參加異地商會(huì)能抑制企業(yè)避稅嗎？

劉耀淞，徐翊琬

（上海大學(xué) 管理學(xué)院，上海 201900）

一、引言

避稅幫助企業(yè)以較低的成本獲得內(nèi)源性融資，為生產(chǎn)、投資和研發(fā)等經(jīng)營活動(dòng)提供資金保障。因此，在融資成本日益攀升的大環(huán)境下，避稅行為在企業(yè)中普遍存在。然而，避稅不僅會(huì)降低企業(yè)的信息透明度，誘發(fā)管理者機(jī)會(huì)主義行為（Desai and Dharmapala，2009），還使得本應(yīng)被國家征收的經(jīng)濟(jì)資源留存于企業(yè)內(nèi)部，繼而加劇政府財(cái)政赤字、損害收入分配公平、扭曲公共資源配置、危及公共產(chǎn)品供給（葉康濤和劉行，2014）。由此可見，探究企業(yè)避稅的影響因素對(duì)于緩解代理問題、維護(hù)稅收安全具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。已有研究基于政府和市場治理視角，發(fā)現(xiàn)稅收征管（Kubick et al，2017；Li et al，2020；范子英和田彬彬，2013；張敏等，2018；王佳和李文，2022；王三法和鐘廷勇，2023）、巡視督察（程宏偉和羅娟，2022；張?jiān)彽龋?022）、債權(quán)人治理（Francis et al，2017；曹瑜強(qiáng)等，2020；劉耀淞等，2023）、機(jī)構(gòu)投資者持股（蔡宏標(biāo)和饒品貴，2015；邢斐等，2021；霍遠(yuǎn)等，2022）、分析師關(guān)注（Allen et al，2016；Chen et al，2018）、審計(jì)師監(jiān)督（Klassen et al，2016；金鑫和雷光勇，2011；劉笑霞和李明輝，2021）、媒體報(bào)道（田高良等，2016；劉笑霞和郭思遠(yuǎn)，2019；程博等，2021）、產(chǎn)品市場競爭（Kubick et al，2015；彭效冉和許浩然，2016）和資本市場開放（齊保壘等，2021；王勇和蘆雪瑤，2022）均能有效抑制企業(yè)的避稅行為。然而，現(xiàn)有研究主要考察政府和市場機(jī)制對(duì)于企業(yè)避稅的治理效應(yīng)，針對(duì)介于政府和市場之間的社會(huì)組織的影響研究較為匱乏。

異地商會(huì)是同一原籍地的工商企業(yè)在異地投資發(fā)展過程中，為維護(hù)自身利益而自發(fā)成立的互益性社會(huì)組織（李長文，2012）。異地商會(huì)以地緣鄉(xiāng)情和商幫文化為紐帶，為會(huì)員企業(yè)提供建立信任、互通信息和共享資源的經(jīng)貿(mào)平臺(tái)，通過慈善、環(huán)保和扶貧等公益事業(yè)履行社會(huì)責(zé)任，并在招商引資和承接政府職能轉(zhuǎn)移等方面與地方政府開展合作，兼具服務(wù)會(huì)員、服務(wù)社會(huì)和服務(wù)政府三重職能，在統(tǒng)籌推進(jìn)經(jīng)濟(jì)、政治、文化、社會(huì)和生態(tài)文明建設(shè)中發(fā)揮著越來越重要的作用?，F(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，成立異地商會(huì)可以增加省際貿(mào)易（程玲等，2021）、促進(jìn)企業(yè)跨地區(qū)發(fā)展（曹春方和賈凡勝，2020）；參與異地商會(huì)則能幫助企業(yè)緩解融資約束（寧博等，2022）、改善經(jīng)營績效（李海彤等，2023）、激勵(lì)研發(fā)創(chuàng)新（嚴(yán)若森等，2023）及提升風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力（黃勃等，2022）。由此可見，在異地商會(huì)的經(jīng)濟(jì)后果研究中，學(xué)者們側(cè)重考察異地商會(huì)對(duì)企業(yè)投融資等經(jīng)營性行為的積極影響，對(duì)于異地商會(huì)能否在企業(yè)避稅等合規(guī)性行為方面發(fā)揮治理作用，尚無學(xué)者進(jìn)行研究。

