基于避税动机的利润转移行为研究——来自企业所得税改革的经验证据

基于2008年企业所得税改革引起的税率变化，以我国上市公司及其子公司为样本，分析集团企业基于避税动机的利润转移行为，研究结果发现：当上市公司与其子公司间税率差异扩大时，双方会开展更多基于非公允价格定价的关联交易，进而提高具有税率优势一方的税前利润水平；进一步地，对于内部税率优势扩大的集团企业，其整体利润水平也会较税率差异不变的集团企业更高，说明集团企业内部会通过关联交易将利润转移给低税率的成员公司，进而降低整体税负，提升整体利润；最后，上述现象更多地发生在民营企业中，国有企业由于具有较高的避税成本和风险、较弱的避税能力及动机，因而不会基于税率变化对利润分配水平进行调整。因此，政府需进一步深化税收改革，切实给予企业更多的税费减免，降低税费。

一、引 言

2018年4月，美国正式宣布最新的税改法案，这是自1986年以来美国规模最大的税收改革。该减税法案涉及领域众多，其中最主要的内容是大幅削减了包括本土企业和跨国企业利润转回时适用的所得税税率水平。该法案的实施将大大缓解美国本土企业的税收负担，同时提升国外企业在美国投资建厂的吸引力。相比之下，我国企业仍面临较重的税负压力。根据世界银行联合普华永道会计师事务所最新发布的《Paying Taxes 2018》专题报告显示，在全球近190个经济体中，中国的企业以67.3%的税收负担排名第12位，远远超过研究期间的世界平均水平。［1］在这种背景下，中国企业的管理决策者有强烈的动机进行避税。其中，对于集团企业来说，其主要途径之一便是通过转让定价的方式将利润从高适用税率的成员公司转移至低适用税率的成员公司以降低整体税负。

本文以2008年企业所得税改革为契机，旨在检验集团企业成员公司间税率差异变化如何对利润转移行为产生影响，以期为集团企业基于避税动机的利润转移行为提供直接证据。新税法的实施使集团内部各成员公司间的税率差异出现了不同程度的改变，集团企业基于避税动机会对利润转移的程度进行调整。［2］转让定价作为企业进行避税的核心方式［3］，其主要通过非公允的关联定价来实现，因此当某一关联方具有的税率优势扩大时，其他成员公司与其开展的非公允定价关联交易水平也会得到提升。［4］通过转让定价进行利润转移的直接结果表现为具有税率优势一方的税前利润得到提升，而具有税率劣势一方的税基得到削减［5］，进而使得集团企业从税率差异中获得额外的利润来源，最终提升整体的盈利水平。

本文选取上市公司与其控股子公司作为研究对象，首先根据税率差异变化情况对样本进行分组，然后通过构建双重差分模型检验集团企业基于母子公司税率差异进行关联交易转移利润的行为。本文的实证研究结果发现：当上市公司与其子公司之间的税率差异扩大时，相对于税差保持不变的关联双方，前者会开展更多非公允定价的关联交易，而公允定价的关联交易水平则不受影响。进一步检验发现，当上市公司较其子公司开始具有税率优势或已有税率优势扩大时，上市公司的税前利润会上升，这为基于避税动机的利润转移行为提供了直接的证据。再次，对于母子公司间税率差异扩大的集团企业，其整体利润水平也会较税差不变的集团企业高，这说明集团内部会通过关联交易将利润分配给低税率的成员公司，进而降低集团企业整体的税负水平。最后本文还发现，上述现象更多发生在民营上市公司与其下属子公司间，而国有上市公司则不会基于税率变化对税收筹划行为进行调整。以上结果为企业通过内部利润转移进行避税的行为提供了直接证据，同时也验证了产权性质对企业避税行为的影响。

