孫 倩

(1.蚌埠工商學(xué)院 財(cái)務(wù)與審計(jì)學(xué)院,安徽 蚌埠 233010;2.廈門大學(xué) 管理學(xué)院,福建 廈門 361000)

一、引言

近年來,中國鐵建“天價(jià)業(yè)務(wù)招待費(fèi)”、格力電器“酒宴門”、中國電信“總裁公款吃喝高消費(fèi)”等事件的曝光,使得企業(yè)高管在職消費(fèi)問題受到學(xué)術(shù)界和實(shí)務(wù)界的廣泛關(guān)注。在職消費(fèi)是高管享有的由企業(yè)支付的貨幣消費(fèi)及其他派生消費(fèi)(盧銳 等,2008)[1],是管理者履職過程中憑借其職位獲得的正常薪酬以外的額外報(bào)酬(孫澤宇 等,2021)[2]。作為典型的隱性薪酬,在職消費(fèi)與貨幣薪酬、股權(quán)薪酬等顯性薪酬一起構(gòu)成了完整的高管薪酬契約。適度的在職消費(fèi)是高管構(gòu)建社會關(guān)系網(wǎng)絡(luò)、履行職責(zé)所必需的支出,合理的在職消費(fèi)能夠緩解顯性薪酬管制及剛性帶來的高管激勵(lì)不足問題(梁上坤 等,2014)[3],能夠提高管理效率(Rajan et al., 2006)[4],促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的提升(Adithipyangkul et al., 2011)[5]。然而,我國企業(yè)高管在職消費(fèi)的相關(guān)披露制度尚不完善(陳冬華 等,2010)[6],上市公司的治理和監(jiān)督不到位(周美華 等,2016)[7],使得管理層有較大的操縱空間。高管“公款打高爾夫”“公款旅游”等奢靡消費(fèi)丑聞屢見不鮮,管理層權(quán)力濫用使得我國上市公司在職消費(fèi)存在規(guī)模過高的情況(郭建鸞 等,2021)[8],并導(dǎo)致代理成本較高、財(cái)務(wù)報(bào)告質(zhì)量不佳、股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)增加等不良后果(Gul et al.,2011;Xu et al., 2014)[9-10]。如果不對高管過度在職消費(fèi)進(jìn)行有效治理,不僅會損害股東財(cái)富、降低企業(yè)價(jià)值(于雪航 等,2021)[11],還會使奢靡、腐敗之風(fēng)侵蝕良好的社會風(fēng)氣。因此,探討如何有效抑制高管過度在職消費(fèi)具有重要的理論價(jià)值和現(xiàn)實(shí)意義。

目前,相關(guān)研究主要從管理者個(gè)人特質(zhì)、內(nèi)部治理、外部環(huán)境等方面探討影響我國企業(yè)高管在職消費(fèi)的因素。在管理者特質(zhì)方面,已有文獻(xiàn)主要探究了高管自信程度(劉艷霞 等,2019)[12]、學(xué)術(shù)經(jīng)歷(張曉亮 等,2020)[13]、貧困經(jīng)歷(王芳 等,2022)[14]等對高管在職消費(fèi)的影響;在內(nèi)部治理方面,已有研究發(fā)現(xiàn)實(shí)際控制人控制多家上市公司(孫昌玲 等,2019)[15]、控股股東股權(quán)質(zhì)押(池國華 等,2020)[16]、審計(jì)委員會透明度(陳漢文 等,2020)[17]等治理因素會對高管在職消費(fèi)水平產(chǎn)生影響;在外部環(huán)境方面,現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)媒體報(bào)道(王新安 等,2016)[18]、高管腐敗曝光(薛健 等,2017)[19]、“限薪令”(張宏亮 等,2018)[20]、分析師關(guān)注(郭建鸞 等,2021)[8]、“中央八項(xiàng)規(guī)定”(張逸興,2020)[21]、資本市場開放(趙東 等,2020)[22]等因素對高管在職消費(fèi)水平具有重要影響。

稅收征管環(huán)境是企業(yè)外部環(huán)境的重要組成部分,其會對企業(yè)行為產(chǎn)生重要影響(張克中 等,2020;孫雪嬌 等,2021;劉慧龍 等,2022)[23-25]。然而,從稅收征管環(huán)境的角度對企業(yè)高管在職消費(fèi)問題的研究尚不夠充分。在當(dāng)前稅收征管數(shù)字化不斷推進(jìn)的背景下,稅收征管數(shù)字化升級能否抑制企業(yè)高管在職消費(fèi)這一問題值得進(jìn)一步探究。有鑒于此,本文在已有研究的基礎(chǔ)上,探討稅收征管數(shù)字化對企業(yè)高管在職消費(fèi)的影響及其作用機(jī)制,并將金稅三期工程的試點(diǎn)實(shí)施作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),采用2010—2021年滬深A(yù)股上市公司的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。相比已有文獻(xiàn),本文的邊際貢獻(xiàn)主要在于:一是豐富了稅收征管數(shù)字化的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究,回答了稅收征管數(shù)字化能否抑制企業(yè)高管在職消費(fèi)這一問題,并為通過稅收征管數(shù)字化來抑制企業(yè)高管在職消費(fèi)提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù);二是從外部稅收征管環(huán)境的角度開拓展了企業(yè)高管在職消費(fèi)影響因素的研究框架,有助于深入認(rèn)識企業(yè)高管超額在職消費(fèi)的形成機(jī)制;三是進(jìn)一步從緩解信息不對稱和抑制避稅行為的角度分析稅收征管數(shù)字化影響企業(yè)高管在職消費(fèi)的路徑,并探究產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、審計(jì)機(jī)構(gòu)、股權(quán)集中度以及是否兩職合一的異質(zhì)性,為深入推進(jìn)稅收征管數(shù)字化和有效抑制企業(yè)高管超額在職消費(fèi)提供了借鑒和啟示。

