稅收征管規(guī)范化影響了股價同步性嗎？——基于稅務行政處罰裁量基準的準自然實驗

湯曉建 杜東英 張俊生 林斌

(1. 南京農(nóng)業(yè)大學金融學院，江蘇 南京 210095；2. 東北財經(jīng)大學會計學院，遼寧 大連 116025；3. 中山大學管理學院，廣東 廣州 510275 )

一、引言

基于“信息效率觀”，現(xiàn)有政府行為影響股價同步性的研究存在兩種截然不同的觀點。一種觀點是，政府行為會顯著增加公司股價同步性。比如，在弱產(chǎn)權(quán)保護環(huán)境下，政府行為會導致市場層面股價波動，阻礙資本市場信息套利，產(chǎn)生與公司層面特質(zhì)信息無關的市場層面噪音交易，進而增加了公司股價同步性(Morck et al.，2000；Lin et al.，2015)。另一種觀點是，政府行為會顯著降低公司股價同步性。比如，證券市場制度建設(游家興等，2007)、政府產(chǎn)業(yè)政策(陳冬華和姚振曄，2018)能顯著降低公司股價同步性等。雖然以往研究表明政府行為會顯著影響公司股價同步性，但對政府的稅收征管行為與公司股價同步性之間關系尚缺乏研究。事實上，因為政府對公司的稅收具有征管權(quán)限，有動機去監(jiān)管和約束公司財務行為(Dyck and Zingales，2004)，政府的稅收征管行為也可能會影響公司股價同步性。具體地，稅收征管主要涉及公司涉稅業(yè)務，能夠?qū)旧娑悩I(yè)務產(chǎn)生的相關財務行為產(chǎn)生一定的治理作用。比如，稅收征管能夠通過綜合影響涉稅項目抑制公司盈余管理行為(葉康濤和劉行，2011)，改善公司財務報告質(zhì)量(Hanlon et al.，2014)，促使更多的公司層面特質(zhì)信息反映在股價中，從而降低了公司股價同步性。

但是，如果單純考察稅收征管對股價同步性的影響可能會存在一定的研究偏差。其一，傳統(tǒng)意義上的稅收征管指標是一個基于稅收收入的結(jié)果導向指標，主要采用實際稅收負擔比率與估計稅收負擔比率之差或者比值(曾亞敏和張俊生，2009)來衡量。即使是自2013年開始在全國范圍內(nèi)漸進推廣的“金稅工程三期”，也主要從事后稅收征管稽查視角提升了大數(shù)據(jù)稅收征管力度(張克中等，2020)。由此可見，現(xiàn)階段稅收征管指標更側(cè)重于稅收征管后置因素的考慮，而缺乏對稅收征管前置因素——稅務行政處罰裁量基準的考慮。其二，正因為缺乏對征管前置因素的考慮，傳統(tǒng)意義上衡量的稅收征管指標缺乏法的事前威懾力，并不主要側(cè)重處罰性質(zhì)，而且對具體稅收違法行為沒有很明確的裁量基準，可能對企業(yè)與稅務機關“征納合謀”尋租行為治理不力(湯曉建等，2021)。比如，缺乏稅務行政處罰裁量基準考慮的稅收征管事后反而助長了企業(yè)避稅(DeBacker et al.，2015)。因此，基于稅務行政處罰裁量基準視角，本文主要考察了稅收征管規(guī)范化對股價同步性的影響。

為了規(guī)范稅收執(zhí)法行為、構(gòu)建和諧稅收征納關系，國家稅務總局于2016年11月30日發(fā)布了《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》，隨后各省級稅務局按照稅務總局發(fā)布的《行使規(guī)則》相繼發(fā)布了各地方的《稅務行政處罰裁量基準》。這些政策實施為檢驗稅收征管規(guī)范化與股價同步性關系提供了現(xiàn)實研究場景。隨著稅務行政處罰裁量基準制度的實施，稅收征管規(guī)范化明確了稅收違法行為具體的行政處罰標準，具有更強的法的事前威懾力，強化了稅收違法成本的信號顯示，約束了管理者對公司層面涉稅項目特質(zhì)信息的“隱藏”行為，促使公司層面涉稅項目特質(zhì)信息更好地反映在股價中。此外，稅收征管規(guī)范化在一定程度上完善了稅收征管體制，限制了稅務機關與企業(yè)“征納合謀”的尋租空間，暴露了企業(yè)涉稅項目的信息違規(guī)風險，抑制了企業(yè)管理者對公司層面涉稅項目特質(zhì)信息的“隱藏”行為，以此降低因“征納合謀”外部環(huán)境被打破后的涉稅違法風險，從而增加了公司涉稅項目在股價中的信息含量。可以預期，稅收征管規(guī)范化會顯著降低公司股價同步性。

