劉耀淞，徐翊琬

（上海大學 管理學院，上海 201900）

一、引言

避稅幫助企業(yè)以較低的成本獲得內(nèi)源性融資，為生產(chǎn)、投資和研發(fā)等經(jīng)營活動提供資金保障。因此，在融資成本日益攀升的大環(huán)境下，避稅行為在企業(yè)中普遍存在。然而，避稅不僅會降低企業(yè)的信息透明度，誘發(fā)管理者機會主義行為（Desai and Dharmapala，2009），還使得本應被國家征收的經(jīng)濟資源留存于企業(yè)內(nèi)部，繼而加劇政府財政赤字、損害收入分配公平、扭曲公共資源配置、危及公共產(chǎn)品供給（葉康濤和劉行，2014）。由此可見，探究企業(yè)避稅的影響因素對于緩解代理問題、維護稅收安全具有重要的現(xiàn)實意義。已有研究基于政府和市場治理視角，發(fā)現(xiàn)稅收征管（Kubick et al，2017；Li et al，2020；范子英和田彬彬，2013；張敏等，2018；王佳和李文，2022；王三法和鐘廷勇，2023）、巡視督察（程宏偉和羅娟，2022；張曾蓮等，2022）、債權人治理（Francis et al，2017；曹瑜強等，2020；劉耀淞等，2023）、機構投資者持股（蔡宏標和饒品貴，2015；邢斐等，2021；霍遠等，2022）、分析師關注（Allen et al，2016；Chen et al，2018）、審計師監(jiān)督（Klassen et al，2016；金鑫和雷光勇，2011；劉笑霞和李明輝，2021）、媒體報道（田高良等，2016；劉笑霞和郭思遠，2019；程博等，2021）、產(chǎn)品市場競爭（Kubick et al，2015；彭效冉和許浩然，2016）和資本市場開放（齊保壘等，2021；王勇和蘆雪瑤，2022）均能有效抑制企業(yè)的避稅行為。然而，現(xiàn)有研究主要考察政府和市場機制對于企業(yè)避稅的治理效應，針對介于政府和市場之間的社會組織的影響研究較為匱乏。

異地商會是同一原籍地的工商企業(yè)在異地投資發(fā)展過程中，為維護自身利益而自發(fā)成立的互益性社會組織（李長文，2012）。異地商會以地緣鄉(xiāng)情和商幫文化為紐帶，為會員企業(yè)提供建立信任、互通信息和共享資源的經(jīng)貿(mào)平臺，通過慈善、環(huán)保和扶貧等公益事業(yè)履行社會責任，并在招商引資和承接政府職能轉移等方面與地方政府開展合作，兼具服務會員、服務社會和服務政府三重職能，在統(tǒng)籌推進經(jīng)濟、政治、文化、社會和生態(tài)文明建設中發(fā)揮著越來越重要的作用?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，成立異地商會可以增加省際貿(mào)易（程玲等，2021）、促進企業(yè)跨地區(qū)發(fā)展（曹春方和賈凡勝，2020）；參與異地商會則能幫助企業(yè)緩解融資約束（寧博等，2022）、改善經(jīng)營績效（李海彤等，2023）、激勵研發(fā)創(chuàng)新（嚴若森等，2023）及提升風險承擔能力（黃勃等，2022）。由此可見，在異地商會的經(jīng)濟后果研究中，學者們側重考察異地商會對企業(yè)投融資等經(jīng)營性行為的積極影響，對于異地商會能否在企業(yè)避稅等合規(guī)性行為方面發(fā)揮治理作用，尚無學者進行研究。

有鑒于此，本文以2010—2022 年滬深A 股上市公司為樣本，考察異地商會對企業(yè)避稅行為的治理效應。研究發(fā)現(xiàn)，相比于未加入異地商會的企業(yè)，加入異地商會的企業(yè)避稅程度顯著更低，這表明參加異地商會能夠有效約束企業(yè)的避稅行為。該結論在進行替換變量、優(yōu)化樣本結構和控制內(nèi)生性問題等穩(wěn)健性測試后依然成立。機制檢驗結果顯示，異地商會主要通過緩解外源融資約束和強化社會責任意識兩條路徑削弱會員企業(yè)的避稅動機，進而抑制企業(yè)避稅。拓展性研究發(fā)現(xiàn)，異地商會對企業(yè)避稅的約束作用主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強、機構投資者持股比例較大和分析師關注度較高的企業(yè)中，這說明在治理企業(yè)避稅方面，參加異地商會與稅務部門征管、機構投資者監(jiān)督和分析師跟蹤存在疊加效應。

