国地税合并能够抑制企业的盈余管理行为吗？

周艳坤 伍翕婷 吴文文

【摘要】作为国家全面深化改革的重要突破口和税收征管体系改革的有效手段，国地税合并是否能够有效地发挥其在微观企业层面的治理作用，目前已有研究并未作出回答。文章借助2018年国地税合并这一准自然实验，以2017——2018年我国A股上市企业为样本，采用双重差分模型，考察国地税合并对企业盈余管理的影响。研究发现：国地税合并抑制了企业的盈余管理行为，包括应计盈余管理和真实盈余管理；进一步研究发现，当企业的公司治理水平较好时，即独立董事占比、海外董事占比以及机构投资者占比越高时，国地税合并对企业盈余管理的抑制作用越明显。文章的研究结论为我国国地税合并的微观企业治理效果提供了经验证据，对于继续深化我国税收改革具有重要的政策启示意义。

【关键词】国地税合并；盈余管理；公司治理

【中图分类号】F832.51；F275

★基金项目：中国人民大学2018年度拔尖创新人才培育资助计划。

一、引言

Besley和Persson（2011）指出，一个国家征税能力的强弱是奠定国家繁荣昌盛的重要基石。税收征管是指国家税务征收机关依据税法、征管法等有关法律法规的规定，对税款征收过程进行组织、管理、检查等一系列工作的统称，是国家税收收入的直接保障。如同众多发展中国家税收征管所面临的问题，我国在税制初始设计时预留了巨大的“征管空间”（高培勇，2006），使得我国各地区在税收机制的执行程度和税收征管环节都存在较大的自由裁量权（韩志明，2008），从而给税收征管赋予了浓厚的政治色彩，肩负着本不应该由其承担的GDP竞赛压力和责任。这些附带的角色也直接影响了税收强制性特征的发挥以及税收征管的权威性和客观性。

2018年第十三届全国人民代表大会正式明确指出“改革国税地税征管体制，将省级和省级以下国税地税机构合并，具体承担所辖区域内的各项税收、非税收入征管等职责。国税地税机构合并后，实行以国家税务总局为主与省（区、市）人民政府双重领导管理体制。”同年的6月15日，我国开始正式在全国范围内进行国地税合并，并完成统一挂牌。从宏观层面来说，國地税合并后税收征管口径统一，征管效率提高，一定程度上规避了地税征收率低的问题，有助于构建优化高效统一的税收征管体系。此外，国地税合并后，实行以国家税务总局为主与省区市人民政府双重领导管理体制，管理链条缩短，税费收入的规范性和执行上更加刚性，强化了外部监督，为健全和完善我国税法体系提供了路径依据。从微观层面来说，税务机关作为企业重要的利益相关者，也是企业重要的外部监督力量，国地税合并一定程度上增强了税务机关对企业的监管，但是否能够对企业产生正外部性的溢出效应，发挥其在微观企业层面的治理作用？目前尚未有研究对这一问题进行检验。

有关税收征管对微观企业的影响研究，目前已有文献发现了税收征管有助于抑制企业的盈余管理行为（曾亚敏和张俊生，2009；叶康涛和刘行等，2011）、改善企业的债务融资能力（潘越等，2013）、降低企业的避税程度（张玲等，2015）等。但这些研究普遍存在不足，一是全国范围内有关税收征管的政策法规和监督制度是一个常量，而各地税收征收的执行质量却千差万别，因此税收征管难以准确衡量；二是税收征管效果受到各地区经济发展水平、法制化水平以及征收人员等诸多因素的影响，容易存在内生性问题，从而可能导致研究结论存在偏误。因此，只有在特定情境下，才能有效观察到各地税收征管效果的差异。我国2018年推出的国地税合并，作为一个外生事件，提供了一个可以通过双重差分法克服内生性问题的准自然实验。本文将利用这一准自然实验场景，基于2017——2019年地级市面板数据，采用双重差分模型，从盈余管理视角检验国地税合并对微观企业的影响。

二、研究假设

“法律与金融学派”认为，改善法律环境可以约束企业的机会主义行为，促进资本市场健康良性运行。因此，国地税合并一方面可以减少地方政府对税法权威性的挑战，强化税收征管的威慑力，提高税收征收的效率，做到应收尽收，从而有利于完善我国税制结构，形成更加规范、高效的税收征管体系（范子英，2018）。另一方面，国地税合并净化了税收征管环境，强化了外部监督效力，在一定程度上可以抑制企业的机会主义行为。而本文以企业盈余管理这一机会主义行为作为研究视角，探讨国地税合并对企业盈余管理的影响。具体分析如下：