二、制度背景與理論分析

1.制度背景

在構(gòu)建現(xiàn)代化稅收制度、推動(dòng)數(shù)字化稅務(wù)建設(shè)的過程中,我國依托“金稅工程”的實(shí)施穩(wěn)步提高了稅收征管過程中的數(shù)字化水平?！敖鸲惞こ獭比Q為中國稅收管理信息系統(tǒng)(CTAIS),是我國電子政務(wù)“十二金工程”的重要組成部分,自20世紀(jì)90年代開始實(shí)施,目前已經(jīng)推進(jìn)了三期。

1994年,為配合增值稅稅制改革,國家稅務(wù)總局開始實(shí)施以增值稅防偽稅控系統(tǒng)為主體的金稅一期工程。1998年,國家稅務(wù)總局啟動(dòng)金稅二期工程,并于2001年在全國范圍內(nèi)開通金稅二期系統(tǒng),實(shí)現(xiàn)發(fā)票自動(dòng)采集、開票、認(rèn)證、稽核、協(xié)查的全面監(jiān)控。然而,一期和二期系統(tǒng)的防控稅種較為單一,信息覆蓋面較窄,不能算真正意義上的數(shù)字化稅收征管平臺。2013年,金稅三期系統(tǒng)率先在重慶、山東、山西上線運(yùn)行,2014年在廣東(不包括深圳)、河南、內(nèi)蒙古上線運(yùn)行,2015年在吉林、西藏等14個(gè)地區(qū)上線,并于2016年在全國范圍全面推行。金稅三期系統(tǒng)運(yùn)用“移動(dòng)互聯(lián)”“大數(shù)據(jù)”“云計(jì)算”“人工智能”等技術(shù)手段,采用“一個(gè)平臺、兩級處理、三個(gè)覆蓋、四個(gè)系統(tǒng)”的理念,囊括了稅務(wù)、互聯(lián)網(wǎng)、企業(yè)、第三方等多個(gè)數(shù)據(jù)源,完成了稅收征管數(shù)據(jù)分析方式的升級,實(shí)現(xiàn)了“由人治稅”到“數(shù)字治稅”的轉(zhuǎn)變,極大提升了稅收征管的效率和效果。金稅三期系統(tǒng)的上線標(biāo)志著我國稅收征管數(shù)字化邁入了新階段,金稅三期工程的分批試點(diǎn)實(shí)施則為探究稅收征管數(shù)字化的各種政策效應(yīng)提供了很好的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)樣本。

2.理論分析與研究假說

關(guān)于高管在職消費(fèi)的產(chǎn)生,現(xiàn)有研究主要有“效率觀”和“代理觀”兩種不同的觀點(diǎn)。“效率觀”認(rèn)為,高管在職消費(fèi)是對高管貨幣薪酬的有效補(bǔ)充,能夠激勵(lì)高管更有效地履行職責(zé),從而有助于提升企業(yè)績效(Rajan et al.,2006;Adithipyangkul et al.,2011)[4-5]。“代理觀”則認(rèn)為,高管在職消費(fèi)是由于股東與管理者之間存在代理問題,導(dǎo)致高管濫用職權(quán)而產(chǎn)生超出正常水平的消費(fèi),其會侵害股東利益、損害企業(yè)價(jià)值(Bebchuk et al., 2003;陳冬華 等,2005;Yermack, 2006)[26-28]。整體來看,我國企業(yè)普遍存在高管過度在職消費(fèi)的問題,基于我國企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析結(jié)果也大多支持“代理觀”(王化成 等,2019;王芳 等,2022)[29][14],因此,越來越多的研究開始關(guān)注怎樣來抑制企業(yè)高管的在職消費(fèi)。

由信息不對稱引發(fā)的代理問題是導(dǎo)致企業(yè)高管在職消費(fèi)水平過高的根源,而避稅活動(dòng)等產(chǎn)生的復(fù)雜交易和安排為高管濫用職權(quán)進(jìn)行過度在職消費(fèi)提供了機(jī)會和掩護(hù)。作為我國稅收征管數(shù)字化升級進(jìn)程中的里程碑,金稅三期系統(tǒng)上線帶來稅務(wù)監(jiān)管模式的變革和稅收征管監(jiān)督力度的提高,顯著強(qiáng)化了外部治理作用(劉慧龍 等,2022;李世剛 等,2022;吳斌 等,2022;魏志華 等,2022)[25][30-32]。以金稅三期工程為代表的稅收征管數(shù)字化升級,可以通過緩解信息不對稱和抑制企業(yè)避稅活動(dòng)來壓縮高管實(shí)施自利行為的操作空間,從而降低高管在職消費(fèi)水平?；诖?本文主要從緩解信息不對稱和抑制避稅行為的角度來探討實(shí)施金稅三期工程對企業(yè)高管在職消費(fèi)的影響。具體分析如下:

