一、引　言

财会监督是政府规范财经秩序、促进经济社会健康发展的重要手段。中共中央办公厅、国务院办公厅于2023年2月印发了《关于进一步加强财会监督工作的意见》，明确了财会监督的内涵、要求与工作机制，并从日常与专项监督、线上与线下监督、现场与非现场监督以及全程监督等多个方面为建立新时代财会监督体系作出了指示。为贯彻上述政策思想，中央监管部门以及各地政府推出了一系列有关完善财会监督体系的改革工作，对经营环境以及微观主体的行为产生了深远的影响。

基于上述背景，财会监督体系建设不仅在提高经济治理效能、优化营商环境方面有重要作用，也成为学术研究的热点问题。当前文献主要从财政部开展的会计信息抽查（李建发等，2023）、国有企业经营投资追责机制（辛宇等，2022）等方面考察了财会监督体系建设的经济后果。但这些研究普遍聚焦于事后监督，忽略了常态化财会监督制度的监督效应，距离《关于进一步加强财会监督工作的意见》所要求的“事前事中事后监督相结合，实现监督和管理有机统一”目标仍有一定差距。事实上，相比于事后财会监督，常态化财会监督在前端、中端和末端通过多种方式对经济活动进行监管，对市场中各类不正当的行为有一定威慑作用，是提升社会监管效率和治理能力更为有效的途径，也是财会监督体系建设更为全面的体现。因此，近年来政府也一直致力于创新财会监督模式，加快常态化财会监督制度的建立与完善。其中，最为关注的事件是财政部监督评价局在江苏、青岛、深圳、大连等地区所开展的加强财会监督改革试点工作。该试点地区开展了以监管端口前移、全程监督与日常监督为重点的常态化监督改革，旨在提升财会监督的常态化、精准化以及立体化，对相应地区市场主体的经营行为起到良好的监管作用和治理效果（财政部，2022）。但是既有文献对于这一常态化财会监督改革的微观经济效应关注并不多。

税收作为财政的核心组成部分，是政府进行宏观经济调控、维护社会公平以及实现经济繁荣的重要基础。尽管近年来我国税收征管的力度和效率不断提高，但避税行为仍然经常被部分企业采用（范子英和田彬彬，2013）。 ¹从企业自身来看，避税行为不仅会加剧企业的违规风险，使企业可能面临巨额处罚成本和声誉损失（Graham等，2014；Gupta 和 Lynch，2016），还会降低企业的信息透明度（Cheng和Warfield，2005），继而引发较高的股价崩盘风险和代理冲突（廖歆欣和刘运国，2016；李春涛等，2021），不利于企业价值提升（魏志华和夏太彪，2020）。国家税务总局公开数据显示，仅2023年全国共依法查处涉嫌虚开骗税企业17.4万户，挽回税收损失数百亿元。 ⁴党的十九届五中全会也明确指出，要完善现代税收制度、深化税收征管制度改革，发挥税收在构建高水平社会主义市场经济体制中的作用。

既有研究从政策不确定性（陈德球等，2016；Nguyen和Nguyen，2020）、内部治理（Dyreng等，2010；Armstrong等，2015）、管理层特质（Chyz，2013）、数字技术建设（王海等，2024）、税费负担（陈冬等，2024）、司法环境（Feng等，2022；李青原等，2022）、会计信息质量（李青原和王露萌，2019）、政府债务（洪源等，2024）、会计信息质量随机检查（李建发等，2023）以及审计师专长（McGuire等，2012）等方面探讨了企业避税的影响因素，但较少有研究将常态化财会监督体系建设作为一种外部治理机制来检验其对于企业税收规避的治理作用。在上述文献中，有关会计信息质量抽查的研究与本文的核心内容最为接近（李建发等，2023）。但如前文所述，会计信息随机检查作为非常态化的监督模式，其侧重于事后监督和突击抽查。这一监管措施尽管在纠偏追责方面发挥了一定效果，却难以有效地预防问题的发生，与贯穿和覆盖经济事项的事前、事中以及事后全过程的常态化财会监督制度有较大区别，故有针对性地探讨常态化财会监督体系建设对企业税收规避的治理作用是非常必要的。因此，本文利用2020年财政部的加强财会监督改革试点政策作为准自然实验，将改革试点地区的企业视为实验组，非改革试点地区的企业视为对照组，从理论和实证两个维度探讨了常态化财会监督体系建设与企业税收规避之间的关系。本文的研究不仅有助于全面弄清加强财会监督改革试点产生的经济效应，也可以为提高企业纳税遵从、实现税收公平提供来自常态化财会监督视角的实践参考。