首先，国地税合并使得管理层进行非应税项目盈余管理的投机行为被暴露的风险增大。一方面，国地税合并后，规范高效的税收征管系统使得执法部门的税收征管效率更高，企业游离灰色地带被发现的概率更大。已有研究证实，当政府的税收征管力度越强时，企业参与非应税项目操纵被税务机关发现的概率也将上升，因此企业将不愿意参与非应税项目操纵，以免招致税务机关的处罚（叶康涛和刘行，2011）。另一方面，国地税合并后，企业的信息透明度增加，加大了进行盈余管理的难度。《中华人民共和国税收征管法》规定，税务机关有权检查、扣缴纳税义务人的会计记录，并对其展开实地检查。国地税合并后，税务征收体系得到优化，各地区税务信息实现共享，勾稽关系更为清晰。而协同执法的新常态，将有利于规范税收执法，做到应收尽收，监督任何危害税源的行为。已有文献研究也发现，税收征管具有溢出作用，能够通过缓解信息不对称，有效发挥抑制企业自利动机和改善财务信息质量等“公司治理”作用（Desai 等，2007； Hanlon等，2014）。

其次，国地税合并通过加大企业进行盈余管理的声誉成本和政治成本，降低企业进行盈余管理操纵的动机。一方面，国地税合并带来征税环境的整体改善，以及纳税征管系统的换代升级，将有利于规范对企业的税务检查，这一行为一旦被发现，不仅要受到税务机关的惩罚，还会造成资本市场投资者的“用脚投票”，分析师的消极预测以及消费者的负面抵触等一系列“雪崩式”的不良后果，对管理者声誉和维持职业地位的稳定都将产生严重的负面影响，加大企业进行盈余管理的声誉成本。另一方面，国地税合并引发了投资者和媒体等主体的大量关注和对未来规范执法的期待，这在一定程度上会给予税务部门压力，一旦企业的违规行为被发现，可能会受到执法部门更加严厉的惩处和巨额罚款，以达到“以儆效尤”的后果，进而加剧企业盈余操纵的政治成本。

综上所述，笔者认为，国地税合并之后，通过增加企业盈余管理被发现的概率和增加被发现后的成本，抑制企业盈余管理行为，因此提出本文的假设：

H1：国地税合并后企业的盈余管理程度将降低。

三、实证设计

（一）样本选择与数据来源

为了保持一个相对平衡面板，本文选择了2017——2018年我国A股上市公司为初始研究样本。按照研究惯例，我们对初始样本进行了如下处理：（1）剔除金融保险类企业；（2）剔除ST/PT的样本；（3）剔除财务数据存在缺失的样本。经过上述处理后，本文共得到2703个公司——年度观测值。本文与上市公司层面相关的财务数据均来源国泰安数据库（CSMAR）或经禾数据库（CNRDS）。为降低数据极端值对研究结论的干扰，本文对公司层面的连续变量在1%和99%分位处分别做了缩尾（Winsorize）处理。

（二）模型设计和变量定义

本文主要考察国地税合并对企业盈余管理的影响。截止2018年6月，我国全国范围内的国税局、地税局进行了合并，并完成了规范化的统一挂牌，这一外生事件为我们检验国地税合并对企业盈余管理的影响提供了一个很好的准自然实验场景。因此，参考已有的文献（Fang等，2014），本文将模型设定为双重差分模型，具体模型如下：

其中，DA表示企業的应计盈余管理，参考Dechow等（1995）提出的修正的Jones model模型计算得到。REM表示企业的真实盈余管理，基于Roychowdhury（2006）提出的模型计算得到。DID表示政策变量，如果地区在2018年进行了国地税合并则取值为1，否则为0。TREAT表示组别变量，本文根据企业的实际税率（ETR）将企业划分为三等分，最高组取值为1，最低组取值为0。AFTER表示时间变量，当观测值处于2019年时，取值为1，否则为0。Controls表示控制变量，本文参考有关盈余管理的文献（张天舒等，2018；杜兴强等，2017；陆瑶等，2017），控制了公司规模（SIZE）、独立董事比例（PID）、资产周转率（AT）、资产负债率（LEV）、总资产报酬率（ROA）、其他应收款比率（OR）、第一大股东持股比例（TOP1）、产权性质（SOE）、两职合一（DUAL）以及审计事务所类型（BIG4）等变量，模型还同时控制了行业层面和时间层面的固定效应。具体变量定义详见表1。

