税务稽查措施的动态遵从效应分析

黄铭  邓兆鉴

【摘要】基于理性预期理论，接受稽查可能向上更新纳税人未来关于稽查概率的信念而产生动态威慑效果，从而提高纳税人未来的遵从行为；也可能引发非理性的“赌徒谬误”判断和损失弥补效应，使纳税人向下更新稽查概率的信念，导致遵从度下降。本文利用2010-2017年福建省税务调查数据，验证上述效应的具体表现。实证分析结果表明：受到稽查会导致纳税人在稽查后持续三年内减少纳税人营业收入和应纳税所得额的申报以及实际流转税缴纳；但是在被查补的企业中，查补税额越大，上述指标以及营业费用的申报都提高，体现出持续的威慑效应。这表明，至少在福建省的税务实践中，稽查措施的威慑效应依赖于对纳税人的查补深度，只有足够高的查补税深度才能产生持续的威慑效应。

【关键词】税务稽查  税收遵从  动态效应

一、引言（略）

二、文献综述（略）

三、税务稽查动态效应的理论分析

本文定义的税务稽查，是指当前税务机关通过税源审核、纳税评估、税务约谈和税务稽查等管理措施，对纳税人应缴税款依法进行的审核和稽查，最终导致纳税人缴纳查补税款、滞纳金和罚款的行为，可统称为税务查补税措施。在本文的研究范围，税务查补措施主要从税种进行分类，包括增值税查补措施、消费税查补措施和营业税查补措施，后文统称流转税查补措施。查补措施可能导致补税和罚款，同时也包括滞纳金。本文仅研究查补措施涉及的罚款额和滞纳金。

（一）威慑效应与纳税人对初始查补概率信念的向上更新

根据理性预期行为的理论，逃税的预期边际成本大于预期边际收益，理性纳税人就会停止实施逃税行为。逃税的边际收益一般是固定的，就是税率。逃税的边际成本由两个部分相乘而得：一是逃税处罚率；二是逃税后被查获的概率。从理论模型来看，处罚率和查获概率对威慑未来纳税人的逃税行为都很重要。但是，从征管实践来看，大多数纳税人对查获概率的敏感度比处罚率要高。这是因为，边际处罚率一般是固定的且是公开的信息，但是查获概率却是未知的不确定的信息。

那么，纳税人对查获概率是如何形成预期呢？一般认为，纳税人会合理利用可从各种渠道获得的信息，特别是与税务机关机关的各种互动信息，来推断自己查获概率大小。特别是，对于受到稽查的纳税人而言，税务机关执行各类导致纳税人查补税行为，都会向纳税人部分传递查获概率的某些信息。这包括在多大程度可能被稽查，具体稽查的范围和强度等重要信息。利用这些信息，纳税人在被稽查后就可能向上或者向下更新查获概率的初始信念。

英国经济学家Christo等人通过一个简单的理论模型解释了被稽查纳税人对稽查概率推断的贝叶斯更新过程。Christos（2024）认为，纳税人在税务稽查中所获得的信息，对纳税人更新其关于查获概率真实可能性的信念具有重要的影响。该模型假定，纳税人在被稽查前可以获得一个关于查获概率先验分布的信念。这种信念可以用该分布的均值和方差来表示，其中方差的倒数表示信息的精度。由于存在信息不对称，可以合理假定纳税人的先验信念可能无法精确反映其被查获概率的真实概率分布。在被稽查后，纳税人在收到了关于其查获概率的真实分布的部分信息，并据以形成相应的对真实信息分布的进一步推断。也就说，纳税人就以稽查中获得的关于真实概率的信息为条件，更新其先验信念，形成后验的稽查概率密度分布。根据预期效用模型，可以合理假定后验概率期望值是先验概率和稽查中获取的关于真实概率期望值推断值的线性函数，并可以利用先验概率分布和稽查中获取信息分布的方差倒数作为权重，加权计算求出。据此计算的后验概率期望值表达式，可以代入纳税人的效用函数，通过对条件方差求导，让一阶条件等于零，就可以求出均衡条件下纳税人在稽查中获得信息的精度（方差大小）对纳税人最终逃税决策的影响。这个模型的一般结论是，如果纳税人初始形成的查获概率大于其在稽查后形成概率推断值，纳税人会向下修正其期望查获概率，从而导致其后续遵从度下降。

