機(jī)構(gòu)投資者會(huì)影響企業(yè)稅務(wù)激進(jìn)行為嗎？
——基于地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限異質(zhì)性角度①

胡盛昌 干勝道 李萬(wàn)福

一、引言

2006年中國(guó)證監(jiān)會(huì)公布的 《上市公司治理準(zhǔn)則》第11條明確規(guī)定：“機(jī)構(gòu)投資者應(yīng)在公司董事選任、經(jīng)營(yíng)者激勵(lì)與監(jiān)督、重大事項(xiàng)決策等方面發(fā)揮作用?！睆慕陙?lái)易方達(dá)等基金共同推薦曲建寧進(jìn)入上海家化董事會(huì)、興業(yè)全球基金起訴熔盛重工、耶魯大學(xué)聯(lián)合鵬華基金提名格力電器董事，到華商基金計(jì)劃向恒生電子派駐董事、匯添富基金有意向瑞康醫(yī)藥董事會(huì)提名董事，頻頻出現(xiàn)的種種跡象表明，我國(guó)越來(lái)越多的機(jī)構(gòu)投資者正在積極行使股東權(quán)利，愈發(fā)傾向于扮演 “積極主義股東”參與公司治理，充分發(fā)揮機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)督作用。然而，對(duì)我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者作用的爭(zhēng)議也持續(xù)不斷，從2000年 《財(cái)經(jīng)》雜志披露的 “基金黑幕”到2005年股改的 “基金投票門(mén)事件”，再到2009年的基金經(jīng)理 “老鼠倉(cāng)事件”，都充分反映了我國(guó)機(jī)構(gòu)投資者在自身規(guī)模不斷發(fā)展過(guò)程中所產(chǎn)生的道德風(fēng)險(xiǎn)行為和信托責(zé)任觀念淡薄等問(wèn)題。所以，研究機(jī)構(gòu)投資者是否會(huì)選擇參與公司治理、參與治理的動(dòng)機(jī)以及如何有效發(fā)揮治理效應(yīng)等問(wèn)題就顯得非常重要。

然而，不同類(lèi)型的機(jī)構(gòu)投資者在投資理念、交易風(fēng)格、與被投資公司的關(guān)系、收集和處理信息的能力等方面具有不同的特征，并非所有類(lèi)型的機(jī)構(gòu)投資者都有能力對(duì)目標(biāo)公司發(fā)揮監(jiān)督作用，不同的機(jī)構(gòu)投資者在監(jiān)督上市公司行為的動(dòng)機(jī)方面也存在重要的差異。因此，合理區(qū)分機(jī)構(gòu)投資者的類(lèi)型對(duì)于加深對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的研究非常重要，機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性問(wèn)題備受?chē)?guó)內(nèi)外廣大學(xué)者關(guān)注。國(guó)外學(xué)術(shù)界很早就對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性問(wèn)題感興趣。自從Bushee（1998）［1］通過(guò)對(duì)機(jī)構(gòu)投資者的交易行為進(jìn)行系統(tǒng)的分類(lèi)研究后，國(guó)外出現(xiàn)了一系列的機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性分類(lèi)方法（Ayers 等， 2011［2］； Baik 等， 2010［3］； Chhaochharia等， 2012［4］； Gaspar 等， 2005［5］； Gaspar 和 Massa，2007［6］； Yan 和 Zhang， 2009［7］）。 其中， 基于地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限對(duì)機(jī)構(gòu)投資者分類(lèi)研究是目前公司治理理論和實(shí)務(wù)界關(guān)注的重要問(wèn)題之一。那么，具有不同地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限的異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅務(wù)激進(jìn)度會(huì)有什么不同的治理效應(yīng)？本地機(jī)構(gòu)投資者、長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者和本地長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者是否可以在公司稅收行為中發(fā)揮重要的治理作用？本文將對(duì)本地機(jī)構(gòu)投資者、長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者和本地長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者的稅務(wù)激進(jìn)行為治理效應(yīng)展開(kāi)研究，以期為規(guī)范我國(guó)的稅務(wù)激進(jìn)行為，完善上市公司治理和正確引導(dǎo)及規(guī)范機(jī)構(gòu)投資者的發(fā)展提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和理論支持。

本文下面結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計(jì)；第四部分為實(shí)證結(jié)果及分析；最后是研究結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述和研究假設(shè)

