摘要：实现税收中性、减少税收对资源配置的扭曲，是税收征管改革的重点。为探究税收征管的资源配置效应，将税收征管与企业逃税引入资源错配的分析框架。理论分析发现，行业内不同企业面临的税收征管强度差异越大，企业有效税率与生产率的离散程度越高，行业内的资源配置效率越低，生产率损失越严重。基于全国企业税收调查数据，以金税三期工程作为准自然实验，实证检验发现，金税三期工程显着降低了行业内企业生产率的离散程度，提升了资源配置效率。据此提出要提高政府税收征管能力，促进税收征管统一，减少税收扭曲导致的资源错配，推进税收征管数字化建设与转型升级，加快“智慧税务”建设。
关键词：税收征管；有效税率差异；资源错配；全要素生产率；资源配置效率；金税三期工程；智慧税务
文献标识码：A文章编号：100228482025（02）004113
一、问题提出
随着中国经济增速逐步放缓，如何优化资源配置、提升全要素生产率，成为实现经济转型与高质量发展的关键。全要素生产率衡量的是全部生产要素投入与产出的比率。在微观层面，它关系到企业的市场竞争力;在宏观层面，它决定国家的经济持续发展与人均收入水平。全要素生产率不仅依赖生产技术水平，还取决于生产要素的配置方式与效率[1-2]。若生产要素配置不当，将导致资源错配与生产率损失。理解资源错配的成因是优化资源配置和提升全要素生产率的前提。
税收征管是保障国家财力与治理水平的基础，如何实现税收中性、减少税收对市场机制的扭曲，始终是税收征管制度改革的核心。增值税作为世界各国最常用的间接税，理论上能够避免重复课税，具有税收中性的特点。但在实践中，由于多档税率、行业覆盖不全、征管力度不一等因素的影响，增值税的税收中性未能充分发挥，导致行业内企业的增值税有效税率存在较大差异，从而引发资源错配与生产率损失。
长期以来，中国不断深化以“金税工程”为代表的税收征管改革，旨在利用现代信息技术提升税收征管能力。金税三期工程是其在数字经济时代的延续，标志着中国税收征管能力的重大飞跃。依托大数据与云计算技术，金税三期工程自2013年起在全国各地分批实施，并于2016年建立了全国统一的技术基础平台（见图1），实现了涉税信息在各税务部门和环节的顺畅流转。通过交叉审核涉税数据和监控流程，税务部门能够立体化呈现纳税人行为，从而显着提升涉税信息处理能力。
本文从税收征管角度探讨行业内企业有效税率差异与资源错配的形成机制，利用金税三期工程作为准自然实验，检验税收征管对资源配置效率的因果效应及其影响机制。尽管已有研究考察了企业增值税有效税率差异导致的资源错配与生产率损失[3-6]，但现有研究普遍将增值税有效税率差异的原因归结为多档税率与行业覆盖不完整[5]，而鲜有文献关注政府税收征管强度不统一与企业逃税行为。事实上，中国普遍存在税收征管不统一现象，例如地方政府由于税收竞争而有选择性地主动放松税收征管[7-8]。差异化的税收征管直接影响企业逃税行为，导致行业内企业有效税率的差异化。
金税三期是中国税收征管数字化建设的重大工程，现有文献对金税三期工程的评估，主要聚焦抑制企业逃税、提高企业纳税遵从[9-11]、促进税收优惠政策落实[12]以及改善税负公平[13]。然而，鲜有研究关注金税三期工程对有效税率差异以及企业间资源配置效率的影响。本文的边际贡献在于：第一，将税收征管与企业逃税行为纳入资源错配的分析框架，为理解中国增值税有效税率差异与资源错配的形成原因提供理论解释;第二，利用金税三期工程作为税收征管的外生冲击，基于2011—2015年全国税收调查数据，识别税收征管对资源配置效率的因果效应与影响机制，为评估金税三期工程的政策效果提供新的证据。
二、理论模型
（一）模型设定
假定各个行业由异质性企业构成，异质性企业面临垄断竞争的产品市场与完全竞争的要素市场，其生产函数为柯布道格拉斯类型，具体公式如下：