（二）不同稽查措施对纳税人信念更新存在异质性

如果信息影响着纳税人对查获概率的推断，而概率推断又影响着纳税人遵从决策，那么税收稽查中传递的信息就会很重要。但是，不同的稽查措施传递的信息可能完全不同。税务机关采取的一些稽查措施可能传达了准确且因此有价值的信息；一些稽查措施可能并没有传递这种信息。前者并没有更新纳税人的信念，纳税人也就没有理由改变其未来的合规行为；后者将被纳入纳税人未来的逃税决策，从而导致遵从度的负面影响。

例如，Christos（2024）在研究卢旺达的税务稽查影响时候，就区分了全面的税务稽查和专项税务稽查，认为前者比或后者更有助于提高遵从度。因为专项稽查范围相对狭窄，在执行中往往比较机械，税务机关灵活性较小，因此更容易被纳税人策略性针对。这常常导致专项稽查与全面稽查相比，所发现逃税额更加少于真实的逃税额。在其他条件相同的情况下，可以合理期望专项稽查与全面稽查比，会相对减少合规性。他们的实证结果表明，全面稽查对稽查程序后三年内报告的企业应税收入和企业所得税负债产生了显著且不断增强的威慑效应，累积动态威慑效应约为通过稽查过程收取的总税收收入的16.6%。相反，专项稽查虽然在稽查一年后产生了威慑影响，但在第二年后就出现反威慑影响，即纳税人在稽查后降低了预期查获概率的期望，增加逃税额。

本文关注中国流转税查补税与非流转税查补导致的不同影响。在中国征管实践中，流转税的查补深度往往高于非流转税。这是因为，流转税税基一般是毛收入，在“以票管税”的模式下比较容易稽查。近年来，在金税工程的加持下，税务机关也比较习惯以发票信息作为切入点实施税收稽查。所得税的管理则很难直接通过发票确定其税基，税务机关获取信息相对较难，技术运用也不够深入，调查深度就比较浅。

同时，流转税稽查中，对案件查得越深入，税务机关掌握的信息就会越全面，纳税人补交的增值税、消费税和营业税（营改增之前）税额的就会越大。因此，稽查深度传递了税务机关对纳税人掌握信息的深度。深度越大，就越可能使纳税人修正原来较低的稽查概率预期（即纳税人原来认为其逃税行为被查获的概率很低，否则其理性决策就不会是逃税），从而形成有效的威慑效应。

在纳税人仅被罚款而没有流转税查补的场合，大概率说明纳税人并没有受到流转税的稽查。这类税务稽查的深度相对较低的管理措施导致的罚款，并没有让税务机关掌握更多的纳税人信息，可能不会更新纳税人关于稽查概率的旧预期，导致他们可能会理性地决定在未来几年变得不那么遵从。有鉴于此，本文提出如下研究假设（这些研究假设和下面的研究假设都假定“其他条件不变”和“从平均意义上看”）：

研究假设一：是否被稽查和是否被罚款对纳税人的未来遵从度影响效果不明显。

研究假设二：查补税额越高，纳税人未来遵从程度提高。

研究假设三：罚款的大小可能不影响纳税人未来的遵从度。

（三）威慑效应将不断式微

威慑效应的最理想的结果是产生所谓的“一朝被蛇咬，十年怕井绳”的长期威慑效应，但是这在实践中很少见。尽管稽查可能会带来查获概率信念的向上更新，但多数纳税人群体被稽查的平均概率都很小，向上的信念更新可能只是在短期内发生。在这种情况下，稽查的威慑效应随着时间的流逝在稽查后的年度逐渐式微。