異質(zhì)性 （Heterogeneity）的反義是 “同質(zhì)性”（Homogeneity），主要是指物質(zhì)在構(gòu)成或特性方面的差異性，適合于從原子到動(dòng)物、人或星系的復(fù)雜性描述特征，在物理、化學(xué)、醫(yī)學(xué)、生態(tài)學(xué)、信息技術(shù)等學(xué)科具有不同的具體含義。機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性主要是指機(jī)構(gòu)投資者在組織形式、持股比例或數(shù)量的多少、獨(dú)立性、投資期限、對(duì)持股公司是否具有地緣優(yōu)勢(shì)等方面的差異性。國(guó)內(nèi)一些學(xué)者研究了機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性問(wèn)題，如基于機(jī)構(gòu)投資者獨(dú)立性的視角 （如伊志宏等，2011［8］）、機(jī)構(gòu)投資者主體異質(zhì)性 （如楊海燕等，2012［9］）和基于長(zhǎng)短期機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性角度，如李善民等 （2011）［10］把機(jī)構(gòu)投資者分為消極機(jī)構(gòu)投資者和積極機(jī)構(gòu)投資者；吳先聰和劉星（2012）［11］基于持股集中度 （持股比例為3%）、 投資期限、持股穩(wěn)定性及獨(dú)立性四個(gè)維度來(lái)定義機(jī)構(gòu)投資者的異質(zhì)性；葉建芳等 （2012）［12］以持股時(shí)間是否超過(guò)2個(gè)季度為界限劃分長(zhǎng)短期機(jī)構(gòu)投資者；劉京軍和徐浩萍 （2012）［13］和 Dai等 （2013）［14］借鑒 Yan 和Zhang（2009）［7］的方法按照換手率將機(jī)構(gòu)投資者分為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者與短期機(jī)構(gòu)投資者；楊海燕（2013）［15］將樣本期間內(nèi)持股時(shí)間是否高于年度均值作為長(zhǎng)短期機(jī)構(gòu)投資者的劃分界限；牛建波等（2013）［16］基于時(shí)間和行業(yè)兩個(gè)角度來(lái)定義機(jī)構(gòu)投資者的長(zhǎng)短期異質(zhì)性特征。然而到目前為止，鮮有研究結(jié)合地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限對(duì)機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)行異質(zhì)性分類(lèi)研究，分析具有不同地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限的異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅務(wù)激進(jìn)行為的影響。

傳統(tǒng)的 “稅務(wù)激進(jìn)價(jià)值觀”認(rèn)為，公司稅務(wù)籌劃的目的是為了降低公司的納稅義務(wù)，使財(cái)富由國(guó)家轉(zhuǎn)移到股東手里。因此，從投資者的角度來(lái)看，只要預(yù)期的邊際收益超過(guò)預(yù)期的邊際成本，股東價(jià)值將隨著公司稅務(wù)激進(jìn)活動(dòng)的增加而增加。在所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)相分離的框架下，稅務(wù)激進(jìn)行為容易產(chǎn)生委托代理成本 （Crocker和 Slemrod， 2005［17］）， 其背后還可能隱藏著管理層的機(jī)會(huì)主義行為，如盈余操縱和關(guān)聯(lián)方交易等 （Chen等， 2010［18］）。 Desai和 Dharmapala（2009a）［19］通過(guò)對(duì)安然公司案件的研究分析，發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理層可能會(huì)假借為股東稅務(wù)籌劃之名，設(shè)計(jì)比較復(fù)雜的不易為稅收部門(mén)發(fā)現(xiàn)的稅務(wù)籌劃方案，為自身的利益侵占行為提供理由。從委托代理理論的角度分析公司稅務(wù)激進(jìn)行為的決定因素，目前已經(jīng)成為公司稅務(wù)激進(jìn)行為研究的主流 （Hanlon和 Heitzman，2010［20］）。

公司治理是用來(lái)解決股東與管理層之間代理問(wèn)題的重要機(jī)制之一。復(fù)雜的公司稅務(wù)激進(jìn)交易需要具備專(zhuān)業(yè)知識(shí)的人員進(jìn)行分析和信息挖掘。機(jī)構(gòu)投資者可以利用其專(zhuān)業(yè)知識(shí)和信息優(yōu)勢(shì)，關(guān)注公司的各種復(fù)雜交易，是公司稅務(wù)激進(jìn)研究文獻(xiàn)中討論較多的外部治理機(jī)制 （Cheng 等， 2012［21］； Embree 和 Crabtree，2012［22］； Khurana 和 Moser， 2013［23］）。 Desai 和Dharmapala （2009b）［24］研究發(fā)現(xiàn)， 公司稅務(wù)激進(jìn)程度是否能夠提高公司價(jià)值受機(jī)構(gòu)投資者持股比例的影響，機(jī)構(gòu)持股比例越高，兩者之間正相關(guān)的關(guān)系越明顯。機(jī)構(gòu)投資者對(duì)管理層的控制力越強(qiáng)，公司從其稅務(wù)籌劃活動(dòng)中受益越大。陳冬和唐建新 （2013）［25］實(shí)證研究也發(fā)現(xiàn)，在機(jī)構(gòu)投資者持股比例高的企業(yè)中，稅務(wù)激進(jìn)才能增加企業(yè)價(jià)值。

