一、引　言

为了促进社会经济的稳定健康发展，自党的十八大以来，我国开展了自上而下的腐败治理，党风、政风和社风为之一新。针对腐败治理，党的十九大报告进一步提出要“强化不敢腐的震慑，扎牢不能腐的笼子，强化不想腐的自觉”。

当代理人获得委托人的行政执法授权时，就有了滋生腐败的土壤（Ackerman，1978，Milgrom和Roberts，1988），税收执法是其中的一个重要领域。理论研究表明，税收人员的腐败降低了企业的避税^①成本（Vishny和Shleify，1993）；经验证据显示，税收人员的腐败提高了企业的避税程度（Alm等，2016）。在中国，掌握税费征收权的部门是受到行贿者青睐的部门之一（周黎安和陶婧，2009）。相对于国有企业，民营企业的避税动机和能力更强（Cai和Liu，2009）。民营企业通过高管的政府任职经历、寻求政治关联、慈善捐赠等方式进行寻租避税（吴文锋等，2009；李维安和徐业坤，2013；李增福等，2016）。

十八大以来的腐败治理（下文简称“腐败治理”）取得良好效果，国家工作人员向“不能腐”和“不敢腐”进行转变，民营企业通过寻租进行避税的成本上升，避税程度应有所下降。本文以2009—2016年中国A股民营上市公司为研究样本，根据适用所得税税率的高低以及日常经营行为受到的检查监督情况，将民营企业分为保守避税^②与激进避税两组。前者的避税程度不受腐败治理的影响，后者则有可能进行寻租避税。本文以保守避税民营企业作为对照组、激进避税民营企业作为处理组，采用双重差分法却发现，激进避税民营企业的避税程度在腐败治理后反而有所提高。

在减少腐败存量与抑制腐败增量取得明显成效的背景下，如何解释这一矛盾的现象呢？首先需要肯定的是，包括税收人员在内，国家公务人员大部分严于律已、勤勤恳恳、廉洁奉公。那么，获取贿赂是不是一小部分税收人员提高执法强度的一种激励机制呢？受腐败治理影响，由于无法通过税收执法权来获取贿赂，这部分税收人员是否会降低税收执法强度，从而这部分民营企业的避税程度提高呢？

本文借鉴和扩展了Mookherjee和Png（1995）的模型，把税收政策定义为税收委托人（政府）为鼓励税收代理人（税收人员）努力工作而根据代理人的工作绩效给予的激励，为防止代理人与执法对象（纳税人）进行合谋避税而制定的惩罚措施。理论研究表明，税收腐败内生于税收政策设置的不完善，当税收政策满足税收腐败发生的条件时，税收人员通过提高税收执法强度来谋取私利；受腐败治理影响，通过税收执法来获取贿赂的成本上升、收益下降，税收人员会选择更低的税收执法强度；尽管企业进行寻租避税的成本上升、收益下降，避税的动机减弱，但是双方行为选择的均衡结果仍有可能表现为企业避税程度上升。

那么，如何在消除税收腐败的同时，降低激进避税民营企业的避税程度呢？进一步的理论研究表明，税收腐败是一种缺乏效率的提高税收执法强度的激励机制。提高税收人员贪腐的成本，为其提供更高的绩效奖励或更大的晋升前景，可以同时实现消除税收腐败和降低企业避税程度的双重目标。

2018年5月以来，国家从制度层面提出了激励干部担当作为的新措施，要求注重政治上的激励。^③金宇超等（2016）指出，在反腐过程中，上级官员的“落马”打开了下级官员晋升的渠道。本文利用贪腐税务官员被查处后职位空缺给下级税务人员带来的非预期的晋升前景这一自然实验条件，考察了税务人员的晋升前景对激进避税民营企业避税程度的影响。经验证据表明，在其他条件不变时，税收人员的晋升前景与激进避税民营企业的避税程度负相关。这一实证结果证明了国家出台的激励干部担当作为的新措施的正确、及时和有效。

本文的贡献主要体现在：首先，在Mookherjee和Png（1995）模型的基础上扩大了委托人给予代理人努力工作的激励范围，从单纯的物质激励扩大到物质与政治（晋升前景）双重激励。实证结果也显示，晋升是提高税收人员征管强度的一种有效的激励机制。这种处理方法对中国经济现象具有更强的解释力。其次，本文系统分析了税收执法领域发生腐败的条件，为构建税收执法领域制度化的腐败治理措施、强化税收人员不想腐的自觉以及降低激进避税民营企业的避税程度提供了理论借鉴。本文的研究结论同样有助于政府完善其他行政执法领域的腐败治理措施。最后，受到数据可得性的限制，现有文献较少从实证角度考察一个国家或地区腐败水平动态变化对企业避税程度的影响。本文利用腐败治理提供的外生冲击，弥补了这方面的研究不足，丰富了反腐（腐败）经济学的相关文献。

