税收征管与股价同步性——基于制度背景的研究

○ 蔡栋梁 刘 敏 邹亚辉 郜建豪

引言

资本市场的套利活动是基于私有信息的交易活动，信息引导着投资者的决策，并最终导致股价的波动。Mork等[1]从投资者产权保护的角度，利用资本资产定价模型构建了股价同步性指标，该指标用于衡量个股波动与市场平均波动之间的关系。现有研究分别从信息效率和噪音两个角度解释股价同步性的经济含义。“信息效率学派”的部分学者认为股价同步性越低，意味着股价中反映的企业特质信息越多，信息效率越高。然而，也有学者持相反的观点。“非理性学派”认为股价同步性是信息的合集，包含了企业基本面信息及与基本面无关的信息噪音。在欠发达资本市场，股价的波动由噪音驱动，较低的股价同步性是噪音交易者误将噪音当作信息进行交易导致的。因此，股价同步性与资本市场的信息效率正相关。现有研究基于代理理论、法与金融理论、信息不对称理论等，从公司治理、投资者保护及信息中介等视角，探究了股价同步性的影响因素，并取得很多有意义的成果。然而，这些研究忽视了政府行为的异质性，对特定的政府行为与股价同步性之间的关系缺少关注。

政府行为对企业的影响一直是企业财务领域非常重要的研究话题。Morck等指出，政府行为的变化会影响套利者的交易行为，最终影响股价同步性。[1]特别对于转轨时期的中国资本市场而言，政府颁布的政策和法律会直接影响套利者的投资策略。进一步，政府的税收政策在调整产业结构、调节收入分配、引导资源配置等方面发挥着重要作用。虽然地方政府没有权利对法定税率进行调整，[2]但可以通过税收征管来影响企业的实际税率。与此同时，国内外的大量经验证据表明，税务机关代表国家对企业的财务会计工作进行监督，税收征管是影响企业经营与发展的重要外部治理机制。考虑到税收征管对企业的重要影响，本文选取税收征管作为研究政府行为的切入点，考察了税收征管与股价同步性之间的关系。

以2004-2017年A股上市公司作为研究样本，本文实证检验了税收征管与股价同步性二者之间的关系。研究发现，加强税收征管有利于降低信息不对称程度，提高企业的透明度，最终弱化噪音交易给股价运动带来的不确定性，股价同步性随之提高，税收征管力度与股价同步性之间呈正向关系；良好的制度环境是确保税收征管发挥其监督和治理功能的重要保障，在市场化水平较高的地区、法治水平较高的地区及金融发展水平较高的地区，税收征管更能够发挥其监督和治理作用，最终强化税收征管与股价同步性之间的正向关系。进一步，机构投资者和分析师作为资本市场的信息中介本身就能够发挥提高透明度，改善企业的信息环境作用，最终弱化税收征管对股价同步性的正向影响。

本文可能的贡献在于：（1）给出了特定的政府行为影响股价同步性的直接证据。现有研究主要从公司治理、投资者保护、信息中介等角度探究股价同步性的影响因素，本文丰富了股价同步性影响因素的文献，一定程度上填补了政府行为影响股价同步性这一领域文献的不足。（2）现有研究主要从代理成本、信息披露、避税和股价崩盘风险等角度探讨税收征管的经济后果，对税收征管与股价同步性之间的关系缺少关注，本文丰富了税收征管经济后果的研究。（3）具有一定的理论和实践意义。理论意义方面，“信息效率学派”和“非理性学派”对股价同步性的经济含义存在不同的理解。本文为“非理性学派”在我国资本市场的研究提供了经验支持，为现有研究存在的分歧提供了新证据，支持了股价同步性与资本市场的信息效率正相关。实践意义方面，税收征管作为一种外部治理机制提高了企业的股价同步性，说明我国税务机关开展的税收征管工作不仅保障了国家税收收入的稳定，而且促进了有效信息在企业和投资者之间的传递，增进了资本市场的效率，有利于投资者重新认识税收征管在我国资本市场的作用。