本文基准回归结果发现，加强财会监督改革试点政策能够显著降低企业避税程度。机制检验分析表明，信息环境改善与内部治理水平提升是这一试点政策发挥税收治理作用的渠道。异质性检验发现，对于审计质量较低、业务复杂度较高的企业以及财政压力较大的地区，加强财会监督改革试点对企业税收规避的抑制作用更为明显。此外，加强财会监督改革试点对降低企业股价崩盘风险和提升企业价值也具有积极作用。

与既有研究相比，本文的边际贡献如下：

第一，从财会监督常态化的研究视角出发，拓展了关于国家财会监督体系实施成效的理论探讨与实证分析维度。作为覆盖经济业务和财务活动的综合性监管机制，财会监督在规范市场运行秩序、预防系统性金融风险方面发挥着关键性作用。一些学者探讨了财政部会计信息质量抽查机制（李建发等，2023）以及经营投资追责机制（辛宇等，2022）等事后监管措施的经济影响，然而针对常态化财会监管制度的实际成效，相关研究仍较少。相比于事后财会监督制度，常态化财会监督制度在前端、中端和末端通过多种方式进行监管，对企业经营行为能够产生持续且较强的约束力，是我国财会监督体系建设更为全面的体现。本文利用加强财会监督改革试点这一制度创新，探讨了常态化财会监督对企业避税行为的影响和作用机制。这一工作不仅有助于加深我们对常态化财会监督的认识，也为进一步推进财会监督体系建设以促进实体经济健康发展提供了经验支撑。

第二，本文丰富了企业避税的相关研究。既有研究从会计信息抽查机制、法治环境、数字化转型以及公司治理等维度考察了抑制企业税收规避的有效路径（Dyreng等，2010；Armstrong等，2015；Feng等，2022；李青原等，2022；李建发等，2023；王海等，2024）。然而，将常态化财会监督体系作为外部治理机制，系统评估其对企业避税行为影响的研究仍较少。鉴于此，本文基于加强财会监督改革试点的政策实践，实证检验了常态化财会监督制度对企业遵从的影响，进而为研究企业避税行为的制度性约束提供新的理论视角。

第三，本文的研究有较强的政策参考价值。一方面，建立覆盖全面、层级分明的常态化财会监督体系是当前健全国家监督制度、提升社会监管效能与治理水平的有效路径；另一方面，近年来地方政府财政收支缺口不断加大，如何缓解财政压力成为了各级政府面临的重要问题。本文证明加强财会监督改革试点政策能够有效改善企业信息环境，提升企业内部治理水平，从而对企业避税行为起到显著治理效应。此外，加强财会监督改革试点对降低企业股价崩盘风险和提升企业价值也具有积极作用。这意味着加强财会监督改革试点在提升地方政府税收效率、规范企业经营行为、防范金融风险等方面具有重要作用。因此，应加大财会监督改革试点政策的推进力度，通过提升监管效能，有效规范企业经营活动，从而助力经济的可持续发展。

二、政策背景与理论分析

（一）政策背景

随着我国经济转型升级进入高质量发展时期，政府部门日益意识到健全国家监管体系对推动经济良性运行、增强治理效能的关键性意义。具体而言，在2020年召开的十九届中央纪委四次全会上，党中央系统阐述了完善党和国家监督体系的战略构想，明确将财会监督与立法监督、行政监督、司法监督、审计监督等共同纳入国家监督体系框架。为贯彻这一重大决策部署，财政部监督评价局于2020年12月按照完善考评机制、提升监管公信力以及聚焦关键领域等相关思路，组织江苏、上海等11个省市的财政监管部门开展试点工作，着力构建常态化财会监督机制。具体来说，相较于财政部会计信息质量随机检查、经营投资问责等传统财会监督制度，这一改革试点主要有以下四方面的特点：