不同国家的税收制度往往存在差异，这使得跨国企业可以通过转让定价的方式将利润从所处高税率国家的子公司转移至所处低税率国家的子公司，从而减少集团全球范围内的整体税负。经过近二十年的发展，以跨国企业集团为研究对象的相关主题文献已较为充分。［6］［7］［8］［9］［10］近些年，基于我国区域、产业税收优惠政策的推行以及所得税改革的实施，也开始逐渐有学者将目光转向了我国非跨国集团企业。李增福和郑友环［11］发现新的企业所得税法实施前，公司会根据预期税率变化方向进行同向的盈余管理行为，且新税法实施后的第一年公司会出现显著的利润反转现象；黄蓉［12］同样以所得税改革为契机，利用其带来的母子公司间税率差异变化，发现成员公司间税率差异、关联交易和集团企业价值三者间存在显著的正相关关系；陈作华［13］验证了企业避税程度与关联交易之间存在的正相关关系，并进一步得出异常关联交易才是控股股东和上市公司掏空国家税收重要途径的结论。

跟上述已有文献相比，本文的创新点主要体现在以下两个方面：第一，本文研究建立在2008年所得税改革带来的税率变动基础上，探讨了企业基于避税动机开展关联交易的具体途径，为识别非公允定价关联交易作为税收规避的重要方式提供了直接证据。黄蓉［12］同样以该角度切入，但其仅分析了税率差异变化对商品劳务类关联交易总额的影响，而未对关联交易的定价方式进行进一步细分，因此难以解释企业基于避税动机开展关联交易的具体方式。而本文以定价方式是否公允对关联交易进行了分组，发现仅有非公允定价的关联交易才会对税率差异变动做出反应。该结果支持了陈作华的结论［13］，但相较于前者所展现的“关联交易如何影响企业避税程度”的研究思路，本文则是从避税动机出发，以“税率变动如何影响企业关联交易水平”的思路进行分析。第二，本文分别从上市公司和集团整体两个角度探讨了税率差异变化对公司利润水平的影响，为我国集团企业基于避税动机的利润转移行为提供了完整的经验证据。对于现有研究公司基于避税动机进行利润转移的文献，其主要研究思路为检验税率差异与公司税前利润之间的关系。［8］［14］［15］该类研究为基于避税动机的利润转移行为提供了直接证据，但忽略了该行为最终对集团企业整体利益的影响。蔡蕾等［16］和黄蓉［12］从企业整体角度出发对该主题进行研究，但其分别关注的是税率差异对避税程度和企业价值的影响，而没有直接对整体净利润水平进行分析，因而无法提供企业通过避税实现利润提升的直接证据。本文则综合考虑了以上两个方面，进一步验证并丰富了现有文献，对集团企业基于避税动机进行利润转移的行为进行了全面且直接的检验。

本文与黄蓉［12］的文献较为接近，两文的差异主要体现在以下四个方面，一是本文通过构建双重差分模型进行检验，可在一定程度上减少内生性带来的影响；二是本文在对税率差异的度量上采用母子公司一一对应的方式，而后者则是通过母子公司税率极差或税率最大值与中位数的差值来度量；三是本文按关联交易定价原则对样本进行分组检验，验证了非公允定价关联交易为企业基于避税动机进行利润转移的主要途径，而后者仅关注商品劳务类关联交易总额，而未对其进行细分探讨；四是本文为企业基于避税动机进行的利润转移行为提供了直接证据，而后者更多是通过关注税率差异对企业价值的影响从而提供间接证据。