四、实证结果

（一）描述性统计

表2报告了本文主要变量的描述性统计结果。其中，DA和REM的均值分别为0.06和0.03，中位数分别为0.04和0.02，均值和中位数较为接近，说明这两个变量整体符合正态分布；TREAT的均值为0.48，说明样本中约有48%的企业的税负较高。在其他的控制变量中，公司规模（SIZE）、独立董事占比（PID）、资产周转率（AT）、资产负债率（LEV）、总资产报酬率（ROA）等指标均值和中位数都基本相同，说明这些变量整体符合正态分布。总体来讲，各控制变量的分布均在合理范围，与已有文献（张天舒等，2018；杜兴强等，2017；陆瑶等，2017）的描述统计结果基本保持一致。

（二）基础回归结果

表3报告了国地税合并对企业盈余管理影响的回归结果，其中，列（1）以应计盈余管理（DA）作为被解释变量，列（2）以真实盈余管理（REM）作为被解释变量。从表中结果可以看出，在列（1）和列（2）中，DID的估计系数分别为-0.008和-0.017，且分别在1%和5%的水平上显著。以上回归结果表明，当国地税进行合并后，企业的盈余管理水平下降，也说明国地税合并发挥了其微观公司治理作用。回归分析结果支持了本文的研究假设H1。

控制变量部分，公司规模（SIZE）与企业应计盈余管理（DA）和真实盈余管理（REM）均在1%的水平上显著负相关；资产负债率（LEV）与企业应计盈余管理（DA）和真实盈余管理（REM）则在1%的水平上显著正相关；当审计事务所为四大（BIG4）可以显著的降低企业应计盈余管理（DA）和真实盈余管理（REM）。这些回归结果与已有文献（张天舒等，2018；杜兴强等，2017；陆瑶等，2017）的研究结论基本一致，这也间接的说明了本文研究结论的可靠性。

（三）稳健性检验

根据前文的回归结果，我们发现国地税合并抑制了企业的盈余管理。尽管相对于企业盈余管理而言，国地税合并属于相对外生的变量，且本文采用了双重差分模型，在一定程度上可以避免实证研究中可能存在的内生性问题，但不可避免仍然存在一些其他因素影响已有结论的可靠性。比如，双重差分模型的运用需要通过安慰剂检验、变量衡量偏误引发的内生性问题以及模型选择偏误等问题。因此，本文参考已有文献（Abadie等，2010；Atanassov，2013；Bertrand and Marianne，2003），针对上述问题，进行了以下稳健性检验：（1）将2017年作为政策时点，并对AFTER重新赋值，展开时点层面的安慰剂检验；（2）依照总资产进行分组，对TREAT重新赋值，展开组别层面的安慰剂检验；（3）对被解释变量的衡量进行敏感性测试，具体而言，参考Dechow和Dichev（2002）的模型，重新衡量应计盈余管理，同时参考李增福等（2011）的研究，重新衡量真实盈余管理；（4）对模型进行敏感性测试，控制公司层面和时间层面的固定效应。表4和表5报告了上述检验的回归结果。

表4主要报告了安慰剂检验结果。结果表明不管是改变时点做安慰剂检验还是改变组别做安慰剂检验，DID的结果均不显著，这一结果说明企业的盈余管理的下降确实是因为国地税合并所导致的。

表5的列（1）和列（2）列示了改变盈余管理衡量方法的结果，结果显示，列（1）和列（2）DID的5%水平上显著为负，说明国地税合并显著降低了企业的盈余管理行为。列（3）和列（4）则是在控制公司固定效应和时间固定效应之后的结果，结果也与本文的主检验保持一致。