其中，Ysi 表示行业s 中企业i 的产出;Asi 代表企业生产率，企业异质性表现为生产率差异;Ksi 与Lsi 分别表示资本与劳动投入;αs 为资本产出弹性。
假定行业产出为异质性企业产出的加总，行业层面的代表性生产者将异质性企业生产的产品作为中间投入，其生产函数满足常数替代弹性（CES）的性质：
其中，Ys 表示行业s 的加总产出;Ms 为行业s 内的异质性企业个数;σ 为异质性企业所生产的产品之间的替代弹性，该替代弹性为常数。
假定行业层面的代表性生产者所在的产品市场为完全竞争，根据代表性生产者的利润最大化条件，可以得到针对异质性企业产品的反需求函数：
（二）企业有效税率的决定
虽然同一行业内企业面临的法定税率相等，但企业的有效税率存在较大差异。税收征管与企业逃税是导致企业有效税率差异的重要原因①。为此，本文引入税收征管与企业逃税行为的分析，将企业的有效税率定义为：
其中，τsi 为企业的有效税率，τs 为行业层面的统一法定税率，esi 为企业逃税程度。令esi ∈ [0，1]，如果将企业应缴纳的法定税额设为Tsi，则实际缴纳的税额为（1-esi）Tsi，偷逃的税额为esiTsi。由于税收征管强度决定了企业逃税行为被发现并受到惩罚的概率，故企业逃税决策受税收征管强度的影响。假定税收征管强度在企业间存在差异，将企业从特定分布中随机实现的税收征管强度记为ρsi，令ρsi ∈ （0，1]。考虑到企业逃税决策取决于逃税的成本与收益，本文将企业逃税决策设定为如下成本最小化问题：
其中，1-ρsi为企业逃税后未被查处的概率，1-ρsi esiTsi代表企业成功逃税的期望收益;1 /2 e2siTsi代表企业逃税的成本。将逃税成本设置为逃税程度的二次函数，依据在于逃税程度越高，税收违法的证据越难以掩饰，事后被查处的风险越高，面临的惩罚也越重[14]。
根据式（5）的一阶条件，求解企业最优的逃税程度为：
将式（6）代入式（4），解得此时企业的有效税率为：
根据式（7），可以发现 ∂τsi*/∂ρsi gt;0，即企业的有效税率与税收征管强度呈正比。例如，当地方政府的税收征管能力不足或由于税收竞争导致税收征管强度下降时，企业逃税机会增加、逃税收益提高，从而导致企业逃税程度提高，有效税率偏离法定税率的程度扩大。当ρsi =1时，企业面临最高强度的税收征管，实施逃税行为被查处的概率为1，企业选择的逃税程度为0，此时企业的有效税率等于法定税率。相反，税收征管强度ρsi 趋近0时，企业的最优逃税程度趋近1，则企业的有效税率趋近0，企业实现完全逃税。
（三）有效税率差异与资源配置效率
在Hsieh等[1]的模型基础上，假定企业有效税率差异是产品市场扭曲的重要构成部分，将式（7）中考虑企业最优逃税程度后的有效税率引入企业的利润函数。在考虑有效税率差异后，企业的利润最大化问题为：
根据垄断竞争厂商的利润最大化条件，可以推导出企业的产品定价规则为：
根据式（10）（11）可知，如果不存在有效税率差异，行业内所有企业的收益生产率相等，即∀i，j，TFPRsi=TFPRsj = TFPRs;此时，行业层面的生产效率最高，且等于所有企业的物质生产率的加总，即TFPes= ΣMsi=1 Asi）σ-1 1/（σ-1）。相反，如果TFPRsi ≠TFPRsj，则表示企业间存在资源错配。在企业物质生产率不变的情况下，如果生产要素从收益生产率低的企业流向收益生产率高的企业，则能够带来资源配置效率的改善与行业层面的全要素生产率的提高。
假设Asi 和TFPRsi 服从联合对数正态分布，对式（11）取对数，可得到：
其中，Var logTFPRsi 表示TFPRsi 取对数后的方差，反映了行业内企业收益生产率的离散程度。
根据式（12）可知，行业层面的全要素生产率由行业内企业的物质生产率与收益生产率共同决定。企业收益生产率的离散程度越高，代表资源错配程度越严重，资源错配导致的生产率损失也越大。结合企业逃税行为与资源错配的分析，可以推导出以下关系：