威慑效应这一动态变化还可以从税务机关信息过时的角度来加以说明。实际上，税务机关和纳税人所掌握的信息的差异决定了税务稽查的长期影响。税务机关通常对纳税人的真实收入信息的掌握不完整，并试图从两个主要来源更新这些信息，即第三方报告和税务稽查。DeBacker（2018）认为，虽然来自第三方（例如雇主）的信息往往每年更新一次，但稽查信息仅在进行稽查时更新。因此，当不对纳税人进行稽查时，以前稽查的信息逐渐过时。此时，纳税人将根据收入信息的更新和过时速度，形成对稽查概率的判断，并策略性地形成逃税决策。因此，税基信息的分布在稽查后的一年方差较小，分布最为集中，因为来自稽查的信息仍然相对提供纳税人当年真实收入分布的信息。但是，随着时间的推移，随着来自稽查的信息变得越来越过时，分布的扩散度会增加。这种分布扩散的增加导致申报收入的减少。DeBacker

(2018)研究为上述理论提供了美国个人所得税的证据。他们发现，纳税人对稽查产生三种动态反应。首先，被稽查后，纳税人会在接下来的几年里大幅增加纳税额，但当第三方报告不可用时，这种增加是短暂的。其次，收入波动较大的纳税人会很快恢复到稽查前的行为。第三，经验丰富的纳税人受执法的影响较小。这些反应揭示了纳税人如何看待执法风险，并根据他们与执法机构之间的信息不对称的动态改变他们的不遵从行为。

此外，纳税人对稽查本身的动态反应可能并非理性的，这也会导致产生背离威慑效应的遵从行为。非理性动态反应一般表现为类似“赌徒谬误”反应，即误认为在连续时间内独立随机事件之间存在某种关联。就税务稽查而言，纳税人的错误表现为错误的认为自己当期被查补税后，后期税务机关继续稽查自己的概率就会降低。这种误判无视前后两个期间的查补概率相互独立的特点，导致纳税人在被稽查后非理性向下调低下期的预期查补概率，从而提高后续逃税意愿。非理性反应的基础也具有行为经济学的理论基础。例如，行为经济学认为，纳税人在面临预期损失和收入时，其风险厌恶程度可能不同。当纳税人被稽查而导致面临查补税和罚款损失时，其风险厌恶程度可能降低，从而导致其在后续的决策中偏好风险较高的逃税行为。同时，纳税人也希望通过逃税来弥补前期被查补税和罚款导致的损失，即所谓的“损失弥补效应”。基于纳税人非理性动态反应的分析，本文提出如下研究假设：

研究假设四：流转税查补措施对纳税人的威慑效应将不断降低。

（四）地方财政压力可能形成对威慑效应的对冲

虽然税务稽查的主要目的是为了对纳税人潜在和未来的违规行为形成威慑而非获得财政收入；但财政收入对中国地方政府具有重要有意义。中国在经济进入“新常态”后，财政收支缺口不断扩大，地方财政对税收收入的依赖性不断提高。鉴于地方财政缺口是公开信息，前期的财政收支不平衡的信息会导致纳税人提高当期实际税负的预期，从而可能在当期减少投资从而减少营业收入，或者扩大费用扣除，减少税基。因此，虽然稽查的威慑效应可能导致纳税人更多申报其真实的产出或者税基，但财政缺口缺可能导致纳税人在高实际税负预期下，减少真实产出，从而导致税基或者产出减少，对冲了查补措施的威慑效应。因此，本文提出如下研究假设：

研究假设五：地方财政缺口的越高，纳税人未来的产出或者税基的申报会越低。

四、实证分析

（一）数据来源

本文的主要数据来源是福建省2010-2017年的税务调查数据。基于本文的研究目的，对数据进行如下处理：1.删除营业收入、从业人员和固定资产年初数或者年末数为缺漏值的数据；2.基于动态效应研究的要求，本文仅保留具有3年以上连续观测值的数据；3.删除年度税负超过1或者实际缴纳增值税查补税额为负数的数据；4.考虑到金融业的特殊性，删除金融业的观测值。经过处理后，共保留18051个纳税人最长观测期间为8年的，共计83509个观测值。同时，为了捕获地区经济和财政压力的影响，本文从《中国城市统计年鉴》获取了对应年度福建省各地市的人均GDP、第三产业比重、财政收入和支出等宏观数据，根据城市和年份进行匹配，形成了非平衡面板数据。

