企业避税是指纳税人在不违反税法的前提下,利用税法上的漏洞、特例或者其他不足之处,通过非违法的财务安排或税收筹划减少应纳税款的行为(Desai和Dharmapala,2006)。避税活动是企业税收筹划战略中的重要内容,在企业日常的财务管理活动中,避税活动能够增加企业的留存收益,有助于实现利润最大化目标。然而随着企业控制权与经营权的分离,股东与管理层目标函数产生差异,管理层往往追求自身利益最大化而非股东财富最大化,基于攫取私利目的采取的避税活动严重损害了投资者的利益。企业避税活动具有不透明且易于隐藏的特点,管理层能够利用避税活动来藏匿其寻租行为(Chen和Chu,2005;陈冬和唐建新,2012),且复杂隐蔽的避税活动会加剧公司内外部信息不对称程度,进一步诱发管理层机会主义行为(刘行和叶康涛,2013)。在此背景下,研究企业避税活动的影响因素显得尤为重要,对提高公司治理水平、保护股东权益具有深远意义。
关于如何抑制企业避税,已有研究发现:税收征管制度作为一种有效的外部治理机制,能够抑制企业避税(蔡宏标和饶品贵,2015)。媒体关注和公司治理水平的提升能够对企业治理目标的实现发挥积极作用,进而降低企业的避税程度(Crocker和Slemrod,2005;严若森等,2018)。企业的避税程度还与高管的权力强度正相关,高管权力越大,其采取的避税策略所产生的经济资源更多地满足了高管个人的寻租行为,而非用于企业的进一步发展(代彬等,2016)。除了公司治理水平、媒体关注和高管权力以外,高质量的审计也能够抑制企业避税(金鑫和雷光勇,2011)。尽管管理层可以通过更换会计师事务所来降低这种抑制作用的效果,但是随着事务所面临的法律环境越发严格,注册会计师审计作为一种外部治理机制,会使企业因避税活动而增加审计成本,这也有助于抑制企业避税(胡晓东和蔡思思,2018)。虽然对于企业避税影响因素的研究已经比较丰富,然而鲜有文献关注私有信息传递对企业避税的影响,那么投资者实地调研作为获取私有信息的重要方式,会对企业避税产生怎样的影响呢?
深圳证券交易所2009年发布了《关于启用“深圳证券交易所上市公司投资者关系互动平台”的通知》,并于2012年在该平台的基础上进一步推出了“投资者关系”栏目,同年出台了《中小企业板信息披露业务备忘录第2号:投资者关系管理及信息披露》,投资者关系互动平台日益完善。关于投资者实地调研的治理作用,已有文献研究发现:投资者实地调研能够获取私有信息,提高信息披露质量,降低信息不对称程度(谭劲松和林雨晨,2016),压缩企业私有信息的套利空间(赵新杰,2019),抑制企业盈余管理行为,且在信息环境较差的企业中更加明显(王珊,2017)。那么投资者实地调研在提升信息披露质量的同时,是否能够影响企业避税?
基于以上考虑,本文研究投资者实地调研对企业避税的影响,并考察在不同业绩压力情况下,投资者实地调研对企业避税的影响是否会产生差异。研究发现,投资者实地调研能够显著抑制企业避税,然而在业绩压力较大的情况下,这种抑制作用显著减弱。进一步研究表明,信息不对称程度越高,投资者实地调研对企业避税的抑制作用越明显;此外,投资者实地调研能够提升企业内部控制质量、增强投资者保护水平以及吸引更多的分析师关注。这表明投资者实地调研可以有效改善公司治理环境,保护投资者权益,进而抑制管理层机会主义行为,减少基于攫取私利目的而实施的避税活动。
本文的研究贡献主要体现在:第一,有助于厘清投资者实地调研与企业避税之间的关系,丰富投资者实地调研对企业避税行为影响的相关研究。已有关于投资者实地调研影响公司行为的研究相对较少,本文研究发现投资者实地调研能够有效抑制企业避税。当企业面临较大的业绩压力时,管理层会采取更加隐蔽的避税手段,削弱投资者实地调研对企业避税的抑制作用。第二,有关投资者实地调研经济后果的研究主要聚焦于会计信息的可比性(Chen等,2011)、公司治理(Kim等,2010;王珊,2017)、分析师预测准确度(贾琬娇等,2015;谢诗蕾等,2018;黎文靖和潘大巍,2018)等方面,同时现有研究多基于公司特征(Hoopes,2010;陈骏和徐玉德,2015;田高良等,2016)、管理层特征(陈冬和唐建新,2012)和外部环境(谢盛纹和田莉,2014;王亮亮,2016)等角度来探讨企业避税活动的影响因素。本文基于私有信息搜寻视角,丰富了企业避税影响因素的相关文献,为研究如何抑制企业避税提供了新的视角与经验证据。第三,本文考察了内部信息环境是否会影响投资者实地调研与企业避税的关系,并深入探讨投资者实地调研对公司治理机制的具体影响。研究结果表明,信息环境越差,投资者实地调研发挥出的外部治理作用越好,对企业避税的抑制作用越强。此外,投资者实地调研能够提升企业内部控制质量、增强投资者保护水平以及吸引更多的分析师关注,进而规范管理层的活动,增加企业避税成本,有效减少损害投资者利益的避税活动。本文为增强投资者私有信息获取能力、约束管理层寻租行为及完善公司治理结构提供了借鉴和启示。
二、文献回顾与研究假设企业为了合理避税,往往会采取非常复杂、不透明的交易。由于这类交易的复杂性和隐蔽性,避税在帮助企业减少税收负担的同时,也增加了企业内外部的信息不对称程度(叶康涛和刘行,2014),进一步为管理层的寻租行为提供了机会和条件(陈冬和唐建新,2012)。例如安然公司在采取避税活动时,就被发现有管理层通过避税活动谋取私利(Cheng和Warfiel,2005;Chen等,2010)。一般而言,企业避税决策通常是成本与收益相权衡的结果(Rego和Wilson,2012):一方面,企业进行激进的避税活动,可以为公司节约现金流,提高企业价值,管理层也能通过避税活动谋取私利。另一方面,企业避税也会产生相应的成本,除了税收筹划带来的显性成本,也包括企业和管理层声誉受损、税务监察风险等隐性成本。已有文献表明,媒体关注(严若森等,2018)、机构投资者调研(李昊洋等,2018)、高质量审计(金鑫等,2011;魏春燕,2014)以及税收征管强度(陈德球等,2016)等监督治理机制有助于识别企业避税行为,提高企业避税成本,抑制管理层避税动机,进而减少企业避税活动。