二、理论模型与研究假说

为了追求利润最大化，减少所得税支出，企业倾向于瞒报利润。假设代表性企业的税前真实利润为1，对外公布的利润为θ（0≤θ≤1）。为了瞒报利润，企业需要额外支付一定的成本，这部分成本为c（1−θ）。其中，c（·）为可微、严格递增的凸函数，并假定c（0）=0。

根据中国税法规定，企业偷逃所得税一旦被查获，需要缴纳查补支出。企业的查补支出构成了政府部门的查补收入。查补支出由三部分构成：补缴税款τ（1−θ）、滞纳金zτ（1−θ）和罚款sτ（1−θ）。其中，τ为企业适用所得税税率，z为滞纳金与补缴税款的比率，s为罚款与补缴税款的比率。令f=1+z+s，则企业的查补支出为fτ（1−θ）。为了监督企业的纳税守法情况，政府聘请税收人员进行税收征管。税收人员在税收检查过程中需要收集足够的证据来确认企业瞒报利润的行为，才能对企业进行相应的查处。在执法过程中，税收人员需要投入政府无法直接观察到的税收征管强度e（u）（0≤u≤1），以概率u获得足够证据确认企业瞒报利润程度为1−θ，以概率1−u无法获取足够证据对企业进行查处。设e（·）为可微、递增的凸函数，且e（0）=0。另外，设定在税收执法过程中，代表性企业清楚税收人员所掌握的有关企业真实利润的证据情况。

由于委托代理机制的存在，税收人员可以自主选择税收征管强度，也有向政府报告企业纳税情况的自由裁量权。设定税收人员向政府确认企业的利润为θ₁（θ≤θ₁≤1）。为了促使税收人员加强征管，政府通常会根据其工作绩效给予物质或非物质激励。前者根据税收查补收入给予税收人员绩效奖励，设定这部分绩效奖励与政府收到的税收查补收入成一定的比率r（0≤r<1）；后者根据税收查补收入给予税收人员一定的晋升可能性，假设这种可能性与税收查补收入成正比，比率为d（d≥0）。

当税收人员查获足够证据证明代表性企业瞒报利润时，企业有可能通过支付贿赂b，降低税收人员向政府确认的企业真实利润，达到减少查补支出的目的。若企业贿赂成功，则需要缴纳的查补支出从fτ（1−θ）降至fτ（θ₁−θ）。当然，由于内部人员的举报或媒体的深度挖掘，双方行贿受贿行为有一定的概率被公开披露，设定这一概率为λ；此时，企业不仅需要补缴fτ（1−θ₁），还因行贿行为而受到额外处罚，金额为补缴金额的p_g倍，总处罚金额为（1+p_g）fτ（1−θ₁）。税收人员也因受贿行为被曝光而受到相应的处罚，处罚大小与其利用执法权帮助企业瞒报所得税的金额成正比，比率为p_t，即税收人员受到的处罚大小为p_tτ （1−θ₁）。

根据上述设定，政府的税收政策由四部分构成：税收人员绩效奖励比率r、与晋升可能性有关的d、对税收人员腐败行为的处罚比率p_t以及对企业行贿行为的处罚比率p_g。在这一政策空间下，代表性企业和税收人员分别选择向外披露的利润θ与税收征管强度e（u）。假定税收人员与代表性企业均为风险中性者。

（一）税收腐败发生的条件。本文设定如下场景：代表性企业选择向外披露θ（θ<1）的利润，受到税收人员的检查，并被查获足够的证据。这一场景有助于我们理解产生税收腐败的条件。对企业而言，若不贿赂，则查补支出为fτ（1−θ）；若支付金额b贿赂税收人员，则对方向政府确认企业的利润为θ₁（θ₁<1），企业的查补支出为fτ（θ₁−θ）。双方的行贿受贿行为以λ的概率被曝光，企业需要补缴（1+p_g）fτ（1−θ₁）的罚款。综上分析，企业行贿的预期收益为[1−λ（1+p_g）]fτ（1−θ₁）−b。对税收人员而言，若不受贿，则向政府确认企业的真实利润为1，获得（r+d）fτ（1−θ）的收益；若受贿，则获得b的收入，代价是绩效奖励更少和晋升可能性更低，且受贿行为还以λ的概率受到查处。综上分析，税收人员接受贿赂的期望收入为b−λp_tτ （1−θ₁）−（r+d）fτ（1−θ₁）。