本文可能的研究貢獻如下：第一，拓展了稅收征管研究視角，豐富了稅收征管相關研究文獻。以往稅收征管研究主要側(cè)重以征管后果來度量稅收征管力度(曾亞敏和張俊生，2009)；或者，基于事后稅收征管稽查視角，依托大數(shù)據(jù)稅收征管“金稅工程三期”的“準自然實驗”場景(張克中等，2020)，探究稅收征管相關經(jīng)濟后果?？傮w上，現(xiàn)有研究主要側(cè)重于稅收征管后置因素的探討，而缺乏對稅收征管前置因素的考慮。本文考慮了稅收征管的前置因素——稅務行政處罰裁量基準。具體地，基于我國省級層面各地方稅務行政處罰裁量基準實踐，本文在考慮了稅收征管前置因素后深入探究了稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性的關系，豐富了稅收征管相關研究文獻。第二，拓展了公司股價同步性的研究視角，豐富了公司股價同步性相關研究文獻。以往鮮有研究基于稅務行政處罰裁量基準視角考察稅收征管規(guī)范化對股價同步性的影響，而本文探究了稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的影響，豐富了公司股價同步性影響因素的相關研究文獻。第三，雖然蔡棟梁等(2021)基于事后稅收征管力度以及股價同步性的“非理性行為觀”視角探究了稅收征管對股價同步性的影響，但是，正如前文所述，由于缺乏對稅收征管前置因素的考慮，事后稅收征管力度指標缺乏法的事前威懾力，以及缺乏明確的稅收違法裁量基準，可能造成對企業(yè)與稅務機關“征納合謀”尋租行為治理不力(湯曉建等，2021)。所以，蔡棟梁等(2021)的研究可能存在一定研究偏差。因此，稅收征管對股價同步性的影響需要基于稅務行政處罰裁量基準視角考慮稅收征管規(guī)范化的影響。基于以上分析，本文的研究對深入探究稅收征管規(guī)范化與股價同步性的關系具有重要的現(xiàn)實貢獻。具體地，本文的研究揭示了伴隨著稅務行政處罰裁量基準實施，稅收征管規(guī)范化顯著降低了公司股價同步性，有助于通過規(guī)范稅收征管體制優(yōu)化上市公司外部治理環(huán)境，對改善資本市場信息披露環(huán)境具有重要實踐意義。

二、制度背景、理論分析與研究假設

(一)制度背景

為了規(guī)范稅收執(zhí)法行為、構(gòu)建和諧稅收征納關系，2012年國家稅務總局發(fā)布了《國家稅務總局關于規(guī)范稅務行政裁量權(quán)工作的指導意見》。2015年，中共中央、國務院印發(fā)的《法治政府建設實施綱要(2015―2020年)》指出，堅持嚴格規(guī)范公正文明執(zhí)法是我國法治政府建設的主要任務之一。其中，該主要任務落實到稅收領域就是健全稅務行政處罰裁量基準制度。2016年，國家稅務總局發(fā)布了《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》，規(guī)范了稅務行政處罰裁量權(quán)的管理，細化、量化稅務行政裁量標準。隨后各省級稅務局按照國家稅務總局發(fā)布的《行使規(guī)則》相繼發(fā)布了各地方的《稅務行政處罰裁量基準》，進一步規(guī)范了各地方稅務行政處罰裁量權(quán)的范圍、種類和幅度，細化、量化了各地方稅務行政處罰裁量基準，保障了稅收征管的公平性和合理性。此外，2021年3月24日，中共中央辦公廳、國務院辦公廳印發(fā)的《關于進一步深化稅收征管改革的意見》指出，在嚴格規(guī)范稅務執(zhí)法行為過程中不斷完善稅務執(zhí)法及稅費服務相關工作規(guī)范，持續(xù)健全稅務行政處罰裁量基準制度。因此，健全稅務行政處罰裁量基準制度是法治政府建設過程中地方稅務部門稅收征管治理改革的重要舉措，為基于稅務行政處罰裁量基準視角深入探究稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的影響提供了現(xiàn)實場景。

(二)文獻回顧

有關公司股價同步性影響因素的研究一直是公司金融領域研究的經(jīng)典話題。Roll(1998)研究發(fā)現(xiàn)，個股股票收益變化中相當一部分不能被市場和行業(yè)因素解釋，而是受公司層面特質(zhì)因素的影響。Durnev et al.(2003)研究發(fā)現(xiàn)，公司當期股票收益和未來股票收益在低R的市場模型中差距更大，以此表明公司當期股價中包含了公司預期收益的特質(zhì)信息。由此，股價同步性反映了公司層面股價信息含量，很大程度上代表了資本市場信息效率(Durnev et al.，2003)，即較低的R反映了較高的公司層面股價信息含量，表明資本市場信息效率較高，該理論被稱為股價同步性的“信息效率觀”。相應地，基于“信息效率觀”，制度建設(游家興等，2007)、機構(gòu)投資者(An and Zhang，2013)、社會責任報告披露(王艷艷等，2014)，分析師特征(伊志宏等，2015)、分析師跟蹤(周銘山等，2016)、政府行為(陳冬華和姚振曄，2018)和公司戰(zhàn)略異質(zhì)性(李旎等，2021)等對公司股價同步性會產(chǎn)生顯著影響。