有鑒于此，本文以2010—2022 年滬深A(yù) 股上市公司為樣本，考察異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅行為的治理效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)，相比于未加入異地商會(huì)的企業(yè)，加入異地商會(huì)的企業(yè)避稅程度顯著更低，這表明參加異地商會(huì)能夠有效約束企業(yè)的避稅行為。該結(jié)論在進(jìn)行替換變量、優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)和控制內(nèi)生性問題等穩(wěn)健性測試后依然成立。機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果顯示，異地商會(huì)主要通過緩解外源融資約束和強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)兩條路徑削弱會(huì)員企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制企業(yè)避稅。拓展性研究發(fā)現(xiàn)，異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的約束作用主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強(qiáng)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例較大和分析師關(guān)注度較高的企業(yè)中，這說明在治理企業(yè)避稅方面，參加異地商會(huì)與稅務(wù)部門征管、機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督和分析師跟蹤存在疊加效應(yīng)。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：一方面，現(xiàn)有關(guān)于地域性商會(huì)的研究大多停留在理論探討和案例分析層面，只有少數(shù)文獻(xiàn)采用實(shí)證方法揭示了異地商會(huì)對(duì)企業(yè)發(fā)展的積極影響。本文實(shí)證檢驗(yàn)了參加異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制作用與影響機(jī)理，從維護(hù)稅收秩序視角拓展了異地商會(huì)的社會(huì)治理效應(yīng)研究，為促進(jìn)社會(huì)組織參與社會(huì)治理實(shí)踐、健全共建共治共享的社會(huì)治理制度提供經(jīng)驗(yàn)參考。另一方面，現(xiàn)有關(guān)于企業(yè)避稅的外部治理因素研究聚焦于政府和市場機(jī)制，對(duì)介于政府和市場之間的社會(huì)組織的影響研究較為匱乏。本文基于異地商會(huì)服務(wù)會(huì)員、服務(wù)社會(huì)和服務(wù)政府的多重職能，考察了參加異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的治理效果，從社會(huì)組織視角拓展了企業(yè)避稅的影響因素研究。此外，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)了政府和市場機(jī)制對(duì)于社會(huì)機(jī)制治理效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用，豐富了企業(yè)避稅的外部治理研究。

二、理論分析與研究假設(shè)

商會(huì)是商事主體為了表達(dá)自身的愿望與要求、維護(hù)共同的經(jīng)濟(jì)利益和社會(huì)利益而組成的非營利性社會(huì)團(tuán)體（李妙然和楊月君，2013）。商會(huì)大致分為兩類：一是注重“業(yè)緣”的行業(yè)性商會(huì)；二是注重“地緣”的地域性商會(huì)，地域性商會(huì)又根據(jù)會(huì)員企業(yè)家的籍貫地與商會(huì)所在地是否一致分為本地商會(huì)和異地商會(huì)。1995 年8 月28 日，全國第一個(gè)異地商會(huì)——昆明溫州商會(huì)在云南省成立。隨著國家對(duì)異地商會(huì)登記限制的逐步放開，各級(jí)異地商會(huì)紛紛成立，在服務(wù)會(huì)員、社會(huì)和政府方面發(fā)揮重要作用。首先，作為自治的互益性社會(huì)組織，異地商會(huì)的初心是滿足會(huì)員的利益訴求，其運(yùn)營資金也主要源于會(huì)費(fèi)和會(huì)員捐贈(zèng)。在會(huì)員自愿入會(huì)和登記限制放寬的競爭格局下，服務(wù)會(huì)員已然成為異地商會(huì)賴以生存發(fā)展的核心職能。其次，異地商會(huì)起源于明清時(shí)期的同鄉(xiāng)會(huì)館，一定程度上反映了對(duì)于傳統(tǒng)商幫“義利并舉”“樂善好施”“奉獻(xiàn)仁愛”“愛國愛鄉(xiāng)”的文化認(rèn)同。因此，通過捐助扶貧、災(zāi)害救援和節(jié)能環(huán)保等公益事業(yè)服務(wù)社會(huì)也是異地商會(huì)的重要職能。最后，在深化機(jī)構(gòu)和行政體制改革過程中，商事制度是轉(zhuǎn)變政府職能的主要抓手。異地商會(huì)作為聯(lián)系原籍地和創(chuàng)業(yè)地的橋梁和紐帶，與各級(jí)政府開展了招商引資等形式多樣的經(jīng)貿(mào)合作，勢必成為社會(huì)組織承接政府職能轉(zhuǎn)移的重要力量（張建民，2014）。本文認(rèn)為，異地商會(huì)兼具服務(wù)會(huì)員、服務(wù)社會(huì)和服務(wù)政府三重職能，很可能對(duì)會(huì)員企業(yè)的避稅行為產(chǎn)生重要影響。