投资者实地调研作为一项重要的外部监督治理机制,同样能够抑制企业避税活动。实地调研有助于投资者了解上市公司的非公开信息,降低信息不对称程度,对资本市场的效率提升发挥重要作用(黎文靖和潘大巍,2018)。贾琬娇等(2015)发现证券分析师在实地调研后的盈余预测准确性更高,对于财务报告质量低的上市公司,分析师实地调研提高预测准确性的作用更大。当公司治理水平较高时,公司财务报告与重要事项披露信息的准确性较高,此时企业避税可能会导致股价波动、撤资等,这些都会显著增加企业避税成本。本文认为,投资者实地调研有助于降低信息不对称程度,提高会计信息质量,识别管理层避税活动中的自利行为,提升谋取私利行为被曝光的可能性,因此管理层会基于避税成本与收益的权衡,减少企业避税活动。基于此,本文提出如下研究假设:
假设1:投资者实地调研能够显著抑制企业避税。
对于投资者实地调研与企业避税之间的关系,除了考虑二者之间的直接作用外,还应当考虑外部因素的影响。当企业面临较大的业绩压力时,避税活动可能会显著增加,以保证企业能够盈利或减少亏损。例如被冠以“ST”的公司会通过盈余管理以确保财务报表不会出现三年连续亏损的状况(陆建桥,1999)。此时管理层倾向于采取更为隐蔽的避税方式降低企业税负,提升企业价值、提高市场竞争力(刘行和吕长江,2018)。因此,当企业面临的业绩压力较大时,管理层出于自身职业生涯的考量,有动机采取更为隐蔽复杂的避税活动来逃避投资者实地调研的监督,投资者实地调研对企业避税的抑制作用有所减弱。基于以上分析,本文提出如下研究假设:
假设2:当企业面临的业绩压力较大时,投资者实地调研对企业避税的抑制作用减弱。
三、研究设计 (一) 数据来源与样本选择本文选取2013–2015年沪深A股上市公司为研究样本,探讨投资者实地调研、业绩压力对企业避税的影响。投资者实地调研数据源于Wind数据库,其余数据源于CSMAR数据库。为保证研究的有效性和准确性,对初始样本数据进行了以下处理:(1)剔除被标记为ST、*ST和PT的样本;(2)剔除相关研究数据缺失的样本;(3)剔除金融业样本;(4)剔除实际税率大于1和小于0的样本,以及当期税前利润总额和所得税费小于0的样本(吴联生,2009;Chen等,2010);(5)对所有连续变量在1%的水平上进行了缩尾(winsorize)处理。
(二) 研究模型与变量定义$ \begin{aligned} BTD = & {\beta _0} + {\beta _1}CV/Lncv1 + {\beta _2}ROA + {\beta _3}S\!ize + {\beta _4}Lev + {\beta _5}Sr + {\beta _6}Cashflow\\ & + {\beta _7}Brand + {\beta _8}Te + {\beta _9}Nature + \mathop \sum Year + \mathop \sum Industry + \varepsilon \end{aligned} $ | (1) |
1. 投资者实地调研
借鉴谭松涛和崔小勇(2015)、王珊(2017)等的研究,本文通过以下两种方式度量投资者实地调研:(1)在一个会计年度内是否有投资者去上市公司实地调研(CV),如果有,取值为1,否则为0;(2)在一个会计年度内上市公司投资者实地调研次数取对数(Lncv1)。
2. 企业避税
Hanlon和Heitzman(2010)基于美国背景,共提出12种避税程度的衡量指标(见表1),本文借鉴刘行和叶康涛(2013)、魏春燕(2014)及田高良等(2016)的研究,将避税指标分为账面现金有效税率和会计—税收差异两大类。但刘行和叶康涛(2013)指出中国上市公司广泛存在着税收优惠、税收返还等情况,采用有效税率方法并不准确,因此本文认为采用会计—税收差异指标(BTD)衡量企业避税程度更为合理。BTD=(税前会计利润−应纳税所得额)/期末总资产,应纳税所得额=(所得税费用−递延所得税费用)/名义所得税率,该指标(BTD)越大,企业的避税程度越高。
项 目 | 变量名称 | 变量定义 |
被解释变量 | BTD | 企业避税程度衡量指标,详见变量定义 |
解释变量 | CV | 若上市公司被实地调研取1,否则为0 |
Lncv1 | 上市公司投资者实地调研次数,在实证分析中均取对数处理 | |
控制变量 | ROA | 总资产收益率 |
Size | 期末账面总资产对数 | |
Lev | 资产负债率 | |
Sr | 第一大股东持股比例 | |
Cashflow | 经营现金净流量与总资产比值 | |
Brand | 公司管理层人数取对数 | |
Te | 借鉴Mertens(2003)、王亮亮和王跃堂(2016)计算的地区税收征管强度 | |
Nature | 企业性质,国企为1,民企为0 | |
Industry | 行业虚拟变量 | |
Year | 年份虚拟变量 |