相反，West(1988)研究發(fā)現(xiàn)，較低的R反映較少的公司層面特質(zhì)信息。即較高的R反映了較高的公司層面股價信息含量，表明資本市場信息效率較高，該理論被稱為股價同步性的“非理性行為觀”。相應地，基于“非理性行為觀”，信息披露越透明(王亞平等，2009；Dasgupta et al.，2010)、公司治理機制越完善(周林潔等，2014)，股價信息中的噪音越少，股價同步性相對越高?；诖耍糠种袊榫车墓蓛r同步性研究認為投資者不能有效區(qū)別不同類型的信息，以致中國證券市場上股價主要由“噪音”驅(qū)動(王亞平等，2009)，進而支持了股價同步性的“非理性行為觀”。但是，隨著近年來中國制度環(huán)境的逐步改善(Jiang and Kim, 2015；Tang et al.，2020)、交易所問詢函制度的完善(陳運森等，2018；張俊生等，2019)以及投資者調(diào)研活動頻繁(Jiang and Yuan，2018)，中國證券市場投資者“非理性行為”逐漸減少，能夠有效識別不同類型的證券市場信息，進而股價信息中的“噪音”顯著減少，股價信息含量逐步提升。因此，“非理性行為觀”對于現(xiàn)階段中國證券市場股價同步性的研究值得商榷。而且，目前絕大多數(shù)股價同步性的相關文獻(包括中國情境下的類似研究)都是基于“信息效率觀”展開的。

總體上，就目前股價同步性研究而言，“信息效率觀”更多地被人們所接受(陳冬華和姚振曄，2018)。所以，本文有關股價同步性的研究也是基于該理論展開的?；凇靶畔⑿视^”，Jin and Myers(2006)研究發(fā)現(xiàn)，公司信息不透明是導致公司股價同步性的本質(zhì)因素。當公司信息不透明時，投資者能夠獲取的公司特質(zhì)信息較少，而主要獲取了市場層面的公司信息。此時，公司信息不透明增加了市場風險占總風險的比例，而降低了公司特質(zhì)風險占總風險的比例，進而導致了較高的股價同步性。即公司信息不透明降低了股價中公司特質(zhì)信息含量，增加了公司股價同步性(Hutton et al.，2009)。相應地，基于信息披露質(zhì)量改善視角，會計準則質(zhì)量改善(金智，2010)、選擇高質(zhì)量審計(Gul et al.，2010)和關鍵審計事項段引入(王木之和李丹，2019)等能夠顯著改善公司信息透明度，增加股價中公司特質(zhì)信息含量，從而降低了股價同步性。

稅收征管是一種有效的公司外部治理機制(Dyck and Zingales，2004)。稅收征管能夠降低代理成本(曾亞敏和張俊生，2009)、抑制企業(yè)避稅行為(Hoopes et al.，2012；Rego and Wilson，2012)和盈余管理行為(葉康濤和劉行，2011)、降低公司股價崩盤風險(Kim et al.，2011)以及改善公司財務報告質(zhì)量(Hanlon et al.，2014)等。此外，基于事后稅收征管力度視角，蔡棟梁等(2021)基于股價同步性的“非理性行為觀”展開研究，發(fā)現(xiàn)地區(qū)稅收征管力度越大，公司的股價同步性越高。正如前文所述，由于缺乏對稅收征管前置因素的考慮，事后稅收征管力度指標缺乏法的事前威懾力，而且對具體稅收違法行為沒有很明確的裁量基準，可能造成對企業(yè)與稅務機關“征納合謀”尋租行為治理不力(湯曉建等，2021)。由此，蔡棟梁等(2021)的研究可能存在一定研究偏差。再者，目前有關稅務行政處罰裁量權(quán)的研究仍大多集中在描述性介紹或者規(guī)范性研究(李林木和蔡欣榮，2021)。

綜上，雖然稅收征管經(jīng)濟后果與股價同步性影響因素相關研究文獻非常豐富，但是，截至目前，鮮有研究嵌入稅收征管前置因素——稅務行政處罰裁量基準視角去探究稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的影響。

