税收征管、税收激进与盈余管理

，海霞，

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、引言

自步入“新常态”以来，中国经济增速显著趋缓。“经济决定税收”，随着经济下行压力的增大，中国税收增速和占比均有所下降，税收挖潜增收难度提高，税收征管的强化势在必行。企业作为纳税主体，税收征管能够对其生产经营发挥“赋税效应”、“寻租效应”和“治理效应”[1-2]。其中，“赋税效应”和“寻租效应”加大了企业的税收支出和寻租支出，造成了企业经济利益的流出和留存利益的减少，影响到企业税收规避行为的激进性；“治理效应”强化了企业监督，缓解了企业的信息不对称和委托代理问题，影响到企业税收激进与盈余管理行为实施的成本和收益[3-4]。那么，税收征管作为影响企业决策的重要制度环境因素，是否对企业的税收激进行为和盈余管理行为产生影响？此外，税收激进程度影响到企业的税收负担以及企业盈余管理行为的所得税成本[5]，税收激进是否对盈余管理产生影响？进一步地，在税收征管与盈余管理的关系中，税收激进是否能够发挥“传感器”作用？即税收激进在税收征管与盈余管理的关系中是否具有中介效应？产权性质作为影响企业决策的重要因素，是否对上述关系产生影响？以上问题的解答，则是本文的研究主旨。

本文以中国A股市场上市公司为研究对象，探讨税收征管对企业税收激进与盈余管理行为的影响。研究发现，税收征管抑制了企业的税收激进和盈余管理行为；税收激进与盈余管理之间具有显著的正向关系。进一步研究表明，税收激进在税收征管与盈余管理的关系中具有显著的中介效应；产权性质在税收征管与税收激进、盈余管理的关系中具有明显的调节效应。

二、文献综述

已有文献多从“赋税效应”、“寻租效应”和“治理效应”角度探讨税收征管对企业决策的影响。关于“赋税效应”。在税后收益方面，税收征管的强度与效率的提高对税收收入增长具有显著的正效应，也直接造成企业税收支出的增加和税后留存收益的减少；在企业避税方面，虽然诸多学者认为额外的税收支出会刺激企业的避税需求，但是税收征管的强化减少了税收征收漏洞，加强了对企业避税行为的监控与震慑，提高了企业的避税成本，可能会抑制企业的税收规避行为[6]；在税收负担方面，税收征管的强化使得税务检查的频率和力度增加、企业避税手段受到限制、节税收益减少，增大了企业的税收负担[1]。关于“寻租效应”。部分研究认为企业能够从自身对政府部门的寻租活动中获得避税便利[7]，但是有些研究持有反对意见，认为对社会而言，征管腐败将造成税务行政效率低下，税收收入流失，并对社会改革、民间创业等造成不良影响[8]，对企业而言，寻租活动虽然能够降低企业名义税负，但会增加企业的非生产性支出，造成实际税收负担水平不降反升，阻碍企业长远发展[1]。关于“治理效应”。政府以税收形式参与企业利润分配，是企业特殊身份的投资人，而税收征管则是政府对企业生产经营进行监督、保障税收所得的过程，因此税收征管在一定程度上能够对公司发挥治理效应。

在对税收激进的研究中，已有文献往往聚焦于实施动机和制约因素两个方面。一是在实施动机上。首先，管理层为追求短期业绩目标，频繁实施税收激进行为，且上述行为随着对管理层股权和薪酬激励的增加而不断扩大[9]；此外，为了降低企业财务透明度、掩盖其利益侵占行为，经理人和作为内部控制人的大股东也会青睐税收激进行为[4]。二是在制约因素上。首先，由于不同所有制企业的社会责任意识存在差异，产权性质成为影响企业税收激进行为的重要因素，且相比于国有企业，非国有企业的税收激进程度往往较高；其次，CEO任职时间与超额控制权也会对税收激进行为产生重要影响，尤其是在家族企业中，这种关系将更加显著；最后，地方政府换届带来的税收政策变更等因素也会对税收激进行为产生影响[5]。

