■ 孫偉艷，胡士集

一、引言

企業(yè)避稅雖然能在一定程度上增加企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流，但給企業(yè)帶來了較高法律和聲譽風(fēng)險，甚至?xí)l(fā)社會公共產(chǎn)品供給不足、加劇政府財政赤字以及公共資源錯配等一系列社會問題（王勇和蘆雪瑤，2022）。因此，如何有效遏制企業(yè)避稅行為一直受到監(jiān)管部門和學(xué)術(shù)界廣泛關(guān)注。已有文獻發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股能夠降低信息不對稱、提高公司信息透明度，進而抑制企業(yè)激進的避稅行為（蔡宏標和饒品貴，2015）。但是，現(xiàn)有文獻主要是從券商、基金等常規(guī)機構(gòu)投資者視角入手，忽視了具有國資背景的“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅行為的影響。

“國家隊”機構(gòu)投資者是指具有國資背景的機構(gòu)投資者，在資本市場健康穩(wěn)定運行中發(fā)揮著舉足輕重的作用（于雪航和方軍雄，2020），主要包括中國證券金融股份有限公司、中央?yún)R金投資有限公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限公司、中證金融資產(chǎn)管理計劃、五個救市基金和外管局旗下的投資平臺（文雯和喬菲，2021）。2015 年我國股市出現(xiàn)了罕見的“千股跌?！爆F(xiàn)象，被投資者稱為“股災(zāi)”，嚴重挫敗了投資者信心。在危機形勢下，“國家隊”機構(gòu)投資者直接進入二級市場救市，在穩(wěn)定金融市場方面發(fā)揮了重要作用。中國證監(jiān)會在2015 年第21 號公告中明確表示，“國家隊”機構(gòu)投資者在今后若干年不會退出，且繼續(xù)發(fā)揮穩(wěn)定資本市場的作用。此后，“國家隊”機構(gòu)投資者便一直活躍于二級市場，為維護資本市場穩(wěn)定運行貢獻著力量。隨著“股災(zāi)”危機退散，我國資本市場逐漸由劇烈異常波動向常態(tài)化波動演進。除危機時的“救市”作用外，“國家隊”機構(gòu)投資者能否對微觀企業(yè)經(jīng)營決策產(chǎn)生影響成為一個值得研究的課題。因此，本文將從企業(yè)避稅的視角切入探究“國家隊”機構(gòu)投資者持股的治理效應(yīng)。

與已有研究相比，本文邊際貢獻主要有以下三點：（1）豐富了“國家隊”機構(gòu)投資者持股的經(jīng)濟后果方面的研究。以往學(xué)者主要側(cè)重于研究“國家隊”機構(gòu)投資者的“救市”作用，較少關(guān)注對微觀企業(yè)經(jīng)營決策的影響。（2）從特殊機構(gòu)投資者視角補充了企業(yè)避稅影響因素的文獻。學(xué)者主要是從管理層特征（代彬等，2017）、媒體關(guān)注（嚴若森等，2018）、分析師關(guān)注（劉笑霞和李明輝，2018）等方面進行分析。雖然有少數(shù)學(xué)者考察了機構(gòu)投資者與企業(yè)避稅之間的關(guān)系，但是他們通常是圍繞機構(gòu)投資者持股比例、機構(gòu)投資者實地調(diào)研（蔡宏標和饒品貴，2015；李昊洋等，2018）等視角展開研究，忽視了“國家隊”機構(gòu)投資者這一特殊性質(zhì)的機構(gòu)投資者在企業(yè)避稅活動中發(fā)揮的作用。（3）從降低企業(yè)融資約束、緩解企業(yè)內(nèi)部委托代理問題和提高企業(yè)與外部投資者之間信息透明度三個渠道，揭示了“國家隊”機構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)避稅的作用機制。