表2列示了模型中相关变量的描述性统计结果,从中可以看出,企业避税程度衡量指标(BTD)的平均值为−0.013,中位数为−0.012,总体来看样本中企业的避税程度不高。但避税程度衡量指标(BTD)标准差为0.068,说明数据的波动幅度比较大,即不同企业的避税程度差异很大。是否有投资者实地调研(CV)的平均值为0.480,略低于0.5,说明样本中投资者去实地调研的不足一半,投资者主动实地调研的意识有待提高。投资者实地调研次数取对数(Lncv1)的均值为0.822,标准差为0.994,虽然样本中被调研企业占总样本的48%,但是在有实地调研的企业当中,实地调研的次数差距也比较大。
变量 | 样本量 | 均值 | 标准差 | 中位数 | P25 | P75 |
BTD | 6 489 | −0.013 | 0.068 | −0.012 | −0.041 | 0.016 |
CV | 6 489 | 0.480 | 0.500 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
Lncv1 | 6 489 | 0.822 | 0.994 | 0.000 | 0.000 | 1.609 |
ROA | 6 489 | 0.035 | 0.052 | 0.031 | 0.011 | 0.060 |
Size | 6 489 | 22.080 | 1.248 | 21.920 | 21.210 | 22.790 |
Lev | 6 489 | 0.440 | 0.215 | 0.428 | 0.267 | 0.608 |
Sr | 6 489 | 0.367 | 0.149 | 0.351 | 0.248 | 0.472 |
Cashflow | 6 489 | 0.040 | 0.072 | 0.039 | 0.002 | 0.082 |
Brand | 6 489 | 2.761 | 0.197 | 2.773 | 2.639 | 2.890 |
Te | 6 489 | −0.003 | 0.017 | −0.007 | −0.012 | 0.006 |
Nature | 6 489 | 0.409 | 0.492 | 0.000 | 0.000 | 1.000 |
相关性分析结果如表3显示,模型中的解释变量及各控制变量之间的相关系数均小于0.5,并且解释变量和控制变量与被解释变量之间的相关关系基本通过显著性检验,说明各变量之间不存在多重共线性问题,模型选取的变量比较合理,由此得到的回归结果较为可靠和有效。同时可以看到是否有投资者实地调研(CV)和投资者实地调研次数(Lncv1)与企业避税程度(BTD)的相关性系数为负,初步验证本文假设,即投资者实地调研能够抑制企业避税。
BTD | CV | Lncv1 | ROA | Size | Lev | Sr | Cashflow | Brand | Te | Nature | |
BTD | 1.000 | ||||||||||
CV | −0.058*** | 1.000 | |||||||||
Lncv1 | −0.063*** | 0.861*** | 1.000 | ||||||||
ROA | 0.368*** | 0.167*** | 0.192*** | 1.000 | |||||||
Size | 0.109*** | −0.194*** | −0.155*** | 0.014 | 1.000 | ||||||
Lev | 0.000 | −0.267*** | −0.247*** | −0.358*** | 0.487*** | 1.000 | |||||
Sr | −0.031** | −0.002 | −0.002 | 0.102*** | 0.221*** | 0.014 | 1.000 | ||||
Cashflow | 0.037*** | 0.029** | 0.050*** | 0.351*** | 0.054*** | −0.165*** | 0.091*** | 1.000 | |||
Brand | 0.023* | −0.050*** | −0.019 | 0.027** | 0.390*** | 0.186*** | 0.020 | 0.024* | 1.000 | ||
Te | 0.039*** | −0.068*** | −0.056*** | 0.043*** | 0.049*** | 0.011 | 0.037*** | −0.024* | 0.025** | 1.000 | |
Nature | 0.042*** | −0.330*** | −0.306*** | −0.119*** | 0.341*** | 0.305*** | 0.119*** | −0.007 | 0.246*** | 0.094*** | 1.000 |
注:***、**、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著,下同。 |
1. 投资者实地调研与企业避税
表4列示了投资者实地调研与企业避税的实证分析结果。全样本回归结果显示,在不添加控制变量的情况下投资者是否实地调研(CV)对企业避税程度(BTD)的影响系数为−0.004,在5%的水平上显著,投资者实地调研次数(Lncv1)对企业避税程度(BTD)的影响系数为−0.002,在1%的水平上显著。初步验证了投资者实地调研对企业避税的抑制作用。在添加控制变量后,投资者是否实地调研(CV)对企业避税程度(BTD)的影响系数为−0.009,在1%的水平上显著,投资者实地调研次数(Lncv1)对企业避税程度(BTD)的影响系数为−0.006,在1%的水平上显著。回归结果表明,投资者实地调研能够抑制企业避税,且调研次数越多,企业避税程度越低,从而假设1得以验证,即投资者实地调研显著抑制企业避税。