近年来，诸多学者聚焦于盈余管理的影响因素研究，并从公司内部治理因素和公司外部影响因素两个方面展开讨论。一方面，公司内部治理机制是影响企业盈余管理行为的关键因素。从薪酬激励方式来看，以业绩考核为标准的管理层薪酬契约增加了经理人与大股东“盈余合谋”的可能性，使得经理人利用盈余管理为“大股东掏空”作掩护[10-12]；从股权激励方式来看，对管理者股权激励造成的利益趋同效应，促使管理者加大盈余管理程度来降低企业的融资成本[2]；从内部控制来看，部分学者认为非会计内部控制是抑制企业盈余管理行为的重要节点[13]。另一方面，公司外部影响因素。国家对中小股东保护政策的加强和相关部门监管质量的提高，均会弱化大股东侵蚀中小投资者利益的“壕沟效应”，减少盈余管理行为[14]。

综合以上内容可以看出，虽然诸多文献对税收征管、税收激进和盈余管理展开研究，并取得了累累硕果，但是鲜有文献将其纳入同一个框架进行分析。本文以税收征管作为研究切入点，探讨了税收征管、税收激进和盈余管理三者之间关系，并进一步研究了税收激进在税收征管与盈余管理关系之间的中介效应，以及产权性质的调节效应。

三、理论分析与研究假设

(一)税收征管与税收激进

“前景理论”指出，企业在面临损失的前景下更倾向于使用激进的方式规避损失，导致税收激进行为的发生[15]。税收征管作为重要的外部环境因素，对企业发挥治理效应，从而提高企业实施税收激进行为的成本，抑制企业的税收激进行为。具体而言：第一，税收征管提高了企业实施税收激进行为的直接成本。首先，税收征管的强化使得税源控管更为严格，税收征管流程更加严密，减少了税收征管的漏洞，提高了税收征管队伍的廉洁性，造成寻租难度和成本的增大，降低了企业税收激进的程度；其次，对于仍旧存续的寻租关系，税收征管的强化增大了其暴露的风险，促使企业坚持寻租所要支付的非生产性支出大幅度增加，提高了企业实施税收激进行为的成本，降低了税收激进的可行性[1]；最后，税收征管的强化对企业的税务人才提出了更高的要求，企业为了获得更高的节税收益，将增加人力资本投入，提高了企业实施税收激进行为的成本。第二，税收征管提高了企业实施税收激进行为的间接成本。税收征管的强化增大了税务检查的深度与广度，增强了税务机关的敏感性，提高了企业实施税收激进行为被查处的可能性[5]。一旦税收激进行为被查处，企业必须按照相关规定补齐税款及滞纳金，还将面临罚款、纳税人信用等级下调和税收优惠取消等处罚，不仅增加了企业的非生产性支出，而且影响到企业的声誉和日常经营活动的顺利进行。综上，税收征管提高了税收激进行为的直接成本和间接成本，对企业的税收激进行为具有抑制作用。基于以上分析，本文提出假设：

H1：税收征管的强化对企业税收激进行为具有抑制作用。

(二)税收征管与盈余管理

“法律与金融学派”认为，法律环境改善可以在一定程度上约束企业内部的机会主义行为，净化资本市场环境，保护投资者利益[4]。税收征管的强化促进了税收执法环境的改善，强化了外部监督的效力，有利于税收征管“治理效应”的发挥。税收征管“治理效应”抑制企业的盈余管理行为：其一，税收征管增大了盈余管理的所得税成本。在企业实施盈余管理行为时，基于降低应纳税所得额的考虑，通常选择非应税项目进行利润调整和业绩平滑，但是会计与税法对企业利润的统计口径不同，产生了会计税收差异。会计税收差异是税务检查的重点，为了规避税务检查，企业将同时操纵应税和非应税项目，缓解会计税收差异。企业对应税项目的操纵增加了企业税收支出，提高了盈余管理的所得税成本[3]，对盈余管理行为具有一定的抑制作用。其二，税收征管增大了盈余管理被暴露的风险。首先，从管理者角度来看，“委托代理理论”指出，在高额薪酬的激励下，经理人具有实施盈余管理、抬高企业业绩的动机[16-17]。税收征管的强化使得税务检查的频率提高，企业的财务透明度上升，管理层的投机行为被暴露的风险增大。“管理层防御假说”认为，管理层具有天然的风险规避倾向，为了避免可能的诉讼赔偿、名誉损失和失业危机，并提高自身职位的稳固性，管理层则会降低盈余管理程度。其次，从股东角度来看，大股东作为小股东的实际代理人，常常凭借自身的所有权和信息获取优势操纵董事会，而管理层出于职业生涯考虑，容易与大股东达成“盈余合谋”，利用盈余管理掩盖大股东“掏空”事实[10]。当税收征管强化时，税收征管部门对企业账目的检查和审核更加严格，盈余管理实施的风险增大，“盈余合谋”行为一旦被中小股东或监管部门发现，将影响到大股东的控制权和企业价值。因此，税收征管的强化降低了企业盈余管理的程度。基于以上分析，本文提出假设：

