國地稅合并能夠抑制企業(yè)的盈余管理行為嗎？

周艷坤 伍翕婷 吳文文

【摘要】作為國家全面深化改革的重要突破口和稅收征管體系改革的有效手段，國地稅合并是否能夠有效地發(fā)揮其在微觀企業(yè)層面的治理作用，目前已有研究并未作出回答。文章借助2018年國地稅合并這一準自然實驗，以2017——2018年我國A股上市企業(yè)為樣本，采用雙重差分模型，考察國地稅合并對企業(yè)盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)：國地稅合并抑制了企業(yè)的盈余管理行為，包括應計盈余管理和真實盈余管理；進一步研究發(fā)現(xiàn)，當企業(yè)的公司治理水平較好時，即獨立董事占比、海外董事占比以及機構投資者占比越高時，國地稅合并對企業(yè)盈余管理的抑制作用越明顯。文章的研究結論為我國國地稅合并的微觀企業(yè)治理效果提供了經(jīng)驗證據(jù)，對于繼續(xù)深化我國稅收改革具有重要的政策啟示意義。

【關鍵詞】國地稅合并；盈余管理；公司治理

【中圖分類號】F832.51；F275

★基金項目：中國人民大學2018年度拔尖創(chuàng)新人才培育資助計劃。

一、引言

Besley和Persson（2011）指出，一個國家征稅能力的強弱是奠定國家繁榮昌盛的重要基石。稅收征管是指國家稅務征收機關依據(jù)稅法、征管法等有關法律法規(guī)的規(guī)定，對稅款征收過程進行組織、管理、檢查等一系列工作的統(tǒng)稱，是國家稅收收入的直接保障。如同眾多發(fā)展中國家稅收征管所面臨的問題，我國在稅制初始設計時預留了巨大的“征管空間”（高培勇，2006），使得我國各地區(qū)在稅收機制的執(zhí)行程度和稅收征管環(huán)節(jié)都存在較大的自由裁量權（韓志明，2008），從而給稅收征管賦予了濃厚的政治色彩，肩負著本不應該由其承擔的GDP競賽壓力和責任。這些附帶的角色也直接影響了稅收強制性特征的發(fā)揮以及稅收征管的權威性和客觀性。

2018年第十三屆全國人民代表大會正式明確指出“改革國稅地稅征管體制，將省級和省級以下國稅地稅機構合并，具體承擔所轄區(qū)域內(nèi)的各項稅收、非稅收入征管等職責。國稅地稅機構合并后，實行以國家稅務總局為主與?。▍^(qū)、市）人民政府雙重領導管理體制?！蓖甑?月15日，我國開始正式在全國范圍內(nèi)進行國地稅合并，并完成統(tǒng)一掛牌。從宏觀層面來說，國地稅合并后稅收征管口徑統(tǒng)一，征管效率提高，一定程度上規(guī)避了地稅征收率低的問題，有助于構建優(yōu)化高效統(tǒng)一的稅收征管體系。此外，國地稅合并后，實行以國家稅務總局為主與省區(qū)市人民政府雙重領導管理體制，管理鏈條縮短，稅費收入的規(guī)范性和執(zhí)行上更加剛性，強化了外部監(jiān)督，為健全和完善我國稅法體系提供了路徑依據(jù)。從微觀層面來說，稅務機關作為企業(yè)重要的利益相關者，也是企業(yè)重要的外部監(jiān)督力量，國地稅合并一定程度上增強了稅務機關對企業(yè)的監(jiān)管，但是否能夠對企業(yè)產(chǎn)生正外部性的溢出效應，發(fā)揮其在微觀企業(yè)層面的治理作用？目前尚未有研究對這一問題進行檢驗。