一、文献回顾与研究假说

1.文献回顾

国内外关于股价同步性的研究存在两个学派：“信息效率学派”和“非理性学派”。两个学派对于股价同步性的理解和代表的经济含义是不同的。具体如下：

“信息效率学派”，以Morck等为代表的学者认为，股价同步性越高，说明股价中包含的企业特质信息越少，信息效率越低，个股波动与大盘波动之间呈现出较高的同步性。[1]他们认为，在投资者产权保护较差的国家，由于信息披露不充分或不规范等原因，企业特质信息对套利者的决策有用性降低，套利者更多地依赖市场信息和行业信息进行投资，因此股价中融入的企业特质信息较少，股价同步性较高。Jin等、Hutton等及国内部分学者也取得与上述研究一致的观点。[3,4]然而，Kelly、Chan等研究发现，股价同步性与股票流动性正相关，股价同步性较高的企业，其信息不对称程度更低，说明股价同步性正向地反映资本市场的信息效率。[5,6]周林洁针对中国资本市场的研究发现，公司治理水平与股价同步性正相关，同样表明股价同步性正向地反映资本市场的信息效率。[7]由此可见，他们对股价同步性与信息效率的关系并没有取得一致的结论。

“非理性学派”，以West为代表的学者认为，股价的波动与投资者情绪、非理性投资行为等噪音有关，股价同步性受到噪音交易驱动。[8]此后，Barberis等研究发现，公司股票被纳入标准普尔500指数后，个股波动与大盘的联动性显著提高，这种现象显然不能用信息效率学派的观点来解释，股价同步性更多地与市场摩擦和投资者情绪有关。[9]进一步，Li等、Chan等的研究发现，较低的股价同步性反映了较低的股价信息含量，并得出低股价同步性反映更多的噪音，支持了“非理性行为假说”。[10,11]林国忠等通过盈余公告效应和股价信息含量检验表明，股价同步性较低的企业具有更多的盈余公告后漂移现象，且股价较少地反应当期和未来盈余信息，较低的股价同步性整体表现为噪音。[12]Wang等、Hu等、许年行等认为，在善待完善的新兴市场，股价同步性并非反映了股价中企业特质信息的多寡，而是与投资者对企业特质信息的反应偏误或企业基本面存在的不确定性相关。[13-15]最后，Dasgupta等、王亚平等、田高良等提供了股价同步性与信息效率正相关的直接证据，认为较高的透明度意味着与企业相关的未来事件信息已经反映在股价中，信息透明度的提高会降低企业未来发展的不确定性，弱化噪音交易对股价波动的影响。[16-18]

综合上述文献，在“信息效率学派”内部，股价同步性与信息效率的关系存在不一致的观点，且各自都有文献支持。对于“非理性学派”，国内外的研究结论是一致的，即股价同步性代表了更少的噪音和更高的信息效率。本文更倾向于“非理性学派”的观点，正如王亚平等所述，中国资本市场并不是一个充分有效的市场，股价中的噪音占主导地位，投资者并不能识别和区分不同类型的信息，这意味着股价的波动由噪音驱动。[17]并且股价同步性与噪音之间的反向关系已经得到大量文献的支持，[7,13,14,17]本文正是在这一前提下，探讨税收征管与股价同步性的关系。相关研究还从产业政策、机构投资者、大股东控制、政治关系、关系型交易、分析师等视角探究股价同步性的影响因素。[19-26]总体而言，股价同步性的研究主要从企业特征、信息中介及信息需求者的角度来研究企业信息的传递机制。Morck等指出，政府行为的变化会影响套利者的交易行为，最终影响股价同步性。[1]然而，从目前的研究现状来看，很少文献探究政府行为与股价同步性之间的关系。因此，在中国特殊的制度背景下，研究政府行为与股价同步性之间的关系具有重要的理论意义。

进一步，税收征管作为政府税收政策和征稽力度的集中体现会对企业产生重要的影响。实际上，税收征管对企业的影响一直受到企业金融文献的密切关注。国内外学者针对税收征管如何影响企业的代理成本、财务报告质量、盈余管理、避税、股价崩盘风险及融资约束等进行了深入研究。[27-34]总体而言，地区税收征管的异质性会带来企业真实活动的变化，并促使企业的组织治理、财务活动等向积极的方向发展，促进了有效信息在投资者之间的传递，有利于引导投资者由噪音交易向理性投资转变，最终导致企业的股价同步性发生改变。

