税收情报交换协定减少了企业跨境避税吗？*——来自中国的实践

黄寿峰 罗潇 林文慧

一、引言

随着“一带一路”倡议从顶层设计到项目落实，中国“走出去”企业的数目和资本跨境流动保持不断上升趋势。据统计，中国已成为跨境资本流动最多的国家之一。随着资本跨境跨国流动的日益频繁，不少企业利用国（境）外避税地①避税地的认定是一个比较复杂的问题，从现有相关研究和实践来看，主要有Hines and Rice（1994）对41个国家（地区）避税地的界定、Hines and James（2010）对52个国家（地区）避税地的界定、Bennedsen and Zeume（2015）对避税地的界定、OECD在2009年公布的避税地名单以及美国政府“停止滥用税收天堂法案”避税地名单。虽然这些名单有些差异，但总体上相对比较类似。本文综合Bennedsen and Zeume（2015）、Hines et al.（1994、2010）、张瑶（2018）和 OECD避税地名单，将57个国家和地区列为避税地，具体详见后文注解。进行跨国（境）避税，据国家税务总局检查发现，很多“走出去”企业与避税地存在密切联系，存在向避税地转移利润的情况（高阳，2014、2015）。受到地理位置和税收管辖权的制约，一国税务机关通常难以获取本国居民纳税人在境外真实的资产、交易信息，征纳双方信息严重不对称，企业跨国（境）避税成为了当前税收征管的难题之一。税收情报交换作为对一国税收管辖权干预最小的税收合作手段，成为当前国际税收合作最重要的方式。

本文利用CSMAR数据库2008—2019年相关数据，以2009—2014年中国与境外避税地陆续签订税收情报交换协定作为一项外生政策冲击，采用双重差分方法，研究我国与境外避税地签署税收情报交换协定的反避税效果。研究表明，税收情报交换协定签订后，实验组企业较控制组企业的实际所得税率显著上升了1.58%，签署税收情报交换协定反避税效果显著。本文进一步从关联交易这个角度分析了税收情报交换协定对企业跨境避税的作用机制，结果表明，税收情报交换能显著抑制企业通过关联交易渠道跨境避税。

本文研究可能的贡献主要体现在以下几个方面：（1）在研究问题方面，本文直接定量研究我国签订税收情报交换协定的反避税效果，克服了过去相关研究以定性或案例分析为主的不足，能更好地评估情报交换协定在打击企业跨境避税方面的作用；（2）在研究视角和研究方法方面，现有研究主要以理论分析或者宏观定量分析为主，本文从企业微观视角出发，基于2008—2019年我国上市公司企业数据，采用双重差分方法，直接研究了我国签订税收情报交换协定的反避税效果，并且进一步揭示了税收情报交换协定抑制企业跨境避税的作用机制，这可以为我国税收情报交换协定工作的进一步开展提供经验证据，也可为完善税收情报交换协定、更好地开展国际税收合作提供良好理论和现实依据，同时也有助于更深刻地了解税收情报交换协定体系；（3）本文除了从反事实检验、变量指标差异、税收情报交换协定签订、生效和执行时间差异等角度夯实本文结论外，还进一步考虑了“营改增”、企业性质和行业差异、《多边税收征管互助公约》等在其中所起的作用，使得结论更为稳健、可靠，而且也有助于揭示出其它一些更加细微的研究结论，补充和丰富相关文献；（4）在研究数据方面，本文基于CSMAR数据库，综合商务部等数据库，数据样本更加丰富、全面、有效。

二、 文献综述

跨国企业全球避税问题是近年来国际税收领域的研究热点，本文将从企业利用避税地跨国（境）避税的效应和签订税收情报交换协定对该效应的影响这两个方面回顾文献。

（一）企业利用避税地跨国（境）避税的效应研究

国内外文献的研究普遍认为避税地的低税率和良好保密制度使得跨国企业能利用它有效地进行税收筹划，降低集团整体税负，实现跨国避税目的。Harris et al.（1993）对美国200家大型制造业企业的研究表明，在爱尔兰或税率较低的亚洲四小龙（中国香港、新加坡、中国台湾、韩国）拥有控股子公司的企业税负显著低于没有在上述地区设立子公司的企业。Hines and Rice（1994）的研究也发现，美国跨国公司来自避税地的利润申报与经营不成比例，美国跨国公司很可能出于税收目的将利润转移到避税地。Clausing（2001、2003、2006）、Vicard（2015）则从跨国公司转让定价的角度提供了企业利用避税地（低税管辖区）进行利润转移，进而降低税负的证据。刘志阔等（2016）的研究也表明，对避税地直接投资的企业在投资前后相对于非避税地投资企业利润总额显著下降12%—14%。说明企业利用避税地投资产生了利润转移，并且利润转移的效果随着时间递增。

