竞争和企业避税来自中国工业企业的证据 蔡洪斌 刘俏 本文主要研究

竞争和企业避税：来自中国工业企业的证据蔡洪斌刘俏本文主要研究市场竞争是否会强化中国工业企业的避税动机。我们估计了竞争对企业报告利润（基于会计核算）和推算利润（基于国民收入核算）之间关系的影响。为了解决测量误差和潜在的内生性，我们使用了工具变量法、外生的政策冲击和其他稳健性分析。有（稳健、一致的）证据表明竞争环境越激烈的企业避税行为越多。无独有偶，处于相对劣势的企业拥有更强的避税动机。最近，避税和逃税行为受到了实务部门和学术界越来越多的关注。有文献把避税和逃税行为看成是一种重要的企业策略，并考察了各种影响避税活动的因素，例如，Slemrod（2004），Desai和Dharmapala（2006）。但是竞争环境等行业特征如何激励企业进行避税活动还没有被分析过。而且，除了SivadasanSlemrod(2006)是分析印度的，几乎所有文献里的实证分析都是基于美国的。基于大量中国工业企业的数据，我们对产品市场的竞争如何影响企业规避企业所得税进行了分析。我们研究了中国企业的税收筹划行为，因为这是一个非常重要的经济现象遵循已有文献，本文并不区分避税（如利用税法漏洞，盈余管理）和非法逃税行为（如漏报收入或利润）。此外避税、逃税、节税和税收效率可以交替使用。。2003年，国家审计局在对17个省份和城市随机抽取的788企业的调查中发现了111.9亿元人民币的所得税缺口(TheAsianWallStreetJournal,A2,September20,2004)。Fisman和Wei(2004)也找到了中国存在普遍逃避关税行为的证据。可以说，这些揭露逃税行为的例子只是中国企业避税及逃税遵循已有文献，本文并不区分避税（如利用税法漏洞，盈余管理）和非法逃税行为（如漏报收入或利润）。此外避税、逃税、节税和税收效率可以交替使用。直觉上，竞争压力越大的企业会更积极地避税，从而投入更多的投资资金到市场上进行竞争。因此，处于竞争更为激烈的行业中的企业以及在行业中处于相对劣势地位的企业应该有更强的避税动机。在早期的研究文献中（Cai和Liu，2007），我们用一个简单的理论模型证明了这些结论。在这篇文章中，我们着重于实证检验这些猜想。我们使用的数据库是由中国国家统计局（NBS）维护的，其中包含了2000至2005年间中国规模以上工业企业的年度会计简报所反映的企业层面的信息。在我们的样本中，平均每年有190,000个企业。然而，我们的实证分析面临的一个主要挑战，也是在讨论避税和逃税的文献中经常出现的，企业真实的会计利润是不可观测的。为了克服这个困难，学者们经常使用账面收入为真实利润的代理变量，使用账面收入与实际应税收入之间的差额（book–taxgap）作为企业避税行为的衡量Desai(2003；2005)以及Desai和Dharmapala(2006)。但这种方法只适用于上市公司，对于非上市公司来说账面收入通常是无法获得的。使用类似的方法，我们在国民收入核算（即。用总产出减去中间投入）的基础上计算了企业的推算利润。由于多种原因，这个推算利润与基于通用会计准则（GAAP）得到的实际会计利润之间会存在合理的差异。这主要是因为这两个系统的收入和成本核算规则不同，例如，并非所有的当期产出都能转化为企业的当期收入。资产折旧规则也可能不同。税收抵免（如收入，再投资抵免）及税务亏损结转可能是推算利润和实际会计利润之间差距的其他来源。由于这些原因，基于国民收入核算的推算利润PRO可能不是实际会计利润的一个好的代理变量，也肯定不如账面收入好。因此，在本文中使用推算利润和报告利润之间的差额作为避税行为的衡量不太适合。然而，对于我们而言，我们只需要假设推算利润和真实利润是正相关的（这点由于这两个反映的都是企业的经济基础而显然成立）因为，我们的理论预测主要关注报告利润对真实利润敏感性的比较静态结果。只要推算利润和真实利润是正相关的，我们的比较静态结果将延续到报告利润对推算利润的敏感性。因此，我们的实证策略是检验竞争（以及其他感兴趣的变量）如何影响报告利润对推算利润的敏感性。我们模型的理论预测均得到了实证结果的证实。特别是，我们获得了强有力的证据表明产品市场的竞争增强了企业从事避税活动的动机。多种衡量竞争性的指标（企业数量，集中度或者是行业平均利润率）对隐瞒利润的估计影响具有预期的符号并在统计上显著，并且这一结论不因对行业（3位数或者4位数行业代码）或市场（全国性市场或者区域性市场）的不同划分而改变。我们主要的实证结果对于其他模型设定也是稳健的。除了OLS（普通最小二乘）回归，我们还使用了2SLS（两阶段最小二乘）回归为推算利润和竞争寻找了工具变量。特别是，我们使用在四位数行业分类上在建立一个新的公司所需的许可数作为竞争的工具变量，用在四位数行业层面（不包括公司本身）的平均推算利润作为推算利润的工具变量。在所有的模型中，我们都找到了支持性的实证证据在早期的研究文献蔡、刘（2007）中，我们也通过对一个子样本的平衡面板数据进行GMM估计发现了类似定性的结果。。另外，我们研究了竞争环境（解除对外商投资的限制）中两个行业的自然实验。所有这些研究都得到了相同的结论：竞争促使企业隐瞒利润。这意味着，即使内生性（如竞争）和测量误差（如推算在早期的研究文献蔡、刘（2007）中，我们也通过对一个子样本的平衡面板数据进行GMM估计发现了类似定性的结果。竞争的影响在经济上也是显著的。例如表4列（4）中的2SLS回归。当所有自变量取平均值时，推算利润每增加1个单位，报告利润将增加0.504个单位。如果回归中使用的竞争变量（这里指行业平均利润率）在均值的基础上每提高一个标准差（即竞争减弱一个标准差），那么报告利润对推算利润的反应增加为0.584，较以往的水平增加15.7％。换句话说，一个竞争比行业平均竞争水平少一个标准差的企业，对于每一单位的推算利润将比拥有平均竞争程度的同行业企业多报告约16％的利润。我们的分析还得出了可能影响企业避税动机的其它因素的有用结果。