当且仅当代表性企业和税收人员通过行贿受贿获得的收益大于0时，腐败才可能发生，此时以下两个条件成立：

$[1 - \lambda (1 + {p_g})]f\tau (1 - {\theta _1}) - b > 0$

(1)

$b - [\lambda {p_t} + (r + d)f](1 - {\theta _1}) > 0$

(2)

将（1）式和（2）式合并，则税收腐败产生的条件为：

$[1 - \lambda (1 + {p_g})]f > \lambda {p_t} + (r + d)f$

(3)

由（3）式可知，税收腐败发生与否与税收政策（r，d，p_t，p_g）及行贿受贿行为被曝光的概率λ有关。

当（3）式成立时，代表性企业与税收人员进行合谋瞒报利润的联合收益为：

${\pi _1} = \{ [1 - \lambda (1 + {p_g})]f - [\lambda {p_t} + (r + d)f]\} \tau (1 - {\theta _1})$

(4)

由（4）式可知，当（3）式成立时，代表性企业与税收人员进行合谋获得的联合收益随θ₁的增大而减小。当θ₁=θ时，联合收益最大。因此，若（3）式成立，当代表性企业瞒报利润并被税收人员查获确凿证据时，为了追求收益最大化，税收人员选择向政府确认企业没有瞒报利润。

为了简单起见，假设双方具有同等的议价能力，平均分配收益，由此可得：

$b = 0.5\{ [1 - \lambda (1 + {p_g}) + (r + d)]f + \lambda {p_t}\} \tau (1 - \theta )$

(5)

（二）企业和税收人员行为选择的完整分析。上述分析建立在税收人员已经获得足够证据证明代表性企业瞒报利润行为的基础上。而税收人员是否获得足够证据与其税收征管强度有关。为了理解税收政策及贿赂行为被曝光的概率λ对代表性企业与税收人员行为的影响，有必要进一步考察代表性企业瞒报利润的程度、税收人员查获足够证据的概率u以及税收征管强度e（u）。

当（3）式成立时，代表性企业瞒报利润的预期收益为：

${\pi _2} = \tau (1 - \theta ) - u\{ 0.5[(1 - \lambda (1 + {p_g}) + r + d)f + \lambda {p_t}]\tau (1 - \theta ) + \lambda (1 + {p_g})f\tau (1 - \theta )\} - c(1 - \theta )$

代表性企业最大化其预期收益，令k=1−θ，上式对k求导并等于0，可得：

$c'(k) = \tau - 0.5u\tau [(1 + \lambda (1 + {p_g}) + r + d)f + \lambda {p_t}]$

(6)

由（6）式可得代表性企业瞒报利润行为的反应函数k（u）。

同理，当（3）式成立时，税收人员选择e（u），其预期收益为：

${\pi _3} = 0.5u\tau k[(1 - \lambda (1 + {p_g}) + r + d)f - \lambda {p_t}] - e(u)$

税收人员最大化其预期收益，上式对u求导并等于0，可得：

$e'(u) = 0.5\tau k[(1 - \lambda (1 + {p_g}) + r + d)f - \lambda {p_t}]$

(7)

由（7）式可得税收人员征管强度的反应函数u（k）。

曲线k（u）和u（k）如图1所示，两者的交点决定了代表性企业瞒报利润程度和税收人员征管强度的均衡状态。

若（3）式不成立，即使双方有行贿受贿的倾向，税收腐败也不会产生。如果税收人员有确凿证据证明代表性企业瞒报利润程度为k，则向政府确认企业真实的瞒报利润程度，代表性企业瞒报利润的预期收益为：

${\pi _4} = \tau k - c(k) - uf\tau k $

上式对k求导并等于0，可得代表性企业瞒报利润程度的反应函数：

$c'(k) = \tau - uf\tau$

(8)

税收人员选择征管强度，其预期收益为：

${\pi _5} = uf\tau k(r + d) - e(u)$

上式对u求导并等于0，可得税收人员征管强度的反应函数：

$e'(u) = f\tau k(r + d)$

(9)

（三）腐败在税收征管中的作用。本文设定如下场景：（3）式成立，代表性企业按税收人员将接受贿赂来选择利润瞒报程度，税收人员按不受贿来选择税收征管强度。尽管双方的行为选择属于非均衡，但是这一试错过程有助于我们理解腐败在税收征管中发挥的作用。代表性企业的反应函数k（u）由（6）式决定，税收人员的反应函数u（k）由（9）式决定。（9）式右边减去（7）式右边的结果小于0。与（7）式相比，（9）式下u（k）和k（u）的交点有更大的k和更小的u。这意味着与接受贿赂相比，不接受贿赂的税收人员的征管强度更小，代表性企业的避税程度更大。因此，当税收政策满足税收腐败发生的条件时，出于获得贿赂的目的，税收人员选择更大的税收征管强度。腐败对提高税收人员的征管强度具有激励作用，这与Mookherjee和Png（1995）的结论类似。