二、文獻回顧

（一）“國家隊”機構(gòu)投資者持股的經(jīng)濟后果研究

早期學(xué)者主要集中于穩(wěn)定資本市場和防范金融風(fēng)險等領(lǐng)域。李志生和金凌（2019）研究發(fā)現(xiàn)“國家隊”機構(gòu)投資者直接進入二級市場買賣股票，能夠改善市場環(huán)境、穩(wěn)定投資者情緒進而降低股票價格的異質(zhì)性波動。李志生等（2019）發(fā)現(xiàn)“國家隊”持股能夠降低股價隨大盤暴跌的可能性，降低股價尾部系統(tǒng)風(fēng)險。Dang et al.（2020）發(fā)現(xiàn)與未被“國家隊”機構(gòu)投資者持股的企業(yè)相比，“國家隊”機構(gòu)投資者持股的企業(yè)股價波動性顯著下降且股價信息含量更低。王雄元和何雨晴（2020）同樣發(fā)現(xiàn)“國家隊”持股與公司股價波動性呈負相關(guān)關(guān)系，而且權(quán)威的媒體報道能夠增強“國家隊”機構(gòu)投資者持股對股價波動性的降低作用。

學(xué)者們開始關(guān)注到“國家隊”機構(gòu)投資者對企業(yè)日常經(jīng)營決策的影響。于雪航和方軍雄（2020）發(fā)現(xiàn)“國家隊”機構(gòu)投資者能夠促進企業(yè)創(chuàng)新投資，融資約束和代理問題在其中發(fā)揮了部分中介作用?！皣谊牎睓C構(gòu)投資者持股被市場理解為一種積極信號，能夠改善公司信息環(huán)境，降低信息不對稱，提升企業(yè)投資效率（馮曉晴和文雯，2022），從而降低企業(yè)風(fēng)險（文雯等，2021）。文雯和喬菲（2021）發(fā)現(xiàn)“國家隊”機構(gòu)投資者有動力和能力參與到公司治理實踐中，幫助企業(yè)完善內(nèi)部控制制度，約束管理層的機會主義行為，顯著抑制企業(yè)違規(guī)行為。何慧華和方軍雄（2021）還發(fā)現(xiàn)“國家隊”持股對于公司應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理都有抑制作用。

（二）企業(yè)避稅的影響因素研究

現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)避稅影響因素的研究主要是從公司內(nèi)部治理和外部監(jiān)督兩個視角展開。

基于公司內(nèi)部治理視角，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)管理層特征、董事會特征以及高管激勵等因素均會對企業(yè)避稅產(chǎn)生影響。在管理層特征方面，高管性別是影響企業(yè)避稅決策的重要因素，女性相比于男性具有更高的風(fēng)險厭惡特質(zhì)，公司女性高管較多時，避稅程度會更低（代彬等，2016）。管理者能力和權(quán)力越大，企業(yè)避稅策略就越激進（Plasencia et al.，2015）。在董事會特征方面，董事會中外部成員的存在能夠緩解委托代理問題進而抑制企業(yè)避稅（Aburajab et al.，2019）；海歸董事也能夠顯著抑制企業(yè)避稅行為，聲譽機制和社會責(zé)任機制在其中發(fā)揮了渠道作用（Wen et al.，2020）。在高管激勵方面，股權(quán)激勵方式會促使管理者更傾向于采用高風(fēng)險避稅活動來提高個人收益（Rego & Wilson，2012）。

基于外部監(jiān)督視角，現(xiàn)有研究主要探討了機構(gòu)投資者、媒體、分析師、審計師以及制度環(huán)境等對企業(yè)避稅的影響。在機構(gòu)投資者方面，蔡宏標和饒品貴（2015）首次發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股能夠抑制企業(yè)激進的避稅行為。李昊洋等（2018）發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者實地調(diào)研能夠抑制企業(yè)避稅。潘俊等（2019）發(fā)現(xiàn)業(yè)績壓力會顯著削弱機構(gòu)投資者實地調(diào)研對企業(yè)避稅的抑制作用。在媒體監(jiān)督和分析師關(guān)注方面，較強的媒體監(jiān)督與分析師關(guān)注都能夠顯著抑制企業(yè)避稅（嚴若森等，2018；Allen et al.，2016），而且媒體負面報道與分析師跟蹤在抑制企業(yè)避稅時發(fā)揮著互補作用（劉笑霞和李明輝，2018）。在審計師方面，審計師能夠通過財務(wù)報表審計發(fā)現(xiàn)企業(yè)存在的避稅行為，并對這種行為進行糾正（Maydew & Shackelford，2007）。在制度環(huán)境方面，向文君（2021）發(fā)現(xiàn)縱向財政失衡會加劇企業(yè)避稅行為，而地方政府間的橫向財政失衡對于企業(yè)避稅行為有一定抑制作用。

三、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)避稅活動作為企業(yè)一項重要的經(jīng)營決策活動，勢必會受到“國家隊”機構(gòu)投資者持股的影響，本文從以下三個方面探究“國家隊”機構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)避稅的具體作用機制。

