徐素波 王耀東

【摘要】以“營改增”這一稅制改革作為研究契機，基于2008 ～ 2015年我國滬深A(yù)股上市公司樣本數(shù)據(jù)，采用傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）深入探討“營改增”政策對企業(yè)盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)，“營改增”對企業(yè)盈余管理具有抑制作用。進一步分析發(fā)現(xiàn)，“營改增”對企業(yè)盈余管理的影響會因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、政府補助、高管特征不同而存在顯著差異，進一步拓展了稅制改革對企業(yè)盈余管理影響的相關(guān)研究。

【關(guān)鍵詞】稅制改革;盈余管理;營改增;雙重差分模型

【中圖分類號】F275;F812.42 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994（2020）08-0057-9

一、引言

我國在1994年實行分稅制改革，自此形成了營業(yè)稅與增值稅兩大稅種分立并行的局面。但是，隨著我國經(jīng)濟快速發(fā)展，這種稅制的弊端日益顯現(xiàn)。為此，國務(wù)院批準(zhǔn)于2012年1月1日將上海列為“營改增”政策首批試點城市，此后該政策分階段、分城市、分行業(yè)逐步擴大試點范圍。2016年5月1日，“營改增”政策實現(xiàn)了在生產(chǎn)、消費和流通等領(lǐng)域的全面實施。

目前，諸多學(xué)者從不同角度考察“營改增”實施所帶來的政策經(jīng)濟效應(yīng)，現(xiàn)有研究主要集中在以下幾個方面：“營改增”對政府財政收入的影響[1-3] ，“營改增”對企業(yè)稅負(fù)的影響[4-6] ，“營改增”對企業(yè)創(chuàng)新的影響[7-9] ，“營改增”對產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和宏觀經(jīng)濟的影響[4，10-12] 。這些研究從不同角度剖析“營改增”政策的實施所帶來的政策經(jīng)濟效應(yīng)，為本文的探索提供了方向指引和理論借鑒。而關(guān)于盈余管理的相關(guān)研究主要集中在以下幾個方面：盈余管理的契約動機研究[13-15] ，盈余管理的資本市場動機研究[16-18] ，盈余管理的政治成本動機研究[19，20] ，盈余管理的實施手段研究[21-23] ，盈余管理的偏好選擇研究[22-26] ，盈余管理與稅收成本的相關(guān)研究[27-29] 。

綜上所述，近年來學(xué)術(shù)界從不同角度對“營改增”的政策效應(yīng)及盈余管理展開了研究，已取得較為豐富的研究成果，但至今鮮有“營改增”影響企業(yè)盈余管理的相關(guān)研究。因此，本文以2008 ～ 2015年我國滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，將“營改增”政策作為一項準(zhǔn)自然實驗，采用傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）進行研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）稅制改革與企業(yè)盈余管理

國內(nèi)外學(xué)者研究認(rèn)為稅收成本是企業(yè)考慮是否實施盈余管理的重要影響因素。Porcano[30] 基于美國歷史上實行的四次資本利得稅變革進行研究，發(fā)現(xiàn)每次稅制變革均在不同程度上促使企業(yè)實施盈余管理;Keating等[31] 以美國1981年實行的稅制改革為研究契機，發(fā)現(xiàn)由于政策變革改變了部分資產(chǎn)估價方法，促使企業(yè)對資產(chǎn)進行向上盈余管理;Khan等[32] 對美國所得稅變革政策進行研究，發(fā)現(xiàn)稅率變動促使企業(yè)實施盈余管理。葉康濤等[29] 將2007年所得稅變革作為一項準(zhǔn)自然實驗進行研究，發(fā)現(xiàn)所得稅變革與公司盈余管理行為密切相關(guān);王躍堂等[28] 研究認(rèn)為稅制改革后稅率降低的公司普遍采用轉(zhuǎn)移利潤的方式進行避稅型盈余管理，而稅制改革后稅率提高的公司則無明顯的盈余管理行為。