也有些学者从企业对外投资的区位选择角度，分析企业可能利用避税地避税。Dischinger and Riedel（2011）研究发现，欧洲跨国公司倾向于将无形资产放在低税率的避税地，这样它们可以通过选择最有利的无形资产转让定价将利润转移。王永钦等（2014）研究我国对外直接投资区位选择的决定因素时发现，我国 OFDI 倾向于投向避税地，并且低税率在一定程度上可以抵消东道国制度性因素的不足。Karkinsky and Riedel（2012）对欧洲跨国企业专利权的区位分布的研究也得出相同的结论。Egger et al.（2010）和 Buettner et al.（2009）的研究也表明，跨国企业出于税收目的，会利用避税地关联企业借款进行利润转移。何杨和杨武（2014）的研究也指出，在华跨国公司存在利用避税地的关联交易转移利润以降低税负的行为。除了高税率国家的跨国公司存在利润转移的动机外，来自税率低于我国的国家（如德国、爱尔兰、韩国等）的跨国企业，对我国的投资也大多是通过百慕大、英属维尔京群岛等避税地间接投资，存在明显的避税目的。

也有个别学者认为避税地对企业避税的作用有限。Gumpert et al.（2016）研究发现，大约80%的德国跨国企业没有在避税地设立机构场所，因为获得的税收收益可能少于新设立机构场所的费用。同时进一步指出，相对服务业，制造业在避税地开展避税活动的动机更大；并且大型企业尤其是那些在高税负国家（地区）有跨国经营活动的大型企业，更倾向于利用避税地避税。

（二）税收情报交换协定对利用避税地跨国（境）避税的影响

关于税收情报交换的文献主要从宏观国家利益或微观个体利益角度出发进行分析。

1.从宏观国家利益角度研究税收情报交换反避税效果

从宏观国家利益视角的文献，通常是运用博弈论构造模型来推导国家之间税收情报交换的最终均衡结果。该视角下研究对情报交换抑制跨国避税的效用普遍持悲观态度。

Tanzi and Zee（2001）认为如果单纯考虑一国利益，一国不应该签订情报交换协定，因为信息公开会降低该国对国际投资者的吸引力。通常，资本输出国会更有意愿进行情报交换，而资本输入国的意愿不大。Bacchetta and Espinosa.（2000）、Eggert and Kolmar（2002、2004）等学者的研究表明，在持续多期的税收情报交换过程中，两国博弈的最终结果是不合作，因为不提供税收情报的利益吸引力会更大。尤其对于小国，它们从情报交换中获得的利益很小，更倾向于提高保密性和降低税率来吸引外国投资，增加本国利益。Keen and Ligthart（2006、2010）也认为大国可以从情报交换中获得更多的税收收入，因为情报交换降低了纳税人通过海外存款隐匿收入的吸引力，然而这恰恰是小国利益的来源之一。Huizinga and Nielsen（2006）对模型进一步扩展，提出存在“第三国问题”，即除非所有国家都加入情报交换，否则国际资本会从进行情报交换的国家转移到不进行情报交换的第三国，从而使得进行情报交换的国家均受到损失，降低国家进行税收情报交换的积极性。Zucman（2015）也认为，避税天堂对世界经济的快速增长是一种威胁，然而由于总有些国家或地区会提供更有利的税率，并且还存在利润转移至第三国的证据，因此，任何试图消除避税天堂的想法是徒劳的。Elsayyad（2012）则进一步分析避税地进行情报交换的驱动机制。他的研究表明，如果不存在外部施压，避税地倾向于不进行情报交换，并且经济实力越强的避税地进行情报交换的意愿越低。因此，当前国际税收情报交换主要发生在较小的避税地，拥有较强谈判地位的避税地对税收情报交换仍持不合作的态度。朱晓丹（2016）分析香港实施《金融账户信息自动交换标准》的影响，也印证了上述学者的观点，指出只行使地域管辖权的香港并未能从税收情报交换中获得太多利益，反而会损害其金融业的国际竞争优势。Dharmapala（2016）对美国《海外账户税收遵从法案》分析时也发现，由于获取境外涉税情报的成本会转嫁到纳税人身上，导致遵守税法的纳税人的成本提高，从而降低他们的税收遵从度，因此，美国并未从该法案中获取多少利益。

