“國家隊”機構投資者持股與企業避稅

■ 孫偉艷，胡士集

一、引言

企業避稅雖然能在一定程度上增加企業內部自由現金流，但給企業帶來了較高法律和聲譽風險，甚至會引發社會公共產品供給不足、加劇政府財政赤字以及公共資源錯配等一系列社會問題（王勇和蘆雪瑤，2022）。因此，如何有效遏制企業避稅行為一直受到監管部門和學術界廣泛關注。已有文獻發現，機構投資者持股能夠降低信息不對稱、提高公司信息透明度，進而抑制企業激進的避稅行為（蔡宏標和饒品貴，2015）。但是，現有文獻主要是從券商、基金等常規機構投資者視角入手，忽視了具有國資背景的“國家隊”機構投資者持股對企業避稅行為的影響。

“國家隊”機構投資者是指具有國資背景的機構投資者，在資本市場健康穩定運行中發揮著舉足輕重的作用（于雪航和方軍雄，2020），主要包括中國證券金融股份有限公司、中央匯金投資有限公司、中央匯金資產管理有限公司、中證金融資產管理計劃、五個救市基金和外管局旗下的投資平臺（文雯和喬菲，2021）。2015 年我國股市出現了罕見的“千股跌停”現象，被投資者稱為“股災”，嚴重挫敗了投資者信心。在危機形勢下，“國家隊”機構投資者直接進入二級市場救市，在穩定金融市場方面發揮了重要作用。中國證監會在2015 年第21 號公告中明確表示，“國家隊”機構投資者在今后若干年不會退出，且繼續發揮穩定資本市場的作用。此后，“國家隊”機構投資者便一直活躍于二級市場，為維護資本市場穩定運行貢獻著力量。隨著“股災”危機退散，我國資本市場逐漸由劇烈異常波動向常態化波動演進。除危機時的“救市”作用外，“國家隊”機構投資者能否對微觀企業經營決策產生影響成為一個值得研究的課題。因此，本文將從企業避稅的視角切入探究“國家隊”機構投資者持股的治理效應。

與已有研究相比，本文邊際貢獻主要有以下三點：（1）豐富了“國家隊”機構投資者持股的經濟后果方面的研究。以往學者主要側重于研究“國家隊”機構投資者的“救市”作用，較少關注對微觀企業經營決策的影響。（2）從特殊機構投資者視角補充了企業避稅影響因素的文獻。學者主要是從管理層特征（代彬等，2017）、媒體關注（嚴若森等，2018）、分析師關注（劉笑霞和李明輝，2018）等方面進行分析。雖然有少數學者考察了機構投資者與企業避稅之間的關系，但是他們通常是圍繞機構投資者持股比例、機構投資者實地調研（蔡宏標和饒品貴，2015；李昊洋等，2018）等視角展開研究，忽視了“國家隊”機構投資者這一特殊性質的機構投資者在企業避稅活動中發揮的作用。（3）從降低企業融資約束、緩解企業內部委托代理問題和提高企業與外部投資者之間信息透明度三個渠道，揭示了“國家隊”機構投資者持股抑制企業避稅的作用機制。

二、文獻回顧

（一）“國家隊”機構投資者持股的經濟后果研究

早期學者主要集中于穩定資本市場和防范金融風險等領域。李志生和金凌（2019）研究發現“國家隊”機構投資者直接進入二級市場買賣股票，能夠改善市場環境、穩定投資者情緒進而降低股票價格的異質性波動。李志生等（2019）發現“國家隊”持股能夠降低股價隨大盤暴跌的可能性，降低股價尾部系統風險。Dang et al.（2020）發現與未被“國家隊”機構投資者持股的企業相比，“國家隊”機構投資者持股的企業股價波動性顯著下降且股價信息含量更低。王雄元和何雨晴（2020）同樣發現“國家隊”持股與公司股價波動性呈負相關關系，而且權威的媒體報道能夠增強“國家隊”機構投資者持股對股價波動性的降低作用。

