巡視監督能抑制央企控股上市公司避稅嗎

張曾蓮，張 宇，王筱鈺

（1.北京科技大學經濟管理學院，北京 100083；2.香港理工大學會計與金融學院，香港 999077）

一、引 言

隨著中央反腐工作的深入開展，央企反腐逐漸成為社會關注的重點。在近年的反腐工作進程中，出現了一大批違規操作的央企高管。由中國證監會提供的滬深股市上市公司的數據可知，在2009～2012年央企高管違規盈余管理的案件呈逐年增長趨勢，目前這一現象已經引起了政府、監管機構和廣大投資者的高度關注。2013年是我國巡視監督新時期的開局之年，在公司黨風建設和反腐方面，巡視監督產生了非常積極的影響，加大了打擊中央企業腐敗的力度。同時，巡視監督也為企業的發展提供了外部監督的制度支持，對此國內外媒體都給予了高度的正面評價。［1］與此同時，巡視監督也對企業的經濟情況產生了深刻的影響。但目前還鮮少有人關注巡視監督對企業微觀層面的影響，因此研究巡視監督對于企業內部的影響具有重要的現實意義。

在《論犯罪與刑罰》中，關于刑罰和威懾的相關論述被視為威懾理論的思想起源。國外學者率先嘗試將威懾思想運用到古典經濟學中，將威懾思想和犯罪分析結合在一起，分析了最優的懲罰可能性和嚴厲程度，通過實證函數確認了犯罪行為和懲罰概率以及懲罰的嚴重程度是相關的，懲罰可能性愈大、懲罰愈嚴重，愈能促使犯罪行為減少。［2］國內也有少數學者研究了例如審計等反腐政策對企業經濟狀況的影響。［3－4］作為一種權威的反腐機制，巡視監督擁有巡視組，可以從獨立的角度對被巡視企業進行監督，對中央企業而言，無論是國資委巡視還是中紀委巡視都對企業的經濟行為具有強大的威懾作用。巡視監督具備獨立性和威懾性，它彌補了現有監管體系的不足。中央企業在我國經濟運行中起著重要作用，承擔著重要的社會責任和經濟責任，是國有企業的核心骨干力量，比其他企業擁有更加優質的資源，這就要求央企必須規范其納稅行為，以發揮應有的表率作用，不斷強化管理層及員工的納稅意識。

央企下屬的企業眾多，且手握大量資金，利益錯綜復雜，卻缺乏有效的管控和監督機制，這樣的背景和特征使央企的避稅行為更加嚴重。盡管央企紛紛在企業內部進行內控體系建設，制度也從無到有逐漸完善，但目前距離企業內控完善還有很遠的距離。運用一般的監督手段很難根治央企多年的“頑疾”，那么巡視監督是否能通過深入企業內部調查來解決避稅這個“頑疾”呢？

自2013年開始，我國巡視監督開始進入新時期，2013～2017年中央連續開展了不同輪次的巡視。本文以2013～2017年中央企業控制的上市公司為樣本，探究中紀委巡視監督對央企控股上市公司避稅的影響。參考已有文獻發現，傾向值得分匹配法（PSM）能夠較好地處理研究樣本個體間的差異問題，而雙重差分模型（DID）可以更好地處理內生性問題對研究結果的影響。所以，本文采取PSM-DID相結合的方法進行實證分析。研究發現，巡視監督可以抑制企業避稅，并減輕企業的避稅程度。

二、研究設計

（一）研究假設

巡視是建立廉潔政府和打擊腐敗的重要路徑，巡視作為政府對企業經營情況進行監督的重要手段，在減少腐敗和管理層自利方面發揮了重要作用。巡視監督因其獨立性，促使巡視組公平公正地作為，能及時反饋巡視過程中發現的問題，并對重大問題采取強有力的紀律處分，顯示了巡視監督的震懾力和權威性。巡視監督能夠有效地改善央企內部監督混亂、無人承擔責任的現狀，減小公司避稅行為發生的可能性。因此，巡視監督完善了央企的監管體系，避免了內部監督薄弱、橫向監督不力的問題。首先，巡視監督的重要特點之一就是獨立性。巡視組成員是由中央組織部門安排的，且巡視組長的設定采取一次一授權的不固定方式，保證巡視組保持獨立、公正的態度，從而客觀地反映被巡視企業的情況。其次，巡視監督對中央企業高管具有威懾作用。巡視監督側重于“發現問題”，通過完善現有監督體系，擴大巡視范圍，積極創新，增加渠道，與基層群眾深入溝通與交流，注重進行現場調查，然后將發現的問題直接、及時地向上級匯報，從而形成很強的威懾力。

