李 清,馬澤漢

(吉林大學(xué) 商學(xué)與管理學(xué)院,吉林 長春 130012)

一、 引言

“十三五”時期,我國經(jīng)濟發(fā)展進入新常態(tài),圍繞著供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革這條主線,黨中央提出了“三去一降一補”五大任務(wù),其中“降成本”就是指減稅降費、優(yōu)化營商環(huán)境,讓企業(yè)輕裝上陣。由此,一系列積極的財稅政策陸續(xù)鋪開,旨在減輕企業(yè)成本負擔(dān),激發(fā)市場活力,提振投資意愿,增強本土企業(yè)競爭力,以期在全球競爭中占據(jù)有利地位。得益于黨中央高超的戰(zhàn)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(xiàn),企業(yè)研發(fā)投入力度大幅增強,為抵御新冠疫情等超預(yù)期因素沖擊、應(yīng)對經(jīng)濟下行壓力、穩(wěn)定經(jīng)濟大盤、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展打好了堅實的基礎(chǔ)。已有研究表明,施行減稅降費政策、降低企業(yè)稅負有利于增加企業(yè)內(nèi)源性資金、緩解融資約束、降低經(jīng)營成本,進而可以增加企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新投入、提高創(chuàng)新效率［1］,增加企業(yè)經(jīng)營性投資、抑制實體企業(yè)金融化［2］,提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率,推動企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展［3］。

會計信息是經(jīng)濟社會運行的重要基石,也是經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量評價的關(guān)鍵依據(jù),高質(zhì)量的會計信息有助于提高利益相關(guān)者決策效率,進而提高要素投入產(chǎn)出效率,助力供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,是實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的重中之重。在會計信息質(zhì)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(zhì)量的影響,發(fā)現(xiàn)高額的薪酬激勵［4］、勤勉的獨立董事［5］、權(quán)力受控的管理層［6］都能顯著提高會計信息質(zhì)量。也有研究表明,健全有效的內(nèi)部控制可以降低公司風(fēng)險,提高會計信息質(zhì)量［7］。另有研究致力于探索外部監(jiān)督對會計信息質(zhì)量的影響,發(fā)現(xiàn)較多的分析師關(guān)注［8］、頻繁的媒體報道［9］、健全的法制環(huán)境［10］都能有效促進會計信息質(zhì)量提高。

綜上,雖然諸多研究已經(jīng)證實減稅降費、降低企業(yè)稅負會產(chǎn)生一系列積極的經(jīng)濟后果,但未見有研究關(guān)注其對會計信息質(zhì)量的影響。本文以2015—2021年滬深A(yù)股上市公司為樣本,擬探討企業(yè)稅負對會計信息質(zhì)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(yè)稅負與會計信息質(zhì)量相關(guān)性領(lǐng)域的研究空白,驗明減稅降費能對市場主體產(chǎn)生積極影響的宏觀經(jīng)濟政策效果。第二,明晰降低企業(yè)稅負提高會計信息質(zhì)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(jīng)驗證據(jù)。第三,揭示企業(yè)納稅貢獻、事務(wù)所審計任期、分析師關(guān)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(zhì)量錨定方向。第四,使用指數(shù)度量會計信息質(zhì)量,反映的會計信息質(zhì)量更加全面、客觀、真實,使實證結(jié)果更加可靠。

二、 理論分析與假設(shè)提出

政府干預(yù)是公司必須面對的外部監(jiān)管手段。在理想情況下,政府干預(yù)應(yīng)當產(chǎn)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(jiān)管政策則會促使被監(jiān)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(yù)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(dān)諸如擴張本地投資規(guī)模、增加納稅金額等相應(yīng)的政治成本［12］;另一方面,上市公司在投融資、提供就業(yè)崗位和納稅等方面都對地方經(jīng)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(yù)會削弱媒體輿論監(jiān)督等外部監(jiān)督渠道的作用,進而加重上市公司的財務(wù)信息失真現(xiàn)象［9］。

(一) 企業(yè)稅負對會計信息質(zhì)量的正向影響

稅收征管是政府對公司施行的強制性干預(yù),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(yīng)”,政府因稅收征管而擁有的對公司現(xiàn)金流的要求權(quán)使其成了最大的小股東［13］,政府的稅務(wù)稽查活動通常包括關(guān)注稅會差異、核實賬目信息、監(jiān)督關(guān)聯(lián)交易、審批轉(zhuǎn)移定價等。在“經(jīng)濟人”假設(shè)下,嚴格的稅收征管使管理者不得不權(quán)衡業(yè)績粉飾行為的利弊:一方面,如果向上盈余管理產(chǎn)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(chǎn)損失或投資虧損的信息,報告較低的真實盈余水平,節(jié)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(wù)機關(guān)施以行政處罰,被處罰的風(fēng)險會抑制管理者通過應(yīng)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(jiān)督、約束代理人的成本,稅收征管這一外部監(jiān)督與約束機制的積極溢出效應(yīng)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(fēng)險,進而使財務(wù)報告質(zhì)量得到提高［16］?；谝陨戏治?本文提出如下假設(shè):