一方面,稅收征管數(shù)字化可以降低企業(yè)信息不對稱程度,從而對高管在職消費(fèi)產(chǎn)生抑制作用。金稅三期工程實(shí)施后,稅務(wù)、海關(guān)、社保、銀行等多部門數(shù)據(jù)互聯(lián)互通,全國范圍內(nèi)稅收數(shù)據(jù)集中管理,實(shí)現(xiàn)了稅收征管的規(guī)范化、統(tǒng)一化和智能化,并提高了稅收執(zhí)法力度。作為重要的外部監(jiān)督治理機(jī)制,稅收征管的數(shù)字化升級能夠提高企業(yè)信息披露的真實(shí)性和可靠性,改善企業(yè)的信息環(huán)境,提高企業(yè)信息的透明度(李增福 等,2021;葉永衛(wèi) 等,2021)[33-34]。稅收征管數(shù)字化可以更好地發(fā)揮對企業(yè)賬目的檢查作用,能夠抑制企業(yè)的盈余管理行為,提升企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告信息質(zhì)量(孫雪嬌 等,2021)[24]。金稅三期系統(tǒng)上線能夠抑制企業(yè)信息披露違規(guī)行為(牛彪 等,2023)[35],有效緩解信息不對稱(徐捍軍,2021)[36]。值得注意的是,信息不對稱是導(dǎo)致股東和管理者之間出現(xiàn)代理問題的主要緣由之一(劉超 等,2019;雷嘯 等,2021)[37-38],高管在職消費(fèi)實(shí)際上就是代理成本的一部分(陳冬華 等,2005)[27]。根據(jù)理性經(jīng)濟(jì)人假設(shè),企業(yè)的信息透明度越低,高管越有機(jī)會實(shí)施掏空企業(yè)的機(jī)會主義行為。信息不對稱有利于管理層為了自身效用最大化而做出背離委托人利益、掏空企業(yè)的自利行為,高管超額在職消費(fèi)的存在本質(zhì)上也是由于信息不對稱,而稅收征管數(shù)字化降低了企業(yè)信息不對稱程度,從而有助于促使高管在職消費(fèi)趨于合理。因此,稅收征管數(shù)字化能夠通過降低企業(yè)信息不對稱程度來抑制高管的在職消費(fèi)。

另一方面,稅收征管數(shù)字化能夠抑制企業(yè)的避稅活動(dòng),從而降低高管在職消費(fèi)水平。以金稅三期工程為代表的稅收征管數(shù)字化升級后,稅收稽查依賴的數(shù)據(jù)獲取渠道得以拓展,信息共享程度得以提升,相關(guān)數(shù)據(jù)的分析方法得以改進(jìn),顯著提高了稅收稽查的精準(zhǔn)度和威懾力,這會促使企業(yè)提高納稅遵從度(樊勇 等,2020)[39]。稅收征管數(shù)字化降低了企業(yè)稅收不確定性(劉冰熙 等,2022)[40],使得企業(yè)實(shí)施避稅行為的空間被有效壓縮(唐博 等,2019;張克中 等,2020;寇恩惠 等,2020)[41][23][42]。而企業(yè)的避稅活動(dòng)會帶來更為嚴(yán)重的代理問題(Kim et al.,2011;李星 等,2020)[43-44],引起高管在職消費(fèi)水平提高(蔡蕾 等,2016)[45]。為了實(shí)現(xiàn)激進(jìn)的避稅活動(dòng),管理者往往會制造一些隱蔽、模糊的交易或事項(xiàng)(王靜 等,2014)[46],這不僅使得企業(yè)經(jīng)營和財(cái)務(wù)處理的復(fù)雜程度提高(Desai et al.,2006;Frank et al.,2009)[47-48],也加大了對高管實(shí)施有效監(jiān)督的難度,為高管進(jìn)行超額在職消費(fèi)以獲取更多非貨幣薪酬提供了便利(廖歆欣 等,2016)[49]。企業(yè)的避稅活動(dòng)通過提高交易復(fù)雜程度給高管進(jìn)行超額在職消費(fèi)提供了尋租空間,而稅收征管數(shù)字化抑制了企業(yè)的避稅行為,因此,稅收征管數(shù)字化能夠通過抑制企業(yè)的避稅行為來降低高管在職消費(fèi)水平。

基于上述分析,本文提出以下假說:金稅三期工程的實(shí)施(稅收征管數(shù)字化)會顯著降低企業(yè)高管的在職消費(fèi)水平(H1),稅收征管數(shù)字化可以通過緩解企業(yè)信息不對稱(H2)和抑制企業(yè)避稅行為(H3)兩條路徑來降低企業(yè)高管的在職消費(fèi)水平。

三、實(shí)證檢驗(yàn)方法

1.模型設(shè)定與變量測度

金稅三期系統(tǒng)分批上線提供的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場景為檢驗(yàn)稅收征管數(shù)字化對企業(yè)高管在職消費(fèi)的影響提供了便利,本文構(gòu)建如下多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型:

Perki,t=β0+β1GTPi,t+∑CV+∑Industry+∑Year+εi,t

其中,i和t分別代表企業(yè)和年份。被解釋變量(Perki,t)“高管在職消費(fèi)”為t年i企業(yè)的高管在職消費(fèi)水平,參考陳冬華等(2005)、Cai等(2011)、陳漢文等(2020)的做法[27][50][17],采用企業(yè)辦公費(fèi)、差旅費(fèi)、業(yè)務(wù)招待費(fèi)、通信費(fèi)、出國培訓(xùn)費(fèi)、董事會費(fèi)、小車費(fèi)和會議費(fèi)等8類高管在職消費(fèi)總和的自然對數(shù)值來衡量。核心解釋變量(GTPi,t)“金稅三期工程”為樣本企業(yè)所在地區(qū)是否實(shí)施金稅三期工程的政策變量,借鑒張克中等(2020)、朱凱等(2021)的做法[23][51],若i企業(yè)注冊地在t年上半年開始實(shí)施金稅三期工程自t年起賦值為1,若i企業(yè)注冊地在t年下半年開始實(shí)施金稅三期工程則自t+1年起賦值為1,否則賦值為0。CV表示控制變量,本文選取以下控制變量:“企業(yè)規(guī)?！?年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)值)、“盈利能力”(凈利潤除以年末總資產(chǎn))、“財(cái)務(wù)杠桿”(年末負(fù)債總額除以資產(chǎn)總額)、“獨(dú)立董事占比”(獨(dú)立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)比例)、“兩職合一”(總經(jīng)理和董事長為同一人擔(dān)任賦值為1,否則賦值為0)、“董事會規(guī)?！?董事會人數(shù)的自然對數(shù)值)、“上市年限”(當(dāng)年年份減去企業(yè)上市年份)、“管理層持股比例”(管理層持股數(shù)除以企業(yè)總股數(shù))、“股權(quán)集中度”(第一大股東持股比例)、“是否虧損”(凈利潤小于零賦值為1,否則賦值為0)。此外,模型中還控制了行業(yè)固定效應(yīng)(Industry)和年份固定效應(yīng)(Year)。

2.樣本選擇與數(shù)據(jù)處理

本文以滬深A(yù)股上市公司為研究樣本,由于目前企業(yè)高管在職消費(fèi)的數(shù)據(jù)更新至2021年,同時(shí)為避免2008年國際金融危機(jī)的影響,樣本期間選定為2010—2021年。剔除金融行業(yè)的樣本和變量缺失的樣本,最后得到32 461個(gè)“企業(yè)—年份”層面的觀測值。本文的高管在職消費(fèi)數(shù)據(jù)來自CNRDS數(shù)據(jù)庫,其他數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為控制異常值的影響,對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表1。其中“高管在職消費(fèi)”的均值為16.476,標(biāo)準(zhǔn)差為1.292,與已有研究基本一致,說明樣本企業(yè)的高管在職消費(fèi)平均水平較高,且不同企業(yè)之間存在明顯差異?！敖鸲惾诠こ獭钡木禐?.582,表明有58.2%的樣本受到金稅三期工程的政策影響。其他變量的統(tǒng)計(jì)結(jié)果與已有文獻(xiàn)接近。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果分析

1.基準(zhǔn)回歸分析

使用多時(shí)點(diǎn)雙重差分模型進(jìn)行政策效應(yīng)分析需要滿足平行趨勢假設(shè)。為了檢驗(yàn)金稅三期系統(tǒng)上線前實(shí)驗(yàn)組和對照組之間是否存在系統(tǒng)性差異,本文采用如下模型考察金稅三期工程實(shí)施對企業(yè)高管在職消費(fèi)的動(dòng)態(tài)影響:Perki,t=β0+β1pre4+β2pre3+β3pre2+β4pre1+β5current+β6post1+β7post2+β8post3+β9post4+β10post5+∑CV+∑Industry+∑Year+εi,t。其中,pre1～pre4分別表示政策實(shí)施前1～4年,current表示政策實(shí)施當(dāng)年,post1～post5分別表示政策實(shí)施后1～5年,以金稅三期系統(tǒng)上線前5年(pre5)為基準(zhǔn)組,檢驗(yàn)結(jié)果見圖1(95%的置信區(qū)間)。pre4-pre1的系數(shù)均不顯著,滿足平行趨勢假設(shè),post1～post5的系數(shù)顯著為負(fù),表明政策效應(yīng)顯著。

圖1 平行趨勢及動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見表2的(1)(2)列,“金稅三期工程”對“高管在職消費(fèi)”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明金稅三期工程的實(shí)施顯著降低了當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)高管在職消費(fèi)水平,即稅收征管數(shù)字化顯著抑制了企業(yè)高管在職消費(fèi),本文提出的假說H1得到驗(yàn)證。

表2 基準(zhǔn)回歸與穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

2.穩(wěn)健性分析

(1)PSM-DID檢驗(yàn)。作為外生事件,金稅三期工程的實(shí)施雖然已經(jīng)緩解了內(nèi)生性問題,但由于金稅三期試點(diǎn)地區(qū)的選擇并非完全隨機(jī)的,可能導(dǎo)致樣本選擇偏差,從而增加政策效應(yīng)估計(jì)的噪音;同時(shí),實(shí)驗(yàn)組樣本與對照組樣本本身存在的特征差異也可能會導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏差。為了解決上述問題,本文采取傾向得分匹配法為實(shí)驗(yàn)組樣本尋找與其最為相似的對照組樣本,再利用匹配后的樣本進(jìn)行模型估計(jì)。具體而言,以基準(zhǔn)模型的控制變量為匹配變量,采用逐年匹配方法,運(yùn)用Logit模型計(jì)算傾向得分,進(jìn)行1對1的卡尺內(nèi)最近鄰匹配(卡尺為0.05),然后將各年份匹配后的數(shù)據(jù)縱向合并至一個(gè)數(shù)據(jù)集中,生成回歸需要的面板數(shù)據(jù)。PSM-DID檢驗(yàn)的回歸結(jié)果見表2的(3)列,“金稅三期工程”的回歸系數(shù)依然顯著為負(fù),表明基準(zhǔn)回歸分析的結(jié)果是穩(wěn)健的。