地緣優(yōu)勢(shì)較明顯的本地機(jī)構(gòu)投資者，經(jīng)常與公司的管理層、員工、客戶(hù)和供應(yīng)商進(jìn)行交往，更容易獲得公司層面經(jīng)營(yíng)管理方面的一些 “軟”信息，比地緣優(yōu)勢(shì)不明顯的外地機(jī)構(gòu)投資者對(duì)其持股上市公司更為了解，信息更為通暢，信息收集成本更少，所以，地緣優(yōu)勢(shì)較明顯的本地機(jī)構(gòu)投資者通常能夠降低上市公司與外界股東之間的信息不對(duì)稱(chēng)，并改善上市公司治理政策的積極作用 （Ayers等，2011［2］； Chhaochharia 等， 2012［4］； Gaspar 和 Massa，2007［6］）。

長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股時(shí)間比較長(zhǎng)，一般關(guān)注上市公司的長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展，持股比例也比較大。由于持股時(shí)間比較長(zhǎng)，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)目標(biāo)公司有更好的了解，具有參與公司治理的基礎(chǔ)。當(dāng)長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司業(yè)績(jī)和公司治理不滿(mǎn)意 “用腳投票”時(shí)，高比例持股將使得其持有股票遭受巨大跌價(jià)損失，這也促使長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者具有監(jiān)管公司管理層和參與公司治理的動(dòng) 力 （ Bushee， 1998［1］； Dai 等， 2013［14］； Gaspar等， 2005［5］； Harford 等， 2014［26］； 吳先聰和劉星，2012［11］）。我們預(yù)測(cè)，地緣優(yōu)勢(shì)較明顯的本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者能夠降低企業(yè)的信息不對(duì)稱(chēng)和代理沖突，在上市公司發(fā)揮著積極的治理作用，從而能夠有效抑制企業(yè)在稅收規(guī)避過(guò)程中的機(jī)會(huì)主義行為，降低稅務(wù)激進(jìn)所帶來(lái)的非稅成本。所以，本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期投資者持股高的上市公司稅務(wù)激進(jìn)程度會(huì)更高，同時(shí)管理層也會(huì)被促使積極利用各種稅收優(yōu)惠政策進(jìn)行稅收籌劃，降低實(shí)際稅負(fù)，提升企業(yè)價(jià)值。因此，我們得出如下假設(shè)。

假設(shè)1：地緣優(yōu)勢(shì)較明顯的本地機(jī)構(gòu)投資者持股與上市公司稅務(wù)激進(jìn)度正相關(guān)。

假設(shè)2：長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股與上市公司稅務(wù)激進(jìn)度正相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2007—2013年我國(guó)證券投資基金持股的上市公司為研究樣本，相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)主要來(lái)自于國(guó)泰安Csmar數(shù)據(jù)庫(kù)。同時(shí)，在數(shù)據(jù)篩選過(guò)程中，我們剔除了金融保險(xiǎn)業(yè)上市公司和相關(guān)變量數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。模型中所使用的行業(yè)分類(lèi)來(lái)源于2001年發(fā)布的證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類(lèi)指引，除制造業(yè)取兩位行業(yè)代碼外，其余均取一位。關(guān)于距離計(jì)算中涉及的上市公司總部城市和基金公司總部城市，分別通過(guò)Wind、銳思金融數(shù)據(jù)庫(kù)和百度、巨潮資訊等網(wǎng)絡(luò)手工搜集整理而得，總部城市的緯度和經(jīng)度通過(guò)google地圖查詢(xún)獲取。為消除極端值的影響，我們對(duì)本文使用到的主要連續(xù)變量按上下1%的比例進(jìn)行了Winsorize處理。

（二）地緣優(yōu)勢(shì)異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者的分類(lèi)計(jì)量

本文主要參考 Gaspar和 Massa （2007）［6］， 把位于公司總部100公里半徑內(nèi)的基金公司歸為具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者。關(guān)于距離的計(jì)算，我們參考Coval和 Moskowitz （1999）［27］的研究， 通過(guò)如下公式計(jì)算而得：