2.研究假说

（1）税收征管与股价同步性

首先，税收作为政府对企业利润的强制性分享，使得政府几乎是所有企业最大的“小股东”。[30]与其他股东“用脚投票”的方式不同，税务机关的“股东权利”不能进行交易，税务机关只能通过对企业进行长期、持续的监管来维护自身利益。[35]为了避免税收收入流失，保障自身的利益，税务机关会行使法律赋予的权利，表现为税收征管部门可以核实、印证企业的账目和生产经营情况。税务机关有强烈的动机去监督任何危害税源的行为，间接发挥了监督内部人的作用，如抑制管理层对股东利益的侵占，抑制大股东的占款、关联方交易等“掏空”行为，因此，税收征管可以改善公司治理水平。[36]公司治理水平的提高会降低公司基本面的不确定性，抑制噪音交易，从而降低股价的异质性波动，提高股价同步性。[7]

其次，税收征管具有抑制企业盈余管理[30-32]和避税的作用。[33]盈余管理和避税活动的减少，能够提高企业的信息透明度。在噪音较少的市场，企业特质信息驱动着股价的波动，信息透明度的提高使得企业特质信息融入股价的含量增加，股价同步性降低，股价同步性与信息透明度负相关。而我国资本市场是一个噪音较多的市场，股价的波动主要受到噪音推动。[7]信息透明度的提高使外部投资者更容易了解企业的基本面信息，弱化噪音交易给股价未来运动带来的不确定性，个股波动由此降低，使得信息透明度与股价同步性正相关。[16,17]

最后，税务机关对企业的会计造假、偷税、漏税等财务犯罪行为，可以依法提起诉讼，使该类企业面临较高的诉讼成本和处罚成本。并且，税务机关有义务将企业的财务犯罪信息向公众公告，一旦市场知悉了这些消息，势必会造成股价的大幅贬值和声誉损失。[31]因此，税务机关开展的税收征管工作具有威慑作用，能够迫使企业谨慎地处理和披露会计信息，进而提高财务报告质量[28]和信息披露质量。[37]较高的财务报告质量和信息披露质量使得股价可以充分反映企业基本面信息，减少了股价中的噪音成分。同时，信息披露质量的提高能够增强投资者的信心，打消投资者对企业未来发展不确定性的疑虑，减弱噪音对股票个体波动的影响，股价同步性随之提高。[38]基于上述分析，本文提出假设：

H1：税收征管力度与股价同步性正相关

（2）税收征管、制度环境与股价同步性

中国是一个幅员辽阔的国家，且伴随着渐进式市场化改革，各地区的制度环境表现出较大的差异。税收征管之所以能够提高股价同步性，是因为税收征管的监督和外部治理功能能够抑制企业的机会主义行为，提高企业的透明度，降低信息不对称，最终减少股价中的噪音，股价同步性随之提高。但是，在不同的制度环境下，地区的税收征管行为将呈现异质性。换言之，在不同的制度背景下，税收征管的监督和治理功能存在差异，最终使得税收征管与股价同步性之间的关系存在差异。因此，本文从市场化水平、法治水平及金融发展水平等方面进一步分析在不同的制度环境下，税收征管与股价同步性之间的关系。

首先，在市场化水平较高的地区，政府的角色由“干预型”向“服务型”转型加快，市场机制的作用发挥较为充分。[39]而在市场化水平较低的地区，政府存在明显的非市场化行为，较多的干预和“越位”形成了错综复杂的政企关系。并且在这些地区，“关系经济”代替“契约经济”占据着更加主要的地位。[40]“关系经济”的存在不仅会滋生税收腐败、破坏税法执行的统一性，而且使得税收征管丧失了应有的监督和治理功能，税收征管的积极作用被极大地弱化。[35]税收征管之所以能够提高股价同步性，是因为税收征管发挥了监督和治理功能。上述功能的弱化使得税收征管降低信息不对称，提高信息透明度的作用随之降低，最终弱化税收征管提高股价同步性的积极作用。

其次，完善的法律约束和监管机制是合理宏观税负的前提，离开了这个前提，必然导致税务人员的税收执法与客观法律标准的偏离。[41]在法治水平较低的地区，地方政府的行政权利更大，对企业的干预程度也更高，更容易滋生税收腐败和税务“寻租”行为。[34]税收腐败和税务“寻租”等政府机会主义行为为企业的避税、逃税活动创造了“温床”，因此，在法治水平较差的地区，税收征管的监督和治理作用也被极大地弱化。与前面的逻辑一致，当税收征管的监督和治理作用被弱化时，提高股价同步性的积极作用也被弱化。