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

H1b:“治理效應(yīng)”使代理成本在企業(yè)稅負與會計信息質(zhì)量的正相關(guān)關(guān)系中起中介作用。

(二) 企業(yè)稅負對會計信息質(zhì)量的負向影響

稅收征管的負向影響包括“征稅效應(yīng)”和“尋租效應(yīng)”?！罢鞫愋?yīng)”認為納稅會導(dǎo)致公司現(xiàn)金流出和留存收益減少,根據(jù)融資優(yōu)序理論,公司融資首先考慮內(nèi)源性資金,然而此時生產(chǎn)研發(fā)環(huán)節(jié)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(dǎo)致的融資困境時,公司會嘗試通過風(fēng)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(gòu)銷售業(yè)務(wù)或通過隱蔽復(fù)雜的關(guān)聯(lián)交易虛增資產(chǎn)、收入和利潤,來達到配股或債務(wù)契約的條件,公司在財務(wù)報表中所報告的內(nèi)容就會嚴重失真并且模糊難以理解或比較。

圖1 企業(yè)稅負降低對會計信息質(zhì)量的影響機制

稅收征管的“尋租效應(yīng)”認為征稅可能成為管理者機會主義行為滋生的溫床,根據(jù)尋租理論,稅務(wù)部門對公司的干預(yù)和管制會形成尋租空間,租金通常由公司負擔(dān),若管理者主動尋租——為拉近與稅務(wù)人員的私人關(guān)系而耗用公司資源,或者被動尋租——為應(yīng)對頻繁的稅務(wù)檢查活動而額外投入大量人力物力,公司的非生產(chǎn)性隱性成本會急劇增加［19］。根據(jù)委托代理理論,政企雙向?qū)ぷ鈸p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(guī)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(shù)據(jù)隨著這些非生產(chǎn)性隱性成本的增加而失真［20］?；谝陨戏治?本文提出如下競爭性假設(shè):

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

H2b:“征稅效應(yīng)”使融資約束在企業(yè)稅負與會計信息質(zhì)量的負相關(guān)關(guān)系中起中介作用。

H2c:“尋租效應(yīng)”使代理成本在企業(yè)稅負與會計信息質(zhì)量的負相關(guān)關(guān)系中起中介作用。

三、 研究設(shè)計

(一) 樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文以2015—2021年滬深A(yù)股上市公司為初始樣本,依次進行以下處理:(1)剔除金融業(yè)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(nèi)共15736個觀測值的非平衡面板數(shù)據(jù)。財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫,經(jīng)濟基本面數(shù)據(jù)來自中國經(jīng)濟統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫,內(nèi)部控制指數(shù)來自迪博數(shù)據(jù)庫。為避免異常值的影響,本文對連續(xù)變量做上下1%Winsorize縮尾處理。使用Stata15.0進行統(tǒng)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(zhì)量指數(shù)(Quality),參照李清和馬澤漢的做法［21］,從可靠性、相關(guān)性、穩(wěn)健性、可比性和及時性五個方面綜合計量會計信息質(zhì)量,其中可靠性用應(yīng)計盈余管理程度和Beneish會計舞弊風(fēng)險指標——應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)指數(shù)及資產(chǎn)質(zhì)量指數(shù)［21］綜合計量。各指標計算方法如表1所示。

表1 會計信息質(zhì)量指數(shù)指標定義

會計信息質(zhì)量指數(shù)可以連續(xù)、精細、直觀、完整地刻畫會計信息質(zhì)量,其構(gòu)建方法為:首先,為使指標之間具有可加性,且跨行業(yè)具有可比性,先行剔除存在行業(yè)差異的應(yīng)計盈余管理程度、相關(guān)性、穩(wěn)健性和可比性中包含的行業(yè)因素,即減去本指標年度行業(yè)中位數(shù),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(quán)重在相同年度內(nèi)相等,使用算術(shù)平均法賦權(quán)。計算公式如式(1)、式(2)所示。