本文的邊際貢獻在于：一方面，現(xiàn)有關于地域性商會的研究大多停留在理論探討和案例分析層面，只有少數(shù)文獻采用實證方法揭示了異地商會對企業(yè)發(fā)展的積極影響。本文實證檢驗了參加異地商會對企業(yè)避稅行為的抑制作用與影響機理，從維護稅收秩序視角拓展了異地商會的社會治理效應研究，為促進社會組織參與社會治理實踐、健全共建共治共享的社會治理制度提供經(jīng)驗參考。另一方面，現(xiàn)有關于企業(yè)避稅的外部治理因素研究聚焦于政府和市場機制，對介于政府和市場之間的社會組織的影響研究較為匱乏。本文基于異地商會服務會員、服務社會和服務政府的多重職能，考察了參加異地商會對企業(yè)避稅的治理效果，從社會組織視角拓展了企業(yè)避稅的影響因素研究。此外，本文進一步檢驗了政府和市場機制對于社會機制治理效應的調(diào)節(jié)作用，豐富了企業(yè)避稅的外部治理研究。

二、理論分析與研究假設

商會是商事主體為了表達自身的愿望與要求、維護共同的經(jīng)濟利益和社會利益而組成的非營利性社會團體（李妙然和楊月君，2013）。商會大致分為兩類：一是注重“業(yè)緣”的行業(yè)性商會；二是注重“地緣”的地域性商會，地域性商會又根據(jù)會員企業(yè)家的籍貫地與商會所在地是否一致分為本地商會和異地商會。1995 年8 月28 日，全國第一個異地商會——昆明溫州商會在云南省成立。隨著國家對異地商會登記限制的逐步放開，各級異地商會紛紛成立，在服務會員、社會和政府方面發(fā)揮重要作用。首先，作為自治的互益性社會組織，異地商會的初心是滿足會員的利益訴求，其運營資金也主要源于會費和會員捐贈。在會員自愿入會和登記限制放寬的競爭格局下，服務會員已然成為異地商會賴以生存發(fā)展的核心職能。其次，異地商會起源于明清時期的同鄉(xiāng)會館，一定程度上反映了對于傳統(tǒng)商幫“義利并舉”“樂善好施”“奉獻仁愛”“愛國愛鄉(xiāng)”的文化認同。因此，通過捐助扶貧、災害救援和節(jié)能環(huán)保等公益事業(yè)服務社會也是異地商會的重要職能。最后，在深化機構和行政體制改革過程中，商事制度是轉變政府職能的主要抓手。異地商會作為聯(lián)系原籍地和創(chuàng)業(yè)地的橋梁和紐帶，與各級政府開展了招商引資等形式多樣的經(jīng)貿(mào)合作，勢必成為社會組織承接政府職能轉移的重要力量（張建民，2014）。本文認為，異地商會兼具服務會員、服務社會和服務政府三重職能，很可能對會員企業(yè)的避稅行為產(chǎn)生重要影響。

首先，基于服務會員職能，異地商會可以搭建資金融通平臺，為會員企業(yè)的外源融資提供便利（寧博等，2022）。對于身處異鄉(xiāng)的商旅而言，原有的社會網(wǎng)絡已然失效，構建新的社會網(wǎng)絡又需要較長時間，加入異地商會“抱團取暖”成為他們在陌生人社會建立熟人網(wǎng)絡的理性選擇（崔月琴和張冠，2014）。社會網(wǎng)絡能夠通過促進信息流動和形成重復博弈提升社會信任（魏永峰，2009），而取得信任正是獲得融資的關鍵所在。依托異地商會形成的社會網(wǎng)絡既能在會員內(nèi)部催生信任，又能向商會外部傳遞信任，進而推動資金在商會內(nèi)外高效融通，幫助會員企業(yè)提高融資效率、降低融資成本①通過對中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（Chinese Research Data Service，簡稱CNRDS）提供的省級異地商會章程文本進行關鍵詞提取可知，在我國登記備案的467 家省級異地商會中，有148 家在商會章程中提及“為會員提供融資服務和幫助”，進一步佐證了異地商會的資金融通功能。。避稅可以幫助企業(yè)以較低的成本獲得內(nèi)源性融資，因此面臨外部融資困境時，企業(yè)具有強烈的動機利用避稅獲取經(jīng)營所需的必要資金。由此可見，異地商會可以通過促進資金融通來緩解會員企業(yè)的外源融資約束，從而削弱企業(yè)的避稅動機，抑制避稅行為。