(1)BTD | (2)BTD | (3)BTD | (4)BTD | |
CV | −0.004** | −0.009*** | ||
(−2.29) | (−5.77) | |||
Lncv1 | −0.002*** | −0.006*** | ||
(−2.75) | (−7.42) | |||
ROA | 0.595*** | 0.600*** | ||
(35.31) | (35.59) | |||
Size | 0.004*** | 0.004*** | ||
(5.20) | (5.33) | |||
Lev | 0.029*** | 0.028*** | ||
(6.14) | (6.02) | |||
Sr | −0.039*** | −0.040*** | ||
(−7.51) | (−7.56) | |||
Cashflow | −0.115*** | −0.114*** | ||
(−9.99) | (−9.93) | |||
Brand | −0.014*** | −0.014*** | ||
(−3.41) | (−3.23) | |||
Te | 0.032 | 0.029 | ||
(0.71) | (0.65) | |||
Nature | 0.000 | 0.000 | ||
(0.20) | (−0.05) | |||
_cons | 0.007 | 0.007 | −0.042** | −0.046*** |
(1.01) | (0.98) | (−2.35) | (−2.60) | |
Year | yes | yes | yes | yes |
Industry | yes | yes | yes | yes |
N | 6 489 | 6 489 | 6 489 | 6 489 |
Adjusted R2 | 0.048 | 0.049 | 0.219 | 0.221 |
2. 投资者实地调研、业绩压力与企业避税
投资者实地调研可以显著减少企业避税活动,但是当企业面临业绩压力较大时,管理层有动机采取更为隐蔽复杂的避税活动,那么投资者实地调研对企业避税的抑制作用是否依然存在?因此,本文依据企业前一年度是否发生亏损将样本划分为业绩压力大组和业绩压力小组,研究业绩压力对投资者实地调研与企业避税之间关系的影响。结果如表5所示,当企业业绩压力较小时,投资者是否实地调研(CV)和投资者实地调研次数(Lncv1)显著降低了企业避税程度(BTD);当企业面临业绩压力较大时,虽然投资者实地调研抑制企业避税的这种关系依然存在,但是在统计意义上不再显著。回归结果表明,当企业面临的业绩压力较小时,投资者实地调研能够显著抑制企业避税;而当企业面临较大的业绩压力时,投资者实地调研对企业避税的抑制作用不再明显。这是由于此时管理层倾向采取更为隐蔽的避税方式降低企业税负,越发隐蔽和复杂的避税活动也使得投资者实地调研更难发现和查出问题,投资者实地调研对企业避税的抑制作用也会被削弱。因此验证了本文假设2,即当企业面临的业绩压力较大时,投资者实地调研对企业避税抑制作用有所减弱。
业绩压力大 | 业绩压力小 | |||
BTD | BTD | BTD | BTD | |
CV | −0.009 | −0.008*** | ||
(−1.42) | (−4.89) | |||
Lncv1 | −0.006 | −0.006*** | ||
(−1.56) | (−6.46) | |||
ROA | 1.026*** | 1.027*** | 0.501*** | 0.506*** |
(24.33) | (24.37) | (26.84) | (27.10) | |
Size | 0.002 | 0.002 | 0.006*** | 0.006*** |
(0.55) | (0.64) | (6.73) | (6.81) | |
Lev | 0.036*** | 0.035*** | 0.021*** | 0.021*** |
(2.76) | (2.72) | (4.17) | (4.08) | |
Sr | −0.048** | −0.049** | −0.038*** | −0.038*** |
(−2.21) | (−2.25) | (−7.03) | (−7.07) | |
Cashflow | −0.068** | −0.067* | −0.101*** | −0.101*** |
(−1.97) | (−1.96) | (−8.31) | (−8.28) | |
Brand | −0.007 | −0.007 | −0.015*** | −0.014*** |
(−0.43) | (−0.43) | (−3.38) | (−3.21) | |
Te | −0.008 | −0.017 | 0.041 | 0.039 |
(−0.05) | (−0.10) | (0.90) | (0.85) | |
Nature | 0.008 | 0.007 | −0.001 | −0.002 |
(1.15) | (1.09) | (−0.72) | (−0.95) | |
_cons | −0.020 | −0.024 | −0.068*** | −0.071*** |
(−0.34) | (−0.42) | (−3.60) | (−3.79) | |