其中，Var（logTFPRsi）∝Var log τsi*（ρsi） 是指企业收益生产率的离散程度与有效税率的离散程度成正比，可以由式（10）推出;Var log τsi*（ρsi） ∝Var[log（ρsi）]是指企业有效税率的离散程度与税收征管强度的离散程度成正比，可由式（7）推出。
根据以上理论分析，本文提出以下理论预测：第一，税收征管强度在行业内的统一化程度越高，企业生产率的离散程度越低，企业间的资源配置效率越高;第二，税收征管强度的统一化将降低企业有效税率的离散程度，而有效税率差异的下降是资源配置效率提高的重要机制。
三、实证研究设计
（一）数据来源与处理
本文使用的数据为全国企业税收调查数据，该数据由国家税务总局采用分层抽样调查方式收集，涵盖企业财务与税务信息。该数据库的特点表现为以下三个方面：第一，包含详细的企业涉税指标，能够为本文计算企业增值税有效税率提供准确信息;第二，包含企业的生产要素投入与产出等指标，可用于计算企业全要素生产率;第三，由于采用了分层抽样的调查方法，与中国工业企业数据库等其他数据来源相比，该数据库在不同地区与行业具有更好的代表性，同时涵盖了大量中小企业，为本文研究企业间的税率差异与资源配置效率提供了客观全面的信息。
受限于数据的可获取性，本文采用的全国税收调查数据截至2015年。考虑到金税三期工程的开始时间为2013年，本文将样本限定在2011—2015年，以覆盖金税三期政策实施前后的年份。2013—2014年间共有6个省份实施了金税三期工程，包括重庆、山西、山东、广东、河南和内蒙古。考虑到青岛与深圳未与省内其他城市同步实施金税三期工程，本文剔除了青岛与深圳的企业样本。由于本文的研究对象是制造业，样本限定在制造业的所有企业，并剔除关键变量缺失或指标异常的样本。经过数据清洗，最终获得309 235家企业的599 611个观测值。
（二）模型设定与变量说明
考虑到金税三期工程分批试点、逐步推行的特点，本文将金税三期工程作为准自然实验，采用多时点双重差分方法，识别税收征管对中国制造业资源配置效率的影响。本文构建的基准回归模型如下：
其中，p 代表省份，s 为国民经济行业分类中的四位数行业，t 表示年份;Ypst 为“省份—行业—年份”层面的因变量，包括企业生产率离散程度与增值税有效税率离散程度。根据式（12），将行业内企业的生产率离散程度（TFPpst）作为资源配置效率的测度指标;作为机制检验，将企业增值税有效税率离散程度（VATpst）作为因变量。GTPpt 为反映金税三期工程实施的虚拟变量，如果p 省份在t 年已上线金税三期工程，则GTPpt 赋值1，否则赋值0;Xpst 表示“省份—四位数行业—年份”层面可能影响企业收益生产率分布的控制变量;为了控制省份与行业层面不随时间变化的混淆因素以及时间趋势，μp 为省份固定效应，θs 为行业固定效应，ηt 为年份固定效应;εpst 为随机扰动项。
1.核心解释变量：金税三期工程的冲击
金税三期工程作为外生的政策冲击，显着提高了政府的税收征管能力。金税三期工程在省份层面的逐步试点，为本文识别税收征管能力提升对资源配置效率的因果效应提供了准自然实验。作为式（14）中的核心解释变量，GTPpt 用于反映各地区企业是否受到金税三期工程的影响。如果企业所在地区在某年实施了金税三期工程，则GTPpt 赋值1，否则赋值0。由于本文所使用的数据的样本区间为2011—2015年，实验组样本限定在2015年前实施金税三期工程的地区。考虑到金税三期工程系统调试、对接等可能造成的时间滞后，本文参考樊勇等[12]的做法，将2013年10月与2014年10月开始试点的地区，其金税三期工程的实施年份分别设定为2014与2015年。
2.被解释变量：企业生产率与增值税有效税率的离散程度