其中，lat和lon分別指公司i總部城市和基金公司j總部城市的緯度和經(jīng)度，r為地球的半徑 （約6378公里）。 與 Gaspar和 Massa （2007）［6］研究一致，若di，j＜100公里，則該機(jī)構(gòu)投資者j被判定為具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者。

（三）投資期限異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者的分類(lèi)計(jì)量

Gaspar等 （2005）［5］、 Yan 和 Zhang （2009）［7］認(rèn)為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者換手率低，而短期機(jī)構(gòu)投資者換手率比較高，因此我們擬根據(jù)投資組合換手率把機(jī)構(gòu)投資者分為短期機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者。盡管Yan 和 Zhang （2009）［7］按換手率分類(lèi)機(jī)構(gòu)投資者的方法有助于降低機(jī)構(gòu)投資者擁有的現(xiàn)金流對(duì)資產(chǎn)組合的影響，但該方法僅考慮了機(jī)構(gòu)投資者在某一時(shí)期累積買(mǎi)入和賣(mài)出股票金額中的較小者，而Gaspar等（2005）［5］關(guān)于長(zhǎng)短期機(jī)構(gòu)投資者的認(rèn)定方法同時(shí)考慮到了機(jī)構(gòu)投資者在某一時(shí)期累積買(mǎi)入和賣(mài)出的股票總額，并且Yan和Zhang（2009）［7］最后計(jì)算得出的是平均換手率，而Gaspar等 （2005）［5］最終計(jì)算得出的是加權(quán)平均換手率，加權(quán)平均換手率考慮到了不同權(quán)重機(jī)構(gòu)投資者的影響差異，更為合理。因此，我們擬參考Gaspar等（2005）［5］分類(lèi)方法，將機(jī)構(gòu)投資者按投資組合換手率分為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者和短期機(jī)構(gòu)投資者。

首先，我們計(jì)算機(jī)構(gòu)投資者i在每一個(gè)半年度t的換手率為：

其中，Pj，t和Nj，i，t分別代表機(jī)構(gòu)投資者i在第t期持有公司j的股票價(jià)格和數(shù)量，Q代表機(jī)構(gòu)投資者i所有的持股公司。

其次，公司k的機(jī)構(gòu)投資者換手率為其所有機(jī)構(gòu)投資者在過(guò)去4個(gè) “半年度”的加權(quán)平均換手率，由如下公式計(jì)算而得：

其中，S代表公司k所有的機(jī)構(gòu)投資者，wk，i，t為機(jī)構(gòu)投資者i在第t期占公司k所有機(jī)構(gòu)投資者中的持股比重。

再次，對(duì)計(jì)算得出的機(jī)構(gòu)投資者持股加權(quán)平均換手率 （Investor Turnover of Firmk）進(jìn)行排序，分為三組，將加權(quán)平均換手率最大的那一組劃分為短期機(jī)構(gòu)投資者持股 （LONG_TERM＝0），將加權(quán)平均換手率最小的那一組劃分為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股 （LONG_TERM＝1）。 同劉京軍和徐浩萍 （2012）［13］一致， 本文未采用季度數(shù)據(jù)主要是考慮基金公司交易要累積計(jì)算其購(gòu)買(mǎi)以及賣(mài)出金額，而季度披露數(shù)據(jù)并不能完整反映相關(guān)信息。

（四）模型設(shè)定

本文擬采用以下模型來(lái)考察 “地緣優(yōu)勢(shì)”、 “投資期限”異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅務(wù)激進(jìn)的影響：