有關稅收征管對微觀企業(yè)的影響研究，目前已有文獻發(fā)現(xiàn)了稅收征管有助于抑制企業(yè)的盈余管理行為（曾亞敏和張俊生，2009；葉康濤和劉行等，2011）、改善企業(yè)的債務融資能力（潘越等，2013）、降低企業(yè)的避稅程度（張玲等，2015）等。但這些研究普遍存在不足，一是全國范圍內(nèi)有關稅收征管的政策法規(guī)和監(jiān)督制度是一個常量，而各地稅收征收的執(zhí)行質量卻千差萬別，因此稅收征管難以準確衡量；二是稅收征管效果受到各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、法制化水平以及征收人員等諸多因素的影響，容易存在內(nèi)生性問題，從而可能導致研究結論存在偏誤。因此，只有在特定情境下，才能有效觀察到各地稅收征管效果的差異。我國2018年推出的國地稅合并，作為一個外生事件，提供了一個可以通過雙重差分法克服內(nèi)生性問題的準自然實驗。本文將利用這一準自然實驗場景，基于2017——2019年地級市面板數(shù)據(jù)，采用雙重差分模型，從盈余管理視角檢驗國地稅合并對微觀企業(yè)的影響。

二、研究假設

“法律與金融學派”認為，改善法律環(huán)境可以約束企業(yè)的機會主義行為，促進資本市場健康良性運行。因此，國地稅合并一方面可以減少地方政府對稅法權威性的挑戰(zhàn)，強化稅收征管的威懾力，提高稅收征收的效率，做到應收盡收，從而有利于完善我國稅制結構，形成更加規(guī)范、高效的稅收征管體系（范子英，2018）。另一方面，國地稅合并凈化了稅收征管環(huán)境，強化了外部監(jiān)督效力，在一定程度上可以抑制企業(yè)的機會主義行為。而本文以企業(yè)盈余管理這一機會主義行為作為研究視角，探討國地稅合并對企業(yè)盈余管理的影響。具體分析如下：

首先，國地稅合并使得管理層進行非應稅項目盈余管理的投機行為被暴露的風險增大。一方面，國地稅合并后，規(guī)范高效的稅收征管系統(tǒng)使得執(zhí)法部門的稅收征管效率更高，企業(yè)游離灰色地帶被發(fā)現(xiàn)的概率更大。已有研究證實，當政府的稅收征管力度越強時，企業(yè)參與非應稅項目操縱被稅務機關發(fā)現(xiàn)的概率也將上升，因此企業(yè)將不愿意參與非應稅項目操縱，以免招致稅務機關的處罰（葉康濤和劉行，2011）。另一方面，國地稅合并后，企業(yè)的信息透明度增加，加大了進行盈余管理的難度?！吨腥A人民共和國稅收征管法》規(guī)定，稅務機關有權檢查、扣繳納稅義務人的會計記錄，并對其展開實地檢查。國地稅合并后，稅務征收體系得到優(yōu)化，各地區(qū)稅務信息實現(xiàn)共享，勾稽關系更為清晰。而協(xié)同執(zhí)法的新常態(tài)，將有利于規(guī)范稅收執(zhí)法，做到應收盡收，監(jiān)督任何危害稅源的行為。已有文獻研究也發(fā)現(xiàn)，稅收征管具有溢出作用，能夠通過緩解信息不對稱，有效發(fā)揮抑制企業(yè)自利動機和改善財務信息質量等“公司治理”作用（Desai 等，2007； Hanlon等，2014）。

其次，國地稅合并通過加大企業(yè)進行盈余管理的聲譽成本和政治成本，降低企業(yè)進行盈余管理操縱的動機。一方面，國地稅合并帶來征稅環(huán)境的整體改善，以及納稅征管系統(tǒng)的換代升級，將有利于規(guī)范對企業(yè)的稅務檢查，這一行為一旦被發(fā)現(xiàn)，不僅要受到稅務機關的懲罰，還會造成資本市場投資者的“用腳投票”，分析師的消極預測以及消費者的負面抵觸等一系列“雪崩式”的不良后果，對管理者聲譽和維持職業(yè)地位的穩(wěn)定都將產(chǎn)生嚴重的負面影響，加大企業(yè)進行盈余管理的聲譽成本。另一方面，國地稅合并引發(fā)了投資者和媒體等主體的大量關注和對未來規(guī)范執(zhí)法的期待，這在一定程度上會給予稅務部門壓力，一旦企業(yè)的違規(guī)行為被發(fā)現(xiàn)，可能會受到執(zhí)法部門更加嚴厲的懲處和巨額罰款，以達到“以儆效尤”的后果，進而加劇企業(yè)盈余操縱的政治成本。