（二）估计方法

1.固定效应面板估计方法

为了验证本文第二部分提出的是研究假设，本文主要采取固定效应的估计方法，并根据前述理论分析构建计量模型如下：

模型（1）的核心变量为流转税查补税额(audittax)，流转税查补次数(audittimes)和财政缺口(gap)。audittax是增值税、消费税和营业税三税查补税额的加总，在本文中表示纳税人流转税被稽查的深度。在模型中，audittax采取滞后二到三期的形式，以考察查补税措施对纳税人的动态影响。Audittimes是根据纳税人在样本期间流转税查补的次数计算，但是由于模型（1）回归中一般排除了样本期间存在二次以上流转税查补的观测值，因此audittimes实际上一个虚拟变量,取1表示被查补，0表示没有被查补。不过，本文也评估多次流转税查补是否影响企业的行为选择，所以进一步汇报了营业收入对查补次数的全样本回归结果（即包括了查补次数大于1的数据）。gap以财政支出减去财政收入后，再除以财政支出得出,采取滞后一期的模式，以考察前期政府财政缺口是否直接作用于企业各项申报行为和税收缴纳。

纳税人层面的控制变量包括雇佣人数(employee)、固定资产（fixasset）、存货（inventory）、费用支出（expense，由销售费用、管理费用和财务费用加总计算）、应收账款净额（accru，已减去坏帐准备）上述变量均由年初值和年末值取平均得出。现金流量（cashflow）由经营活动产生的现金流量净额、投资活动产生的现金流量净额、筹资活动产生的现金流量净额加总计算。employee、fixasset和inventory主要控制了纳税人企业规模对营业收入等被解释变量的影响；cashflow反应了纳税人企业的盈利质量和支付税款的能力；accru反应了企业盈余管理程度；expense不仅反映企业的规模，也可能反应企业的避税问题。最后，本文也将行业虚拟变量纳入纳税人控制变量。

地区层面的控制变量，主要是人均国内生产总值（pgdp）和第三产业的比重（ratio），前者代表本地区的经济发展程度，后者代表产业结构的影响。

模型（2）将核心变量从流转税查补次数和查补税额换成罚款（fine，对应税务调查中项目为“本年已纳各种税费滞纳金及罚款”）和罚款次数（finetimes，根据纳税人在样本期间被处罚的次数计算）。同样，模型（2）的基准回归中不包括样本期间存在二次以上处罚的观测值，因此finetimes也是一个虚拟变量,取1表示被处罚，0表示没有被处罚。

模型（2）核心变量的滞后期限的选择类似于模型（1），企业层面和地区层面的控制变量也相同。

2.广义精确匹配方法

由于流转税被查补纳税人与没有被查补的纳税人之间存在较大的差异，即使控制了个体不可观测的效应，仍然可能存在由于模型形式设定不准确导致的估计偏差。为了更为准确估计流转税查补对被查补公司未来申报行为的影响，本文进一步采取广义精确匹配（CEM )的方法来解决被查补企业和未被查补企业在查补前的差异，以提高平衡性，使两组纳税人的协变量经验分布更加接近。CEM 提供了一个数据预处理步骤，该步骤根据与查补选择相关的相关协变量对样本进行分层，并设定对应权重。每个处理组观察值的权重为 1，而每个控制组观测的权重等于其所在层中处理单元的数量除以同一层中控制组观测的数量，并进行归一化，以便权重之和等于总匹配样本量。通过使用这些权重，就可以利用带有回归调整的处理权重逆概率 (IPTW) 估计查补政策的动态处理效应。

（三）变量描述性统计和相关性分析

表一是相关变量的描述性统计性分析。为了使模型系数具有经济意义（弹性），并考虑到许多变量的取值可能为零，除了查补次数audittimes和处罚次数finetimes外，本文对非比例性的变量做了加1并取对数的处理。除了雇佣人数单位为人外，纳税人相关的变量单位在对数化处理之前单位为千元。