H2：税收征管的强化对企业盈余管理行为具有抑制作用。

(三)税收激进与盈余管理

当企业的税收激进程度较低时，企业的避税情况较少、税收负担相应较高，企业实施盈余管理的压力较大。首先，从税收支出的视角来看，虚增企业利润、粉饰财务业绩等盈余管理行为将造成企业应纳税所得额的增加，形成较高的所得税税收支出，进一步增大了企业税收负担[3]。其次，从现金流量视角来看，伴随着盈余管理而增大的税收支出，税收的无偿性和强制性特征决定了企业必须履行按时、足额缴纳税金的义务，造成企业现金流量的大额流出，加重企业的财务负担。因此，从税收支出和现金流量两个方面，在企业税收激进程度较低的情景下，企业的盈余管理程度也较低。反之，当企业的税收激进程度较高时，企业的税收负担较低，盈余管理行为的实施对企业税收支出和现金流量的影响较小。因此，在企业税收激进程度较高的情景下，企业盈余管理的程度也相对较高。基于以上分析，本文提出假设：

H3：税收激进与盈余管理二者具有正向关系。

四、研究设计

(一)变量设计

1.税收征管强度(TAXE)。本文采用如下方法度量税收征管强度：构建回归模型1，测算地区税收收入与国内生产总值比值(TAX/GDP)的预期值；分别计算TAX/GDP实际值与预期值的比值TAXE1，TAX/GDP实际值与预期值的差值TAXE2，以衡量地区税收征管强度。税收征管强度(TAXE)的数值越大，表明企业的税收征管强度越高。

TAXit/GDPit=ν0+ν1(IND1it/GDPit)+

ν2(IND2it/GDPit)+ν3(IMPit+EXPit)/GDPit+ζit

(1)

其中，TAX为地区年度税收收入，GDP为地区年度国内生产总值，IND1、IND2分别为地区第一、二产业年度生产总值，IMP、EXP分别为基于平均汇率计算的地区年度进口总额、出口总额，下标t为年度，i为地区。

2.税收激进程度(ETR)。采用税收负担来反映税收激进的程度，包括以下三种方式：ETR1=(所得税费用-递延所得税费用)/税前利润；ETR2=支付税金的现金净支出/(税前利润-营业外收支净额)；ETR3=实际税率/名义税率。实际税率等于所得税费用与利润总额的比值。ETR的数值越大，表明企业税收负担越高，企业的税收激进程度越低。

3.盈余管理程度(DA)。分别采用琼斯模型和修正琼斯模型度量盈余管理程度：琼斯模型(模型2)衡量，运用最小二乘法估计模型2的残差，得到盈余管理程度DA1；修正的琼斯模型(模型3)衡量，运用最小二乘法估计模型3的残差，得到盈余管理程度DA2。

TAit/Ait-1=α0/(Ait-1)+α1ΔREVit/(Ait-1)+

α2PPEit/(Ait-1)+μit

(2)

NTAit/Ait-1=α0/(Ait-1)+α1(ΔREVit-

ΔRECit)/(Ait-1)+α2PPEit/(Ait-1)+μit

(3)