(三)研究假設

理論上，稅收征管是一種有效的公司治理機制(Dyck and Zingales，2004)。尤其是，稅收征管能夠顯著改善公司財務報告質(zhì)量(Hanlon et al.，2014)。此外，公司財務報告質(zhì)量的改善能夠增強公司信息透明度，增加公司股價中特質(zhì)信息含量，從而降低公司股價同步性(Hutton et al.，2009)。由此可見，稅收征管可能通過對公司財務報告質(zhì)量的改善來降低公司股價同步性，嵌入稅收征管前置因素——稅務行政處罰裁量基準視角的稅收征管規(guī)范化也可能對股價同步性產(chǎn)生影響。所以，伴隨各地方稅務行政處罰裁量基準實施，稅收征管規(guī)范化可能會顯著降低公司股價同步性。

第一，伴隨著稅務行政處罰裁量基準的實施，稅收征管規(guī)范化明確了稅收違法行為具體的行政處罰標準，具有更強的法的事前威懾力，強化了稅收違法成本的信號顯示，約束了管理者對公司層面涉稅項目特質(zhì)信息的“隱藏”行為，促使公司層面涉稅項目特質(zhì)信息更好地反映在股價中，從而降低了股價同步性。比如，針對納稅人欠繳應納稅款的稅收違法行為處理，國家稅務總局上海市稅務局明確了“納稅人欠繳應納稅款，采取轉(zhuǎn)移或者隱匿財產(chǎn)手段，妨礙稅務機關追繳欠稅的，處以欠繳稅款百分之五十以上一倍以下的罰款；三年內(nèi)二次或者二次以上妨礙稅務機關追繳欠稅的，處以欠繳稅款一倍以上二倍以下的罰款；采取轉(zhuǎn)移或者隱匿財產(chǎn)手段，妨礙稅務機關追繳欠稅情節(jié)嚴重的，處以欠繳稅款二倍以上五倍以下的罰款”的具體稅收違法行為處理規(guī)定；而稅收征管法只明確了欠繳應納稅款所要承擔的法律責任，并未明確具體的稅收違法行為裁量基準。這一處罰標準的明確勢必會增強企業(yè)因稅收違法行為被稅務部門懲戒的力度和效力，也會抑制企業(yè)管理者“欠繳應納稅款”信息“隱藏”行為，甚至約束企業(yè)逃稅行為，較好地將公司層面涉稅項目特質(zhì)信息反映在股價中，以此增加公司層面股價涉稅信息含量。

第二，稅收征管規(guī)范化在一定程度上完善了稅收征管體制，限制了稅務機關與企業(yè)“征納合謀”的尋租空間，大大暴露了企業(yè)涉稅項目的信息違規(guī)風險，抑制了企業(yè)管理者對公司層面涉稅項目特質(zhì)信息的“隱藏”行為，以此降低因“征納合謀”外部環(huán)境被打破后的涉稅違法風險，降低公司股價同步性，增加公司層面股價涉稅信息含量。在各地方稅務行政處罰裁量基準被明確前，稅收征管人員的稅收征管自由裁量權(quán)較大，很可能與企業(yè)之間形成“征納合謀”的尋租空間，以此縱容企業(yè)隱藏公司層面涉稅項目特質(zhì)信息來達到避稅的目的。各地方稅務行政處罰裁量基準被明確后此類現(xiàn)象則有顯著改善。如在稅款征收管理類規(guī)定中，針對納稅人不進行納稅申報、不繳或者少繳應納稅款的稅收違法行為處理，國家稅務總局安徽省稅務局明確了“5年內(nèi)首次出現(xiàn)的，處不繳或少繳稅款50%罰款；5年內(nèi)再次出現(xiàn)的，處不繳或少繳稅款50%以上3倍以下的罰款；5年內(nèi)有該行為超過兩次的，或有其他嚴重情節(jié)的，處不繳或少繳稅款3倍以上5倍以下的罰款”的具體處罰基準。如果安徽轄區(qū)企業(yè)不進行納稅申報、不繳或者少繳應納稅款，稅款征收行政處罰裁量基準為稅收征管人員針對此類稅收違法行為提供了具體的稅收征管處理基準。至此，稅收征管人員自由裁量空間被壓縮，稅收征管人員與企業(yè)之間“征納合謀”外部環(huán)境被打破，抑制了稅收征管過程中對企業(yè)避稅的縱容，增加了公司層面股價涉稅信息含量。因此，可以預期，稅收征管規(guī)范化顯著降低了公司股價同步性。所以，本文提出假設：

相比各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，各地方稅務行政處罰裁量基準實施后稅收征管規(guī)范化更能顯著降低公司股價同步性。

避稅程度較高的公司助長了管理者尋租和公司層面“壞消息”隱藏行為，導致公司股價中具有更少的公司層面特質(zhì)信息(Kim et al.，2011；Kim and Li，2014)以及較高的股價同步性(Feng et al.，2019)。因此，假若前文假設1成立，稅收征管規(guī)范化更可能顯著降低避稅程度較高公司的股價同步性。可以預期，稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的負向作用尤其體現(xiàn)在避稅程度較高的公司中。所以，本文提出假設：