（一）降低企業(yè)面臨的融資約束

當企業(yè)陷入融資困境時，避稅作為一種潛在的融資替代方式成為管理層化解困境的替代選擇。劉行等（2018）發(fā)現(xiàn)企業(yè)面臨的融資約束程度越高，就越有可能選擇激進的避稅行為。而“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠有效地緩解企業(yè)面臨的融資約束，從而抑制企業(yè)避稅動機。具體而言，一方面，“國家隊”機構(gòu)投資者買入股票的范圍廣、交易金額大，能夠直接為被投資企業(yè)帶來大量資金投入（李志生和金凌，2019），緩解企業(yè)現(xiàn)金流緊張局面。與此同時，“國家隊”機構(gòu)投資者持股通常被看作是一種積極的投資信號，其長期穩(wěn)定的持股能夠促使企業(yè)規(guī)范經(jīng)營決策、穩(wěn)定股價，其他投資者會跟從“國家隊”機構(gòu)投資者的操作以期獲得高額投資收益，從而能夠拓寬企業(yè)融資渠道，降低融資成本。另一方面，作為具有國資背景的特殊性質(zhì)的機構(gòu)投資者，“國家隊”機構(gòu)投資者具有更加豐富的投資經(jīng)驗，同時也具備更加強大的投資團隊和專業(yè)化的投資能力，能夠向資本市場傳遞企業(yè)價值信息，有效降低企業(yè)與銀行等金融機構(gòu)之間的信息不對稱，從而有效降低企業(yè)外部融資成本。

（二）緩解企業(yè)內(nèi)部委托代理問題

激進的避稅行為在很大程度上是企業(yè)內(nèi)部嚴重委托代理問題的體現(xiàn)，而“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠緩解企業(yè)內(nèi)部委托代理問題進而抑制企業(yè)避稅。一方面，“國家隊”機構(gòu)投資者具有長期投資視野，更有動力參與到公司治理決策中幫助企業(yè)完善內(nèi)部治理機制，約束管理層攫取私利的機會主義行為。另一方面，“國家隊”機構(gòu)投資者更有能力發(fā)現(xiàn)管理層不當行為并進行監(jiān)督。除具有人才、資源以及信息等方面優(yōu)勢外，“國家隊”機構(gòu)投資者還具有豐富的投資經(jīng)驗和專業(yè)知識，對公司披露信息及問詢函結(jié)果進行充分分析解讀，通過直接參與股東會決策“用手投票”或者采用“用腳投票”的方式在二級市場交易股票，將相關(guān)信息反饋到股價中，降低管理層利用避稅行為牟取私利的動機。

（三）提高企業(yè)與外部投資者之間的信息透明度

企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱同樣為激進的避稅行為提供了條件。而“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠改善公司信息環(huán)境，提高公司與外部投資者之間的信息透明度進而抑制企業(yè)避稅。首先，作為具有政府背景的特殊機構(gòu)投資者，“國家隊”機構(gòu)投資者具備專業(yè)的信息挖掘、處理與分析能力，能夠向資本市場傳遞有效的特質(zhì)信息，改善企業(yè)信息環(huán)境，提高與外部投資者之間的信息透明度。其次，“國家隊”機構(gòu)投資者的持股行為具有信號作用，能夠吸引更多分析師和投資者關(guān)注。證券分析師不僅能夠通過實地調(diào)研等方式與管理層進行直接溝通，還可以通過發(fā)布研究報告以及依托更多有效信息準確預(yù)測企業(yè)盈余情況，向市場傳遞企業(yè)真實的經(jīng)營情況信息，從而改善企業(yè)外部信息環(huán)境。最后，“國家隊”機構(gòu)投資者堅持價值投資，其投資決策行為通常更加成熟理性，會盡可能避免對信息透明度差的企業(yè)投資?！皣谊牎睓C構(gòu)投資者通常買入股票金額較大，擁有雄厚資金實力，為了吸引更多資金，上市公司也會積極主動地提高信息披露質(zhì)量，提高與外部投資者之間的信息透明度。而企業(yè)與外部投資者之間信息透明度的提升，一方面能夠降低信息不對稱，約束管理層信息操縱行為，提高企業(yè)避稅行為的實施難度；另一方面可能導(dǎo)致避稅行為被稅務(wù)機關(guān)稽查的風(fēng)險加大，顯著增加避稅成本。因此，“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠通過提升企業(yè)與外部投資者之間的信息透明度，降低管理層避稅的動機和增加避稅成本，從而對企業(yè)避稅發(fā)揮積極的治理作用。