其中，TA为总应计利润，即营业利润与经营活动现金流量之差；A为资产总额；ΔREV为主营业务收入当期值与上期值的差额；PPE为固定资产总额；ΔREC表示应收账款当期值与上期值的差额；μ为残差项。盈余管理(DA)的数值越大，表明企业的盈余管理程度越高。

4.控制变量。企业成长状况(GROW)，采用资产增长率度量；公司规模(SIZE)，采用资产的自然对数度量；财务杠杆(LEV)，采用负债与资产总额的比值度量；固定资产比率(CAP)，采用固定资产净额与期初资产的比值来度量；存货比率(INV)，采用存货净额与期初资产的比值来度量；市值账面比(MB)，采用公司市值与账面价值的比值来衡量；股权集中度(OWN)，采用第一大股东持股比例来度量[14]；CEO股权激励(CEOP)，采用CEO持股比例来度量，CEO持股有利于降低委托代理成本，影响到税收激进的程度[10]。

(二)模型设计

1.构建模型4，验证税收征管与税收激进之间的负向关系(假设H1)是否成立。

ETRit=α0+α1TAXEit+α2GROWit+α3SIZEit+α4LEVit+α5CAPit+α6INVit+α7MBit+α8OWNit+α9CEOPit+εit

(4)

其中，因变量ETR表示税收激进程度，包括ETR1、ETR2和ETR3，自变量TAXE表示税收征管强度，包括TAXE1与TAXE2，其余为控制变量。由于ETR数值越大，税收激进程度越低，如果回归系数α1显著为正，则说明税收征管强度越大，税收激进程度越低，即假设H1成立。

2.构建模型5，验证税收征管与企业盈余管理程度之间的负向关系(假设H2)是否成立。

DAit=β0+β1TAXEit+β2GROWit+β3SIZEit+β4LEVit+β5CAPit+β6INVit+β7MBit+β8OWNit+β9CEOPit+ωit

(5)

其中，因变量DA表示企业盈余管理程度，包括DA1和DA2；如果回归系数β1显著为负，则税收征管强度越大，企业盈余管理程度越低，即假设H2成立。

3.构建模型6，验证税收激进程度与盈余管理程度之间的正向关系(假设H3)是否成立。

DAit=γ0+γ1ETRit+γ2GROWit+γ3SIZEit+γ4LEVit+γ5CAPit+γ6INVit+γ7MBit+γ8OWNit+γ9CEOPit+ζit

(6)

如果回归系数γ1显著为负，说明税收激进程度越高，盈余管理程度也越高，即假设H3成立。模型4～6中的α、β、γ为回归系数，ε、ω、ζ为残差项，具体的变量界定如表1所示。

表1 变量界定表

(三)样本与数据

本文以中国A股证券市场上市公司1999—2016年的数据作为研究样本，并依据中国证监会公布的上市公司行业分类标准对样本进行划分。考虑到金融行业的特殊性，本文将其从样本中进行剔除，最终得到制造、社会服务、建筑、传播与文化、房地产、农林牧渔、交通运输仓储、采掘、信息技术、批发零售、综合类和电煤水12个大类；依据持续经营假设，剔除营业收入为零或股东权益为负的公司；剔除所得税费用信息缺失。经过上述样本筛选程序，共得到11 717个观测样本。本文使用的数据来源于《中国统计年鉴》、WIND数据库、2017RESSET数据库以及2017CSMAR数据库，实证软件为STATA13.0。值得说明的是，由于本研究采用的是面板数据，模型的选择采用以下步骤进行确定：首先，进行F检验，检验结果不能拒绝原假设，说明不适合采用固定效应模型；其次，进行LM检验，检验结果表明接受原假设，说明不适合采用随机效应模型。经过上述测试，本文选择混合效应模型进行回归分析。

五、实证结果与分析

(一)描述性统计

变量的描述性统计结果如表2所示。从变量TAXE1和TAXE2的最小值与最大值的情况看，各省的税收征管强度存在一定差异；从变量ETR1、ETR2和ETR3的均值和中值情况看，中国上市公司存在着税收激进行为；变量DA1与DA2的均值大于零，说明上市公司的盈余管理行为较为普遍。