加强税收征管和防范逃避税一直以来都是税收监管部门的重点推进方向①。集团企业基于避税动机进行利润转移，其直观结果是降低企业税负，提升整体利润水平。但这种盈利的提升主要是通过开展非公允定价的关联交易来实现，一方面其并非由正常的经营扩张所致，不具有持续性；另一方面，关联交易的实施往往以牺牲盈余信息透明度和增加处罚和声誉损失风险为代价［17］［18］，会对资本市场上投资者的决策行为造成负面影响。无论从哪个方面来看，基于避税动机的利润转移行为都无法真正为企业创造价值，甚至会损害相关者的利益，因此应该尽可能减少这类行为的发生。税收征管体系的完善和监管力度的加强是缓解这类问题最直接的方法，但若想从根本上解决该问题，还应从源头上削减企业进行避税的动机。这意味着政府需要进一步深化税收改革，将减税降费落实到位，使企业能将更多重心放在提升自身经营管理的水平上，通过经营活动的扩张真真切切地创造价值。

二、理论分析与研究假设

公司是以营利为目的的经济组织，其追求企业价值的最大化。基于此，“企业价值观”为避税行为的产生提供了有力的解释：一方面，避税能够通过减少企业的现金流出，使财富从国家转回股东手中，进而直接提升企业的利润水平［19］；另一方面，避税行为还可以通过增加企业内源融资程度，缓解融资约束，进而间接提升企业价值。［20］［21］同时，从信息披露的角度来考虑，上市公司以合并报表形式呈现为主的信息披露方式意味着当上市公司与子公司整体节税越多，合并报表利润也会增加越多，进而就能够向外部投资者传递公司具有较强整体盈利能力和管理层经营能力的信号。［12］无论从哪个角度来看，合理地降低税负能够提升公司的价值，因此公司有强烈的动机进行避税。在税改的大环境下，集团成员公司的适用税率发生不同程度的变化，各集团企业基于避税动机会针对税率变动情况对成员公司的利润分配进行调整，以尽可能降低企业整体税负。对于集团企业而言，当母子公司任意一方的税率优势变得更加显著时，意味着同等水平的利润转移能够获得更大的节税效应［3］，因此双方基于避税动机会有更强的意愿将利润保留在低税率的一方，其直接结果是具有税率优势一方的税基将得到提升，进而最终降低集团企业的总税负，提升整体利润水平。

转让定价是集团企业开展避税活动的核心方式之一［3］。对于适用税率高（低）的成员公司，其可以通过向适用税率低（高）的成员公司以较低（高）转移价格提供某种商品的方式，降低低税率公司的产品成本，进而将利润转移到低税率公司中。［22］基于上述逻辑，所得税改革带来的税率变动首先会对企业转让定价行为造成影响。而判断关联方是否通过转让定价来转移利润的关键则是观察转让价格是否选择了合适的公平交易价格。［23］学者们通常据此将关联交易区分为公允和非公允关联交易。［24］因此，当公司间的税率差异变得更加显著时，双方应当会开展更多的非公允定价关联交易水平。基于上述分析，本文提出以下假设：

假设1：当上市公司与其子公司间的税率差异扩大时，双方会发生更多的非公允定价关联交易，而公允定价的关联交易水平则不会受到影响。

假设2：若上市公司较其子公司开始具有税率优势或已有税率优势扩大时，上市公司税前利润水平会上升。

假设3：当上市公司与其子公司间的税率差异扩大时，合并报表净利润水平会上升。

国有企业与民营企业之间存在很大的差异，这使得两者进行税收筹划的激进程度也会有所不同。已有文献表明，国有企业倾向于保守的避税行为，其通常表现出高于民营企业的所得税税负水平［19］［23］或实际税率。［26］其原因主要有以下几点：首先，由于国有企业的最终控制人是国家，而税收收益的最终受益者也是国家，因此对于国有企业来说，无论是税收还是利润，从本质上来说最终的归属是相同的，两者只是国家财富增加的不同形式［23］；民营企业则不然，对其进行征税会涉及企业和政府之间的利益分配问题。因此，相较于国有上市公司，民营上市公司进行税收筹划的动机较强。其次，相较于民营企业，由于国有企业的大股东是政府，因此税收监管部门可以采取行政命令的方式指派专员入驻国有企业，负责监督和催缴税款［26］，这意味国有企业会面临更强的税收监管，其进行避税的成本和风险也会更高，从而导致其避税的能力较弱。最后，国有企业往往具有多元目标，即除了效率为先的经济目标外，还需达成贡献税收、提供就业岗位等多重政治目标，这意味着其往往难以遵循企业价值最大化的目标进行经营决策；同时，对于国有企业管理层自身，承担税负水平的高低还可能会对其未来的行政升迁产生影响。［27］因此，相较于民营企业高管，前者在进行经营决策时还需要考虑避税的政治成本和政治声誉风险。综上所述，相较于民营上市公司，国有企业基于避税目的进行利润转移的动机较弱。基于此，本文进一步提出以下假设：