Year | yes | yes | yes | yes |
Industry | yes | yes | yes | yes |
N | 504 | 504 | 5 985 | 5 985 |
Adjusted R2 | 0.590 | 0.591 | 0.176 | 0.178 |
1. 信息不对称程度的调节效应
前文研究发现投资者实地调研对企业避税有抑制作用,且这种抑制作用会随着业绩压力的增大而减弱。信息不对称程度越高,管理层机会主义动机越强,越有可能通过企业避税的方式攫取私利,而投资者实地调研作为一项有效的外部监督治理机制,则能抑制企业避税。因此,本文借鉴De Miguel和Pindado(2004)、周宏等(2018)的做法以无形资产占企业账面总资产的比例来衡量信息不对称程度(Info),以进一步检验信息不对称对投资者实地调研与企业避税之间关系的影响。
表6列示了投资者实地调研、信息不对称程度与企业避税的回归结果。从中可以看出,投资者是否实地调研(CV)和信息不对称程度(Info)交乘项的影响系数为−0.048,在10%的水平上显著;投资者实地调研次数(Lncv1)和信息不对称程度(Info)交乘项的影响系数为−0.042,在1%的水平上显著。回归结果表明,信息不对称程度越高,投资者实地调研对企业避税的抑制作用越强。
(1)BTD | (2)BTD | |
CV | −0.007***(−3.41) | |
Lncv1 | −0.004***(−3.85) | |
Info | 0.066***(4.76) | 0.070***(5.17) |
CV×Info | −0.048*(−1.92) | |
Lncv1×Info | −0.042***(−2.86) | |
ROA | 0.598***(35.48) | 0.602***(35.74) |
Size | 0.004***(5.37) | 0.004***(5.52) |
Lev | 0.029***(6.18) | 0.028***(6.06) |
Sr | −0.039***(−7.40) | −0.039***(−7.45) |
Cashflow | −0.117***(−10.19) | −0.116***(−10.11) |
Brand | −0.015***(−3.52) | −0.014***(−3.33) |
Te | 0.043(0.95) | 0.041(0.91) |
Nature | 0.000(0.12) | −0.000(−0.19) |
_cons | −0.047***(−2.68) | −0.052***(−2.95) |
Year | yes | yes |
Industry | yes | yes |
N | 6 489 | 6 489 |
Adjusted R2 | 0.221 | 0.224 |
2. 投资者实地调研对公司治理水平的影响效应
公司治理水平的提升可缓解公司的委托代理矛盾,充分发挥投资者的主动监督作用,提高管理层违规行为被发现的风险,增加避税成本。为探究投资者实地调研对公司治理的影响,本文尝试从企业内控质量、投资者保护水平和分析师关注度等层面进行具体分析。表7列示了投资者实地调研与企业内控质量、投资者保护水平和分析师关注度的实证分析结果。从回归结果可以看出投资者是否实地调研(CV)对内控质量(Ice)的影响系数为0.027,对投资者保护水平(Protect)的影响系数为0.030,对分析师关注度(Anaattention)的影响系数为1.937,均在1%的水平上显著;投资者实地调研次数(Lncv1)对内控质量(Ice)的影响系数为0.015,对投资者保护水平(Protect)的影响系数为0.015,对分析师关注度(Anaattention)的影响系数为1.424,也均在1%的水平上显著。回归结果表明,投资者实地调研加强了企业内控质量以及投资者保护水平,也吸引了更多分析师关注。内部控制质量和投资者保护水平的提升能够规范管理层的活动,而更多的分析师关注也使得企业避税行为被发现的可能性增加,进而降低管理层的避税意愿,最终达到抑制企业避税的目的。
(1)Ice | (2)Ice | (3)Protect | (4)Protect | (5)Anaattention | (6)Anaattention | |
CV | 0.027*** | 0.030*** | 1.937*** | |||
(7.93) | (14.29) | (8.66) | ||||
Lncv1 | 0.015*** | 0.015*** | 1.424*** | |||
(8.78) | (14.27) | (13.72) | ||||
ROA | 0.630*** | 0.620*** | 0.062*** | 0.056** | 62.060*** | 60.770*** |
(17.24) | (16.95) | (2.84) | (2.57) | (24.87) | (24.61) | |
Size | 0.027*** | 0.026*** | 0.025*** | 0.024*** | 3.142*** | 3.162*** |
(15.89) | (15.72) | (23.44) | (23.10) | (26.56) | (27.18) | |
Lev | −0.040*** | −0.040*** | −0.118*** | −0.119*** | −3.061*** | −2.840*** |