2.从微观视角分析税收情报交换反避税效果

近年来，随着税收情报交换实践的快速发展，各国政府对其打击跨国避税维护本国税收利益的作用寄予厚望，但其作用若何尚无定论，一些学者从跨国公司的微观角度分析税收情报交换的反避税效果。在此视角下，现有研究普遍从海外资本投资或有效所得税率的变化来衡量税收情报交换的反避税效应。

Johannesen and Zuman（2012）使用外国投资者在避税地存款季度金额来衡量跨境避税投资者的避税程度。他们研究发现，G20的税收情报交换协定对跨国投资者利用避税地的避税行为影响不大，签订情报交换协议并没有明显使投资者将隐匿在避税地的资金遣返回国。与此相类似，Johannesen（2014）进一步发现，国际避税者会将其掌握的资源再分配至第三国，以规避双边税收稽查和管制。然而，也有部分学者认为，签订税收情报交换协定有助于遏制避税者跨境避税行为。Hanlon et al.（2015）的研究认为，税收情报交换协定对跨境避税行为有抑制作用。他们发现，与未签订税收情报交换协定的避税地相比，来自签订协定避税地的境外证券投资将下降大约38%。Dyreng et al.（2016）的研究也认为，获取税收情报能够有效降低企业的避税行为，迫使企业披露避税地子公司信息后，公司的有效所得税率显著提高3.5%—5%，且在避税地的设立子公司数目也显著下降。何杨和徐润（2016）在分析全球离岸证券投资与税收情报交换、双边税收协定的关系时也发现，税收情报交换确实会抑制投资者跨国避税行为，与避税地签订税收情报交换协定后，其持有缔约国离岸证券投资平均下降30.39%。但投资者也会将有价证券资产转移至其他国家，尤其是转移到那些没有签订税收情报交换协定但签订了双边税收协定的国家，即存在“第三国问题”。张瑶（2018）利用我国上市公司相关数据，分析了我国签订税收情报交换协定（包括避免双重征税协定中的情报交换条款）与对外直接投资企业营业利润率之间的关系，结果表明，从总体上看，税收情报交换协定确实有助于打击企业的税基侵蚀和利润转移行为，但与不同避税地签订的协定效果差异较大。

相较于国外不断深入的实证分析，国内除了何杨和徐润（2016）、张瑶（2018）等少数几篇相关研究外，其它主要集中于定性介绍国内外相关制度及其借鉴启示作用，如崔晓静（2008）、梁若莲（2008）、梁若莲和吴巧伶（2013）、陈虎（2016）、叶莉娜（2016）、李娜（2016）、郭月梅和肖月丽（2016）、许多奇和廉洁（2018）、詹清荣（2019）和余鹏峰（2020）等。

三、制度背景、研究假说及数据说明

（一）制度背景

税收情报交换目的是提升实行居民税收管辖权的国家的税收征管能力。由于实行居民管辖权比起来源地管辖权更符合帕累托效率，目前世界上大多数国家会采用居民税收管辖权（如中国、美国、英国、日本等）。但实行居民税收管辖权的一国政府，往往难以获取纳税人境外资产和经营的真实情况，容易导致税收流失和税基侵蚀，资本输出国表现得尤为明显。随着经济全球化的逐步推进，税收情报交换实践在近二十年得到了极大发展，其国际标准也由双边向多边、由依请求交换向自动交换的模式转变。

我国政府的税收情报交换起步较晚，最早包含情报交换的协议是1983年与日本政府签订的避免双重征税协定。随着经济全球化和对外贸易的蓬勃发展，为适应经济发展和维护国家税收利益，我国税收情报交换工作取得了重大突破：2009年我国成为全球税收论坛的同行审议小组的成员之一；2012年顺利通过全球税收论坛税收透明度和情报交换同行审议；2013年8月加入《多边税收征管互助公约》；2015年12月签署了《金融账户涉税信息自动交换多边主管当局间协议》。截至2017年5月，我国政府与102个国家和3个地区（中国香港、中国澳门、中国台湾）签订了避免双重征税的协定，与10个国家或地区（见表1）签订了税收情报交换协定。目前我国政府签署的情报交换协议，基本涵盖绝大部分避税地，这对获取跨国企业在避税地的涉税信息，提高涉外税收征管能力，打击税基侵蚀和利润转移行为，维护国家税收利益具有重要意义。