为了测算行业内企业的生产率离散程度，首先需要估计企业层面的全要素生产率。基于生产函数的半参数估计是企业全要素生产率估计的主要方法，其核心是通过将企业投资或中间投入作为不可观测生产率冲击的代理变量，解决生产函数估计的内生性问题[15-16]。由于投资与中间投入数据的缺失，本文参考Chen等[17]的方法，将总产值作为产出变量，将资本与劳动作为要素投入，通过求解企业劳动投入的成本最小化问题，获得要素产出弹性的一致估计量①。考虑到不同行业的生产技术差异，本文在四位数行业层面估计生产函数，并估算企业全要素生产率。同时，本文利用Olley等[15]提出的Olley-Pakes（OP）方法作为稳健性检验。
在估计企业全要素生产率的基础上，本文分别使用泰尔指数（Theil）与标准差的变异系数（CV）构造企业生产率离散程度的测度指标。泰尔指数具有均值独立、与样本大小无关且可以分解的优点，其构造方法如下：
其中，Apsit 表示隶属于省份p 与行业s 的企业i 在t 年的全要素生产率;npst 表示在t 年隶属于同一省份p 与四位数行业s 的企业个数;A -pst 表示“省份—行业—年份”层面的企业全要素生产率的均值。
参考刘启仁等[18]关于离散程度测量的方法，本文使用变异系数衡量企业生产率的离散程度，计算方法如下：
参考现有文献的定义[12-13]，本文将增值税有效税率定义为企业实际缴纳的增值税税额与销售收入的比值。根据式（15）（16）中的泰尔指数与变异系数，在“省份—四位数行业—年份”层面计算企业增值税有效税率的离散程度。由于增值税理论上是对增加值部分征税，增值税有效税率更准确的定义是企业实际缴纳的增值税税额与增加值的比率[19]。考虑到本文使用的数据在部分年份缺乏增加值指标，且涉及增加值计算的指标缺失比较严重，本文主要采用基于销售收入的定义方法，同时将基于增加值的定义方法作为稳健性检验②。
2012年中国制造业企业的增值税有效税率与全要素生产率的分布情况见图2。企业增值税有效税率的分布高度离散，平均值为0.14，标准差为0.12;增值税有效税率差异主要来源于细分行业内部，行业内贡献达到了85%以上。类似地，企业全要素生产率呈现高度离散化的分布特征，均值为4.95，标准差为1.44。即使在狭义细分的行业内部，生产率的离散化分布特征仍普遍存在③。核心变量的描述性统计结果如表1所示。
3.控制变量
本文在“省份—行业—年份”层面还控制了其他可能影响企业生产率分布与离散程度的因素。第一，市场竞争程度，用赫芬达尔指数作为测量指标。市场竞争程度影响市场份额在不同生产率企业之间的配置，迫使低生产率的企业退出市场，从而影响行业内企业生产率的分布[20]。第二，国有产权性质，用国有企业占比衡量。由于预算软约束或社会职能不同，国有企业的生产率可能低于非国有企业[21]，但国有企业的退出条件可能不受生产率的限制[4]，导致所有制的构成影响企业生产率分布。第三，沉没成本与用工成本，分别用行业的资本劳动比与行业平均工资水平测度[22]。沉没成本与用工成本的提高，可能抬升企业进入与退出市场的生产率临界值，从而影响生产率分布。第四，出口占比，用行业出口总额与销售总额的比值衡量。高生产率企业能够进入国际市场，而低生产率企业服务于本国市场或退出市场，出口导向能够影响企业进入市场的生产率临界值[23]。第五，市场化程度，采用王晓鲁等[24]编制的中国市场化指数衡量。现有研究表明，地区的市场化程度能够影响资源配置效率[25]。
四、实证结果与分析
（一）基准回归结果