研究假設(shè)：“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠抑制企業(yè)避稅。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

選取2015—2020年滬深A(yù) 股上市公司為研究對象，“國家隊”機構(gòu)投資者持股數(shù)據(jù)來源于Choice 數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。選擇2015 年作為研究起點，是因為“國家隊”機構(gòu)投資者在2015年資本市場劇烈波動期間開始大量持有上市公司股票，且在隨后幾年里持續(xù)發(fā)揮著穩(wěn)定資本市場的作用。此外，研究樣本還進行如下處理：（1）剔除金融業(yè)企業(yè)；（2）剔除ST、PT 類企業(yè)；（3）剔除相關(guān)數(shù)據(jù)異?；蛘呷笔У臉颖尽榱吮苊鈽O端值影響，對所有連續(xù)變量做上下1%的縮尾處理，最后共得到13950 個樣本數(shù)據(jù)。

（二）變量界定

1. 企業(yè)避稅的界定。借鑒已有文獻（于亞潔，2021）的做法，采用會計-稅收差異（BTD）和扣除應(yīng)計利潤影響的會計-稅收差異（DDBTD）來衡量企業(yè)避稅程度。在此基礎(chǔ)上，考慮到企業(yè)為了調(diào)整納稅額度可能進行盈余操縱行為，進一步剔除盈余管理因素，采用BTD 指標與應(yīng)計項目回歸后的殘差（DDBTD）來表示企業(yè)避稅程度。計算方式如下：TA 表示企業(yè)應(yīng)計項目總額，TA=（利潤總和-經(jīng)營現(xiàn)金流）/上年總資產(chǎn)。BTD=β+β×TA+μ+ε，DDBTD=μ+ε。BTD 和DDBTD數(shù)值越大，企業(yè)避稅程度越高。

2.“國家隊”機構(gòu)投資者持股的界定。參考李志生和金凌（2019）的做法，以是否被“國家隊”機構(gòu)投資者持股的虛擬變量（NAT）來衡量。當期“國家隊”機構(gòu)投資者持有上市公司股票時取1，否則取0。根據(jù)Choice 數(shù)據(jù)庫統(tǒng)計，“國家隊”機構(gòu)投資者包括中國證券金融股份有限責(zé)任公司、中央?yún)R金投資有限責(zé)任公司、中央?yún)R金資產(chǎn)管理有限責(zé)任公司、中證金融資產(chǎn)管理計劃、5個救市基金和外管局旗下的投資平臺。

3. 控制變量的選取。參考現(xiàn)有文獻做法，在實證模型中加入了一系列控制變量，具體變量定義見表1。

表1 變量定義及說明

（三）模型設(shè)計

為檢驗“國家隊”機構(gòu)投資者持股與企業(yè)避稅之間的關(guān)系，本文設(shè)計以下實證模型：

其中，BTD和DDBTD為被解釋變量，表示企業(yè)避稅程度；NAT 表示是否被“國家隊”機構(gòu)投資者持股。當α顯著為負時，“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠抑制企業(yè)避稅，反之則會加劇企業(yè)避稅程度。

五、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

企業(yè)避稅BTD 和DDBTD 的均值分別為0.001 和 0.002，BTD 和 DDBTD 的標準差分別為0.025和0.026，說明樣本上市公司的避稅程度存在差異?！皣谊牎睓C構(gòu)投資者持股（NAT）的均值為0.340，說明大約有34%的上市公司中存在“國家隊”機構(gòu)投資者持股。

（二）基準回歸結(jié)果分析

表2 列示了“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）對企業(yè)避稅（BTD/DDBTD）的回歸結(jié)果?？梢钥闯觥皣谊牎睓C構(gòu)投資者持股（NAT）對BTD的回歸系數(shù)為-0.004，在1%的水平上顯著；對DDBTD的回歸系數(shù)為-0.003，在1%的水平上顯著。這表明“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠顯著抑制企業(yè)避稅，驗證了本文基本假設(shè)。

