低，东部地区县级政府平均财政自主度为 55.4％，而西部地区仅有 32.6％。笔者将该变量及其与 PRO 的交互项加入到（6）式的回归模型当中，结果见表3第（5）列。从表3中可见， FiscalAutonomy 与 PRO 的交互项显著为正，表明县级财政自主度越大，政府越有动力去加强税收征管。而县级财政越依赖于上级政府的转移支付，导致的企业逃税现象越普遍。与此同时，在控制县级财政自主度之后，县级政府规模与 PRO 的交互项仍然显著为负。

第五，上述OLS回归中可能存在内生性问题，企业逃税会影响政府获取的财政收入，财力的大小反过来会影响政府规模的扩张，由此产生的反向因果关系会低估政府规模对企业逃税的影响。为了更好地解决内生性问题，笔者使用的工具变量是同地区其他县的平均政府规模。因为本县内企业的逃税不会影响其他县的财政收入，所以该工具变量满足外生性的要求。同时，由于这些县由同一个地区（地级市）管辖，其政府结构、规模等具有一定的相似性，因此，该工具变量满足与本县政府规模相关的假设。表4报告了使用工具变量后的 2SLS回归结果，可以看出除第（3）列之外，其他列中政府规模和推算利润交互项的系数均显著为负，说明一个地区的政府规模越大，企业逃税现象越严重。与表2中OLS的回归结果相比，系数均增大，这也印证OLS低估了政府规模对企业逃税影响的判断。

（三）政府规模对企业所得税率的影响

上面的回归结果表明政府规模和财政压力增大并不会导致税收征管水平的提高，反而会导致企业逃税现象更为严重，而其中另一个重要的机制可能是政府为了缓解财政压力向企业施加了更高的税率。Zhang（2006）也发现，政府规模越大的地区为了支付行政管理支出，其财政负担也越重，因此向工业部门征收的税率也越高。为了检验是否存在这种机制，笔者使用如下计量模型：

TaxRate 是企业实际缴纳的所得税与税前利润的比值，由于亏损企业不用缴纳所得税，因此，笔者在数据中删除了这部分样本。虽然中国的法定企业所得税率是 33％，但是地方政府通常会给企业一些税收减免政策，比如，高新技术企业和新成立的企业都会享受一定程度的税收优惠。而且，税务部门的官员对企业所得税的缴纳拥有很大的自由裁量权，法定税率通常都不被严格执行。在笔者的样本中，平均的实际所得税率是 17.1％，远低于法定所得税率。在（7）式中笔者控制的企业特征变量 X 包括企业规模、成立时间、财务费用与总资产的比值、所有制类型，县层面的变量 Z 包括人均GDP和是否是县级市。此外，笔者还控制了年份（ u _t ）、省（ v _p ）和行业（ σ _j ）的固定效应。

回归结果见表5。 GovExp 和 GovEmp 的系数都显著为正。政府财政支出占GDP的比重提高 1个百分点，企业面临的所得税率会提高 0.16个百分点。单位财政收入需要供养的政府人员数量增加 1个标准差，企业面临的所得税率会提高 2.82个百分点。这表明政府规模扩大之后，会将维持自身运转的财政负担施加到企业身上。而当企业面临较高的税率时，会更有动机隐匿利润逃避税收，使得政府的财政负担更大。由于财政供养人员数量在很大程度上是由上级政府根据该县人口规模决定的（Zhang，2006），公务人员数量存在刚性，加之财源由于高税率和逃税而萎缩，就会形成一个高政府规模、高财政负担、高逃税的恶性循环。

与此同时，笔者还计算了每个县企业所得税税率的平均值 MeanTaxRate ，将所得税率定义为公司实际缴纳的所得税与企业利润的比率。笔者在（6）式中加入 Mean － TaxRate 和它与推算利润的交互项。回归结果［表3第（6）、（7）列］显示，交互项 PRO × MeanTaxRate 的系数显著为负，表明税率越高，企业逃税现象会越严重。与此同时，政府规模和推算利润的交互项 PRO × GovExp 以及 PRO × GovEmp 系数仍然都显著，但系数的绝对值与之前相比有所减小，其中 PRO × GovExp 系数更是下降了 34％。这些证据也说明，政府规模扩大导致的企业税率提高是加剧逃税现象的一个重要原因。