在控制了其他条件以后，面对更高税率或更严格的融资约束的企业以及规模较小的企业更偏向于隐瞒利润。这些都与我们的理论预测相一致。对这些因素影响的估计结果与预期一致并且在统计和经济上均显著。基于对基准模型的2SLS估计（例如，见表4模型4），在其他条件相同时，对于每单位的推算利润，税率每提高一个标准差会导致报告利润相对于它的平均水平减少5.6％，贷款能力——资本市场可及性（以我们的标准衡量）每增加一个标准差，报告利润增加2.1%；最后，企业的员工规模每增加一个标准差将使报告利润增长27.4％。我们的文章建立在上述越来越多研究企业避税和逃税行为的文献的基础上，并对他们进行了发展。我们的主要贡献是提出了来自中国的、表明产品市场的竞争会加剧企业避税行为的系统性证据。至于一些违法的或社会不能容忍的逃税及避税行为，我们的文章也与那些反映竞争“阴暗面”的论文相联系Cummins和Nyman(2005)和Shleifer(2004)。特别是，Shleifer（2004）认为竞争促进了不道德行为，如雇用童工、腐败、过高的高管薪酬和企业盈余操纵的广泛传播。他的基本思想很简单：竞争的影响关键取决于企业在产品市场竞争中使用的手段。如果企业使用社会非生产性手段来获得竞争优势，那么竞争就不会产生社会所期望的结果。在这方面，据我们所知，我们是第一篇提供与该论断一致的系统性实证证据的文章。本文的其余部分安排如下：第1节简要介绍了中国企业所得税的制度背景；第2节提出理论猜想和实证假设；第3节描述数据集以及我们的实证研究策略；第4节提出主要的实证结果；第5节检验实证分析的稳健性；第6节做总结和评论。1.制度背景在1978年经济改革之前的中央计划体制中，中国工业企业大多是国有的（除了小型集体企业）。他们不是独立的核算单位，必须把全部盈余交给控制他们的政府机构。计划经济体制下没有企业所得税，一个对中国经济改革的说明，参见吴（2003年）。从1979年开始一直到20世纪80年代，中国政府出台了多项企业税制改革。大型国有企业（以下简称国有企业）须按55％缴纳所得税，小型国有企业按一个10-55％的税收目录缴纳所得税，私营企业的所得税税率为35％。对于大型国有企业，还有复杂的、不断变化的分享公式将税后利润在国有企业和政府之间进行分摊。20世纪80年代国有企业改革的重点是“下放决策权，并给予激励”（放权让利），20世纪90年代的“现代企业系统”则强调公司化治理。许多中小型国有企业被悄悄地私有化，其他则转变为股份制公司。与此同时，非国有企业（民营，外资，香港/台湾）快速发展，并在经济中越来越重要。作为财税系统改革的一部分，1994年，中国颁布了“企业所得税法”来彻底修改企业所得税。所有国内企业，不管什么类型，一律缴纳33％的企业所得税，应纳税所得低于30,000元人民币的小企业缴纳18％的所得税。由于改革，国有企业被允许保留税后利润用于再投资以及支付改革成本（例如，支付下岗工人的工资）。见世界银行政策附注“国有企业分红：分多少？分给谁？”（高路易等人，2005）大部分外商投资工业企业缴纳见世界银行政策附注“国有企业分红：分多少？分给谁？”（高路易等人，2005）税收征管机构也在1994年进行了改革。1994年以前，先由省和地方税收征收机构征收所有税收，然后中央和省级政府再根据一些事先签订的分享协议划分总税收。在1994年的改革中，税收被分为中央税和地方税，由国家税务局（国税局）和省税务局（地税局）分别负责征收中央税和地方税。无论是国税局还是地税局都要接受国家税务总局的监管。现在，企业所得税被列为中央税，由国税局及其在各省的分支机构负责征收。自1994年以来自1994年以来企业所得税分享方案有所改变。最初，国税局征收中央国企和外企的企业所得税，地税局负责征收其他国有企业、集体企业和国内民营企业的所得税。2002年1月1日，国务院颁布了“分税制改革方案”，改变了原有的企业所得税分享方案。这不会对我们的实证分析产生影响，因为我们回归中的地区固定效应体现了所有跨地区的执行差异。过去的三十年里除了令人印象深刻的经济增长外，中国的经济格局也在改革年里发生了巨大变化。从一开始的中央计划经济，中国经济已经成为一个非国有经济扮演着越来越主导作用的混合经济体。在我们所有规模以上工业企业的数据中，2005年国有企业和集体企业分别仅占10.2％和15.1％，混合所有制企业为21.4％，而民营企业（内资，外资，以及香港和台湾）的比重则为53.3％。此外，经过多年的改革，现有国有企业和集体企业的管理者们被给予了相当大的决定权，配合与公司绩效挂钩的薪酬激励制度，这些企业越来越关注企业内控制度（吴，2003）。1994年改革以来，经济的高速增长和不断提高的税收征管力度共同导致了中国政府企业所得税收入的快速增长。2001年，企业所得税的总收入为2630亿人民币，并于2005年增加至5344亿人民币（2006中国统计年鉴）。2001年以前的企业所得税总收入的数据无法获得。本年鉴有国有企业和集体企业缴纳的企业所得税的2001年以前的企业所得税总收入的数据无法获得。本年鉴有国有企业和集体企业缴纳的企业所得税的数据，从1994年708亿人民币增至2000的1000亿人民币。（1）要处理越来越多的企业，征管机构的人力资源显得不足；（2）征管机构缺乏收取企业所得税的培训和技能训练（比其他税种如增值税要复杂得多）（3）征管机构管理系统效率低下。《《企业所得税征管现状及改进建议》，于胜利邢丽，/llyj/ShowArticle.asp?ArticleID¼104。在每个城市，税收征管机构通常把大型企业视为重点户，每个税务人员被分配到处理一定数量的这些公司。此外，税收征管人员没有有效、系统的审计和检查企业的方法。例如，在行业杂志《中国税务》的逃税个案采样报道中，我们发现绝大多数案件是知情人举报到税务机关。鉴于企业所得税执法不力的现实，可以想象逃税和避税行为是相当普遍的。虽然没有系统的研究，但这点从传闻和媒体报道的众多案件中已经显而易见了。