表1 中国已签订的税收情报交换协定签订、生效及执行时间

（二）研究假说

国际税收领域，信息不对称问题的存在使得避税地成为企业实施跨境避税的常用途径，跨国公司在税负低、信息保密性好的避税地设立子公司，利用转让定价、成本分摊、资本弱化等手段，将利润转移到避税地，从而降低实际税负。Egger et al.（2014）、钱学锋和陈超（2015）等的研究都认为信息不对称有利于企业实施避税安排。而Bacchetta and Espinosa（2000）、Eggert and Kolmar（2002、2004）、Elsayyad（2012）等学者指出避税地进行情报交换的意愿低，这使得跨国公司可以利用避税地情报交换意愿低、信息不透明的特点来隐藏应税所得。Becker（1968）、Allingham and Sandmo（1972）、Alm et al.（2003）认为税务机关的检查概率和处罚力度的增加会显著提高纳税人的成本，提高税收遵从度，Phillips（2014）的美国个人所得税税收遵从度研究验证了这一结论。刘振彪（2010）认为税务机关和纳税人之间的信息非对称性与税收遵从度之间存在负相关的关系。通过与避税地签订税收情报交换协定（以下简称TIEAs），可以增加税务机关获取跨国企业在避税地实际情况的信息量，提高税务机关反避税案件的查处力度，提高跨国企业的避税成本，从而提高跨国企业税收遵从度，降低跨国企业向避税地的利润转移避税程度。如果我们将与我国签订TIEAs的境外避税地称为A，而将没有与我国签订TIEAs的境外避税地称为B。据上，本文提出如下假说：

H1：相较于在B设立子公司的上市公司，税收情报交换协定的签订有利于降低子公司设立于A的上市公司的跨境避税程度。也即，与避税地签订税收情报交换协定可以在一定程度上遏制企业利用该避税地进行跨境避税。

企业将利润由高税率国家转移到低税率国家，主要通过转让定价、资本弱化和特许权使用费等途径。在企业的税收筹划中，更常见的方式是转让定价。转让定价是指关联企业之间按协商好的价格而非市场正常价格买卖产品、以达到利润向低税率地区转移的目的，当利润向税负较轻的公司转移，企业就可以降低承担的税负。关联交易可以借助于出口、对外直接投资、资产买卖等形式。存在进出口业务的企业更容易实施利润转移。钱学锋和陈超（2015）的研究就指出，在华跨国公司中，有出口业务的跨国公司中有近19%的企业进行了利润转移，而没有出口业务的跨国公司中，仅有12.3%的企业进行了利润转移。与此同时，在国际投资的大环境下，特别是在“一带一路”倡议下，越来越多的中国企业“走出去”，2016年中国对外直接投资创下历史最高值，达到1961.5亿美元，并且有不少都投往了境外避税地。王永钦等（2014）也研究指出，中国对外直接投资（OFDI） 倾向于投向避税地，这些国家或地区倾向于提高保密性和低税率来吸引外资（Bacchetta and Espinosa，2000；Eggert and Kolmar，2002、2004；Johannesen and Zuman，2012；Johannesen，2014；Hanlon et al.，2015），因此，到避税地投资的企业更容易通过转让定价等方式将利润转移（Dischinger and Riedel，2011；Karkinsky and Riedel，2012；刘志阔等，2016；何杨和徐润，2016；张瑶，2018），从而达到跨境减避税的目的。税收情报交换协定可以加强与避税地的情报交换，使缔约国能更具效率获取所需情报，中国税务机关能够获取更多关于企业境外经营的实质信息，有助于对企业境外投资进行有效监控，以对不合理的资产定价予以纠正，从而减少企业通过关联交易进行的避税行为，减少企业将利润转移到避税地国家（地区），抑制企业跨境避税安排。基于以上分析，本文提出研究假设：