其次，基于服務社會職能，異地商會可以構建文化認同機制，強化會員企業(yè)的社會責任意識?，F(xiàn)代商會與古代商幫有著千絲萬縷的聯(lián)系，認同并傳承商幫文化是組建異地商會的心理基礎（魏文享，2015）。商幫文化以儒家文化為土壤，尊崇“義利并取”“樂善好施”“奉獻仁愛”“愛國愛鄉(xiāng)”等價值觀，而企業(yè)避稅會加劇財政赤字、扭曲資源配置、損害公共利益、危及民生福祉，與商幫文化的價值理念存在分歧。身份認同理論指出，個人的行為往往會遵循自身認同角色的行為規(guī)范和準則（Benjamin et al，2016）。文化認同是重要的身份認同之一，因此，在商幫文化的熏陶下，異地商會的會員企業(yè)具有更強的社會責任感，更可能以集體利益為重而放棄避稅決策。由此可見，異地商會可以通過傳承商幫文化來強化會員企業(yè)的社會責任意識，從而降低企業(yè)避稅動機，約束避稅行為。

最后，基于服務政府職能，異地商會可以通過干預會員企業(yè)的避稅決策來參與社會治理實踐。稅收是我國政府財政收入最主要的來源之一，維護稅收經(jīng)濟秩序、保障國家稅收安全是各級政府的重要職能。黨的十八屆三中全會提出要創(chuàng)新社會治理體制、激發(fā)社會組織活力，探索政府職能向社會組織轉移。而在各類社會組織中，異地商會是承接政府轉移職能的重要力量（張建民，2014）。因此，在政府職能社會化和治理主體多元化的背景下，異地商會很可能將“引導會員企業(yè)依法納稅”作為其承接政府職能、參與社會治理的重要抓手之一，通過自律監(jiān)管措施干預企業(yè)的避稅動機，遏制避稅行為。

通過以上分析可知，異地商會兼具服務會員、服務社會和服務政府三重職能，可以通過緩解外源融資約束、強化社會責任意識和實施納稅自律監(jiān)管來削弱會員企業(yè)的避稅動機，進而抑制企業(yè)避稅。

然而，企業(yè)的避稅決策不僅取決于避稅動機，還會受到其避稅能力的影響。地緣關系作為一種類血緣關系，其中也隱含著“家庭主義”傾向，即過度保護家庭成員的利益，而將社會公共利益置于次要和從屬位置。崔月琴和張冠（2014）通過調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在“家庭主義”的影響下，部分地域性商會在維護會員利益的同時忽視了社會公共利益，甚至淪為會員不法行為的保護傘。例如，某些商人因生產(chǎn)不合格產(chǎn)品被工商部門處罰，通過商會的“疏通”即可減輕甚至免除處罰（崔月琴和張冠，2014）。因此，異地商會也可能利用其信息互通、資源共享和政治關聯(lián)優(yōu)勢為會員企業(yè)創(chuàng)造避稅條件、規(guī)避稅務監(jiān)管，從而提高企業(yè)的避稅能力。如前所述，現(xiàn)有研究表明稅收征管、機構投資者持股、分析師關注、審計師監(jiān)督等政府和市場治理機制也會在不同程度上制約企業(yè)的避稅能力。如果異地商會的“家庭主義”盛行，而政府和市場機制對于企業(yè)避稅的治理效果又得不到有效發(fā)揮，那么在政府、市場和社會多重機制的綜合作用下，參加異地商會反而會提高企業(yè)的避稅能力，促進企業(yè)避稅。

基于此，本文提出如下競爭性假說：

參加異地商會能夠抑制企業(yè)避稅行為（H1a）；

參加異地商會能夠促進企業(yè)避稅行為（H1b）。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到發(fā)生于2008 年且延續(xù)至2009 年的金融危機可能影響企業(yè)的避稅決策，本文以2010—2022 年滬深A 股上市公司為研究對象。參考現(xiàn)有研究的做法，在原始樣本基礎上，剔除了如下樣本觀測值：①金融行業(yè)的樣本；②所得稅實際稅率小于0 的樣本；③研究期間處于特殊處理（ST）狀態(tài)的樣本；④關鍵變量缺失的樣本。最終獲得22148 條“企業(yè)-年度”觀測值。本文使用的商會數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務平臺（Chinese Research Data Services，CNRDS），部分缺失的商會成立年份數(shù)據(jù)從企查查、商會官網(wǎng)等公開渠道手工補充。其余數(shù)據(jù)均取自中國經(jīng)濟金融研究數(shù)據(jù)庫（China Stock Market&Accounting Research Database，CSMAR）。