假设4：当上市公司与其子公司之间的税率差异发生变化时，民营上市公司与其子公司会基于避税动机对利润转移行为做出调整，而国有上市公司与其子公司则不会。

三、研究数据与方法

（一）样本选择与实验分组

1.样本选择。本文以2008年新税法开始实施为时间节点，选取税改前后三年为研究期间，即以2005至2010年A股上市公司作为实验样本。本文的研究对象为上市公司与其子公司。此处选择上市公司的子公司而不考虑其母公司的原因有二：一是由于上市公司年报披露了上市公司与其子公司的适用税率，但未披露母公司的适用税率，即易于获得精确数据；二是由于在内部人最大化自身利益的情况下，利用经营性关联交易的“掏空”和避税具有一致的动机和手段，因此判断哪种动机在利润转移的行为中占主导地位是很困难的［4］，但由于“掏空”行为更常发生在上市公司与其控股股东之间，因此关注上市公司与其子公司间的关联交易行为能够减小所受到的诸如控股股东“掏空”的影响。

在此基础上，本文对实验样本按照以下条件进行进一步筛选：（1）剔除上市公司与其子公司适用税率披露不明的样本；（2）剔除年报中关联交易对象披露不明的样本；（3）剔除注册于国外的子公司样本；（4）剔除研究期间内存在特殊处理情况或退市的样本；（5）剔除金融行业样本。本文涉及的公司适用税率数据均来源于公司年报，我们通过手工收集整理获得；其他相关数据（如关联交易数据、公司财务指标等）则直接通过国泰安及Wind数据库进行下载。

2.实验分组。此次研究需对样本进行分组，针对不同的检验可分为以下两种分组方式：

在假设1和假设3的检验中，分组依据为税改前后母子公司间税率差异绝对值的变化情况。若母子公司税率差的绝对值在税改后扩大，则将样本纳入实验组1（T1）；若母子公司税率差绝对值在税改后减小，则将样本纳入实验组2（T2）；若母子公司税率差绝对值在税改前后没有变化，则将样本纳入控制组（C）。根据以上标准对样本公司进行分组，最终可得控制组、实验组1、实验组2公司样本数分别为1010、382和1002个。

在假设2的检验中，需要对关联交易的方向进行考虑。若上市公司相较于子公司在税改后开始具有税率优势或者税率优势扩大，则将样本纳入实验组1（D1）。该分组标准具体包含以下三种情况：一是上市公司税率始终低于子公司，且税改后该税率差异扩大；二是上市公司税率始终高于子公司，且税改后该税率差异减小；三是税改前上市公司税率高于子公司，但税改后前者低于后者。若上市公司相较于子公司在税改后开始具有税率劣势或者劣势扩大，则将样本纳入实验组2（D2）；若上市公司与子公司税率差异保持不变，则将样本纳入控制组。根据以上标准最终可得控制组、实验组1、实验组2公司样本数分别为1008、401和985个。