其中，模型 （1）和 （2）用以測(cè)試假設(shè)1；模型 （3）和 （4）用以測(cè)試假設(shè)2。由于公司稅務(wù)籌劃過(guò)程的復(fù)雜性，主流會(huì)計(jì)研究文獻(xiàn)主要從公司稅務(wù)激進(jìn)的結(jié)果，即實(shí)際稅負(fù)ETR（Effective Tax Rate）來(lái)衡量公司的稅務(wù)激進(jìn)程度 （Chen等，2010［18］；吳聯(lián)生，2009［28］）。ETR指公司實(shí)際稅負(fù)，等于所得稅費(fèi)用與稅前利潤(rùn)的比值，ETR指標(biāo)越小，意味著公司稅負(fù)越低，避的稅可能就越多。以往文獻(xiàn)研究也表明，ETR越低，企業(yè)的稅務(wù)激進(jìn)程度越高 （Rego，2003［29］）。BTD為賬面稅收差異，等于 （利潤(rùn)總額-（企業(yè)所得稅費(fèi)用/名義稅率））/前一期總資產(chǎn)，BTD與ETR形成互補(bǔ)，BTD越大，意味著會(huì)計(jì)利潤(rùn)與應(yīng)納稅所得額之間的差異越大，企業(yè)越可能通過(guò)各種手段規(guī)避應(yīng)稅利潤(rùn)。一些經(jīng)典文獻(xiàn)的研究證據(jù)表明，BTD在一定程度上反映了公司稅務(wù)激進(jìn)的程度。如Mills（1998）［30］發(fā)現(xiàn)擁有更大BTD的公司更易被美國(guó)國(guó)稅局審計(jì)，BTD與稅務(wù)審計(jì)調(diào)整額顯著相關(guān)。Wilson（2009）［31］發(fā)現(xiàn)與沒(méi)有被指控從事稅務(wù)激進(jìn)的公司相比，被指控從事稅務(wù)激進(jìn)公司的BTD更大。因此， 本文同時(shí)借鑒 Wilson （2009）［31］和 Cheng等（2012）［21］采用會(huì)計(jì)利潤(rùn)和應(yīng)稅利潤(rùn)的差異 （BTD）衡量企業(yè)的稅務(wù)激進(jìn)程度。測(cè)試變量LOCAL100代表上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)中所有具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者持股比例 （若上市公司總部與機(jī)構(gòu)投資者中的基金公司總部之間的距離小于100公里，即LO?CAL100＞0，則認(rèn)為該機(jī)構(gòu)投資者對(duì)上市公司具有距離地緣優(yōu)勢(shì)，屬于本地機(jī)構(gòu)投資者）。測(cè)試變量LONG_TERM為虛擬變量，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股取1，否則取0，具體定義參見(jiàn) “投資期限異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者的分類(lèi)計(jì)量”。Controls為控制變量，參考Chen 等 （2010）［18］、 Frank 等 （2009）［32］等的研究，我們控制了ROA（總資產(chǎn)凈利潤(rùn)率，等于凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)）、STATE（是否國(guó)有，是取 1，否則取 0）、SIZE（企業(yè)規(guī)模，總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)）、INTANG（無(wú)形資產(chǎn)比重，等于無(wú)形資產(chǎn)凈額/上期總資產(chǎn)）、PPE（固定資產(chǎn)比重，等于固定資產(chǎn)凈額/上期總資產(chǎn)）、LEV（負(fù)債水平，負(fù)債總計(jì)/上期總資產(chǎn)）、MBA（權(quán)益市價(jià)比，權(quán)益的市價(jià)與賬面價(jià)值的比值）等變量。

由于不同性質(zhì)的機(jī)構(gòu)投資者可能具有不同的治理偏好，導(dǎo)致不同的治理效應(yīng)。因此在前文研究基礎(chǔ)上，我們參考Ayers等 （2011）［2］進(jìn)一步按異質(zhì)性將機(jī)構(gòu)投資者區(qū)分為本地 （LOCAL100＞0）長(zhǎng)期（LONG_TERM＝1） 機(jī)構(gòu)投資者 （BOTH＝1），以及非本地長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者 （BOTH＝0）。我們預(yù)期，如果本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響存在不同的治理偏好效應(yīng)，那么，由于不同偏好的相互作用，同時(shí)具備以上兩類(lèi)性質(zhì)的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的治理效應(yīng)可能并不明確，這將導(dǎo)致不顯著的回歸結(jié)果。如果本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響存在同樣的治理偏好效應(yīng)，那么，同時(shí)具備以上兩類(lèi)性質(zhì)的機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響至少應(yīng)該同樣顯著，相應(yīng)地，我們將觀察到BOTH的系數(shù)在ETR的回歸中顯著為負(fù)，而在BTD的回歸中顯著為正。

本文擬采用以下模型來(lái)測(cè)試以上推論，判斷本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的影響是否存在同樣的治理偏好效應(yīng)：

其中，BOTH表示公司是否由本地長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股，若是，則取1，否則取0；其他變量定義同前。