一是落实“伴随式、嵌入式”的监管原则，推动财会监督常态化运行。在企业日常运营过程中，监管机构采取书面通知形式向企业传达监督要求，并灵活运用实地调研、质询访谈、抽样检查、重点核查及大数据分析等多元化方式，系统识别企业潜在的财务风险与违规问题。此外，监管部门也开展不定期回访来督促问题的整改落实。二是强化财会监督的“靶向性”。在改革试点框架下，各地方监管机构可自主确定本地区需要重点监管的企业主体、会计师事务所以及关键业务领域和核心风险环节，开展“重点名单制”的精准监管制度。三是利用科技化、智能化手段为地区财会监督工作赋能。试点地区监管局不仅通过大数据技术等手段定期地追踪、对比企业财务信息，落实监管常态化，还对重点监控对象建立资料报送制度及基础数据库，实行定期汇报、现场交流等监管流程，进一步增强财会监督的精准度和有效性。四是促进财会监督立体化。此试点改革着重强化财政部监管机构与其他监督体系的协同联动，构建协同监管机制。此外，试点地区还积极强化政策解读、舆论引导以及代表性案件报道，吸引媒体、证券分析师、社会公众等关注并支持改革试点工作，提升财会监督影响力和震慑力。

表1按照监管的主要内容总结了部分试点地区的一些主要做法。可以看出，试点区域通过实施优化技术监管手段、建立全流程监督体系、深化监督结果运用以及构建协同监督网络等创新举措，有效推动了财会监督模式转型升级，确保了改革试点工作的“靶向性”、持续性和实效性。试点区域严格查处了多起违法事件，显著提升了财会监督的执法震慑效果。

（二）理论分析与研究假设

针对是否进行税收规避而言，企业主要基于避税收益与伴生的避税成本进行权衡，当避税净收益为正时，企业会积极避税（Allingham和Sandmo，1972；范子英和田彬彬，2013；Armstrong等，2015）。因此，提高避税难度、加大避税处罚力度在一定程度上可以抑制企业的避税行为。财会监督机制作为国家治理体系的关键组成部分，在推动区域企业规范运营、保障市场经济有序发展方面发挥着不可替代的重要作用（李建发等，2023）。特别是随着加强财会监督改革试点不断深化，相应地区监管局利用大数据和信息化技术，就地选择重点企业和会计师事务所，开展常态化的财会监督，从而对规范公司会计核算、财务管理和内部控制等均有着积极影响。这一常态化财会监督环境的积极变化也势必会提高企业的避税难度，提升其纳税遵从水平。基于政策实施现状和既有研究基础，本文认为加强财会监督改革试点主要通过改善信息环境和提升内部治理水平两个方面来影响企业税收规避行为。

第一，加强财会监督改革试点可以改善企业的信息环境，缓解企业与市场间的信息不对称程度，进而减少企业的避税行为。信息环境改善是抑制企业避税行为的重要因素（Cheng和Warfield，2005；许红梅和李春涛，2020；孙鲲鹏和杨凡，2024），其原因在于避税行为通常具有复杂、隐蔽、不透明等特点（廖歆欣和刘运国，2016）。当企业信息环境较差时，税务部门或其他利益相关者与企业内部存在较为严重的信息不对称，难以掌握企业真实的财务状况，从而为企业的避税行为提供了机会。宫晓云等（2022）的研究发现，增加供应链信息披露能够显著遏制企业避税行为；李青原和王露萌（2019）指出，会计信息质量的提升能够降低企业的避税行为，并且这一抑制作用在信息透明度较低的企业中更为突出。随着加强财会监督改革的实施，试点地区基于大数据等手段定期地追踪、对比企业财务信息，并通过多部门联合机制将企业经营信息在不同区域和部门间进行传递，多方面证明企业经营信息的真实性。这不仅可以直接改善企业的信息环境，还有助于促使企业提升信息披露的质量，进而使企业难以通过复杂的交易形式和组织结构隐藏利润（贺超等，2023），增加企业避税的难度和成本（支晓强等，2021）。试点地区监管局对常态化监管情况和重点案例的公示与解读也具有正确引导舆论的作用，促使媒体、证券分析师等市场参与者关注、分析以及报道企业的经营信息，从而进一步优化企业的信息环境，进而提升企业的纳税遵从水平。