假设为了治理腐败，政府加大对税收人员受贿行为的处罚力度， $\lambda {p_t}'>\left[ {1-\lambda \left( {1 + {p_g}} \right)} \right]f$ ，同时提高税收人员的绩效奖励或晋升可能性，^④此时（3）式不再成立，税收人员按（9）式选择征管强度。令：

$r' = 0.5[1 - \lambda (1 + {p_g}) + r - d - \frac{{\lambda {p_t}}}{f}]\;d' = 0.5[1 - \lambda (1 + {p_g}) + d - r - \frac{{\lambda {p_t}}}{f}]$

在λ不变的条件下，与原税收政策（r，d，p_t，p_g）相比，新的税收政策 $\left( {r',d,{p_t}',{p_g}} \right)$ 或 $\left( {r,d',{p_t}',{p_g}} \right)$ 不再满足（3）式，代表性企业和税收人员的行为选择分别由（8）式和（9）式决定。由于原税收政策下（3）式成立，在新的税收政策下，（8）式的右边比（6）式的右边小，（9）式的右边等于（7）式的右边。这意味着在u相同时，代表性企业会选择更小的k；在k相同时，税收人员的税收征管强度没有改变。均衡结果就表现为代表性企业的避税程度下降，税收人员的征管强度下降。

因此，腐败是一种缺乏效率的提高税收征管强度的手段，政府可以设计新的税收政策，提高税收人员腐败行为的成本。增加税收人员正直执法的绩效奖励或晋升可能性，同时实现消除税收腐败与降低企业避税程度的双重目标。

（四）研究假说

1. 适用所得税税率与民营企业避税策略。民营企业缴纳所得税，享受政府提供的公共服务。在其他条件不变时，适用所得税税率高低不同的民营企业享受近似同等的公共服务。适用所得税税率低的民营企业以政府认可的方式直接减少所得税支出，如果政府对适用税率把关不严，税收会相应流失。政府部门需要严格确认其条件是否适用低的所得税税率。出于“不患寡而患不均”，其他企业的所有者或经营者会自发地对适用低税率的民营企业进行监督。因此，这类企业的日常经营行为将受到政府部门的严格检查和其他企业所有者或经营者自发的监督。由于以上两个原因，适用所得税税率低的民营企业瞒报利润被发现的概率u趋近于1，与税收人员合谋避税被曝光的概率λ也趋近于1。通过权衡成本与收益，采取保守避税策略成为这类民营企业的最优选择。

适用所得税税率高的民营企业占比较大，瞒报利润进行避税而被税收人员查获确凿证据的概率u相对较小。相对于适用低所得税税率的民营企业，这部分企业的避税策略更激进。田彬彬和范子英（2018）指出，适用所得税税率越高，企业的避税动机越强。当（3）式成立时，与税收人员进行合谋避税是其均衡的行为选择。

2. 腐败治理对民营企业避税行为的影响。党的十八大以来，中央出台了一系列制度措施来治理国家工作人员的腐败行为，包括改进巡视制度、重点查处十八大后仍不收手的官员等。在税收执法领域，腐败治理措施的影响至少表现在以下三个方面：（1）行贿受贿行为被曝光的可能性增大，λ上升；（2）对十八大后仍不收手的贪腐行为的惩罚力度加大，p_t上升；（3）随着贪腐税收官员的落马，出现更多的岗位空缺，为下级工作人员的晋升提供了更大的可能性，d上升。

对于保守避税的民营企业，腐败治理后，其日常经营行为更规范，所得税缴纳更自觉，与税收人员进行合谋避税的可能性更小。腐败治理并不改变这类企业的避税程度。

对于激进避税的民营企业，腐败治理所产生的影响与（3）式是否成立有关。田彬彬与范子英（2018）指出，征纳合谋在税收征管领域广泛存在，突出体现为税收征管系统高发的腐败案件。因此，腐败治理前的税收政策使（3）式成立，激进避税民营企业与税收人员的行为则分别由（6）式和（7）式决定。

对于激进避税的民营企业，由（6）式可知，当λ、p_t和d上升时，瞒报利润的边际收益下降。为使边际成本等于边际收益，企业将选择降低瞒报利润程度。即在u相同时，企业将选择更小的k，在图1中表现为曲线k（u）向下平移。

