巡视监督能抑制央企控股上市公司避税吗

张曾莲，张 宇，王筱钰

（1.北京科技大学经济管理学院，北京 100083；2.香港理工大学会计与金融学院，香港 999077）

一、引 言

随着中央反腐工作的深入开展，央企反腐逐渐成为社会关注的重点。在近年的反腐工作进程中，出现了一大批违规操作的央企高管。由中国证监会提供的沪深股市上市公司的数据可知，在2009～2012年央企高管违规盈余管理的案件呈逐年增长趋势，目前这一现象已经引起了政府、监管机构和广大投资者的高度关注。2013年是我国巡视监督新时期的开局之年，在公司党风建设和反腐方面，巡视监督产生了非常积极的影响，加大了打击中央企业腐败的力度。同时，巡视监督也为企业的发展提供了外部监督的制度支持，对此国内外媒体都给予了高度的正面评价。［1］与此同时，巡视监督也对企业的经济情况产生了深刻的影响。但目前还鲜少有人关注巡视监督对企业微观层面的影响，因此研究巡视监督对于企业内部的影响具有重要的现实意义。

在《论犯罪与刑罚》中，关于刑罚和威慑的相关论述被视为威慑理论的思想起源。国外学者率先尝试将威慑思想运用到古典经济学中，将威慑思想和犯罪分析结合在一起，分析了最优的惩罚可能性和严厉程度，通过实证函数确认了犯罪行为和惩罚概率以及惩罚的严重程度是相关的，惩罚可能性愈大、惩罚愈严重，愈能促使犯罪行为减少。［2］国内也有少数学者研究了例如审计等反腐政策对企业经济状况的影响。［3－4］作为一种权威的反腐机制，巡视监督拥有巡视组，可以从独立的角度对被巡视企业进行监督，对中央企业而言，无论是国资委巡视还是中纪委巡视都对企业的经济行为具有强大的威慑作用。巡视监督具备独立性和威慑性，它弥补了现有监管体系的不足。中央企业在我国经济运行中起着重要作用，承担着重要的社会责任和经济责任，是国有企业的核心骨干力量，比其他企业拥有更加优质的资源，这就要求央企必须规范其纳税行为，以发挥应有的表率作用，不断强化管理层及员工的纳税意识。

央企下属的企业众多，且手握大量资金，利益错综复杂，却缺乏有效的管控和监督机制，这样的背景和特征使央企的避税行为更加严重。尽管央企纷纷在企业内部进行内控体系建设，制度也从无到有逐渐完善，但目前距离企业内控完善还有很远的距离。运用一般的监督手段很难根治央企多年的“顽疾”，那么巡视监督是否能通过深入企业内部调查来解决避税这个“顽疾”呢？

自2013年开始，我国巡视监督开始进入新时期，2013～2017年中央连续开展了不同轮次的巡视。本文以2013～2017年中央企业控制的上市公司为样本，探究中纪委巡视监督对央企控股上市公司避税的影响。参考已有文献发现，倾向值得分匹配法（PSM）能够较好地处理研究样本个体间的差异问题，而双重差分模型（DID）可以更好地处理内生性问题对研究结果的影响。所以，本文采取PSM-DID相结合的方法进行实证分析。研究发现，巡视监督可以抑制企业避税，并减轻企业的避税程度。

二、研究设计

（一）研究假设

巡视是建立廉洁政府和打击腐败的重要路径，巡视作为政府对企业经营情况进行监督的重要手段，在减少腐败和管理层自利方面发挥了重要作用。巡视监督因其独立性，促使巡视组公平公正地作为，能及时反馈巡视过程中发现的问题，并对重大问题采取强有力的纪律处分，显示了巡视监督的震慑力和权威性。巡视监督能够有效地改善央企内部监督混乱、无人承担责任的现状，减小公司避税行为发生的可能性。因此，巡视监督完善了央企的监管体系，避免了内部监督薄弱、横向监督不力的问题。首先，巡视监督的重要特点之一就是独立性。巡视组成员是由中央组织部门安排的，且巡视组长的设定采取一次一授权的不固定方式，保证巡视组保持独立、公正的态度，从而客观地反映被巡视企业的情况。其次，巡视监督对中央企业高管具有威慑作用。巡视监督侧重于“发现问题”，通过完善现有监督体系，扩大巡视范围，积极创新，增加渠道，与基层群众深入沟通与交流，注重进行现场调查，然后将发现的问题直接、及时地向上级汇报，从而形成很强的威慑力。