在众多避税和逃税的方法，下面几个似乎是其中最常见的：（一）错误记录销售收入（例如，记录于“应收账款”）；（二）滥用税收抵免政策（例如，声称循环利用材料）；（三）与关联公司的转让价格（关联交易）；（四）盈余管理（例如，平滑盈利和亏损）；（五）伪造凭证。此外，还有许多有关税收筹划的书，教企业如何在合法的情况下最大限度地减少企业税收（例如，崔，2005年）。对这种知识的大量需求表明了企业狠抓税收效率的策略。2.理论猜想，实证方法和可验证假说πi,t表示企业i在t年的真实会计利润，我们推测，它报告的利润是其中是公司i的报告利润，和是两个参数，是均值为0的误差项。这意味着企业少报了他们的利润。显然，利润低报金额为-，它随di,t和ei,t的增大而减小。换句话说，di,t和ei,t越大，企业i的报告越真实。在一篇早期的研究文献中（蔡、刘，2007），我们提出了一个简单的理论模型表示利润报告决策规则如（1）。我们还说明了di,t和ei,t取决于市场竞争和其他公司特征。直观地说，竞争压力越大的企业避税动机越强，从而可以投入更多的投资资金到市场上进行竞争。因此，处于竞争更为激烈的行业中的企业以及在行业中处于相对劣势地位的企业应该有更强的避税动机。我们的理论预测可以归纳为以下两个猜想，有关详细信息，请参见蔡和刘（2007年）：猜想1：所有其他条件相同时，在竞争越激烈的环境中，利润低报越严重。猜想2：所有其他条件相同时，税率或者资本的边际收益率越大，或避税的成本越小，利润低报越严重。直观地看，税率越高，隐瞒一元利润可以节省下来的税更多，因此，少报利润更有利可图。资本的边际收益率越高，税收减少一元会产生更多的未来利润。在上述任意一种情况下，企业都会倾向于报告更低的利润。另一方面，如果避税成本越高，公司将会报告得越真实。请注意，我们专注于竞争对避税的影响，不明确考虑在决定避税时可能出现的代理问题。最近很多学者强调了管理激励因素对企业避税的影响(Crocker和Slemrod，2005；Chen和Chu，2005；Desai和Dharamapala，2006)。这些研究清楚地表明，代理问题对企业避税行为具有重要意义。在本文中，只要管理人员部分关心公司价值，我们的定性结果（猜想1和2）就仍然成立。特别地，如果管理者的报酬随着公司价值的增加而增加，那么竞争压力将迫使管理者从事更多的避税活动。因此，为了重点研究竞争的影响，以及由于数据的限制，在这篇文章中我们将代理问题抽象化。更多的讨论请参见第5.4节。因为是不可观测的，我们无法直接估计（1）。为了克服这个困难，我们采用下面的方法。利用国家统计局的数据库，我们将在第3节详细介绍，我们根据国民收入核算体系计算了公司i在t年的企业利润如下：其中Yi,t是该公司的总产出；MEDi,t测量不包括财务费用的中间投入；FCi,t是财务费用（主要是利息支出）；WAGEi,t是企业的工资总额；CURRDi,t是当期折旧；VATi,t增值税额。注意这里的定义PROi,t是推算利润，不同于公司i的真实会计利润。一个主要的原因是两个系统的收入和成本核算规则不同，例如，并非所有的当期产出都能转化为企业的当期收入。资产折旧规则也可能不同。税收抵免（如收入再投资优惠，循环回收和环境优惠）及税务亏损结转之间的差异，是PROi,t和之间差距的其它来源。由于这些原因，这个推算利润充其量是的一个非常嘈杂代理变量。事实上，我们的实证研究策略中的一个关键问题是要有效地解决PROi,t的测量误差，我们将在以后的章节中具体讨论。另一方面，从国民收入核算体系中得到的的推算利润和（不可观察的）真实利润应该是呈正相关的，因为它们都反映了该公司的基本面。我们假设推算利润和真实利润之间的关系如下：其中是一个未知参数，是一个均值为0的误差项。该不可观察的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。先验地，我们不知道的符号：它可以是正的也可以是负的。把（3）代入式（1），我们得到在这里我们用PROi,t替换，和此外，我们提出的以下计量规范（请注意，j表示公司i所处的行业）：其中Competj,t测量j行业的竞争水平；Taxi,t是在t年企业i的税率；Financei,t是企业i进入资本市场容易程度的一个衡量；Xi,t是包括其他的企业特征、固定时间效应和固定位置效应在内的一系列控制变量。从猜想1和2，我们有以下假设：假设1：β1<0，也就是说，一个企业的避税动机与相关产品的市场竞争程度成正相关。假设2：β2<0，也就是说，一个企业的避税动机与税率成正相关。假设3：β3>0，即企业的避税动机与资本市场的可及性负相关。企业规模对企业避税的影响难以确定。一方面，如前所述，中国的税收征收机构对规模较大的企业给予了更多关注，从而使得规模越大的企业避税的预期成本越高。此外，企业规模也可以作为进入资本市场容易程度的代理变量，这又降低了大企业的避税动机。另一方面，避税活动存在规模经济，从而大企业有更强的动机隐藏利润。虽然找出净效应的影响方向仍然是一个实证问题，我们事先认为前者可能更重要，因此我们对假设4作出如下陈述：假设4：β4>0，即国模月大的企业参与避税的动机越弱。我们对Ei,t有一个类似于（5）中对di,t的规范。但是，由于我们事前不能确定的符号，而，所以我们的模型没有对Ei,t如何受到竞争或其他变量的影响作出预测。因此，我们没有对估计中Ei,t系数的符号作出预测。3数据和变量定义3.1数据集为了研究产品市场竞争对企业避税的影响，我们分析了由中国国家统计局（NBS）开发和维护的一个大型的数据集。国家统计局的数据包含了所有中国规模以上工业企业（即销售额超过一定水平的工业企业）的年度调查数据。平均而言，2000至2005年每年有接近190,000公司被包含在数据集中，跨越37个两位数代码的行业和31个省或直辖市。在2005年，他们占据了中国的大部分工业增加值，吸纳了中国22％的城镇就业。国家统计局收集这些数据用来计算国内生产总值。出于这个原因，每个在数据库中工业企业都被要求向国家统计局提交一个有关生产活动、会计和财务信息的年度报告。