数字经济发展与企业税收不确...于企业低成本战略的调节作用_杨兰品.pdf
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1、第 3 期(总第 353 期)2023 年 3 月工业技术经济Journal of Industrial Technological EconomicsNo.3(General,No.353)Mar.2023数字经济发展与企业税收不确定性 基于企业低成本战略的调节作用杨兰品杨水琴(武汉理工大学经济学院,武汉430000)摘要企业税收不确定性反映了企业在现行税收政策和制度下的纳税遵从成本。在数字经济强势发展的背景下,本文研究数字经济发展是否有效降低了企业税收不确定性。以 20132020 年我国沪深A 股上市公司为样本,实证研究发现:(1)数字经济发展能够降低企业税收不确定性;(2)数字经济发展
2、通过提升企业会计信息透明度、提高税收征管效率、改善地区营商环境降低企业税收不确定性;(3)异质性分析表明数字经济发展对企业税收不确定性的抑制作用在衰退期企业和中部地区的企业更为显著;(4)企业低成本战略在数字经济发展与企业税收不确定性的关系中发挥了负向调节作用。本文研究有助于企业管理层制定差异化的税收战略,缓解企业税收风险。关键词数字经济发展企业税收不确定性征管效率会计信息透明度营商环境企业低成本战略DOI:103969/jissn1004910X202303009中图分类号F49;F275文献标识码A收稿日期:20221207基金项目:国家社会科学基金项目“新型政商关系的深层逻辑、测度评价与
3、实现路径研究”(项目编号:18BJL048)。作者简介:杨兰品,武汉理工大学经济学院教授,博士,博士生导师。研究方向:政府规制与公共经济。杨水琴,武汉理工大学经济学院硕士研究生。研究方向:公共经济学。引言习总书记在党的二十大报告中对加快建设“数字中国”作出重要部署。数字经济作为一项迅猛发展的新兴业态,已成为推动经济增长的主要引擎之一。截至 2021 年,中国数字经济规模超 45万亿元,占 GDP 比重为 39.8%,我国已经成为全球第二大数字经济体。随着数字经济发展而衍生出的新产业、新业态和新模式对微观企业的发展环境和战略决策产生了重大影响,数字经济发展对企业内部控制、风险承担、创新绩效、全要
4、素生产率以及价格加成等都产生了影响13。企业税收不确定性是在企业税收负担和税收行为研究的基础上,通过企业实际有效税率的变异系数衡量基于企业税收风险而产生的纳税遵从成本4。根据现有研究,企业税收不确定性主要来源于以下 4 个方面:(1)税收政策的可判断程度和税法的复杂性;(2)税收执法的裁量边界和灵活性;(3)企业税收行为的选择(企业避税行为);(4)纳税遵从分歧57。现有研究表明,税收不确定性对于微观层面的企业创新和投资行为、宏观层面的消费水平、社会福利都会产生负面影响810。那么数字经济发展是否能抑制企业税收不确定性呢?对此学界没有统一定论。数字经济带来的技术变革会对税收征管方式、征管效率、
5、纳税服务水平、数字政府建设和企业信息透明度产生促进作用11,12;另外,因为税法的复杂性、税收执法的裁量边界不清晰、数字交易的隐蔽性、数字业务的模糊性以及交易模式的高流动性会增加纳税分歧、加大企业避税空间、提高征管难度,从而为规避企业税收不确定性带来机遇与挑战13。现有文献主要探讨了税收不确定性的来源和数字经济对税收征管带来的机遇与挑战。而对于数字经济发展是否有效抑制企业税收不确定性及其作用机理鲜有文献进行实证研究;从税收不确定性来源的 4 个层面来看,关于数字经济发展对于税收政策的可判断程度和可理解性的影响研究涉猎较少。因此本文实证检验数字经济发展对企业税收不确定性是否有抑制作用;并且基于高
6、层梯队理论引入了营商环境作为其机制之一,证明数字经济发展通过优化营商环境提升税收政策的可判28第 3 期(总第 353 期)2023 年 3 月工业技术经济Journal of Industrial Technological EconomicsNo.3(General,No.353)Mar.2023断程度和可理解性从而降低企业税收不确定性。1理论分析与研究假设1.1数字经济发展与企业税收不确定性数字经济发展对企业税收不确定有直接的抑制作用:(1)基于数字平台的共享性和外溢性,税法和税收政策的变动能及时发布并进行传播,信息实现互通,提升其可理解性;(2)数字技术打通了税务机关垂直部门的信息壁垒
