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(mén)大學(xué) 管理學(xué)院,福建 廈門(mén) 361000)

一、引言

近年來(lái),中國(guó)鐵建“天價(jià)業(yè)務(wù)招待費(fèi)”、格力電器“酒宴門(mén)”、中國(guó)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(wèn)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(guò)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(huì)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(lái)的高管激勵(lì)不足問(wèn)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(guó)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(jiàn)不鮮,管理層權(quán)力濫用使得我國(guó)上市公司在職消費(fèi)存在規(guī)模過(guò)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(pán)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(duì)高管過(guò)度在職消費(fèi)進(jìn)行有效治理,不僅會(huì)損害股東財(cái)富、降低企業(yè)價(jià)值(于雪航 等,2021)[11],還會(huì)使奢靡、腐敗之風(fēng)侵蝕良好的社會(huì)風(fēng)氣。因此,探討如何有效抑制高管過(guò)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(guó)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(duì)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(guó)華 等,2020)[16]、審計(jì)委員會(huì)透明度(陳漢文 等,2020)[17]等治理因素會(huì)對(duì)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(chǎng)開(kāi)放(趙東 等,2020)[22]等因素對(duì)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(huì)對(duì)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(duì)企業(yè)高管在職消費(fèi)問(wèn)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(jí)能否抑制企業(yè)高管在職消費(fèi)這一問(wèn)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(duì)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(wèn)題,并為通過(guò)稅收征管數(shù)字化來(lái)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(kāi)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(shí)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(duì)稱(chēng)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(guò)程中,我國(guó)依托“金稅工程”的實(shí)施穩(wěn)步提高了稅收征管過(guò)程中的數(shù)字化水平。“金稅工程”全稱(chēng)為中國(guó)稅收管理信息系統(tǒng)(CTAIS),是我國(guó)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(kāi)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(guó)家稅務(wù)總局開(kāi)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(guó)家稅務(wù)總局啟動(dòng)金稅二期工程,并于2001年在全國(guó)范圍內(nèi)開(kāi)通金稅二期系統(tǒng),實(shí)現(xiàn)發(fā)票自動(dòng)采集、開(kāi)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(tái)。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(guó)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(tái)、兩級(jí)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(jí),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(guó)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(shuō)

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(duì)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(jī)效(Rajan et al.,2006;Adithipyangkul et al.,2011)[4-5]?！按碛^”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(wèn)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(huì)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(lái)看,我國(guó)企業(yè)普遍存在高管過(guò)度在職消費(fèi)的問(wèn)題,基于我國(guó)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(lái)越多的研究開(kāi)始關(guān)注怎樣來(lái)抑制企業(yè)高管的在職消費(fèi)。

由信息不對(duì)稱(chēng)引發(fā)的代理問(wèn)題是導(dǎo)致企業(yè)高管在職消費(fèi)水平過(guò)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(guò)度在職消費(fèi)提供了機(jī)會(huì)和掩護(hù)。作為我國(guó)稅收征管數(shù)字化升級(jí)進(jìn)程中的里程碑,金稅三期系統(tǒng)上線帶來(lái)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(jí),可以通過(guò)緩解信息不對(duì)稱(chēng)和抑制企業(yè)避稅活動(dòng)來(lái)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(duì)稱(chēng)和抑制避稅行為的角度來(lái)探討實(shí)施金稅三期工程對(duì)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(duì)稱(chēng)程度,從而對(duì)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(mén)數(shù)據(jù)互聯(lián)互通,全國(guó)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?qǐng)?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(jí)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(duì)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(duì)稱(chēng)(徐捍軍,2021)[36]。值得注意的是,信息不對(duì)稱(chēng)是導(dǎo)致股東和管理者之間出現(xiàn)代理問(wèn)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(huì)實(shí)施掏空企業(yè)的機(jī)會(huì)主義行為。信息不對(duì)稱(chēng)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(duì)稱(chēng),而稅收征管數(shù)字化降低了企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)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(guò)降低企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)程度來(lái)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(jí)后,稅收稽查依賴(lài)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(huì)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(huì)帶來(lái)更為嚴(yán)重的代理問(wèn)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(huì)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(yíng)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(duì)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(guò)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(guò)抑制企業(yè)的避稅行為來(lái)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(shuō):金稅三期工程的實(shí)施(稅收征管數(shù)字化)會(huì)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(guò)緩解企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)(H2)和抑制企業(yè)避稅行為(H3)兩條路徑來(lái)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(cè)度