表2 变量描述性统计表

注：变量说明见表1。

(二)税收征管对税收激进影响的回归分析结果

基于模型4检验税收征管与税收激进的关系，回归分析结果如表3所示。列(1)～(3)中税收征管强度为TAXE1，税收激进程度依次为ETR1、ETR2和ETR3，TAXE1的回归系数在5%或1%的水平上显著性为正。列(4)～(6)中税收征管强度为TAXE2，税收激进程度依次为ETR1、ETR2和ETR3，TAXE2的回归系数在1%的水平上显著性为正。由于ETR数值越大，税收激进程度越低，上述回归结果表明，税收征管强度与企业税收激进程度呈显著负向关系，即税收征管强度越大，税收激进程度越小，假设H1得以验证。

表3 税收征管与税收激进关系的回归分析结果表

注：变量界定见表1；***、**、*分别表示1%、5%与10%的显著性水平；括号内为t值。下同。

(三)税收征管对盈余管理影响的回归分析结果

基于模型5检验税收征管与盈余管理之间的关系，回归分析结果如表4所示。列(1)和列(2)中税收征管为TAXE1，盈余管理程度分别为DA1和DA2，TAXE1的回归系数在1%的水平上显著性为负。列(3)和列(4)中税收征管为TAXE2，盈余管理程度分别为DA1和DA2，TAXE2的回归系数在1%的水平上显著性为负。可见，税收征管强度与企业盈余管理程度之间具有显著的负向关系，即税收征管强度越大，企业盈余管理程度越小，假设H2得到验证。

(四)税收激进对盈余管理影响的回归结果分析

基于模型6检验税收激进与企业盈余管理之间的关系，回归分析结果如表5所示。列(1)～(3)中盈余管理为DA1，列(4)～(6)中盈余管理为DA2。可以看出，ETR的回归系数在1%的水平上显著性为负。由于ETR数值越大，税收激进程度越低，上述回归结果表明，税收激进与盈余管理之间具有显著正向关系，即税收激进程度越高，企业盈余管理程度也越高，假设H3得到验证。

表4 税收征管与盈余管理关系的回归分析结果表

表5 税收激进与盈余管理关系的回归分析结果表

六、进一步分析

(一)税收激进的中介效应检验

在上文的分析中，可以看出，税收征管分别对企业盈余管理和税收激进具有负向影响，税收激进对盈余管理具有正向影响，那么税收激进在税收征管与盈余管理之间是否具有中介效应？则是本部分揭示的重点。采用模型7检验税收激进的中介效应。

DAit=λ0+λ1TAXEit+λ2ETRit+λ3GROWit+λ4SIZEit+λ5LEVit+λ6CAPit+λ7INVitλ8MBit+λ9OWNit+λ9CEOPit+ωit

(7)

具体检验步骤如下所述：首先，表3的分析结果表明税收征管对税收激进具有显著负向影响；表4表明税收征管与企业盈余管理程度具有显著负向关系。其次，基于模型7的回归分析结果如表6所示。列(1)至列(6)中的盈余管理为DA1，列(1)～(3)中的税收征管均为TAXE1，税收激进分别为ETR1、ETR2和ETR3，列(4)～(6)中的税收征管均为TAXE2，税收激进分别为ETR1、ETR2和ETR3，且ETR与TAXE的回归系数均在1%的水平上显著为负；列(7)～(12)中的盈余管理为DA2，列(7)～(9)中的税收征管均为TAXE1，税收激进分别为ETR1、ETR2和ETR3，列(10)～(12)中的税收征管均为TAXE2，税收激进分别为ETR1、ETR2和ETR3，且ETR与TAXE的回归系数均在1%的水平上显著为负。上述结果表明，税收激进在税收征管与盈余管理的关系中具有显著的中介效应。最后，Sobel检验所对应的Z值在1%或5%的水平上显著，进一步验证了税收激进的中介效应。