（四）地方政府治理与企业逃税

前面的回归结果表明，政府规模的扩大会导致企业逃税现象加重。有时，一些地方即使具有相同的政府规模，但在政府治理水平上也可能存在很大差别。如果政府规模扩大伴随着政府治理能力的恶化，政府对企业的干预和腐败现象会更为严重，逃税现象会更多。反之，如果地方政府规模扩大之后，政府治理能力得到改善，政府有可能为企业提供更好的公共服务，逃税现象就有可能得到缓和。为了考察政府规模对企业逃税的影响是否随着政府治理水平的变化而变化，笔者在（6）式中加入了企业推算利润、政府规模以及政府治理水平三个变量的交互项。

政府治理变量来源于世界银行 2004年在中国 120个地市 1137个县（县级市、区）的企业调查，笔者使用其中两个指标来反映政府治理水平。一个指标是每个县企业与政府机构打交道的平均时间（ GovTime ）。与政府打交道时间越多，相当于企业缴纳了越多的“时间税”，反映了政府对企业的干预越多。该指标在各个地区间有很大的差别，与政府打交道时间在 90％分位数以上的县，被调查企业平均每年与政府打交道的时间为 93天。而在 10％分位数以下的县，被调查企业平均每年要用 21天的时间与政府打交道。另外一个指标是每个县企业旅行和娱乐支出占销售额的比重（ ETC ）。Cai等（2011）发现企业的旅行和娱乐花费与一个地区的政府腐败和产权保护水平有非常强的相关性。 ETC 越高，代表企业向政府官员支付的非正规支出越多，政府治理水平越差。在排名前 10％的县中，旅行和娱乐花费占销售额的比重为 0.3％以下，而在排名最后 10％的县中，这一数字占到了 2.2％以上。World Bank（2006）根据这项调查得出的报告认为，这两个指标反映了一个地方的政府治理水平，并与当地其他投资环境指标有很强的相关性。这两个指标的描述性统计见表1。从不同地区比较来看，东部沿海地区的 GovTime 和 ETC 两个指标都显著低于内陆地区。

笔者将县级政府治理水平数据与 2003年和 2004年的工业企业数据合并在一起，合并后的数据共包含 567个县 123069个观测值。表6是分别利用 Gov Time 和 ETC 得到政府治理指标时的回归结果。其中，第（1）、（2）列是OLS的回归结果，第（3）、（4）列是 2SLS的回归结果。从表6中可见，所有列中企业推算利润、政府规模以及政府治理水平三者交互项的系数都显著为负，说明随着政府规模的扩大，在政府治理水平更低的地区，企业逃税现象更为严重。

五、结论与启示

本文使用 1998—2005年中国县级财政数据和工业企业数据，发现县级政府会将自身规模扩大后的财政压力施加到企业身上，从而提高了企业面临的税负水平。但这并没有带来地方税收征管水平的提高，反而会导致更多的企业逃税。而且在政府治理水平更差或者提供公共品能力更弱的地方，政府规模对企业逃税的影响会更严重。

本文基于中国数据的发现表明，“大政府”并没有显示更强的税收监管能力，政府扩大反而催生了更多的逃税现象，而且有可能产生“高政府规模、高财政负担、高企业逃税”的恶性循环。发展中国家企业的逃税现象不仅是特定经济发展阶段的普遍现象，而且根源于这些国家政府过多的干预和管制。因此，限制政府规模和政府干预，减轻企业的负担，是使企业从猖獗逃税到如实纳税的必要条件。这从一个侧面印证了缩小政府规模、减少政府干预是发展中国家终结贫穷走向繁荣的前提。

（作者单位：北京大学） YNW0P2doVvsH4gL8Qjko82UVlZkKaqnydexqVYKJsfmjbwW5YoUcLvsrsSmCpgep