(−4.13) | (−4.10) | (−19.58) | (−19.65) | (−4.36) | (−4.09) | |
Sr | 0.025** | 0.026** | 0.041*** | 0.042*** | −3.074*** | −3.024*** |
(2.36) | (2.46) | (6.04) | (6.26) | (−4.40) | (−4.38) | |
Cashflow | 0.074*** | 0.071*** | 0.099*** | 0.095*** | 1.263 | 1.211 |
(3.05) | (2.94) | (6.65) | (6.38) | (0.77) | (0.75) | |
Brand | 0.002 | 0.000 | 0.033*** | 0.032*** | 1.710*** | 1.521*** |
(0.20) | (0.04) | (5.98) | (5.80) | (3.06) | (2.75) | |
Te | 0.059 | 0.062 | 0.030 | 0.028 | −1.340 | 0.238 |
(0.64) | (0.67) | (0.52) | (0.48) | (−0.22) | (0.04) | |
Nature | 0.003 | 0.003 | 0.022*** | 0.022*** | −1.598*** | −1.416*** |
(0.76) | (0.82) | (9.74) | (9.53) | (−6.60) | (−5.94) | |
_cons | 5.843*** | 5.856*** | 3.368*** | 3.382*** | −61.610*** | −61.810*** |
(160.42) | (161.23) | (147.85) | (148.74) | (−23.60) | (−24.18) | |
Year | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
Industry | yes | yes | yes | yes | yes | yes |
N | 6 353 | 6 353 | 6 489 | 6 489 | 4 877 | 4 877 |
Adjusted R2 | 0.155 | 0.157 | 0.223 | 0.223 | 0.337 | 0.352 |
1. 内生性检验
本文研究表明投资者实地调研对企业避税有抑制作用。但是公司是否被调研具有一定的内生性,避税程度越激进的公司越有可能被调研,即样本自选择问题。考虑到企业经营状况、委托代理问题和市场化程度等因素,使用Heckman两步法解决样本自选择内生性问题,构建具体模型如下:
$ \begin{aligned} CV = & {\beta _0} + {\beta _1}Loss + {\beta _2}Seperation2 + {\beta _3}Market + {\beta _4}ROA + {\beta _5}Lev + {\beta _6}S\!r\\ & + {\beta _7}Cashflow + {\beta _8}Growth + {\beta _9}Brand + {\beta _{10}}Nature + {\beta _{11}}Te\\ & + \mathop \sum Year + \mathop \sum Industry + \varepsilon \end{aligned} $ | (3) |
其中,Loss代表上一年度是否亏损,Seperation2代表两权分离程度,分离程度较高为1;Market代表市场化指数。模型中剩余变量的定义与模型(1)一致。结果如表8所示,从表8中可以看出,在内生性问题得到一定程度的控制后,本文结论依然稳健。
(1) |
(2)BTD | |
CV | −0.055*** | |
(−3.87) | ||
Te | 0.034 | |
(0.75) | ||
ROA | 2.630*** | 0.640*** |
(6.88) | (29.30) | |
Size | −0.073*** | 0.003*** |
(−3.97) | (3.67) | |
Lev | −0.662*** | 0.017*** |
(−6.32) | (2.82) | |
Sr | 0.351*** | −0.033*** |
(3.00) | (−5.82) | |
Cashflow | −0.871*** | −0.129*** |
(−3.35) | (−10.49) | |
Growth | −0.050*** | −0.001* |
(−4.61) | (−1.84) | |
Brand | 0.386*** | −0.008* |
(4.07) | (−1.72) | |
Nature | −0.677*** | −0.011*** |
(−17.39) | (−2.81) | |
Loss | −0.337*** | |
(−5.16) | ||
Seperation2 | −0.121*** | |
(−3.52) | ||
Market | 0.042*** | |
(3.98) | ||
_cons | 0.834** | −0.006 |
(2.05) | (−0.28) | |
Year | yes | yes |
Industry | yes | yes |
N | 6 489 | 6 489 |
Pseudo/Adjusted R2 | 0.143 | 0.220 |