7、,为上级机关的监督和控制提供技术支撑,压缩地方机关的执法自由裁量空间;(3)数字时代下的精准追踪和优质的数字化服务促使企业减少机会主义行为,提高纳税遵从度。数字经济发展对企业税收不确定性除了有直接的抑制作用,还通过以下 3 个间接渠道发挥作用:(1)企业会计信息透明度。基于信息经济学理论,数据信息化是数字经济发展的核心元素之一,企业可以借助前沿数字技术对内外部海量信息进行编码,处理为标准化信息,信息的可利用程度得到提升14。信息实现了跨平台联通和搜索,信息搜寻能力和传播效率大大提升,企业内部业务流程日趋透明化,信息披露体系得到全方位重塑,企业会计信息透明度得到提升。信息不对称理论认为在市场活动
8、中掌握信息比较充分的一方往往处于优势地位,信息贫乏的一方则处于劣势地位,信息不对称阻碍了市场的健康发展。提升企业会计信息透明度有利于抑制企业利用信息不对称进行机会主义行为,信息不对称程度的降低致使企业更难通过复杂的财务结构隐藏经营业绩,企业避税的交易成本会更高,被发现的可能性也大大增加,引发企业对声誉和融资成本的担忧15,16。声誉信息理论认为声誉的形成是一种信号传递活动,同时利益相关者理论认为企业追求的是利益相关者的整体利益,为了维持企业形象和保障利益相关者利益企业会减少避税行为。与此同时,政府机关作为企业的社会利益相关者,企业会计信息的透明度提升可以加强税务机关对企业的监督,精准进行调查干
9、预。(2)税收征管效率。税收征管效率的含义主要体现在以下两点:行政效率,也就是在税收征管过程中付出的成本最小化;经济效率,将税收征管过程中带来的不利影响降至最低17。我国税务机关通过大力推进数字技术与税收征管工作相融合,实现线上办税一体化,降低纳税成本,实现行政效率;另外,税务机关可以通过线上慕课、线上直播等方式为企业提供免费个性化、针对性的纳税培训服务,同时大数据和云计算有利于提升税收数据的高质量采集和对数据的量化分析,如金税三期和增值税发票税控 2.0 就是数字技术与税收征管相结合的产物,通过这些数字系统的支撑,税务部门能够将涉税信息进行量化分析对比,构建“信用+风险”税务监管新体系,实现
10、经济效率。税收征管效率的提高压缩了地区自由裁量空间,提升了地区间纳税公平,对于企业机会主义行为追踪和打击也更为精准,再加上优质的纳税服务,企业的纳税遵从度也会提高。(3)营商环境。营商环境指企业等市场主体在整个生命周期内,在市场主体控制之外的一系列因素或条件,包含政务环境、市场环境、法治环境和人文环境等。数字经济发展能够促进营商环境优化:优化政务环境和法治环境。大数据可以提高政府决策方案的有效性和执法队伍业务效率18,如“一网通办、全程网办”,这些电子服务不仅能提高监管效率,还能为公民提供更好的公共服务,进而减少腐败、提高透明度、增加便利性和降低交易成本;改善市场环境。数字经济作为新要素投入和
11、传统产业融合形成新的产业发展模式,改变现有要素市场结构,促进市场资源再分配,同时削弱实体产业的边界,通过乘数效应降低市场内部生产成本,缓解资源错配19;优化人文环境。数字经济发展丰富了就业形态、增加了就业机会和带来高效的供需匹配,从而提升社会生产效率和人们的生活幸福感。基于高层梯队理论,由于税法和税收政策的复杂性,企业管理层基于自身的认知水平和价值观,对税法或税收政策的理解可能存在一定的歧义和偏差。营商环境优化要求通过法律逐步明确各项临时税收法规和及时解读各项税收政策,很大程度上增强了税收政策稳定性,从而提高了其可判断程度和可理解性。此外,执法的自由裁量和不一致性会导致税收征管规范性降低,优化
12、营商环境有利于税务机关在纳税申报信息化、纳税评估、税务稽查和纠纷解决等方面持续改进,执法程序更加规范,地区税收政策落地实施稳定性也增强。基于以上分析,提出本文的假设 1:H1:数字经济发展对企业税收不确定性有抑制作用。1.2企业低成本战略的调节作用ivkin 和 Siggelkow(2006)20 认为企业战略38第 3 期(总第 353 期)2023 年 3 月工业技术经济Journal of Industrial Technological EconomicsNo.3(General,No.353)Mar.2023是企业面临的外部环境或者组织情境的一种匹配和集聚,会影响企业决策行为。根据已