稅收成本是企業(yè)考慮是否實施盈余管理的重要影響因素，“營改增”政策推行后實現(xiàn)了從“價內(nèi)稅”到“價外稅”的轉(zhuǎn)變，也在一定程度上增加了部分企業(yè)的稅收成本。這就使得企業(yè)實施盈余管理所帶來的收益可能遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于所付出的稅收成本，此時企業(yè)會在保證會計利潤不變的情況下通過一定的方式降低應(yīng)納稅所得額，而非采用盈余管理方式（應(yīng)計盈余管理與真實盈余管理）來調(diào)節(jié)公司利潤。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

H1a：稅制改革對應(yīng)計盈余管理具有抑制作用。

H1b：稅制改革對真實盈余管理具有抑制作用。

（二）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、稅制改革與盈余管理

企業(yè)高管在決定是否利用盈余管理方式調(diào)節(jié)利潤時會充分考慮其成本收益，應(yīng)計盈余管理只是通過調(diào)整會計政策或應(yīng)計項目金額等方式改變企業(yè)當(dāng)期利潤;而真實盈余管理是通過構(gòu)造真實交易活動抑或控制交易發(fā)生時點等方式實現(xiàn)盈余管理目標(biāo)，這種處理方式在后期很難轉(zhuǎn)回，對企業(yè)造成的損害要遠(yuǎn)大于應(yīng)計盈余管理?！盃I改增”為企業(yè)實施應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理提供了契機。

國有企業(yè)的控制主體既是企業(yè)最終業(yè)績的考核者又是所得稅的實際征收者，采用“利稅合計”指標(biāo)來考核公司發(fā)展情況在一定程度上削弱了國有企業(yè)管理層盈余操縱的動機。同時，國有企業(yè)的高管大多由政府相關(guān)部門直接委派，他們?yōu)榱双@得更好的發(fā)展往往會嚴(yán)格遵守國家相關(guān)法律法規(guī)，不會為了達(dá)到一定的經(jīng)營業(yè)績而去人為操縱利潤?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H2a：在控制其他變量的情況下，相對于非國有企業(yè)，稅制改革對國有企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用更加顯著。

H2b：在控制其他變量的情況下，相對于非國有企業(yè)，稅制改革對國有企業(yè)真實盈余管理的抑制作用更加顯著。

（三）政府補助、稅制改革與盈余管理

我國全面推行的“營改增”政策允許企業(yè)將采購原材料、固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)等支付的增值稅稅額作為進項稅額直接抵扣，從而降低了企業(yè)稅負(fù)。對公司而言，稅制改革中的這項規(guī)定可以視為公司無償獲得的一項政府補助。同時，各級政府通常會設(shè)置專項補助資金扶持相關(guān)企業(yè)發(fā)展，而且該項補助資金通常屬于非經(jīng)常性收益且數(shù)額較大。

但是，并非所有類型的企業(yè)都可以獲得政府補助。企業(yè)為了獲得政府補助就需要順利通過政府的前期資格審查，他們大多會通過調(diào)整公司經(jīng)營戰(zhàn)略、改變相關(guān)制度規(guī)定、對企業(yè)進行盈余操縱的方式去迎合政府的審查標(biāo)準(zhǔn)。而且，一些企業(yè)將無償獲得的政府補助視為其創(chuàng)造的相關(guān)收益，這就使得企業(yè)有強烈的動機去追逐這種非經(jīng)常性收益，從而在一定程度上扭曲了企業(yè)的發(fā)展目標(biāo)和長期經(jīng)營戰(zhàn)略。這一特殊背景就為企業(yè)的盈余管理創(chuàng)造了條件?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H3：在控制其他變量的情況下，政府補助在稅制改革與盈余管理之間起負(fù)向調(diào)節(jié)作用。

（四）高管特征、稅制改革與盈余管理

根據(jù)信號傳遞理論和馬斯洛需求層次理論可知，平均年齡較大的公司高管其閱歷十分豐富、人脈資源較廣，在面臨稅制改革這一外部制度環(huán)境變化時，這類公司高管可以輕松地解決政策實施、貸款申請等引發(fā)的信息不對稱問題。