可靠性=(應(yīng)計盈余管理程度+應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)指數(shù)+資產(chǎn)質(zhì)量指數(shù))/3

(1)

會計信息質(zhì)量指數(shù)=(可靠性+相關(guān)性+穩(wěn)健性+可比性+及時性)/5

(2)

2. 解釋變量

解釋變量為企業(yè)稅負(Taxbur)。借鑒劉駿和劉峰的方法［27］,使用基于現(xiàn)金流量表的企業(yè)稅負衡量指標,即:企業(yè)稅負=(支付的各項稅費-收到的稅費返還)/營業(yè)收入。異于以往用企業(yè)所得稅額衡量企業(yè)稅負,基于現(xiàn)金流量表的企業(yè)稅費支出能涵蓋企業(yè)經(jīng)營涉及的全部稅種,扣除稅費返還能體現(xiàn)企業(yè)當期實際負擔(dān)的稅收相關(guān)現(xiàn)金凈流出情況,與稅務(wù)局統(tǒng)計稅收依據(jù)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(xiàn)為通用的費用項目余額超出當期經(jīng)營規(guī)模所需要的投入量,這些費用項目的下級科目復(fù)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(jīng)過營業(yè)收入調(diào)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(chǎn)經(jīng)營對應(yīng)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(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)三種,SA指數(shù)通過有序Probit模型推斷出融資約束是公司規(guī)模和上市時長這兩個外生因素的函數(shù),規(guī)避了KZ指數(shù)和WW指數(shù)使用財務(wù)指標計算融資約束導(dǎo)致的內(nèi)生性問題［29］,因此本文使用SA指數(shù)計量融資約束,SA=-0.737×ln總資產(chǎn)+0.043×ln總資產(chǎn)2-0.04×上市時長,SA指數(shù)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(zhì)量指數(shù)在構(gòu)建過程中已剔除行業(yè)因素,所以不再控制行業(yè)固定效應(yīng),又因宏觀環(huán)境變量為年度省級變量,同年同省份的樣本對應(yīng)的值相同,若引入年度虛擬變量和省份虛擬變量會產(chǎn)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(yīng)和省份固定效應(yīng)。

表2 變量定義

(三) 模型構(gòu)建

為檢驗企業(yè)稅負如何影響會計信息質(zhì)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(zhì)量指數(shù),Taxburi,t為企業(yè)稅負,Controlsi,t為控制變量。

四、 回歸結(jié)果與分析

(一) 描述性統(tǒng)計分析

關(guān)鍵變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表3所示。被解釋變量會計信息質(zhì)量指數(shù)(Quality)處于［0.5468,0.8931］區(qū)間,數(shù)據(jù)分布兩端稀疏中間密集,可有效識別會計信息質(zhì)量最優(yōu)與最差的公司。解釋變量企業(yè)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(dān)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(guān)鍵變量描述性統(tǒng)計

(二) 主回歸分析

表4 主回歸與穩(wěn)健性檢驗

主回歸結(jié)果如表4所示。由于White檢驗結(jié)果顯示樣本數(shù)據(jù)存在異方差,因此采用異方差穩(wěn)健標準誤進行修正,此后回歸均采用此做法。企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為負,可知假設(shè)H2a得證,即企業(yè)稅負越低會計信息質(zhì)量越好。原因在于,當企業(yè)稅負下降時,管理者既無需為了緩解征稅導(dǎo)致的現(xiàn)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?qū)ぷ猱a(chǎn)生的非生產(chǎn)性隱性成本而操縱會計數(shù)據(jù),會計信息質(zhì)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(wěn)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(jié)果。將證交所上市公司信息披露考評結(jié)果為A或B的賦值為1,表示信息披露質(zhì)量高;考評結(jié)果為C或D的賦值為0,表示信息披露質(zhì)量低,以此二元變量衡量會計信息質(zhì)量。Logistic回歸結(jié)果如表4所示,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為負,假設(shè)H2a仍成立,主回歸結(jié)果穩(wěn)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(yīng)計盈余管理程度衡量會計信息質(zhì)量,盈余管理程度越高則會計信息質(zhì)量越低,回歸結(jié)果如表4所示,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為正,主回歸結(jié)果穩(wěn)健。