企業選擇避稅的本質是在避稅所獲利益和被發現懲罰概率之間進行衡量，而威懾理論認為被懲罰概率和懲罰的嚴重程度會對威懾效應產生影響。第一，巡視監督可以通過多次巡視和擴大巡視范圍來增加企業被處罰的概率。同時，巡視監督及系統內部的監督逐漸增強，企業開展利潤管理的渠道也隨之增加，可以有效降低避稅意愿。第二，隨著巡視監督制度的不斷完善和發展，其已成為日常監督制度的一部分，這就使巡視監督的作用日益凸顯，能夠有效地抑制企業重大避稅行為的發生。

基于以上理論分析，本文提出假設：中紀委的巡視監督能夠直接減少央企的避稅行為，且介入程度越高，減少避稅效果越明顯。

（二）變量設定

1.避稅程度

本研究中提到的公司避稅是指公司為減輕稅負而采取的任何措施，泛指一切導致應稅未稅的行為。關于避稅程度的度量有多種方法，前人也做了詳盡的研究，目前國內外主要運用以下三種方法：會計—稅收差異法、固定效應殘差法及有效稅率法。國外學者多采用有效稅率Etr來衡量企業的避稅程度。然而我國稅收制度和國外稅收制度還有較大差別，特別是2008年我國許多法定稅率發生了變化。為了解決有效稅率法在我國使用過程中的“水土不服”問題，有學者進一步完善了有效稅率法，在計算時加入公司的名義稅率，即避稅程度＝名義稅率－實際稅率。［5］因此，本文采用有效稅率法來衡量避稅程度，實際稅率Etr1＝（所得稅費用－遞延所得稅費用）/息稅前利潤。

2.中紀委的巡視監督

借鑒相關學者對巡視事件進行研究的虛擬變量法，本文以tour為分組虛擬變量，表示接受了中紀委的巡視監督則賦值為1為實驗組，否則賦值為0為對照組。［3－4］post為時間虛擬變量，對央企控股的上市公司應在巡視年度及以后發揮作用，所以在巡視年度之后（包括巡視年度）的各年賦值為1，否則賦值為0。對于實驗組，我們運用傾向得分匹配法（PSM）為其選擇每一年對照組的配對觀測，對照組的tour取值與對應的實驗組tour取值一致。另外，本文暫未考慮央企被二次（甚至多次）巡視的情況。

3.相關控制變量

為了能夠更加客觀準確地反映巡視監督對企業避稅的影響，本文選取以下控制變量，如表1所示。

表1 變量定義

（三）模型設計

基于PSM-DID在一定情況下可以有效克服違背平行趨勢假設所帶來的問題，同時，其在因果關系分析、內生性問題緩解、事前差異控制等方面具有獨特優勢。因此，為了控制內生性問題，本文采用PSM為被巡視樣本選擇配對，從未被巡視的中央企業控制的上市公司中構造一組與被巡視央企控制的上市公司最為接近的樣本作為匹配的對照組，最后采用DID進行分析。

在考慮控制變量的基礎上，建立模型：

其中，industry＆year fixed effects表示行業和年度固定效應。

（四）樣本與數據

2013年是新時期巡視監督制度實施的開局之年，2013～2017年中紀委對央企進行了多輪巡視。因此，我們將2013年作為對于政策沖擊的起始年份進行研究，并將巡視監督制度的檢驗期間放在2013～2017年。同時，將被中紀委巡視的央企控股上市公司作為處理組，將未被中紀委巡視的央企控股上市公司作為控制組。通過CSMAR數據庫收集整理公司治理數據及財務數據，同時在中紀委官網獲取巡視監督數據，此外，我們還通過公司官網查看公司“新聞動態”等內容進行信息核對，最終篩選出樣本數據庫。本文對所得數據按以下條件進行了篩選：刪除金融類企業；剔除ST、*ST樣本；剔除變量缺失無法補全的樣本。為了剔除異常值的影響，本文對連續變量上下各1%分位數之外的數據進行了Winsorize處理。

