企業稅負與會計信息質量關系研究

李 清,馬澤漢

(吉林大學 商學與管理學院,吉林 長春 130012)

一、 引言

“十三五”時期,我國經濟發展進入新常態,圍繞著供給側結構性改革這條主線,黨中央提出了“三去一降一補”五大任務,其中“降成本”就是指減稅降費、優化營商環境,讓企業輕裝上陣。由此,一系列積極的財稅政策陸續鋪開,旨在減輕企業成本負擔,激發市場活力,提振投資意愿,增強本土企業競爭力,以期在全球競爭中占據有利地位。得益于黨中央高超的戰略智慧,我國宏觀稅負水平逐年下降,大量新辦涉稅市場主體不斷涌現,企業研發投入力度大幅增強,為抵御新冠疫情等超預期因素沖擊、應對經濟下行壓力、穩定經濟大盤、推動經濟高質量發展打好了堅實的基礎。已有研究表明,施行減稅降費政策、降低企業稅負有利于增加企業內源性資金、緩解融資約束、降低經營成本,進而可以增加企業研發創新投入、提高創新效率［1］,增加企業經營性投資、抑制實體企業金融化［2］,提高企業全要素生產率,推動企業高質量發展［3］。

會計信息是經濟社會運行的重要基石,也是經濟發展質量評價的關鍵依據,高質量的會計信息有助于提高利益相關者決策效率,進而提高要素投入產出效率,助力供給側結構性改革,是實現經濟高質量發展的重中之重。在會計信息質量影響因素的文獻中,一些研究深入挖掘公司治理對會計信息質量的影響,發現高額的薪酬激勵［4］、勤勉的獨立董事［5］、權力受控的管理層［6］都能顯著提高會計信息質量。也有研究表明,健全有效的內部控制可以降低公司風險,提高會計信息質量［7］。另有研究致力于探索外部監督對會計信息質量的影響,發現較多的分析師關注［8］、頻繁的媒體報道［9］、健全的法制環境［10］都能有效促進會計信息質量提高。

綜上,雖然諸多研究已經證實減稅降費、降低企業稅負會產生一系列積極的經濟后果,但未見有研究關注其對會計信息質量的影響。本文以2015—2021年滬深A股上市公司為樣本,擬探討企業稅負對會計信息質量的作用方向、作用機制與差異化作用效果。本文可能的貢獻包括以下四點:第一,填補企業稅負與會計信息質量相關性領域的研究空白,驗明減稅降費能對市場主體產生積極影響的宏觀經濟政策效果。第二,明晰降低企業稅負提高會計信息質量的作用機理,提供減稅降費政策能夠緩解融資困境、約束尋租行為的經驗證據。第三,揭示企業納稅貢獻、事務所審計任期、分析師關注度對減稅降費政策施行效果的影響,為更加精準地提高會計信息質量錨定方向。第四,使用指數度量會計信息質量,反映的會計信息質量更加全面、客觀、真實,使實證結果更加可靠。

二、 理論分析與假設提出

政府干預是公司必須面對的外部監管手段。在理想情況下,政府干預應當產生積極的正向影響,這是因為制度作為外生變量可以有效改善組織效率,來自政府的剛性約束能夠確保公司治理的底線,而具備一定彈性的監管政策則會促使被監管公司主動遵循非強制性指引建議來獲取額外收益［11］。同時也有研究揭示了政府干預的負向影響:一方面,政府治理的目標是尋求社會效用最大化,政府官員的政治晉升目標是尋求自身效用最大化,而公司治理的目標則是尋求股東利益最大化,當政府的政策性目標或政府官員的政治晉升目標與公司治理目標之間存在沖突時,政府或政府官員的尋租活動就會使公司承擔諸如擴張本地投資規模、增加納稅金額等相應的政治成本［12］;另一方面,上市公司在投融資、提供就業崗位和納稅等方面都對地方經濟起到支柱作用,因此地方政府對上市公司的保護意愿非常強烈,地方政府的干預會削弱媒體輿論監督等外部監督渠道的作用,進而加重上市公司的財務信息失真現象［9］。