相比各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，各地方稅務行政處罰裁量基準實施后稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的負向作用尤其體現(xiàn)在避稅程度較高的公司中。

尚待完善的稅收征管體制會助長稅收征納雙方合謀避稅行為，如具備較大稅收征管自由裁量權(quán)的征管人員可能會通過接受賄賂的方式縱容企業(yè)避稅(田彬彬和范子英，2018)，導致公司股價中具有更少的公司層面特質(zhì)信息(Kim et al.，2011；Kim and Li，2014)。此外，公司賄賂支出本身也會直接降低股價中公司層面特質(zhì)信息含量(Ben et al.，2020)。由此可見，稅收征管執(zhí)法人員與經(jīng)理人之間征納合謀行為可能會降低股價中的公司層面特質(zhì)信息含量，增加公司股價同步性。因此，假若前文假設1成立，稅收征管規(guī)范化更可能顯著降低征納合謀程度較高公司的股價同步性?？梢灶A期，稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的負向作用尤其體現(xiàn)在征納合謀程度較高的公司中。所以，本文提出假設：

相比各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，各地方稅務行政處罰裁量基準實施后稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的負向作用尤其體現(xiàn)在征納合謀程度較高的公司中。

高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠抑制公司盈余管理行為，改善財務報告質(zhì)量(方紅星和金玉娜，2011)，增加股價中的公司層面特質(zhì)信息含量，從而降低股價同步性(黃政等，2017)。相應地，薄弱的內(nèi)部控制體系容易助長公司盈余管理行為，損害企業(yè)財務報告質(zhì)量，減少股價中的公司層面特質(zhì)信息含量，進而提高了股價同步性。由此可見，相比高質(zhì)量的內(nèi)部控制體系，薄弱的內(nèi)部控制體系更容易增加公司股價同步性。因此，假若前文假設1成立，稅收征管規(guī)范化更可能顯著降低內(nèi)部控制質(zhì)量較低公司的股價同步性。可以預期，稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的負向作用尤其體現(xiàn)在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的公司中。所以，本文提出假設：

相比各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，各地方稅務行政處罰裁量基準實施后稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的負向作用尤其體現(xiàn)在內(nèi)部控制質(zhì)量較低的公司中。

三、研究設計

(一)數(shù)據(jù)來源

基于截至2018年12月31日22個省、直轄市、自治區(qū)地方稅務局發(fā)布的各地方稅務行政處罰裁量基準，本文選取了2013―2018年我國A股上市公司的樣本數(shù)據(jù)。具體地，根據(jù)如下原則進行數(shù)據(jù)選?。?1)剔除金融類公司，(2)剔除*ST、ST類公司，(3)剔除有缺失值的公司，最終得到2013―2018年11061個觀測值。為了降低異常值的影響，本文對連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)水平上進行了縮尾處理。本文財務及其他數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，各地區(qū)稅收收入及其他宏觀經(jīng)濟數(shù)據(jù)來自CNRDS及RESSET數(shù)據(jù)庫，內(nèi)部控制信息披露指數(shù)數(shù)據(jù)來自深圳迪博內(nèi)部控制與風險管理數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.公司股價同步性

由于各省級稅務行政處罰裁量基準實施對公司股價同步性的影響需要一定的時間，所以，借鑒Durnev et al.2003)的計算方法，本文運用模型(1)估計市場收益率(r)和行業(yè)收益率(r)對個股收益率(r)的解釋力度(R)，并運用模型(2)對R進行轉(zhuǎn)換，最后得到t+1期的Syn作為股價同步性的替代變量。具體地，Syn數(shù)值越大，公司股價同步性越高。

2.稅收征管規(guī)范化

不同省、直轄市和自治區(qū)出臺并實施各地方的《稅務行政處罰裁量基準》時間不同，為設定稅收征管規(guī)范化的替代變量(Rov)指標提供了較好條件。本文按照如下方法計算稅收征管規(guī)范化變量(Rov)的衡量指標——如果公司觀測值年份在各地方稅務行政處罰裁量基準當年及以后，Rov取值為1；否則為0。

3.企業(yè)避稅程度

以往文獻主要關注企業(yè)所得稅避稅問題(湯曉建等，2021)。主要原因是增值稅、消費稅和營業(yè)稅屬于間接稅，企業(yè)能將該稅負轉(zhuǎn)嫁給其他納稅人負擔；而企業(yè)所得稅屬于直接稅，該稅負不能轉(zhuǎn)嫁，由企業(yè)直接負擔，相比間接稅更容易被籌劃。相比間接稅，稅務行政處罰裁量基準實施更容易影響企業(yè)所得稅避稅問題。因此，本文選擇企業(yè)所得稅有效稅率來衡量企業(yè)避稅程度。