(2)更換被解釋變量。參照黎文靖和池勤偉(2015)的做法[52],采用“業(yè)務(wù)招待費(fèi)/主營業(yè)務(wù)收入”來衡量“高管在職消費(fèi)”,重新進(jìn)行模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表2的(4)列;參照劉超等(2019)的做法[37],采用“(管理費(fèi)用-董監(jiān)高薪酬總額-計(jì)提的壞賬準(zhǔn)備-存貨跌價(jià)準(zhǔn)備-無形資產(chǎn)攤銷)/上年末總資產(chǎn)”來衡量“高管在職消費(fèi)”,重新進(jìn)行模型檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表2的(5)列?！敖鸲惾诠こ獭钡幕貧w系數(shù)同樣顯著為負(fù),說明本文的分析結(jié)果較為穩(wěn)健。

(3)刪除特殊樣本。分別剔除樣本期內(nèi)有ST的樣本、2020年和2021年受到新冠疫情影響的樣本、創(chuàng)業(yè)板和科創(chuàng)板及北證A股樣本、政策實(shí)施當(dāng)年及以后上市的樣本,重新進(jìn)行檢驗(yàn),回歸結(jié)果見表2的(6)(7)(8)(9)列,“金稅三期工程”的回歸系數(shù)還是顯著為負(fù),表明本文結(jié)論具有良好的穩(wěn)健性。

(4)安慰劑檢驗(yàn)。為了排除實(shí)證結(jié)果是由偶然事件導(dǎo)致的可能性,本文通過隨機(jī)設(shè)定金稅三期工程實(shí)施時(shí)間和隨機(jī)設(shè)定金稅三期工程試點(diǎn)地區(qū)兩種方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。由于“偽試點(diǎn)時(shí)間”和“偽實(shí)驗(yàn)組”是隨機(jī)生成的,因此“偽政策變量”的回歸系數(shù)應(yīng)該在零值附近。分別重復(fù)500次隨機(jī)過程進(jìn)行模型估計(jì),繪制“偽政策變量”回歸系數(shù)的核密度圖(見圖2)。在兩種隨機(jī)實(shí)驗(yàn)中,政策變量的回歸系數(shù)均值都接近于零,并且大部分P值在0.1以上;同時(shí),基準(zhǔn)回歸中“金稅三期工程”的回歸系數(shù)(-0.103)在安慰劑檢驗(yàn)的核密度圖中均屬于小概率事件。因此,實(shí)驗(yàn)組樣本的高管在職消費(fèi)水平較低并非偶然事件,即其是由除實(shí)施金稅三期工程外的其他因素引起的可能性極低。

圖2 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

(5)遺漏變量檢驗(yàn)。盡管本文回歸模型中控制了足夠多的變量,也引入了行業(yè)和年份固定效應(yīng),但仍難以避免遺漏變量對模型估計(jì)結(jié)果的影響。因此,本文分別參考Altonji等(2005)和Oster (2019)的方法[53-54],檢驗(yàn)遺漏變量問題的嚴(yán)重性。Altonji等(2005)通過建立兩個(gè)回歸方程來間接估計(jì)模型偏誤在多大程度上是由遺漏變量導(dǎo)致的[53]。首先,構(gòu)造一個(gè)包含有限個(gè)受約束控制變量的模型,回歸得出核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值βR;然后,將所有可觀測變量作為控制變量引入模型,回歸得到核心解釋變量的參數(shù)估計(jì)值βF;最后,根據(jù)公式σ=|βF/(βR-βF)|計(jì)算遺漏變量的偏誤系數(shù)。σ越大則遺漏變量對模型回歸的結(jié)果影響越小,通常情況下,若σ大于1就說明遺漏變量的影響較小。按照這一思路,本文分別建立一個(gè)受約束模型和一個(gè)完整模型,受約束模型中僅引入核心解釋變量、行業(yè)虛擬變量和年份虛擬變量,完整模型在受約束模型基礎(chǔ)上加入控制變量,計(jì)算得到的遺漏變量偏誤系數(shù)σ大于1(36.786),說明因遺漏變量問題導(dǎo)致本文估計(jì)結(jié)果有偏的可能性很低。Oster(2019)認(rèn)為,在模型可能存在遺漏變量時(shí),可以根據(jù)β*(Rmax,δ)獲得真實(shí)參數(shù)的一致估計(jì)[54]。其中,δ表示選擇比例,用于衡量相較于遺漏變量與關(guān)注變量的相關(guān)關(guān)系,控制變量與關(guān)注變量的相關(guān)關(guān)系的強(qiáng)弱;Rmax為假設(shè)控制遺漏變量時(shí)模型回歸的最大擬合優(yōu)度。對遺漏變量影響的檢驗(yàn),主要有兩種策略:一是令δ取值為1、Rmax取值為當(dāng)前回歸擬合優(yōu)度的1.3倍,如果β*(Rmax,δ)落在估計(jì)系數(shù)的95%置信區(qū)間內(nèi),則說明遺漏變量問題不嚴(yán)重;二是令Rmax取值為當(dāng)前回歸擬合優(yōu)度的1.3倍、β*=0,計(jì)算|δ|的值,如果|δ|>1就說明遺漏變量對系數(shù)估計(jì)的影響不大。表3的檢驗(yàn)結(jié)果顯示,遺漏變量對本文的模型估計(jì)結(jié)果影響較小。