(一) 企業稅負對會計信息質量的正向影響

稅收征管是政府對公司施行的強制性干預,同樣具有正負兩方面影響,如圖1所示。正向影響被稱為“治理效應”,政府因稅收征管而擁有的對公司現金流的要求權使其成了最大的小股東［13］,政府的稅務稽查活動通常包括關注稅會差異、核實賬目信息、監督關聯交易、審批轉移定價等。在“經濟人”假設下,嚴格的稅收征管使管理者不得不權衡業績粉飾行為的利弊:一方面,如果向上盈余管理產生的所得稅成本無法通過其他渠道得到彌補,管理者就會及時釋放資產損失或投資虧損的信息,報告較低的真實盈余水平,節約所得稅成本［14］;另一方面,管理者通過向下盈余管理過度避稅會被稅務機關施以行政處罰,被處罰的風險會抑制管理者通過應計項目少報收入的行為［15］。在委托代理理論中,代理成本主要是指委托人監督、約束代理人的成本,稅收征管這一外部監督與約束機制的積極溢出效應就是降低了股東與管理者之間的代理成本,約束了管理者盈余管理、偷懶、高在職消費等自利和機會主義道德風險,進而使財務報告質量得到提高［16］。基于以上分析,本文提出如下假設:

H1a:企業稅負與會計信息質量正相關,即減輕企業稅負、降低稅收征管強度會降低稅收征管“治理效應”的作用,使會計信息質量下降。

H1b:“治理效應”使代理成本在企業稅負與會計信息質量的正相關關系中起中介作用。

(二) 企業稅負對會計信息質量的負向影響

稅收征管的負向影響包括“征稅效應”和“尋租效應”。“征稅效應”認為納稅會導致公司現金流出和留存收益減少,根據融資優序理論,公司融資首先考慮內源性資金,然而此時生產研發環節的資金投入量和投融資決策卻會受到稅收征管力度掣肘,大大提高了公司外部融資需求和融資成本,因此融資約束增加［17］。由前景理論可知,當面臨納稅導致的融資困境時,公司會嘗試通過風險性更高的激進方式來減少損失［18］,有可能為了獲得外源性資金鋌而走險,比如通過偽造合同、虛構銷售業務或通過隱蔽復雜的關聯交易虛增資產、收入和利潤,來達到配股或債務契約的條件,公司在財務報表中所報告的內容就會嚴重失真并且模糊難以理解或比較。

圖1 企業稅負降低對會計信息質量的影響機制

稅收征管的“尋租效應”認為征稅可能成為管理者機會主義行為滋生的溫床,根據尋租理論,稅務部門對公司的干預和管制會形成尋租空間,租金通常由公司負擔,若管理者主動尋租——為拉近與稅務人員的私人關系而耗用公司資源,或者被動尋租——為應對頻繁的稅務檢查活動而額外投入大量人力物力,公司的非生產性隱性成本會急劇增加［19］。根據委托代理理論,政企雙向尋租損害了股東利益,股東與管理者之間的代理成本因此上升,管理者在將這些額外的甚至是違規的支出入賬時,多會選擇不易追溯的綜合性成本費用類科目以便掩飾,公司會計數據隨著這些非生產性隱性成本的增加而失真［20］。基于以上分析,本文提出如下競爭性假設:

H2a:企業稅負與會計信息質量負相關,即減輕企業稅負、降低稅收征管強度會削弱稅收征管“征稅效應”和“尋租效應”的作用,使會計信息質量上升。

H2b:“征稅效應”使融資約束在企業稅負與會計信息質量的負相關關系中起中介作用。

H2c:“尋租效應”使代理成本在企業稅負與會計信息質量的負相關關系中起中介作用。

三、 研究設計

(一) 樣本選擇及數據來源

本文以2015—2021年滬深A股上市公司為初始樣本,依次進行以下處理:(1)剔除金融業公司;(2)剔除ST、*ST公司;(3)剔除上市未滿3年的公司;(4)剔除主要變量存在缺失值的樣本。最終獲得3223家公司7年內共15736個觀測值的非平衡面板數據。財務數據來自CSMAR數據庫,經濟基本面數據來自中國經濟統計數據庫,內部控制指數來自迪博數據庫。為避免異常值的影響,本文對連續變量做上下1%Winsorize縮尾處理。使用Stata15.0進行統計分析。