表2 基準回歸結(jié)果

（三）內(nèi)生性及穩(wěn)健性檢驗

1.PSM傾向性得分匹配法

考慮到“國家隊”機構(gòu)投資者持股的公司僅占全樣本的34%，“國家隊”機構(gòu)投資者可能對持股的上市公司進行篩選，本身避稅程度較低的企業(yè)更容易受到“國家隊”機構(gòu)投資者青睞。也就是說，并不是“國家隊”機構(gòu)投資者發(fā)揮了積極的外部監(jiān)督治理效應(yīng)，而是由“國家隊”機構(gòu)投資者的“篩選效應(yīng)”所致。為避免樣本選擇性偏差問題，采用1：1最近鄰匹配法為“國家隊”機構(gòu)投資者持股樣本尋找配對樣本，最終得到2813個實驗組和2813個對照組，共計5626個觀測樣本。表3 第（1）（2）列匯報了配對后的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的系數(shù)仍然顯著為負，與前文研究結(jié)論保持一致。

以上現(xiàn)象表明，即使我們可以分析出較早的字形，這個字形卻也未必是它的本字。連綿詞其本質(zhì)是以音表義，有些表面看來意義與字形相關(guān)，事實卻是受到了漢字形義相關(guān)的構(gòu)形規(guī)律的影響。比如，表示“遼闊，不清”貌，有從“目”的“眇莽”“眇漠”“眇茫”，有從“水”表義的“渺茫”“渺莽”“渺漭”“淼?！钡仍~，事實上，這些連綿詞只是記錄表示“遼闊、迷濛”意義的語音。

表3 內(nèi)生性處理結(jié)果

2.工具變量法

“國家隊”機構(gòu)投資者持股與企業(yè)避稅之間可能存在反向因果問題，因此，借鑒于雪航和方軍雄（2020）的研究，采用同行業(yè)同年份且去除自身的其他企業(yè)“國家隊”機構(gòu)投資者持股的均值（IV）作為工具變量，進行兩階段回歸解決此問題，該工具變量滿足相關(guān)性以及外生性的要求。表3 第（3）—（5）列報告了工具變量法的檢驗結(jié)果，可以看出在第二階段中“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的系數(shù)均顯著為負。此外，弱工具變量檢驗F 值為239.279，遠遠大于經(jīng)驗值10，說明不存在弱工具變量問題，在緩解內(nèi)生性問題后，結(jié)論依然成立。

3.公司固定效應(yīng)模型

回歸模型中可能遺漏了某些不隨時間變化的公司層面因素，為了緩解潛在的遺漏變量問題，采用公司固定效應(yīng)模型再次進行檢驗，結(jié)果見表3第（6）（7）列?？梢钥吹剑皣谊牎睓C構(gòu)投資者持股（NAT）的系數(shù)均顯著為負，說明在緩解潛在的遺漏變量問題后，研究結(jié)論依然可靠。

4.改變被解釋變量的衡量方式

采用名義所得稅率減去實際所得稅率后的差額（RATE_diff）對企業(yè)避稅重新進行度量。RATE_diff 值越大，企業(yè)避稅程度越高?；貧w結(jié)果如表4 第（1）列所示，可以看出“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)顯著為負，說明結(jié)論是穩(wěn)健的。

參考文雯和喬菲（2021）的做法，采用“國家隊”機構(gòu)投資者持股比例（NAP）衡量解釋變量，“國家隊”機構(gòu)投資者持股比例=“國家隊”機構(gòu)投資者持股數(shù)量/公司總股數(shù)。回歸結(jié)果見表4第（2）（3）列，可以看出，“國家隊”機構(gòu)投資者持股比例（NAP）對BTD和DDBTD的回歸系數(shù)都顯著為負，說明“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠顯著抑制企業(yè)避稅，研究結(jié)論是可靠的。

表4 更換變量測度回歸結(jié)果

六、進一步分析

（一）中介機制檢驗

采用溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應(yīng)檢驗三步法，從降低企業(yè)融資約束、緩解企業(yè)內(nèi)部委托代理問題和提高企業(yè)與外部投資者之間信息透明度三個渠道進行檢驗，挖掘“國家隊”機構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)避稅的具體路徑

1.融資約束機制檢驗

借鑒王勇和蘆雪瑤（2022）的做法，以SA 指數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束程度。SA指數(shù)能夠避免公司內(nèi)生性特征的干擾，更為全面衡量企業(yè)融資約束程度。具體計算方式如下：

