0引言2013年十八屆三中全會通過的《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》明確提出了積極發展混合所有制經濟，促進生產力發展，強調國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經濟[1]。2015年發布的《中共中央國務院關于深化國有企業改革的指導意見》（中發［2015］22號）中，鼓勵國有資本以多種形式入股非國有企業，隨后中央出臺的各種文件都有些涉及積極推進混合所有制改革。隨著我國經濟發展迅速，民營企業成為我國社會經濟發展的重要組成部分，民營企業解決了全國一半以上的就業問題，繳納的稅收占全國總額的60%以上。但與國有企業相比，民營企業仍然面臨著較為嚴峻的融資約束和資源短板。尤其是在近幾年全球經濟受到新冠疫情的沖擊，經濟持續低迷，我國經濟也仍處于恢復階段，部分上市公司股價大幅下跌，部分企業甚至面臨股權質押價格逼近平倉的風險，民營企業的生存和發展面臨著紛繁復雜的挑戰。而現有研究發現，國有股權參股能夠緩解民營企業所面臨的困境，使民營企業與政府建立聯系[2]。研究表明有國有股權參股的民營企業更容易從政府機構獲得資源[3]、緩解融資約束[4]稅收是國家財政收入的主要來源，對社會資源分配和政府財政運行具有重要作用。企業作為最重要的納稅主體，為了追求利潤可能利用各種條件和手段進行稅收規避行為，從而降低企業實際稅賦。這一行為雖然能夠在一定程度上降低企業經營成本，但卻損害了稅收的社會經濟功能。已有研究發現，民營企業比國有企業面臨著更為嚴重的融資約束問題，國有資本有維護國家財政稅收穩定的義務，對比之下民營企業進行稅收規避的動機更大[5]。在混合所有制改革背景下，國有股東和民營股東之間存在資源共享和權力制衡的多重互動關系，探討國有股權參股對民營企業稅收規避的行為的影響具有重要的理論及現實意義。1文獻綜述通過對已有文獻的梳理可以看出，國內外關于民營企業引人國有資本的動因效果研究、績效研究方面較為充分。從動因方面來看：不少研究表明民營企業引入國有股權能夠增強其融資能力和投資能力[、獲得更多的政治資源和政府補貼，從而減輕稅負[7]。郝陽和龔六堂[8]的研究發現混合所有制改革使得不同形式的資本優勢互補、共同發展。李文貴和余明桂認為民營企業主動引入國有資本是為了獲取政府關聯、尋求政府保護。孫亮和劉春[同樣認為民營企業引入國有股權是為了尋求產權保護。已有研究發現民營企業為了獲取政府的稅收優惠，從而主動積極引入國有資本[11]。另外，宋增基等[12]發現民營企業引入國有企業后更拓寬融資渠道，從而緩解融資問題。從績效分析來看：不同研究對民企引入國有股權帶來的績效影響得出了差異性結論，部分研究發現民企引入國有股權會帶來負向影響。例如，李文貴和邵毅平[13]研究發現國有企業的加入能夠帶給民營企業更多的政治資源以及稅收優惠，但相應地也會支付更多費用，導致企業經營效績降低；白俊和連立帥[4通過實證研究發現，民營企業引入國有股權后導致企業委托代理問題加重、企業創新能力降低，從而降低企業績效。但大部分研究發現國有股權參股對民營企業產生積極影響，桂良軍等[15]通過實證研究發現國有股權參股會抑制企業關聯交易，降低企業經營風險。李明敏等[16]認為民營企業引人國有股權會使得股東之間互相監督，避免部分股東由于短視而過度盲目投資，從而提升企業的治理效應；趙璨等[17]研究發現國有股權參股能夠有效緩解民營企業投資不足的問題，從而提升企業投資效率。雖然現有文獻對民營企業引入國有股權的動因和績效進行了較為充分的探討，但仍然存在一些不足之處，民營企業反向混改大多從動因和績效角度出發，而與國有企業相比，民營企業面臨較為嚴重的融資約束，從而有更強的稅收規避動機，但鮮少有人研究國有股權參股與民營企業稅收規避之間的關系。本文將從這一角度出發，研究國有股權參股對民營企業稅收規避的影響。