首先，基于服務(wù)會(huì)員職能，異地商會(huì)可以搭建資金融通平臺(tái)，為會(huì)員企業(yè)的外源融資提供便利（寧博等，2022）。對(duì)于身處異鄉(xiāng)的商旅而言，原有的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)已然失效，構(gòu)建新的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)又需要較長時(shí)間，加入異地商會(huì)“抱團(tuán)取暖”成為他們在陌生人社會(huì)建立熟人網(wǎng)絡(luò)的理性選擇（崔月琴和張冠，2014）。社會(huì)網(wǎng)絡(luò)能夠通過促進(jìn)信息流動(dòng)和形成重復(fù)博弈提升社會(huì)信任（魏永峰，2009），而取得信任正是獲得融資的關(guān)鍵所在。依托異地商會(huì)形成的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)既能在會(huì)員內(nèi)部催生信任，又能向商會(huì)外部傳遞信任，進(jìn)而推動(dòng)資金在商會(huì)內(nèi)外高效融通，幫助會(huì)員企業(yè)提高融資效率、降低融資成本①通過對(duì)中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（Chinese Research Data Service，簡稱CNRDS）提供的省級(jí)異地商會(huì)章程文本進(jìn)行關(guān)鍵詞提取可知，在我國登記備案的467 家省級(jí)異地商會(huì)中，有148 家在商會(huì)章程中提及“為會(huì)員提供融資服務(wù)和幫助”，進(jìn)一步佐證了異地商會(huì)的資金融通功能。。避稅可以幫助企業(yè)以較低的成本獲得內(nèi)源性融資，因此面臨外部融資困境時(shí)，企業(yè)具有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)利用避稅獲取經(jīng)營所需的必要資金。由此可見，異地商會(huì)可以通過促進(jìn)資金融通來緩解會(huì)員企業(yè)的外源融資約束，從而削弱企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，抑制避稅行為。

其次，基于服務(wù)社會(huì)職能，異地商會(huì)可以構(gòu)建文化認(rèn)同機(jī)制，強(qiáng)化會(huì)員企業(yè)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)。現(xiàn)代商會(huì)與古代商幫有著千絲萬縷的聯(lián)系，認(rèn)同并傳承商幫文化是組建異地商會(huì)的心理基礎(chǔ)（魏文享，2015）。商幫文化以儒家文化為土壤，尊崇“義利并取”“樂善好施”“奉獻(xiàn)仁愛”“愛國愛鄉(xiāng)”等價(jià)值觀，而企業(yè)避稅會(huì)加劇財(cái)政赤字、扭曲資源配置、損害公共利益、危及民生福祉，與商幫文化的價(jià)值理念存在分歧。身份認(rèn)同理論指出，個(gè)人的行為往往會(huì)遵循自身認(rèn)同角色的行為規(guī)范和準(zhǔn)則（Benjamin et al，2016）。文化認(rèn)同是重要的身份認(rèn)同之一，因此，在商幫文化的熏陶下，異地商會(huì)的會(huì)員企業(yè)具有更強(qiáng)的社會(huì)責(zé)任感，更可能以集體利益為重而放棄避稅決策。由此可見，異地商會(huì)可以通過傳承商幫文化來強(qiáng)化會(huì)員企業(yè)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)，從而降低企業(yè)避稅動(dòng)機(jī)，約束避稅行為。