（二）變量定義與模型構建

為了檢驗本文提出的假設，構建如下回歸模型：

其中：解釋變量Chamber衡量企業(yè)是否參加異地商會，加入異地商會當年及以后年度取值為1，否則為0?？紤]到異地商會基本信息的可得性，本文參考現(xiàn)有文獻的做法，將CNRDS 數(shù)據(jù)庫匯總的467 家省級異地商會作為研究對象，通過匹配會員企業(yè)與上市公司，識別上市公司是否參加異地商會。鑒于上市公司在當?shù)匾话憔哂休^大的影響力，通常參與商會的籌備工作，本文借鑒寧博等（2022）的做法，以商會成立年份作為上市公司加入商會的時間。如果企業(yè)同時加入多家異地商會，考慮各商會的最早成立年份。在穩(wěn)健性測試中，本文進一步刪除企業(yè)上市年份晚于商會成立年份的樣本觀測值。

在模型（1）中，被解釋變量TaxAvoidance衡量企業(yè)的避稅程度。參考現(xiàn)有文獻的普遍做法（Desai and Dharmapala，2006；劉行和葉康濤，2013；張敏等，2018），本文采用所得稅的會計-稅收差異來刻畫企業(yè)的避稅程度。具體而言：①BTD=（稅前會計利潤-應納稅所得額）/期末總資產(chǎn)，其中，應納稅所得額=（所得稅費用-遞延所得稅費用）/名義所得稅率；②DDBTD=扣除應計利潤影響之后的會稅差異。利用如式（2）所示模型計算DDBTD：

其中：總應計利潤TACC=（凈利潤-經(jīng)營性現(xiàn)金流量凈額）/期末總資產(chǎn)；μi+εi，t代表BTD中不能被應計利潤解釋的部分（即DDBTD）；μi為企業(yè)i在樣本期間內(nèi)殘差的均值；εi，t為t年度殘差與企業(yè)平均殘差μi的偏離度。BTD和DDBTD取值越大，表明企業(yè)利用會稅差異來規(guī)避所得稅的可能性越大，避稅程度越高。

本文在模型（1）中加入如下控制變量：企業(yè)規(guī)模Size，等于期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；資產(chǎn)負債率LEV，等于期末總負債除以期末總資產(chǎn)；無形資本密集度INT，等于期末無形資產(chǎn)凈值除以期末總資產(chǎn)；有形資本密集度PPE，等于期末固定資產(chǎn)凈值除以期末總資產(chǎn)；存貨密集度INV，等于期末存貨凈值除以期末總資產(chǎn)；總資產(chǎn)收益率ROA，等于當期凈利潤除以期末總資產(chǎn)；以前年度損益LOSS，如果上一年度凈利潤為負取值為1，否則為0；可操縱性應計利潤DisAcc，利用修正的瓊斯模型計算；產(chǎn)權性質(zhì)SOE，國有企業(yè)取值為1，否則為0；最大股東持股比例Top1；兩職合一Duality，如果董事長兼任總經(jīng)理取值為1，否則為0；機構投資者持股比例InsInvest；董事會獨立董事占比IndDirect；企業(yè)所得稅名義稅率Taxrate；YEAR與INDUSTRY分別為年份虛擬變量和行業(yè)虛擬變量；ε為殘差項；β為各變量的估計系數(shù)。本文在企業(yè)層面對標準誤進行聚類修正。

（三）描述性統(tǒng)計

表1 報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。BTD的平均值和中位數(shù)均為負，表明大部分樣本企業(yè)的應納稅所得額超過會計利潤，這源于我國稅法對于應納稅所得的認定較為嚴格。而在扣除應計利潤的影響后，DDBTD的平均值和中位數(shù)均為正，這也與現(xiàn)有研究保持一致。此外，Chamber的平均值為0.0412，說明在樣本期間內(nèi)，約有4%的樣本企業(yè)被認定為參加異地商會，該比例與現(xiàn)有研究較為接近（黃勃等，2022）。其余變量的取值均在合理范圍，不再贅述。