为了检验政府税收征管能力提升对制造业资源配置效率的影响，本文通过估计模型式（14），考察金税三期工程建设对企业生产率离散程度的因果效应，结果如表2所示。在表2第（1）～（3）列中，本文使用式（15）构造的泰尔指数作为因变量。第（1）列结果显示，在控制省份、行业与年份固定效应的基础上，核心解释变量GTP 的估计系数显着为负。估计结果表明，金税三期工程的实施显着降低了所在地区同一行业内企业生产率的离散程度。考虑到泰尔指数的均值为0.234，金税三期工程使企业生产率离散程度相较于均值降低了约12.4%。第（2）列进一步控制“省份—行业”层面随时间变化的变量，结果显示GTP 的估计系数仍显着为负，结论保持不变，验证了估计结果的稳健性。为了排除可能存在的地区随时间变化的混淆因素，本文将金税三期工程实施前各地区的经济特征变量与时间趋势项进行交乘（χp，2010×δt），其中前定变量选择2010年各省份的人口密度、人均国内生产总值与出口强度，数据来源为中国经济社会发展统计数据库。加入交乘项后，结果如第（3）列所示：GTP 估计系数符号与显着性仍保持不变，进一步验证了估计结果的稳健性。在表2第（4）～（6）列中，本文以式（16）构造的变异系数作为因变量，GTP 的估计系数同样显着为负，说明研究结论并不受生产率离散程度的不同测度方法的影响。以上结果与理论模型的预测相符：以金税三期工程为代表的政府税收征管能力提升，能够显着降低企业生产率的离散程度，提高企业间的资源配置效率。
在估计式（14）时，模型识别的前提是满足平行趋势假定，即如果不存在金税三期工程的冲击，实验组与对照组的生产率离散程度应具有相同的变化趋势。为了检验平行趋势并估计动态效应，本文构建如下模型：
其中，Dpn 为虚拟变量;当n ≥0时，Dpn 赋值1，表示省份p 开展金税三期工程后的第n 年;当n lt;0时，Dpn 赋值1，表示省份p 开展金税三期工程前的第n 年;其他变量的定义与式（14）一致。本文将金税三期工程实施的前一年作为基期（n=-1），在估计式（17）时，不包含Dp，-1 这一虚拟变量。平行趋势检验与动态效应的估计结果见图3。结果显示，对于金税三期工程实施前的年份（n lt;0），Dpn 的系数均不显着，说明企业生产率的离散程度在实验组与对照组样本之间不存在事先的变动趋势差异，满足平行趋势假设;对于金税三期工程实施后的年份（n ≥0），Dpn 的系数均小于0，系数的绝对值与显着性随时间不断提高，说明金税三期工程降低了企业生产率的离散程度，且影响效果逐年增强。不论因变量为泰尔指数还是变异系数，以上结论均保持不变。
（二）机制检验
1.增值税有效税率差异
为了检验税收征管能力提升对资源配置效率的影响机制，本文接下来考察金税三期工程是否降低了企业有效税率的离散程度，从而减少企业间税负差异对资源配置的扭曲。为此，本文将计量模型式（14）中的因变量替换成增值税有效税率的离散程度。为控制其他可能影响增值税有效税率分布的因素，模型中还包括“省份—行业—年份”层面的控制变量，具体包括企业平均规模、企业平均利润率、国有产权性质与出口占比。
表3第（1）列在控制了省份、行业与年份固定效应后，结果显示：当因变量为泰尔指数时，核心解释变量GTP 的估计系数为-0.045，并且在5%的水平下显着为负。考虑到泰尔指数的均值为0.429，金税三期工程使增值税有效税率的离散程度相较于均值下降了10.5%。第（2）列进一步加入“省份—行业—年份”层面的控制变量，结论保持不变。在第（3）（4）列中，本文将行业内企业增值税有效税率的变异系数作为因变量，GTP 的估计系数仍然显着为负，验证了估计结果的稳健性。由于同行业内企业的增值税法定税率相同，当政府的税收征管能力提升时，企业间面临的税收征管强度差异下降，企业的增值税有效税率将向法定税率靠拢，导致增值税有效税率的离散程度下降。以上结论与理论模型的预测相符。
根据理论模型中式（13）的预测，企业有效税率的离散程度与生产率离散程度成正比。为了进一步验证理论模型的预测，本文拟合了生产率离散程度与增值税有效税率离散程度的分仓散点图，结果见图4，有效税率差异与生产率离散程度正相关，证明了理论模型式（13）中Var（logTFPRsi）∝Var（log[τsi*（ρsi）]）的关系。同时，本文将式（14）中核心解释变量替换成企业增值税有效税率的离散程度进行回归①。结果发现，企业增值税有效税率的离散程度与企业生产率的离散程度显着正相关，与理论预测高度一致。不论是以泰尔指数还是变异系数作为离散程度的测度指标，以上相关性均显着成立。以上结果表明，金税三期工程显着降低了企业间增值税有效税率的差异，进而导致行业内企业间的资源配置效率提升;企业有效税率离散程度的下降是资源配置效率提升的影响机制。