企业选择避税的本质是在避税所获利益和被发现惩罚概率之间进行衡量，而威慑理论认为被惩罚概率和惩罚的严重程度会对威慑效应产生影响。第一，巡视监督可以通过多次巡视和扩大巡视范围来增加企业被处罚的概率。同时，巡视监督及系统内部的监督逐渐增强，企业开展利润管理的渠道也随之增加，可以有效降低避税意愿。第二，随着巡视监督制度的不断完善和发展，其已成为日常监督制度的一部分，这就使巡视监督的作用日益凸显，能够有效地抑制企业重大避税行为的发生。

基于以上理论分析，本文提出假设：中纪委的巡视监督能够直接减少央企的避税行为，且介入程度越高，减少避税效果越明显。

（二）变量设定

1.避税程度

本研究中提到的公司避税是指公司为减轻税负而采取的任何措施，泛指一切导致应税未税的行为。关于避税程度的度量有多种方法，前人也做了详尽的研究，目前国内外主要运用以下三种方法：会计—税收差异法、固定效应残差法及有效税率法。国外学者多采用有效税率Etr来衡量企业的避税程度。然而我国税收制度和国外税收制度还有较大差别，特别是2008年我国许多法定税率发生了变化。为了解决有效税率法在我国使用过程中的“水土不服”问题，有学者进一步完善了有效税率法，在计算时加入公司的名义税率，即避税程度＝名义税率－实际税率。［5］因此，本文采用有效税率法来衡量避税程度，实际税率Etr1＝（所得税费用－递延所得税费用）/息税前利润。

2.中纪委的巡视监督

借鉴相关学者对巡视事件进行研究的虚拟变量法，本文以tour为分组虚拟变量，表示接受了中纪委的巡视监督则赋值为1为实验组，否则赋值为0为对照组。［3－4］post为时间虚拟变量，对央企控股的上市公司应在巡视年度及以后发挥作用，所以在巡视年度之后（包括巡视年度）的各年赋值为1，否则赋值为0。对于实验组，我们运用倾向得分匹配法（PSM）为其选择每一年对照组的配对观测，对照组的tour取值与对应的实验组tour取值一致。另外，本文暂未考虑央企被二次（甚至多次）巡视的情况。

3.相关控制变量

为了能够更加客观准确地反映巡视监督对企业避税的影响，本文选取以下控制变量，如表1所示。

表1 变量定义

（三）模型设计

基于PSM-DID在一定情况下可以有效克服违背平行趋势假设所带来的问题，同时，其在因果关系分析、内生性问题缓解、事前差异控制等方面具有独特优势。因此，为了控制内生性问题，本文采用PSM为被巡视样本选择配对，从未被巡视的中央企业控制的上市公司中构造一组与被巡视央企控制的上市公司最为接近的样本作为匹配的对照组，最后采用DID进行分析。

在考虑控制变量的基础上，建立模型：

其中，industry＆year fixed effects表示行业和年度固定效应。

（四）样本与数据

2013年是新时期巡视监督制度实施的开局之年，2013～2017年中纪委对央企进行了多轮巡视。因此，我们将2013年作为对于政策冲击的起始年份进行研究，并将巡视监督制度的检验期间放在2013～2017年。同时，将被中纪委巡视的央企控股上市公司作为处理组，将未被中纪委巡视的央企控股上市公司作为控制组。通过CSMAR数据库收集整理公司治理数据及财务数据，同时在中纪委官网获取巡视监督数据，此外，我们还通过公司官网查看公司“新闻动态”等内容进行信息核对，最终筛选出样本数据库。本文对所得数据按以下条件进行了筛选：删除金融类企业；剔除ST、*ST样本；剔除变量缺失无法补全的样本。为了剔除异常值的影响，本文对连续变量上下各1%分位数之外的数据进行了Winsorize处理。