表1 描述性統(tǒng)計

進一步地，表2 列示了參加異地商會的企業(yè)樣本觀測值在各行業(yè)的分布情況?？傮w來看，企業(yè)參加異地商會的積極性在不同行業(yè)之間存在較大差異。具體而言，在建筑業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術服務業(yè)，衛(wèi)生和社會工作業(yè)，住宿和餐飲業(yè)這四個行業(yè)中，異地商會更受歡迎，其中建筑業(yè)企業(yè)參加異地商會的比例高達19.07%。在采礦業(yè)和綜合類行業(yè)中，僅有個別上市公司選擇參加異地商會，占比不足1%；而在居民服務、修理和其他服務業(yè)及教育業(yè)中，沒有樣本企業(yè)參加異地商會。在穩(wěn)健性測試中，將根據(jù)參加異地商會企業(yè)的行業(yè)分布情況對樣本結構進行優(yōu)化。

表2 參加異地商會樣本企業(yè)的行業(yè)分布情況

四、實證結果與分析

（一）基準回歸結果

表3 列示了模型（1）的基準回歸結果，括號內(nèi)為T檢驗的統(tǒng)計量值t。結果顯示，在兩列回歸中，Chamber的估計系數(shù)在1%的水平上均顯著為負（當被解釋變量為BTD時，β1=-0.0074，t=-2.82；當被解釋變量為DDBTD時，β1=-0.0062，t=-2.60）。這說明與未加入異地商會的企業(yè)相比，加入異地商會企業(yè)的會計-稅收差異更小，避稅程度更低。本文假設H1a 得到驗證，即參加異地商會能夠抑制企業(yè)避稅行為。

表3 參加異地商會對企業(yè)避稅的影響

（二）穩(wěn)健性測試

本文將從替換變量、優(yōu)化樣本結構和緩解內(nèi)生性問題三個方面對研究結論進行穩(wěn)健性測試。

1.替換變量

在被解釋變量方面，本文采取三種替換變量方法：第一，參考Lisowsky 等（2013）的做法，運用PerBTD衡量會計-稅收差異。PerBTD=（稅前會計利潤-當期所得稅費用（所得稅費用是指企業(yè)經(jīng)營利潤應交納的所得稅）/名義所得稅率）/期末總資產(chǎn)。與BTD衡量全部會計-稅收差異不同，PerBTD反映的是永久性會計-稅收差異。第二，參考Armstrong 等（2012）的做法，運用所得稅的實際稅率衡量避稅程度。ETR=所得稅費用/稅前會計利潤，ETR取值越大，表明企業(yè)的避稅程度越低。第三，參考劉駿和劉峰（2014）、劉耀淞等（2023）的做法，運用基于全部稅種的企業(yè)綜合稅負率衡量避稅程度。CETR=（支付的各項稅費-收到的稅費返還）/營業(yè)收入，CETR取值越大，表明企業(yè)的避稅程度越低。表4 的回歸結果顯示，當被解釋變量為PerBTD時，Chamber的估計系數(shù)顯著為負；當被解釋變量為ETR和CETR時，Chamber的估計系數(shù)均顯著為正。這表明參加異地商會企業(yè)的永久性會計-稅收差異更小，所得稅實際稅率和綜合稅負率更高，避稅程度更低，與前文結論一致。

表4 替換企業(yè)避稅衡量指標的回歸結果

在解釋變量方面，本文構建變量Numacc衡量企業(yè)參加異地商會的數(shù)量。Numacc取值越大，表示企業(yè)參加的異地商會越多，受到異地商會的影響越深。表5 的回歸結果顯示，Numacc的估計系數(shù)均顯著為負，說明企業(yè)參加的異地商會越多，其避稅程度越低，與前文邏輯保持一致。

表5 拓展參加異地商會衡量指標的回歸結果

2.優(yōu)化樣本結構

本文從三個角度優(yōu)化樣本結構：第一，剔除2020—2022 年的樣本觀測值，以排除新冠肺炎疫情對本文結論的可能影響。第二，剔除企業(yè)上市時間晚于商會成立時間的樣本觀測值。第三，剔除參加異地商會企業(yè)占比較低（＜1%）行業(yè)的樣本觀測值。從表6 中可以看出，優(yōu)化樣本結構后，Chamber的估計系數(shù)依然顯著為負，表明本文的結論較為穩(wěn)健。

表6 優(yōu)化樣本結構的回歸結果

3.緩解內(nèi)生性問題

內(nèi)生性問題主要源于樣本選擇偏差、反向因果和遺漏變量。企業(yè)參加異地商會的選擇并非隨機，且容易受其避稅動機的影響，因此本文可能存在樣本選擇偏差和反向因果導致的內(nèi)生性問題。此外，盡管前文已經(jīng)控制了公司層面的部分特征變量及年度、行業(yè)固定效應，遺漏變量問題依舊難以避免。因此，下文將對以上三類內(nèi)生性問題進行校正。