13、有研究,企业竞争战略在业务层面主要分为低成本战略和差异化战略21。在数字化时代下共享组织的出现、共享经济的发展提升了资源利用效率,降低了交易成本和组织成本22,就“降成本”而言与低成本战略的决策出发点不谋而合。因为低成本战略是依赖其成本上的领先地位取得竞争优势的,基于成本低和价格低会吸引一批偏向于购买低价产品的客户,为了努力维持市场地位需要通过高需求和高销量实现盈利。然而基于波特竞争战略理论,低成本战略假定企业之间是互相竞争的,忽略了企业之间的协同外溢效应,在数字化新时代,知识的共享外溢和企业间的协同共生显得尤为重要,能够降低企业间学习模仿成本。其次,企业数字技术的引入和数字业态的发展周期较长
14、,不能迅速起到降低成本作用,反而在短期内还会挤占核心业务的资金对企业产生不利影响,从而削减数字化相关投资。此外,企业实行低成本战略为了追求各个环节的成本最小,可能会导致激进的税收行为。基于此,本文提出假设 2:H2:企业实行低成本战略会削弱数字经济发展对企业税收不确定性的抑制作用。2研究设计2.1模型设定为检验地区数字经济发展水平对企业税收不确定性的影响,本文构建如下回归模型:TAXUit=0+1DIGit+i2Controlsit+Ind+Year+it(1)其中,企业税收不确定性(TAXU)为被解释变量,以上市公司过去 4 期及当期的实际有效税率的变异系数为其代理变量;区域数字经济发展水平
15、(DIG)为核心解释变量,分别以各省(区、市)数字经济指数(包括数字经济总指数、信息化发展指数、互联网发展指数和数字交易发展指数)作为代理变量。Controls 为本文所选取的控制变量组合,Ind 表示不同行业的固定效应,Year表示不同年份的固定效应,it为随机误差项。2.2变量选取(1)被解释变量企业税收不确定性。参考现有学者的研究 23,4,10,本文使用企业实际有效税率的移动变异系数测算企业税收负担的波动来衡量企业税收不确定性(TAXU)。通过企业过去 4 期及当期实际有效税率的标准差除以实际有效税率的均值绝对值计算得到,公式如式(2)所示:TAXUit=Ni=1(ETitaverag
16、eETit)2/Nabs(averageETit)(2)(2)核心解释变量数字经济发展。本文借鉴刘军等(2020)24 测算的省级数字经济发展指数作为数字经济发展的代理指标,本文使用总指数(DIG)以及 3 个分指数:信息化发展指数(DIG1)、互联网发展指数(DIG2)和数字交易发展指数(DIG3)作为核心解释变量。(3)机制变量会计信息透明度(ES)。本文参考游家兴和李斌(2007)25 使用盈余平滑度作为会计信息透明度的代理指标,为负向指标。税收征管效率(TSI)。根据已有研究,本文使用税收征管强度来表示税收征管效率变量,本文借鉴曾亚敏和张俊生(2009)26、叶康涛和刘行(2011)2
17、7 的研究方法,构建模型(3):TptGDPpt+0+1+INDFptGDPpt+2INDSptGDPpt+3OPENNESSptGDPpt+pt(3)其中 Tpt为 p 省(区、市)在 t 年的税收收入;GDPpt为 p 省(区、市)在 t 年的国民生产总值;IN-DFpt和 INDSpt分别为 p 省(区、市)在 t 年第一产业和第二产业的产值;OPENNESSpt为 p 省 t 年进出口贸易总额;其次将获取的上述数据代入模型(3)中,通过模型(3)的拟合,得到各地区预测的Tpt/GDPpt_EST;最后,构建税收征管强度的指标TSI,TSI 为真实 Tpt/GDPpt与拟合 Tpt/GD
18、Ppt_EST的比值,比值越大,征管效率越高。营商环境(BE):借鉴于文超和梁平汉(2019)28 的研究,本文采用市场化水平来衡量营商环境,为正向指标。(4)调节变量低成本战略(CS)。借鉴已有研究,本文采用上市公司营业成本占营业收入的比重作为企业低成本战略的代理变量29,为正向指标。48第 3 期(总第 353 期)2023 年 3 月工业技术经济Journal of Industrial Technological EconomicsNo.3(General,No.353)Mar.2023(5)其他控制变量本文参考已有影响税收不确定性的研究4,选取了两个层面的控制变量:企业层面包括企业规
19、模(Size)、营业收入增长率(Growth)、董事会规模(Board)、独董比例(Indep)、股权制衡度(Bal-ance)、企业年龄(FirmAge)和审计质量(Big4);地区层面包括地区产业结构(IS)和 GDP 增长率(PerGdp)。表 1 列示了各变量的详细信息。表 1各变量信息变量名符号变量定义被解释变量TAXU企业连续 5 年实际有效税率的变异系数解释变量DIG各省(区、市)数字经济总指数DIG1信息化发展指数DIG2互联网发展DIG3数字交易发展指数机制变量ES盈余平滑度TSI税收征管效率BE营商环境(中国分省份市场化指数报告中市场化水平)调节变量CS低成本化战略控制变量