H2：TIEAs的签订，可以降低跨国企业利用关联交易渠道实施跨境避税。

（三）数据来源及处理

本文使用的数据来自CSMAR数据库A股上市公司，并以以下标准筛选：

1.公司正常经营，剔除终止上市、暂停上市、停牌的企业。

2.所属行业剔除金融保险业，因为金融保险行业的经营与其他行业相比具有特殊性。

3.公司拥有位于避税地①此处避税地指根据Bennedsen and Zeume（2015） ，Hines（1994，2010） ，OECD网站和国家税务总局网站数据整理的57处避税地，包括：安道尔共和国、安圭拉岛、安提瓜和巴布、阿鲁巴岛、巴哈马群岛、巴林岛、巴巴多斯、伯利兹、百慕大群岛、英属维尔京群岛、开曼群岛、海峡群岛、库克群岛、哥斯达黎加、塞浦路斯、多米尼加岛、直布罗陀、格林纳达、危地马拉、中国香港、爱尔兰、马恩岛、约旦、黎巴嫩、利比里亚、列支敦士登、卢森堡、中国澳门、马尔代夫、马耳他、马绍尔群岛、毛里求斯、摩纳哥、蒙特塞拉特岛、瑙鲁、纽埃、巴拿马、萨摩亚、圣马力诺、塞舌尔、新加坡、圣基茨岛和尼维斯、圣卢西亚、圣文森特和格林纳丁斯、汤加、特克斯和凯科斯群岛、美属维尔京群岛、乌拉圭、瓦努阿图、吉布提、根西、泽西、密克罗尼西亚、荷属安的列斯群岛、圣马丁、瑞士、阿根廷。的境外子公司，母公司对子公司的最低持股比率为50.1%，从而保证境外子公司完全被母公司控制，确保集团避税安排的有效实施。

4.剔除息税前利润和所得税费用小于或等于零的样本，参照以往文献的做法，亏损企业的真实所得税税负不能通过实际企业所得税税率公式计算得出。

5.剔除当年所得税费用大于息税前利润的样本，参照曹越等（2017）的做法，为了避免公司存在非日常经营事项导致当年企业所得税异常（如存在重大并购重组）。

2008年1月1日起，新企业所得税法及实施条例正式施行，2008年以前的企业所得税税率与2008年以后企业所得税税率不具有可比性，而2020年以后，由于新冠疫情影响，境内外企业关联发生了重大变化。因此，本文数据期限设置为2008—2019年。与避税地签订TIEAs的时间分别在2009—2014年，均包含在本文的研究期间内。剔除数据缺失年份，对所有连续变量进行了1%水平上的Winsorize缩尾处理。从表2可以发现，签订TIEAs的ETR均值、中值均比未签TIEAs的ETR均值、中值大，而ETR值越大，表明避税程度越低，因此，这从一个侧面反映出，签订TIEAs可能有助于抑制企业跨境避税。

表2 样本基本统计描述

四、实证检验

（一）基准回归和平行趋势假设检验

1.基准回归

基于上述分析，本文的基准回归模型设定如下：

其中，ETR表示企业避税程度，TIEA为企业分组虚拟变量，本文将子公司位于进行税收情报交换避税地的样本公司设置为实验组，其取值为1，子公司位于不进行税收情报交换避税地的公司为控制组，其取值为0。POST为时间虚拟变量，如果中国与境外子公司所在避税地TIEAs签订（生效）的时间在某一年的上半年（即该年的6月30日）前，则将当年及以后年份POST取值为1，以前年份取值为0；反之，则将次年及以后年份POST取值为1，当年及以前年份取值为0。X为控制变量，参照相关文献，主要包括：企业规模SIZE（用企业年末总资产的对数值表示）、资本结构（使用资产负债率LEV和流动比率CR衡量）、存货周转率INV（用存货周转率的对数值表示）、总资产周转率TAT、企业盈利能力（使用总资产净利润率ROA、息税前利润PBT衡量）、无形资产弹性INT（用企业期末无形资产除以企业期末总资产表示）和固定资产弹性PE（通过企业期末固定资产占期末总资产的比重度量），此外进一步控制公司成长性指标市盈率PER（用企业市盈率的对数值表示）、高管持股比例（RSE）以及企业年龄（AGE）（用企业年龄的对数值表示）。i代表企业，t代表年份，εit为随机扰动项。考虑到企业个体特征和时间趋势的影响，本文同时控制了企业固定效应αi和时间固定效应θt。

本文使用企业实际所得税率来衡量避税程度ETR，具体指标计算如下：

该指标被广泛用于研究企业避税行为的文献（Hanlon and Heizman，2010；Dyreng et al.，2016；刘行和叶康涛，2013等）。通常国内外文献在使用实际所得税率刻画企业避税程度时，因为样本期间法定税率发生变化，会用实际所得税率减去法定所得税率进行修正。由于本文使用数据的期限为2008—2017年，此时新企业所得税法已经在中国开始实施，内外资企业的所得税法定税率统一为25%，且样本期间内企业所得税没有发生重大修改，因此，可以合理假设样本企业适用的法定企业所得税率在本文样本期间不存在变化。此时，当企业的实际所得税率越低，代表企业避税程度越高。