綜上所述，筆者認為，國地稅合并之后，通過增加企業(yè)盈余管理被發(fā)現(xiàn)的概率和增加被發(fā)現(xiàn)后的成本，抑制企業(yè)盈余管理行為，因此提出本文的假設：

H1：國地稅合并后企業(yè)的盈余管理程度將降低。

三、實證設計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為了保持一個相對平衡面板，本文選擇了2017——2018年我國A股上市公司為初始研究樣本。按照研究慣例，我們對初始樣本進行了如下處理：（1）剔除金融保險類企業(yè)；（2）剔除ST/PT的樣本；（3）剔除財務數(shù)據(jù)存在缺失的樣本。經(jīng)過上述處理后，本文共得到2703個公司——年度觀測值。本文與上市公司層面相關的財務數(shù)據(jù)均來源國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）或經(jīng)禾數(shù)據(jù)庫（CNRDS）。為降低數(shù)據(jù)極端值對研究結論的干擾，本文對公司層面的連續(xù)變量在1%和99%分位處分別做了縮尾（Winsorize）處理。

（二）模型設計和變量定義

本文主要考察國地稅合并對企業(yè)盈余管理的影響。截止2018年6月，我國全國范圍內(nèi)的國稅局、地稅局進行了合并，并完成了規(guī)范化的統(tǒng)一掛牌，這一外生事件為我們檢驗國地稅合并對企業(yè)盈余管理的影響提供了一個很好的準自然實驗場景。因此，參考已有的文獻（Fang等，2014），本文將模型設定為雙重差分模型，具體模型如下：

其中，DA表示企業(yè)的應計盈余管理，參考Dechow等（1995）提出的修正的Jones model模型計算得到。REM表示企業(yè)的真實盈余管理，基于Roychowdhury（2006）提出的模型計算得到。DID表示政策變量，如果地區(qū)在2018年進行了國地稅合并則取值為1，否則為0。TREAT表示組別變量，本文根據(jù)企業(yè)的實際稅率（ETR）將企業(yè)劃分為三等分，最高組取值為1，最低組取值為0。AFTER表示時間變量，當觀測值處于2019年時，取值為1，否則為0。Controls表示控制變量，本文參考有關盈余管理的文獻（張?zhí)焓娴龋?018；杜興強等，2017；陸瑤等，2017），控制了公司規(guī)模（SIZE）、獨立董事比例（PID）、資產(chǎn)周轉率（AT）、資產(chǎn)負債率（LEV）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）、其他應收款比率（OR）、第一大股東持股比例（TOP1）、產(chǎn)權性質（SOE）、兩職合一（DUAL）以及審計事務所類型（BIG4）等變量，模型還同時控制了行業(yè)層面和時間層面的固定效應。具體變量定義詳見表1。

四、實證結果

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結果。其中，DA和REM的均值分別為0.06和0.03，中位數(shù)分別為0.04和0.02，均值和中位數(shù)較為接近，說明這兩個變量整體符合正態(tài)分布；TREAT的均值為0.48，說明樣本中約有48%的企業(yè)的稅負較高。在其他的控制變量中，公司規(guī)模（SIZE）、獨立董事占比（PID）、資產(chǎn)周轉率（AT）、資產(chǎn)負債率（LEV）、總資產(chǎn)報酬率（ROA）等指標均值和中位數(shù)都基本相同，說明這些變量整體符合正態(tài)分布?？傮w來講，各控制變量的分布均在合理范圍，與已有文獻（張?zhí)焓娴龋?018；杜興強等，2017；陸瑤等，2017）的描述統(tǒng)計結果基本保持一致。