最后，基于服務(wù)政府職能，異地商會(huì)可以通過干預(yù)會(huì)員企業(yè)的避稅決策來參與社會(huì)治理實(shí)踐。稅收是我國政府財(cái)政收入最主要的來源之一，維護(hù)稅收經(jīng)濟(jì)秩序、保障國家稅收安全是各級(jí)政府的重要職能。黨的十八屆三中全會(huì)提出要?jiǎng)?chuàng)新社會(huì)治理體制、激發(fā)社會(huì)組織活力，探索政府職能向社會(huì)組織轉(zhuǎn)移。而在各類社會(huì)組織中，異地商會(huì)是承接政府轉(zhuǎn)移職能的重要力量（張建民，2014）。因此，在政府職能社會(huì)化和治理主體多元化的背景下，異地商會(huì)很可能將“引導(dǎo)會(huì)員企業(yè)依法納稅”作為其承接政府職能、參與社會(huì)治理的重要抓手之一，通過自律監(jiān)管措施干預(yù)企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，遏制避稅行為。

通過以上分析可知，異地商會(huì)兼具服務(wù)會(huì)員、服務(wù)社會(huì)和服務(wù)政府三重職能，可以通過緩解外源融資約束、強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)和實(shí)施納稅自律監(jiān)管來削弱會(huì)員企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制企業(yè)避稅。

然而，企業(yè)的避稅決策不僅取決于避稅動(dòng)機(jī)，還會(huì)受到其避稅能力的影響。地緣關(guān)系作為一種類血緣關(guān)系，其中也隱含著“家庭主義”傾向，即過度保護(hù)家庭成員的利益，而將社會(huì)公共利益置于次要和從屬位置。崔月琴和張冠（2014）通過調(diào)研發(fā)現(xiàn)，在“家庭主義”的影響下，部分地域性商會(huì)在維護(hù)會(huì)員利益的同時(shí)忽視了社會(huì)公共利益，甚至淪為會(huì)員不法行為的保護(hù)傘。例如，某些商人因生產(chǎn)不合格產(chǎn)品被工商部門處罰，通過商會(huì)的“疏通”即可減輕甚至免除處罰（崔月琴和張冠，2014）。因此，異地商會(huì)也可能利用其信息互通、資源共享和政治關(guān)聯(lián)優(yōu)勢為會(huì)員企業(yè)創(chuàng)造避稅條件、規(guī)避稅務(wù)監(jiān)管，從而提高企業(yè)的避稅能力。如前所述，現(xiàn)有研究表明稅收征管、機(jī)構(gòu)投資者持股、分析師關(guān)注、審計(jì)師監(jiān)督等政府和市場治理機(jī)制也會(huì)在不同程度上制約企業(yè)的避稅能力。如果異地商會(huì)的“家庭主義”盛行，而政府和市場機(jī)制對(duì)于企業(yè)避稅的治理效果又得不到有效發(fā)揮，那么在政府、市場和社會(huì)多重機(jī)制的綜合作用下，參加異地商會(huì)反而會(huì)提高企業(yè)的避稅能力，促進(jìn)企業(yè)避稅。

基于此，本文提出如下競爭性假說：

參加異地商會(huì)能夠抑制企業(yè)避稅行為（H1a）；

參加異地商會(huì)能夠促進(jìn)企業(yè)避稅行為（H1b）。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到發(fā)生于2008 年且延續(xù)至2009 年的金融危機(jī)可能影響企業(yè)的避稅決策，本文以2010—2022 年滬深A(yù) 股上市公司為研究對(duì)象。參考現(xiàn)有研究的做法，在原始樣本基礎(chǔ)上，剔除了如下樣本觀測值：①金融行業(yè)的樣本；②所得稅實(shí)際稅率小于0 的樣本；③研究期間處于特殊處理（ST）狀態(tài)的樣本；④關(guān)鍵變量缺失的樣本。最終獲得22148 條“企業(yè)-年度”觀測值。本文使用的商會(huì)數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺(tái)（Chinese Research Data Services，CNRDS），部分缺失的商會(huì)成立年份數(shù)據(jù)從企查查、商會(huì)官網(wǎng)等公開渠道手工補(bǔ)充。其余數(shù)據(jù)均取自中國經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫（China Stock Market&Accounting Research Database，CSMAR）。