表一  变量描述性统计

表二汇报了变量之间的spearman相关性分析。由于查补税额和查补次数高度相关，罚款次数和罚款金额高度相关，在固定效应回归模型中，可能需要防止多重共线性问题，所以模型（1）-（3）中在滞后项选择中没有选择虚拟变量audittimes和finetimes的滞后项。本文计算了模型的方差膨胀因子VIF，发现其他变量的多重共线性问题可以忽略不计。例如，虽然雇佣人数与固定资产之间的相关系数为0.669，但是在模型（1）的多元回归中，计算出来的方差膨胀因子VIF只有2.19。

表二 变量相关性分析

（四）实证结果汇报

1.营业收入对流转税查补措施的反应

表四汇报了营业收入作为被解释变量的回归结果。考虑到连续观测3年和4年的数据变化较大，故本文在第（1）-（4）栏汇报了流转税仅被查补一次的纳税人，其营业收入在查补后两年的反应;第（5）栏汇报了流转税仅被查补一次的纳税人，其营业收入在查补后三年的反应;在（6）栏使用全部的样本,包括被查补多次的纳税人，其营业收入在查补后三年的反应。第（1）栏汇报了不控制个体效应的最小二乘法估计结果，仅作为基准参照。第（2）栏和第（3）汇报了不包括稳健标准误的随机效应和固定效应的结果，主要用于豪斯曼检验，以确定应当选择随机效应还是固定效应模型。豪斯曼检验得出的卡方统计量为486.34，得到该值的概率为0.0000，应当拒绝随机效应而选择固定效应模型。因此，第（4）栏和第（5）栏汇报的回归结果是本文关注的重点。从回归的结果来看，可以得出如下结论：

首先，以虚拟变量出现的audittimes（是否被查补）系数在两次回归中,分别在1%和5%的显著水平上显著。系数取值表明,即在其他条件不变的情况下，在其他条件不变的情况下，被查补企业当年申报的营业收入平均比没有被查补的企业的营业收入要高出18.4%18.6%，这是稽查的直接效应。

表三 营业收入的回归结果

其次，从第（4）栏来看，滞后一期和二期的查补税额（L.audittax和L2.audittax）系数为正且都是显著的。这说明，查补税额越高，纳税人未来申报的营业收入申报也越高。由于解释变量和被解释变量都取对数,系数具有弹性的含义，累积弹性约为0.1(即0.049+0.054)。这表明在其他条件不变的情况下, 查补税额增加1%，查补后第二年后的营业收入与查补时相比增加0.1%。因此，研究假设二得以初步证实，即查补税额越高，对纳税人的未来不遵从的威慑效应越大。

第三，从第（5）栏的回归结果来看，将滞后三期查补税额纳入模型后，由于样本中具有连续四年观测值的样本数量较少，所以样本观测值从24528个下降到14455个。回归结果表明，滞后一期的查补税额依然显著，取值没有太多的变化，但是滞后二期和三期的查补税额不在显著。这说明，在其他条件不变的情况下，查补措施的威慑效应对于部分企业而言，在第二年就不在明显；平均来看，在第三年就可以忽略不计了。支持研究假设四的机制之一（即税务机关掌握的纳税人信息过时，威慑效应将逐步式微）得以证实。

第四，从第（4）和（5）栏的回归结果来看，滞后一期的地方政府财政收支缺口都为负数，且在1%的水平上显著。系数值的具有较大的经济意义，在其他条件不变的情况下，财政缺口（收支缺口占财政支出的比例）每上升1个百分点，纳税人的营业收入会下降2.7%-4.2%个百分点。对冲效应的研究假设五得以证实。

最后，其他控制变量系数的符号和显著水平基本符合预期。代表规模的变量（雇佣人数和固定资产、费用）都是显著且为正数，说明规模越大，平均而言，申报的营业收入越高。cashflow、accru不显著，说明企业融资和盈余管理方面对营业收入的影响存在较大的差异。时间趋势项为负数，可以解释为我国经济进入新常态后，企业发展战略受到的向下调整影响。而pgdp和ratio都为负数，表明在经济发展水平越高的地方，企业战略收缩越显著；第三产业比例越高的地方，其营业收入减少幅度更大。