三、實證結果分析

（一）描述性分析

表2為主要變量的描述性統計結果。Etr1的均值為0.01，說明所得稅費用在息稅前利潤中的占比較低，各個央企都存在著一定的避稅行為。tour的均值為0.27，表明在樣本期間內，有27%的上市央企被巡視過，數量較少，可能是因為前期巡視的主要目標是行政機構。從控制變量看，Ind＿ratio的均值為0.37，表明我國央企控股上市公司的獨立董事比例為37%，達到了1/3以上比例的政策要求；CEO的均值為0.07，表明董事長兼任總經理的比例只有7%，說明國有企業對國家管理規定的實施力度更大。

表2 描述性分析

（二）傾向得分匹配

應用PSM法為被巡視公司每一年的觀測值選擇與之配對的數值。被巡視觀測構成“實驗組”（tour＝1），配對觀測構成“對照組”（tour＝0），并且將配對觀測的post變量重新手動取值為與其匹配的被巡視觀測的post值。剔除Probit模型中缺失數據變量的個體，共得到1391組觀測值，“實驗組”為1144組，“對照組”為247組。為檢驗PSM匹配的有效性，對納入評分配對的模型變量進行平衡測試，結果如表3所示（限于篇幅，表中未列出全部變量），匹配后部分變量的差異縮小，可以認為PSM匹配是有效果的。由圖1可以直觀地看出：匹配后（Matched）與匹配前（Unmatched）相比，大部分變量的標準化偏差明顯變小了。圖2也顯示，在剔除缺失值后，所有的觀測數據均被納入PSM配對的范圍（on support）中。

表3 Etr1的PSM配對有效性檢驗

（三）雙重差分回歸分析

由表4的第（1）欄可以看出，對Etr1進行回歸時，tour的系數為正，說明相比于實際控制人未被巡視的上市公司，經過巡視的上市公司的實際稅率有所提高，即其避稅行為的激進程度有所緩和。由表4的第（2）欄可以看出，在配對后對Etr1進行回歸，post-tour系數為正，并在1%的水平上顯著，這說明被巡視企業在所得稅相關方面的避稅行為有所收斂，證實了本文的假設。

表4 DID回歸結果

四、穩健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

平行趨勢假定是雙重差分模型的重要前提。為保證雙重差分獲得一致的估計結果，本文擴展實驗前的樣本年度，選擇實驗前四年作為樣本年度，并增加各年虛擬變量YearDt與分組變量tour的交乘項，如果交乘項的系數不顯著，則說明滿足平行趨勢假定。其模型如下：

回歸結果顯示，交乘項的系數均不顯著，說明本文實驗組與對照組滿足平行趨勢假定，未改變本文的研究結論。

（二）Heckman檢驗

本文使用Heckman兩階段回歸來確保結果的穩健性。結果顯示，tour在1%的水平上顯著為正，說明巡視可明顯提高稅率，降低避稅程度。Lambda在10%的水平上顯著為正，說明是否進行巡視對回歸結果的影響也是顯著的。

（三）CEM匹配

由于樣本在選擇時本身可能存在偏誤，為了解決此類選擇性偏誤，本文將采用粗糙精確匹配（CEM）對數據進行處理。在匹配前后需進行匹配平衡性檢驗（multivariate imbalance measure，即L1），L1的取值范圍是［0，1］。若L1＝0，則兩組數據完全平衡；若L1＝1，則說明兩組數據完全不平衡。如果匹配后的L1比匹配前的小，則匹配效果更好。CEM匹配后兩組數據的樣本量可能不相等，因此，CEM匹配過程中將生成權重（Weight）。其中匹配前的L1大于匹配后的L1，說明在CEM匹配成功，未改變本文的假設。