（二）模型构建与变量定义

本文通过构建双重差分模型对假设进行验证。为了检验假设1，这里将待检验的模型设定为式（1）：

其中，β0～βi是待估参数，εi,t是随机扰动项。被解释变量RPTi,n,t反映的是上市公司i与其子公司n之间在t年发生的关联交易水平。由于本文的研究对象为上市公司与其子公司，故关联交易所涉及的关联方仅包含上市公司的子公司，而不考虑上市公司的母公司、联营企业以及其他关联方。为检验假设1，需对关联交易定价的公允性进行区分。我们将采用以下两种方式进行衡量：

1.参考潘红波和余明桂［28］运用的分类方法，根据集团内关联交易的定价是否市场化，按照国泰安数据库提供的类别将关联交易分为正常定价与异常定价两类。若关联交易是按照市场价格、国家价格标准、地方政府规定价格标准、银行存贷款费率进行定价或者通过招标形式定价的话，则可归为正常定价关联交易；除以上情形以外的，则归为异常定价关联交易。

2.活跃交易市场的存在是评判公允价值估计层次高低的关键因素之一［29］，当企业关联交易资产或负债处于一个发达活跃的交易市场中时，就意味着企业能够通过充分挖掘相关信息，使其以最贴近真实公允价值的价格进行交易；而当交易资产或负债所处市场活跃度较低时，企业由于信息获取的局限性难以予以公允定价，进而使得关联定价的自主性大大提升，转让定价的可操作空间也得以扩大。［10］因此本文根据上市公司注册地的市场化程度对样本进行划分，对于所处地区市场化程度高的上市公司，我们认为其对于关联交易的定价更为公允，而所处地区市场化程度低的上市公司则更容易发生非公允定价行为。此处我们选用樊纲等编著的《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》及《中国分省份市场化指数报告（2016）》两书中披露的各地区市场化指数来衡量地区的市场化程度。①具体分组标准为：若上市公司注册省份市场化指数（FG）高于当年全国市场化指数中位数水平，则归为正常定价组；反之则为异常定价组。

进一步地，我们用上市公司期末资产总额对关联交易规模进行调整，即RPTi,n,t=各种分类情况下的关联交易总额／母公司期末资产总额。由于该被解释变量呈现截断特征，故下文将采用Tobit模型进行回归检验。

模型中的解释变量T1（D1）、T2（D2）均为虚拟变量，当样本属于实验组1时取值为1，否则取0；实验组2同理。当两者均取值为0时，即表示样本属于控制组。After是反映新税法是否实施的虚拟变量：若样本数据为2008年及以后的数据，则虚拟变量取值为1，否则取0。

除此之外，本文还考虑引入以下相关控制变量：资产规模（Asset）、资产负债率（Leverage）、股权集中度（Shareholder）、固定资产占比（Tangibility）、企业性质（SOE）、审计事务所声誉（Audit）、高管是否持股（Chigu）、上市年份（Year）以及行业虚拟变量（Industry）。其中关于行业虚拟变量的赋值，由于研究期间为2011年之前，故参考2001年证监会行业分类标准，除了将制造业按二级代码进行分类赋值外，其他行业均按一级代码分类赋值。除上述控制变量外，本文还考虑对上市公司的税率变化情况进行控制，若上市公司在税改后税率提升（降低），则虚拟变量C1（C2）取值为1，否则取0；若税率未发生变化，则C1和C2均取值为0。

为了检验假设2和3，这里将待检验的模型设定为式（2）和式（3）：

其中β0～βi是待估参数，εi,t是随机扰动项。

式（2）中，本文考虑用上市公司的息税前利润作为被解释变量，具体计算方法为EBITi,t=母公司报表息税前利润/母公司期末资产总额；式（3）中，则选择合并报表的净利润水平作为被解释变量，具体计算方法为NPi,t=合并报表净利润/合并报表期末资产总额。