第二，加强财会监督改革试点有助于提升企业的内部治理水平，进而遏制企业的税收规避行为。已有文献研究发现，税收规避往往是由经理人或大股东自利行为导致的（Dyreng等，2010；Armstrong等，2015），故提升企业内部治理水平、缓解委托代理问题是遏制企业避税的另一关键途径。财会监督作为维护市场经济秩序的关键手段，在强化企业内部治理、约束企业行为等方面有不可忽视的作用（Jiang和Kim，2015）。首先，试点地区通过推行常态化监督，基于“伴随式、嵌入式”的监管原则和“编织密网式”的监控手段实现了对企业日常经营的持续监督和全面覆盖，通过事前识别隐患并进行早期防控，事中强化问题整改执行力度并建立纠偏公示制度，事后以后续动态跟踪检查确保整改效果，进而有助于管理层不断规范其行为，提高公司内部治理水平。其次，加强财会监督改革试点也要求监管机构建立跨部门信息共享机制，将监管发现的问题同步通报被监管企业及其关联的审计、税务、金融机构。这种协同监管模式能够有效提升企业违规行为的市场可见度，从而通过声誉机制和市场约束对企业形成强有力的行为规制。在这一情形下，为避免内部不当行为造成损失，主要股东会加强对自身以及高管的约束，遏制大股东掏空、高管资源侵占等自利行为，进而有效提升企业的内部治理水平（马惠娴等，2024）。最后，改革试点还将提升会计师事务所从业人员的执业独立性及专业能力，通过建立负责人动态约谈机制，针对质量控制体系优化、人才队伍建设等方面提出具体改进要求，使试点地区会计师事务所整体业务水平得到实质性提高。这将有助于提高会计师事务所对企业经营行为的监督水平，提高企业的内部治理水平（Lennox和Pittman，2010；McGuire等，2012），并最终抑制企业的避税行为。基于以上分析，本文提出如下假设：

假设1：加强财会监督改革试点能够显著抑制企业的避税行为。

假设2：加强财会监督改革试点主要通过改善企业信息环境和提升内部治理水平来抑制企业的避税行为。

三、研究设计

（一）计量模型

本文从企业税收规避的角度考察加强财会监督改革试点的微观经济后果，构建如下双重差分模型：

其中，i和t分别表示企业和年份，j为变量顺序；被解释变量BTD为企业避税程度；核心解释变量为双重差分项Treat×Post；Controls为控制变量集合，包含企业营业规模、成长性、现金持有、股权集中度以及董事会规模等；进一步控制企业固定效应u、年份固定效应θ。在式（1）中，交互项Treat×Post的估计系数α₁是本文的关注重点，该系数有效识别了加强财会监督改革试点实施后，试点区域与非试点区域企业间税收规避行为的平均处理效应。

（二）变量定义与度量

1. 被解释变量：企业税收规避。借鉴既有文献（刘行和叶康涛，2013；许红梅和李春涛，2020）的计量方法，我们采用会计和税收差异（BTD）作为企业避税程度的代理变量。具体计算方式为：会计和税收差异=（税前会计利润－应纳税所得额）/期末总资产。该指标的数值越大，表明企业财务报告利润与应税所得之间的偏离程度越高，企业避税程度越大。

2. 核心解释变量：加强财会监督改革试点。依据加强财会监督改革试点的政策安排，将企业所在地区是否位于试点城市和进入财会监督改革试点名单的年份分别设置为处理变量Treat和政策冲击变量Post。若企业为实行财会监督改革试点城市的企业，则Treat取值为1，否则为0。考虑到财会监督改革试点政策于2020年12月开始实施，在2020年仅施行了不足一个月，产生政策冲击的可能性较低，故本文将2021年视为政策冲击的第一年，当样本期间处于2021年及之后年份时，将Post赋值为1，否则赋值为0。

3. 控制变量。借鉴已有文献（Armstrong等，2015；许红梅和李春涛，2020；洪源等，2024），本文选取如下控制变量：企业营业规模（Size），以营业收入的自然对数表示；长期资本负债率（Ldebt），以非流动负债与长期资产的比值表示；投资收益率（ROI），以企业投资收益与总资产之比表示；固定资产比例（PPE），以固定资产净额与总资产之比表示；无形资产比例（INT），以无形资产净额与总资产之比表示；现金持有（Cash），以货币资金与交易性金融资产之和与总资产之比表示；企业成长性（Tobin），以托宾Q值表示；股权集中度（TOP1），以第一大股东持股比例表示；董事会规模（Board），以董事会人数的自然对数表示；独立董事占比（Indep），以独立董事人数与董事会人数之比表示。

（三）样本选择与描述性统计

本文选取沪深A股上市企业作为研究对象，以2016—2022年为样本区间，原始数据来源于国泰安数据库。与既有研究类似，对原始数据进行了如下处理：（1）考虑到ST类企业存在明显财务风险，对其进行剔除；（2）考虑到金融保险类企业经营模式与其余企业存在显著差异，财务指标不具有横向可比性，对其进行剔除；（3）剔除实际所得税率小于 0 和大于 1的样本；（4）删除主要变量缺失的样本；（5）考虑到样本离群值可能产生干扰，对连续型变量进行了1%水平的缩尾处理。最终，本文得到样本观测值共12826个。