最后，在金融发展水平较高的地区，金融中介更为发达，这些金融中介掌握了与之有业务往来企业的丰富信息，[42]它们往往是辅助税务机关开展税收征管工作的重要帮手。税务机关与金融中介的合作可以有效防治企业偷税、漏税等财务犯罪行为，有效提高企业的透明度，最终有利于提高股价同步性。在金融发展水平较高的地区，与金融相关的信息技术也更为发达，税务部门更容易开展“互联网+税务”的信息化建设。信息化建设一方面能够提高税收征管效率，另一方面有利于税务机关挖掘企业信息，使股价反映更多的企业基本面信息，减少了股价的异质性波动，股价同步性随之提高。基于上述分析，本文提出假设：

H2：在其他条件相同的情况下，较好的制度环境（市场化水平较高、法治水平较高、金融发展水平较高）能够强化税收征管对股价同步性的正面影响

二、研究设计

1.样本和数据来源

本文以2004-2017年的 A股上市公司作为研究样本，税收数据来自《中国税务年鉴》，目前可公开查询到的数据仅到2017年，因此本文数据的截止日期设在2017年。市场化水平数据、法治水平数据及金融发展水平数据来自樊纲等编制的《中国市场化指数》，数据缺失的年份以3年为期求移动平均值，[43]其他数据均来自CSAMR数据库。最后，遵循以下原则对数据进行处理：（1）剔除金融类上市公司样本；（2）剔除ST样本；（3）剔除数据有缺失值的样本；（4）在1%水平上对连续变量进行WINSOR处理。

2.模型的设计及变量的定义

为了考察地区税收征管力度与股价同步性之间的关系，本文构建模型（1）。

对于被解释变量股价同步性指标（SYNi,t），参考Morck等、Durnev等的做法，使用模型（2）的拟合系数R2来衡量。[1,44]

模型（2）中的Ri,t和Rm,t分别表示研究期间第t个交易日的公司收益率和市场收益率，其中市场收益率分别用沪市和深市的综合指数收益率表示。由于上市公司规定的年报披露截止日期为4月30日，为了使市场收益率与年报相对应，模型（2）的回归区间界定为该年度5月初的第一个交易日到下一年4月末的最后一个交易日。参考现有文献的做法，本文对模型（2）拟合系数R2进行对数转换，使其符合最小二乘法的回归要求，模型（3）的计算结果即为股价同步性的衡量指标。

对于解释变量税收征管力度指标（TEi,t），参考Xu等、叶康涛等的做法，采用各地区实际税收收入与预期可获得的税收收入之比来衡量。[27,31]具体做法，首先构建模型（4）来估算各地区预期可获得的税收收入：

模型（3）中Ti,t/GDPi,t为各地区当年末的税收收入除以当年的GDP；IND1为各地区当年末第一产业的产值；IND2为各地区当年末第二产业的产值；OPENESS为各地区当年末的进出口总额。将上述数据代入模型（5）进行回归，计算出预期的Ti,t/GDPi,t，用Ti,t/GDPi,t_EST表示。税收征管力度为各地区的实际税收收入与估算的预期税收收入之比，具体如下：

参考已有的文献，本文的控制变量包括：资产规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、净资产收益率（ROE）、市值账面比（MB）、管理层薪酬（PAY）、董事会持股比例（SHARE）、第一大股东持股比例（TOP1）、股权制衡（Z）、独立董事比例（INP）、二职合一（DUAL）、董事会规模（BOARD）、产权性质（SOE）、基本面同质性（DROE）、市场交易活跃程度（TOVER）、机构投资者持股（INST），同时本文还控制了省份（PRO）、行业（IND）和年度（YEAR）固定效应。本文所有回归均使用异方差调整的稳健标准差计算显著性水平，并在企业层面进行聚类处理。变量的名称和定义见表1。

表1 变量的名称和定义

三、实证结果与分析

1.主要变量的描述性统计

表2报告了变量的描述性统计。从结果来看，股价同步性（SYN）的最小值为-3.498，最大值为0.931，标准差为0.796，说明样本企业间股价同步性的差异较为明显，呈两极化趋势。税收征管（TE）的最小值为0.558，最大值为1.540，说明企业所在地区的税收征管力度差异较大，同时也暗示了各地区的企业在不同税收征管力度下会呈现不同的行为特征，不同的行为将影响股价中特质信息的融入，最终影响股价同步性。其他变量的取值和分布尚属正常。