式（2）和式（3）中涉及的控制变量除了式（1）中包含的外，还考虑进一步引入公司营业收入增长率（Growth）。本文模型中涉及的全部变量及度量方法如表1所示。

（三）描述性统计

表2列示了检验假设2模型中主要变量的描述性统计特征。D1和D2的均值分别为0.205和0.446，说明税改后上市公司开始具有税率劣势或者劣势扩大的样本更多；C1和C2的均值分别为0.240和0.475，说明税改后近四分之一的样本上市公司税率有所提升，近一半的样本上市公司税率有所降低，而其余（28.5%）上市公司适用税率则保持不变；SOE的均值为0.680，表明约2/3的样本上市公司为国有企业。

（四）平行趋势检验

由于本文采用双重差分模型进行检验，为了保证估计结果无偏，需先检验实验组与控制组之间是否满足平行趋势假设。图1至图3分别给出了基于假设1至假设3检验样本数据的平行趋势检验图，其中虚线代表的是实验组1样本公司的被解释变量均值，实线代表的则是控制组样本公司的被解释变量均值（图1至3被解释变量分别为异常关联交易水平、母公司报表税前利润和合并报表净利润水平）。可看出，2008年以前两组样本的被解释变量均保持相近的变动趋势，但从2008年开始，两组样本均值差异显著提升。即本文的实验组1与控制组满足平行趋势假设。

表1 变量符号及其度量方法

表2 主要变量描述性统计结果

四、检验结果与分析

（一）税率差异与关联交易

表3 税率差异变化与关联交易水平的回归结果

表3列示的是税率差异变化与关联交易水平的回归结果。列（1）为全样本下的检验结果，T1×After的回归系数在1%的统计水平上显著为正，说明母子公司间税率差异增大会导致两者间关联交易水平提升。进一步地，我们根据关联交易定价是否公允将样本分成两组进行分别检验，其中列（2）被解释变量为正常定价的关联交易，列（3）的被解释变量为异常定价的关联交易。列（2）和列（3）的检验结果显示，仅对于异常定价的关联交易，T1×After的回归系数在5%的统计水平上显著为正，说明相较于税改后税差不变的母子公司，税率差异扩大母子公司间的异常定价关联交易会增加，而正常定价的关联交易则不会受到影响，验证了研究假设1。

在列（4）和列（5）中，我们将样本按上市公司所处地市场化程度高低进行分组检验，可发现在低市场化程度地区的样本中，T1×After的回归系数显著为正，而在高市场化程度地区的样本中该系数则不显著，该结果同样验证了假设1。在列（6）至列（9）中，我们进一步对位于不同市场化程度地区的样本按企业产权性质进行分组检验，可发现在低市场化地区的民企样本中，T1×After的回归系数仍保持在1%的统计水平上显著，国企样本中则不显著；在高市场化地区样本中同样可观察到上述结果，不过民企样本T1×After的系数值小于低市场化地区民企样本的结果。上述结果可初步验证假设4。

（二）税率差异与上市公司利润

表4列示的是税率差异变化对上市公司税前利润水平影响的检验结果。列（1）反映的是全样本下的检验结果，T1×After的回归系数在1%的统计水平上显著，值为0.019，说明相较于税差保持不变的样本公司，当上市公司开始具有税率优势或税率优势得到扩大时，子公司会基于避税动机将利润转移到上市公司中，从而使得上市公司的税前利润得到提升。该结果支持了研究假设2。在此基础上，我们将样本公司分为民营上市公司和国有上市公司两组分别进行检验，列（2）和列（3）反映了分组后的检验结果。其中，民营企业组T1×After的回归系数为0.036，且在1%的水平上高度显著，结果保持稳健，而国有企业组的该项系数则不显著。这说明相较于国有企业，民营企业利用税率差异进行避税的动机更强。若将样本按所处地区市场化程度分组，由列（4）和列（5）的检验结果可知，在市场化程度低的地区，利润转移现象更常发生。列（6）至列（9）则是同时按上市公司产权性质和所处地区市场化程度对样本进行分组，可发现在国企中，无论公司所在地市场化程度高低，税率差异变化均不影响利润转移水平；而在民企中，处于低市场化程度地区的公司更容易受利率差异影响而调整自身的利润转移行为。上述结果进一步验证了假设1和假设4。