(二) 變量定義

1. 被解釋變量

被解釋變量為會計信息質量指數(Quality),參照李清和馬澤漢的做法［21］,從可靠性、相關性、穩健性、可比性和及時性五個方面綜合計量會計信息質量,其中可靠性用應計盈余管理程度和Beneish會計舞弊風險指標——應收賬款周轉指數及資產質量指數［21］綜合計量。各指標計算方法如表1所示。

表1 會計信息質量指數指標定義

會計信息質量指數可以連續、精細、直觀、完整地刻畫會計信息質量,其構建方法為:首先,為使指標之間具有可加性,且跨行業具有可比性,先行剔除存在行業差異的應計盈余管理程度、相關性、穩健性和可比性中包含的行業因素,即減去本指標年度行業中位數,再使用極差標準化法分年度對所有指標做無量綱化處理。其次,視各指標權重在相同年度內相等,使用算術平均法賦權。計算公式如式(1)、式(2)所示。

可靠性=(應計盈余管理程度+應收賬款周轉指數+資產質量指數)/3

(1)

會計信息質量指數=(可靠性+相關性+穩健性+可比性+及時性)/5

(2)

2. 解釋變量

解釋變量為企業稅負(Taxbur)。借鑒劉駿和劉峰的方法［27］,使用基于現金流量表的企業稅負衡量指標,即:企業稅負=(支付的各項稅費-收到的稅費返還)/營業收入。異于以往用企業所得稅額衡量企業稅負,基于現金流量表的企業稅費支出能涵蓋企業經營涉及的全部稅種,扣除稅費返還能體現企業當期實際負擔的稅收相關現金凈流出情況,與稅務局統計稅收依據的實際入庫金額口徑一致。

3. 中介變量

(1)代理成本(Agecos)。代理成本的異動在報表中表現為通用的費用項目余額超出當期經營規模所需要的投入量,這些費用項目的下級科目復雜繁多,綜合性極強,公司通常將無法給出合理解釋但不得不入賬的支出放在這些項目下,參照王曉亮和鄧可斌的研究［28］,以經過營業收入調整的管理費用與銷售費用之和來計算代理成本,排除正常生產經營對應的合理的費用支出。(2)融資約束(Fincon)。融資約束的主流計量方法有KZ指數、WW指數和SA指數三種,SA指數通過有序Probit模型推斷出融資約束是公司規模和上市時長這兩個外生因素的函數,規避了KZ指數和WW指數使用財務指標計算融資約束導致的內生性問題［29］,因此本文使用SA指數計量融資約束,SA=-0.737×ln總資產+0.043×ln總資產2-0.04×上市時長,SA指數越大則融資約束越大。

4. 控制變量

參照黃芳、葉邦銀、戴亦一等的研究選取控制變量［6-7,9］,如表2所示。因被解釋變量會計信息質量指數在構建過程中已剔除行業因素,所以不再控制行業固定效應,又因宏觀環境變量為年度省級變量,同年同省份的樣本對應的值相同,若引入年度虛擬變量和省份虛擬變量會產生較為嚴重的多重共線性,所以也不再另行控制年度固定效應和省份固定效應。

表2 變量定義

(三) 模型構建

為檢驗企業稅負如何影響會計信息質量,本文建立主回歸模型(3)如下:

Qualityi,t=β0+β1Taxburi,t+Controlsi,t+εi,t

(3)

其中,Qualityi,t為會計信息質量指數,Taxburi,t為企業稅負,Controlsi,t為控制變量。

四、 回歸結果與分析

(一) 描述性統計分析

關鍵變量的描述性統計結果如表3所示。被解釋變量會計信息質量指數(Quality)處于［0.5468,0.8931］區間,數據分布兩端稀疏中間密集,可有效識別會計信息質量最優與最差的公司。解釋變量企業稅負(Taxbur)的分布同為兩端稀疏中間密集,可有效識別稅收負擔最小與最大的公司。中介變量中,代理成本(Agecos)的分布則為低密高疏,融資約束(Fincon)的分布仍為兩端稀疏中間密集,存在嚴重代理問題和融資約束過大的公司能夠被有效識別。