其中，Size代表公司規(guī)模；Age表示公司上市年限。取SA指數(shù)的絕對值作為融資約束的代理變量，SA 指數(shù)的絕對值越大代表企業(yè)面臨的融資約束越嚴重。

表5 第（1）—（3）列報告了融資約束機制的檢驗結(jié)果。第一步見上文基準回歸結(jié)果；第二步，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）對融資約束（SA）的回歸系數(shù)顯著為負，說明“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束；第三步，融資約束（SA）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負且絕對值較第一步中有所降低。上述結(jié)果表明，融資約束在“國家隊”機構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)避稅的過程中發(fā)揮了部分中介作用。

2.企業(yè)內(nèi)部委托代理問題機制檢驗

以管理費用率（AC）來反映企業(yè)內(nèi)部委托代理問題的嚴重程度，該值越大，企業(yè)內(nèi)部委托代理問題越嚴重。管理費用率=（管理費用+銷售費用）/營業(yè)收入。表5 第（4）—（6）列報告了企業(yè)內(nèi)部委托代理問題機制的檢驗結(jié)果。第一步回歸結(jié)果與基準回歸一致；第二步，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負，說明“國家隊”機構(gòu)投資者扮演著積極的外部監(jiān)督者角色，能夠顯著地降低企業(yè)內(nèi)部委托代理問題；第三步，代理成本（AC）的回歸系數(shù)分別在5%和1%的水平上顯著為正，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負且絕對值較第一步有所降低，說明企業(yè)內(nèi)部委托代理問題在“國家隊”機構(gòu)投資者持股抑制企業(yè)避稅過程中發(fā)揮了部分中介作用。

3.企業(yè)與外部投資者之間信息透明度機制檢驗

借鑒已有文獻的做法（姜雙雙和劉光彥，2021），采用修正Jones模型計算的操控性應(yīng)計利潤絕對值來衡量企業(yè)與外部投資者之間的信息透明度。操控性應(yīng)計利潤的絕對值越小，企業(yè)與外部投資者之間的信息透明度越高。具體計算模型如下：

其中，Ta表示總應(yīng)計利潤，為凈利潤與經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額之差；Asset 表示企業(yè)資產(chǎn)總額；△Sale 表示營業(yè)收入增加額；△Rec表示應(yīng)收賬款增加額；Ppe 表示固定資產(chǎn)凈額?？刹倏v性應(yīng)計利潤（DA）是指對模型進行分年度分行業(yè)回歸的殘差取絕對值。

表5 第（7）—（9）列報告了企業(yè)與外部投資者之間信息透明度機制的檢驗結(jié)果。第一步回歸結(jié)果與基準回歸一致；第二步，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)顯著為負，說明“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠顯著提升企業(yè)與外部投資者之間的信息透明度；第三步，信息透明度（DA）的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)在1%的水平顯著為負，且回歸系數(shù)絕對值較第一步中有所降低，說明企業(yè)與外部投資者之間信息透明度在“國家隊”機構(gòu)投資者持股影響企業(yè)避稅的過程中發(fā)揮了部分中介效應(yīng)。

表5 中介機制檢驗結(jié)果

（二）異質(zhì)性分析

1.考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)決策行為的影響不可忽略。在我國，國有企業(yè)經(jīng)營目標不單是利潤最大化，一般還包括很多政治目標。國有企業(yè)對于管理層考核也不只局限于利潤指標，還有可能會包括公司納稅情況等社會責(zé)任指標?？紤]到避稅這一高風(fēng)險行為一旦被曝光會對企業(yè)聲譽造成很大影響，加之國有企業(yè)因其政治關(guān)聯(lián)往往面臨較低融資約束，因此國有企業(yè)避稅動機普遍較低。而非國有企業(yè)以利潤最大化為經(jīng)營目標，出于業(yè)績考核壓力等考慮，非國有企業(yè)高管可能更有動機采取隱蔽手段進行避稅。因此，按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組進行回歸，結(jié)果如表6第（1）—（4）列所示。可以看出，在非國企樣本中，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）對BTD和DDBTD的回歸系數(shù)分別為-0.002和-0.003，在1%的水平上顯著；而在國企樣本中，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)并不顯著。說明“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅的治理作用在非國有企業(yè)中更加顯著。