表2汇报了主要变量的描述性统计结果。观察Panel A可知，企业避税程度BTD的均值为0.0043，表明大部分上市公司的实际税率都低于名义税率，即税收规避行为在资本市场中具有一定普遍性，该结果与许红梅和李春涛（2020）的研究基本一致。处理变量Treat的均值为0.5479，表明有54.79%的样本企业位于改革试点地区。政策冲击变量Post的均值为0.2874，说明加强财会监督改革试点实施前后的样本企业分别占全样本的28.74%和71.26%。从Panel B中可以看出，对照组和实验组的企业大部分特征变量存在显著差异。这说明在利用计量模型（1）进行因果关系识别时有必要纳入这些变量，以控制实验组和对照组企业的系统性差异。

四、实证结果与分析

（一）典型事实分析

图1呈现了企业避税程度的分组时变趋势。可以发现，在加强财会监督改革试点实施之前，相较于对照组，实验组企业的避税程度虽在大多年份中呈现更高水平，但二者相差并不大，呈现明显的共同趋势。但在加强财会监督改革试点实施后，实验组企业的避税程度相对于对照组企业存在明显的下降趋势，且二者间差距不断扩大。图1说明本文的样本数据满足平行趋势假定，且在一定程度上表明加强财会监督改革试点有助于降低企业的避税程度，与本文的预期一致。

（二）基准回归结果

为了确保基准回归结论的稳健性，本文采用渐进式回归分析方法，通过分阶段引入控制变量对基准模型（1）进行参数估计，结果如表3所示。可以发现，在仅包含个体和年度固定效应而未加入控制变量的列（1）中，交互项Treat×Post的估计系数在1%水平上显著为负，这一发现初步证实了加强财会监督改革试点政策对企业税收规避行为具有显著的抑制作用。考虑到遗漏重要控制变量可能引发估计结果偏误问题，本文在列（1）的基础上逐步引入控制变量进行重新估计。列（2）、列（3）的结果显示，Treat×Post的估计系数及其显著性水平均未发生根本性变化，依旧表明在加强财会监督改革试点实施之后，相比于非改革试点地区的企业，改革试点地区的企业避税程度显著下降，即本文研究假说1成立。根据列（3）的回归结果，交互项Treat×Post的估计系数为−0.0028，这意味着加强财会监督改革试点使得企业避税程度平均每年有所下降。因此，加强财会监督改革试点对企业避税行为具有抑制作用，本文假设1成立。

（三）稳健性检验

1. 动态效应检验。为确保双重差分模型的适用性，需验证实验组与对照组企业在政策实施前的避税趋势是否满足平行趋势假定。此外，由于财会监管强化的政策效应可能存在时滞特征，准确识别政策开始产生实际影响的时间节点同样重要。因此，本文参考LaLonde等（1993）的研究，采用事件研究法对加强财会监督改革试点对企业避税行为的影响进行动态效应检验，具体计量模型如下：

其中，Year^k代表的是加强财会监督改革试点实施前、后k年的虚拟变量，以2020年为基准年份。从理论上来说，如果满足平行趋势假设，估计系数β_k在改革试点实施之前应当不具有显著性。如果是加强财会监督改革试点确实产生了政策效应，那么估计系数β_k在改革实施的当年或之后年份应显著为负。表4列（1）展示了基于计量模型（2）的动态效应回归结果。可以看出，政策实际发生前的交互项Treat×Year⁻⁵、Treat×Year⁻⁴、Treat×Year⁻³和Treat×Year⁻²均未通过显著性检验，这说明实验组与对照组企业税收规避程度的差异在加强财会监督改革政策实施前的观察期内未呈现明显变化。因此，平行趋势假设成立。此外，交互项Treat×Year⁰和Treat×Year¹显著为负，说明该试点政策对企业税收规避的影响在当年就开始显现，这再次印证了本文的理论推断。

2. PSM-DID。尽管基于外生冲击的双重差分模型能够有效缓解内生性问题的干扰，但实验组与对照组企业之间可能存在的差异仍会影响估计结果的准确性。因此，本文进一步采用倾向得分匹配方法，对两组样本进行匹配，以消除系统性差异对实证结果的潜在影响。具体而言，我们选取前文所述的控制变量作为匹配变量，分别采用1∶1最近邻匹配和卡尺1∶4匹配方法进行样本匹配。在此基础上，利用匹配后的数据重新运用双重差分（DID）模型，评估加强财会监督改革试点对企业避税的影响，结果如表4列（2）、列（3）所示。此外，为避免在最近邻匹配和卡尺匹配过程中样本量的损失，本文也进一步采用了熵平衡重新进行匹配检验，结果如表4列（4）所示。可以发现，Treat×Post的估计系数均显著为负，且系数大小与基准回归的结果较为接近，即考虑了实验组企业和对照组企业的系统性差异后本文核心结论依旧成立。