一般而言，年齡較大的公司高管比較清楚短期經(jīng)濟利益和長期經(jīng)濟利益對公司長遠(yuǎn)發(fā)展帶來的影響，他們普遍具有較強的風(fēng)險意識并盡量避免盈余管理。平均年齡較大的公司高管即使實施盈余管理，也傾向于實施對公司損害較小的應(yīng)計盈余管理，一旦實施盈余管理的行為被發(fā)現(xiàn)，他們會立即采取相關(guān)措施彌補過錯，最大限度地降低其對公司聲譽所帶來的負(fù)面影響。但是，年齡較小的公司高管則更加關(guān)注短期經(jīng)濟收益，尚未意識到社會聲譽在企業(yè)發(fā)展過程中發(fā)揮的重要作用?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H4：在控制其他變量的情況下，相對于高管平均年齡較大的企業(yè)，稅制改革對高管平均年齡較小企業(yè)盈余管理的抑制作用更加顯著。

根據(jù)生物學(xué)的相關(guān)理論知識可知，男性跟女性體內(nèi)的單胺氧化酶水平存在差異，從而造成了他們對風(fēng)險的偏好和感知能力也存在差異。男性較為偏好風(fēng)險，更喜歡激進和冒險的處理方式，而女性則通常比較厭惡風(fēng)險，更加喜歡謹(jǐn)慎和保守的處理方式。

同時，社會角色理論認(rèn)為在現(xiàn)有社會分工體系下，女性相比男性更容易表現(xiàn)出一種“公共型”利他性的性格。因此，女性擔(dān)任公司高管更愿意從利他動機出發(fā)，通過慈善捐贈、愛心扶貧和保護環(huán)境等活動構(gòu)建良好的企業(yè)聲譽。其在制定相關(guān)經(jīng)濟發(fā)展戰(zhàn)略時更加注重企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展利益，通常不會采取應(yīng)計盈余管理與真實盈余管理等方式增加企業(yè)的相關(guān)收益?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H5：在控制其他變量的情況下，相對于女性高管占比較高的企業(yè)，稅制改革對女性高管占比較低企業(yè)盈余管理的抑制作用更加顯著。

高管團隊作為公司治理的核心機構(gòu)，在公司重大發(fā)展戰(zhàn)略制定、決策和運營過程中發(fā)揮著重要作用，其受教育水平的不同將會使他們認(rèn)識和看待事物的視角與深度產(chǎn)生顯著差異。公司高管受教育水平越高意味著他們有更多的知識和經(jīng)驗積累，以及更加廣闊的視野和縝密的思維邏輯，面臨重大戰(zhàn)略決策時更容易做出理智選擇，從而制定符合公司長期發(fā)展戰(zhàn)略的重要決策。因此，受教育水平較高的公司高管大多不會為了一些短期的利益而損害公司的長期價值，他們可能更加偏好在公司實施對公司長遠(yuǎn)利益損害較小的應(yīng)計盈余管理?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

H6a：在控制其他變量的情況下，相對于高管受教育水平較低的企業(yè)，稅制改革對高管受教育水平較高企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用更加顯著。

H6b：在控制其他變量的情況下，相對于高管受教育水平較高的企業(yè)，稅制改革對高管受教育水平較低企業(yè)真實盈余管理的抑制作用更加顯著。

先進的經(jīng)營和管理理念對公司發(fā)展至關(guān)重要。具有海外學(xué)習(xí)背景的高管大多能夠熟練掌握國外的先進科學(xué)技術(shù)和公司管理理念，可以較好地運用其在國外積累的經(jīng)驗為企業(yè)制定更優(yōu)的發(fā)展戰(zhàn)略。同時，具有海外學(xué)習(xí)背景的公司高管思維方式和管理理念大多更具有國際化與市場化特征，在制定公司長遠(yuǎn)發(fā)展戰(zhàn)略時通常會加大公司研發(fā)投入力度，從而有效提升公司的社會聲譽和創(chuàng)新產(chǎn)出，使其與其他類型企業(yè)相比具備一定的創(chuàng)新競爭優(yōu)勢。此外，具有海外學(xué)習(xí)背景的公司高管大多可以通過國內(nèi)和國外兩個社會資源網(wǎng)絡(luò)獲取相關(guān)資源，有利于促進公司的國際化進程，從而實現(xiàn)公司的可持續(xù)健康發(fā)展。因此，具備海外學(xué)習(xí)背景的公司高管大多會從實際情況出發(fā)制定公司長期發(fā)展戰(zhàn)略，不會采取應(yīng)計盈余管理或者真實盈余管理的方式增加企業(yè)收益?；谏鲜龇治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H7：在控制其他變量的情況下，相對于具有海外學(xué)習(xí)背景高管占比較高的企業(yè)，稅制改革對具有海外學(xué)習(xí)背景高管占比較低企業(yè)盈余管理的抑制作用更加顯著。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取2008 ～ 2015年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，并對樣本進行如下篩選處理：①剔除2008年以后上市的樣本公司;②剔除存在異常值的樣本公司;③剔除ST、?ST樣本公司。文章相關(guān)數(shù)據(jù)來自WIND和CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了避免極端數(shù)值對文章研究結(jié)論準(zhǔn)確性的影響，本文對所有連續(xù)型變量進行上下1%的Winsorize處理。