本文的核心解释变量为TIEA与POST的交互项，其系数β1衡量了TIEAs签订后，子公司所在避税地进行情报交换的跨国公司相对于无情报交换公司的实际企业所得税率变化是否有显著差异。回归结果如表3所示，回归（1）未加控制变量，显示TIEAs签订的总效应为正；添加控制变量后，回归（2）系数β1的估计值在5%的显著性水平上显著为正，即其净效应显著为正，这说明相比控制组未进行TIEAs的跨国公司而言，实验组跨国公司减少了向进行TIEAs的避税地子公司的利润转移，使得集团整体的应税所得增加，实际所得税税负上升。TIEAs能在一定程度上缓解企业利用避税地进行跨境避税，这也就印证了研究假说1：与避税地签订TIEAs可以在一定程度上遏制企业利用该避税地跨境避税。

表3 基准回归和平行趋势检验

2.平行趋势假设检验

本文参考Kudamatsu（2012）、Alder et al.（2016）、陈钊和熊瑞祥（2015）的方法，设定以下检验模型：

Kτi为一组虚拟变量，用于衡量距离TIEAs生效时间的长短。由于平行趋势检验关注TIEAs签订前实验组和控制组企业的实际税率并没有显著差异，本文将协议签订前1年为基准，分别设置K-2i、K0i、K1i、K2i、K3i、K4i虚拟变量。TIEAs签订当年，K0i=1，否则为0；TIEAs签订后1年，K1i=1，否则0，如此类推。系数βτ代表了与基准年份相比，在税收情报交换协议签订第τ年，实验组与控制组上市公司的实际所得税率有无发生显著变化。由于样本数据的时间跨度为2008—2019年，而情报交换协议签订的年份为2009—2014年①由于我国与境外避税地签署TIEAs的签订时间和生效时间（详见表1）均不是从具体某一年的1月1日开始，为此，在设定相关时间POST时，我们采用如下方法处理：如果我国与境外子公司所在避税地TIEAs签订（生效）的时间在某一年的上半年（即该年的6月30日）前，则将当年及以后年份POST取值为1，以前年份取值为0；如果我国与境外子公司所在避税地TIEAs签订（生效）的时间在某一年的下半年（即该年的7月1日）后，则将次年及以后年份POST取值为1，当年及以前年份取值为0。如我国与百慕大群岛的TIEAs的签订日和生效日分别为2010年12月2日和2011年12月31日，因此，如果按签订日来设置POST，则2011—2017年取值为1，2008—2010年取值为0；如果按生效日来设置，则2012—2017年POST取值为1，2008—2011年POST取值为0。，为保证不同年份样本数目的平衡，本文将协议签订前2年及以前的样本都归并到生效执行前2年，协议签订后4年及以上的样本都归并到签订后4年。回归结果如表3第（3）列所示。

从检验模型中可以发现，TIEAs签订前，回归结果的系数βτ不显著，不能够拒绝平行趋势假设。也就是说，在TIEAs签订前，在进行情报交换避税地设立子公司的实验组上市公司，与不进行情报交换避税地设立子公司的控制组上市公司相比，实际所得税率ETR没有显著差异。值得注意的是，在协定签订当年，β0的系数在统计上达到5%的显著水平，协定签订第1年后也为正，但不显著，可以进一步观察到，之后βτ的符号方向由正转负，且均不显著。这说明了TIEAs的签订仅有短期的效应，随着签订时间的推移，企业会采取应对措施，TIEAs抑制企业跨国避税的作用逐渐衰弱直至消失。

（二）稳健性检验

1.反事实检验

为了使实证结果稳健，本文还构造了反事实检验：保持其他情况不变的情况下，假设税收情报交换协定签订时间提前1年或提前2年，按照基础回归模型的做法再次进行回归。回归结果如表4所示，在第（4）（5）列中，TIEA×POST的系数估计值在10%显著水平下均不显著。反事实检验表明，TIEAs签订前，实验组公司的实际所得税率相对控制组公司，并没有明显的上升或下降趋势，这进一步验证了实验组公司实际所得税率较控制组公司上升的原因，很可能是TIEAs的签订。