被报告到国家统计局的这些信息应该是相当可靠的，因为1995年以来国家统计局已经在计算国民收入账户时实施了标准程序，并对规模以上企业实施了严格的双重检查程序。此外，企业没有明显的动机向国家统计局谎报他们的信息，因为这些信息不能被其他政府机构，如税务机关，用来对付他们。国民经济CensusÕÔRegulations第33条规定，使用的行吟诗人有关单位和收集在经济普查的个人资料，应当严格限制在经济普查，不得用于任何单元为基础，对经济的受访者施加惩罚的目的censusÕ。在中国的某些时期，统计数据的谎报是受到普遍怀疑的，最臭名昭著的是由地方政府提供的本地生产总值数据。然而，规模以上企业的国民收入核算由国民经济CensusÕÔRegulations第33条规定，使用的行吟诗人有关单位和收集在经济普查的个人资料，应当严格限制在经济普查，不得用于任何单元为基础，对经济的受访者施加惩罚的目的censusÕ。国家统计局为数据库中的每一个企业分配了合法识别号码，并指定其所有制形式。公司被分到下列六个主要类别中的一个：国有企业，集体企业，私营企业，混合所有制企业（主要是股份制企业），外资企业和港澳台企业。国家统计局没有单独区分中国的上市公司，而把他们一并归入到了混合所有制类别里。截至2005年底，中国有约1300家在两大证券交易所上市的公司，其中只有略多于700家是制造业企业。为了获得一个干净的样品，排除异常值，我们从原始数据集中删除了以下几种观测值：1、缺少关键信息的观测值（如总资产，员工人数，工业总产值，固定资产净值，或销售额）；2、错误分类的观察，其经营规模明显比规模以上企业的分类标准小，具体而言，是满足以下条件的观测值：（i）固定资产的价值低于1000万元人民币；（ii）总销售值低于1000万元人民币；（iii）雇员的数目少于30人；3、下列变量中的一个为负值：（i）总资产减流动资产，（ii）总资产减总固定资产，（iii）总资产减固定资产净值，（iiii）累计折旧减去当期折旧；4、有极端变量值的观测值（关键变量的值要么比99.5百分位的数更大，要么比0.5个百分位数更小）。在此过程中，我们得到了194635不同企业的514394个观测值。所有货币以2000年人民币不变价格计算。3.2利润国家统计局的数据库包含了每个样本公司投入与产出的数据，这样我们就可以用（2）式来计算基于国民收入核算体系的推算利润（PRO）。该数据库还包含了每家公司报告的税前会计利润（RPRO）。我们用企业的资产总额（TA）对推算利润和报告利润进行了标准化处理。如表2所示，2000-2005年报告利润的样本均值为0.0515，而推算利润为0.1431。我们定义了一个变量GAP来表示这两个利润之间的差额。变量GAP的均值为0.0916，以及一个较小的中位数0.027。正如前面提到的，两个利润指标之间的正差可以简单地反映会计核算体系和国民收入核算体系之间的外生差异，如不同的费用确认的规则、不同的资产折旧规则，不同的税收抵免及税务亏损结转规则等。但企业的避税活动也会对推算利润和报告利润之间的差异产生影响。本文的目的就是要实证检验由后者所引起的差异，并分析市场竞争如何影响企业从事避税活动的。一个例子可以说明中国推算利润和报告利润之间的差异。2005年，沪东重机股份有限公司，一家在上海证券交易所上市的公司，报告了14,100万元的税前营业利润。但是，该公司按（2）式国民收入核算体系计算的的税前利润为38,200万元。这个差额主要是由于产出与销售（174,400万元与142,300万元）和中间投入与费用（人民币135,100万元与128,200万元）之间的差异引起的。两个系统在收入与费用确认原则上的固有差异造成了产出与销售、投入与费用之间的合理差异，并由此导致了报告利润和推算利润之间的巨大差异。我们分析的核心问题是，在由这两个系统所造成的合理差异的背后，企业是否对他们的会计和报告进行了管理，从而减少了他们的利润。如果他们这么做了，他们是如何在不同竞争程度的不同行业中做到这一点的？3.3竞争变量遵循产业组织文献中的一般做法，我们构造了四个变量来衡量竞争强度。第一个是四位数行业中规模以上企业的数量。在我们的分析中使用了它的自然对数。第二个指标是一个四位数行业总销售额的赫芬达尔指数赫芬达尔—赫希曼指数(Herfindahl-HirschmanIndex，简称HHI）简称赫芬达尔指数，是一种测量产业集中度的综合指数。它是指一个行业中各市场竞争主体所占行业总收入或总资产百分比的平方和，用来计量市场份额的变化，即市场中厂商规模的离散度。赫芬达尔指数是产业市场集中度测量指标中较好的一个，是经济学界和政府管制部门使用较多的指标。，这是所有企业在j赫芬达尔—赫希曼指数(Herfindahl-HirschmanIndex，简称HHI）简称赫芬达尔指数，是一种测量产业集中度的综合指数。它是指一个行业中各市场竞争主体所占行业总收入或总资产百分比的平方和，用来计量市场份额的变化，即市场中厂商规模的离散度。赫芬达尔指数是产业市场集中度测量指标中较好的一个，是经济学界和政府管制部门使用较多的指标。我们计算了中国503个四位数制造业的四个竞争指标。为了简便起见，我们在表1中列出了2000-2005年37个二位数制造业4个竞争指标的平均值。所有指标都显示了行业间的巨大差异。我们计算了四位数行业中四大竞争指标之间的二元相关关系。赫芬达尔指数和行业集中率高度相关，相关系数为0.864，这是因为两个衡量的都是行业集中度。企业数的对数与赫芬达尔指数和行业集中率都负相关，相关系数分别为-0.564和-0.745。行业平均利润率与企业数量的对数负相关（-0.0241），与赫芬达尔指数和行业集中率正相关（相关系数分别为0.013和0.011）。我们注意到行业平均利润率和其他指标之间的相关性有预期的符号，但非常小。总体而言，这四个变量都衡量了竞争程度，只不过角度不同。我们在表2中同时报告了基于二位数和四位数行业分类的竞争变量的描述性统计。两个行业集中度指标，赫芬达尔指数和行业集中率，对市场定义非常敏感。