金稅三期系統(tǒng)分批上線提供的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)場(chǎng)景為檢驗(yàn)稅收征管數(shù)字化對(duì)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(guó)培訓(xùn)費(fèi)、董事會(huì)費(fèi)、小車(chē)費(fèi)和會(huì)議費(fèi)等8類(lèi)高管在職消費(fèi)總和的自然對(duì)數(shù)值來(lái)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(cè)地在t年上半年開(kāi)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(cè)地在t年下半年開(kāi)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(duì)數(shù)值)、“盈利能力”(凈利潤(rùn)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(huì)總?cè)藬?shù)比例)、“兩職合一”(總經(jīng)理和董事長(zhǎng)為同一人擔(dān)任賦值為1,否則賦值為0)、“董事會(huì)規(guī)模”(董事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)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(rùn)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(guó)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(cè)值。本文的高管在職消費(fèi)數(shù)據(jù)來(lái)自CNRDS數(shù)據(jù)庫(kù),其他數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。為控制異常值的影響,對(duì)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(jiàn)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(shuō)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。“金稅三期工程”的均值為0.582,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(shì)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(duì)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(duì)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(jiàn)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(shì)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(shì)及動(dòng)態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

基準(zhǔn)回歸結(jié)果見(jiàn)表2的(1)(2)列,“金稅三期工程”對(duì)“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(shuō)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(wèn)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(duì)照組樣本本身存在的特征差異也可能會(huì)導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果偏差。為了解決上述問(wèn)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(duì)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(duì)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(jiàn)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(yíng)業(yè)務(wù)收入”來(lái)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(jiàn)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(wú)形資產(chǎn)攤銷(xiāo))/上年末總資產(chǎn)”來(lái)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(jiàn)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(shuō)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(jiàn)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(guò)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(guò)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(jiàn)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(duì)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(wèn)題的嚴(yán)重性。Altonji等(2005)通過(guò)建立兩個(gè)回歸方程來(lái)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(cè)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(duì)模型回歸的結(jié)果影響越小,通常情況下,若σ大于1就說(shuō)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(shuō)明因遺漏變量問(wèn)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(duì)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(shuō)明遺漏變量問(wèn)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(shuō)明遺漏變量對(duì)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(duì)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(duì)稱(chēng)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(duì)稱(chēng)程度降低和避稅行為減少對(duì)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(duì)企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)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(lái)反映信息不對(duì)稱(chēng)程度,該比值越大則企業(yè)的信息不對(duì)稱(chēng)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(lái)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(jiàn)表4,“金稅三期工程”對(duì)“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(duì)稱(chēng)程度;“金稅三期工程”對(duì)“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?jiàn),稅收征管數(shù)字化可以通過(guò)緩解企業(yè)信息不對(duì)稱(chēng)和抑制企業(yè)避稅行為來(lái)降低企業(yè)高管在職消費(fèi)水平,本文提出的假說(shuō)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(guò)降低信息不對(duì)稱(chēng)來(lái)緩解代理問(wèn)題,從而抑制高管在職消費(fèi),另一方面通過(guò)抑制企業(yè)避稅行為來(lái)降低高管尋租機(jī)會(huì),從而減少高管在職消費(fèi)。那么,在不同的信息不對(duì)稱(chēng)程度以及不同的避稅傾向下,稅收征管數(shù)字化對(duì)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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)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(wèn)題展開(kāi)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(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)目標(biāo)和監(jiān)管制度方面存在明顯差別。相較于非國(guó)有企業(yè),國(guó)有企業(yè)的實(shí)際控制人對(duì)市場(chǎng)化會(huì)計(jì)信息的使用較少(雷嘯 等,2021)[38],且國(guó)有企業(yè)的避稅行為和高管在職消費(fèi)會(huì)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(guó)有企業(yè)中會(huì)更加有效,進(jìn)而對(duì)非國(guó)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(guó)有企業(yè)”和“非國(guó)有企業(yè)”兩組,分別進(jìn)行回歸的結(jié)果見(jiàn)表5的(1)(2)列?！敖鸲惾诠こ獭钡幕貧w系數(shù)在“非國(guó)有企業(yè)”樣本中顯著為負(fù),在“國(guó)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(guó)有企業(yè)的高管在職消費(fèi)水平,而對(duì)國(guó)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(huì)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(duì)稱(chēng)問(wèn)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(duì)企業(yè)的信息不對(duì)稱(chēng)緩解作用以及避稅行為減少作用相對(duì)有限,帶來(lái)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(huì)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(jiàn)表5的(3)(4)列?！敖鸲惾诠こ獭钡幕貧w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(huì)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(duì)四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所審計(jì)企業(yè)的高管在職消費(fèi)沒(méi)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(duì)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(huì)抓住稅收征管數(shù)字化的契機(jī)來(lái)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(jiàn)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(duì)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(zhǎng)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(huì)較多(陳漢文 等,2020)[17],因而稅收征管數(shù)字化對(duì)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(zhǎng)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(jiàn)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(duì)值大于“非兩職合一”樣本,且通過(guò)了系數(shù)差異顯著性檢驗(yàn),表明稅收征管數(shù)字化對(duì)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(duì)高管在職消費(fèi)的抑制作用在信息不對(duì)稱(chēng)程度較高、高管尋租機(jī)會(huì)較多的企業(yè)以及利用信息不對(duì)稱(chēng)減輕和尋租機(jī)會(huì)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(guò)緩解信息不對(duì)稱(chēng)和抑制避稅行為來(lái)降低企業(yè)高管在職消費(fèi)水平。