另外，目前關于反向混改的研究視角比較單一，大多集中于一般的國有股東，而忽視了不同類型的國有股東對民營企業治理和績效的影響，未來研究可以進一步探討引入不同類型的國有股東對民營企業的稅收規避是否產生影響。通過回顧文獻發現，從動因角度來看，反向混改能夠有效緩解企業融資約束、減少信貸歧視以及獲得政治關聯和資源。而從效果分析來看，學者們持不同意見，有的學者認為民營企業引入國有股權能夠帶來正向效果，而有的學者則認為會給企業帶來負向結果。上述文獻豐富了反向混改的研究，為本文接下來的研究提供了思路和理論支撐。2研究設計2.1理論假設企業采用稅收規避一般是為了獲取更多的流動資金，以緩解融資約束[18]。依據政治關聯理論，民營企業引入國有股權后便與國有企業建立了政治關聯，從而獲得相應的政治資源和優惠政策，這有助于民營企業形成競爭優勢。并且在這種政治關聯下，國有企業和民營企業形成共同利益目標，國有企業帶來的政治資源和優惠政策還有助于企業緩解融資約束[7]。除此之外，國有企業參股民營企業能夠為企業提供擔保，給企業帶來融資便利，當企業的融資約束得到解決后，企業的稅收規避動機也隨之降低。根據資源依賴理論，國有股權參股民營企業提高了社會聲譽和地位，從而促進民營企業的創新。已有研究發現企業面臨高融資約束時有更強的動機進行稅收規避[5]，但是引人國有企業后，國有企業和民營企業形成利益共同體，資源共享，從而緩解企業融資約束。當民營企業所有權高度集中時，企業的控股股東可能對管理層進行有效監督，但也有可能會謀取私利，因此，企業的控股股東和中小股東可能存在矛盾沖突。根據委托代理理論，當委托人與代理人之間有利益沖突時，需要引入一個監督機制來減輕風險，國有股權參股使民營企業形成多元化結構，對企業控股股東形成制衡，彌補外部稅務機關監管力度的不足，加強對管理層的監督[19]。這有助于推動企業加強相關內部控制、抑制管理層機會主義行為，從而減少管理層的短視行為及隱瞞信息等自利行為。基于以上分析，本文提出以下3個假設：假設1：國有股權參股能夠有效抑制民營企業稅收規避。假設2：在面臨嚴重的融資約束時，國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用更顯著，假設3：在稅收征管強度較低時，國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用更顯著。2.2研究設計2.2.1樣本選擇與數據來源為了研究國有股權參股對民營企業稅收規避的影響，本文運用stata17.0軟件進行回歸分析，選取2013—2022年瀘深A股民營上市公司作為研究樣本，并且按照以下步驟對數據進行處理：①剔除ST上市公司；②剔除金融類行業的上市公司；③剔除利潤總額小于0的上市公司，以免計算出現誤差；④剔除變量缺失樣本。經過篩選后，本文共采用2013—2022年的18387個觀測值，研究數據主要來源是CSMAR數據庫，為了排除異常值對實證結果的影響，本文在剔除空缺值后對所有連續型變量進行了上下1%分位的縮尾處理。2.2.2變量設計1.被解釋變量本文研究的被解釋變量為民營企業稅收規避程度，已有研究中或通過賬面稅收差異來衡量稅收規避，或直接用實際所得稅稅率來進行計算[20]。但由于我國特殊的稅收制度制度和稅收環境，不同公司的名義所得稅稅率和實際所得稅稅率存在差異，因此，為了更準確地反映企業稅收規避程度，民營企業稅收規避程度的計算參考已有文獻，采取固定效應殘差法，具體計算公式為[21]式中，BTD為會稅差異；TACC為應計利潤。為了排除其他干擾，使度量結果更為準確，最終選擇μ和ε的和作為本文衡量稅收規避（DDBTD）的指標，該指標值越高說明企業的稅收規避程度越高。2.解釋變量本文選取國有股權參股作為解釋變量，其衡量方式為前十大國有股東持股占比前十大總股之和，數值越大，說明國有股權參股越多，反向混改程度越深。在后文的穩健性檢驗中，本文還采用前十大國有參股的持股比例的連續變量之和（SOE1）來替換作為解釋變量。3.調節變量（1）融資約束。參考已有研究，本文選取KZ指數來衡量企業的融資約束程度，數值越大，說明企業的融資約束越高。（2）稅收征管。TE指稅收征管強度，借鑒曾亞敏和張俊生[22的做法，本文選用各地區實際稅收收入與預期稅收收入之比來衡量稅收征管強度。用以下模型來估算各地區預期可獲取的稅收收入，公式為Ti，t/GDPi，t=α0+α1×IND1i，t/GDPi，t+α2×IND2i，t/GDPi，t+β2×IND2i，t/GDPi，t，α3×OPENNESSi，t/GDPi，t+ε3式中，Ti，t/GDPi，t