2.费用支出、应纳所得税额和流转税税额对流转税查补措施的反应

为了检验税务稽查的非理性动态反应,本文从如下两个角度进行实证分析：（1）考察纳税人是否在查补年后通过费用申报增加来实现进项抵扣增加,或者增加所得税税前扣除，以弥补前一年的查补税带来的损失；（2）基于同样的理由，考察纳税人所得税申报税基是否因为前期查补年而发生显著变化。

同时，为了进一步分析纳税人被稽查后的反应对财政收入的影响，本文进一步考察了实际缴纳的流转税税额turnovertax对查补措施的反应。

表四汇报了以上述变量作为被解释变量的模型(1)的回归结果。本文在这里仅关注被查补一次的纳税人，其相关被解释变量在查补后两年内和三年内的反应；表四的（1）、（3）、（5）栏反应的是查补后两年的反应，（2）、（4）、（6）栏反应的是查补后三年的反应。

首先，从表四（1）-（2）栏的回归结果来看，在观测值相对较少的三年滞后期模型中，滞后一期的查补税额audittax系数符号为正且在1%的水平上显著，说明部分纳税人会在查补后第一年通过增加费用支出（从而增加增值税抵扣或者税前扣除）来减轻税负。这一点部分验证研究假设四中税收遵从的非理性动态反应（x赌徒谬误效应或者损失弥补效应）。但是，audittimes系数都不显著；audittax滞后二期的符号随着模型变化发生符号变化，audittax滞后三期的系数也不显著，说明无论是威慑效果还是损失弥补效果，在费用申报上都不明显。这也可能在2012年“营改增”后费用抵扣项目较多需要增值税发票支撑，而增值税管理相对于普通发票管理较为严格，使纳税人通过操纵费用实施税收规弥补损失的难度加大有关。

其次，从（3）-（4）栏的回归结果来看，是否查补和前期查补措施对企业所得税税基的影响结果比较模糊，说明流转税查补与否与查补税额大小并没有显著影响被查补纳税人的所得税税负。这一点从侧面印证前文提及的中国稽查实践中，流转税查补比所得税查补更加受到重视，从而稽查导致流转税预期稽查概率的更新而非所得税的稽查概率，导致稽查对所得税的威慑效应较小。

最后，从（5）-（6）栏的回归结果来看，实际缴纳的流转税额对是否被查补的反应较为显著。audittimes两个系数显著为正，表明纳税人被查补后增加了流转税缴纳，实际增加了16.4%和20.3%。但是，实际缴纳的流转税额对过去的查补税额的反应不明显。滞后一期的查补税额系数为负，滞后二期和三期的查补

税额为正，体现了部分纳税人对查补措施的赌徒谬误效应，符合研究假设四的预期得。不过，系数不显著，证明可能只有部分纳税人存在这种非理性反应。同时，财政缺口在滞后两年的模型中系数显著为负，与前面的实证结果一起强化了对研究假设五的验证。

表四 费用支出、所得税税基和流转税额的回归结果

3.营业收入、费用支出、所得税税基和流转税额对罚款的反应

为了进一步验证研究假设一和三,本文进一步利用模型(2),估计对纳税人在处罚后申报的营业收入、费用支出、所得税税基和流转税税额四个方面对是否被罚款，以及滞后一至三期罚款额的边际反应。表五汇报了以上述变量作为被解释变量的模型(2)的回归结果。同样，本文重点关注的是被处罚一次的纳税人其申报行为在处罚后两年内和三年内的反应；其中的表四的（1）、（3）、（5）、（7）栏反应的处罚后两年的反应，（2）、（4）、（6）、（8）栏反应的是处罚后三年的反应。与表五不同，表六仅汇报固定效应模型回归的结果，并控制了行业效应和时间趋势。