四、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表1第Ⅰ欄列出了本地機(jī)構(gòu)投資者持股樣本（LOCAL100＞0）和外地機(jī)構(gòu)投資者持股樣本 （LO?CAL100＝0）的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)，其中，A欄報(bào)告了LOCAL100＞0樣本的描述性統(tǒng)計(jì)，B欄報(bào)告了LOCAL100＝0樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。比較A欄和B欄，不難發(fā)現(xiàn)，LOCAL100＞0樣本中的ETR均值為0.191、中位數(shù)為0.166，均小于LOCAL100＝0樣本中的ETR均值 （0.215） 和中位數(shù) （0.178），而B(niǎo)TD的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果正好相反，LOCAL100＞0樣本中的BTD均值為0.002、中位數(shù)為0.001，均大于LO?CAL100＝0樣本中的BTD均值 （0.00）和中位數(shù)0。這些結(jié)果初步表明，平均而言，與不具有地緣優(yōu)勢(shì)的外地機(jī)構(gòu)投資者持股公司相比，具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者持股公司，其實(shí)際稅負(fù)相對(duì)較低，稅務(wù)激進(jìn)程度可能更大，稅收成本更低。

表1第Ⅱ欄列出了長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)應(yīng)樣本公司 （LONG_TERM＝1）和短期機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)應(yīng)樣本公司 （LONG_TERM＝0）的主要變量描述性統(tǒng)計(jì)，其中，A欄報(bào)告了LONG_TERM＝1樣本的描述性統(tǒng)計(jì)，B欄報(bào)告了LONG_TERM＝0樣本的描述性統(tǒng)計(jì)。比較 A欄和 B欄，不難發(fā)現(xiàn)，LONG_TERM＝1樣本中的ETR均值為0.191、中位數(shù)為0.167，均小于LONG_TERM＝0樣本中的ETR均值 （0.2）和中位數(shù) （0.173），而B(niǎo)TD的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果正好相反，LONG_TERM＝1樣本中的BTD均值為0.002、中位數(shù)為0.001，均大于LONG_TERM＝0樣本中的BTD均值 （0.001）和中位數(shù)0。這些結(jié)果初步表明，平均而言，與短期機(jī)構(gòu)投資者持股的公司相比，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股的公司，其實(shí)際稅負(fù)相對(duì)較低，稅務(wù)激進(jìn)程度可能更大，稅收成本更低。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)：LOCAL100＞0 VS.LOCAL100＝0；LONG_TERM＝1 VS.LONG_TERM＝0

續(xù)前表

表2報(bào)告了BOTH＝1樣本和BOTH＝0樣本的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，從中可見(jiàn)，BOTH＝0樣本中，ETR和BTD均值分別為0.199和0.001，相比BOTH＝0樣本，BOTH＝1樣本具有更低的ETR（均值 ＝0.186）和更高的BTD（均值＝0.004），兩組變量中位數(shù)的比較結(jié)果類(lèi)似。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)：BOTH＝1VS.BOTH＝0

（二）回歸結(jié)果及分析

表3第Ⅰ欄報(bào)告了關(guān)于機(jī)構(gòu)持股、地緣優(yōu)勢(shì)與公司稅務(wù)激進(jìn)之間關(guān)系的回歸結(jié)果。我們預(yù)期具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者持股所對(duì)應(yīng)的公司會(huì)表現(xiàn)出更低的實(shí)際稅負(fù)和更大的賬面稅收差異。因此在ETR的回歸中，LOCAL100的回歸系數(shù)應(yīng)該為負(fù)，而在BTD的回歸中，LOCAL100的回歸系數(shù)應(yīng)該為正。與這些預(yù)期一致，關(guān)于ETR，無(wú)論是單變量回歸 （1），還是多元回歸 （2），LOCAL100變量的回歸系數(shù)均是負(fù)的并且在1%水平統(tǒng)計(jì)顯著 （T值＝-4.80和-3.92）；而關(guān)于BTD，無(wú)論是單變量回歸 （3），還是多元回歸（4），LOCAL100變量的回歸系數(shù)均是正的并且分別在1%和10%水平統(tǒng)計(jì)顯著 （T值＝2.57和1.85）。這些結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)1，意味著與不具有地緣優(yōu)勢(shì)的外地機(jī)構(gòu)投資者相比，具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者在公司稅收活動(dòng)中發(fā)揮著更為重要的治理作用，有助于促使公司節(jié)約稅收成本，從而提升企業(yè)價(jià)值。