表3 關鍵變量描述性統計

(二) 主回歸分析

表4 主回歸與穩健性檢驗

主回歸結果如表4所示。由于White檢驗結果顯示樣本數據存在異方差,因此采用異方差穩健標準誤進行修正,此后回歸均采用此做法。企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,可知假設H2a得證,即企業稅負越低會計信息質量越好。原因在于,當企業稅負下降時,管理者既無需為了緩解征稅導致的現金流緊張引入外源性資金而美化報表信息,也無需為了掩蓋政企雙向尋租產生的非生產性隱性成本而操縱會計數據,會計信息質量由此提升。另外,方差膨脹因子VIF值最大為2.03,不存在嚴重的多重共線性問題。

(三) 穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量

(1) 被解釋變量替換為證交所信息披露考評結果。將證交所上市公司信息披露考評結果為A或B的賦值為1,表示信息披露質量高;考評結果為C或D的賦值為0,表示信息披露質量低,以此二元變量衡量會計信息質量。Logistic回歸結果如表4所示,企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,假設H2a仍成立,主回歸結果穩健。

(2) 替換為盈余管理程度。參照葉邦銀和王璇的方法［7］,使用修正的Jones模型估算的操縱性應計盈余管理程度衡量會計信息質量,盈余管理程度越高則會計信息質量越低,回歸結果如表4所示,企業稅負(Taxbur)系數顯著為正,主回歸結果穩健。

2. 替換解釋變量

參照王佳和李文的方法［30］,將企業稅負的計算方法替換為(營業稅金及附加+所得稅費用)/營業收入,回歸結果如表4所示,企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,主回歸結果穩健。

3. 內生性檢驗

(1) 工具變量法。企業稅負會影響會計信息質量,反過來,會計信息質量也會影響企業稅負,例如,公司存在偷、漏、騙稅現象,并未如實反映經營狀況,會計信息質量較差,企業稅負也會下降。為了緩解上述可能存在的由互為因果導致的內生性問題,以行業內其他公司的企業稅負均值(AveTaxburt)和滯后一期的企業稅負(Taxburt-1)為工具變量進行兩階段最小二乘回歸(IV-2SLS)。如表5所示,第一階段回歸結果中,工具變量均能顯著正向影響企業稅負,同時通過了弱工具變量檢驗和過度識別檢驗,工具變量選擇合理。第二階段回歸結果中,使用工具變量擬合企業稅負后,企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,主回歸結果穩健。

(2) 傾向得分匹配法。為了緩解可能存在的由樣本自選擇偏差導致的內生性問題,使用傾向得分匹配法(PSM)重新選取樣本進行回歸。將企業稅負大于中位數的樣本設定為處理組,其余為控制組,以模型(3)中的控制變量為協變量,使用Logit回歸估計傾向得分,匹配方法為無放回的最鄰近1∶1匹配,卡尺范圍設定為0.001。匹配后通過了平衡性檢驗,且處理效應顯著。基于匹配后樣本的回歸結果如表5所示,企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,主回歸結果穩健。

表5 內生性檢驗

(3) Heckman兩階段模型。為了緩解可能存在的由樣本自選擇偏差導致的內生性問題,同時使用Heckman兩階段模型進行回歸。第一階段Probit模型的因變量為企業稅負虛擬變量(Taxbur_dum),若企業稅負大于樣本中位數則取值為1,否則為0,自變量包括模型(3)中的控制變量,并以行業內其他公司的企業稅負均值(AveTaxburt)作為排他性約束變量。將計算出的逆米爾斯比率(IMR)納入模型(3)中作為第二階段回歸模型,結果如表5所示,企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,主回歸結果穩健。

(4) 自變量滯后一期。為了進一步緩解內生性問題,將解釋變量及控制變量均滯后一期,回歸結果如表5所示,企業稅負(Taxbur)系數顯著為負,主回歸結果穩健。

五、 中介效應分析

使用三步法檢驗中介效應可能因中介變量為內生變量而產生估計偏誤,江艇認為中介效應分析可先用回歸的方法檢驗解釋變量對中介變量的因果關系,再用理論分析的方法論證影響機制的合理性［31］。故參照江艇的做法［31］,本文將中介變量代理成本和融資約束作為被解釋變量,回歸檢驗企業稅負對此二者的影響,結果如表6所示。在列(2)中,企業稅負(Taxbur)系數顯著為正,即更低的企業稅負會產生更少的代理成本。由理論分析可知,降低稅負可削弱稅收征管的“尋租效應”,減少管理者主動或被動尋租產生的代理成本［19］,那么管理者將此類非生產性隱性成本藏入綜合性成本費用類科目的行為也會減少,報表信息因此更加真實可靠［32］。由此假設H2c得證,即降低企業稅負,代理成本會相應減小,進而使會計信息質量上升。在列(3)中,企業稅負(Taxbur)系數顯著為正,即更低的企業稅負會產生更小的融資約束。由理論分析可知,降低稅負可削弱稅收征管的“征稅效應”,減少現金流出導致的融資約束［17］,那么管理者為了達到融資條件獲得外源性資金而虛增資產、利潤等違規行為也會減少,報表信息因此更加真實可靠［33］。由此假設H2b得證,即降低企業稅負,融資約束會相應減小,進而使會計信息質量上升。

