摘? 要：本文以2005-2019年A股上市公司為樣本，檢驗(yàn)了機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司避稅的影響。研究表明，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)避稅行為存在明顯的抑制作用，并且機(jī)構(gòu)投資者與稅收征管在避稅上存在互補(bǔ)效應(yīng)。進(jìn)一步地，研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者在抑制了企業(yè)稅賬差異避稅的同時(shí)，會(huì)促使企業(yè)更多地使用稅賬一致避稅策略。本文拓展了機(jī)構(gòu)投資者公司治理作用的文獻(xiàn)，對(duì)于抑制管理層的機(jī)會(huì)主義傾向和治理企業(yè)避稅也有重要的實(shí)踐意義。

關(guān)鍵詞： 機(jī)構(gòu)投資者 ;稅收征管 ;避稅 ;稅賬一致避稅

一、引言

作為中國(guó)稅收收入重大來(lái)源，企業(yè)所得稅收入的穩(wěn)定增長(zhǎng)對(duì)于完善公共資源配置、降低中國(guó)各級(jí)政府財(cái)政赤字等方面具有重要意義。然而對(duì)于公司而言，企業(yè)所得稅是一項(xiàng)重要的現(xiàn)金支出，大量公司為補(bǔ)充現(xiàn)金流動(dòng)性，具有通過(guò)避稅行為減少現(xiàn)金支出的動(dòng)機(jī)（王亮亮， 2016）。

已有關(guān)于公司避稅的研究主要是從治理結(jié)構(gòu)等公司內(nèi)部視角，或是地區(qū)金融發(fā)展水平等宏觀經(jīng)濟(jì)視角（劉行和葉康濤，2014）出發(fā)。較少關(guān)注機(jī)構(gòu)投資者這一外部市場(chǎng)參與者在其中所起的作用。機(jī)構(gòu)投資者因其具備信息處理優(yōu)勢(shì)，可有效監(jiān)控公司管理層的行為，影響公司決策，可能能有效抑制公司避稅行為（陳冬和唐建新， 2013）。此外，作為一種有效的外部治理機(jī)制的稅收征管制度，也可減少公司避稅行為。若地區(qū)稅收征管力度增強(qiáng)，公司避稅被發(fā)現(xiàn)的概率會(huì)增大，即避稅的機(jī)會(huì)成本增大，公司管理層可能會(huì)因此減少避稅行為。同時(shí)，因?yàn)槎愂照鞴芤残韪冻鱿鄳?yīng)成本，加之避稅手段和方式日漸復(fù)雜，所以稅收征管無(wú)法杜絕避稅行為。本文實(shí)證檢驗(yàn)中的結(jié)果支持了兩者的互補(bǔ)關(guān)系。

本文進(jìn)一步分析機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)避稅策略的影響。本文認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者在減少公司稅賬差異避稅行為的同時(shí)，會(huì)促使企業(yè)轉(zhuǎn)向更為隱蔽的稅賬一致避稅行為。

本文的研究貢獻(xiàn)有兩方面：一方面，豐富了現(xiàn)有的關(guān)于機(jī)構(gòu)投資者的研究，對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的公司治理作用作了補(bǔ)充，并發(fā)現(xiàn)稅收征管可發(fā)揮外部治理效應(yīng)，與機(jī)構(gòu)投資者持股間存在互補(bǔ)效應(yīng);另一方面，本文研究證據(jù)表明，機(jī)構(gòu)投資者會(huì)在一定程度上促使公司選擇更為隱蔽的避稅策略。

本文的安排如下：第二部分為理論分析與假設(shè);第三部分為研究設(shè)計(jì);第四部分為實(shí)證結(jié)果與分析;第五部分為進(jìn)一步分析;最后是本文研究結(jié)論與啟示。

二、理論分析與研究假設(shè)

公司稅收規(guī)避指的是以減少顯性稅收為目的而進(jìn)行的交易活動(dòng)（Hanlon and Heitzman， 2010）。對(duì)于我國(guó)上市公司而言，一方面，管理層與股東之間存在巨大的代理沖突，增加了管理層通過(guò)避稅活動(dòng)攫取私利的動(dòng)機(jī)（廖歆欣和劉運(yùn)國(guó)， 2016）。另一方面，內(nèi)外部監(jiān)督機(jī)制不完善，使得上市公司股東難以有效對(duì)管理層實(shí)施監(jiān)督，給予了管理層通過(guò)避稅活動(dòng)攫取私利的機(jī)會(huì)。