為各地區當年末的本地稅收收入除以當年的GDP；IND1和IND2分別為各地區當年末的第一產業產值和第二產業產值；OPENNESS為各地區當年末的進出口總額。然后根據模型回歸計算得出估計的相關系數，計算出預期的稅收收入，用Ti，t/表示。最后得出稅收征管強度（TE）的計算公式TEi，t=（Ti，t/GDPi，t）/（Ti，t/GDPi，t-est）該值越大表示稅收征管強度越高。4.控制變量為排除其他因素對企業稅收規避的影響，本文選取一些變量加以控制，詳細的控制變量說明見表1。表1變量定義2.2.3模型構建為了驗證國有股權參股與民營企業稅收規避之間的關系，本文構建以下基準模型式中，DDBTD為企業稅收規避程度，DDBTD值越大，表示稅收規避程度越大；SOE為國有股權參股，同樣SOE值越大，表示國有股權參股越多；Control為控制變量。模型（4）中主要關注α1

，如果α1

的系數顯著為負的話，則說明國有股權參股抑制民營企業的稅收規避，則假設1成立。同時，在這個模型的基礎上，本文后面以融資約束水平和稅收征管強度進行分樣本檢驗，用來驗證假設2和假設3是否成立。為了消除個體差異以及避免遺漏變量因素影響，提高模型精準度，研究采用固定效應模型進行檢驗。3實證分析3.1基準回歸國有股權參股與民營企業稅收規避的回歸結果見表2。首先，為了驗證國有股權與民營企業稅收規避之間的關系，本文在基準模型中未加人任何控制變量，在列（1）中可以看見DDBTD與SOE的相關系數為-0.004，在5%的水平上顯著，這個結果說明國有股權參股對民營企業的稅收規避起到抑制作用。為了排除其他因素的干擾，在基準模型中加入了控制變量再進行回歸，列（2）結果表明DDBTD與SOE的相關系數同樣在5%的水平上顯著為負，在排除影響后結論依舊可靠，假設1成立。表2反向混改對民營企業稅收規避的影響注：括號內為穩健標準誤，**、\"、*分別表示在1%、5%！10%水平上顯著。下同。3.2穩健性檢驗3.2.1替換解釋變量本文替換了解釋變量國有股權參股的衡量方式，選取前十大國有股東持股比例之和SOE1作為解釋變量，檢驗結果見表3列（1）和列（2），未加入控制變量前替換后的解釋變量SOE1在5%的水平上顯著為負，加入控制變量后SOE1在10%的水平上顯著為負，穩健性檢驗進一步支持上述結論。3.2.2傾向得分匹配（PSM）為了緩解因樣本自選擇帶來的問題，本文將解釋變量分為兩組，具體分組方式依據前十大國有持股比例之和是否超過10%，超過的記為1，未超過的記為0，由此分為對照組和控制組。然后再選取上文的控制變量作為協變量，采用最近鄰匹配法對兩組樣本進行匹配，得到匹配樣本后，再重新進行回歸。結果見表3列（3），DDBTD和SOE的相關系數為0.008，在5%水平上顯著為負。結果說明國有企業參股抑制民營企業稅收規避，進一步支持上述結論。3.2.3Heckman兩階段檢驗為了進一步驗證結論的穩健性，本文進行Heckman兩階段檢驗法。在第一階段，首先將前十大國有股東持股比例之和按照是否超過10%分為兩組并且設置虛擬變量MIXED，超過10%代表有國有大股東參股，記為1；未超過則代表沒有國有大股東參股民營企業，記為0。然后選取市場中介組織的發育和法律制度環境（MI）作為外生工具變量，在此基礎上，MIXED作為被解釋變量，MI作為控制變量，然后運用Probit模型進行回歸，計算逆米爾斯比（IMR）。第二階段在得到IMR以后，保持原有變量不變，加人IMR進行基準回歸，兩個階段的回歸結果見表3列（4）和列（5）。