（二）研究模型與變量定義

傾向得分匹配雙重差分模型方法的優(yōu)勢在于，它可以從多個維度為實驗組公司尋找與其特征最為匹配的控制組公司，從而有效解決實驗組與控制組公司在某些特征上存在系統(tǒng)性差異的問題。本文建立的雙重差分傾向得分匹配模型如下：

ABS_DAit=χ0+χ1Treatit×Yearit+∑kχkControlit+

Si+Rt+ηit （1）

ABS_REMit=χ0+χ1Treatit×Yearit+∑kχk

Controlit+Si+Rt+ηit （2）

模型（1）和（2）中，Treatit和Yearit為虛擬變量，Si表示時間固定效應(yīng)，Rt表示個體固定效應(yīng)。如果企業(yè)所屬行業(yè)在2012 ～ 2015年實施了 “營改增”政策則將其列為實驗組，Treatit取值為1，否則為0;如果城市i在t年開始實施“營改增”政策，Yearit取值為1，否則為0。本文將重點關(guān)注Treatit×Yearit的交乘項系數(shù)，其表示“營改增”政策實施前后企業(yè)實施盈余管理的差異程度。Control為表1所述的控制變量。

模型（1）中DA表示應(yīng)計盈余管理，參照Dechow等[33] 的做法采用修正Jones模型進行計算。首先，利用模型（3）對樣本企業(yè)數(shù)據(jù)進行回歸，求得估計參數(shù);其次，將模型（3）計算得到的估計參數(shù)代入模型（4），計算不可操控應(yīng)計項目;最后，利用模型（5）計算應(yīng)計盈余管理水平。

DAi，t=[TAASSETi，t-1]-NDAi，t （5）

模型（3） ～ （5）中，i表示樣本企業(yè)，t表示所屬年份;TA表示應(yīng)總計項目， TA=凈收入-經(jīng)營現(xiàn)金流量;ASSET表示資產(chǎn)價值;△REV表示營業(yè)收入增量;△AR表示應(yīng)收賬款增量;PPE表示固定資產(chǎn)賬面價值;NDA表示不可操控應(yīng)計項目。其中，DA>0表示公司存在正向盈余管理，DA<0表示公司存在負(fù)向盈余管理，|DA|表示盈余管理程度。

模型（2）中REM表示真實盈余管理，參照Roychowdhury[21] 的做法進行計算。首先，利用模型（6）對樣本企業(yè)數(shù)據(jù)進行回歸求得估計參數(shù)，將估計參數(shù)代入模型（7）計算正常經(jīng)營性現(xiàn)金流，并根據(jù)模型（8）計算異常現(xiàn)金流;其次，利用模型（9）對樣本企業(yè)進行回歸求得估計參數(shù)，將估計參數(shù)代入模型（10）計算正常生產(chǎn)成本;再次，根據(jù)模型（11）計算異常生產(chǎn)成本;然后，利用模型（12）對樣本企業(yè)進行回歸求得估計參數(shù)，將估計參數(shù)代入模型（13）計算正常生產(chǎn)成本，并根據(jù)模型（14）計算異常費用;最后，將模型（8）（11）（14）的數(shù)值代入模型（15）計算真實盈余管理水平。