（二）變量定義與模型構(gòu)建

為了檢驗(yàn)本文提出的假設(shè)，構(gòu)建如下回歸模型：

其中：解釋變量Chamber衡量企業(yè)是否參加異地商會(huì)，加入異地商會(huì)當(dāng)年及以后年度取值為1，否則為0。考慮到異地商會(huì)基本信息的可得性，本文參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，將CNRDS 數(shù)據(jù)庫匯總的467 家省級(jí)異地商會(huì)作為研究對(duì)象，通過匹配會(huì)員企業(yè)與上市公司，識(shí)別上市公司是否參加異地商會(huì)。鑒于上市公司在當(dāng)?shù)匾话憔哂休^大的影響力，通常參與商會(huì)的籌備工作，本文借鑒寧博等（2022）的做法，以商會(huì)成立年份作為上市公司加入商會(huì)的時(shí)間。如果企業(yè)同時(shí)加入多家異地商會(huì)，考慮各商會(huì)的最早成立年份。在穩(wěn)健性測試中，本文進(jìn)一步刪除企業(yè)上市年份晚于商會(huì)成立年份的樣本觀測值。

在模型（1）中，被解釋變量TaxAvoidance衡量企業(yè)的避稅程度。參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的普遍做法（Desai and Dharmapala，2006；劉行和葉康濤，2013；張敏等，2018），本文采用所得稅的會(huì)計(jì)-稅收差異來刻畫企業(yè)的避稅程度。具體而言：①BTD=（稅前會(huì)計(jì)利潤-應(yīng)納稅所得額）/期末總資產(chǎn)，其中，應(yīng)納稅所得額=（所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用）/名義所得稅率；②DDBTD=扣除應(yīng)計(jì)利潤影響之后的會(huì)稅差異。利用如式（2）所示模型計(jì)算DDBTD：

其中：總應(yīng)計(jì)利潤TACC=（凈利潤-經(jīng)營性現(xiàn)金流量凈額）/期末總資產(chǎn)；μi+εi，t代表BTD中不能被應(yīng)計(jì)利潤解釋的部分（即DDBTD）；μi為企業(yè)i在樣本期間內(nèi)殘差的均值；εi，t為t年度殘差與企業(yè)平均殘差μi的偏離度。BTD和DDBTD取值越大，表明企業(yè)利用會(huì)稅差異來規(guī)避所得稅的可能性越大，避稅程度越高。

本文在模型（1）中加入如下控制變量：企業(yè)規(guī)模Size，等于期末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；資產(chǎn)負(fù)債率LEV，等于期末總負(fù)債除以期末總資產(chǎn)；無形資本密集度INT，等于期末無形資產(chǎn)凈值除以期末總資產(chǎn)；有形資本密集度PPE，等于期末固定資產(chǎn)凈值除以期末總資產(chǎn)；存貨密集度INV，等于期末存貨凈值除以期末總資產(chǎn)；總資產(chǎn)收益率ROA，等于當(dāng)期凈利潤除以期末總資產(chǎn)；以前年度損益LOSS，如果上一年度凈利潤為負(fù)取值為1，否則為0；可操縱性應(yīng)計(jì)利潤DisAcc，利用修正的瓊斯模型計(jì)算；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)SOE，國有企業(yè)取值為1，否則為0；最大股東持股比例Top1；兩職合一Duality，如果董事長兼任總經(jīng)理取值為1，否則為0；機(jī)構(gòu)投資者持股比例InsInvest；董事會(huì)獨(dú)立董事占比IndDirect；企業(yè)所得稅名義稅率Taxrate；YEAR與INDUSTRY分別為年份虛擬變量和行業(yè)虛擬變量；ε為殘差項(xiàng)；β為各變量的估計(jì)系數(shù)。本文在企業(yè)層面對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行聚類修正。