學者們開始關注到“國家隊”機構投資者對企業日常經營決策的影響。于雪航和方軍雄（2020）發現“國家隊”機構投資者能夠促進企業創新投資，融資約束和代理問題在其中發揮了部分中介作用。“國家隊”機構投資者持股被市場理解為一種積極信號，能夠改善公司信息環境，降低信息不對稱，提升企業投資效率（馮曉晴和文雯，2022），從而降低企業風險（文雯等，2021）。文雯和喬菲（2021）發現“國家隊”機構投資者有動力和能力參與到公司治理實踐中，幫助企業完善內部控制制度，約束管理層的機會主義行為，顯著抑制企業違規行為。何慧華和方軍雄（2021）還發現“國家隊”持股對于公司應計盈余管理和真實盈余管理都有抑制作用。

（二）企業避稅的影響因素研究

現有關于企業避稅影響因素的研究主要是從公司內部治理和外部監督兩個視角展開。

基于公司內部治理視角，現有研究發現管理層特征、董事會特征以及高管激勵等因素均會對企業避稅產生影響。在管理層特征方面，高管性別是影響企業避稅決策的重要因素，女性相比于男性具有更高的風險厭惡特質，公司女性高管較多時，避稅程度會更低（代彬等，2016）。管理者能力和權力越大，企業避稅策略就越激進（Plasencia et al.，2015）。在董事會特征方面，董事會中外部成員的存在能夠緩解委托代理問題進而抑制企業避稅（Aburajab et al.，2019）；海歸董事也能夠顯著抑制企業避稅行為，聲譽機制和社會責任機制在其中發揮了渠道作用（Wen et al.，2020）。在高管激勵方面，股權激勵方式會促使管理者更傾向于采用高風險避稅活動來提高個人收益（Rego & Wilson，2012）。

基于外部監督視角，現有研究主要探討了機構投資者、媒體、分析師、審計師以及制度環境等對企業避稅的影響。在機構投資者方面，蔡宏標和饒品貴（2015）首次發現機構投資者持股能夠抑制企業激進的避稅行為。李昊洋等（2018）發現機構投資者實地調研能夠抑制企業避稅。潘俊等（2019）發現業績壓力會顯著削弱機構投資者實地調研對企業避稅的抑制作用。在媒體監督和分析師關注方面，較強的媒體監督與分析師關注都能夠顯著抑制企業避稅（嚴若森等，2018；Allen et al.，2016），而且媒體負面報道與分析師跟蹤在抑制企業避稅時發揮著互補作用（劉笑霞和李明輝，2018）。在審計師方面，審計師能夠通過財務報表審計發現企業存在的避稅行為，并對這種行為進行糾正（Maydew & Shackelford，2007）。在制度環境方面，向文君（2021）發現縱向財政失衡會加劇企業避稅行為，而地方政府間的橫向財政失衡對于企業避稅行為有一定抑制作用。

三、理論分析與研究假設

企業避稅活動作為企業一項重要的經營決策活動，勢必會受到“國家隊”機構投資者持股的影響，本文從以下三個方面探究“國家隊”機構投資者持股抑制企業避稅的具體作用機制。

（一）降低企業面臨的融資約束

當企業陷入融資困境時，避稅作為一種潛在的融資替代方式成為管理層化解困境的替代選擇。劉行等（2018）發現企業面臨的融資約束程度越高，就越有可能選擇激進的避稅行為。而“國家隊”機構投資者持股能夠有效地緩解企業面臨的融資約束，從而抑制企業避稅動機。具體而言，一方面，“國家隊”機構投資者買入股票的范圍廣、交易金額大，能夠直接為被投資企業帶來大量資金投入（李志生和金凌，2019），緩解企業現金流緊張局面。與此同時，“國家隊”機構投資者持股通常被看作是一種積極的投資信號，其長期穩定的持股能夠促使企業規范經營決策、穩定股價，其他投資者會跟從“國家隊”機構投資者的操作以期獲得高額投資收益，從而能夠拓寬企業融資渠道，降低融資成本。另一方面，作為具有國資背景的特殊性質的機構投資者，“國家隊”機構投資者具有更加豐富的投資經驗，同時也具備更加強大的投資團隊和專業化的投資能力，能夠向資本市場傳遞企業價值信息，有效降低企業與銀行等金融機構之間的信息不對稱，從而有效降低企業外部融資成本。