表6 中介效應回歸

六、 異質性分析

(一) 納稅貢獻

企業稅收是地方財政收入的重要組成部分,各地政府為了完成稅收任務,鼓勵重點稅源企業積極納稅,對本地納稅大戶多有宣傳嘉獎,納稅額高的企業因此贏得了由政府背書的良好的社會聲譽,所以會約束自身行為來維護企業形象。企業在面對納稅帶來的融資約束時會盡量避免采取激進違規的解決方式,不對外披露經過粉飾的信息,減少可能引發信任危機的行為;企業在應對稅務檢查時會遵守規定、積極配合稅務機關工作,不會有主動尋租賄賂稅務人員企圖逃避稅務檢查的舉動。此外,地方財政對重點稅源企業存在依賴性,政府為了穩定財稅收入、防止重點稅源流失,會盡可能地為其提供更加便利的營商環境,納稅大戶面對政府時的議價能力顯然高于其他企業［34］,稅務機關不僅不會尋租獲利,反而會提供精細的涉稅政策輔導,幫助企業充分享受政策紅利、節約稅收征納成本。可見,納稅貢獻高的企業更注重行為的合規性,更愿意也更易于與稅務部門之間建立和諧互信的關系,舞弊動機較弱,因此會充分利用降低稅負對融資壓力的減輕和稅企關系的改善,使會計信息質量進一步提高。

本文以稅費凈支出金額作為企業納稅貢獻的衡量指標,指標值越大則納稅貢獻越高,根據該指標是否大于所屬地區年度中位數進行分組檢驗的結果如表7所示。由表7可見,納稅貢獻高組的企業稅負(Taxbur)系數絕對值大于納稅貢獻低組,且通過了組間系數差異檢驗。綜上可知,降低企業稅負對會計信息質量的提高作用在納稅貢獻高的公司中更大。

表7 異質性分析

(二) 審計任期

會計師事務所獨立審計是保證信息披露質量的關鍵環節。事務所初次承接審計業務時會充分了解被審計單位的組織結構、生產經營情況、投融資活動、內部控制等基本特征,審計過程中審計人員也會恪守客觀、公正的原則,保持專業勝任能力和應有的關注,遵守獨立性要求,細致嚴謹的審計工作使公司為了應對融資困境而實施的違規行為和政企尋租帶來的非生產性成本被發現的可能性增加,減少公司舞弊機會,由此可以強化降低稅負通過減少融資約束和代理成本提高會計信息質量的作用效果。隨著審計任期的延長,事務所可能對被審計單位產生經濟依賴性,為了獲得持續的審計業務收入默許被審計單位的違規行為,使審計人員在工作中無法保持獨立審慎的原則,同時審計人員對被審計單位各方面情況的判定也容易形成思維定式,審計質量隨之降低［35］。可見,審計任期的延長會減小被審計單位違規行為被發現并披露的可能性,而較短的審計任期則更有助于降低稅負發揮對會計信息質量的提高作用。

本文根據會計師事務所的審計任期是否大于行業年度中位數進行分組檢驗的結果如表7所示。由表7可見,審計任期長組的企業稅負(Taxbur)系數絕對值小于審計任期短組,且通過了組間系數差異檢驗。綜上可知,降低企業稅負對會計信息質量的提高作用在審計任期短的公司中更大。