模型（6） ～ （15）中：CFO表示經(jīng)營現(xiàn)金流量;ASSET表示總資產(chǎn)賬面價值;SALE表示公司營業(yè)收入;△REV表示營業(yè)收入的增量;NCFO表示正常經(jīng)營性現(xiàn)金流;ABCFO表示異常現(xiàn)金流;PROD表示公司生產(chǎn)成本， PROD=COGS+△INV，其中COGS表示主營業(yè)務(wù)收入，△INV表示存貨增量;NPROD表示正常生產(chǎn)成本;ABPROD表示異常生產(chǎn)成本;DISX表示可自由支配支出，計算公式為DISX=SG+M，其中SG表示銷售費用，M表示管理費用、廣告費用和研發(fā)費用;NDISX表示可自由支配支出;ABDISX表示異常費用;REM表示真實盈余管理。變量詳細(xì)定義如表1所示。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥闯?，公司規(guī)模（Size）的最大值和最小值分別為25.912和19.436，說明選取的樣本企業(yè)規(guī)模存在差異但差距不大;公司發(fā)展能力（Growth）最大值、最小值與平均值分別為3.781、-0.573、0.169，表明不同企業(yè)發(fā)展能力存在明顯差異，并且選取的樣本企業(yè)整體發(fā)展水平亟待提升;權(quán)益乘數(shù)（Stock）最大值、最小值分別為9.961、1.041，說明樣本中存在財務(wù)杠桿率較高、財務(wù)風(fēng)險較大的企業(yè);資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）的最大值與最小值差異明顯，說明選取的樣本企業(yè)整體存在資金利用不充分的現(xiàn)象;股權(quán)集中度（Top1）最大值和最小值分別為75.42和8.89，表明不同公司股權(quán)集中度存在顯著性差異，部分企業(yè)存在“一股獨大”的現(xiàn)象。

（二）稅制改革對盈余管理的動態(tài)邊際效應(yīng)

表3和表4是實證研究模型（1）和（2）的回歸結(jié)果。表3中被解釋變量為ABS_DA 時2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、5%水平上顯著為負(fù)，表4中被解釋變量為ABS_REM時 2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對企業(yè)應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理均有顯著抑制作用，驗證了H1a和H1b。進一步分析發(fā)現(xiàn)，稅制改革與企業(yè)應(yīng)計盈余管理在2012 ～ 2015年的回歸系數(shù)絕對值呈現(xiàn)出逐年變小的趨勢，而與企業(yè)真實盈余管理在2012 ～ 2015年的回歸系數(shù)絕對值呈現(xiàn)出逐年變大的趨勢，表明“營改增”政策這一稅制改革對企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用逐漸減弱、對企業(yè)真實盈余管理的抑制作用逐漸增強，進一步驗證了H1a和H1b。該結(jié)論說明“營改增”這一稅制改革全面推行后實現(xiàn)了從“價內(nèi)稅”到“價外稅”的轉(zhuǎn)變，從長遠(yuǎn)來看大幅度增加了企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，使企業(yè)實施真實盈余管理所帶來的收益遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于所付出的稅收成本，在某種程度上抑制了企業(yè)的真實盈余管理行為，從而促使其通過應(yīng)計盈余管理達(dá)到預(yù)期收益目標(biāo)。

（三）分組檢驗

1. 考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)因素的稅制改革與盈余管理。表5列示了考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)因素的稅制改革與企業(yè)盈余管理的回歸結(jié)果。其中，被解釋變量為ABS_DA 時，國有企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、5%、1%、10%水平上顯著為負(fù)，非國有企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在5%、10%、10%、10%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對國有企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用要強于非國有企業(yè)，從而驗證了H2a。被解釋變量為ABS_REM 時，國有企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、10%、1%水平上顯著為負(fù)，非國有企業(yè) 2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對國有企業(yè)和非國有企業(yè)真實盈余管理均有較為明顯的抑制作用， H2b未通過檢驗。究其原因，可能是因為非國有企業(yè)相比國有企業(yè)融資壓力較大且缺乏政府資金的支持，為了實現(xiàn)企業(yè)利益最大化更愿意通過真實盈余管理來操縱利潤，但“營改增”政策全面推行后使得這類企業(yè)盈余操縱的成本大幅度上升，從而對其真實盈余管理行為有較為明顯的抑制作用。