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

針對(duì)我國(guó)企業(yè)的經(jīng)驗(yàn)分析表明,高管在職消費(fèi)會(huì)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)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(lái)的高管在職消費(fèi)水平降低有利于企業(yè)業(yè)績(jī)提升。本文在考察高管在職消費(fèi)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)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(duì)該影響產(chǎn)生了顯著的調(diào)節(jié)作用。采用“營(yíng)業(yè)利潤(rùn)率”來(lái)衡量企業(yè)業(yè)績(jī),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(jiàn)表6的(1)列?！案吖茉诼毾M(fèi)”對(duì)“營(yíng)業(yè)利潤(rùn)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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)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(jiàn)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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)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(jī),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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的負(fù)面作用,從而能夠有效促進(jìn)企業(yè)業(yè)績(jī)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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)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(guò)度在職消費(fèi)現(xiàn)象普遍存在于我國(guó)上市公司中,這會(huì)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(wèn)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(tái)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(shí)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(duì)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(guò)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(duì)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(duì)稱(chēng)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(guó)有企業(yè)、非四大會(huì)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(duì)國(guó)有企業(yè)、四大會(huì)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(méi)有顯著影響,且對(duì)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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)?cè)鲩L(zhǎng)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(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)的負(fù)面作用,從而具有顯著提升企業(yè)業(yè)績(jī)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(jí)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(jí)、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(guó)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(guó)發(fā)展一盤(pán)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(jí)。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(duì)企業(yè)的監(jiān)督,緩解了信息不對(duì)稱(chēng)和代理問(wèn)題,充分體現(xiàn)出稅收征管數(shù)字化升級(jí)和智能化改造的必要性。相關(guān)部門(mén)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(jí)工作,為促進(jìn)國(guó)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(duì)稱(chēng)減輕和尋租機(jī)會(huì)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(jí)對(duì)高管在職消費(fèi)的抑制作用更強(qiáng),這體現(xiàn)出在面對(duì)外部變化時(shí)企業(yè)應(yīng)變能力不同帶來(lái)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(duì)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)。