2.更换对照组

在基准回归中，本文使用的对照组是在未签署TIEAs的避税地设立子公司的企业，我们进一步把对照组设置为两类：在境外但并未在避税地设立子公司的企业（对照组2）、全部子公司都位于境内的企业（对照组3）。重新进行回归后，结果见表4第（6）（7）列，可以发现此时TIEA×POST的系数仍然显著为正，对照组的更换并未影响本文的结果。

表4 反事实检验与更换对照组

3.税收情报交换协定签订时间、生效时间与执行时间的差异

本处将分别根据TIEAs生效时间和执行时间，重新设定POST，具体结果见表5。结果表明，税收情报交换协定的生效日、执行日系数均不显著。这意味着税收情报交换协定签订时，企业便预期到避税行为将会受到限制，进而采取应对措施，但在未完全采取应对措施前，TIEAs的签订对企业跨境避税行为产生显著影响。这一结果进一步证实了TIEAs的签订仅有短期的效应，随着签订时间的推移，企业会采取应对措施，其抑制企业跨国避税的作用逐渐衰弱直至消失。

4.被解释变量差异

前文遵循一些主流文献（Hanlon and Heizman，2010；Dyreng et al.，2016；刘行和叶康涛，2013等）的做法，利用企业实际所得税率来度量企业避税程度，也有不少学者沿用Desai and Dharmapala（2006、2009）的做法，使用会计—税收差异（BTD）来度量避税程度，该数值越大，表示企业避税程度越高①由于数据存在较多的异常值，本文对该指标进行了10%的缩尾处理。。BTD具体计算如下：

从表6可以发现，结果显著为负，即TIEAs的签订，有助于降低企业跨境避税，这表明，被解释变量差异不会对结果产生根本性影响，本文结果总体稳健。

5.企业性质差异和行业差异

为了进一步考察TIEAs的签订是否会因企业性质的不同或行业的差异而产生不同的影响，本文进一步将企业样本分别按企业性质和行业差异分成两组：国有企业与民营企业、制造业行业与非制造业行业。具体结果见表6，从企业性质来看，国有企业样本下TIEAs的签订时间显著为正，而民营企业不显著，表明TIEAs的签订对国有企业实际税率产生显著的正影响，从而有利于降低其跨境避税行为。从行业性质差异来看，制造业行业样本TIEAs签订时间不显著，而服务业行业显著为正，表明TIEAs的签订有助于遏制非制造业企业跨境避税。

6.考虑“营改增”的影响

从现有相关研究来看，有部分学者认为“营改增”有助于相关企业降低税负（张新和安体富，2013；李远慧和罗颖，2017等），另外有些学者则认为“营改增”对企业平均税负并无显著影响（李远慧和王晴晴，2013；曹越和李晶，2016；范子英和彭飞，2017等）。为此，本文进一步纳入“营改增”，看它是否会对最终结果产生显著影响。由于“营改增”是分地区分行业逐步推开的，因此，如果企业所处行业及所在城市在某年开始纳入“营改增”范围，则当年及以后年份Vat= 1，否则Vat= 0。而后将Vat纳入基准回归方程进行回归。表6的结果表明，“营改增”不会显著改变企业跨境避税行为，结果依然稳健，原因可能有二：一是“营改增”能减轻企业税负必须满足一定的条件，如范子英和彭飞（2017）指出，“营改增”的减税效应取决于上下游企业是否有足够强的关联和上游企业是否是增值税纳税企业；二是“营改增”从2016年5月才开始在全国范围推开，其对企业税负的影响有待进一步研究。

表6 企业性质差异、行业差异与“营改增”影响

7.企业出口差异和对外直接投资差异

企业是否出口以及是否进行对外直接投资对于企业的避税能力具有重大影响，企业可能利用出口或者对外投资的行为进行避税，而无法出口或对外直接投资的企业则无法进行类似的操作。

为了较为真实地刻画出TIEAs签署对企业通过出口渠道避税的影响，最理想的做法是将企业出口对象国为避税地的样本单列出来，再进行分析，然而限于数据可获得性无法实现。为此，本处进行近似处理，将研究样本分为有到避税地直接投资的出口企业、没有到避税地直接投资的非出口企业，这是因为有到避税地投资的企业更容易通过转让定价等方式将利润转移（Dischinger and Riedel，2011；Karkinsky and Riedel，2012；刘志阔等，2016；何杨和徐润，2016；张瑶，2018），然后比较这两组企业的出口行为对企业跨境避税的影响。结果如表7中所示，有对外直接投资的出口企业在税收情报交换协定签订后面临更高的税负，TIEAs的签订可以显著抑制出口企业的跨境避税。