（二）緩解企業內部委托代理問題

激進的避稅行為在很大程度上是企業內部嚴重委托代理問題的體現，而“國家隊”機構投資者持股能夠緩解企業內部委托代理問題進而抑制企業避稅。一方面，“國家隊”機構投資者具有長期投資視野，更有動力參與到公司治理決策中幫助企業完善內部治理機制，約束管理層攫取私利的機會主義行為。另一方面，“國家隊”機構投資者更有能力發現管理層不當行為并進行監督。除具有人才、資源以及信息等方面優勢外，“國家隊”機構投資者還具有豐富的投資經驗和專業知識，對公司披露信息及問詢函結果進行充分分析解讀，通過直接參與股東會決策“用手投票”或者采用“用腳投票”的方式在二級市場交易股票，將相關信息反饋到股價中，降低管理層利用避稅行為牟取私利的動機。

（三）提高企業與外部投資者之間的信息透明度

企業內外部信息不對稱同樣為激進的避稅行為提供了條件。而“國家隊”機構投資者持股能夠改善公司信息環境，提高公司與外部投資者之間的信息透明度進而抑制企業避稅。首先，作為具有政府背景的特殊機構投資者，“國家隊”機構投資者具備專業的信息挖掘、處理與分析能力，能夠向資本市場傳遞有效的特質信息，改善企業信息環境，提高與外部投資者之間的信息透明度。其次，“國家隊”機構投資者的持股行為具有信號作用，能夠吸引更多分析師和投資者關注。證券分析師不僅能夠通過實地調研等方式與管理層進行直接溝通，還可以通過發布研究報告以及依托更多有效信息準確預測企業盈余情況，向市場傳遞企業真實的經營情況信息，從而改善企業外部信息環境。最后，“國家隊”機構投資者堅持價值投資，其投資決策行為通常更加成熟理性，會盡可能避免對信息透明度差的企業投資。“國家隊”機構投資者通常買入股票金額較大，擁有雄厚資金實力，為了吸引更多資金，上市公司也會積極主動地提高信息披露質量，提高與外部投資者之間的信息透明度。而企業與外部投資者之間信息透明度的提升，一方面能夠降低信息不對稱，約束管理層信息操縱行為，提高企業避稅行為的實施難度；另一方面可能導致避稅行為被稅務機關稽查的風險加大，顯著增加避稅成本。因此，“國家隊”機構投資者持股能夠通過提升企業與外部投資者之間的信息透明度，降低管理層避稅的動機和增加避稅成本，從而對企業避稅發揮積極的治理作用。

研究假設：“國家隊”機構投資者持股能夠抑制企業避稅。

四、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

選取2015—2020年滬深A 股上市公司為研究對象，“國家隊”機構投資者持股數據來源于Choice 數據庫，其他數據來源于國泰安數據庫。選擇2015 年作為研究起點，是因為“國家隊”機構投資者在2015年資本市場劇烈波動期間開始大量持有上市公司股票，且在隨后幾年里持續發揮著穩定資本市場的作用。此外，研究樣本還進行如下處理：（1）剔除金融業企業；（2）剔除ST、PT 類企業；（3）剔除相關數據異常或者缺失的樣本。為了避免極端值影響，對所有連續變量做上下1%的縮尾處理，最后共得到13950 個樣本數據。

（二）變量界定

1. 企業避稅的界定。借鑒已有文獻（于亞潔，2021）的做法，采用會計-稅收差異（BTD）和扣除應計利潤影響的會計-稅收差異（DDBTD）來衡量企業避稅程度。在此基礎上，考慮到企業為了調整納稅額度可能進行盈余操縱行為，進一步剔除盈余管理因素，采用BTD 指標與應計項目回歸后的殘差（DDBTD）來表示企業避稅程度。計算方式如下：TA 表示企業應計項目總額，TA=（利潤總和-經營現金流）/上年總資產。BTD=β+β×TA+μ+ε，DDBTD=μ+ε。BTD 和DDBTD數值越大，企業避稅程度越高。

2.“國家隊”機構投資者持股的界定。參考李志生和金凌（2019）的做法，以是否被“國家隊”機構投資者持股的虛擬變量（NAT）來衡量。當期“國家隊”機構投資者持有上市公司股票時取1，否則取0。根據Choice 數據庫統計，“國家隊”機構投資者包括中國證券金融股份有限責任公司、中央匯金投資有限責任公司、中央匯金資產管理有限責任公司、中證金融資產管理計劃、5個救市基金和外管局旗下的投資平臺。