2. 稳健性检验
本文通过改变主要解释变量的度量方式,分别采用调研机构(包括媒体、政府、上市公司及相关方等)数量合计取对数(Lncv2)以及机构投资者数量取对数(Lncv3)进行稳健性检验,结果如表9所示,本文的主要结论不变。
(1)BTD | (2)BTD | |
Lncv2 | −0.004*** | |
(−8.00) | ||
Lncv3 | −0.004*** | |
(−8.14) | ||
ROA | 0.605*** | 0.607*** |
(35.65) | (35.69) | |
Size | 0.004*** | 0.004*** |
(5.30) | (5.35) | |
Lev | 0.028*** | 0.028*** |
(5.98) | (5.98) | |
Sr | −0.039*** | −0.040*** |
(−7.53) | (−7.56) | |
Cashflow | −0.116*** | −0.116*** |
(−10.09) | (−10.09) | |
Growth | 0.000 | 0.000 |
(−0.36) | (−0.34) | |
Brand | −0.014*** | −0.014*** |
(−3.25) | (−3.24) | |
Te | 0.031 | 0.032 |
(0.69) | (0.72) | |
Nature | 0.000 | 0.000 |
(−0.38) | (−0.39) | |
_cons | −0.044** | −0.046*** |
(−2.50) | (−2.58) | |
Year | yes | yes |
Industry | yes | yes |
N | 6 489 | 6 489 |
Adjusted R2 | 0.222 | 0.222 |
本文尝试分析投资者实地调研对企业避税的影响,得出如下结论:投资者实地调研能够显著抑制企业避税,当企业的外部环境较差、面临的业绩压力较大时,投资者实地调研对企业避税的抑制作用会减弱。这是因为当面临较大的业绩压力时,管理层倾向于采取更为隐蔽的避税方式。越发隐蔽和复杂的避税活动也使得投资者通过实地调研更难发现和查出问题,对企业避税的抑制作用也会被削弱。进一步研究发现:信息不对称程度越高,投资者实地调研对企业避税的抑制作用越明显;投资者实地调研还能够提高企业的内部控制质量、提升投资者保护水平、吸引更多的分析师关注,而内部控制质量和投资者保护水平的提升能够规范管理层的活动,更多的分析师关注也使得企业避税成本增加,进而达到抑制企业避税的目的。
上述研究结论延伸了投资者实地调研对企业避税的相关研究,有助于全面认知投资者实地调研的治理作用。目前投资者实地调研的覆盖面仍然不广,投资者在公司治理方面发挥的作用也比较小。随着投资者互动关系平台的日趋完善,投资者对信息披露的监督和治理作用逐渐显现,进一步规范和发展实地调研平台有助于提升公司治理水平,缓解我国上市公司委托代理问题。作为一项重要的外部监督治理机制,投资者实地调研能够提升企业财务信息质量、减少管理层的寻租行为,进而抑制企业避税。这对协助有关部门加强税收监管、减少税收损失具有一定的参考价值。此外,管理层在面临较高业绩压力时采取的避税活动更为隐蔽,难以被投资者发现,投资者可以通过实地调研获取私有信息,减少管理层基于自利动机的避税活动。
[1] | 蔡宏标, 饶品贵. 机构投资者、税收征管与企业避税[J].会计研究,2015(10). |
[2] | 陈德球, 陈运森, 董志勇. 政策不确定性、税收征管强度与企业税收规避[J].管理世界,2016(5). |
[3] | 陈冬, 唐建新. 高管薪酬、避税寻租与会计信息披露[J].经济管理,2012(5). |
[4] | 陈骏, 徐玉德. 内部控制与企业避税行为[J].审计研究,2015(3). |
[5] | 代彬, 彭程, 刘星. 高管控制权、审计监督与激进避税行为[J].经济管理,2016(3). |
[6] | 胡晓东, 蔡思思. 外部财务报表审计、内部控制质量与税收激进性[J].南京审计大学学报,2018(2). |
[7] | 贾琬娇, 洪剑峭, 徐媛媛. 我国证券分析师实地调研有价值吗? ——基于盈余预测准确性的一项实证研究[J].投资研究,2015(4). |
[8] | 金鑫, 雷光勇. 审计监督、最终控制人性质与税收激进度[J].审计研究,2011(5). |
[9] | 黎文靖, 潘大巍. 分析师实地调研提高了信息效率吗? ——基于年报市场反应的分析[J].会计与经济研究,2018(1). |
[10] | 李昊洋, 程小可, 姚立杰. 机构投资者调研抑制了公司避税行为吗? ——基于信息披露水平中介效应的分析[J].会计研究,2018(9). |
[11] | 刘行, 吕长江. 企业避税的战略效应——基于避税对企业产品市场绩效的影响研究[J].金融研究,2018(7). |
[12] | 刘行, 叶康涛. 企业的避税活动会影响投资效率吗?[J].会计研究,2013(6). |
[13] | 陆建桥. 中国亏损上市公司盈余管理实证研究[J].会计研究,1999(9). |
[14] | 谭劲松, 林雨晨. 机构投资者对信息披露的治理效应——基于机构调研行为的证据[J].南开管理评论,2016(5). |
[15] | 谭松涛, 崔小勇. 上市公司调研能否提高分析师预测精度[J].世界经济,2015(4). |
[16] | 田高良, 司毅, 李星, 等. 公司治理视角下的税收激进研究[J].财务研究,2016(5). |