2.考慮政府補助因素的稅制改革與盈余管理。表6列示了考慮政府補助情況的稅制改革與企業(yè)盈余管理的回歸結(jié)果。其中，被解釋變量為ABS_DA時政府補助金額較多的企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、10%、1%水平上顯著為負(fù)，被解釋變量為ABS_REM時政府補助金額較多的企業(yè)2012 ～ 2015年的Treat×Year回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明“營改增”這一稅制改革對政府補助金額較多的企業(yè)應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理均有抑制作用，初步驗證了H3。被解釋變量為ABS_DA時政府補助金額較少的企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)都為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，被解釋變量為ABS_REM時政府補助金額較少的企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明“營改增”這一稅制改革對政府補助金額較少的企業(yè)真實盈余管理具有抑制作用，進一步驗證了H3。該結(jié)論說明企業(yè)為了達(dá)到降低稅收負(fù)擔(dān)、緩解資金壓力的目標(biāo)，往往會采用盈余操縱的方式通過政府補助資金發(fā)放前的資格審查工作。

3. 考慮高管年齡因素的稅制改革與盈余管理。表7列示了考慮公司高管平均年齡因素的稅制改革與企業(yè)盈余管理的回歸結(jié)果。其中，被解釋變量為ABS_DA時，高管平均年齡較大企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是在統(tǒng)計意義上并不顯著，高管平均年齡較小企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、5%、10%、5%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對高管平均年齡較小企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，初步驗證了H4。被解釋變量為ABS_REM時，高管平均年齡較大企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，高管平均年齡較小企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對高管平均年齡較小企業(yè)真實盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，進一步驗證了H4。該研究結(jié)果說明年齡較小的公司高管更加愿意采用盈余操縱的方式達(dá)到公司的預(yù)期收益目標(biāo)，而高管隨著年齡的增長閱歷也不斷豐富，他們普遍偏好穩(wěn)健型、風(fēng)險小的經(jīng)營發(fā)展戰(zhàn)略，從而避免盈余操縱行為對個人及公司聲譽帶來的負(fù)面影響。

4. 考慮高管性別因素的稅制改革與盈余管理。表8列示了考慮公司高管性別因素的稅制改革與企業(yè)盈余管理的回歸分析結(jié)果。其中，被解釋變量為ABS_DA時，女性高管占比較高企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，女性高管占比較低企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、5%、5%、10%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對女性高管占比較低企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，初步驗證了H5。被解釋變量為ABS_REM時，女性高管占比較高企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，女性高管占比較低企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對女性高管占比較低企業(yè)真實盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，進一步驗證了H5。該結(jié)論說明女性公司高管通常較為厭惡風(fēng)險并偏好謹(jǐn)慎保守的處理方式，在制定公司發(fā)展戰(zhàn)略時會充分考慮長遠(yuǎn)發(fā)展利益而非通過盈余管理的方式操縱利潤。

5. 考慮高管受教育水平因素的稅制改革與盈余管理。表9列示了考慮公司高管受教育水平因素的稅制改革與企業(yè)盈余管理的回歸分析結(jié)果。其中，被解釋變量為ABS_DA時，高管平均受教育水平較高企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、5%、5%、1%水平上顯著為負(fù)，高管平均受教育水平較低企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，表明稅制改革對高管平均受教育水平較高企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，驗證了H6a。被解釋變量為ABS_REM時，高管平均受教育水平較高企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，高管平均受教育水平較低企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為負(fù)，表明“營改增”這一稅制改革對高管平均受教育水平較低企業(yè)真實盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，進一步驗證了H6b。該研究結(jié)果說明受教育水平較高的公司高管擁有較為豐富的閱歷和經(jīng)驗積累，他們更加偏好對公司長遠(yuǎn)利益損害較小的應(yīng)計盈余管理而不是真實盈余管理。