表4 税率差异变化与母公司税前利润水平的回归结果

（三）税率差异与集团整体利润

上一节的结果已验证，子公司会将利润转移至具有税率优势的上市公司中，本节我们将进一步对集团企业整体进行分析。表5所示结果反映了税改前后不同税差变化对公司合并报表净利润产生的影响。列（1）为全样本下的检验结果，T1×After的回归系数在5%的统计水平下显著为正，说明当集团企业内部税率差异扩大时，相较税率差异保持不变的企业，成员公司间会对利润进行转移以降低集团整体的税负水平，该结果验证了假设3。列（2）、（3）和列（4）、（5）分别是按上市公司产权性质及所处地区市场化程度进行分组的检验结果，可发现在民企及低市场化程度地区样本中，T1×After的回归系数在不同显著水平下均为正，而国企及高市场化程度地区样本的该项系数则均不显著；列（6）至（9）反映的检验样本则是同时按上市公司产权性质和所处地区市场化程度划分的，结果显示仅在市场化程度低地区的民营企业样本中，T1×After的回归系数显著为正。上述结果进一步验证了假设1和假设4。

表5 税率差异变化与合并报表净利润水平的回归结果

五、研究结论与政策建议

减税降费一直以来都是我国的热门话题之一。尤其在当前经济下行压力加大、市场竞争日益加剧的大环境下，企业更需要通过尽可能地减轻税费负担来降低成本、增强活力。本文以2008年所得税改革为契机，检验了集团内部成员公司间税率差异的变化是否会对利润转移行为产生影响，以期为我国集团企业通过内部利润转移进行避税的行为提供直接经验证据。

本文的研究结果发现：上市公司与其下属子公司间主要通过异常定价的关联交易进行基于避税动机的利润转移，税率差异的扩大会增强关联公司间进行利润转移的意愿，使得双方间关联交易水平得到提升。进一步地，当上市公司开始具有税率优势或已具备的税率优势扩大时，相对于与子公司保持不变税差的上市公司，前者会获得更多的税前利润，这为基于避税动机的利润转移行为提供了直接的证据。再次，对于税率差异扩大的集团企业，其整体税后利润水平也会较税差不变的集团企业更高，这说明集团企业内部会尽可能地将利润分配给低税率的成员公司以降低整体税负水平。最后，上述现象更多地发生在民营上市公司与其下属子公司间，国有上市公司由于具有较高的避税成本和风险、较弱的避税能力及动机，因此不会基于税率变化而对集团内部的利润分配进行调整。

集团企业基于避税动机进行利润转移，其直观结果是缓解了企业的成本压力，提升了整体盈利水平。但这种盈利的提升主要是通过开展非公允定价的关联交易来实现的，一方面并非由正常的经营扩张所致，不具有持续性；另一方面，关联交易的实施为粉饰财务报表、利润操纵提供了渠道，使得盈余信息的透明度大大降低［17］［18］，其间接结果是使得外部投资者因难以获得高质量的会计信息，而无法做出正确的投资决策。除此之外，随着近些年政府对非公允关联交易的监管愈发严格，通过转让定价方式转移利润的手段还会使公司暴露在更大的监管处罚风险下。综上所述，基于避税动机的利润转移行为并不能真正提升企业价值，甚至可能对其造成损害，因此应该尽可能避免这类行为的发生。而解决这个问题最根本的方法则是从源头上减小企业进行避税的动机，这意味着政府需要进一步深化税收改革，将减税降费落实到位，使企业能将更多的重心放在提升自身经营管理水平上，真真切切地创造价值。

注释：

①尽管这两份报告的数据略微有所不同，不能直接进行比较，但这不影响本文研究，因为本文按照年度的中位数进行分组。