对于税收人员，由（7）式可知，当λ和p_t上升时，税收征管的边际收益降低。为了实现边际收益等于边际成本，税收人员将选择降低税收征管强度。即在k相同时，税收人员将选择更低的e（u），在图1中表现为曲线u（k）向左平移。在其他条件不变时，当d上升时，（9）式所表示的税收征管的边际收益上升，税收人员将提高税收征管强度。在k相同时，税收人员将选择更高的u。从直觉上分析，当d上升时，税收人员的晋升可能性增大，为了做出更好的业绩以求晋升，税收人员会加大税收征管强度。

受腐败治理影响，λ、p_t和d上升，对于激进避税的民营企业，瞒报利润的边际收益下降，企业将选择降低瞒报利润的程度，这一效应记为A。对于税收人员，λ、p_t的上升与d的上升对税收征管强度的作用方向刚好相反。前者降低税收人员的税收征管强度，这一效应记为B；后者则激励税收人员提高税收征管强度，这一效应记为C。在均衡状态下，代表性企业瞒报利润的程度存在如下三种可能：（1）若A>B−C，则腐败治理后企业的避税程度变小；（2）若A=B−C，则腐败治理后企业的避税程度不变；（3）若A<B−C，则腐败治理后企业的避税程度变大。

理论上的分析并不能明确判断腐败治理对激进避税民营企业避税程度的影响，而只能留待下文的实证检验。因此，我们提出假说1：在其他条件不变时，相对于保守避税民营企业，腐败治理对激进避税民营企业的避税程度没有显著影响。

3. 晋升前景对激进避税民营企业的反避税效应。腐败治理前（3）式成立，激进避税民营企业与税收人员的行为则由（6）式和（7）式决定。（6）式和（7）式分别对d求导可得：

$\frac{{\partial c'(k)}}{{\partial d}} = - 0.5u\tau f < 0$

(10)

$\frac{{\partial e'(u)}}{{\partial d}} = 0.5\tau kf > 0$

(11)

（10）式表明，随着d的上升，在u相同时，激进避税民营企业瞒报利润的程度降低，在图1中表现为曲线k（u）向下平移。（11）式表明，随着d的上升，在k相同时，税收人员的征管强度增大，在图1中表现为曲线u（k）向右移动。双方行为选择的均衡结果是激进避税民营企业的避税程度下降。

在中国的政治体系中，晋升与否意味着权力、地位和政治前途上巨大的利益差异（周黎安，2007）。在税收领域，当晋升前景向好时，为了获得更好的业绩，税收执法人员将提高征管强度，从而激进避税民营企业的避税程度。因此，我们提出假说2：在其他条件不变时，税收人员的晋升前景与激进避税民营企业的避税程度负相关。

中国是一个幅员辽阔的发展中国家，制度发展水平在不同地区间存在显著差异（Chen等，2006；Firth等，2012）。受制度发展不平衡影响，不同地区间的腐败存量也存在差异。政府的腐败治理措施采取标本兼治的办法，不仅着眼于治标，也着眼于防止腐败的制度建设。部分制度化措施体现在通过自上而下的方式派驻巡视组，提高腐败现象的曝光程度，加大对贪腐官员的查处力度。腐败治理措施从中央到地方得到有效的贯彻，行贿受贿行为被曝光的可能性λ以及对官员贪腐行为的惩罚力度p_t在地区间具有趋同性。然而，由于各地被查处的贪腐人员有多有少，与晋升可能性有关的d会表现出地区间的差异，不同地区激进避税民营企业的避税程度受腐败治理的影响也会存在差异。因此，我们提出假说3：在其他条件不变时，晋升前景对腐败治理与激进避税民营企业避税程度之间的关系具有调节效应。

三、研究设计

（一） 样本选择与数据来源。本文选取2009—2016年中国沪深A股上市公司作为初始样本，并按照以下标准进行了处理：（1）剔除金融业样本；（2）按实际控制人属性进行企业产权分类的方法（彭韶兵和王伟，2011），剔除国有企业样本；（3）剔除资产负债率大于1的样本；（4）剔除税前利润为负以及所得税费用为负的样本；（5）对于部分控制变量数据缺失的样本，按个体取均值进行填充；（6）对主要连续变量进行上下1%的winsorize处理。本文最终获得2014家民营上市公司10 006个非平衡面板观测值。

相关数据来源情况如下：（1）财务和股权结构数据来自CSMAR数据库；（2）企业适用所得税税率来自Wind数据库；（3）宏观税收数据来自中经专网数据库和《中国税务统计年鉴》；（4）查处的税务局官员数据来自中央和各省纪检监察网站以及《以案说法−税务人员职务犯罪案例选编》。