2.增值税有效税率的结构性调整
政府税收征管能力的提高，通过降低企业整体的逃税程度，可能使企业增值税有效税率的平均水平提高，导致增值税有效税率的分布整体向右移动。为了检验税收征管对企业增值税有效税率的影响，本文接下来以增值税有效税率作为因变量，在企业层面估计金税三期工程的政策效果。表4第（1）～（3）列的估计结果显示，GTP 的估计系数均不显着，说明金税三期工程的实施并未在整体上提高企业增值税有效税率。这一结果与现有文献的结论一致，其可能解释是：金税三期工程通过加强政府税收征管能力，虽然抑制了企业逃税行为，但同时也促进了税收优惠政策的落实与税负公平。因此，金税三期工程在提高部分企业的增值税有效税率的同时，也使一些企业的增值税有效税率下降，从而对增值税有效税率的总体水平无显着影响。
在企业增值税有效税率的行业平均水平保持不变的前提下，为了同时实现行业内企业增值税有效税率的离散程度下降，本文猜测企业有效税率的结构性调整应表现出“低升高降”的特征，即低税率企业的有效税率上升，而高税率企业的有效税率下降。为了追踪企业有效税率的动态变化，本文将样本限定在金税三期工程前后均出现在样本中的企业①，按照金税三期工程实施前的企业增值税有效税率对企业进行排序，定义分组变量，将企业划分为高税率组（VATH =1）与低税率组（VATH =0）。通过在模型中引入VATH 和GTP 的交乘项，考察金税三期工程对高低税率组的异质性影响。
表4第（4）列结果显示：GTP 的估计系数显着为正，说明金税三期工程使低税率组企业的增值税有效税率提升;交乘项（GTP ×VATH ）的估计系数显着为负，说明相较于低税率组，金税三期工程使高税率组企业的增值税有效税率显着下降。上述结果表明，企业间增值税有效税率在金税三期工程实施后进行了“低升高降”的结构性调整。从现实来看，行业内企业增值税有效税率“低升高降”结构性调整，有利于实现企业间的税负公平，降低行业内企业有效税率的离散程度，并促进生产要素在不同税率企业之间的重新配置。结合理论模型预测，以上结果表明，金税三期工程通过降低行业内企业有效税率差异，纠正了企业间资源错配，从而提高了行业加总的全要素生产率。
（三）逃税治理与优惠落实
虽然本文的理论模型聚焦税收征管对企业逃税行为的影响，但金税三期工程不仅发挥了逃税治理的作用，还促进了税收优惠政策的落实。由于逃税治理与税收优惠落实均能影响企业增值税有效税率的分布，这两种机制在资源配置效率的决定过程中可能发挥互补或替代作用。为了检验逃税治理与税收优惠落实的影响机制，本文分别将企业是否补缴增值税和是否享受税收优惠作为因变量，在企业层面估计金税三期工程对高低税率组的异质性影响。
表4第（5）列结果显示，金税三期工程有效发挥了逃税治理的作用，显着降低了企业事后补缴增值税的概率。GTP 的系数为-0.068，说明低税率组企业的逃税查补概率下降了6.8%;交乘项的系数显着为0.016，说明金税三期工程使高税率组企业的逃税查补概率下降了5.2%。与高税率组企业相比，金税三期工程的逃税治理作用在低税率组的效果更强。企业在金税三期工程实施前的增值税有效税率较低，可能是由于税收征管强度不足，企业选择较高的逃税程度所致。因此，金税三期工程的逃税治理效应具体表现为，显着提高了低税率企业的有效税率，并降低了其事后补缴的概率。在逃税治理效应的作用下，行业内企业增值税有效税率的离散程度下降，资源配置效率提高。