以上结果均支持本文的主检验的结果，即国地税合并降低了企业盈余管理行为，说明本文的结果较为稳健。

五、进一步分析

从前文的分析可知，由于国地税合并后可能会导致违规成本增加以及企业信息透明度提高等，从而抑制企业的盈余管理行为。众所周知，企业的生存是以可持续发展为目的，公司治理一定程度上可以影响企业的违规行为、信息透明度以及相关成本，因此国地税合并对企业盈余管理的影响可能在不同公司治理水平的企业中存在差异。基于此，本文参考已有文献（王斌和梁欣欣，2008；沈玉华等，2018），选用独立董事占比、海外董事占比和机构投资占比三个指标，检验公司治理对国地税合并和盈余管理两者关系的调节作用。

表6报告了基于独立董事视角，公司治理对国地税合并和盈余管理之间调节作用的回归结果。具体而言，我们按照中位数对独立董事占比进行分组，将大于中位数的定义为独立董事比例较高组，反之为独立董事比例较低组。从各列的回归结果可以看出，无论被解释变量是应计盈余管理（DA）还是真实盈余管理（REM），DID的估计系数均在独立董事比例高的组别中表现出5%水平上显著为负的现象，且该结果均通过了Suest的组间系数差异性检验（P值分别为0.033和0.075），这说明对于独立董事占比高（即公司治理较好）的企业而言，国地税合并可以显著降低企业的盈余管理。

表7报告了基于海外董事视角，公司治理对国地税合并和盈余管理之间调节作用的回归结果。具体而言，我们按照中位数对海外董事占比进行分组，将大于中位数的定义为海外董事比例较高组，反之为海外董事比例较低组。从各列的回归结果可以看出，无论被解释变量是应计盈余管理（DA）还是真实盈余管理（REM），DID的估计系数分别在海外董事比例高的组别中表现出10%和5%水平上显著为负的现象，且后者通过了Suest的组间系数差异性检验（P值为0.065），这说明对于海外董事占比高（即公司治理较好）的企业而言，国地税合并可以显著降低企业的盈余管理。

表8报告了基于机构投资者视角，公司治理对国地税合并和盈余管理之间调节作用的回归结果。具体而言，我们按照中位数对机构投资者占比进行分组，将大于中位数的定义为机构投资者比例较高组，反之为机构投资者比例较低组。从各列的回归结果可以看出，无论被解释变量是应计盈余管理（DA）还是真实盈余管理（REM），DID的估计系数均在机构投资者比例高的组别中表现出5%水平上显著为负的现象，且该结果均通过了Suest的組间系数差异性检验（P值分别为0.050和0.075），这说明对于机构投资者占比高（即公司治理较好）的企业而言，国地税合并可以显著降低企业的盈余管理。

六、结论与政策建议

国地税合并作为国家全面深化改革的重要突破口，作为宏观层面税收征管体系改革的有效手段，能否有效地发挥其在微观企业层面的治理作用？为此，本文借助2018年国地税合并这一准自然实验，以2017——2018年我国A股上市企业为样本，采用双重差分模型，实证分析了国地税合并对企业盈余管理的影响。研究发现：国地税合并抑制了企业的应计盈余管理和真实盈余管理，通过一系列稳健性检验后该结论依然成立；进一步研究发现，当公司自身的治理水平越好，即独立董事占比、海外董事占比以及机构投资者占比越高时，国地税合并对盈余管理的抑制作用越显著。因此，本文的研究证明了国地税合并能够有效发挥对微观经济主体的外部治理和监督作用，能够抑制企业盈余管理这一机会主义行为。

本文的研究结论具有较强的政策启示。如前所述，公司治理好的企业以推动企业可持续发展为目的，在缓解信息不对称和满足合规性等方面可能做得更好，所以本文通过检验公司治理水平对国地税合并与企业盈余管理之间的调节作用，从违规成本和信息透明度等方面验证了国地税合并抑制企业机会主义行为的途径。基于此，本文认为，在国地税合并之后，为了进一步发挥其对微观经济主体的外部治理作用，政府应重点采取以下措施：

（一）提高企业盈余管理等机会主义行为的成本

国地税合并后原本由两个部门分管的各税种将形成有机联动，为提高企业涉税合规性要求提供了基础组织准备。为了进一步提高企业机会主义行为的违规成本，本文建议加强如下方面的征管：其一，利用人员集中优势，加大稽查与处罚力度；其二，利用税种联动优势，创新全税种稽查技术方法，如利用税种间因果、勾稽关系查税；其三，利用标准、尺度统一优势，压缩涉税盈余管理空间等。