（二）基礎回歸結果

表3報告了國地稅合并對企業(yè)盈余管理影響的回歸結果，其中，列（1）以應計盈余管理（DA）作為被解釋變量，列（2）以真實盈余管理（REM）作為被解釋變量。從表中結果可以看出，在列（1）和列（2）中，DID的估計系數(shù)分別為-0.008和-0.017，且分別在1%和5%的水平上顯著。以上回歸結果表明，當國地稅進行合并后，企業(yè)的盈余管理水平下降，也說明國地稅合并發(fā)揮了其微觀公司治理作用?；貧w分析結果支持了本文的研究假設H1。

控制變量部分，公司規(guī)模（SIZE）與企業(yè)應計盈余管理（DA）和真實盈余管理（REM）均在1%的水平上顯著負相關；資產(chǎn)負債率（LEV）與企業(yè)應計盈余管理（DA）和真實盈余管理（REM）則在1%的水平上顯著正相關；當審計事務所為四大（BIG4）可以顯著的降低企業(yè)應計盈余管理（DA）和真實盈余管理（REM）。這些回歸結果與已有文獻（張?zhí)焓娴龋?018；杜興強等，2017；陸瑤等，2017）的研究結論基本一致，這也間接的說明了本文研究結論的可靠性。

（三）穩(wěn)健性檢驗

根據(jù)前文的回歸結果，我們發(fā)現(xiàn)國地稅合并抑制了企業(yè)的盈余管理。盡管相對于企業(yè)盈余管理而言，國地稅合并屬于相對外生的變量，且本文采用了雙重差分模型，在一定程度上可以避免實證研究中可能存在的內(nèi)生性問題，但不可避免仍然存在一些其他因素影響已有結論的可靠性。比如，雙重差分模型的運用需要通過安慰劑檢驗、變量衡量偏誤引發(fā)的內(nèi)生性問題以及模型選擇偏誤等問題。因此，本文參考已有文獻（Abadie等，2010；Atanassov，2013；Bertrand and Marianne，2003），針對上述問題，進行了以下穩(wěn)健性檢驗：（1）將2017年作為政策時點，并對AFTER重新賦值，展開時點層面的安慰劑檢驗；（2）依照總資產(chǎn)進行分組，對TREAT重新賦值，展開組別層面的安慰劑檢驗；（3）對被解釋變量的衡量進行敏感性測試，具體而言，參考Dechow和Dichev（2002）的模型，重新衡量應計盈余管理，同時參考李增福等（2011）的研究，重新衡量真實盈余管理；（4）對模型進行敏感性測試，控制公司層面和時間層面的固定效應。表4和表5報告了上述檢驗的回歸結果。

表4主要報告了安慰劑檢驗結果。結果表明不管是改變時點做安慰劑檢驗還是改變組別做安慰劑檢驗，DID的結果均不顯著，這一結果說明企業(yè)的盈余管理的下降確實是因為國地稅合并所導致的。

表5的列（1）和列（2）列示了改變盈余管理衡量方法的結果，結果顯示，列（1）和列（2）DID的5%水平上顯著為負，說明國地稅合并顯著降低了企業(yè)的盈余管理行為。列（3）和列（4）則是在控制公司固定效應和時間固定效應之后的結果，結果也與本文的主檢驗保持一致。

以上結果均支持本文的主檢驗的結果，即國地稅合并降低了企業(yè)盈余管理行為，說明本文的結果較為穩(wěn)健。

五、進一步分析

從前文的分析可知，由于國地稅合并后可能會導致違規(guī)成本增加以及企業(yè)信息透明度提高等，從而抑制企業(yè)的盈余管理行為。眾所周知，企業(yè)的生存是以可持續(xù)發(fā)展為目的，公司治理一定程度上可以影響企業(yè)的違規(guī)行為、信息透明度以及相關成本，因此國地稅合并對企業(yè)盈余管理的影響可能在不同公司治理水平的企業(yè)中存在差異?；诖?，本文參考已有文獻（王斌和梁欣欣，2008；沈玉華等，2018），選用獨立董事占比、海外董事占比和機構投資占比三個指標，檢驗公司治理對國地稅合并和盈余管理兩者關系的調(diào)節(jié)作用。