三、实证结果分析

（一）描述性分析

表2为主要变量的描述性统计结果。Etr1的均值为0.01，说明所得税费用在息税前利润中的占比较低，各个央企都存在着一定的避税行为。tour的均值为0.27，表明在样本期间内，有27%的上市央企被巡视过，数量较少，可能是因为前期巡视的主要目标是行政机构。从控制变量看，Ind＿ratio的均值为0.37，表明我国央企控股上市公司的独立董事比例为37%，达到了1/3以上比例的政策要求；CEO的均值为0.07，表明董事长兼任总经理的比例只有7%，说明国有企业对国家管理规定的实施力度更大。

表2 描述性分析

（二）倾向得分匹配

应用PSM法为被巡视公司每一年的观测值选择与之配对的数值。被巡视观测构成“实验组”（tour＝1），配对观测构成“对照组”（tour＝0），并且将配对观测的post变量重新手动取值为与其匹配的被巡视观测的post值。剔除Probit模型中缺失数据变量的个体，共得到1391组观测值，“实验组”为1144组，“对照组”为247组。为检验PSM匹配的有效性，对纳入评分配对的模型变量进行平衡测试，结果如表3所示（限于篇幅，表中未列出全部变量），匹配后部分变量的差异缩小，可以认为PSM匹配是有效果的。由图1可以直观地看出：匹配后（Matched）与匹配前（Unmatched）相比，大部分变量的标准化偏差明显变小了。图2也显示，在剔除缺失值后，所有的观测数据均被纳入PSM配对的范围（on support）中。

表3 Etr1的PSM配对有效性检验

（三）双重差分回归分析

由表4的第（1）栏可以看出，对Etr1进行回归时，tour的系数为正，说明相比于实际控制人未被巡视的上市公司，经过巡视的上市公司的实际税率有所提高，即其避税行为的激进程度有所缓和。由表4的第（2）栏可以看出，在配对后对Etr1进行回归，post-tour系数为正，并在1%的水平上显著，这说明被巡视企业在所得税相关方面的避税行为有所收敛，证实了本文的假设。

表4 DID回归结果

四、稳健性检验

（一）平行趋势检验

平行趋势假定是双重差分模型的重要前提。为保证双重差分获得一致的估计结果，本文扩展实验前的样本年度，选择实验前四年作为样本年度，并增加各年虚拟变量YearDt与分组变量tour的交乘项，如果交乘项的系数不显著，则说明满足平行趋势假定。其模型如下：

回归结果显示，交乘项的系数均不显著，说明本文实验组与对照组满足平行趋势假定，未改变本文的研究结论。

（二）Heckman检验

本文使用Heckman两阶段回归来确保结果的稳健性。结果显示，tour在1%的水平上显著为正，说明巡视可明显提高税率，降低避税程度。Lambda在10%的水平上显著为正，说明是否进行巡视对回归结果的影响也是显著的。

（三）CEM匹配

由于样本在选择时本身可能存在偏误，为了解决此类选择性偏误，本文将采用粗糙精确匹配（CEM）对数据进行处理。在匹配前后需进行匹配平衡性检验（multivariate imbalance measure，即L1），L1的取值范围是［0，1］。若L1＝0，则两组数据完全平衡；若L1＝1，则说明两组数据完全不平衡。如果匹配后的L1比匹配前的小，则匹配效果更好。CEM匹配后两组数据的样本量可能不相等，因此，CEM匹配过程中将生成权重（Weight）。其中匹配前的L1大于匹配后的L1，说明在CEM匹配成功，未改变本文的假设。