3. 控制變量的選取。參考現有文獻做法，在實證模型中加入了一系列控制變量，具體變量定義見表1。

表1 變量定義及說明

（三）模型設計

為檢驗“國家隊”機構投資者持股與企業避稅之間的關系，本文設計以下實證模型：

其中，BTD和DDBTD為被解釋變量，表示企業避稅程度；NAT 表示是否被“國家隊”機構投資者持股。當α顯著為負時，“國家隊”機構投資者持股能夠抑制企業避稅，反之則會加劇企業避稅程度。

五、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

企業避稅BTD 和DDBTD 的均值分別為0.001 和 0.002，BTD 和 DDBTD 的標準差分別為0.025和0.026，說明樣本上市公司的避稅程度存在差異。“國家隊”機構投資者持股（NAT）的均值為0.340，說明大約有34%的上市公司中存在“國家隊”機構投資者持股。

（二）基準回歸結果分析

表2 列示了“國家隊”機構投資者持股（NAT）對企業避稅（BTD/DDBTD）的回歸結果。可以看出“國家隊”機構投資者持股（NAT）對BTD的回歸系數為-0.004，在1%的水平上顯著；對DDBTD的回歸系數為-0.003，在1%的水平上顯著。這表明“國家隊”機構投資者持股能夠顯著抑制企業避稅，驗證了本文基本假設。

表2 基準回歸結果

（三）內生性及穩健性檢驗

1.PSM傾向性得分匹配法

考慮到“國家隊”機構投資者持股的公司僅占全樣本的34%，“國家隊”機構投資者可能對持股的上市公司進行篩選，本身避稅程度較低的企業更容易受到“國家隊”機構投資者青睞。也就是說，并不是“國家隊”機構投資者發揮了積極的外部監督治理效應，而是由“國家隊”機構投資者的“篩選效應”所致。為避免樣本選擇性偏差問題，采用1：1最近鄰匹配法為“國家隊”機構投資者持股樣本尋找配對樣本，最終得到2813個實驗組和2813個對照組，共計5626個觀測樣本。表3 第（1）（2）列匯報了配對后的回歸結果。可以看出，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的系數仍然顯著為負，與前文研究結論保持一致。

以上現象表明，即使我們可以分析出較早的字形，這個字形卻也未必是它的本字。連綿詞其本質是以音表義，有些表面看來意義與字形相關，事實卻是受到了漢字形義相關的構形規律的影響。比如，表示“遼闊，不清”貌，有從“目”的“眇莽”“眇漠”“眇茫”，有從“水”表義的“渺茫”“渺莽”“渺漭”“淼茫”等詞，事實上，這些連綿詞只是記錄表示“遼闊、迷濛”意義的語音。

表3 內生性處理結果

2.工具變量法

“國家隊”機構投資者持股與企業避稅之間可能存在反向因果問題，因此，借鑒于雪航和方軍雄（2020）的研究，采用同行業同年份且去除自身的其他企業“國家隊”機構投資者持股的均值（IV）作為工具變量，進行兩階段回歸解決此問題，該工具變量滿足相關性以及外生性的要求。表3 第（3）—（5）列報告了工具變量法的檢驗結果，可以看出在第二階段中“國家隊”機構投資者持股（NAT）的系數均顯著為負。此外，弱工具變量檢驗F 值為239.279，遠遠大于經驗值10，說明不存在弱工具變量問題，在緩解內生性問題后，結論依然成立。

3.公司固定效應模型

回歸模型中可能遺漏了某些不隨時間變化的公司層面因素，為了緩解潛在的遺漏變量問題，采用公司固定效應模型再次進行檢驗，結果見表3第（6）（7）列。可以看到，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的系數均顯著為負，說明在緩解潛在的遺漏變量問題后，研究結論依然可靠。

4.改變被解釋變量的衡量方式

采用名義所得稅率減去實際所得稅率后的差額（RATE_diff）對企業避稅重新進行度量。RATE_diff 值越大，企業避稅程度越高。回歸結果如表4 第（1）列所示，可以看出“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數顯著為負，說明結論是穩健的。

參考文雯和喬菲（2021）的做法，采用“國家隊”機構投資者持股比例（NAP）衡量解釋變量，“國家隊”機構投資者持股比例=“國家隊”機構投資者持股數量/公司總股數。回歸結果見表4第（2）（3）列，可以看出，“國家隊”機構投資者持股比例（NAP）對BTD和DDBTD的回歸系數都顯著為負，說明“國家隊”機構投資者持股能夠顯著抑制企業避稅，研究結論是可靠的。