（四）替換被解釋變量

為確保結論的有效性，本文用第二種有效稅率法進行計算，以檢驗巡視監督對公司避稅行為的治理效果，即實際稅率Etr2＝所得稅費用/息稅前利潤。替換變量后，Etr2的回歸結果在全樣本回歸和PSM樣本回歸中tour和post＿tour的系數都顯著為正，同樣證明了本文的假設，即巡視監督會對企業避稅產生影響，將提高企業稅率，降低企業避稅程度，回歸結果限于篇幅不再展示，如有需要可向筆者索取。

五、進一步研究

（一）調節效應分析

1.社會審計監督的調節作用

現有研究表明，隨著我國法律法規環境的改善，會計師事務所的監督作用不斷凸顯；而且會計師事務所規模的擴大和組織形式的轉變，使其所面臨的法律風險和監管風險都在提高。因此，本文按照審計單位是否為國際四大對上市公司進行分組，研究不同類型的會計師事務所對巡視效果的影響，表5的第（1）、（2）欄列示了回歸結果。在對Etr1的回歸中，非四大巡視組中post＿tour對Etr1的回歸系數為0.0469，在5%的水平上顯著，即經巡視監督后，非四大審計上市公司的實際稅率明顯提高，這說明巡視監督能有效地防范和糾正企業稅務行為中存在的問題，抑制激進避稅行為，因此其發揮的效應可能會更顯著。

2.市場化進程也可以在企業避稅中發揮監督作用

根據市場化進程進行分組，考察市場化進程監督的調節作用。本文引入了樊綱、王小魯等人編制的《中國市場化指數》中的數據，最新可獲得的數據年份為2009～2014年，在各地區以上年份數據的基礎上進行回歸近似取得了2015年、2016年和2017年的市場化指數，因而共取得2009～2017年9年的數據。本文根據上市公司的注冊地確定其所在地區的市場化總指數評分，并根據所有公司的評分中位數對上市公司進行分組回歸，表5的第（3）、（4）欄列示了回歸結果：在低市場化指數評分地區，對于Etr1的post＿tour系數顯著為正，并在5%的水平上顯著，這說明在市場化程度更低的地區巡視的威懾力更強，上市公司能更好地規范自身行為并貫徹執行改進措施。可能高市場化地區平時對于稅收管理較為嚴格規范，巡視未對高市場化地區的企業產生較大的影響。

3.投資者監督也可以在企業避稅中發揮監督作用

借鑒相關學者的做法，本文用機構投資者持股比例衡量投資者監督，利用機構投資者持股比例的中位數進行分組。［6］表5的第（5）、（6）欄列示了回歸結果：低投資者控股組，Etr1的post＿tour系數在1%的水平上顯著為正，說明巡視監督對于低投資者控股比例的企業影響明顯，巡視監督發揮的監督作用更大。而高投資者控股平時就有較完整的監督體系，所以系數不顯著，說明巡視監督對投資者控股較多的企業影響不大。

4.內部控制也可以在企業避稅中發揮監督作用

表5的第（7）、（8）欄列示了回歸結果：在內控無效企業組，Etr1的post＿tour在1%的水平上顯著為正，說明巡視監督對于內部控制無效的企業影響明顯。內控無效企業平時缺少監督，巡視有效地起到了監督和威懾作用，使內控無效的企業增加稅率，降低避稅程度；而內控有效的企業平時就對納稅進行監督，避稅行為較少，所以其系數不顯著，巡視監督對內控有效企業的影響較小。

表5 五個調節效應的回歸結果

（二）巡視監督力度的影響

1.多次巡視的影響

本文選擇被巡視3次作為分界，被巡視次數少于3次的上市公司為一組，大于等于3次的為一組，分別進行回歸，表6的第（1）、（2）欄列示了回歸結果。分析發現，在巡視次數較少的上市公司中，post＿tour系數不顯著；在巡視次數較多的上市公司中，Etr1的交乘項系數在10%的水平上正向顯著，tour的系數在1%的水平上顯著，說明巡視次數多的企業稅率明顯提高。