（四）替换被解释变量

为确保结论的有效性，本文用第二种有效税率法进行计算，以检验巡视监督对公司避税行为的治理效果，即实际税率Etr2＝所得税费用/息税前利润。替换变量后，Etr2的回归结果在全样本回归和PSM样本回归中tour和post＿tour的系数都显著为正，同样证明了本文的假设，即巡视监督会对企业避税产生影响，将提高企业税率，降低企业避税程度，回归结果限于篇幅不再展示，如有需要可向笔者索取。

五、进一步研究

（一）调节效应分析

1.社会审计监督的调节作用

现有研究表明，随着我国法律法规环境的改善，会计师事务所的监督作用不断凸显；而且会计师事务所规模的扩大和组织形式的转变，使其所面临的法律风险和监管风险都在提高。因此，本文按照审计单位是否为国际四大对上市公司进行分组，研究不同类型的会计师事务所对巡视效果的影响，表5的第（1）、（2）栏列示了回归结果。在对Etr1的回归中，非四大巡视组中post＿tour对Etr1的回归系数为0.0469，在5%的水平上显著，即经巡视监督后，非四大审计上市公司的实际税率明显提高，这说明巡视监督能有效地防范和纠正企业税务行为中存在的问题，抑制激进避税行为，因此其发挥的效应可能会更显著。

2.市场化进程也可以在企业避税中发挥监督作用

根据市场化进程进行分组，考察市场化进程监督的调节作用。本文引入了樊纲、王小鲁等人编制的《中国市场化指数》中的数据，最新可获得的数据年份为2009～2014年，在各地区以上年份数据的基础上进行回归近似取得了2015年、2016年和2017年的市场化指数，因而共取得2009～2017年9年的数据。本文根据上市公司的注册地确定其所在地区的市场化总指数评分，并根据所有公司的评分中位数对上市公司进行分组回归，表5的第（3）、（4）栏列示了回归结果：在低市场化指数评分地区，对于Etr1的post＿tour系数显著为正，并在5%的水平上显著，这说明在市场化程度更低的地区巡视的威慑力更强，上市公司能更好地规范自身行为并贯彻执行改进措施。可能高市场化地区平时对于税收管理较为严格规范，巡视未对高市场化地区的企业产生较大的影响。

3.投资者监督也可以在企业避税中发挥监督作用

借鉴相关学者的做法，本文用机构投资者持股比例衡量投资者监督，利用机构投资者持股比例的中位数进行分组。［6］表5的第（5）、（6）栏列示了回归结果：低投资者控股组，Etr1的post＿tour系数在1%的水平上显著为正，说明巡视监督对于低投资者控股比例的企业影响明显，巡视监督发挥的监督作用更大。而高投资者控股平时就有较完整的监督体系，所以系数不显著，说明巡视监督对投资者控股较多的企业影响不大。

4.内部控制也可以在企业避税中发挥监督作用

表5的第（7）、（8）栏列示了回归结果：在内控无效企业组，Etr1的post＿tour在1%的水平上显著为正，说明巡视监督对于内部控制无效的企业影响明显。内控无效企业平时缺少监督，巡视有效地起到了监督和威慑作用，使内控无效的企业增加税率，降低避税程度；而内控有效的企业平时就对纳税进行监督，避税行为较少，所以其系数不显著，巡视监督对内控有效企业的影响较小。

表5 五个调节效应的回归结果

（二）巡视监督力度的影响

1.多次巡视的影响

本文选择被巡视3次作为分界，被巡视次数少于3次的上市公司为一组，大于等于3次的为一组，分别进行回归，表6的第（1）、（2）栏列示了回归结果。分析发现，在巡视次数较少的上市公司中，post＿tour系数不显著；在巡视次数较多的上市公司中，Etr1的交乘项系数在10%的水平上正向显著，tour的系数在1%的水平上显著，说明巡视次数多的企业税率明显提高。