表4 更換變量測度回歸結果

六、進一步分析

（一）中介機制檢驗

采用溫忠麟和葉寶娟（2014）提出的中介效應檢驗三步法，從降低企業融資約束、緩解企業內部委托代理問題和提高企業與外部投資者之間信息透明度三個渠道進行檢驗，挖掘“國家隊”機構投資者持股抑制企業避稅的具體路徑

1.融資約束機制檢驗

借鑒王勇和蘆雪瑤（2022）的做法，以SA 指數來衡量企業面臨的融資約束程度。SA指數能夠避免公司內生性特征的干擾，更為全面衡量企業融資約束程度。具體計算方式如下：

其中，Size代表公司規模；Age表示公司上市年限。取SA指數的絕對值作為融資約束的代理變量，SA 指數的絕對值越大代表企業面臨的融資約束越嚴重。

表5 第（1）—（3）列報告了融資約束機制的檢驗結果。第一步見上文基準回歸結果；第二步，“國家隊”機構投資者持股（NAT）對融資約束（SA）的回歸系數顯著為負，說明“國家隊”機構投資者持股能夠緩解企業面臨的融資約束；第三步，融資約束（SA）的回歸系數在1%的水平上顯著為正，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數在1%的水平上顯著為負且絕對值較第一步中有所降低。上述結果表明，融資約束在“國家隊”機構投資者持股抑制企業避稅的過程中發揮了部分中介作用。

2.企業內部委托代理問題機制檢驗

以管理費用率（AC）來反映企業內部委托代理問題的嚴重程度，該值越大，企業內部委托代理問題越嚴重。管理費用率=（管理費用+銷售費用）/營業收入。表5 第（4）—（6）列報告了企業內部委托代理問題機制的檢驗結果。第一步回歸結果與基準回歸一致；第二步，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數在1%的水平上顯著為負，說明“國家隊”機構投資者扮演著積極的外部監督者角色，能夠顯著地降低企業內部委托代理問題；第三步，代理成本（AC）的回歸系數分別在5%和1%的水平上顯著為正，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數在1%的水平上顯著為負且絕對值較第一步有所降低，說明企業內部委托代理問題在“國家隊”機構投資者持股抑制企業避稅過程中發揮了部分中介作用。

3.企業與外部投資者之間信息透明度機制檢驗

借鑒已有文獻的做法（姜雙雙和劉光彥，2021），采用修正Jones模型計算的操控性應計利潤絕對值來衡量企業與外部投資者之間的信息透明度。操控性應計利潤的絕對值越小，企業與外部投資者之間的信息透明度越高。具體計算模型如下：

其中，Ta表示總應計利潤，為凈利潤與經營活動產生的現金流量凈額之差；Asset 表示企業資產總額；△Sale 表示營業收入增加額；△Rec表示應收賬款增加額；Ppe 表示固定資產凈額。可操縱性應計利潤（DA）是指對模型進行分年度分行業回歸的殘差取絕對值。

表5 第（7）—（9）列報告了企業與外部投資者之間信息透明度機制的檢驗結果。第一步回歸結果與基準回歸一致；第二步，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數顯著為負，說明“國家隊”機構投資者持股能夠顯著提升企業與外部投資者之間的信息透明度；第三步，信息透明度（DA）的回歸系數在1%的水平上顯著為正，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數在1%的水平顯著為負，且回歸系數絕對值較第一步中有所降低，說明企業與外部投資者之間信息透明度在“國家隊”機構投資者持股影響企業避稅的過程中發揮了部分中介效應。

表5 中介機制檢驗結果

（二）異質性分析

1.考慮產權性質差異

產權性質對企業決策行為的影響不可忽略。在我國，國有企業經營目標不單是利潤最大化，一般還包括很多政治目標。國有企業對于管理層考核也不只局限于利潤指標，還有可能會包括公司納稅情況等社會責任指標。考慮到避稅這一高風險行為一旦被曝光會對企業聲譽造成很大影響，加之國有企業因其政治關聯往往面臨較低融資約束，因此國有企業避稅動機普遍較低。而非國有企業以利潤最大化為經營目標，出于業績考核壓力等考慮，非國有企業高管可能更有動機采取隱蔽手段進行避稅。因此，按照產權性質將樣本分為國有企業組和非國有企業組進行回歸，結果如表6第（1）—（4）列所示。可以看出，在非國企樣本中，“國家隊”機構投資者持股（NAT）對BTD和DDBTD的回歸系數分別為-0.002和-0.003，在1%的水平上顯著；而在國企樣本中，“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數并不顯著。說明“國家隊”機構投資者持股對企業避稅的治理作用在非國有企業中更加顯著。