2.考慮市場化程度差異

已有研究表明，機構(gòu)投資者的監(jiān)督治理作用會因地區(qū)市場化進程不同而產(chǎn)生差異，機構(gòu)投資者發(fā)揮治理作用離不開良好市場制度環(huán)境。具體來說，市場化程度高的地區(qū)法制化水平和要素市場發(fā)育水平也更高，受到地方政府干預(yù)程度較低，具有完善的投資者保護機制，更能夠約束企業(yè)非正規(guī)的避稅行為。因此，良好的市場化環(huán)境能夠為“國家隊”機構(gòu)投資者發(fā)揮監(jiān)督治理作用提供沃土。預(yù)期市場化程度較高的地區(qū)，“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅行為的抑制作用更強。因此，借鑒王小魯?shù)龋?019）的研究，按照市場化指數(shù)中位數(shù)將樣本分為高市場化程度組和低市場化程度組?；貧w結(jié)果如表6 第（5）—（8）列所示，可以看出，在市場化程度較高的樣本中，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）對BTD 和DDBTD 的回歸系數(shù)分別為-0.003和-0.002，在1%的水平上顯著；在市場化程度較低的樣本中“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）的回歸系數(shù)并不顯著。表明在市場化程度高的地區(qū)，“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅的抑制作用更加顯著。

表6 分組回歸結(jié)果

3.考慮審計質(zhì)量差異

高質(zhì)量的財務(wù)報表審計能夠通過控制測試和實質(zhì)性程序識別出財務(wù)報表是否存在重大錯報，合理保證相關(guān)稅務(wù)信息真實可靠，提升財務(wù)報表信息質(zhì)量，增強企業(yè)與外部投資者之間的信息透明度，進而抑制企業(yè)的稅收激進行為。因此，本文預(yù)期在審計質(zhì)量較低的情況下，“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅的抑制作用更加顯著。采用是否四大審計作為審計質(zhì)量的代理變量，并按照是否四大審計將樣本分為兩組進行回歸分析，結(jié)果如表6 第（9）—（12）列所示?？梢钥闯?，當公司由四大審計即審計質(zhì)量較高時，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）對BTD和DDBTD的回歸系數(shù)均為-0.003，但不顯著；當公司由非四大審計即審計質(zhì)量較低時，“國家隊”機構(gòu)投資者持股（NAT）對BTD 和DDBTD 的回歸系數(shù)分別為-0.002 和-0.001，在1%的水平上顯著。結(jié)果表明，對于非四大審計的企業(yè)，“國家隊”機構(gòu)投資者持股對抑制企業(yè)避稅行為發(fā)揮了更大作用。

七、研究結(jié)論與啟示

本文研究了“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅的影響。研究發(fā)現(xiàn)：“國家隊”機構(gòu)投資者持股能夠顯著抑制企業(yè)避稅行為；作用機制檢驗發(fā)現(xiàn)，“國家隊”機構(gòu)投資者主要是通過降低企業(yè)面臨的融資約束、緩解企業(yè)內(nèi)部委托代理問題、提高企業(yè)與外部投資者之間信息透明度等路徑抑制企業(yè)避稅行為。進一步研究發(fā)現(xiàn)，“國家隊”機構(gòu)投資者持股對企業(yè)避稅的抑制作用，在非國有企業(yè)、市場化程度較高以及審計質(zhì)量較差的企業(yè)中更加顯著。上述結(jié)論在運用工具變量法、PSM傾向性得分匹配法緩解內(nèi)生性問題以及更換變量測度方法等穩(wěn)健性檢驗后依然成立。

本文從企業(yè)避稅的視角考察“國家隊”機構(gòu)投資者持股對微觀企業(yè)經(jīng)營決策的影響，豐富了“國家隊”機構(gòu)投資者持股的經(jīng)濟后果研究，同時也具有一定現(xiàn)實啟示：（1）監(jiān)管部門應(yīng)該積極鼓勵以“國家隊”機構(gòu)投資者為代表的具有長期投資視野的投資者參與到公司治理實踐中。（2）進一步加快市場化進程的推進，深化市場化體制改革，為外部投資者監(jiān)督職能的發(fā)揮提供沃土。（3）政府部門應(yīng)該進一步減輕企業(yè)稅費負擔，同時加強對企業(yè)違規(guī)避稅行為監(jiān)管。比如積極推進減稅降費政策，降低企業(yè)經(jīng)營成本，優(yōu)化市場營商環(huán)境，促進企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展；完善稅收法律法規(guī)，提高稅收征管效率，加大對偷逃稅款的處罰力度等。