（二）计量模型设定。为了检验假说1，我们构建了如下计量模型：

${Y_{it}} = {a_0} + {a_1}Tim{e_{it}} + {a_2}Grou{p_{it}} + {a_3} Tim{e_{it}} \times Grou{p_{it}} + {a_4}{X_{it}} + {\varepsilon _{it}}$

(12)

其中，Y表示企业避税程度，根据Dyreng等（2010）、李增福等（2016）等文献，我们主要采用实际税率ETR和名实税率之差TRD作为企业避税程度的衡量指标。Rego（2003）指出，企业避税程度越高，实际税率ETR越低。刘行和叶康涛（2013）认为，使用TRD可使各个企业的避税程度具有更好的可比性；与ETR相反，企业避税程度越高，名实税率之差TRD越大。

Group表示受政策影响的处理组与对照组分组虚拟变量。目前，中国境内企业适用所得税税率主要分为10%、15%、25%三档。一般企业适用25%的所得税税率，高新技术企业（田彬彬和范子英，2018）以及西部地区以特定产业为主营业务的企业减按15%的税率征收企业所得税。^⑤对于适用10%税率的企业，由国家发改委、工业和信息化部、商务部、税务总局四部门联合下发红头文件公布适用企业名单的方式认定。适用10%税率的企业在样本中占比最少，所受检查和监督力度最大；适用15%税率的民营企业的日常经营行为也会受到政府部门的检查和适用25%税率的民营企业的自发监督，而这部分企业在样本中占比较大，^⑥政府部门的检查与其他企业的自发监督相对不足，从而有可能采取激进的避税措施。

我们选择适用所得税税率小于等于10%的民营企业^⑦作为对照组，Group取值为0。其他民营企业为处理组，Group取值为1。Time表示腐败治理政策实施并发挥作用的时间虚拟变量，参考金宇超等（2016），对于2013年及以后的样本，Time变量取值为1，其他取值为0。我们通过观察交互项Time×Group的系数符号及显著性来判断腐败治理对激进避税民营企业避税程度的影响。

X表示其他影响企业避税程度的控制变量，ε为随机干扰项。控制变量包括公司规模、资产负债率、盈利能力、固定资产比率、无形资产比率、存货比率、总资产周转率、股权集中度、机构投资者持股比例、名义税率以及年份与行业虚拟变量。

为了检验假说2和假说3，我们构建了以下检验模型：

${Y_{it}} = {a_0} + {a_1}{Pr _{it}} + {a_2}{X_{it}} + {\varepsilon _{it}}$

(13)

$\begin{aligned} {Y_{it}} =& {a_0} + {a_1}Tim{e_{it}} + {a_2}Grou{p_{it}} + {a_3}{Pr _{it}} + {a_4}Tim{e_{it}} \times Grou{p_{it}} + {a_5}Tim{e_{it}} \times {Pr _{it}} \\ &+ {a_6}Grou{p_{it}} \times {Pr _{it}} + {a_7}Tim{e_{it}} \times Grou{p_{it}} \times {Pr _{it}} + {a_8}{X_{it}} + {\varepsilon _{it}} \end{aligned} $

(14)

其中，Pr表示税收人员晋升前景向好的虚拟变量。金宇超等（2016）指出，在反腐过程中，上级官员的“落马”打开了下级官员晋升的渠道。根据这一推断，上级官员的落马为下级官员带来了非预期的晋升前景向好。我们通过分析公开披露的任职履历，发现税务系统官员的晋升具有以下特征：（1）税务官员主要来源于税务系统内部晋升；（2）正副科长级税务官员主要来源于本地晋升；（3）地级市税务局正副局长及以上级别的税务官员除了来源于本地晋升外，还有部分来自本省其他地级市（或同级别地区）低一级的晋升。可以认为本地正副科长级别或以上级别的税务官员落马具有提高本地税收人员晋升可能性的作用，本省其他地级市（或同级别地区）税务局正副局长或以上级别的官员落马有可能对本地低一级官员产生晋升激励。因此，若企业注册所在地级市存在正副科长或以上级别税务官员落马，或者企业注册所在省份其他地级市（或同级别地区）存在税务局正副局长或以上级别官员落马，则职位空缺期间^⑧虚拟变量Pr取值为1，否则为0。我们通过观察虚拟变量Pr和交互项Time×Group×Pr的系数符号及显著性来判断假说2和假说3是否成立。