表2 变量的描述性统计

2.回归分析

（1）税收征管与股价同步性

表3报告了税收征管与股价同步性的回归结果。第（1）列仅控制了省份、行业和年度固定效应，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.076，T值为1.97）。第（2）列仅控制了企业层面特征等控制变量，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.064，T值为2.11）。第（3）列控制了省份、行业、年度固定效应及企业层面特征等控制变量，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.082，T值为2.37）。说明地区的税收征管力度会对企业的股价同步性产生影响，企业所在地区的税收征管力度越大，其股价同步性越高，支持了假说1。在我国资本市场，股价同步性指标正向反映了资本市场的信息效率，说明税务部门开展的税收征管工作弱化了资本市场的噪音交易，具有提高资本市场效率的积极作用。

表3 税收征管与股价同步性

（2）税收征管、制度环境与股价同步性

表4报告了税收征管、制度环境与股价同步性的回归结果。第（1）列为市场化水平对税收征管力度与股价同步性关系的调节作用，主要关注税收征管力度与市场化水平的交叉项，交叉项（TE×MKT）的回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.032，T值为2.00），说明较高的市场化水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系。第（2）列为法治水平对税收征管力度与股价同步性关系的调节作用，主要关注税收征管力度与法治水平的交叉项，交叉项（TE×LEGAL）的回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.014，T值为2.08），说明较高的法治水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系。第（3）列为金融发展水平对税收征管力度与股价同步性关系的调节作用，主要关注税收征管力度与金融发展水平的交叉项，交叉项（TE×FD）的回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.036，T值为2.21），说明较高的金融发展水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系。以上结果支持了假说2。

表4 税收征管、制度环境与股价同步性

四、进一步分析

税收征管提高股价同步性的现象，可能的解释是地方税务局机关开展的税收征管工作改善了公司治理，抑制了内部人的机会主义行为，降低了企业与投资者之间的信息不对称程度。最终，投资者可以获得更多的价值相关信息，弱化了噪音交易给股价波动带来的不确定性。在企业信息向投资者传递的过程中，机构投资者和分析师作为信息中介在改善信息环境方面发挥着重要的作用。[45,46]为此，本文从机构投资者和分析师的视角进行了截面分析。

1.税收征管、机构投资者持股与股价同步性

机构投资者拥有更强的信息搜寻能力和解读能力，它们通过电话访谈、参与公司治理等方式，充分地掌握了企业层面的私有信息，并通过交易将信息融入股价，加速了企业私有信息的公开化。[47,48]此外，机构投资者可以减少企业对信息的囤积，使信息更快地传递到市场，提高信息效率。[49]进一步，机构投资者通过提案、分类表决权等股东积极主义行为参与公司治理，在监督上市公司、制衡大股东、改善治理机制等方面发挥着重要作用。[50]换言之，机构投资者通过对企业生产、经营等信息的挖掘、解读和利用，一方面已经将企业的价值相关信息反映出来；另一方面，机构投资者作为重要的监督和治理力量能够抑制内部人的机会主义行为，提高企业的透明度。这意味着税收征管缓解信息不对称，提高透明度的增量作用在机构投资者持股比例较高的企业不那么明显。为此，本研究判断税收征管提高股价同步性的现象主要存在于机构投资者持股比例较低的样本中。

2.税收征管、分析师数量与股价同步性

分析师的主要职能是通过发布研究报告，向市场提供有价值的信息。他们凭借专业知识、团队合作及实地调研等方式，不仅向市场传递有价值的企业特质信息，[26]而且一定程度上提高了信息的准确性和精确度。[19]他们作为证券市场的信息中介具有“传话筒”和“扩音器”的作用，有效地降低了企业与投资者之间的信息不对称程度。[51]因此，分析师能够为企业营造良好的外部信息环境，[46]有利于信息在企业和投资者之间进行传递。意味着税收征管缓解信息不对称，提高透明度的增量作用在分析师数量较多的企业不那么明显。为此，本研究判断税收征管提高股价同步性的现象主要存在于分析师数量较少的样本中。