作為一種有效的外部治理機(jī)制，機(jī)構(gòu)投資者可在一定程度上緩解代理沖突（李維安和李濱，2008）。機(jī)構(gòu)投資者可通過(guò)代理投票權(quán)活動(dòng)、進(jìn)入董事會(huì)等行動(dòng)，有效提高公司治理水平，并減少出于管理層自利動(dòng)機(jī)下的復(fù)雜避稅行為（陳冬和唐建新， 2013）。由此，本文提出假設(shè)1：

H1：機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，公司避稅程度越小。

稅務(wù)機(jī)關(guān)可通過(guò)實(shí)地檢查，更清楚全面地了解企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)情況，發(fā)現(xiàn)企業(yè)避稅行為的概率更高，所以稅收征管是公司避稅的有效外部監(jiān)管方式（葉康濤和劉行，2011）。

然而，稅收征管無(wú)法杜絕公司避稅行為。一方面，高密度和大規(guī)模的稅收檢查需要大量人力成本，而稅務(wù)機(jī)關(guān)人力資源是有限的; 另一方面，隨時(shí)代發(fā)展，企業(yè)進(jìn)行的避稅活動(dòng)更加復(fù)雜（曾亞敏和張俊生， 2009），這加大了稅務(wù)機(jī)關(guān)調(diào)查取證的時(shí)間和難度。因此本文認(rèn)為在抑制避稅行為上，機(jī)構(gòu)投資者與稅收征管制度間更有可能的是存在疊加效應(yīng)，即兩者之間的互補(bǔ)能更有效地抑制公司的避稅行為。由此，本文提出假設(shè)2：

H2：稅收征管和機(jī)構(gòu)投資者在抑制公司避稅行為上存在互補(bǔ)關(guān)系。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）實(shí)證模型

本文使用的實(shí)證模型如下：

TAX代表公司避稅程度，采用以下兩種方式進(jìn)行衡量：一是會(huì)計(jì)-稅收差異（BTD，（利潤(rùn)總額-應(yīng)納稅所得額）/上年總資產(chǎn)）;二是扣除應(yīng)計(jì)利潤(rùn)影響之后的會(huì)計(jì)-稅收差異（ DD_BTD）。

主要解釋變量是基金持股比例（FUND） ，借鑒Fich et al.（2015），本文采用持有同一家上市公司股份的所有基金中持股比例排前五的基金的持股比例之和（FUND）衡量基金持股。

為檢驗(yàn)假設(shè)2，選取稅收努力指標(biāo)衡量地區(qū)稅收征管強(qiáng)度，指標(biāo)越大，稅收征管強(qiáng)度越大。參照曾亞敏和張俊生（2009），建立模型（2） 估計(jì)稅收負(fù)擔(dān)比率：

其中，是國(guó)稅及地稅收入總額，是國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值，GDP是人均國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值（取對(duì)數(shù)） ，IND_1 和IND_2分別表示第一、第二產(chǎn)業(yè)占國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值的比重。稅收征管強(qiáng)度（TE1） 是實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)比率與模型估計(jì)的稅收負(fù)擔(dān)比率之差。

此外，將各地區(qū)實(shí)際稅收收入與預(yù)期稅收收入之比（TE2）作為稅收征管強(qiáng)度的替代變量。該值越大，表示征管強(qiáng)度越大。

模型中控制變量的選取參考了李青原和時(shí)夢(mèng)雪（2018）、李昊洋等（2018）、劉行和呂長(zhǎng)江（2018）等的研究，主要包括現(xiàn)金持有水平（Cash）、公司規(guī)模（Size，對(duì)數(shù)化的年末總資產(chǎn)）、總資產(chǎn)增長(zhǎng)率（Growth）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、盈利能力（ROA）、和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE，是國(guó)企取1，否則取0）。

（二）樣本選擇

本文選取2005-2019年全部A股上市公司作為研究樣本。剔除ST、*ST、金融保險(xiǎn)類(lèi)、資產(chǎn)負(fù)債率大于等于1的觀測(cè)值。最終得到19949個(gè)公司年度觀測(cè)值。本文所需數(shù)據(jù)，均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為了控制極端值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的Winsorize處理。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

在未列表描述性統(tǒng)計(jì)中，兩個(gè)避稅指標(biāo)BTD和DDBTD的均值（中位數(shù)）分別為-0.011（-0.012）和-0.003（-0.002）。基金持股比例的均值為2.22%。SOE的均值為0.534，說(shuō)明樣本區(qū)間內(nèi)國(guó)有企業(yè)占比約為53.4%。