首先，借鑒Dyreng et al.(2008)的計算方法，計算出企業(yè)有效稅率(ETR)，其值為所得稅費用與稅前會計利潤的比值。其次，參考劉行和趙曉陽(2019)，將ETR縮尾至[0,1]區(qū)間。由于我國很多企業(yè)享受稅收優(yōu)惠，直接用實際稅率衡量避稅程度可能不可比，所以進一步用公司名義稅率減去實際稅率來衡量企業(yè)避稅程度(Txav)。最后，按經(jīng)名義稅率調(diào)整后ETR中位數(shù)分組取值，如果經(jīng)名義稅率調(diào)整后ETR大于等于其中位數(shù)，Txav取值為1，表明企業(yè)避稅程度較高；否則，如果經(jīng)名義稅率調(diào)整后ETR小于其中位數(shù)，Txav取值為0，表明企業(yè)避稅程度較低。

4.征納合謀程度

參考田彬彬和范子英(2018)，本文選擇業(yè)務招待費支出與營業(yè)收入的比值作為征納合謀程度替代變量(Ecd)。如果某公司征納合謀程度大于或等于樣本公司征納合謀程度中位數(shù)，Ecd取值為1，表明征納合謀程度較高；否則，Ecd取值為0，表明征納合謀程度較低。

5.內(nèi)部控制質(zhì)量

參考林斌等(2016)、湯曉建和杜東英(2017)的研究，本文采用“迪博?中國上市公司內(nèi)部控制信息披露指數(shù)”除以100后的數(shù)值來反映內(nèi)部控制質(zhì)量。如果某公司內(nèi)部控制質(zhì)量小于樣本公司內(nèi)部控制質(zhì)量均值，Icq取值為1，表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較低。否則，如果某內(nèi)部控制質(zhì)量大于等于樣本公司內(nèi)部控制質(zhì)量均值，Icq取值為0，表明企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量較高。

6.控制變量

參考Gul et al.(2010)等文獻，本文選取如下控制變量：(1)當期股價同步性(Syn)，借鑒Durnev et al.(2003)的計算方法得出的第t期的Syn。(2)公司規(guī)模(Size)，其值等于當期期初資產(chǎn)取對數(shù)后的值。(3)資產(chǎn)收益率(Roa)，其值等于凈利潤與資產(chǎn)總額的比值。(4)市價賬面比(Mb)，其值為公司市場價值除以賬面價值。(5)資產(chǎn)負債率(Lev)，其值等于公司負債總額與資產(chǎn)總額的比值。(6)應收賬款占比(Rec)，其值等于應收賬款凈額與資產(chǎn)總額比值。(7)存貨占比(Inv)，其值等于存貨總額與資產(chǎn)總額的比值。(8)高管薪酬(ExeSal)，其值等于前三高管薪酬取對數(shù)后的數(shù)值。(9)董事會規(guī)模(Bdsize)，其值等于董事會人數(shù)。(10)管理費用率(Adm)，其值等于管理費用與營業(yè)收入的比值。(11)前十大股東股權(quán)集中度(First10)，其值等于前十大股東持股比例之和。(12)企業(yè)性質(zhì)(Soe)，如果公司為國有企業(yè)，取值為1；如果公司為民營企業(yè)，取值為0。(13)是否“四大”審計(Big4)，如果公司被“四大”審計，取值為1；否則為0。(14)公司上市年限(Age)，衡量方法為樣本年度減去公司上市年度。(15)法律環(huán)境(Law)，參考王小魯?shù)?2017)，如果法律環(huán)境指數(shù)大于等于按年度和省份分類計算的中位數(shù)，則Law取值為1，代表法律環(huán)境較強的地區(qū)；否則為0，代表法律環(huán)境較弱的地區(qū)。(16)稅收征管力度(Tax_en)，參考湯曉建等(2021)計算方法計算出稅收征管力度指標，如果稅收征管力度指標大于等于按年度和省份分類計算的中位數(shù)，Tax_en取值為1，代表稅收征管力度較強的地區(qū)；否則為0，代表稅收征管力度較弱的地區(qū)。此外，考慮到企業(yè)層面不隨時間變化因素對回歸結(jié)果的影響，本文又控制了企業(yè)固定效應(δ)。最后，本文通過行業(yè)和年份虛擬變量控制了行業(yè)(Ind)和年份(Year)固定效應。