（三）描述性統(tǒng)計(jì)

表1 報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。BTD的平均值和中位數(shù)均為負(fù)，表明大部分樣本企業(yè)的應(yīng)納稅所得額超過會(huì)計(jì)利潤，這源于我國稅法對(duì)于應(yīng)納稅所得的認(rèn)定較為嚴(yán)格。而在扣除應(yīng)計(jì)利潤的影響后，DDBTD的平均值和中位數(shù)均為正，這也與現(xiàn)有研究保持一致。此外，Chamber的平均值為0.0412，說明在樣本期間內(nèi)，約有4%的樣本企業(yè)被認(rèn)定為參加異地商會(huì)，該比例與現(xiàn)有研究較為接近（黃勃等，2022）。其余變量的取值均在合理范圍，不再贅述。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

進(jìn)一步地，表2 列示了參加異地商會(huì)的企業(yè)樣本觀測值在各行業(yè)的分布情況。總體來看，企業(yè)參加異地商會(huì)的積極性在不同行業(yè)之間存在較大差異。具體而言，在建筑業(yè)，信息傳輸、軟件和信息技術(shù)服務(wù)業(yè)，衛(wèi)生和社會(huì)工作業(yè)，住宿和餐飲業(yè)這四個(gè)行業(yè)中，異地商會(huì)更受歡迎，其中建筑業(yè)企業(yè)參加異地商會(huì)的比例高達(dá)19.07%。在采礦業(yè)和綜合類行業(yè)中，僅有個(gè)別上市公司選擇參加異地商會(huì)，占比不足1%；而在居民服務(wù)、修理和其他服務(wù)業(yè)及教育業(yè)中，沒有樣本企業(yè)參加異地商會(huì)。在穩(wěn)健性測試中，將根據(jù)參加異地商會(huì)企業(yè)的行業(yè)分布情況對(duì)樣本結(jié)構(gòu)進(jìn)行優(yōu)化。

表2 參加異地商會(huì)樣本企業(yè)的行業(yè)分布情況

四、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表3 列示了模型（1）的基準(zhǔn)回歸結(jié)果，括號(hào)內(nèi)為T檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量值t。結(jié)果顯示，在兩列回歸中，Chamber的估計(jì)系數(shù)在1%的水平上均顯著為負(fù)（當(dāng)被解釋變量為BTD時(shí)，β1=-0.0074，t=-2.82；當(dāng)被解釋變量為DDBTD時(shí)，β1=-0.0062，t=-2.60）。這說明與未加入異地商會(huì)的企業(yè)相比，加入異地商會(huì)企業(yè)的會(huì)計(jì)-稅收差異更小，避稅程度更低。本文假設(shè)H1a 得到驗(yàn)證，即參加異地商會(huì)能夠抑制企業(yè)避稅行為。

表3 參加異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的影響

（二）穩(wěn)健性測試

本文將從替換變量、優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)和緩解內(nèi)生性問題三個(gè)方面對(duì)研究結(jié)論進(jìn)行穩(wěn)健性測試。

1.替換變量

在被解釋變量方面，本文采取三種替換變量方法：第一，參考Lisowsky 等（2013）的做法，運(yùn)用PerBTD衡量會(huì)計(jì)-稅收差異。PerBTD=（稅前會(huì)計(jì)利潤-當(dāng)期所得稅費(fèi)用（所得稅費(fèi)用是指企業(yè)經(jīng)營利潤應(yīng)交納的所得稅）/名義所得稅率）/期末總資產(chǎn)。與BTD衡量全部會(huì)計(jì)-稅收差異不同，PerBTD反映的是永久性會(huì)計(jì)-稅收差異。第二，參考Armstrong 等（2012）的做法，運(yùn)用所得稅的實(shí)際稅率衡量避稅程度。ETR=所得稅費(fèi)用/稅前會(huì)計(jì)利潤，ETR取值越大，表明企業(yè)的避稅程度越低。第三，參考劉駿和劉峰（2014）、劉耀淞等（2023）的做法，運(yùn)用基于全部稅種的企業(yè)綜合稅負(fù)率衡量避稅程度。CETR=（支付的各項(xiàng)稅費(fèi)-收到的稅費(fèi)返還）/營業(yè)收入，CETR取值越大，表明企業(yè)的避稅程度越低。表4 的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為PerBTD時(shí)，Chamber的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)；當(dāng)被解釋變量為ETR和CETR時(shí)，Chamber的估計(jì)系數(shù)均顯著為正。這表明參加異地商會(huì)企業(yè)的永久性會(huì)計(jì)-稅收差異更小，所得稅實(shí)際稅率和綜合稅負(fù)率更高，避稅程度更低，與前文結(jié)論一致。