2.考慮市場化程度差異

已有研究表明，機構投資者的監督治理作用會因地區市場化進程不同而產生差異，機構投資者發揮治理作用離不開良好市場制度環境。具體來說，市場化程度高的地區法制化水平和要素市場發育水平也更高，受到地方政府干預程度較低，具有完善的投資者保護機制，更能夠約束企業非正規的避稅行為。因此，良好的市場化環境能夠為“國家隊”機構投資者發揮監督治理作用提供沃土。預期市場化程度較高的地區，“國家隊”機構投資者持股對企業避稅行為的抑制作用更強。因此，借鑒王小魯等（2019）的研究，按照市場化指數中位數將樣本分為高市場化程度組和低市場化程度組。回歸結果如表6 第（5）—（8）列所示，可以看出，在市場化程度較高的樣本中，“國家隊”機構投資者持股（NAT）對BTD 和DDBTD 的回歸系數分別為-0.003和-0.002，在1%的水平上顯著；在市場化程度較低的樣本中“國家隊”機構投資者持股（NAT）的回歸系數并不顯著。表明在市場化程度高的地區，“國家隊”機構投資者持股對企業避稅的抑制作用更加顯著。

表6 分組回歸結果

3.考慮審計質量差異

高質量的財務報表審計能夠通過控制測試和實質性程序識別出財務報表是否存在重大錯報，合理保證相關稅務信息真實可靠，提升財務報表信息質量，增強企業與外部投資者之間的信息透明度，進而抑制企業的稅收激進行為。因此，本文預期在審計質量較低的情況下，“國家隊”機構投資者持股對企業避稅的抑制作用更加顯著。采用是否四大審計作為審計質量的代理變量，并按照是否四大審計將樣本分為兩組進行回歸分析，結果如表6 第（9）—（12）列所示。可以看出，當公司由四大審計即審計質量較高時，“國家隊”機構投資者持股（NAT）對BTD和DDBTD的回歸系數均為-0.003，但不顯著；當公司由非四大審計即審計質量較低時，“國家隊”機構投資者持股（NAT）對BTD 和DDBTD 的回歸系數分別為-0.002 和-0.001，在1%的水平上顯著。結果表明，對于非四大審計的企業，“國家隊”機構投資者持股對抑制企業避稅行為發揮了更大作用。

七、研究結論與啟示

本文研究了“國家隊”機構投資者持股對企業避稅的影響。研究發現：“國家隊”機構投資者持股能夠顯著抑制企業避稅行為；作用機制檢驗發現，“國家隊”機構投資者主要是通過降低企業面臨的融資約束、緩解企業內部委托代理問題、提高企業與外部投資者之間信息透明度等路徑抑制企業避稅行為。進一步研究發現，“國家隊”機構投資者持股對企業避稅的抑制作用，在非國有企業、市場化程度較高以及審計質量較差的企業中更加顯著。上述結論在運用工具變量法、PSM傾向性得分匹配法緩解內生性問題以及更換變量測度方法等穩健性檢驗后依然成立。

本文從企業避稅的視角考察“國家隊”機構投資者持股對微觀企業經營決策的影響，豐富了“國家隊”機構投資者持股的經濟后果研究，同時也具有一定現實啟示：（1）監管部門應該積極鼓勵以“國家隊”機構投資者為代表的具有長期投資視野的投資者參與到公司治理實踐中。（2）進一步加快市場化進程的推進，深化市場化體制改革，為外部投資者監督職能的發揮提供沃土。（3）政府部門應該進一步減輕企業稅費負擔，同時加強對企業違規避稅行為監管。比如積極推進減稅降費政策，降低企業經營成本，優化市場營商環境，促進企業高質量發展；完善稅收法律法規，提高稅收征管效率，加大對偷逃稅款的處罰力度等。