表4第（6）列结果显示，金税三期工程显着提高了高税率组企业的税收优惠落实情况，而对低税率组企业的影响不显着。GTP 的估计系数不显着，说明金税三期工程并未提高低税率组企业获得税收优惠的概率;交乘项的估计系数显着为正，说明金税三期工程更大程度地促进了税收优惠政策在高税率组企业的落实。在金税三期工程实施前，由于企业不了解税收优惠政策或申请流程复杂，许多符合优惠资格的企业未能获得减免优惠[12]。由于金税三期工程更大程度地提高了高税率组企业获取税收优惠的概率，税收优惠落实的影响机制降低了企业增值税有效税率的离散程度，纠正了有效税率差异导致的资源错配。税收优惠落实与逃税治理的影响机制具有协同互补作用[26]，能够共同促进行业内企业间的资源配置效率和行业加总生产率的提高。
（四）稳健性检验
1.多时点双重差分法的估计偏误
考虑到金税三期工程在各地区的实施时间不同，多时点双重差分法是本文评估政策效果的最合适方法。然而，由于可能存在异质性处理效应，将处理组样本在政策实施前作为对照组，可能出现“负权重”问题，从而导致多时点双重差分方法产生估计偏误[27]。为了检验可能存在的估计偏误，本文采用Goodman-Bacon方法对政策处理效应进行分解，结果发现仅有2%的政策效果来源于后期处理组与已受处理的早期观测组之间的差异。此外，本文采用Sun等[28]提出的估计方法对可能存在的估计偏误进行修正，验证了估计结果的稳健性。
2.安慰剂检验
为了检验其他潜在不可观测因素是否对模型识别产生影响，本文采用随机生成处理组的方法进行安慰剂检验。具体做法是随机打乱GTP 变量的取值，生成伪处理组，再对式（14）进行重新估计。将上述随机分配过程重复1 000次，获得每次估计得到的GTP 估计系数及其相应的显着性水平。若式（14）不存在设定偏误，则根据随机分配得到的伪处理变量的估计系数应不显着。图5结果显示，伪处理变量的估计系数集中在0附近，远大于真实的估计系数（基本结果中的估计系数为-0.032），且显着性水平（P 值）普遍高于10%，说明伪处理变量的估计系数普遍不显着。安慰剂检验的结果表明，本文模型设置合理。
3.关键变量再度量
在基准模型中，本文采用Chen等[17]的方法估计企业全要素生产率，并使用泰尔指数与变异系数测量企业生产率的离散程度。为排除指标测算方式对结果的影响，本文调整生产率估算方法，采用OP方法重新估计企业全要素生产率，并进一步使用标准差与90%和10%分位数差衡量行业内企业生产率的离散程度。此外，本文使用基于增加值的计算方法，重新定义企业增值税有效税率为企业实际缴纳增值税与增加值的比率。由于2015年全国税收调查数据未披露增加值指标，故稳健性检验中仅考虑政策在2013与2014年实施的效果。结果表明，在替换核心变量后，研究结论仍保持稳健，即金税三期工程仍显着降低了行业内企业间的生产率离散程度与增值税有效税率离散程度。
4.排除竞争性政策
回顾中国增值税改革历程，与金税三期工程同期进行的相关政策还包括营业税改增值税（“营改增”）和小微企业增值税免征政策。“营改增”政策在2012—2016年期间在行业与地区范围内逐步推开，虽然“营改增”改革主要针对的是服务业，但可能通过增值税抵扣对下游制造业产生影响。为了排除“营改增”政策的干扰，本文参考李艳等[13]的做法，在模型中引入“营改增”对行业影响程度的控制变量，利用2007年投入产出表，计算中国制造业各行业中来源于“营改增”试点行业的中间投入品占比（BTV），并在模型中引入这一指标与时间趋势的交乘项，以控制“营改增”政策随时间变化的在不同行业上的效果差异。结果表明，在控制“营改增”政策的影响后，研究结论仍保持不变，即金税三期工程显着降低了企业生产率离散程度与增值税有效税率离散程度，对企业增值税有效税率的影响表现出“低升高降”的结构性调整特征。为扶持小微企业发展，2013年中国出台了《关于暂免征收部分小微企业增值税和营业税的通知》，对销售收入低于一定临界值的小规模纳税人免征增值税。由于增值税税收优惠政策会直接影响企业增值税有效税率的分布，对本文的识别带来影响。因此，本文通过剔除受增值税免征政策影响的企业，检验研究结论的稳健性。结果显示，在剔除受增值税免征政策影响的企业样本后，本文主要结论仍保持稳健。