2.中纪委巡视与国资委巡视

央企同时还受到主管部门——国资委的巡视监督。按照巡视监督的巡视者分组回归，表6的第（3）、（4）栏列示了回归结果。中纪委巡视和国资委巡视Etr1的交乘项均正向显著，中纪委巡视的交乘项系数、国资委巡视的交互项系数均在1%的水平上显著，但国资委巡视分组回归系数均大于中纪委巡视，说明与中纪委巡视相比，国资委巡视对企业避税程度的影响更大。这可能是因为一部分央企属于国资委直属，并且国资委管理央企，专注于央企经济情况的巡查，中纪委更偏向企业内部党的建设和反腐情况的纠察，所以国资委巡视的影响程度更大。

表6 巡视次数和巡视类型分组回归

（三）巡视监督通过抑制盈余管理来降低企业避税的路径分析

对上述回归结果的分析表明，巡视监督显著提高了企业的税率，降低了企业避税程度。盈余管理可能是巡视监督与企业避税的内在作用路径，因此本文提出巡视监督→抑制盈余管理→降低企业避税程度这样的路径，并利用中介效应检验法对其进行验证。相关的中介效应检验模型如下：

在式（3）和式（4）中，αDA为可操纵性应计盈余管理，用来衡量上市公司的盈余管理程度本文采用修正的 Jones模型回归得到。CV 表示控制变量，包括 CEO、Size、Firsthold、Board、Ind＿ratio、EPS、DC 和 Lev。

参照有关学者提出的测试中介效应的步骤，本文的测试结果如表7所示。表7列示了模型（3）和模型（4）的回归结果。［7］已证明tour的系数β1在5%的水平下显著，我们直接进入第二步。表7的第（2）列中tour的系数δ为－0.016，在10%的水平下显著，说明巡视监督明显降低了企业的盈余管理程度。表7的第（3）列中aDA的系数λ2为－0.0094，在1%的水平下显著，说明盈余管理程度越高，避税程度越低。δ和λ2均显著，则间接效应显著，进行第四步模型中tour的系数λ1为0.0650，在5% 的水平下显著。同时，δ×λ2和λ1均为正，从而验证了巡视监督降低企业避税程度过程中盈余管理起到了部分中介效应。

表7 中介效应

六、结论与建议

本文选取2013～2017年的中央巡视数据，研究了巡视监督对我国央企控股上市企业避税的影响。研究发现：巡视监督对上市央企的避税有显著抑制作用。且通过平行趋势检验、Heckman检验、CEM匹配和被解释变量替换，结论仍然保持不变。进一步分析发现，巡视监督对以下公司避税的影响更显著：非国际四大审计的公司、市场化进程较差地区的公司、投资者监督较差的公司、内部控制薄弱的公司；巡视次数愈多，对企业避税的监督愈强；国资委巡视比中纪委巡视对企业避税的影响更大。巡视监督主要通过降低企业盈余管理来抑制企业避税。本文基于研究结论提出以下两点建议。

第一，应不断完善巡视制度，发挥巡视监督的威慑力。完善的制度才是避免企业违规避税的保障。首先，要建立科学的巡视考评体系和问责制度。其次，要不断提高巡视组成员的专业能力和政治修养。巡视组代表着更高层次党组织的形象，因此对巡视组成员要严格选拔，将拥有较高业务能力和政治修养的人才选入巡视组。巡视组成员必须定期持续地接受培训和考核，与时俱进，不断提高自身业务素质，只有这样才能保持持久的活力。

第二，应促进巡视监督与内部监督形成良性制约。巡视监督和内部监督应各司其职，相互协调，相互补充。同时应该更好地利用媒体监督、巡视等外部力量来完善监督体系，真正地将内外部监督联系起来，形成一体化的信息与沟通平台，实现内外互补、信息共享的整合监督体系，提升企业的治理效率，减少企业的违规行为。