表3 采用Oster(2019)方法的遺漏變量檢驗(yàn)結(jié)果

3.影響機(jī)制檢驗(yàn)

根據(jù)前文的理論分析,本文分別檢驗(yàn)信息不對稱和避稅行為在稅收征管數(shù)字化影響企業(yè)高管在職消費(fèi)中的中介作用。由于信息不對稱程度降低和避稅行為減少對企業(yè)高管在職消費(fèi)的抑制作用已得到相關(guān)文獻(xiàn)的驗(yàn)證(王新安 等,2016;雷嘯 等,2021;蔡蕾 等,2016;廖歆欣 等,2016)[18][38][45][49],按照江艇(2022)的建議[55],主要考察稅收征管數(shù)字化對企業(yè)信息不對稱程度和避稅行為的影響。構(gòu)建如下機(jī)制檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?

MTBi,t=αi+β1GTPi,t+∑CV+∑Industry+∑Year+εi,t

Rate_diffi,t=αi+β1GTPi,t+∑CV+∑Industry+∑Year+εi,t

其中,機(jī)制變量MTBi,t為“賬面市值比”,參考劉超等(2019)的做法[37],采用企業(yè)的賬面市值比來反映信息不對稱程度,該比值越大則企業(yè)的信息不對稱程度越小;機(jī)制變量Rate_diffi,t為“名義稅率與實(shí)際稅率之差”,參考梁煊和徐璐(2019)、魏志華和夏太彪(2020)的做法[56-57],采用名義稅率與實(shí)際稅率之差來衡量企業(yè)的避稅程度,該指標(biāo)越大則企業(yè)避稅程度越大。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果見表4,“金稅三期工程”對“賬面市值比”的回歸系數(shù)顯著為正,表明金稅三期工程的實(shí)施顯著降低了企業(yè)信息不對稱程度;“金稅三期工程”對“名義稅率與實(shí)際稅率之差”的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明金稅三期工程的實(shí)施顯著降低了企業(yè)避稅程度?？梢?稅收征管數(shù)字化可以通過緩解企業(yè)信息不對稱和抑制企業(yè)避稅行為來降低企業(yè)高管在職消費(fèi)水平,本文提出的假說H2和H3得到驗(yàn)證。

表4 機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果

五、進(jìn)一步的研究:異質(zhì)性與經(jīng)濟(jì)后果分析

前文分析表明,稅收征管數(shù)字化一方面通過降低信息不對稱來緩解代理問題,從而抑制高管在職消費(fèi),另一方面通過抑制企業(yè)避稅行為來降低高管尋租機(jī)會,從而減少高管在職消費(fèi)。那么,在不同的信息不對稱程度以及不同的避稅傾向下,稅收征管數(shù)字化對企業(yè)高管在職消費(fèi)的影響是否存在差異?另外,已有研究發(fā)現(xiàn)高管在職消費(fèi)對企業(yè)業(yè)績具有負(fù)向影響,那么,稅收征管數(shù)字化能否弱化這種負(fù)面影響?下面將圍繞上述兩個(gè)問題展開進(jìn)一步研究。

1.稅收征管數(shù)字化影響企業(yè)高管在職消費(fèi)的異質(zhì)性

(1)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性。國有企業(yè)和非國有企業(yè)在經(jīng)營目標(biāo)和監(jiān)管制度方面存在明顯差別。相較于非國有企業(yè),國有企業(yè)的實(shí)際控制人對市場化會計(jì)信息的使用較少(雷嘯 等,2021)[38],且國有企業(yè)的避稅行為和高管在職消費(fèi)會受到更為嚴(yán)格的外部監(jiān)督(郝穎 等,2018;周軍 等,2018)[58-59]。因此,稅收征管數(shù)字化的信息改善效應(yīng)和避稅抑制作用在非國有企業(yè)中會更加有效,進(jìn)而對非國有企業(yè)的高管在職消費(fèi)產(chǎn)生更顯著的抑制作用。將樣本企業(yè)劃分為“國有企業(yè)”和“非國有企業(yè)”兩組,分別進(jìn)行回歸的結(jié)果見表5的(1)(2)列?！敖鸲惾诠こ獭钡幕貧w系數(shù)在“非國有企業(yè)”樣本中顯著為負(fù),在“國有企業(yè)”樣本中不顯著,表明稅收征管數(shù)字化顯著降低了非國有企業(yè)的高管在職消費(fèi)水平,而對國有企業(yè)高管在職消費(fèi)的影響不顯著。