显然行业集中度会随着市场的缩小（从二位数到四位数）而提高。另一方面，行业平均利润率是稳定的。3.4其他变量我们从数据库中构造了如下衡量企业特征的变量，并在表2中报告了他们的描述性统计。我们用一个企业实际支付的企业所得税占税前报告利润的比例构造了一个变量TAX，并将亏损企业的TAX设置为零。虽然中国标准的企业所得税税率为33％，但中国政府给各类企业（例如，外资企业，高新技术企业，合资企业）提供了各种各样的税收优惠待遇（如一定时期的税收减免）。地方政府为了促进当地经济的发展也给各类企业进行免税和退税。此外，税收征管和执法随意性较大，为税收扭曲和用贿赂换取税收减免留下了大量空间。因此，不同企业的实际税率相差较大。由表2中可知，变量TAX的样本均值为25.01％，标准差为13.14％。我们注意到一小部分公司具有很高的实际税率（样品最大值为77.29％），这可能表明有以前年度有大量的税收推迟。我们利用贷款的容易程度来衡量企业的边际资本收益。融资约束越多的企业应该有更高的边际资本收益。但这很难衡量一个企业进入信贷市场的容易程度。本文使用了如下方法。发展经济学认为在发展中国家，贷款的容易程度对企业业绩和经济增长具有重要影响（拉詹和津加莱斯，1998;班纳吉和迪弗洛，2004）。随着中国经济的快速发展，企业对贷款的需求迅速增长。但银行业和股市的发展却跟不上日益增长的需求，所以中国企业通常面临着紧的信贷约束。因此，一个企业实际的债务金额基本反映了它可以借到的钱，而非它内生选择的最佳资本结构。因此，我们认为企业获得贷款的能力与他们的债务股本比正相关。请注意，中国的银行对贷款利率几乎没有自由裁量权（企业贷款利率在我们的整个样本期间是受调控的）。还要注意的是由于受到严格的管制，公司债券市场非常小。因此，贷款利息的多少反映了公司能够借用的资金。因此，我们计算了每个企业财务费用与总资产的比率，并把它作为企业贷款能力的代理变量。从表2中可以看到，这个变量的样本均值为1.56％，标准差为1.43％。我们构造了6虚拟变量来表示企业的所有权状况：DSOE、Dprivate、Dforeign、DHK/TW、Dmixed和Dcollectiv。如果一个公司属于相应的所有权类别，那么该值为1，否则为零。从在表2中这些虚拟变量的均值可以看出，我们的样本中（国内）私营企业、港台企业和外资企业分别占25.5％、14.8％和13.1％。这显示了改革以来中国经济发生的变化。粗略地讲，我们的样本中超过50％的规模以上工业企业是“纯粹”的民营企业，而国有企业和集体企业只占10.3％和14.6％。其余的21.7％，为混合所有制企业。我们用员工人数的对数衡量公司规模。样本中员工人数的平均值为501，最高值和最低值分别是161654和30元。在表2中我们可以看到，样本样本企业的平均总资产为16,300万元。用总资产的对数衡量企业规模可以得到类似的结果。我们还用销售收入与总产出的比例，作为一个控制变量。在某种程度上，这个变量控制了会计核算体系和国民收入核算体系在把产出确认为收入上的时间差。其样本均值为0.994，标准差为0.244（表2）。我们设置了28的地区虚拟变量来反映地理效应。31省和直辖市中，我们把西藏、青海和宁夏合并成了一个，因为这三个相邻省份的观测值都太少了。我们还合并了重庆和四川，因为1997年重庆才从四川分离成为直辖市。最后，我们设置了6个时间虚拟变量来反映时间变化的影响。4．实证结果为了获取竞争可能怎样影响公司的隐藏利润的激励动机的直观感觉，我们在表一中绘制了在给定的一个两位数行业里，随着行业中公司数量对数的不同，不同的估算利润和报告利润之间的差额的散点图。我们观察到两种利润测算方式之间的差距和竞争水平之间存在显著的正相关关系。14在散点图上没有明确的异常值出现，这意味着报告利润与推算利润的差距和竞争测算之间的关系不太可能是由于异常值造成的。换一种测算竞争程度的方式和差距作出的散点图也反映了类似的模式。虽然应谨慎看待这个数据上的快速浏览结果，它确实表明估算利润和报告利润之间的差异，可能与市场的竞争程度有关。根据（4）式和（5）式，我们估计了下方的等式：其中DOWN是一组以国有企业作为基准的代表5中所有制类型的虚拟变量；dyear是一组年度虚拟变量；以及dloc是一组地区虚拟变量，dyear和dloc控制了具体年度和具体地区对于利润报告行为的特定影响。在上面的模型中，交互项系数（即，βS）的符号和大小表明每个变量是否以及在何种程度上影响报告利润和估算利润的敏感性。我们的重点是β1。如果它是负数并且是显著的，那么在更具竞争性的行业中的企业倾向报告更少的利润（假设1）。我们的其他假设是β2<0，β3>0和β4>0。需要注意的是，我们在和（4）中的Ei,t相关的常数项中包括了所有控制变量和虚拟变量因素，但如之前所讨论的，我们没有预测αS这些估计系数的符号。4.1．OLS回归（普通最小二乘法估计回归结果）我们先用OLS估计(6)，我们在四位数行业里使用四个可选择的衡量竞争强度的变量。表3显示了结果。在每一列（除列（1）和（2）不包括竞争变量），标题表明在回归中使用哪种竞争变量。为了节省空间，我们只报告感兴趣的估计结果和估计结果下用括号括起的稳健标准误下。在列（1），我们的回归只包括常数项和估算利润。该推算利润大约解释了20.2％的报告利润的断面变化。估算利润和截距的估计系数分别是0.202和0.06，均显著。如果（i）估算利润是真实的会计利润的良好指标，（ii）估算利润无测量误差的，（iii）公司不少报利润，那么估算利润的系数应该是1，截距为零。情况并非如此，这并不奇怪。在列（2）中，我们增加了列（6）中的所有除竞争变量和竞争变量与估算利润的交互项以外的其他变量。该模型改善了，调整后的R平方从20.2％增加至24.2％，表明这些协变量也有助于解释报告利润与估算利润之间的差距。在列（3）和（4）中，我们只考虑竞争程度（分别通过赫芬达尔指数和利润率指标测算）对报告利润和估算利润之间关系的影响。