[17] | 王亮亮. 金融危机冲击、融资约束与公司避税[J].南开管理评论,2016(1). |
[18] | 王亮亮, 王跃堂. 工资税盾、替代效应与资本结构[J].金融研究,2016(7). |
[19] | 王珊. 投资者实地调研发挥了治理功能吗? ——基于盈余管理视角的考察[J].经济管理,2017(9). |
[20] | 魏春燕. 审计师行业专长与客户的避税程度[J].审计研究,2014(2). |
[21] | 吴联生. 国有股权、税收优惠与公司税负[J].经济研究,2009(10). |
[22] | 谢盛纹, 田莉. CEO权力、审计行业专长与税收激进度[J].审计与经济研究,2014(5). |
[23] | 谢诗蕾, 宋尧清, 肖彪. 证券分析师实地调研的同行溢出效应研究[J].会计与经济研究,2018(6). |
[24] | 严若森, 钱晶晶, 祁浩. 公司治理水平、媒体关注与企业税收激进[J].经济管理,2018(7). |
[25] | 叶康涛, 刘行. 公司避税活动与内部代理成本[J].金融研究,2014(9). |
[26] | 赵新杰. 股权激励、投资者调研与私有信息套利空间[J].上海财经大学学报,2019(1). |
[27] | 周宏, 周畅, 林晚发, 等. 公司治理与企业债券信用利差——基于中国公司债券2008-2016年的经验证据[J].会计研究,2018(5). |
[28] | Chen F, Hope O K, Li Q, et al. Financial reporting quality and investment efficiency of private firms in emerging markets[J].The Accounting Review,2011,86(4):1255–1288. |
[29] | Chen K P, Chu C Y C. Internal control versus external manipulation: a model of corporate income tax eva-sion[J]. The RAND Journal of Economics,2005,36(1):151–164. |
[30] | Chen S P, Chen X, Cheng Q, et al. Are family firms more tax aggressive than non-family firms?[J].Journal of Financial Economics,2010,95(1):41–61. |
[31] | Cheng Q, Warfiel T D. Equity incentives and earnings management[J].The Accounting Review,2005,80(2):441–476. |
[32] | Crocker K J, Slemrod J. Corporate tax evasion with agency costs[J]. Journal of Public Economics,2005,89(9):1593–1610. |
[33] | De Miguel A, Pindado J. Determinants of capital structure: New evidence from Spanish panel data[J]. Journal of Corporate Finance,2004,7(1):77–99. |
[34] | Desai M A, Dharmapala D. Corporate tax avoidance and high-powered incentives[J].Journal of Financial Economics,2006,79(1):145–179. |
[35] | Hanlon M, Heitzman S. A review of tax research[J].Journal of Accounting and Economics,2010,50(2-3):127–178. |
[36] | Hoopes J L, Mescall D, Pittman J A. Do IRS audits deter corporate tax avoidance?[J]. The Accounting Review,2010,87(5):1603–1639. |
[37] | Kim J B, Li Y H, Zhang L D. Corporate tax avoidance and stock price crash risk: Firm-level analysis[J]. Journal of Financial Economics,2010,100(3):639–662. |
[38] | Mertens J B. Measuring tax effort in central and eastern Europe[J]. Public Finance & Management,2003,3(4):530–563. |
[39] | Rego S O, Wilson R. Equity risk incentives and corporate tax aggressiveness[J].Journal of Accounting Research,2012,50(3):775–810. |