(三)模型設定

參考Gul et al.(2010)等研究，為了驗證假設1，構(gòu)建了如下多時點雙重差分(DID)固定效應模型進行檢驗：

同時，為了驗證假設2、假設3和假設4，分別構(gòu)建了如下多時點雙重差分(DID)固定效應模型進行檢驗：

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計與相關性分析

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。Syn均值為-0.136，Rov均值為0.327。進一步地，如表2所示，Rov與Syn在1%水平下顯著負相關，初步表明，隨著各地方稅務行政處罰裁量基準制度的實施，稅收征管規(guī)范化顯著降低了公司股價同步性，初步支持了假設1。此外，Rov與Syn正相關，但并不顯著?？赡艿脑蚴?，各地方稅務行政處罰裁量基準政策發(fā)生對公司股價同步性的影響可能存在一定的滯后效應，進而使得當期公司股價同步性受到市場噪音干擾而影響不足，由此可能造成Rov與Syn不顯著正相關。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2 相關性分析結(jié)果

(二)回歸結(jié)果分析

稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性關系的回歸結(jié)果如表3所示。其中，第(1)列顯示，在未控制影響公司股價同步性相關控制變量時，Rov與Syn在10%水平下顯著負相關；第(2)列顯示，在控制影響公司股價同步性相關控制變量后，Rov與Syn在5%水平下顯著負相關；以上回歸結(jié)果支持了假設1。

此外，使用雙重差分方法需要滿足的一個重要前提是假定處置組和控制組在政策沖擊之前具有平行趨勢。具體地，結(jié)合本文基于稅務行政處罰裁量基準實踐的準自然實驗，在各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，處置組和控制組樣本之間對公司股價同步性影響沒有顯著差異。所以，本文定義Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)、Rov(0)和Rov(1)，如果年份分別在各地方稅務行政處罰裁量基準出臺前第三年、前第二年、前第一年、當年和后第一年，取值為1，否則取值為0；然后在原模型(3)中分別加入Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)、Rov(0)、Rov(1)后重新進行回歸。如果Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)的回歸系數(shù)在統(tǒng)計上都不顯著，表明在各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，處置組和控制組樣本之間對公司股價同步性影響沒有顯著差異，符合雙重差分的平行趨勢重要前提。如表3第(3)列結(jié)果所示，Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)對Syn的回歸系數(shù)都不顯著，表明在各地方稅務行政處罰裁量基準實施前，處置組和控制組樣本之間對公司股價同步性影響沒有顯著差異，符合雙重差分的平行趨勢重要前提。此外，Rov(1)與Syn在5%水平下顯著負相關，表明在各地方稅務行政處罰裁量基準實施后，處置組和控制組樣本呈現(xiàn)顯著差異，進一步支持了假設1。

表3 稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性回歸結(jié)果

基于避稅程度、征納合謀和內(nèi)部控制視角進一步檢驗稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性關系的回歸結(jié)果如表4所示。首先，基于避稅程度視角，第(1)列顯示，Rov×Txav與Syn在10%水平下顯著負相關，支持了假設2。其次，基于征納合謀程度視角，第(2)列顯示，Rov×Ecd與Syn在1%水平下顯著負相關，支持了假設3。最后，基于內(nèi)部控制質(zhì)量視角，第(3)列顯示，Rov×Icq與Syn在5%水平下顯著負相關，支持了假設4?？傮w上，伴隨著稅務行政處罰裁量基準實施，稅收征管規(guī)范化顯著降低了公司股價同步性，而且這種關系尤其體現(xiàn)在避稅程度較高、征納合謀程度較高和內(nèi)部控制質(zhì)量較低的公司中。因此，伴隨稅務行政處罰裁量基準實施，稅收征管規(guī)范化顯著降低了公司股價同步性，增加了公司股價中公司特質(zhì)信息含量。

表4 稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性回歸結(jié)果：基于避稅程度、征納合謀和內(nèi)部控制視角

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.安慰劑檢驗

為了證實本文“準自然實驗”結(jié)果的穩(wěn)健性，參考Almeida et al.(2017)安慰劑處理方法，采用了如下安慰劑檢驗的方法進行穩(wěn)健性檢驗分析?；驹砣缦拢缯憬《悇招姓幜P裁量基準實施日期為2017年7月13日，選定其安慰劑檢驗的日期為2015年7月13日。由此，重新對Rov進行賦值。具體地，在剔除掉稅務行政處罰裁量基準實踐事件期2017年轄區(qū)內(nèi)企業(yè)相關數(shù)據(jù)后，如果轄區(qū)內(nèi)企業(yè)相關數(shù)據(jù)對應的年份在2015年及以后的，則Rov取值為1；否則，Rov取值為0。同理，其他省份稅務行政處罰裁量基準實踐日期處理與浙江省的處理一樣。如果事件期向前移動兩年且不考慮原有事件影響后，Rov、Rov×Txav、Rov×Ecd、Rov×Icq對Syn的回歸系數(shù)都不顯著，則表明前文“準自然實驗”結(jié)果是穩(wěn)健的。基于此，在安慰劑檢驗后，假設1至假設4并不成立，表明前文“準自然實驗”結(jié)果是穩(wěn)健的(限于篇幅，檢驗結(jié)果略，下同)。