6. 考慮高管海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷的稅制改革與盈余管理。表10列示了考慮公司高管海外學(xué)習(xí)經(jīng)歷背景的稅制改革與企業(yè)盈余管理的回歸分析結(jié)果。其中，被解釋變量為ABS_DA時，高管海外學(xué)習(xí)背景占比較高企業(yè) 2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，高管海外學(xué)習(xí)背景占比較低企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、5%、10%、5%水平上顯著為負(fù)，表明稅制改革對高管海外學(xué)習(xí)背景占比較低企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，初步驗證了H7。被解釋變量為ABS_REM時，高管海外學(xué)習(xí)背景占比較高企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)均為負(fù)，但是顯著性水平不穩(wěn)定，高管海外學(xué)習(xí)背景占比較低企業(yè)2012 ～ 2015年Treat×Year的回歸系數(shù)分別在1%、1%、5%、1%水平上顯著，表明稅制改革對高管海外學(xué)習(xí)背景占比較低企業(yè)真實盈余管理的抑制作用要強于其他類型的企業(yè)，進一步驗證了H7。上述分析表明具備海外學(xué)習(xí)背景的公司高管因為掌握國外的先進科學(xué)技術(shù)和公司管理理念，通常會從實際發(fā)展情況出發(fā)制定公司長期發(fā)展戰(zhàn)略，而不是通過盈余操縱的方式增加公司短期收益。

（四）穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證本文的研究結(jié)論，主要進行了以下兩項穩(wěn)健性檢驗：①利用瓊斯模型計算應(yīng)計盈余管理相關(guān)數(shù)據(jù)，參照Cohen等[22] 的做法將真實盈余管理指標(biāo)定義為：ABS_REM1=|ABPROD-ABDISX|，ABS_REM2=|-ABCFO-ABDISX|。將重新計算的應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理指標(biāo)代入模型進行回歸分析。②將“營改增”政策實施的時間分別向前平推4年，使用虛擬的政策時間進行安慰劑對照測試。經(jīng)過上述穩(wěn)健性測試，本文的實證結(jié)果并未發(fā)生實質(zhì)性變化，表明本文的研究結(jié)論是可靠的（限于篇幅，在此并未報告相關(guān)結(jié)果）。

五、研究結(jié)論與啟示

（一）結(jié)論

本文以“營改增”這一稅制改革為研究契機，以2008 ～ 2015年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，將“營改增”政策作為一項準(zhǔn)自然實驗，采用傾向得分匹配雙重差分模型（PSM-DID）進行研究。文章檢驗了稅制改革對企業(yè)盈余管理的影響，發(fā)現(xiàn)“營改增”這一稅制改革對企業(yè)應(yīng)計盈余管理和真實盈余管理均有抑制作用，且對企業(yè)應(yīng)計盈余管理的抑制作用逐年減弱、對企業(yè)真實盈余管理的抑制作用逐年增強。

進一步探究上述實證結(jié)果是否會因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、政府補助、公司高管特征而出現(xiàn)差異，并按照以上指標(biāo)進行分組檢驗，發(fā)現(xiàn)“營改增”這一稅制改革對企業(yè)盈余管理的影響會因為上述指標(biāo)不同而存在顯著差異。采用變換盈余管理計算方法和安慰劑檢驗兩種方式控制因遺漏變量引起的內(nèi)生性問題和選擇性偏差，研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。

（二）啟示

從企業(yè)的角度來說，企業(yè)的財務(wù)人員應(yīng)該充分利用“營改增”政策減輕企業(yè)實際稅收負(fù)擔(dān)，削弱企業(yè)高管進行盈余操縱的內(nèi)在動機。同時，企業(yè)應(yīng)該科學(xué)合理地構(gòu)建高管團隊，注重優(yōu)勢互補、取長補短，在管理運營過程中充分運用國外的先進科學(xué)技術(shù)和管理理念，制定符合企業(yè)長期發(fā)展利益的重要戰(zhàn)略決策，促進企業(yè)可持續(xù)發(fā)展。

從政府的角度來說，我國推行“營改增”政策的初衷是為了從根本上打通企業(yè)的稅收抵扣鏈條，真正減輕企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)。但是，諸多企業(yè)稅負(fù)不降反升，究其原因可能是本次稅制改革后稅收征管變得更加嚴(yán)格，部分企業(yè)難以獲得足夠的進項稅額進行抵扣，特別是人工成本占比較大的企業(yè)，使得企業(yè)稅負(fù)增加。因此，政府部門在后期政策修訂過程中應(yīng)測算稅制改革的動態(tài)減稅效應(yīng)，切實減輕企業(yè)實際稅收負(fù)擔(dān)，削弱企業(yè)進行盈余管理的內(nèi)在動機，真正激發(fā)企業(yè)發(fā)展活力，促進企業(yè)持續(xù)健康發(fā)展。

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