表5报告了税收征管、信息中介与股价同步性的回归结果。第（1）列为机构投资者持股比例较高组，税收征管力度与股价同步性的回归系数为负，但不显著；第（2）列为机构投资者持股比例较低组，税收征管力度与股价同步性回归系数在1%的水平下显著为正（回归系数为0.148，T值为2.99）。两组间系数差异的卡方值为5.22，在5%的水平下显著，说明两组结果的差异存在显著性。第（3）列为分析师数量较多组，税收征管力度与股价同步性的回归系数为负，但不显著；第（4）列为分析师数量较少组，税收征管力度与股价同步性回归系数在1%的水平下显著为正（回归系数为0.136，T值为2.79）。两组间系数差异的卡方值为 4.73，在5%的水平下显著，说明两组结果的差异存在显著性。以上结果证实了上文的推论。

表5 税收征管、信息中介与股价同步性

五、影响机制分析

税收征管提高股价同步性的逻辑在于：一方面，税收征管能够抑制企业的盈余管理，提高企业的信息透明度，信息透明度的提高会降低企业未来发展的不确定性，弱化噪音交易对股价波动的影响，个股波动因此降低，股价同步性随之提高；另一方面，税收征管提高了企业的信息披露质量，较高的信息披露质量使股价可以充分反映企业基本面信息，减少了股价中的噪音成分。同时，信息披露质量的提高将增强投资者的信心，打消投资者对企业未来发展不确定性的疑虑，减弱噪音对股票异质性波动的影响，股价同步性随之提高。本文将验证路径分析的合理性，以证明本文结论的可靠性。

首先，本文检验了税收征管与盈余管理之间的关系。参考Kothari等、刘启亮等，采用修正的琼斯模型分行业年度计算企业的可操纵应计盈余管理，[52,53]并对计算结果取绝对值来表示（DAabs）。①为了验证税收征管力度与盈余管理之间的关系，参考已有文献，本文构建模型（6）。盈余管理（DAabs）为企业可操纵应计盈余管理程度；现金流比率（FCF）为企业经营现金流除以总资产；现金持有（CASH）为货币资金除以总资产；审计意见哑变量（OPINION）当企业的审计意见为标准无保留意见时取1，否则取0；审计费用（FEE）为企业支付的审计费用取自然对数；行业竞争度（HHI）为企业所处行业的赫芬达尔指数。其他变量的定义和计算方式和前文一致。

其次，本文检验了税收征管与信息披露质量之间的关系，参考伊志宏等的做法，采用深圳证券交易所对上市公司信息披露质量的考评作为信息披露质量的度量方式。[54]深交所的考评结果分为优秀、良好、及格和不及格四个等级（RATING），依次赋值为4、3、2、1。由于被解释变量是离散型整数变量，且具有排序特征，因此采用OLOGIT回归。参考已有的文献，本文构建模型（7）。其他变量的定义和计算方式与前文一致。

表6为影响机制分析。从结果来看，税收征管力度与盈余管理之间的回归系数为负，且在5%的水平下显著（回归系数为-0.007，T值为-1.97），说明提高税收征管力度可以有效地抑制企业的盈余操纵程度，提高了信息透明度。税收征管力度与信息披露质量的回归系数为正，且在5%的水平下显著（回归系数为0.444，T值为2.45），说明提高税收征管力度可以有效地提高了企业的信息披露质量。上述结果验证了本文路径分析的合理性。

表6 影响机制分析

六、稳健性检验

1.重新计算股价同步性指标

模型（1）中的被解释变量股价同步性，是参照Morck等、Durnev等的做法使用模型（2）的拟合系数计算得到。[1,44]为了验证本文结论的可靠性，参照王亚平等使用模型（8）重新计算股价同步性，[17]其中ri,t为第t周的个股收益率，rm,t为第t周的市场收益率，rI,t为第t周的行业收益率，通过模型（8）估计拟合值R2，然后对R2进行对数转换，即可得到新的股价同步性指标SYN2i,t=LOG[R2(1-R2)]。为了与模型（3）的股价同步性相区别，本文将这里的股价同步性指标标记为SYN2。