（二）機(jī)構(gòu)投資者與企業(yè)避稅

本文的研究假設(shè)1認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者能夠降低公司避稅程度。

表2報(bào)告了模型（1）的回歸結(jié)果。當(dāng)因變量為BTD時(shí)，不論是否加入相關(guān)控制變量，其與FUND的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明基金持股可在一定程度上降低公司避稅程度。當(dāng)因變量為DDBTD時(shí)，結(jié)論基本一致。

（三）機(jī)構(gòu)投資者持股和稅收征管對(duì)避稅的影響

在未列表的回歸結(jié)果中，當(dāng)因變量為BTD時(shí)，交叉項(xiàng)FUND_TE1、FUND_TE2前的系數(shù)均顯著為負(fù)，說(shuō)明稅收征管強(qiáng)度越大，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用越強(qiáng)，支持假設(shè)2。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性測(cè)試：

首先，更換衡量機(jī)構(gòu)投資者的指標(biāo)。借鑒饒品貴和姜國(guó)華（2008）采用基金持股數(shù)占上市公司所有流通股比例反映機(jī)構(gòu)投資者的持股水平，與之前結(jié)論一致。

其次，為了進(jìn)一步緩解公司特征的遺漏因素對(duì)研究結(jié)果的干擾，本文按照面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型對(duì)表2重新檢驗(yàn)，機(jī)構(gòu)投資者前的系數(shù)仍顯著為負(fù)。

最后，考慮到2007年新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的實(shí)施帶來(lái)的影響，為排除這一干擾，本文以2008-2019年作為樣本區(qū)間重新回歸，結(jié)論未有實(shí)質(zhì)性改變。

五、進(jìn)一步分析

稅賬一致避稅是指同時(shí)通過(guò)減少應(yīng)稅利潤(rùn)和會(huì)計(jì)利潤(rùn)的方式減輕稅收負(fù)擔(dān)，比如“推遲確認(rèn)收入”或“虛列費(fèi)用”。與前文的稅賬差異避稅相比，稅賬一致避稅更為隱蔽，因此公司在更多地受到機(jī)構(gòu)投資者關(guān)注、監(jiān)督的情況下，可能會(huì)傾向以稅賬一致方式進(jìn)行避稅。

本文借鑒Badertscher et al.（2015），根據(jù)我國(guó)情況略作修改（Chan et al.， 2010），使用模型（3） 分行業(yè)-年度估算企業(yè)當(dāng)期支付的所得稅稅金占總資產(chǎn)的比例（Con_asset），該模型的殘差為賬稅一致避稅指標(biāo)（Con_tax）。在模型中加入可抵扣虧損（NOL）以控制前期盈利情況的影響。納入賬稅差異正負(fù)標(biāo)識(shí)（NEG）和交乘項(xiàng)BTD*NEG以區(qū)分賬稅差異（BTD）為正、負(fù)的情況。隨著企業(yè)避稅程度增加，企業(yè)支付的所得稅減少，Con_tax也隨之減小。

在未列表的回歸結(jié)果中，機(jī)構(gòu)投資者持股與公司稅賬一致避稅在10%的水平上顯著負(fù)相關(guān)。加入相關(guān)控制變量后，結(jié)論不變，說(shuō)明若機(jī)構(gòu)投資者持股比例越高，公司因受到的監(jiān)督更多，采取稅賬差異避稅被發(fā)現(xiàn)的概率增加，成本增加，公司會(huì)因此更傾向選擇稅賬一致避稅策略。

六、研究結(jié)論與啟示

基于我國(guó)上市公司2005-2019年的數(shù)據(jù)，本文發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者能發(fā)揮有效的公司治理作用，并且這種效應(yīng)在稅收征管強(qiáng)度更強(qiáng)的地區(qū)更為明顯，這說(shuō)明機(jī)構(gòu)投資者和稅收征管共同發(fā)揮了公司治理作用，兩者對(duì)避稅的抑制作用存在互補(bǔ)效應(yīng)。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司避稅的制約作用主要集中于稅賬差異避稅，在受到機(jī)構(gòu)投資者更多關(guān)注的情形下，公司會(huì)傾向選擇更為隱蔽的稅賬一致避稅策略。

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作者簡(jiǎn)介：李孝情? 女? 漢族? 江西省萍鄉(xiāng)市? 1997年7月? 碩士研究生? 武漢大學(xué)經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院? 資本市場(chǎng)與會(huì)計(jì)