3. 反事实检验。虽然基准模型已控制企业和时间固定效应及相关变量，但遗漏变量等问题仍可能影响估计结果的准确性。因此，本文采用两种方式进行反事实检验。第一，参照范子英和田彬彬（2013）的方法，本文将加强财会监督改革试点的时间分别前推1至3年，定义虚假政策冲击变量Post2020、Post2019 和Post2018，对应生成交互项Treat×Post2020、Treat×Post2019和Treat×Post2018。然后，将上述交互项作为核心解释变量，对计量模型（1）进行重新估计。从理论上来看，政策真实发生时间之前实验组企业和对照组企业没有受到其他外生冲击，那么随着政策发生时间逐渐前移，交互项的估计系数的绝对值理应逐渐变小，且不显著。表5的回归结果显示，交互项Treat×Post2020、Treat×Post2019和Treat×Post2018系数均不显著。同时，与基准回归结果对比之后发现，交互项Treat×Post2020、Treat×Post2019和Treat×Post2018的估计系数的绝对值变小。

第二，借鉴Chetty等（2009）的研究，本文采用随机抽样方法，将处理变量随机分配至样本企业，构建虚拟处理变量Treat_F，并与政策冲击变量Post形成交互项Treat_F×Post，以替代式（1）中的Treat×Post，并进行回归分析。图2呈现了500次随机抽样下交互项系数的核密度分布及对应P值情况。结果显示，绝大多数系数值密集分布在0值附近（P>0.1），仅极少数超过基准回归的真实估计值。这一发现有力证实了基准结果的稳健性，表明改革试点的政策效果并非随机因素所导致的。

4. 其他稳健性检验。 ²除上述稳健性检验外，本文还进行了其他稳健性检验。第一，借鉴陈德球等（2016）的做法，使用扣除应计利润影响后的会计和税收差异（DDBTD）衡量企业的避税程度，如果DDBTD 越大，则企业避税程度越高。第二，制造业作为中国实体经济的核心支柱和国民经济的重要基础，且在本文全样本中占据最大比重，因此本文特别针对制造业子样本进行单独回归分析。第三，考虑到加强财会监督改革试点政策的实施时间在2020年的12月，为更精准评估试点政策对企业税收规避的影响，我们剔除了2020年的样本。第四，为避免遗漏变量的影响，我们进一步纳入以下变量：企业年龄（Age），以企业上市年数的自然对数表示；存货占比（Invent），以存货净额与总资产之比表示；总资产情况（Asset），以总资产的自然对数表示。第五，考虑到基准回归结果可能并非加强财会监督改革试点所致，而是其他政策冲击的结果，本文构建了营商环境创新试点、国地税合并和国家产融合作试点三个政策虚拟变量并分别纳入模型中作为控制变量进行回归。根据回归分析结果，Treat×Post的估计系数均显著为负，说明本文基准回归具有较强的稳健性。

五、机制分析

加强财会监督改革试点政策能够显著遏制企业税收规避行为，但二者间的作用机理仍有待进一步考察。为证明本文的作用机制，进行了如下两方面工作。

第一，复杂且不透明的生产经营活动为企业隐藏信息、财务操纵和实施避税行为提供了便利（Cheng和Warfield，2005）。而政府之所以要实施常态化财会监督，其核心目的正是通过强化会计信息确定性和信息披露要求，从制度上保证会计信息能充分发挥其服务功能，更好地为利益相关者和公众服务。在加强财会监督改革试点的过程中，试点地区监管局通过定期走访和约谈、大数据信息分析、加大审计检查力度等手段促使企业完善信息披露制度，并降低了外部市场主体对企业经营信息获取的难度和成本，这均有利于改善企业的信息环境，遏制其税收规避行为。本文首先采用信息披露KV指数作为该机制的第一个指标，该指数从股票交易量依赖性的角度来衡量了企业强制信息和自愿信息披露两个方面的内容（Kim和Verrecchia，2001），KV指数越大，则企业信息披露质量越低，企业信息环境也越差。以KV指数为被解释变量的回归结果如表6列（1）所示。Treat×Post的回归系数显著为负，即加强财会监督改革试点能够提升企业信息披露质量，改善企业信息环境。其次，我们参考Dechow等（1995）、贺超等（2023）的做法，采用分析师预测分歧（FDISP）和应计盈余管理（Absacc）来作为信息环境机制的第二个和第三个代理指标，FDISP和Absacc越大，说明市场主体获取企业真实经营信息的难度越高，企业信息环境越差。将FDISP和Absacc分别代入式（1）后的回归结果如表6列（2）、列（3）所示。可以发现，交互项Treat×Post的回归系数显著为负，说明加强财会监督改革试点能够改善企业的信息环境，可以抑制企业避税行为。