表4 替換企業(yè)避稅衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果

在解釋變量方面，本文構(gòu)建變量Numacc衡量企業(yè)參加異地商會(huì)的數(shù)量。Numacc取值越大，表示企業(yè)參加的異地商會(huì)越多，受到異地商會(huì)的影響越深。表5 的回歸結(jié)果顯示，Numacc的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，說明企業(yè)參加的異地商會(huì)越多，其避稅程度越低，與前文邏輯保持一致。

表5 拓展參加異地商會(huì)衡量指標(biāo)的回歸結(jié)果

2.優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)

本文從三個(gè)角度優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)：第一，剔除2020—2022 年的樣本觀測值，以排除新冠肺炎疫情對(duì)本文結(jié)論的可能影響。第二，剔除企業(yè)上市時(shí)間晚于商會(huì)成立時(shí)間的樣本觀測值。第三，剔除參加異地商會(huì)企業(yè)占比較低（＜1%）行業(yè)的樣本觀測值。從表6 中可以看出，優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)后，Chamber的估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，表明本文的結(jié)論較為穩(wěn)健。

表6 優(yōu)化樣本結(jié)構(gòu)的回歸結(jié)果

3.緩解內(nèi)生性問題

內(nèi)生性問題主要源于樣本選擇偏差、反向因果和遺漏變量。企業(yè)參加異地商會(huì)的選擇并非隨機(jī)，且容易受其避稅動(dòng)機(jī)的影響，因此本文可能存在樣本選擇偏差和反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。此外，盡管前文已經(jīng)控制了公司層面的部分特征變量及年度、行業(yè)固定效應(yīng)，遺漏變量問題依舊難以避免。因此，下文將對(duì)以上三類內(nèi)生性問題進(jìn)行校正。

（1）樣本選擇偏差。本文采用傾向得分匹配法緩解樣本選擇偏差導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。參考喻彪和楊剛（2022）的做法，將參加異地商會(huì)的企業(yè)觀測值視為處理組樣本，以所有控制變量作為協(xié)變量，采用1∶4 近鄰匹配法，從未參加異地商會(huì)的企業(yè)觀測值中匹配對(duì)照組樣本。匹配后的處理組和對(duì)照樣本觀測值在所有協(xié)變量上均無系統(tǒng)性差異，滿足平衡性假設(shè)②限于篇幅，未報(bào)告平衡性假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果。。表7 報(bào)告了傾向得分匹配樣本的回歸結(jié)果，Chamber的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，前文的結(jié)論依然成立。

表7 傾向得分匹配樣本的回歸結(jié)果

（2）反向因果。本文采用工具變量法緩解反向因果導(dǎo)致的內(nèi)生性問題。某一區(qū)域的地形坡度越陡，越可能被分割為多個(gè)封閉的小地區(qū)，越難與其他區(qū)域建立經(jīng)貿(mào)合作（潘越等，2017）。相反，地形平坦的區(qū)域更容易吸引外地商賈進(jìn)行投資，更具備成立異地商會(huì)的地理?xiàng)l件。因此，參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法（黃勃，2022；李海彤等，2023），選擇企業(yè)所在城市的地形起伏度Rdls作為工具變量。地形起伏度的計(jì)算方法參考封志明等（2011），Rdls取值越小，表明該城市的地形越平坦。從表8 匯報(bào)的第一階段回歸結(jié)果中可以看出，Rdls的估計(jì)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，說明企業(yè)所在城市的地形越平坦，其參加異地商會(huì)的概率越大，符合工具變量的相關(guān)性要求。此外，弱工具變量檢驗(yàn)的F統(tǒng)計(jì)量大于10，拒絕了存在弱工具變量的原假設(shè)。在第二階段回歸中，Chamber的估計(jì)系數(shù)均顯著為負(fù)，與前文結(jié)論一致。