表6報告了基于獨立董事視角，公司治理對國地稅合并和盈余管理之間調(diào)節(jié)作用的回歸結果。具體而言，我們按照中位數(shù)對獨立董事占比進行分組，將大于中位數(shù)的定義為獨立董事比例較高組，反之為獨立董事比例較低組。從各列的回歸結果可以看出，無論被解釋變量是應計盈余管理（DA）還是真實盈余管理（REM），DID的估計系數(shù)均在獨立董事比例高的組別中表現(xiàn)出5%水平上顯著為負的現(xiàn)象，且該結果均通過了Suest的組間系數(shù)差異性檢驗（P值分別為0.033和0.075），這說明對于獨立董事占比高（即公司治理較好）的企業(yè)而言，國地稅合并可以顯著降低企業(yè)的盈余管理。

表7報告了基于海外董事視角，公司治理對國地稅合并和盈余管理之間調(diào)節(jié)作用的回歸結果。具體而言，我們按照中位數(shù)對海外董事占比進行分組，將大于中位數(shù)的定義為海外董事比例較高組，反之為海外董事比例較低組。從各列的回歸結果可以看出，無論被解釋變量是應計盈余管理（DA）還是真實盈余管理（REM），DID的估計系數(shù)分別在海外董事比例高的組別中表現(xiàn)出10%和5%水平上顯著為負的現(xiàn)象，且后者通過了Suest的組間系數(shù)差異性檢驗（P值為0.065），這說明對于海外董事占比高（即公司治理較好）的企業(yè)而言，國地稅合并可以顯著降低企業(yè)的盈余管理。

表8報告了基于機構投資者視角，公司治理對國地稅合并和盈余管理之間調(diào)節(jié)作用的回歸結果。具體而言，我們按照中位數(shù)對機構投資者占比進行分組，將大于中位數(shù)的定義為機構投資者比例較高組，反之為機構投資者比例較低組。從各列的回歸結果可以看出，無論被解釋變量是應計盈余管理（DA）還是真實盈余管理（REM），DID的估計系數(shù)均在機構投資者比例高的組別中表現(xiàn)出5%水平上顯著為負的現(xiàn)象，且該結果均通過了Suest的組間系數(shù)差異性檢驗（P值分別為0.050和0.075），這說明對于機構投資者占比高（即公司治理較好）的企業(yè)而言，國地稅合并可以顯著降低企業(yè)的盈余管理。

六、結論與政策建議

國地稅合并作為國家全面深化改革的重要突破口，作為宏觀層面稅收征管體系改革的有效手段，能否有效地發(fā)揮其在微觀企業(yè)層面的治理作用？為此，本文借助2018年國地稅合并這一準自然實驗，以2017——2018年我國A股上市企業(yè)為樣本，采用雙重差分模型，實證分析了國地稅合并對企業(yè)盈余管理的影響。研究發(fā)現(xiàn)：國地稅合并抑制了企業(yè)的應計盈余管理和真實盈余管理，通過一系列穩(wěn)健性檢驗后該結論依然成立；進一步研究發(fā)現(xiàn)，當公司自身的治理水平越好，即獨立董事占比、海外董事占比以及機構投資者占比越高時，國地稅合并對盈余管理的抑制作用越顯著。因此，本文的研究證明了國地稅合并能夠有效發(fā)揮對微觀經(jīng)濟主體的外部治理和監(jiān)督作用，能夠抑制企業(yè)盈余管理這一機會主義行為。