第二，提高内部治理水平是抑制管理层自利行为和隐匿负面消息的重要手段，能够有效降低企业税收规避行为（Dyreng等，2010；Armstrong等，2015；李建发等，2023）。加强财会监督改革试点地区通过增强审计质量等手段有效增强了外部监督力度，从而可能会促使企业规范自身经营行为，提高内部治理水平。考虑到单一指标在度量企业内部治理水平时可能存在误差，本文对管理费用率、总资产周转率、高管在职消费和其他应收款规模占比四个治理效率指标进行主成分分析，构建内部治理水平的综合指标（Agency_Cost），Agency_Cost越大表明企业内部治理水平越低。表6中列（4）的结果显示，Treat×Post的回归系数在1%水平上显著为负，说明加强财会监督改革试点能够提升企业的内部治理水平，遏制企业避税。综上所述，加强财会监督改革试点主要通过改善企业信息环境并提升内部治理水平，进而抑制企业避税行为。

六、异质性检验和进一步讨论 ³

（一）异质性检验

1. 基于审计质量的异质性检验。高质量的外部审计对企业内部治理有监督功能，导致管理层避税行为的边际成本明显增加（McGuire等，2012）。会计师事务所是试点地区监管局开展常态化监督的对象之一。通过实施不定期的监管约谈制度，当地监管局促使会计师事务所分支机构落实包括加强审计质量控制和优化人员管理制度在内的多项改进措施，进而提高了从业人员专业能力和独立性。本文借鉴Gul等（2013）的研究，通过计算会计师事务所实际出具标准无保留审计意见与预期出具该意见概率之间差异的负向绝对值来衡量审计质量（AQ）。然后，依据审计质量的年度中位数将样本分为审计质量较低组和审计质量较高组。根据回归结果，对于审计质量较差的企业，Treat×Post的估计系数显著为负；对于审计质量较高的企业，该系数既未达到统计显著性水平，其绝对值也明显偏低。这一实证结果表明，企业审计质量越低，加强财会监督改革试点对企业避税行为的抑制作用越明显。

2. 基于业务复杂度的异质性检验。既有研究证实，如果企业业务越复杂，则信息透明度越低（Nanda和Narayanan，1999），外部监督的成本和难度越高（贺超等，2023），进而可能给企业从事避税行为提供更多的机会（赵仁杰等，2024）。为衡量企业业务复杂度，本文采用资产负债表日至审计报告披露日间隔天数的自然对数（Delay）作为代理变量，并依据年度中位数将样本划分为高、低业务复杂度两组。根据回归结果，交互项Treat×Post在业务复杂度较高的样本中有显著的负向影响，但在业务复杂度较低的样本中未通过显著性检验，且系数绝对值明显较小。这表明该改革试点的效果在业务复杂度较高的企业中更为明显。

3. 基于地方财政压力的异质性检验。企业税收作为地方财政收入的重要来源，如果地方政府面临较大的财政压力，往往会通过下达地级税收任务的方式向税务部门施加压力，促使税务部门对企业的涉税财务信息进行严格审查，防范企业资金转移、隐藏利润等各类形式的避税行为。较大的地方财政压力也会使地方政府更倾向于利用常态化财会监督手段防止企业的逃税、避税活动，提升企业纳税遵从度（陈冬等，2024），进而缓解自身财政压力。因此，加强财会监督改革试点的效果可能在地方财政压力较大的地区更为明显。本文采用地方财政缺口与户籍人口数的比值作为地方财政压力的测度指标（FP）。在此基础上，通过年度中位数划分方法将研究样本划分为财政压力较高的组和财政压力较低的组。根据回归结果，Treat×Post的估计系数在地方财政压力较大的地区显著为负，但在地方财政压力较小的地区中并不显著，说明地方财政压力越大，加强财会监督改革试点对企业避税的抑制作用越明显。