（二）提高企业信息透明度

一方面，国地税合并有效规避了两机构执法口径、征收标准不一致的弊端，能更好地共享税务信息。另一方面，如果能够倒逼企业提高信息透明度，将进一步提高税收征管效率，企业也可降低纳税风险。鉴于此，本文建议可以通过完善税务信息系统等具体措施提高企业信息透明度。

（三）提高公司治理水平

較高的公司治理水平，将有利于企业降低信息不对称水平，促进企业满足合规性要求。因此，提高公司治理水平无疑是减少企业机会主义行为、提高税收征管效率的有效途径。应该从监管机构、企业内部、中介机构以及广大公众等方面开展全方位、多角度、跨领域的公司治理提升工作。

主要参考文献：

[1]杜兴强， 赖少娟， 裴红梅. 女性高管总能抑制盈余管理吗 ——基于中国资本市场的经验证据[J].会计研究， 2017，（1）： 39-45.

[2]高培勇.中国税收持续高速增长之谜[J].经济研究，2006，（12）：13-23.

[3]韩志明.街头官僚的行动逻辑与责任控制[J]. 公共管理学报，2008，（1）：41-48.

[4]李增福， 董志强， 连玉君. 应计项目盈余管理还是真实活动盈余管理 ——基于我国2007年所得税改革的研究[J]. 管理世界， 2011，208（1）：129-142.

[5]陆瑶，施新政，刘璐瑶.劳动力保护与盈余管理——基于最低工资政策变动的实证分析[J].管理世界， 2017（3）：146-158.

[6]潘越，王宇光， 戴亦一.税收征管、政企关系与上市公司债务融资[J]. 中国工业经济， 2013，（8）：111-123.

[7]沈华玉， 张军， 余应敏. 高管学术经历、外部治理水平与审计费用[J]. 审计研究，2018，（4）：86-94.

[8]王斌， 梁欣欣. 公司治理、财务状况与信息披露质量——来自深交所的经验证据[J]. 会计研究， 2008（2）：33-40.

[9]叶康涛， 刘行. 税收征管、所得税成本与盈余管理[J].管理世界， 2011，（5）：148-156.

[10]曾亚敏， 张俊生.税收征管能够发挥公司治理功用吗 [J]. 管理世界， 2009，（3）：150-158.

[11]张玲，朱婷婷. 税收征管、企业避税与企业投资效率[J]. 审计与经济研究， 2015，30（2）：83-92.

[12]张天舒， 陈信元， 黄俊. 独立董事薪酬与公司治理效率[J]. 金融研究， 2018，456（6）：159-174.

[13]Abadie A，Diamond A，Hainmueller J.“Synthetic control methods for comparative case studies： Estimating the effect of Californias tobacco control program”， Journal of the American Statistical Association， 2010， 105（490） ，493-505.

[14]Atanassov J. Do hostile takeovers stifle innovation Evidence from antitakeover legislation and corporate patenting[J]. The Journal of Finance， 2013， 68（3）： 1097-1131.

[15]Bertrand M， Mullainathan S. Enjoying the quiet life Corporate governance and managerial preferences[J]. Journal of political Economy， 2003， 111（5）： 1043-1075.

[16]Besley， T.， and T. Persson， Pillars of Prosperity： The Political Economics of Development Clusters， Princeton， NJ： Princeton University Press， 2011.

[17]Dechow P M ， Dichev I D . The Quality of Accruals and Earnings： The Role of Accrual Estimation Errors[J]. Accounting Review， 2002， 77（Supplement）：35-59.

[18]Dechow P M， Sloan R G， Hutton A P. Detecting Earnings Management[J]. The Accounting Review， 1995， 70（2）： 193-225. Desai，M.A.，Dyck， A.，Zingales，L.“Theft and Taxes”， Journal of Financial Economics，2007，（84），591-623.

[19]Fang V W， Tian X， Tice S. Does stock liquidity enhance or impede firm innovation [J]. The Journal of Finance， 2014， 69（5）： 2085-2125.

[20]Hanlon M ， Hoopes J L ， Shroff N . The Effect of Tax Authority Monitoring and Enforcement on Financial Reporting Quality[J]. The Journal of the American Taxation Association， 2014， 36（2）： 137-170.

[21]Roychowdhury S. Earnings management through real activities manipulation[J]. Journal of Accounting and Economics， 2006，42（3）：335-370.