(二)产权性质的调节效应

在不同产权性质下，税收征管与税收激进、税收征管与盈余管理的关系可能随着企业社会责任意识、经理人业绩追求以及政治联系的差异而发生改变。对此，本文按照产权性质的不同，将样本划分为国有企业与非国有企业，对上述问题进行探讨。

表7列示了在国有企业与非国有企业情景下的税收征管与税收激进关系的对比结果。可以看出，在国有企业中，税收征管与税收激进之间的负向关系不再显著，而在非国有企业中，上述负向关系依然显著。此外，本文采用组间系数差异性检验进一步探讨税收征管与税收激进的关系在国有产权与非国有产权中是否存在显著性差异。依次对列1和列7、列2和列8、列3和列9、列4和列10、列5和列11、列6和列12下的税收征管回归系数进行差异性检验，系数差异F值的显著性水平介于1%至10%之间，说明税收征管与税收激进的关系在不同产权性质的企业中存在着明显的差异，即产权性质具有显著的调节效应。

表6 税收激进中介效应的回归分析结果表

表8列示了在国有企业与非国有企业情景下的税收征管与盈余管理关系的对比结果。可以看出，在国有企业中，税收征管与盈余管理之间的负向关系依然显著，而在非国有产权中上述关系不再显著。本文采用组间系数差异性检验进一步验证税收征管与盈余管理相关关系在国有产权与非国有产权中是否存在显著性差异。依次对列1和列5、列2和列6、列3和列7、列4和列8下的税收征管回归系数进行差异性检验，系数差异F值的显著性水平介于5%至10%之间。综上所述，税收征管与盈余管理之间的负向关系在不同产权性质的企业中具有显著性差异。

(三)稳健性检验

为了考察变量度量方式的不同对实证研究结果的影响，本文采用变量替代度量方法，检验研究结果的稳定性。税收征管度量方式的替代：将基于平均汇率计算的地区年度进、出口总额度量的税收征管强度，替换为基于年末汇率重新计算的地区年度进、出口总额度量的税收征管强度。盈余管理度量方式的替代：采用业绩匹配方法计算企业盈余管理程度，即将样本企业盈余管理程度减去同行业资产净利率最相近企业的盈余管理程度，得到业绩匹配后的操纵性应计利润。控制变量度量方式的替代：成长状况的计算方式由资产增长率改为销售收入增长率；公司规模的计算方式由资产的自然对数改为销售收入的自然对数；财务杠杆的计算方式由负债与资产的比值改为流动负债与流动资产的比值；股权集中度改为前三大股东持股比例。

依次进行上述关键性变量替换后，研究结论保持不变。

表7 税收征管与税收激进：产权性质调节效应表

七、研究结论

在理论分析税收征管、税收激进与盈余管理之间关系的基础上，本文以中国上市公司为研究对象进行了实证检验，研究发现：随着税收征管强度的加大，上市公司税收激进程度明显下降，即税收征管对税收激进具有显著的抑制作用；随着税收征管强度的加大，上市公司盈余管理程度逐渐降低，即税收征管对盈余管理具有约束作用；税收激进程度与企业盈余管理程度之间具有显著的正向关系；税收激进在税收征管与盈余管理之间的关系中起到了中介效应；企业产权性质对税收征管与企业相关行为之间的关系具有显著影响，相对于国有企业，税收征管与税收激进之间的负向关系在非国有企业中更为显著，而税收征管与盈余管理之间的负向关系则在国有企业中更为显著。

本文的研究表明，税收征管强化有助于抑制企业税收激进与盈余管理行为，有利于稳定税收来源、减少企业税收风险、提高会计信息质量和保护投资者利益。上市公司应当提升公司内部治理水平，并积极配合税收征管工作。同时，税收征管对盈余管理具有抑制作用，这不仅说明税收征管外部治理效应的有效性，而且对公司内部治理的完善提出了更高的要求。外部治理和内部治理齐头并进、双重协调，更有利于减少企业管理层的道德风险和逆向选择问题，降低企业税控风险，维护投资者利益，实现征纳双方的共赢。

表8 税收征管与盈余管理：产权性质的调节作用表