本文的研究結論具有較強的政策啟示。如前所述，公司治理好的企業(yè)以推動企業(yè)可持續(xù)發(fā)展為目的，在緩解信息不對稱和滿足合規(guī)性等方面可能做得更好，所以本文通過檢驗公司治理水平對國地稅合并與企業(yè)盈余管理之間的調(diào)節(jié)作用，從違規(guī)成本和信息透明度等方面驗證了國地稅合并抑制企業(yè)機會主義行為的途徑?；诖耍疚恼J為，在國地稅合并之后，為了進一步發(fā)揮其對微觀經(jīng)濟主體的外部治理作用，政府應重點采取以下措施：

（一）提高企業(yè)盈余管理等機會主義行為的成本

國地稅合并后原本由兩個部門分管的各稅種將形成有機聯(lián)動，為提高企業(yè)涉稅合規(guī)性要求提供了基礎組織準備。為了進一步提高企業(yè)機會主義行為的違規(guī)成本，本文建議加強如下方面的征管：其一，利用人員集中優(yōu)勢，加大稽查與處罰力度；其二，利用稅種聯(lián)動優(yōu)勢，創(chuàng)新全稅種稽查技術方法，如利用稅種間因果、勾稽關系查稅；其三，利用標準、尺度統(tǒng)一優(yōu)勢，壓縮涉稅盈余管理空間等。

（二）提高企業(yè)信息透明度

一方面，國地稅合并有效規(guī)避了兩機構執(zhí)法口徑、征收標準不一致的弊端，能更好地共享稅務信息。另一方面，如果能夠倒逼企業(yè)提高信息透明度，將進一步提高稅收征管效率，企業(yè)也可降低納稅風險。鑒于此，本文建議可以通過完善稅務信息系統(tǒng)等具體措施提高企業(yè)信息透明度。

（三）提高公司治理水平

較高的公司治理水平，將有利于企業(yè)降低信息不對稱水平，促進企業(yè)滿足合規(guī)性要求。因此，提高公司治理水平無疑是減少企業(yè)機會主義行為、提高稅收征管效率的有效途徑。應該從監(jiān)管機構、企業(yè)內(nèi)部、中介機構以及廣大公眾等方面開展全方位、多角度、跨領域的公司治理提升工作。

主要參考文獻：

[1]杜興強， 賴少娟， 裴紅梅. 女性高管總能抑制盈余管理嗎 ——基于中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究， 2017，（1）： 39-45.

[2]高培勇.中國稅收持續(xù)高速增長之謎[J].經(jīng)濟研究，2006，（12）：13-23.

[3]韓志明.街頭官僚的行動邏輯與責任控制[J]. 公共管理學報，2008，（1）：41-48.

[4]李增福， 董志強， 連玉君. 應計項目盈余管理還是真實活動盈余管理 ——基于我國2007年所得稅改革的研究[J]. 管理世界， 2011，208（1）：129-142.

[5]陸瑤，施新政，劉璐瑤.勞動力保護與盈余管理——基于最低工資政策變動的實證分析[J].管理世界， 2017（3）：146-158.

[6]潘越，王宇光， 戴亦一.稅收征管、政企關系與上市公司債務融資[J]. 中國工業(yè)經(jīng)濟， 2013，（8）：111-123.

[7]沈華玉， 張軍， 余應敏. 高管學術經(jīng)歷、外部治理水平與審計費用[J]. 審計研究，2018，（4）：86-94.

[8]王斌， 梁欣欣. 公司治理、財務狀況與信息披露質量——來自深交所的經(jīng)驗證據(jù)[J]. 會計研究， 2008（2）：33-40.

[9]葉康濤， 劉行. 稅收征管、所得稅成本與盈余管理[J].管理世界， 2011，（5）：148-156.

[10]曾亞敏， 張俊生.稅收征管能夠發(fā)揮公司治理功用嗎 [J]. 管理世界， 2009，（3）：150-158.

[11]張玲，朱婷婷. 稅收征管、企業(yè)避稅與企業(yè)投資效率[J]. 審計與經(jīng)濟研究， 2015，30（2）：83-92.

[12]張?zhí)焓妫?陳信元， 黃俊. 獨立董事薪酬與公司治理效率[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.