（三）变量定义。变量定义见表1。

四、实证结果分析

（一） 描述性统计。表2报告了变量描述性统计结果。表征民营企业避税程度的变量：实际税率（ETR）的均值为0.18，说明民营企业样本的平均实际税率为18%，标准差为0.11；名实税率之差（TRD）的均值为0，标准差为0.11。样本企业名义税率与实际税率的均值均为18%，而实际税率的标准差大于名义税率的标准差。这说明民营企业样本实际税率的差异比名义税率的差异大，其避税能力与避税程度的差异比较明显。

（二） 回归结果分析

1. 假说1的检验。式（12）的OLS回归结果见表3。参考刘行和李小荣（2012）的研究，在对实际税率ETR进行回归时，我们控制了适用税率。在对TRD进行回归时，参考李增福等（2016）的研究，我们不再控制适用税率。

表3中Time×Group的系数大小及显著性在加入控制变量后的变化并不大，因此就统计意义而言，处理组与对照组的分组满足近似随机性分配的原则。回归结果显示，腐败治理实施后，处理组民营企业的避税程度上升。

在腐败治理前（3）式成立，受腐败治理影响，一方面，激进避税民营企业通过贿赂税收人员进行避税的成本上升，在u相同时将选择更低的k。另一方面，税收人员无法通过提高税收执法强度来谋取私利，在k相同时将降低执法强度，带来u的下降。如果税收人员执法强度下降所带来的避税效应大于避税成本上升所带来的反避税效应，则均衡结果表现为腐败治理实施后，激进避税民营企业的避税程度提高。

此外，我们采用双重差分法评估了腐败治理对激进避税民营企业避税程度的影响。这一方法要得到Time×Group的一致估计值，还须满足平行趋势的条件。即在政策干预前，处理组与对照组的结果效应趋势是一样的。为此，我们画出样本期间处理组与对照组的实际税率与名实税率之差的年均值趋势图。结果显示，^⑨2009—2012年（腐败治理实施前），对照组与处理组的实际税率（ETR）与名实税率之差（TRD）两个指标表现出相似的变化趋势。由此判断，本文处理组与对照组的选择满足平行趋势条件。

2. 假说2的检验。我们分析税收人员的晋升前景对激进避税民营企业避税程度是否有影响。我们剔除适用所得税税率小于等于10%的民营企业对式（13）进行了回归，结果见表4。从中可以看到，在1%的显著性水平上，变量Pr与实际税率ETR正相关，与名实税率之差TRD负相关。这表明税务人员晋升前景向好降低了激进避税民营企业的避税程度，假说2得到验证。

3. 假说3的检验。我们利用全样本对式（14）进行了回归，结果见表5。从中可以看到，当因变量为ETR时，交互项Time×Group×Pr的系数在5%的水平上显著为正；当因变量为TRD时，交互项Time×Group×Pr的系数在10%的水平上显著为负。这表明在腐败治理实施后，没有税务官员落马地区的激进避税民营企业的避税程度上升更加明显。假说3得到验证。

（三）稳健性检验。第一，考虑“营改增”的影响。2016年5月1日，我国开始在全国范围内全面推行“营改增”试点，这一政策有可能对假说1的检验结果产生影响。为此，我们剔除2016年样本后对式（12）进行回归。第二，控制晋升激励的大小。贪腐税务官员“落马”所带来的非预期晋升前景的变化还可能受到“落马”税务官员的数量、行政级别以及企业注册地在职税务人员数量的影响，我们将这些因素纳入分析中。我们收集了样本期内各省的年度税收收入总额、《中国税务年鉴》所公布的国家税务局与地方税务局所有正式职工人数。我们采用当年各地税收收入占全国税收收入之比乘以国家税务局与地方税务局正式职工人数之和，作为各地在职税收人员数量的近似值。^⑩借鉴李维安和徐业坤（2013）的做法，我们使用2015年在职税务人员数量代替2016年数值。以“落马”税务执法人员的数量分别乘以其相应的行政级别，^⑪再除以当年省份正式税务在职职工人数，^⑫作为晋升激励指标Pr1，重新对假说2和假说3进行检验。第三，替换避税程度的衡量指标。参考现有文献（曹书军等，2009；刘行和叶康涛，2013；李增福等，2016）的做法，我们使用考虑递延所得税的实际税率ETR1、名实税率之差TRD1以及会计—税收差异BTD1三个替代指标来衡量避税程度，重新进行回归。其中，ETR1=（所得税费用–递延所得税变动额）/税前利润总额，TRD1=适用所得税税率–（所得税费用–递延所得税变动额）/税前利润总额。BTD1=（税前利润总额–应纳税所得额）/期末总资产，应纳税所得额=（所得税费用–递延所得税变动额）/适用所得税税率。一般认为，会计—税收差异与企业避税程度呈正相关关系。上述稳健性检验没有改变本文的结论。^⑬