2.考慮國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》的影響

參考湯曉建等(2021)的研究，各地方稅務行政處罰裁量基準主要依據(jù)2016年11月30日國稅總局出臺的《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》。由此，本文的研究發(fā)現(xiàn)可能主要是來自國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》的影響，而不是各地方稅務行政處罰裁量基準的影響。為了克服該影響，借鑒湯曉建等(2021)的研究，本文構(gòu)造基于國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》的“準自然實驗”場景進一步檢驗。具體地，新設Post變量，如果設定樣本年份在國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》出臺當年及以后，Post取值為1；否則為0。如果Tax_en×Post與Syn回歸結(jié)果分別在全樣本，避稅程度、征納合謀、內(nèi)控質(zhì)量分組檢驗中不顯著，則表明本文的研究發(fā)現(xiàn)主要受各地方稅務行政處罰裁量基準的影響，而不是國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》的影響，以此證實本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的?；貧w結(jié)果發(fā)現(xiàn)，Tax_en×Post與Syn負向相關結(jié)果在全樣本，避稅程度、征納合謀、內(nèi)控質(zhì)量分組檢驗中均不顯著。因此，在考慮國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》影響后，本文的研究發(fā)現(xiàn)主要受各地方稅務行政處罰裁量基準的影響，而不是國稅總局《稅務行政處罰裁量權(quán)行使規(guī)則》的影響，以此證實前文的研究發(fā)現(xiàn)是穩(wěn)健的。

3.考慮“金稅工程三期”影響

隨著2013年開始實施的“金稅工程三期”在全國范圍內(nèi)推廣，“金稅工程三期”的實施很可能會對前文的研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生干擾。所以，參考張克中等(2020)的研究，本文設置了“金稅工程三期”的實施變量DID1。如果各省、直轄市、自治區(qū)轄區(qū)內(nèi)企業(yè)相關數(shù)據(jù)對應的年份在“金稅工程三期”實施當年及以后的，則DID1取值為1；否則為0。在控制“金稅工程三期”的實施變量DID1后，前文的研究發(fā)現(xiàn)依然成立。

4.考慮“營改增”影響

隨著2012年開始實施的“營改增”在全國范圍內(nèi)試點行業(yè)的全覆蓋，“營改增”的實施很可能會對前文的研究發(fā)現(xiàn)產(chǎn)生干擾。所以，參考范子英和彭飛(2017)等研究，本文設置了“營改增”的實施變量DID2。如果各省、直轄市、自治區(qū)轄區(qū)內(nèi)隸屬于試點行業(yè)的企業(yè)相關數(shù)據(jù)對應的年份在“營改增”實施當年及以后的，則DID2取值為1；否則為0。此外，雖然“營改增”的改革對象是服務業(yè)，但由于制造業(yè)購買了較多的可納入進項稅額抵扣的生產(chǎn)性服務，進而“營改增”能夠降低所有制造業(yè)企業(yè)的稅負(范子英和彭飛，2017)，所以，本文將所有制造業(yè)放在處置組中，即所有制造業(yè)企業(yè)DID2取值為1。在控制“營改增”的實施變量DID2后，前文的研究發(fā)現(xiàn)依然成立。

五、結(jié)論

各省級稅務行政處罰裁量基準實踐為考察稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性關系搭建了可行的“準自然實驗”環(huán)境。以2013―2018年我國A股上市公司為研究樣本，基于各省級稅務行政處罰裁量基準實踐，本文探究了稅收征管規(guī)范化與公司股價同步性的關系。研究發(fā)現(xiàn)，伴隨著稅務行政處罰裁量基準實施，稅收征管規(guī)范化顯著降低了公司股價同步性，而且這種負向影響尤其體現(xiàn)在避稅程度較高、征納合謀程度較高和內(nèi)部控制質(zhì)量較低的公司中。本文的研究揭示，伴隨稅務行政處罰裁量基準實施，稅收征管規(guī)范化顯著增加了公司股價中公司特質(zhì)信息含量?；谘芯拷Y(jié)論，除了側(cè)重稅收征管后果的影響外，有必要基于稅務行政處罰裁量基準視角考慮稅收征管規(guī)范化對公司股價同步性的前置影響。即，稅務行政處罰裁量基準實施可以通過規(guī)范稅收征管體制優(yōu)化上市公司外部治理環(huán)境，以此改善資本市場信息披露環(huán)境。因此，基于省級層面，根據(jù)各地方稅務行政處罰裁量基準，在稅收征管規(guī)范化動態(tài)實踐過程中應進一步完善各地方稅務行政處罰裁量基準制度，合理細化、量化稅務行政裁量標準，規(guī)范裁量范圍、種類、幅度，以此保證地方稅務行政處罰裁量權(quán)合理、公平行使，從而有效發(fā)揮稅收征管規(guī)范化對公司股價特質(zhì)信息含量的增量促進作用。 ■