在列（5）可以看出，SOE和DDBTD的相關系數為-0.004，在5%的水平上顯著為負，說明國有企表3穩健性檢驗（續）業參股抑制民營企業稅收規避，結果支持上述結論。4異質性分析本文將從高融資約束水平與低融資約束水平、高稅收征管強度與低稅收征管強度兩個方面進行異質性分析，結果見表4。4.1高融資約束與低融資約束本文將研究樣本按照融資約束水平進行分組，以KZ指數作為分組依據，當企業的KZ指數大于所有企業的平均值時，分為高融資約束組，否則為低融資約束組，分為高低兩組后再分別進行基準回歸，回歸結果見表4。從表4列（1）可以看出，在融資約束高水平組中，國有股權參股與稅收規避的相關系數為0.005，在5%的水平上顯著為負，說明國有股權參股在高融資約束水平下能夠抑制民營企業稅收規避；從列（2）可以看出，在融資約束低水平組中，國有股權參股與稅收規避的相關系數為0.001，并且不顯著，說明國有股權參股在低融資約束下對民營企業稅收規避沒有顯著作用，支持了本文的假設2。這是因為民營企業在處于高融資約束困境下，更傾向通過稅收規避來緩解資金壓力，而由于國企的加入給民企帶來了政治資源和優惠政策，從而提高了民企的社會地位和聲譽，在一定程度上給民企銀行信貸融資提供便利、緩解融資約束。因此，在融資約束高水平組中，國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用更顯著。4.2高稅收征管與低稅收征管由于各地區的稅收征管強度存在差異，為了研究稅收征管強度對國有股權參股民營企業后企業的稅收規避情況，本文將研究樣本按照稅收征管強度進行分組，以計算的稅收征管強度值（TE）為分組依據，當企業的TE大于所有企業的TE平均值時，分為高稅收征管組，否則為低稅收征管組，回歸結果見表4。從列（3）可以看出，在高稅收征管組中，國有股權參股與稅收規避的相關系數為0.002，沒有顯著關系；而從列（4）中可以看出，在低稅收征管強度下，國有股權參股與稅收規避的相關系數為0.006，在5%的水平上顯著為負，支持了本文的假設3。這是因為在高稅收征管強度下會伴隨著稅務機關執法力度的加強，在執法力度增強的情況下去進行稅收規避會提高企業的風險成本，因此能夠在一定程度下降低民營企業稅收規避行為。而民營企業引入國有股東后相互制衡，國有股東的內部監督正好與稅務機關的外部監管形成補充效應。因此，在低稅收征管強度組中，國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用更顯著。表4異質性分析5結語本文基于混合所有制改革背景，從民營企業引入國有股權這一反向混改角度來研究國有股權參股對民營企業稅收規避的影響，本文選取2013—2022年民營上市公司數據來構建基準模型并且進行實證分析，實證結果發現國有股權參股能夠抑制民營企業稅收規避，這一結論也已經通過替換解釋變量、傾向得分匹配和Heckman兩階段法3種方法檢驗了研究結果的穩健性。同時，本文通過異質性分析發現國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用僅存在于高融資約束水平和低稅收征管強度下。將研究結論與已有研究結論進行對比發現，國有股權參股能夠緩解企業融資約束，但不同之處在于，研究發現民營企業在面臨嚴重融資約束問題時，國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用更顯著。這是因為在面臨嚴重融資約束環境下，民營企業更傾向于采取稅收規避手段緩解融資約束，而國有股權參股能夠緩解資金壓力，因此，企業稅收規避動機降低。除此之外，民營企業引入國有股權能夠獲得政治關聯，從而可能影響稅收征管強度，而研究發現在低稅收征管強度地區下，國有股權參股對民營企業稅收規避的抑制作用更顯著。這是因為國有股權參股為企業帶來了更多的外部監督壓力。通過早期研究與現在研究對比發現，早期民營企業引入國有股權更多可能出于獲得政府資源、緩解資金壓力等等因素，短期內會改善企業績