两种竞争变量和估算利润之间的相互作用都是正向且显著的，表明竞争减少了报告利润与估算利润的敏感度。相比于第1列，加入竞争变量使得OLS回归中调整后的可决系数增加了1-2个百分点，这表明竞争变量在解释公司利润报告的决定的作用是重要的。在列（5）-（8），我们引入不同的测算竞争的变量，使用OLS回归来估计模型（6）。当引入企业数量的对数作为竞争测算变量时，竞争与估算利润的交互项估计系数，β1为负，而在所有其他情况下，β1是正的。在所有的回归中，β1的标准误差在0.005-0.0188之间，这个数据表明是非常显著的。这里的证据表明，企业往往在行业不那么集中，有更多的企业，或者有更低平均利润率的条件下，隐藏更多的利润。对其他感兴趣的变量的实证结果也与我们的猜测基本一致。表3显示，在所有的回归下，有效税率与推算利润交互项的估计系数为负且在统计上显著。这与假设2一致。所有其他条件相同是，一个公司隐藏利润激励机制是负相关于它能获取外部融资的容易程度的（假说3）。从表3中可见，OLS结果能够有力支持这种假设。在所有的回归中，获得信贷与推算利润的交互项系数为正，在统计上显著，而且在所有的回归中都是相当稳定的。表3也表明，在所有回归中，员工人数（本公司规模的代理变量）的对数与推算利润的交互项系数是正的且在统计上显著。估计值在0.011-0.012范围内。这些结果表明，资产规模较大的公司越没有动力去逃税（假设4）。表3还报告了所有制虚拟变量的系数。从报告利润对于估算利润的敏感度来看，民营企业和港、台企业相比于国有企业报告更低的利润，集体企业和外国企业比国有企业报告更高的利润，而混合所有制企业和国有企业没有显著不同。4.2工具变量法估计：竞争对隐藏利润的影响尽管OLS回归结果支持我们的假设，这些还是应该谨慎理解。首先，在我们的模型中可能有被遗漏的变量，如果这些被忽略的变量都与观测到的等式右手边的变量，如竞争变量，估算利润相关（我们在第5节有更详细关于潜在的遗漏变量的讨论），这可能会导致内生性问题。其次，在我们的实证分析中的估算利润和竞争变量的值很可能是测量错误的，在这种情况下OLS会产生有偏不一致的估计结果。第三，我们主要依靠竞争在产业层面上的变化，以捕捉竞争对于企业避税行为的影响。由于比较各行业之间的竞争水平存在的巨大难度，可能会导致一些问题。这些问题证明变量的来源需要确定，无论是产业层面的竞争还是独立于企业选择变量的变化的推算利润。我们在这篇文章中用两种方法解决这些问题。我们的主要方法是使用工具变量法。我们为估算利润和竞争–这两个可以说是存在内生性问题的我们感兴趣的变量选择工具变量。我们确定合适的工具变量，并使用2SLS回归来估计β1s。特别是，我们进行多次试验来研究我们的实证分析中使用的工具变量的有效性。我们发现，这些工具确实是外生的和相关的，而且不存在弱工具的问题，见例如Stocketal.(2002)。至于第二种方法，我们利用2002年中国在对外贸易上的变化引入一个自然实验，即中国加入世贸组织，使得许多中国制造业面临更激烈的产品市场竞争环境。我们在4.3节中研究这些行业中的企业如何改变他们的避税行为。我们首先讨论工具变量法。我们使用四位数的行业平均估算利润（不包括企业自身）作为对该企业的估算利润的工具。此外，我们以一个企业进入四位数行业（STEP）要经过的申请程序的数量作为竞争变量的工具。15这个变量是通过政府强加的四位数行业准入门槛直接测量得到的。它应该与竞争的激烈程度相关，但​​一旦企业进入，不太可能与影响企业利润报告的因素相关。使用上面的工具变量，我们执行某模型（6）的2SLS估计。为了节省空间，我们只报告使用的利润率作为衡量竞争程度指标的结果。表4是我们报告的二阶段回归的结果。列（1）是从表3复制过来的OLS结果，作为比较列。列（2）-（4）是给出的IV结果。在列（2）中，只引入利润率及其与推算利润的交互项和作为工具变量使用的STEP和STEP与推算利润的交互项。在列（3）中，我们用其四位数行业平均水平的估算利润作为工具变量。估算利润与其他协变量的交互项以行业平均水平的推算利润与相应的协变量的交互项作为工具变量。列（4）说明了利润率，估算利润，以及它们与其他协变量的交互项都经过工具变量的IV结果。每个回归包括所有制虚拟变量，地区虚拟变量，年份虚拟变量以及它们与推算利润的交互项。表5给出了表4的模型（2）-（4）的第一阶段回归结果。因为使用工具变量后对于不同模型第一阶段回归结果的影响是类似的，所以我们从表4中选择（2）的第一阶段回归作为例子。在这里，只有利润率及其与推算利润的交互项是被工具变量替代的。该工具变量在第一阶段的回归中作为因变量。独立变量包括两个工具变量-STEP和它与推算利润的互动项，以及所有在第二阶段的回归中使用的外生变量（为简便起见我们只报告了两种工具变量的系数）。第一列的STEP的估算结果和第二列中的STEP与推算利润的交互项的估计结果在统计上都是显著的。根据Bound的建议（1995），表5还介绍了联合工具变量等于零的F统计量的零假设。这些我们的所有的第一阶段的回归的F-统计量显著大于文献所建议的临界值(Boundetal.,1995;StaigerandStock,1997)应该强调的是，在存在多种内生变量的情况下，由方程F统计量的方程可能会产生误导。工具变量可以是弱工具变量，尽管它们在每个第一阶段回归中都非常显著。就像StockandYogo(2005)指出的，原因是当预测的内生解释变量接近共线，难以分离它们的影响。StockandYogo(2005)将临界值制成表格，使用克拉格-唐纳德（1993）的统计，在存在一个以上的内生变量的情况下以测试一组工具是否是弱识别工具变量。表4的底部报告根据克拉格-唐纳德统计的弱识别试验的结果，seee.g.,StockandYogo(2005)。我们现在讨论的IV估计结果见表4。在所有模型（附注该利润是负相关于竞争水平的），我们发现，β1始终是正的，在统计上显著，表明更激烈的竞争会增强企业隐藏利润的激励。我们在表4底部报告工具变量的克拉格-唐纳德（1993）统计数据。