表3第Ⅱ欄報(bào)告了長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股與公司稅務(wù)激進(jìn)活動(dòng)之間關(guān)系的回歸結(jié)果。我們預(yù)期具有長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股所對(duì)應(yīng)的公司會(huì)表現(xiàn)出更低的實(shí)際稅負(fù)和更大的賬面稅收差異。因此在ETR的回歸中，LONG_TERM的回歸系數(shù)應(yīng)該為負(fù)，而在BTD的回歸中，LONG_TERM的回歸系數(shù)應(yīng)該為正。與這些預(yù)期一致，關(guān)于ETR，無(wú)論是單變量回歸 （1），還是多元回歸 （2），LONG_TERM變量的回歸系數(shù)均是負(fù)的并且分別在1%和5%水平統(tǒng)計(jì)顯著 （T值 ＝-3.12和 -2.18）；而關(guān)于BTD，無(wú)論是單變量回歸 （3），還是多元回歸 （4），LONG_TERM變量的回歸系數(shù)均是正的并且分別在5%和1%水平統(tǒng)計(jì)顯著（T值＝2.43和3.65）。這些結(jié)果進(jìn)一步支持了假設(shè)2，意味著與短期機(jī)構(gòu)投資者相比，長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者在公司的稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中發(fā)揮著更為重要的治理作用，有助于促使公司節(jié)約稅收成本，從而提升企業(yè)價(jià)值。

表3 機(jī)構(gòu)異質(zhì)與公司稅務(wù)激進(jìn)

續(xù)前表

表4報(bào)告了本地長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股對(duì)公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)治理效應(yīng)的回歸結(jié)果，因變量分別為ETR和BTD，自變量為BOTH。從中可見(jiàn)，關(guān)于ETR，無(wú)論是單變量回歸 （1），還是多元回歸 （2），BOTH變量的回歸系數(shù)均是負(fù)的并且均在1%水平統(tǒng)計(jì)顯著（T值＝-4.48和-2.81）；而關(guān)于BTD，無(wú)論是單變量回歸 （3），還是多元回歸 （4），BOTH變量的回歸系數(shù)均是正的并且亦1%水平統(tǒng)計(jì)顯著 （T值＝3.67和2.90）。這些結(jié)果與前文的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果一致，進(jìn)一步表明，本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者在公司稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)的治理效應(yīng)方面很可能存在同樣的偏好。

表4 機(jī)構(gòu)地緣優(yōu)勢(shì)、長(zhǎng)期持股與公司稅務(wù)激進(jìn)

（三）穩(wěn)健性測(cè)試

1.關(guān)于地緣優(yōu)勢(shì)異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者的進(jìn)一步測(cè)試。

關(guān)于具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者的判斷，本文主要參考 Gaspar和 Massa （2007）［6］， 把位于公司總部100公里半徑內(nèi)的基金公司歸為具有地緣優(yōu)勢(shì)的本地機(jī)構(gòu)投資者。 Gaspar和 Massa （2007）［6］的研究所使用的數(shù)據(jù)來(lái)自美國(guó)，由于美國(guó)資本市場(chǎng)發(fā)達(dá)程度和其他制度背景同中國(guó)相差較大，直接參考基于美國(guó)數(shù)據(jù)的研究來(lái)判定本外地機(jī)構(gòu)投資者可能并不符合中國(guó)國(guó)情，為進(jìn)一步檢驗(yàn)研究結(jié)論的可靠性，我們也嘗試參考宋玉等 （2012）［33］的研究，以樣本距離的中位數(shù)來(lái)區(qū)分 “地緣優(yōu)勢(shì)”，把位于公司總部距離小于樣本中位數(shù)的基金公司歸為具有地緣優(yōu)勢(shì)的機(jī)構(gòu)投資者。具體而言，我們?cè)O(shè)置了LOCAL變量 （指公司總部與機(jī)構(gòu)投資者距離小于中位數(shù)情況下對(duì)應(yīng)的機(jī)構(gòu)投資者持股比例），參照原有模型對(duì)其進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)果仍然支持了本文的研究假設(shè)1（限于篇幅，實(shí)證結(jié)果未在正文中體現(xiàn)），并進(jìn)一步表明，地緣優(yōu)勢(shì)在機(jī)構(gòu)投資者對(duì)企業(yè)稅務(wù)激進(jìn)治理效應(yīng)中發(fā)揮了重要作用。

2.關(guān)于投資期限異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者的進(jìn)一步測(cè)試。

關(guān)于投資期限異質(zhì)性機(jī)構(gòu)投資者的分類(lèi)，前文在借鑒Gaspar等 （2005）［5］計(jì)算得出機(jī)構(gòu)投資者持股加權(quán)平均換手率后，將換手率從小到大排序，分為三組，然后把換手率最大的那一組劃分為短期機(jī)構(gòu)投資者持股 （LONG_TERM＝0），將換手率最小的那一組劃分為長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股 （LONG_TERM＝1），這種劃分與Yan和Zhang（2009）［7］的研究分類(lèi)一致，盡管通過(guò)計(jì)算得出的長(zhǎng)短期分類(lèi)有一定的說(shuō)服力，但無(wú)形中損失了一組LONG_TERM＝2的樣本，導(dǎo)致最終的實(shí)證結(jié)果可能因樣本損失而不夠全面。因此，為盡量避免樣本損失可能造成的偏差，我們也嘗試直接采用加權(quán)平均換手率INVESTORS TURNOVER來(lái)替代LONG_TERM變量 （INVESTORS TURNOVER越大，機(jī)構(gòu)投資者持股穩(wěn)定性越差），重新進(jìn)行回歸分析，結(jié)果仍然支持了前文的研究結(jié)論 （限于篇幅，實(shí)證結(jié)果未在正文中體現(xiàn)）。