（二）进一步讨论

现有研究表明，企业在实施税收规避策略时，通常会通过增强信息壁垒来降低监管效率（Cheng和Warfield，2005；廖歆欣和刘运国，2016），这为管理者隐瞒负面消息、夸大财务状况提供了机会，从而可能导致企业股价暴跌（李春涛等，2021；张勇和殷健，2024），并且也不利于企业价值提升（魏志华和夏太彪，2020）。加强财会监督改革试点可以有效抑制企业的避税行为，且信息环境改善和内部治理水平上升是这一抑制作用的渠道。鉴于此，本文参考Kim等（2011）的研究，计算了企业股票的负收益偏态系数（Ncskew）和收益上下波动的比率（Duvol），并以此来表示企业的股价崩盘风险。将Ncskew和Duvol作为被解释变量展开回归，根据回归结果，Treat×Post的估计系数均显著为负，说明加强财会监督改革试点降低了企业股价崩盘风险。另外，我们以托宾Q值作为企业价值（Tobin）的衡量方式，并进行回归。根据回归结果，Treat×Post的估计系数显著为正，表明加强财会监督改革试点对企业价值提升也具有积极影响。

七、结论与启示

在我国财会监督体系强化以及维护税收公平的政策背景下，本文以2020年财政部推行的加强财会监督改革试点政策作为外生冲击，考察其对企业避税行为的影响。实证分析表明，该试点政策显著抑制了企业的税收规避行为。机制研究发现，企业信息环境改善和内部治理水平提升是加强财会监督改革试点抑制企业税收规避行为的渠道。异质性检验表明，该改革试点的治税效应在审计质量较低、业务复杂度较高的企业以及财政压力较大的地区中更为突出。另外，改革试点政策对企业股价平稳和价值提升也具有积极影响。

基于上述结论，本文提出如下建议：第一，以常态化监督为目标的财会监督改革试点是构建新时代财会监督体系的重要创新，有鉴于该政策对降低企业税收规避的积极作用，应继续坚持按照完善考评机制、提升监管公信力以及聚焦关键领域等常态化建设思路，通过扩大试点地区、重点监督名单和提高抽查次数等方式增强对企业的监管力度，将试点地区财会监督体系建设过程中的有效成果推广至更多地区，提升财会监督工作的有效性和影响力。第二，重视信息环境和内部治理在约束企业税收规避行为中的关键作用。本文机制检验发现，企业信息环境改善和内部治理水平提升是该试点政策治税效应的渠道。因此，在财会监督和税收征管的实践中，政府部门可以通过完善企业信息披露制度、强化协同监管治理、建立分级分类的奖惩机制等方式，为建设财会监督治理体系提供优质的外部环境，减少企业避税行为的发生。此外，对于企业自身而言，也应该配合常态化财会监督的实施，对监管部门指出的问题实行清单化管理，提高自身治理水平，避免因偷税、漏税等机会主义行为而影响企业声誉和长远利益。第三，异质性检验发现，对于审计质量较低、业务复杂度较高的企业以及财政压力较大的地区，加强财会监督改革试点的微观经济效应更为突出。一方面，我国在构建常态化财会监督体系的进程中，颁布新的财会监督手段时应当充分考虑监管群体的系统性差异。例如，可以结合实际情况在部分地区率先实行特定财会监督手段，在验证监督手段的正确性、可行性后稳步推广至全国各地，在确保公平性、合理性的同时最大限度地发挥财会监督的作用。此外，地方政府督促企业纳税遵从度提升的同时也应避免过度压缩税收征管空间的情形发生，合理把握释放财政压力和促进经济发展之间的平衡。另一方面，财会监督体系建设为市场主体健康发展提供了重要制度保障，对部分企业而言更是一次转型升级的战略机遇。治理机制尚不完善的企业应当树立合规经营意识，将诚信披露作为企业发展的核心理念，并应主动配合监管，通过引入专业审计团队、优化会计信息系统等措施提升财务信息质量，进而将合规要求转化为企业的发展动力，促进企业长远发展。

1本文中税收遵从、避税等用词均为广义上的定义，即纳税义务人为减轻或免除税负所采取的一切正当和不正当的行为（孙鲲鹏和杨凡，2024）。

2篇幅限制，省略替换核心变量检验结果，留存备索。

3篇幅限制，省略图表分析，留存备索。

4数据来源：https://www.chinatax.gov.cn/chinatax/n810219/n810780/ c5221454/content.html。