（1）樣本選擇偏差。本文采用傾向得分匹配法緩解樣本選擇偏差導致的內(nèi)生性問題。參考喻彪和楊剛（2022）的做法，將參加異地商會的企業(yè)觀測值視為處理組樣本，以所有控制變量作為協(xié)變量，采用1∶4 近鄰匹配法，從未參加異地商會的企業(yè)觀測值中匹配對照組樣本。匹配后的處理組和對照樣本觀測值在所有協(xié)變量上均無系統(tǒng)性差異，滿足平衡性假設②限于篇幅，未報告平衡性假設檢驗結果。。表7 報告了傾向得分匹配樣本的回歸結果，Chamber的估計系數(shù)均顯著為負，前文的結論依然成立。

表7 傾向得分匹配樣本的回歸結果

（2）反向因果。本文采用工具變量法緩解反向因果導致的內(nèi)生性問題。某一區(qū)域的地形坡度越陡，越可能被分割為多個封閉的小地區(qū)，越難與其他區(qū)域建立經(jīng)貿(mào)合作（潘越等，2017）。相反，地形平坦的區(qū)域更容易吸引外地商賈進行投資，更具備成立異地商會的地理條件。因此，參考現(xiàn)有文獻的做法（黃勃，2022；李海彤等，2023），選擇企業(yè)所在城市的地形起伏度Rdls作為工具變量。地形起伏度的計算方法參考封志明等（2011），Rdls取值越小，表明該城市的地形越平坦。從表8 匯報的第一階段回歸結果中可以看出，Rdls的估計系數(shù)在1%水平上顯著為負，說明企業(yè)所在城市的地形越平坦，其參加異地商會的概率越大，符合工具變量的相關性要求。此外，弱工具變量檢驗的F統(tǒng)計量大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設。在第二階段回歸中，Chamber的估計系數(shù)均顯著為負，與前文結論一致。

表8 基于工具變量的兩階段回歸結果

（3）遺漏變量。本文在模型（1）中進一步控制了地區(qū)固定效應，以排除企業(yè)所在地的區(qū)域特征對研究結論的可能影響。從表9 中可以看出，在分別控制了省份和城市層面固定效應后，Chamber的估計系數(shù)依舊顯著為負，支持了前文假設。

表9 考慮遺漏變量的回歸結果

五、機制檢驗與拓展性研究

（一）影響機制檢驗

如前所述，異地商會兼具服務會員、服務社會和服務政府三項職能，可以通過緩解外源融資約束、強化社會責任意識和實施納稅自律監(jiān)管來削弱會員企業(yè)的避稅動機，進而抑制企業(yè)避稅行為。以下分別對這三種影響機制進行檢驗。

1.緩解外源融資約束

基于服務會員職能，異地商會可以緩解會員企業(yè)的外源融資約束，進而削弱企業(yè)避稅動機，抑制企業(yè)避稅行為。如果這一影響機制成立，那么可以預期，異地商會對企業(yè)避稅的抑制效果在外部融資約束較強的企業(yè)中更為顯著。要素市場發(fā)育程度越低，表明資本的配置效率越差，企業(yè)越難通過自由競爭從資本市場獲取融資，其面臨的外部融資約束相應更大。因此，本文采用樊綱市場化指數(shù)中的“要素市場的發(fā)育程度”指標來刻畫企業(yè)的外部融資約束。根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)的要素市場發(fā)育程度指數(shù)的年度、行業(yè)中位數(shù)，將樣本觀測值劃分為要素市場發(fā)育程度較高、較低兩組，分別對模型（1）進行回歸。從表10 中可以看出，異地商會對避稅行為的治理效應主要體現(xiàn)在要素市場發(fā)育程度較低的樣本觀測值中，與預期相符，即異地商會可以通過緩解會員企業(yè)的外源融資約束來抑制企業(yè)避稅。

表10 影響機制檢驗結果：緩解外源融資約束

2.強化社會責任意識

基于服務社會職能，異地商會可以強化會員企業(yè)的社會責任意識，進而降低企業(yè)避稅動機，約束企業(yè)避稅行為。如果這一影響機制成立，那么對于社會責任意識原本就很強的企業(yè)而言，其避稅動機的削減空間相對有限。相反，社會責任意識淡薄的企業(yè)具有更強的避稅動機，其避稅行為更容易受到異地商會治理效應的影響。本文選擇企業(yè)的社會捐贈行為來刻畫其社會責任意識，并根據(jù)企業(yè)社會捐贈金額的年度、行業(yè)中位數(shù)將樣本觀測值分為兩組，分別對模型（1）進行回歸。表11 的回歸結果顯示，異地商會對企業(yè)避稅的抑制效果主要體現(xiàn)在社會捐贈金額較小的企業(yè)中，表明參加異地商會可以通過強化社會責任意識來約束企業(yè)避稅行為。