表5 異質(zhì)性分析結(jié)果

(2)審計(jì)機(jī)構(gòu)異質(zhì)性。高質(zhì)量的獨(dú)立審計(jì)能夠起到良好的外部監(jiān)督作用,當(dāng)企業(yè)由四大會計(jì)師事務(wù)所進(jìn)行審計(jì)時(shí),受到的外部監(jiān)督較強(qiáng),企業(yè)的信息不對稱問題和避稅傾向也較小(魏志華 等,2022)[32],此時(shí),稅收征管數(shù)字化對企業(yè)的信息不對稱緩解作用以及避稅行為減少作用相對有限,帶來的高管在職消費(fèi)降低效應(yīng)也就較小。根據(jù)是否由四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)將樣本企業(yè)劃分為“四大審計(jì)”和“非四大審計(jì)”兩組,分別進(jìn)行回歸的結(jié)果見表5的(3)(4)列。“金稅三期工程”的回歸系數(shù)在“非四大審計(jì)”樣本中顯著為負(fù),在“四大審計(jì)”樣本中不顯著,表明稅收征管數(shù)字化顯著降低了非四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)企業(yè)的高管在職消費(fèi)水平,而對四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)企業(yè)的高管在職消費(fèi)沒有顯著影響。

(3)股權(quán)集中度異質(zhì)性。企業(yè)的股權(quán)越集中,第一大股東的財(cái)富與企業(yè)價(jià)值的聯(lián)系越密切,第一大股東對管理層進(jìn)行監(jiān)管并強(qiáng)化公司治理的動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)(Shleifer et al., 1986;孫世敏 等,2016)[60-61]。因此,企業(yè)的股權(quán)集中度越高,大股東越會抓住稅收征管數(shù)字化的契機(jī)來降低高管在職消費(fèi)水平。根據(jù)第一大股東持股比例的“行業(yè)—年份”中位數(shù)將樣本企業(yè)劃分為“高股權(quán)集中度”和“低股權(quán)集中度”兩組,分別進(jìn)行回歸的結(jié)果見表5的(5)(6)列?！敖鸲惾诠こ獭钡幕貧w系數(shù)在“高股權(quán)集中度”樣本中顯著為負(fù),在“低股權(quán)集中度”樣本中不顯著,表明稅收征管數(shù)字化顯著降低了股權(quán)集中度較高企業(yè)的高管在職消費(fèi)水平,而對股權(quán)集中度較低企業(yè)的高管在職消費(fèi)影響不顯著。

(4)是否兩職合一異質(zhì)性。董事長和總經(jīng)理兩職合一的企業(yè)往往內(nèi)部治理較為薄弱,管理層的尋租機(jī)會較多(陳漢文 等,2020)[17],因而稅收征管數(shù)字化對其內(nèi)部治理的改善作用以及高管在職消費(fèi)的抑制作用可能較大。參考權(quán)小鋒等(2010)的做法[62],根據(jù)董事長和總經(jīng)理是否兩職合一將樣本企業(yè)劃分為“兩職合一”和“非兩職合一”兩組,分別進(jìn)行回歸的結(jié)果見表5的(7)(8)列。兩組樣本中“金稅三期工程”的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù),但“兩職合一”樣本的系數(shù)絕對值大于“非兩職合一”樣本,且通過了系數(shù)差異顯著性檢驗(yàn),表明稅收征管數(shù)字化對兩職合一企業(yè)高管在職消費(fèi)的抑制作用比非兩職合一企業(yè)更大。

總體上看,稅收征管數(shù)字化對高管在職消費(fèi)的抑制作用在信息不對稱程度較高、高管尋租機(jī)會較多的企業(yè)以及利用信息不對稱減輕和尋租機(jī)會減少契機(jī)改善內(nèi)部治理的意向較強(qiáng)的企業(yè)中更為顯著,這也進(jìn)一步印證了稅收征管數(shù)字化可以通過緩解信息不對稱和抑制避稅行為來降低企業(yè)高管在職消費(fèi)水平。

2.稅收征管數(shù)字化對高管在職消費(fèi)影響企業(yè)業(yè)績的調(diào)節(jié)作用

針對我國企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析表明,高管在職消費(fèi)會對企業(yè)業(yè)績產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響(羅宏 等,2008)[63],因而稅收征管數(shù)字化帶來的高管在職消費(fèi)水平降低有利于企業(yè)業(yè)績提升。本文在考察高管在職消費(fèi)對企業(yè)業(yè)績的影響的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步采用調(diào)節(jié)效應(yīng)模型檢驗(yàn)稅收征管數(shù)字化是否對該影響產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)作用。采用“營業(yè)利潤率”來衡量企業(yè)業(yè)績,將其作為被解釋變量,以“高管在職消費(fèi)”為核心解釋變量,回歸結(jié)果見表6的(1)列。“高管在職消費(fèi)”對“營業(yè)利潤率”的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),表明高管在職消費(fèi)的增加對企業(yè)業(yè)績具有顯著的負(fù)向影響。納入“金稅三期工程”變量和“高管在職消費(fèi)”與“金稅三期工程”交互項(xiàng)的回歸結(jié)果見表6的(2)列,“高管在職消費(fèi)”的回歸系數(shù)仍然顯著為負(fù),而“高管在職消費(fèi)×金稅三期工程”的回歸系數(shù)顯著為正,表明稅收征管數(shù)字化顯著弱化了高管在職消費(fèi)對企業(yè)業(yè)績的負(fù)面影響。上述結(jié)果表明:一方面,企業(yè)高管在職消費(fèi)損害了企業(yè)業(yè)績,支持高管在職消費(fèi)的“代理觀”;另一方面,稅收征管數(shù)字化不僅降低了企業(yè)高管在職消費(fèi)水平,還弱化了高管在職消費(fèi)對企業(yè)業(yè)績的負(fù)面作用,從而能夠有效促進(jìn)企業(yè)業(yè)績提升,產(chǎn)生了積極的經(jīng)濟(jì)后果。