它们的值通过了StockandYogo（2005）提出的5％的临界值。17这样的结果表明，在我们的2SLS估计的工具变量不存在弱识别问题。。注意事项。该表列出了IV回归的二阶段回归的结果，当行业利润率作为衡量竞争的指标（采用其他竞争的措施在很大程度上得到了类似的结果）。因变量是报告利润。在每一个回归中的协变量包括是竞争指标（即利润率），实际税率，获得信贷的容易度，员工数量对数，销售与总产出的比率，五种所有制虚拟变量（以国有企业的比例作为基准，年份虚拟变量，地区虚拟变量及其与推算利润的交互项。列（1）通过比较的方式从表3报告OLS结果。列（2）使用STEP–在一个四位数行业成立一个新企业的准入数量作为一种代替竞争变量的工具变量。列（3）报告第二阶段的回归结果，其中的估算利润是在四位数行业层面（不包括企业自身）作为工具变量的平均估算利润。列（4）给出了第二阶段的回归结果，其中估算利润，竞争指标及其与其他变量的交互项也工具化。为了简便起见，我们只报告了感兴趣的估计变量。在表底部的克拉格-唐纳德统计检验工具弱识别问题。临界值是从StockandYogo（2005）中取得的。避免产业集群差异的稳健标准误差调整在估计参数下方的括号中。说明：有514394家企业。行业水平上的聚类导致的稳健标准误差已经调整。在表4中定义变量。4.3自然实验除了工具变量法，处理内生性和确定因果关系的另一种方法是使用竞争强度的外生冲击（自然实验）。在我们的样本期，以下事件可以说是在另外的内生竞争强度中产生了外生性变化。中国政府已经采取了“渐进”的方式开放其各行业（或者说工业吧）来吸引外资。1995年，中国国家发展计划委员会（国家计委SDPC）发布了其第一个投资目录，“外资投资产业指导目录”，这份目录指定了对外商投资者来说什么样的投资项目是被鼓励的或被允许的，什么样的是被限制或禁止的。国家计委在2002年修订了目录，放松对一些行业的限制，以符合WTO的规定。在37个四位数行业中（这些行业在1995年时是限制外商投资的，2002年被重新划分到“准许进入”目录中），大型冰箱（4063）及电厂设备（4011）是属于制造业类别的，而大多数其他产业是属于服务行业。因此，实质上，从2002年到2003年企业数量得到大幅跃升，大型冰箱（从86增加到129）、电厂设备（从156增加到240）。同样地，大型冰箱（电厂设备）的赫芬达尔指数实质上在2003年大幅下降，由2002年的0.299（0.042）降为2003年的0.101（0.03）。两个行业竞争强度的外生冲击为我们提供了一个独特的机会来识别竞争对于企业层面报告利润行为上的影响。我们定义一个时间虚拟变量POST，2002年之后的用值1来表示，其他的用值0来表示。为了控制潜在的混杂影响，我们将这两类四位数产业的每一个与另外一个与这两个产业是相同前三位数字代码的并且在1995年已经允许外资进入的四位数产业配对。我们找出电风扇（4064）作为大型冰箱（4063）的对照组，找出发电机（4012）作为电厂设备（4011）的对照组。我们创建另一个虚拟变量TREAT来详细说明大型冰箱和电厂设备里的实验组公司。这样，TREAT*POST*推算利润的系数抓住了2002年之前和2002年之后，实验组和对照组这两组中报告利润对估算利润的敏感度变化的差异。我们研究由于对外国企业限制的解除导致的竞争环境的变化对公司避税行为的影响。我们的结果列于表6，其结构如下。列（1）-（3）报告了从三个模型定式中得到的结果，针对的是大型冰箱（4063）和电风扇（4064）（N=969）。列（4）-（6）报道了从相同的三个模型中得到的结果，针对的是电站设备（4011）和发电机（4012）（N=2,201）。列（1）报告了对冰箱/风扇行业组的OLS估计，列（4）报告了电厂设备/发电机组的结果。在这两种情况下，我们还包括和涉及了地区虚拟变量、所有制虚拟变量及它们与推算利润的交互项。对我们感兴趣的TREAT*POST-推算利润变量的估计，在所有情况下都为负并且在统计上显著的。因此，与电风扇（发电机）企业相比较，在大型冰箱企业公司（电站设备）在2002年以后为每股人民币估算利润报告更少的利润，这支持了我们的主要假设，即竞争增加了企业隐藏利润的动机。然后，我们像表4那样从模型设定中稍稍分离出两组四位数产业-除了在表4中使用的变量，我们还包括POST、TREAT和它们与推算利润的交互项。由于显而易见的原因，我们不包括年度虚拟变量及其与推算利润的交互作用。我们专注于使用利润率作为竞争的措施（使用其他竞争措施产生类似的结果）。我们在列（2）和（5）报告了对两组行业的OLS估计。估算利润和利润率的交互项为正的并且在两列上低显著，这表明竞争增加了企业避税的动机。估算利润、POST和TREAT之间的交互项不在这两种情况下显著。列（3）和（6）报告了自变量估计的第二阶段的回归结果。我们用TREAT*POST作为利润率的工具，在开放行业改变竞争格局的假设下，用TREAT*POST*估算利润率与推算利润的交互项。我们报告的第一阶段回归结果在表6的底部。由F统计量方程的计算公式提供所使用工具的有效性支持。列（3）表6给出了针对冰箱/电风扇行业的第二阶段的回归结果。与OLS结果一致，估计利润率与推算利润交互项的自变量估计是正的、轻微显著的。这个结果和表4的发现一致，其中2SLS回归被施加到整个样本中，STEP被用做代替竞争的工具变量。该克拉格-唐纳德统计数字是43.09，比STOCKandYOGO（2005）给出的5％的临界值要高，这表明在列（3）中使用的工具是不弱的。列（6）给出了电源计划设备/发电机行业的第二阶段的回归结果。而IV估计感兴趣的变量，利润率与推算利润的交互项是积极的，轻微显著的克拉格-唐纳德的统计更是高达34.63，并传递5％临界值。说明：因变量是报告利润。在模型（3）和（6）中的利润率和利润率与估算利润的交互项分别用TREAT×POST和TREAT×POST×估算利润作为工具变量。