3.關(guān)于遞延所得稅影響的進(jìn)一步測(cè)試。

由于ETR和BTD是目前幾乎所有關(guān)于 “稅務(wù)激進(jìn)”文獻(xiàn)中衡量 “稅務(wù)激進(jìn)”最常用和認(rèn)可的指標(biāo)，前文關(guān)于 “稅務(wù)激進(jìn)”行為的實(shí)證分析主要基于以上兩個(gè)代理變量而展開(kāi)。然而，新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則要求按照資產(chǎn)負(fù)債表債務(wù)法來(lái)核算企業(yè)所得稅，在資產(chǎn)負(fù)債表債務(wù)觀下，遞延所得稅資產(chǎn)和遞延所得稅負(fù)債均可反映企業(yè)的稅收狀況。因此，為了進(jìn)一步考慮遞延所得稅的影響，我們參考吳聯(lián)生 （2009）［28］的研究，構(gòu)建了另外幾個(gè) “稅務(wù)激進(jìn)”的代理指標(biāo)，分別為：（1）ETR2＝ （所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用） /稅前利潤(rùn)；（2）ETR3＝所得稅費(fèi)用 /（稅前利潤(rùn)-遞延所得稅費(fèi)用/法定稅率）；（3）ETR4＝ （所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用）/（稅前利潤(rùn)-遞延稅款變化額/法定稅率）；（4）BTD2＝ ［會(huì)計(jì)利潤(rùn)總額-（所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用）/年末所得稅率］/總資產(chǎn)。采用這些指標(biāo)重新進(jìn)行回歸分析，研究結(jié)論并未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化 （限于篇幅，實(shí)證結(jié)果未在正文中體現(xiàn)）。

五、研究結(jié)論

本文基于2007—2013年證券投資基金持股的上市公司數(shù)據(jù)研究了具有不同地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限的異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者對(duì)上市公司稅務(wù)激進(jìn)行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅務(wù)激進(jìn)行為具有更好的促進(jìn)作用，這些公司稅務(wù)激進(jìn)行為更積極，實(shí)際稅負(fù)更低，賬面稅收差異更大。這些結(jié)果意味著，本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者在公司稅收行為中發(fā)揮著更為重要的治理作用。由于本地機(jī)構(gòu)投資者和長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司稅收活動(dòng)的影響存在同樣的治理偏好效應(yīng)，所以本地長(zhǎng)期機(jī)構(gòu)投資者持股在公司的稅收經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中也發(fā)揮著重要的治理作用，有助于促使公司節(jié)約稅收成本，從而提升企業(yè)價(jià)值。

本研究不僅豐富了上市公司稅務(wù)激進(jìn)行為影響因素研究方面的文獻(xiàn)，也豐富了備受實(shí)務(wù)界和學(xué)術(shù)界關(guān)注的機(jī)構(gòu)投資者異質(zhì)性特征方面的文獻(xiàn)。上述結(jié)論表明，當(dāng)前監(jiān)管機(jī)構(gòu)應(yīng)該對(duì)具有不同距離地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限的機(jī)構(gòu)投資者的監(jiān)管制定不同的政策，分類(lèi)引導(dǎo)其參與公司治理活動(dòng)，這樣將有助于進(jìn)一步規(guī)范公司稅務(wù)激進(jìn)行為進(jìn)而保護(hù)投資者的利益，我們的研究也為實(shí)務(wù)界和監(jiān)管機(jī)構(gòu)制定具有不同距離地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限的異質(zhì)機(jī)構(gòu)投資者發(fā)展和監(jiān)管戰(zhàn)略的政策提供了一個(gè)有益的視角。另外，由于具有不同距離地緣優(yōu)勢(shì)和投資期限的機(jī)構(gòu)投資者的劃分方法眾多而且有些存在一定的主觀性，所以更多地采用多維指標(biāo)和建立新的分類(lèi)方法將是我們未來(lái)的研究方向。