表6 高管在職消費(fèi)對企業(yè)業(yè)績的影響及稅收征管數(shù)字化的調(diào)節(jié)作用

六、結(jié)論與啟示

高管過度在職消費(fèi)現(xiàn)象普遍存在于我國上市公司中,這會導(dǎo)致股東財(cái)富損失和企業(yè)價(jià)值降低,如何有效治理企業(yè)高管的超額在職消費(fèi)是亟待解決的問題。數(shù)字技術(shù)的發(fā)展驅(qū)動(dòng)稅收征管方式持續(xù)變革,金稅三期工程推動(dòng)稅收征管數(shù)字化邁上新臺階。2021年9月金稅四期工程建設(shè)正式啟動(dòng),進(jìn)一步推進(jìn)稅收征管從“經(jīng)驗(yàn)管稅”向“以數(shù)治稅”轉(zhuǎn)變。在此背景下,深入認(rèn)識稅收征管數(shù)字化的積極效應(yīng)具有重要的意義。本文基于金稅三期工程分批實(shí)施的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),以滬深A(yù)股上市公司2010—2021年的數(shù)據(jù)為研究樣本,采用多期雙重差分模型考察稅收征管數(shù)字化對企業(yè)高管在職消費(fèi)的影響,分析發(fā)現(xiàn):(1)金稅三期工程的實(shí)施顯著降低了企業(yè)高管的在職消費(fèi)水平,該結(jié)論通過了PSM-DID檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)、遺漏變量檢驗(yàn)、更換被解釋變量以及刪除特殊樣本等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn),表明稅收征管數(shù)字化對企業(yè)高管在職消費(fèi)產(chǎn)生了顯著的抑制作用;(2)稅收征管數(shù)字化可以降低企業(yè)信息不對稱程度、抑制企業(yè)避稅行為,從而降低高管在職消費(fèi)水平;(3)稅收征管數(shù)字化可以顯著抑制非國有企業(yè)、非四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)企業(yè)、股權(quán)集中度較高企業(yè)的高管在職消費(fèi),但對國有企業(yè)、四大會計(jì)師事務(wù)所審計(jì)企業(yè)、股權(quán)集中度較低企業(yè)的高管在職消費(fèi)沒有顯著影響,且對兩職合一企業(yè)高管在職消費(fèi)的抑制作用比非兩職合一企業(yè)更大;(4)企業(yè)高管在職消費(fèi)增加對企業(yè)業(yè)績增長具有顯著的負(fù)向影響,稅收征管數(shù)字化不僅能夠降低企業(yè)高管在職消費(fèi)水平,還可以弱化高管在職消費(fèi)對企業(yè)業(yè)績的負(fù)面作用,從而具有顯著提升企業(yè)業(yè)績的積極的經(jīng)濟(jì)后果。

本文不僅豐富了稅收征管數(shù)字化升級的溢出效應(yīng)研究,也從稅收征管視角拓展了高管在職消費(fèi)的影響因素研究,并為進(jìn)一步推進(jìn)稅收征管數(shù)字化升級、有效抑制企業(yè)高管超額在職消費(fèi)提供了經(jīng)驗(yàn)借鑒和政策啟示:首先,要重視并充分發(fā)揮數(shù)字化監(jiān)管積極的溢出效應(yīng)。稅收征管是重要的企業(yè)外部監(jiān)管機(jī)制,稅收征管數(shù)字化除了具有直接的“征稅效應(yīng)”外,還能夠發(fā)揮較強(qiáng)的外部治理作用,抑制企業(yè)高管在職消費(fèi)等尋租行為。因此,在推進(jìn)數(shù)字化監(jiān)管、建設(shè)數(shù)字中國的進(jìn)程中,政府不僅要關(guān)注監(jiān)管數(shù)字化的直接效應(yīng),還應(yīng)將其可能的溢出效應(yīng)考慮在內(nèi),統(tǒng)籌兼顧下好全國發(fā)展一盤棋。其次,要進(jìn)一步加快推進(jìn)稅收征管數(shù)字化轉(zhuǎn)型升級。金稅三期系統(tǒng)上線后不僅提高了稅收征管效能,還強(qiáng)化了對企業(yè)的監(jiān)督,緩解了信息不對稱和代理問題,充分體現(xiàn)出稅收征管數(shù)字化升級和智能化改造的必要性。相關(guān)部門應(yīng)加快推進(jìn)以金稅四期工程建設(shè)為主要內(nèi)容的稅收征管數(shù)字化轉(zhuǎn)型升級工作,為促進(jìn)國家治理現(xiàn)代化作出積極貢獻(xiàn)。最后,企業(yè)要增強(qiáng)應(yīng)變能力,積極利用內(nèi)外部數(shù)字化轉(zhuǎn)型的契機(jī)實(shí)現(xiàn)高質(zhì)量發(fā)展。本文研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)利用信息不對稱減輕和尋租機(jī)會減少的契機(jī)改善內(nèi)部治理的意向更強(qiáng)時(shí),稅收征管數(shù)字化升級對高管在職消費(fèi)的抑制作用更強(qiáng),這體現(xiàn)出在面對外部變化時(shí)企業(yè)應(yīng)變能力不同帶來的差異。因此,在日新月異的數(shù)字化時(shí)代背景下,企業(yè)要著力提高對各種內(nèi)外部變化的感知力,增強(qiáng)自身的應(yīng)變力,緊抓時(shí)代脈搏,搶占變革先機(jī)。