20、Size企业规模:总资产的自然对数Growth营业收入增长率Board董事会人数取自然对数Indep独立董事人数/董事人数Balance股权制衡度:第二到第五大股东持股比例的和除以第一大股东持股比例FirmAgeln(当年年份企业成立年份+1)Big4企业经由四大审计为 1,否则为 0IS产业结构:第二产业/GDPPerGdp地区 GDP 增长率2.3数据来源本文以 20132020 年我国沪深 A 股上市公司为样本,为了尽可能地消除实证回归偏误,对数据做以下处理:(1)剔除被解释变量、核心解释变量以及控制变量缺失的上市企业;(2)剔除金融类、ST、*ST 和 PT 等特别处理的上市企业。最终
21、留有 17325 个企业观测值。企业层面的数据来源于国泰安数据库,省级层面数据来源于中经网数据库。为克服极值的影响,本文对上市公司层面的所有连续变量进行两侧 2%水平的缩尾处理。表 2 为本文各变量的描述性统计。可以看出,税收不确定性(TAXU)的最小值为 0.0261,最大值为 9.973,说明被解释变量是有显著差异的;数字经济发展指数(DIG)最小值为 0.0730,最大值为 0.768,差异也比较大。3实证分析3.1基准回归结果分析表 3 为基准回归的检验结果。其中列(1)是将数字经济总指数作为核心解释变量进行回归,结果表明 DIG 的估计系数在 1%的统计水平下显著为负。列(2)(4)
22、分别将信息化发展指数、互联网发展指数和数字交易指数作为核心解释变量进行回归,结果表明 DIG1、DIG2 和 DIG3 的回归系数均显著为负,证明数字经济发展对企业税收不确定性有显著的抑制作用,研究假设 H1 成立。3.2稳健性检验(1)替换被解释变量在基准回归结果中,解释变量 TAXU 为企业过去 4 年及当期实际有效税率的变异系数,这一时间段的选择可能存在偶然性。基于此,本文使用58第 3 期(总第 353 期)2023 年 3 月工业技术经济Journal of Industrial Technological EconomicsNo.3(General,No.353)Mar.2023表
23、 2描述性统计变量(1)(2)(3)(4)(5)观测值平均值标准差最小值最大值TAXU173250.9611.7570.02619.973DIG173250.3370.1720.07300.768DIG1173250.1210.06950.02100.304DIG2173250.09170.02770.02800.141DIG3173250.1250.08670.01300.361Size1732522.491.24320.0825.60Growth173250.1270.3420.4811.483Board173252.1290.1961.6092.565Indep173250.3750.0
24、5020.3330.500FirmAge173252.9530.2912.0793.434Balance173250.7100.5880.04462.479Big4173250.06340.24401Pergdp173250.07940.03380.05340.212IS1732540.168.92215.8057.30ES173252.6014.168019.33TSI173250.9670.2030.6131.480BE173052.2470.2091.6922.510CS173230.7240.2610.15425.50企业过去 3 期及当期实际有效税率的变异系数作为企业税收不确定性新的
25、代理指标 TAXU2 进行稳健性检验(结果表略),在调整了计算时段之后,数字经济发展的回归系数均在 1%的统计水平下显著,数字经济发展与企业税收不确定性之间存在显著的负相关关系,结果稳健。(2)剔除直辖市考虑到直辖市在政治和经济方面的特殊性,其数字化发展水平也高于其他城市,并且上市公司数量较多,因此剔除掉直辖市的上市公司的数据再次进行估计,DIG 的回归系数依然在 5%的统计水平下负向显著,结果稳健。(3)更换时间样本考虑到新冠肺炎疫情对本文数据稳定性的影响,本文剔除掉 2020 年的数据继续进行回归,DIG 的回归系数的大小和显著性与基准回归结果无显著变化,结论稳健。(4)工具变量法解决内生
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