(三) 分析師關注度

券商發布的個股研報是分析師通過跟蹤個股最新信息、結合行業發展趨勢與產業鏈上下游耦合關系做出的綜合性研判,并從專業視角給出盈利預測和市值評估,以此向市場釋放出積極或消極的信號,在一定程度上扮演了“公共監督者”的角色,廣大投資者在決策前也會參考分析師做出的專業分析結果,被調研的公司受到分析師的監督和公眾預期的約束,舞弊機會因此減少。此外,為了提高研報評級、獲取或維持投資者的關注與信任,公司會努力提高業績表現并嚴謹對待涉及信息披露的相關事項,舞弊動機因此減弱。已有研究證明,分析師關注度高的公司盈余質量更高［8］。可見,降低稅負對融資約束和代理成本的限制能夠減輕舞弊壓力,分析師的高度關注能夠減少舞弊機會、減弱舞弊動機,這一強有力的外部監督力量可以與降低稅負協同促進會計信息質量的提高。

本文以分析師跟蹤人數作為分析師關注度的衡量指標,指標值越大則分析師關注度越高,根據該指標是否大于行業年度中位數進行分組檢驗的結果如表7所示。由表7可見,分析師關注度高組的企業稅負(Taxbur)系數絕對值大于分析師關注度低組,且通過了組間系數差異檢驗。綜上可知,降低企業稅負對會計信息質量的提高作用在分析師關注度高的公司中更大。

七、 結論性評述

以2015—2021年滬深A股上市公司為樣本,本文探討企業稅負對會計信息質量的作用方向、作用機制與差異化作用效果。經回歸分析發現,企業稅負與會計信息質量之間存在負相關關系,且經過穩健性檢驗及內生性檢驗后依然成立。在中介效應檢驗中發現,融資約束和代理成本是企業稅負影響會計信息質量的兩條路徑,降低企業稅負可減小融資約束和代理成本,進而提高會計信息質量。在異質性分析中則發現,降低企業稅負對會計信息質量的提高作用在納稅貢獻高、審計任期短、分析師關注度高的公司中更大。

本文的研究立足于減稅降費政策與公司之間的宏微觀共振效應,對日后施行財稅政策、緩解融資困境、約束尋租行為、提高會計信息質量、促進經濟高質量發展有以下啟示。第一,施行減稅降費政策、降低企業稅負,可解燃眉之急、起紓困之效。近年來新冠疫情起伏反復,世界局勢動蕩不安,全球經濟下行壓力加大,減稅降費可以切實減輕企業負擔、促進研發創新、推動經濟高質量發展。2023年政府工作報告中指出要“完善稅費優惠政策,對現行減稅降費、退稅緩稅等措施,該延續的延續,該優化的優化”,因此應當堅定不移地優化和落實減稅降費政策,尤其是要進一步加大組合式減稅降費政策力度,多種針對性政策工具協同發力,全面提升政策效能,通過“放水養魚”來涵養稅源,增強市場主體信心、穩定市場主體預期,最終實現“水多魚多”的局面。第二,施行減稅降費政策、降低企業稅負,能夠增加公司現金流、減少機會主義行為,進而顯著提升會計信息質量。公司會計信息質量的提高,一方面有利于與供應商及客戶保持長期穩定的合作關系、降低經營風險、提高生產效率,另一方面有利于緩解資本市場信息不對稱的問題、降低股價暴跌風險、增加債權人信心、吸引更多優質投資者。以上各方面產生的增量收益最終也會反哺給財政稅收,“風物長宜放眼量”,可觀的長期宏微觀經濟效益是施行減稅降費政策的底氣。第三,異質性分析辨明了降低稅負對會計信息質量的提高作用受納稅貢獻、審計任期、分析師關注度影響時的不同表現,得到啟示如下。(1)降低稅負對會計信息質量的提高作用在納稅貢獻低的公司中較小。因此要進一步提高納稅貢獻低的公司會計信息質量,政府部門就應當構建“親”“清”稅企關系,使非納稅大戶也能免受權力尋租的干擾。(2)降低稅負對會計信息質量的提高作用在審計任期長的公司中較小。因此要進一步提高審計任期長的公司會計信息質量,監管部門就應當加強對長期委托同一家事務所的審計項目的監管力度,也可考慮建立會計師事務所審計強制輪換制度,避免審計任期過長。(3)降低稅負對會計信息質量的提高作用在分析師關注度低的公司中較小。因此要進一步提高分析師關注度低的公司會計信息質量,監管部門就應當將此類公司作為重點監督對象,補齊因分析師關注不足產生的監督力量缺口。