五、结　论

腐败提高了市场交易成本，降低了外商投资水平和经济增长率，扩大了社会贫富差距，导致经济资源错配（Jain，2001）。在税收领域，民营企业通过高管的政府任职经历、寻求政治关联和慈善捐赠等方式实现有效避税（吴文锋等，2009；李维安和徐业坤，2013；李增福等，2016）。党的十八大以来，政府采取了积极的腐败治理措施，党风、政风焕然一新（金宇超等，2016）。从逻辑上看，腐败治理会减小民营企业与官员之间的寻租空间（聂辉华和李琛，2017），抑制民营企业的寻租避税行为，导致其避税程度下降。

本文以2009—2016年我国A股民营上市公司为研究样本，根据适用所得税税率的高低以及日常经营行为受到政府部门及其他企业的检查监督情况，将民营企业分为保守避税（适用所得税税率小于等于10%）与激进避税（适用所得税税率大于10%）两组。前者的避税程度并不受腐败治理的影响，后者可能进行寻租避税，避税程度受腐败治理影响。本文以保守避税民营企业作为对照组，以激进避税民营企业作为处理组。双重差分估计结果显示，激进避税民营企业的避税程度在腐败治理后出现了明显的上升。本文认为，税收政策的设置不够完善时可能导致税收腐败的发生，腐败会提高税收人员的征管强度。受腐败治理影响，税收人员无法通过提高征管强度来谋取私利，使得这部分民营企业的避税程度上升。进一步研究表明，调整现行的税收政策，加大对税收人员贪腐行为的处罚力度，增加其正直执法的绩效奖励或晋升激励，可实现消除税收腐败和降低激进避税民营企业避税程度的双重目标。

本文利用贪腐税务官员被查处后职位空缺给在职人员带来晋升机会这一自然实验条件，进一步检验了税收人员晋升前景与激进避税民营企业避税程度之间的关系。结果显示，税收人员的晋升前景向好降低了激进避税民营企业的避税程度。在腐败治理过程中，没有税务官员落马地区的激进避税民营企业的避税程度上升更加明显。

本文的研究结论具有一定的政策含义。本文研究表明，在涉及经济处罚的执法领域，执法者贪腐的成本较低，对执法者正直执法的激励不足时，很容易滋生执法腐败。在加大贪腐处罚力度的同时，增强执法者正直执法的物质或政治激励，可实现行政执法领域“扎牢不能腐的笼子，增强不想腐的自觉”的目标。另外，本文从税务领域证明了2018年5月以来国家出台的激励干部担当作为的措施的正确、及时和有效。

　　* 作者感谢华南师范大学经济与管理学院2018年新年学术论坛上董志强教授、王智波教授等专家对本文的建设性意见，感谢匿名审稿人的有益修改意见。当然，文责自负。

① 避税和逃税这两个概念往往是交替使用的（Slemrod和Yitzhaki，2002）。遵循前期研究（Cai和Liu，2009；李增福等，2016）的做法，本文并不区分避税和逃税。

② 保守避税是指在解读所得税政策时，民营企业认为在税收检查中有可能被税收执法人员认定为不适用避税的经济行为，一律不实施。

③ “干部状态新观察·激励担当作为：让干部甩开膀子迈开步子”，《人民日报》，2018年6月22日。

④ 假设政府在调整相关的激励政策时不存在财政或政治上的约束。

⑤ 参见财税〔2011〕58号文。

⑥ 在本文的样本数据中，适用所得税税率大于10%且小于等于15%的民营企业占比为65.51%，大于15%的民营企业占比为30.94%。

⑦ 在这部分样本企业中，适用10%所得税税率的民营企业占比为92.11%；为了不损失样本信息，我们将把适用税率小于10%的样本企业纳入对照组中。

⑧ 受数据采集限制，且部分空缺岗位的继任者调整到位的时间无法确切获悉，岗位空缺当年Pr设定为1，其他设定为0。

⑨ 受篇幅限制，趋势图未列示，如有需要可向作者索取。

⑩ 在《中国税务统计年鉴》中，上海市与西藏自治区没有区分国税收入与地税收入。为了统一口径，我们合并了其他省份税收收入总额及国税和地税在职职工人数。

⑪ 为了进行公平比较，我们剔除了企业注册地有正副科长级税务官员落马的样本。借鉴李维安和徐业坤（2013）的做法，我们将副处级设定为1，正处级设定为2，副厅级设定为3，正厅级设定为4。

⑫ 由于比值较小，导致回归系数较大，我们将比值乘以10 000。

⑬ 受篇幅限制，文中未列示稳健性检验结果，如有需要可向作者索取。