表11 影響機制檢驗結果：強化社會責任意識

3.實施納稅自律監(jiān)管

基于服務政府職能，異地商會很可能將“引導會員企業(yè)依法納稅”作為其承接政府職能、參與社會治理的重要抓手之一，通過實施納稅自律監(jiān)管來干預企業(yè)避稅決策。如果這一影響機制成立，那么地方政府面臨的財政壓力越大，異地商會越有動機引導或要求會員企業(yè)依法納稅。據(jù)此可以預期，異地商會對于企業(yè)避稅行為的治理效果在地方政府財政壓力較大的情況下更加顯著。本文采用地方政府財政盈余來刻畫政府財政壓力，并根據(jù)政府財政盈余的年度、行業(yè)中位數(shù)將樣本觀測值分為兩組，分別對模型（1）進行回歸。表12 的回歸結果顯示，Chamber的估計系數(shù)在各組回歸中均顯著為負，且系數(shù)大小并無顯著差異，這表明地方政府的財政壓力不會影響異地商會對企業(yè)避稅的抑制效果，即在治理企業(yè)避稅方面，異地商會的服務政府職能難以發(fā)揮作用。如前文所述，商會大致分為兩類：一是注重“業(yè)緣”的行業(yè)性商會（即行業(yè)協(xié)會商會）；二是注重“地緣”的地域性商會（異地商會屬于地域性商會）。與地域性商會不同的是，在2015 年推行行業(yè)協(xié)會商會與行政機關脫鉤改革以前，大部分行業(yè)協(xié)會商會隸屬或掛靠政府部門。因此，相較于地域性商會，行業(yè)協(xié)會商會與政府部門的聯(lián)系更為緊密，很可能承擔了更多的服務政府職能。相應的，地域性商會承擔的服務政府職能相對較少，這在一定程度上解釋了表12 的回歸結果。

表12 影響機制檢驗結果：實施納稅自律監(jiān)管

（二）政府和市場機制對異地商會治理效應的影響研究

如前所述，在“家庭主義”盛行的情況下，參加異地商會的企業(yè)可以充分利用商會的信息互通、資源共享和政治關聯(lián)優(yōu)勢，尋找避稅機會，規(guī)避稅務監(jiān)管，從而提高避稅能力，促進避稅行為。現(xiàn)有研究表明，除了社會機制以外，政府和市場機制也會在不同程度上影響企業(yè)的避稅決策。那么，異地商會對于企業(yè)避稅行為的治理效應是否會受到政府和市場機制的影響？換言之，盡管異地商會能夠降低會員企業(yè)的避稅動機，但其最終對企業(yè)避稅行為的抑制是否還取決于政府和市場機制對于企業(yè)避稅能力的抑制效果？下文將對此進行研究。

在政府機制方面，本文參考孫雪嬌等（2021）的做法，采用“金稅三期工程”政策來刻畫稅收征管力度。金稅三期工程于2013—2016 年在我國各省份陸續(xù)上線，如果某省份在上半年上線金稅三期工程，則認為該省份的稅收征管力度在當年得到提升；如果某省份在下半年上線金稅三期工程，則認為該省份的稅收征管力度在次年得到提升。將樣本觀測值劃分為金稅三期工程上線前后兩組，分別對模型（1）進行回歸。從表13 中可以看出，異地商會對企業(yè)避稅的治理效果主要體現(xiàn)在金稅三期工程上線以后的樣本中，這表明異地商會雖然能夠削弱會員企業(yè)的避稅動機，但其最終能否抑制企業(yè)避稅行為還取決于政府部門的稅收征管強度。