2. 替換解釋變量

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

3. 內(nèi)生性檢驗

(1) 工具變量法。企業(yè)稅負會影響會計信息質(zhì)量,反過來,會計信息質(zhì)量也會影響企業(yè)稅負,例如,公司存在偷、漏、騙稅現(xiàn)象,并未如實反映經(jīng)營狀況,會計信息質(zhì)量較差,企業(yè)稅負也會下降。為了緩解上述可能存在的由互為因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題,以行業(yè)內(nèi)其他公司的企業(yè)稅負均值(AveTaxburt)和滯后一期的企業(yè)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(jié)果中,工具變量均能顯著正向影響企業(yè)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(jié)果中,使用工具變量擬合企業(yè)稅負后,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為負,主回歸結(jié)果穩(wěn)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(dǎo)致的內(nèi)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(yè)稅負大于中位數(shù)的樣本設(shè)定為處理組,其余為控制組,以模型(3)中的控制變量為協(xié)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(shè)定為0.001。匹配后通過了平衡性檢驗,且處理效應(yīng)顯著?；谄ヅ浜髽颖镜幕貧w結(jié)果如表5所示,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為負,主回歸結(jié)果穩(wěn)健。

表5 內(nèi)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(dǎo)致的內(nèi)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(yè)稅負虛擬變量(Taxbur_dum),若企業(yè)稅負大于樣本中位數(shù)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(yè)內(nèi)其他公司的企業(yè)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(jié)果如表5所示,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為負,主回歸結(jié)果穩(wěn)健。

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

五、 中介效應(yīng)分析

使用三步法檢驗中介效應(yīng)可能因中介變量為內(nèi)生變量而產(chǎn)生估計偏誤,江艇認為中介效應(yīng)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(guān)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(yè)稅負對此二者的影響,結(jié)果如表6所示。在列(2)中,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為正,即更低的企業(yè)稅負會產(chǎn)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(yīng)”,減少管理者主動或被動尋租產(chǎn)生的代理成本［19］,那么管理者將此類非生產(chǎn)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(shè)H2c得證,即降低企業(yè)稅負,代理成本會相應(yīng)減小,進而使會計信息質(zhì)量上升。在列(3)中,企業(yè)稅負(Taxbur)系數(shù)顯著為正,即更低的企業(yè)稅負會產(chǎn)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(yīng)”,減少現(xiàn)金流出導(dǎo)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(chǎn)、利潤等違規(guī)行為也會減少,報表信息因此更加真實可靠［33］。由此假設(shè)H2b得證,即降低企業(yè)稅負,融資約束會相應(yīng)減小,進而使會計信息質(zhì)量上升。

表6 中介效應(yīng)回歸

六、 異質(zhì)性分析

(一) 納稅貢獻

企業(yè)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(wù),鼓勵重點稅源企業(yè)積極納稅,對本地納稅大戶多有宣傳嘉獎,納稅額高的企業(yè)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(yè)形象。企業(yè)在面對納稅帶來的融資約束時會盡量避免采取激進違規(guī)的解決方式,不對外披露經(jīng)過粉飾的信息,減少可能引發(fā)信任危機的行為;企業(yè)在應(yīng)對稅務(wù)檢查時會遵守規(guī)定、積極配合稅務(wù)機關(guān)工作,不會有主動尋租賄賂稅務(wù)人員企圖逃避稅務(wù)檢查的舉動。此外,地方財政對重點稅源企業(yè)存在依賴性,政府為了穩(wěn)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(huán)境,納稅大戶面對政府時的議價能力顯然高于其他企業(yè)［34］,稅務(wù)機關(guān)不僅不會尋租獲利,反而會提供精細的涉稅政策輔導(dǎo),幫助企業(yè)充分享受政策紅利、節(jié)約稅收征納成本。可見,納稅貢獻高的企業(yè)更注重行為的合規(guī)性,更愿意也更易于與稅務(wù)部門之間建立和諧互信的關(guān)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(guān)系的改善,使會計信息質(zhì)量進一步提高。

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

表7 異質(zhì)性分析

(二) 審計任期

會計師事務(wù)所獨立審計是保證信息披露質(zhì)量的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。事務(wù)所初次承接審計業(yè)務(wù)時會充分了解被審計單位的組織結(jié)構(gòu)、生產(chǎn)經(jīng)營情況、投融資活動、內(nèi)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(yè)勝任能力和應(yīng)有的關(guān)注,遵守獨立性要求,細致嚴謹?shù)膶徲嫻ぷ魇构緸榱藨?yīng)對融資困境而實施的違規(guī)行為和政企尋租帶來的非生產(chǎn)性成本被發(fā)現(xiàn)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(zhì)量的作用效果。隨著審計任期的延長,事務(wù)所可能對被審計單位產(chǎn)生經(jīng)濟依賴性,為了獲得持續(xù)的審計業(yè)務(wù)收入默許被審計單位的違規(guī)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(zhì)量隨之降低［35］?？梢?審計任期的延長會減小被審計單位違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)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(fā)揮對會計信息質(zhì)量的提高作用。