2.中紀委巡視與國資委巡視

央企同時還受到主管部門——國資委的巡視監督。按照巡視監督的巡視者分組回歸，表6的第（3）、（4）欄列示了回歸結果。中紀委巡視和國資委巡視Etr1的交乘項均正向顯著，中紀委巡視的交乘項系數、國資委巡視的交互項系數均在1%的水平上顯著，但國資委巡視分組回歸系數均大于中紀委巡視，說明與中紀委巡視相比，國資委巡視對企業避稅程度的影響更大。這可能是因為一部分央企屬于國資委直屬，并且國資委管理央企，專注于央企經濟情況的巡查，中紀委更偏向企業內部黨的建設和反腐情況的糾察，所以國資委巡視的影響程度更大。

表6 巡視次數和巡視類型分組回歸

（三）巡視監督通過抑制盈余管理來降低企業避稅的路徑分析

對上述回歸結果的分析表明，巡視監督顯著提高了企業的稅率，降低了企業避稅程度。盈余管理可能是巡視監督與企業避稅的內在作用路徑，因此本文提出巡視監督→抑制盈余管理→降低企業避稅程度這樣的路徑，并利用中介效應檢驗法對其進行驗證。相關的中介效應檢驗模型如下：

在式（3）和式（4）中，αDA為可操縱性應計盈余管理，用來衡量上市公司的盈余管理程度本文采用修正的 Jones模型回歸得到。CV 表示控制變量，包括 CEO、Size、Firsthold、Board、Ind＿ratio、EPS、DC 和 Lev。

參照有關學者提出的測試中介效應的步驟，本文的測試結果如表7所示。表7列示了模型（3）和模型（4）的回歸結果。［7］已證明tour的系數β1在5%的水平下顯著，我們直接進入第二步。表7的第（2）列中tour的系數δ為－0.016，在10%的水平下顯著，說明巡視監督明顯降低了企業的盈余管理程度。表7的第（3）列中aDA的系數λ2為－0.0094，在1%的水平下顯著，說明盈余管理程度越高，避稅程度越低。δ和λ2均顯著，則間接效應顯著，進行第四步模型中tour的系數λ1為0.0650，在5% 的水平下顯著。同時，δ×λ2和λ1均為正，從而驗證了巡視監督降低企業避稅程度過程中盈余管理起到了部分中介效應。

表7 中介效應

六、結論與建議

本文選取2013～2017年的中央巡視數據，研究了巡視監督對我國央企控股上市企業避稅的影響。研究發現：巡視監督對上市央企的避稅有顯著抑制作用。且通過平行趨勢檢驗、Heckman檢驗、CEM匹配和被解釋變量替換，結論仍然保持不變。進一步分析發現，巡視監督對以下公司避稅的影響更顯著：非國際四大審計的公司、市場化進程較差地區的公司、投資者監督較差的公司、內部控制薄弱的公司；巡視次數愈多，對企業避稅的監督愈強；國資委巡視比中紀委巡視對企業避稅的影響更大。巡視監督主要通過降低企業盈余管理來抑制企業避稅。本文基于研究結論提出以下兩點建議。

第一，應不斷完善巡視制度，發揮巡視監督的威懾力。完善的制度才是避免企業違規避稅的保障。首先，要建立科學的巡視考評體系和問責制度。其次，要不斷提高巡視組成員的專業能力和政治修養。巡視組代表著更高層次黨組織的形象，因此對巡視組成員要嚴格選拔，將擁有較高業務能力和政治修養的人才選入巡視組。巡視組成員必須定期持續地接受培訓和考核，與時俱進，不斷提高自身業務素質，只有這樣才能保持持久的活力。

第二，應促進巡視監督與內部監督形成良性制約。巡視監督和內部監督應各司其職，相互協調，相互補充。同時應該更好地利用媒體監督、巡視等外部力量來完善監督體系，真正地將內外部監督聯系起來，形成一體化的信息與溝通平臺，實現內外互補、信息共享的整合監督體系，提升企業的治理效率，減少企業的違規行為。