表13 拓展性研究：稅收征管力度的影響

在市場機制方面，本文關注機構投資者、分析師和審計師這三類資本市場的參與主體，并依次考察機構投資者監(jiān)督、分析師跟蹤和事務所審計對異地商會治理效應的影響。首先，根據(jù)機構投資者持股比例的中位數(shù)將樣本觀測值劃分為機構投資者持股比例較低、較高兩組，表14 的分組回歸結果顯示，異地商會對企業(yè)避稅的抑制作用主要體現(xiàn)在機構投資者持股比例較高的樣本中。其次，根據(jù)跟蹤企業(yè)的分析師人數(shù)中位數(shù)將樣本觀測值劃分為分析師關注度較高、較低兩組，表15 的分組回歸結果表明，異地商會對企業(yè)避稅的約束效果主要體現(xiàn)在分析師關注度較高的樣本中。最后，根據(jù)年報審計機構是否為四大會計師事務所將樣本觀測值劃分為四大、非四大審計兩組，從表16 的分組回歸結果中可以看出，審計師監(jiān)管不會影響異地商會對企業(yè)避稅的治理效應。綜合上述研究結果可知，異地商會能否降低企業(yè)避稅程度取決于機構投資者和證券分析師對企業(yè)避稅的抑制作用，即在治理企業(yè)避稅方面，參加異地商會與機構投資者監(jiān)督、分析師跟蹤存在疊加效應。

表14 拓展性研究：機構投資者持股的影響

表15 拓展性研究：分析師跟蹤的影響

表16 拓展性研究：審計師監(jiān)督的影響

綜合上述研究結果可知，參加異地商會可以抑制企業(yè)的避稅行為，且抑制效果主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強、機構投資者持股比例較大和分析師關注度較高的企業(yè)中，這說明異地商會能否發(fā)揮稅收治理效應取決于政府和市場機制的有效性，即市場和政府機制對于異地商會的稅收治理效應具有調(diào)節(jié)作用?？紤]到某些政府和市場機制可能同時影響企業(yè)參加異地商會和實施避稅的行為決策，進而導致二者之間存在“偽因果關系”，本文進一步將前述研究發(fā)現(xiàn)中會對異地商會治理效應產(chǎn)生影響的政府和市場因素納入回歸模型（1），對于遺漏相關變量而引發(fā)的內(nèi)生性問題進行再次校正。具體而言，TaxCollection衡量稅收征管力度，如果當年企業(yè)所在省份上線了金稅三期工程取值為1，否則為0；InsInvest衡量機構投資者的持股比例，該變量原本就包含在模型（1）中，與前文定義相同；AnaAttention衡量企業(yè)受到的分析師關注程度，用追蹤企業(yè)的分析師人數(shù)表示。回歸結果見表17，在控制了關鍵的政府和市場因素后，Chamber的估計系數(shù)依然顯著為負，這進一步明確了參加異地商會可以有效約束企業(yè)的避稅行為。

表17 拓展性研究：排除因遺漏政府和市場機制影響而導致的內(nèi)生性問題

六、結論與啟示

本文以2010—2022 年滬深A 股上市公司為樣本，實證研究參加異地商會對企業(yè)避稅行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①與未加入異地商會的企業(yè)相比，加入異地商會企業(yè)的避稅程度顯著更低，即參加異地商會可以有效約束企業(yè)的避稅行為；②在治理企業(yè)避稅方面，異地商會主要發(fā)揮服務會員和服務社會職能，通過緩解會員企業(yè)的外源融資約束和強化會員企業(yè)的社會責任意識來削弱企業(yè)避稅動機，進而抑制企業(yè)避稅行為；③異地商會對企業(yè)避稅的抑制作用主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強、機構投資者持股比例較大和分析師關注度較高的企業(yè)中，這說明在治理企業(yè)避稅方面，參加異地商會與稅務部門征管、機構投資者監(jiān)督和分析師跟蹤存在疊加效應，即異地商會能否發(fā)揮稅收治理效應取決于政府和市場機制的有效性。

在創(chuàng)新社會治理的時代背景下，研究異地商會對企業(yè)避稅行為的影響及機理具有重要的理論意義與實踐價值。從理論意義上看，本文一方面從社會組織的治理效應視角豐富了企業(yè)避稅的影響因素研究；另一方面從維護稅收經(jīng)濟秩序視角考察了異地商會的服務會員與服務社會職能，拓展了異地商會的經(jīng)濟后果研究。在實踐價值方面，本文發(fā)現(xiàn)異地商會作為介于政府和市場之間的社會治理機構，能夠有效約束企業(yè)避稅行為，維護國家稅收安全。因此，應該從登記管理、內(nèi)部治理、黨組織建設、司法訴訟和外部審計等維度優(yōu)化商會監(jiān)管體制機制，多措并舉激發(fā)商會活力，充分發(fā)揮異地商會等商會組織在提升社會治理效能方面的重要作用，為完善社會治理體系、健全共建共治共享的社會治理制度貢獻來自商會的力量。