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

(三) 分析師關(guān)注度

券商發(fā)布的個股研報是分析師通過跟蹤個股最新信息、結(jié)合行業(yè)發(fā)展趨勢與產(chǎn)業(yè)鏈上下游耦合關(guān)系做出的綜合性研判,并從專業(yè)視角給出盈利預(yù)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(jiān)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(yè)分析結(jié)果,被調(diào)研的公司受到分析師的監(jiān)督和公眾預(yù)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(guān)注與信任,公司會努力提高業(yè)績表現(xiàn)并嚴謹對待涉及信息披露的相關(guān)事項,舞弊動機因此減弱。已有研究證明,分析師關(guān)注度高的公司盈余質(zhì)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(guān)注能夠減少舞弊機會、減弱舞弊動機,這一強有力的外部監(jiān)督力量可以與降低稅負協(xié)同促進會計信息質(zhì)量的提高。

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

七、 結(jié)論性評述

以2015—2021年滬深A(yù)股上市公司為樣本,本文探討企業(yè)稅負對會計信息質(zhì)量的作用方向、作用機制與差異化作用效果。經(jīng)回歸分析發(fā)現(xiàn),企業(yè)稅負與會計信息質(zhì)量之間存在負相關(guān)關(guān)系,且經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗及內(nèi)生性檢驗后依然成立。在中介效應(yīng)檢驗中發(fā)現(xiàn),融資約束和代理成本是企業(yè)稅負影響會計信息質(zhì)量的兩條路徑,降低企業(yè)稅負可減小融資約束和代理成本,進而提高會計信息質(zhì)量。在異質(zhì)性分析中則發(fā)現(xiàn),降低企業(yè)稅負對會計信息質(zhì)量的提高作用在納稅貢獻高、審計任期短、分析師關(guān)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(yīng),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(zhì)量、促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展有以下啟示。第一,施行減稅降費政策、降低企業(yè)稅負,可解燃眉之急、起紓困之效。近年來新冠疫情起伏反復(fù),世界局勢動蕩不安,全球經(jīng)濟下行壓力加大,減稅降費可以切實減輕企業(yè)負擔(dān)、促進研發(fā)創(chuàng)新、推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。2023年政府工作報告中指出要“完善稅費優(yōu)惠政策,對現(xiàn)行減稅降費、退稅緩稅等措施,該延續(xù)的延續(xù),該優(yōu)化的優(yōu)化”,因此應(yīng)當堅定不移地優(yōu)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(xié)同發(fā)力,全面提升政策效能,通過“放水養(yǎng)魚”來涵養(yǎng)稅源,增強市場主體信心、穩(wěn)定市場主體預(yù)期,最終實現(xiàn)“水多魚多”的局面。第二,施行減稅降費政策、降低企業(yè)稅負,能夠增加公司現(xiàn)金流、減少機會主義行為,進而顯著提升會計信息質(zhì)量。公司會計信息質(zhì)量的提高,一方面有利于與供應(yīng)商及客戶保持長期穩(wěn)定的合作關(guān)系、降低經(jīng)營風(fēng)險、提高生產(chǎn)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(fēng)險、增加債權(quán)人信心、吸引更多優(yōu)質(zhì)投資者。以上各方面產(chǎn)生的增量收益最終也會反哺給財政稅收,“風(fēng)物長宜放眼量”,可觀的長期宏微觀經(jīng)濟效益是施行減稅降費政策的底氣。第三,異質(zhì)性分析辨明了降低稅負對會計信息質(zhì)量的提高作用受納稅貢獻、審計任期、分析師關(guān)注度影響時的不同表現(xiàn),得到啟示如下。(1)降低稅負對會計信息質(zhì)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(zhì)量,政府部門就應(yīng)當構(gòu)建“親”“清”稅企關(guān)系,使非納稅大戶也能免受權(quán)力尋租的干擾。(2)降低稅負對會計信息質(zhì)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(zhì)量,監(jiān)管部門就應(yīng)當加強對長期委托同一家事務(wù)所的審計項目的監(jiān)管力度,也可考慮建立會計師事務(wù)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(zhì)量的提高作用在分析師關(guān)注度低的公司中較小。因此要進一步提高分析師關(guān)注度低的公司會計信息質(zhì)量,監(jiān)管部門就應(yīng)當將此類公司作為重點監(jiān)督對象,補齊因分析師關(guān)注不足產(chǎn)生的監(jiān)督力量缺口。