从表五的回归结果来看，首先，finetimes对营业额收入的影响不显著,系数为负,说明在其他条件不变的情况下,被处罚纳税人和没有处罚的纳税人申报的营业收入平均来看会略低一些,但差异不大。在费用支出、所得税税基和流转税税额方面系数也不显著，但在解释流转税税额的系数符号为正较为合理，说明被处罚的纳税人实际缴纳的流转税税额平均而言相对较高。

其次，与表二和表三汇报的结果相比，从系数体现的边际反应来看，罚款对营业收入的持续影响显然没有流转税查补税额来的明显。在仅控制fine滞后二期且观测值较多（6016个）第（1）栏回归中，罚款额对纳税人申报的营业收入影响没有显著的正向动态影响。在控制fine滞后三期的模型中，罚款的系数显著为负，说明罚款导致纳税人减少营业收入的申报，没有产生正向的威慑影响,但是回归使用的观测值很较少（2523个)。研究假设三得以印证。

第三，在对纳税人费用支出申报的影响方面，第（3）栏的回归结果同样表明，滞后一期的处罚会导致纳税人增加费用支出申报，从而产生损失弥补效应而非威慑效应。研究假设四得以验证。

第四，罚款对企业所得税税基申报和流转税额缴纳的威慑影响不稳定，部分系数为负，即出现反向影响。在对企业所得税税基的回归中，仅滞后二期的罚款额对纳税人税基申报存在显著影响，而且是负向影响并非积极的威慑效应。在被解释变量为实际缴纳流转税额的两个回归结果中，就滞后二期罚款模型而言，罚款对纳税人实际流转税缴纳有正向影响，但不不显著；在控制罚款滞后三期的模型中，罚款导致纳税人实际缴纳的流转税减少，并且在滞后二期的模型中显著为负，但得出这一结果的样本观测值偏少（1742个）。

上述回归结果进一步验证了研究假设一和三，即罚款对纳税人的威慑效应不明显，且更加可能产生非理性的损失弥补效应，从而可能导致纳税人未来税收遵从度下降。

4.广义精确匹配的回归结果

就本文关注的流转税查补的动态效应，在稳健性检验中对查补纳税人和未查补纳税人进行广义精确匹配。表六汇报了广义精确匹配的结果。L1统计量的大小描述了两组差异的大小。

表五 营业收入、费用支出、所得税税基和流转税额的回归结果

从表六可见，两组纳税人在匹配前存在非常大的不平衡，匹配前的L1统计量接近1，匹配后获取的一定的改进，为0.9281。从单变量的L1统计量来看，宏观变量gap，pgdp，ratio在匹配后的差异基本可以忽略不计。微观协变量中，对查补概率影响较大的sector和employee也基本接近。fixasset，cashflow和expense的差异也显著下降。

表六 广义精确匹配结果

表七和表八进一步汇报了模型（4）下加权最小二乘的多元回归的结果。财政缺口在所有的模型中显著为负，这与假设五的预期相同。其他变量的系数由于区分了是否查补和查补税额的滞后期，且采取估计方法不同后，有所改变。

表七第（1）-（2）栏分别展示了滞后二期和三期核心解释变量对营业收入的动态边际影响。adudittimes当期显著为正，但其滞后第一到三期均显著为负，说明与未被查补纳税人相比，在其他条件不变的情况下，查补导致纳税人未来的营业收入申报平均而言显著减少，这显然是威慑效应减弱和可能出现损失弥补效应的体现。与研究假设四相符。

同样，与控制个体效应的固定效应回归结果不同的是， auidttax滞后一期到三期的系数都显著为正，说明前期查补税额越高，纳税人后期申报的营业收入越大。出现系数差异的原因在于，在前述控制个体固定效应的模型没有加入adudittime滞后期（adudittime滞后期与audittax相关系数为0.814，回归时出现较为严重的多重共线性问题），但是部分损失弥补的边际效应被转移到查补税额auidttax的系数上。匹配后的回归则相对精确分离了是否查补和查补深度的动态效应，前者体现了威慑效应总体式微过程，后者体现了高额查补税的持续威慑效应，并且从系数加总比较来看，前者起到主导作用。

表七 营业收入和费用支出加权ols回归结果