其他控制变量包括所有制类型，地区虚拟变量，以及它们与估算利润的交互项。1995年，中国国家发展计划委员会（国家计委）发布了其第一个投资目录，是外商投资产业的目录指导，界定外国投资者投资什么项目会进行鼓励，允许，限制或禁止。国家计委于2002年修订目录。其中1995年限制的行业，大型冰箱（4063），电厂设备（4011）于2002年获准。我们定义一个时间虚拟变量的POST，在2012年之后取值为值1，之前取值为0。对于两个行业中的每一个，我们定义一个对照的同一个三位数并且自1995年以来就开放的行业。他们是电气风扇（4064）和发电机（4012）。TREAT是一个虚拟变量，指定一个公司于2002年是否被允许开放。列（1）和（4）报告OLS的结果，分别包括两个新开放的产业的对照组企业和控制企业。在模型（2）-（5）和（3）-（6），我们稍稍​​从表4中的模型离开。虽然我们使用PMARGIN作为竞争衡量指标，我们还包括POST，TREAT，以及它们与估算利润的交互项作为控制因素。我们报告OLS的结果和IV的结果。该表的底部的报告IV回归的第一阶段回归结果。样本群的稳健标准误差调整在括号中。5．稳健性检验和进一步的讨论在本节中，我们将对主要实证结果进行稳健性检验并对我们的实证分析进行说明。5.1、稳健性检验：利润平滑在我们目前的分析中，我们假设企业的报告利润只取决于当期的推算利润。但在实际中，企业出于减少税收的目的可能在各期之间平滑自身的利润，因此企业当期的报告利润除了取决于当期的报告利润，还可能取决于其他时期的推算利润。如果报告利润确实是之前，甚至未来时期推算利润的函数，我们使用当期推算利润就可能会导致有偏估计。为了研究这个问题，我们把其他时期的推算利润加到模型中，对模型进行了修正。我们在表7中报告了结果。表7（a）中，我们在基准模型（6）的基础上加入了滞后一期的推算利润作为额外解释变量。推算利润滞后项的系数在所有的回归中都显著，这表明企业的报告利润与上一年的推算利润有关。但是，在控制了推算利润的滞后项后我们以前的结论仍然都成立。在所有情况下，估计系数都具有预测符号并在统计上显著。实际上，这些点估计类似于基准模型中的那些估计（表3）。为了进一步调查，我们假设企业平滑两年的利润，所以他们的报告利润同时与去年和今年的推算利润有关，公式如下：其中β和λ的和度量了报告利润对本年度及上年度推算利润的敏感性。（在未报告的分析中，我们还估计了报告利润与两年前，一年后，或两者的推算利润之间的关系，然后加总交互项的估计值。虽然这些试验大大减小了我们的样本规模，但得到了相似的定性结论。）在表7（b）的回归结果中，我们没有列出其他变量的系数，只报告了βk+λk，k=0,1,2,3,4,6的值。如（b）所示，β1+λ1在所有回归中显著不为零并具有预期的符号。这意味着，即使企业平滑了两年的利润，竞争压力仍增加了企业隐藏利润的动机。其他变量的估计系数与我们的主要结论是一致的。最后，我们通过引入“永久性利润”的概念假设一个企业可能会在更长的时期内平滑利润，例如，Feldman和Slemrod（2007），对美国数据的类似分析。对于六年都出现在样本里的企业（N=46,211），我们通过对六年里每个企业的推算和报告利润取平均值得到了永久推算利润和报告利润。其他变量（例如，竞争指标，实际税率等）用同样的方法进行计算。我们估计了基准模型（6）并在表7（c）报告了OLS结果。为了简便起见，我们只报告了推算利润及其与竞争变量交互项的估计结果。显然，（c）的结果与表3中的一致。因此，竞争对企业避税的影响对于企业平滑利润的可能性是稳健的。5.2、稳健性检验：市场界定纵观我们的实证分析，我们根据国家统计局在全国市场内对四位数行业代码的规定定义产业。当然，并不是所有的企业都在全国市场竞争。尤其是，地方保护主义和中国的渐进改革过程中有时可能会导致的国内市场分割（杨，2000）。但我们认为这种担忧已经缓解，理由如下：首先，我们的样本期间为2000至2005年，在此期间，中国继续扩大和深化市场化改革。这趋势在工业部门（霍尔茨，2006）尤为突出。其次，我们专注于规模以上工业企业，它们更有可能在全国市场中经营和竞争。尽管如此，作为一个稳健性检验，我们对产品市场做出另一种定义：由国务院划分的八大经济区域之一的一个四位数代码行业。在这里我们假设一个产品市场的地域界限是区域性的。使用这个新的市场定义，我们计算了竞争变量并估计了相应的基准模型。我们得到的实证结果与基于全国市场假设的实证结果相似。因此，我们的主要结果对于产品市场的不同地域定义是稳健的。5.3、另一种可能性我们认为，处于竞争越激烈的行业中的企业对每单位的推算利润会报告更少的利润以节省税收。一个可能性就是竞争越激烈的行业中的企业更难把推算利润转换成会计利润。解决这一问题的理想方法是控制所有潜在的扭曲报告利润和推算利润之间关系的因素。例如，Desai和Dharmapala(2006)使用不是由企业会计项目所引起的book-taxgap（即账面收入与实际应税收入之间的差额）作为避税的代理。但是，我们的数据中关于企业的会计信息不够具体详细，这使我们不能计算会计项目或异常项目。作为代替，我们从数据库中得到了营运资金项目（Dechow等，1998）和可能会导致报告利润和推算利润之间差异的变量的数据。这些变量包括：企业i在t年库存规模占总资产比重的变化(DINVi,t)；流动负债（以国家统计局数据库中的流动负债）占总资产比重的变化(DCLi,t)；当期折旧占总资产的比例(DCURRDi,t)；销售费用（包括广告费、包装费、运输费用等）占总销售额的比例(SCi,t)；管理费用占总销售额的比例(ADCi,t)。我们把上述五个变量及其与推算利润的交互项加入到基准回归模型（6）中。表8列示了它的OLS结果，为了节省空间只列出了竞争变量及其与推算利润的交互项的估计系数。为了便于比较，表3中基准模型（6）的OLS结果也在表8进行了列示。在控制了这些附加变量的影响后，竞争对报告利润和推算利润敏感性的影响是显著的。虽然这些点