表7 出口差异、对外直接投资差异

对于对外直接投资，从表7的结果可以看出，税收情报交换协定TIEAs的签订显著抑制了对外直接投资企业的避税程度，对于非对外直接投资的企业影响则不显著。表明税收情报交换协定TIEAs的签署可以显著抑制对外直接投资企业的跨境避税，这是因为TIEAs的签署，有助于与避税地进行相关的税收情报交换，中国税务机关能够获取更多关于企业境外经营的实质信息，从而降低避税地企业的信息不对称情况，有助于对企业境外投资进行有效监控，也有助于对进出口商品、无形资产的价格进行合理调整，从而降低企业将利润转移到避税地国家（地区），抑制企业跨境避税安排。

8.《多边税收征管互助公约》的影响

2013年8月，中国签署《多边税收征管互助公约》（MCAA，以下简称《多边公约》），该公约2017年1月1日在我国正式执行。《多边公约》的作用和本文研究的税收情报交换协定类似，但涉及的国家更多。因此，税收情报交换协定的效应是否会因《多边公约》的执行而受到影响？本文设立MACC×POST1变量表示《多边公约》的执行以对此加以控制。如果上市公司的子公司位于签订了《多边公约》的避税地，则MACC等于1，否则为0；《多边公约》执行当年及以后，POST1为1，否则为0。表8回归（8）结果显示，MACC×POST1系数不显著，而TIEA×POST仍显著为正，这说明《多边公约》的执行并未影响到税收情报交换协定的作用。MACC×POST1系数不显著，很可能是因为《多边公约》的执行时间比较短，其效应还未充分显现。

（三）影响机制分析：关联交易

跨国公司可能利用各种方式来进行跨境避税，以达到利润最大化，这种利益和资本的转移常常是利用避税地来进行，其中一种最常见的方式就是转让定价。参考刘慧龙等（2022）、刘湘希等（2017）的做法，本文探讨企业是否利用与设于避税地的子公司进行关联交易的形式进行避税，而TIEAs的签署是否能够对此行为进行抑制，为此，本文引入关联交易与情报交换协定事件（TIEA×POST）的交互项，去探析关联交易在其中的作用。本文涉及的关联交易（PRT）仅指上市公司与子公司间的关联交易，关联交易水平使用关联交易规模/期末资产总额进行度量。从表8回归（9）结果可知，TIEA×POST×PRT项系数显著为正，意味着税收情报交换协定TIEAs的签订抑制了企业通过关联交易进行避税的行为，提高了企业面临的实际税负。这验证了本文的第二个研究假说：TIEAs的签订，可以降低跨国企业利用出口关联交易渠道实施跨境避税。

表8 多边协定、关联交易

五、结论

本文利用中国政府与避税地国家（地区）陆续签署税收情报交换协定作为一项外生政策冲击，设计计量模型评估税收情报交换对企业跨境避税程度的影响。实证发现，TIEAs的签署能够在短期内降低中国上市公司跨国（境）避税程度。此外，本文进一步研究了TIEAs签署对上市公司利用关联交易渠道实施跨境避税的影响，结果表明，TIEAs的签署能在一定程度上降低中国跨国企业利用关联交易渠道实施跨境避税。

本文的研究具有一定实践意义和政策启示。随着《多边公约》和AEOI相继生效，中国税收情报交换税务实践的深度和广度必将极大扩展。当前中国进行的税收情报交换虽有助于降低企业跨境避税的程度，但由于“第三国效应”等因素的客观存在，打击企业跨境避税依然长途漫漫，税收情报交换协定的反避税效应仍有待进一步提高，相关配套问题也需加快完善和解决：首先，中国税收情报交换国内法律体系级次低、内容简单陈旧，与快速发展的国际实践相对脱节；其次，税务部门的工作机制存在职权不清、技术手段落后、高端人才缺乏、情报信息利用率低等问题；此外，伴随经济全球化，企业跨境避税的手段更加灵活隐秘，国际税收情报交换实践也从双边到多边、从依申请交换到自动交换等更具效率和效果的形式快速发展。因此，我国要从税收立法和征收管理上进行革新完善，才能更加充分地发挥税收情报交换的反避税效应，更好地维护国家税收利益。