税收征管与股价同步性稳健性回归结果显示（限于篇幅，略去备索），仅控制了省份、行业和年度固定效应，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.089，T值为2.40）。仅控制了企业层面特征等控制变量，税收征管力度与股价同步性回归系数在10%的水平下显著为正（回归系数为0.053，T值为1.81）。控制了省份、行业、年度固定效应及企业层面特征等控制变量，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.082，T值为2.37）。说明地区的税收征管会对企业的股价同步性产生影响，企业所在地区的税收征管力度越大，其股价同步性越高，这一结果与表3的结果一致，仍然支持假说1。

税收征管、制度环境与股价同步性稳健性回归结果显示（限于篇幅，略去备索），市场化水平对税收征管力度与股价同步性关系的调节作用，主要关注税收征管力度与市场化水平的交叉项（TE×MKT）的回归系数在10%的水平下显著为正（回归系数为0.028，T值为1.75），说明较高的市场化水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系。法治水平对税收征管力度与股价同步性关系的调节作用，主要关注税收征管力度与法治水平的交叉项（TE×LEGAL）的回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.013，T值为2.05），说明较高的法治水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系。金融发展水平对税收征管力度与股价同步性关系的调节作用，主要关注税收征管力度与金融发展水平的交叉项（TE×FD）的回归系数在10%的水平下显著为正（回归系数为0.029，T值为1.77），说明较高的金融发展水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系。以上结果仍然支持假说2。

2.采用双向固定效应模型进行检验

双向固定效应模型可以有效控制不随时间变化且无法观察的个体异质性，如企业文化等，能在一定程度上缓解遗漏变量和反向因果带来的内生性问题。因此，本文采用双向固定效应回归重新检验了模型（1）。

税收征管与股价同步性双向固定效应的回归结果显示（限于篇幅，略去备索），仅控制省份、行业和年度固定效应，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.089，T值为2.32）。仅控制企业层面特征等控制变量，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.098，T值为2.20）。控制了省份、行业、年度固定效应及企业层面特征等控制变量，税收征管力度与股价同步性回归系数在5%的水平下显著为正（回归系数为0.079，T值为2.18）。说明地区的税收征管会对企业的股价同步性产生影响，企业所在地区的税收征管力度越大，其股价同步性越高，这一结果与表3的结果是一致的，仍然支持假说1。

税收征管、制度环境与股价同步性双向固定效应的回归结果表明，较高的金融发展水平能够强化税收征管力度与股价同步性的正向关系（限于篇幅，相关表格及数据备索）。以上结果仍然支持假说2。

七、结论与启示

以2004-2017年A股上市公司作为研究样本，本文考察了地区税收征管与股价同步性之间的关系。研究发现：地区的税收征管会对股价同步性产生影响，企业所在地区的税收征管力度越大，越能够弱化噪音交易给股价运动带来的不确定性，股价同步性越高。较高的市场化水平、较高的法治水平及较高的金融发展水平能够强化税收征管与股价同步性之间的正向关系。机构投资者和分析师作为资本市场的信息中介，本身就能够发挥提高透明度、改善信息不对称的作用，从而弱化税收征管提高股价同步性的增量作用。因此，税收征管与股价同步性的正向关系在机构投资者持股比例较低、分析师较少的企业中更加显著。

本文结果表明，税收征管是影响资本市场信息效率的重要因素。本文对税收征管提高股价同步性的机理分析和研究结论，都是既有文献未曾涉及的工作，因此既丰富了税收征管经济后果的研究文献，也丰富了股价同步性影响因素的研究文献。基于上述研究发现，本文提出以下政策建议：一方面，重点关注税收征管过程中的合法性和公平性。虽然税收征管作为外部治理和监督机制能够抑制企业的会主义行为，提高资本市场的信息效率，但是一味地提高税收征管力度会加重企业的税收负担，破坏企业的经营生态环境，影响企业的可持续发展；另一方面，应加强税收征管的信息化建设，提高税收征管的透明度，对税收征管工作的各项环节进行流程控制，抑制税务工作过程中的寻租行为。

注释

① TAt/At-1=α1(1/At-1)+α2(ΔREVt-ΔARt)/At-1+α3(PPEt/At-1)+α4ROAt-1+εt，其中TAt等于第t期利润减去第t期的经营活动现金流量，At-1为t-1期的期末总资产，ΔREVt为第t期和第t-1期的主营业务收入之差，ΔARt为第t期和第t-1期的应收账款之差，PPEt为第t期末的固定资产原值，ROAt-1为上期的总资产收益率，该模型回归结果的残差即为操纵性应计盈余。