5.排除企业进入与退出市场的影响
税收征管也可能通过影响企业进入与退出市场，导致增值税有效税率的离散程度发生变化，最终影响资源再配置。然而，由于税收调查数据的收集采用分层抽样方法，每年进入调查范围的样本具有一定的随机性，企业进入与退出统计范围并不等同于进入与退出市场。因此，本文难以检验金税三期工程对企业进入与退出市场的影响。为避免企业进入与退出市场对本文研究结论的影响，本文将样本限定在政策实施前后均存在于样本中的在位企业。结果发现，金税三期工程显着降低了在位企业的增值税有效税率差异与生产率离散程度，证明本文主要结论的稳健性。
五、结论与启示
减少税收对市场机制的扭曲，一直是中国税收征管制度改革的重点。增值税作为中国的第一大税种，尽管经历了一系列改革后，但仍存在征管强度不统一的问题，导致同一行业内企业的有效税率存在较大差异。企业的有效税率内生于政府税收征管与企业逃税行为，税收征管强度不统一是企业有效税率差异的重要原因。通过将税收征管与企业逃税行为引入资源错配的分析框架，理论分析发现：企业面对的税收征管强度差异越大，企业有效税率与全要素生产率的分布越离散，资源配置效率越低，生产率损失越严重。税收征管强度不统一带来企业有效税率差异，最终导致行业内的资源错配与生产率损失。
本文基于2011—2015年中国全国企业税收调查数据，利用金税三期工程对税收征管的外生冲击，实证检验发现有三个方面。第一，金税三期工程显着降低了行业内企业生产率的离散程度，提升了企业间的资源配置效率。第二，企业间增值税有效税率的差异下降是金税三期工程改善资源配置效率的重要机制。金税三期工程显着降低了企业增值税有效税率的差异，企业增值税有效税率的离散程度与生产率离散程度高度正相关。第三，在企业有效税率的结构性调整以及逃税治理与优惠落实的协同作用下，企业有效税率的离散程度下降，资源配置效应提升。值得注意的是，本文认为税收征管强度不统一导致资源错配，但并不意味着统一税率就必然是有效的。例如，在研发创新或环境污染等具有外部性的领域，为了纠正外部性导致的市场失灵，根据外部性大小制定差别税率反而是有效的。在实践中，税收征管需要兼顾公平与效率原则，同时还要考虑税收征管的成本。本文研究的税收征管强度不统一与增值税有效税率差异是在法定税率相同的细分行业内部。在这些细分行业内部，企业的有效税率本应相等，但由于征管强度不统一与企业逃税行为，导致有效税率差异，进而造成资源错配与生产率损失。本文的研究结论对于完善中国的税收征管制度具有如下政策启示：
第一，持续推进税收征管制度改革，立足税务实践，针对性解决导致征管强度不统一的具体问题。税收征管强度的统一化是减少企业有效税率差异、缩小有效税率与法定税率差距的关键。政府税收征管能力不足、征管流程不规范，以及税收竞争、腐败等问题，都可能是造成税收征管强度不统一的原因。税收征管制度改革将致力于消除导致税收征管强度不统一的因素，优化企业间税负公平与资源配置效率。
第二，进一步推进税收征管数字化建设与转型升级，加快“智慧税务”建设。大数据与人工智能技术在税收征管中的应用，有效提高了政府税收征管能力，减少了有效税率差异导致的资源错配。作为金税三期工程的延续，中国正在部署的金税四期（“智慧税务”）工程，将进一步提升政府税收征管的数字化与智能化水平，实现“以数治税”。税务部门需充分利用新型数字监管技术，加大数字技术型税务人才培养力度，依托数字平台与监管系统，实现涉税风险的有效防范与税收优惠的全面落实，提高税收征管能力与统一性。
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编辑：郑雅妮，高原