表8 基于工具變量的兩階段回歸結(jié)果

（3）遺漏變量。本文在模型（1）中進(jìn)一步控制了地區(qū)固定效應(yīng)，以排除企業(yè)所在地的區(qū)域特征對(duì)研究結(jié)論的可能影響。從表9 中可以看出，在分別控制了省份和城市層面固定效應(yīng)后，Chamber的估計(jì)系數(shù)依舊顯著為負(fù)，支持了前文假設(shè)。

表9 考慮遺漏變量的回歸結(jié)果

五、機(jī)制檢驗(yàn)與拓展性研究

（一）影響機(jī)制檢驗(yàn)

如前所述，異地商會(huì)兼具服務(wù)會(huì)員、服務(wù)社會(huì)和服務(wù)政府三項(xiàng)職能，可以通過緩解外源融資約束、強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)和實(shí)施納稅自律監(jiān)管來削弱會(huì)員企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制企業(yè)避稅行為。以下分別對(duì)這三種影響機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

1.緩解外源融資約束

基于服務(wù)會(huì)員職能，異地商會(huì)可以緩解會(huì)員企業(yè)的外源融資約束，進(jìn)而削弱企業(yè)避稅動(dòng)機(jī)，抑制企業(yè)避稅行為。如果這一影響機(jī)制成立，那么可以預(yù)期，異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的抑制效果在外部融資約束較強(qiáng)的企業(yè)中更為顯著。要素市場發(fā)育程度越低，表明資本的配置效率越差，企業(yè)越難通過自由競爭從資本市場獲取融資，其面臨的外部融資約束相應(yīng)更大。因此，本文采用樊綱市場化指數(shù)中的“要素市場的發(fā)育程度”指標(biāo)來刻畫企業(yè)的外部融資約束。根據(jù)企業(yè)所處地區(qū)的要素市場發(fā)育程度指數(shù)的年度、行業(yè)中位數(shù)，將樣本觀測值劃分為要素市場發(fā)育程度較高、較低兩組，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。從表10 中可以看出，異地商會(huì)對(duì)避稅行為的治理效應(yīng)主要體現(xiàn)在要素市場發(fā)育程度較低的樣本觀測值中，與預(yù)期相符，即異地商會(huì)可以通過緩解會(huì)員企業(yè)的外源融資約束來抑制企業(yè)避稅。

表10 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：緩解外源融資約束

2.強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)

基于服務(wù)社會(huì)職能，異地商會(huì)可以強(qiáng)化會(huì)員企業(yè)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)，進(jìn)而降低企業(yè)避稅動(dòng)機(jī)，約束企業(yè)避稅行為。如果這一影響機(jī)制成立，那么對(duì)于社會(huì)責(zé)任意識(shí)原本就很強(qiáng)的企業(yè)而言，其避稅動(dòng)機(jī)的削減空間相對(duì)有限。相反，社會(huì)責(zé)任意識(shí)淡薄的企業(yè)具有更強(qiáng)的避稅動(dòng)機(jī)，其避稅行為更容易受到異地商會(huì)治理效應(yīng)的影響。本文選擇企業(yè)的社會(huì)捐贈(zèng)行為來刻畫其社會(huì)責(zé)任意識(shí)，并根據(jù)企業(yè)社會(huì)捐贈(zèng)金額的年度、行業(yè)中位數(shù)將樣本觀測值分為兩組，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。表11 的回歸結(jié)果顯示，異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的抑制效果主要體現(xiàn)在社會(huì)捐贈(zèng)金額較小的企業(yè)中，表明參加異地商會(huì)可以通過強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)來約束企業(yè)避稅行為。

表11 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：強(qiáng)化社會(huì)責(zé)任意識(shí)

3.實(shí)施納稅自律監(jiān)管

基于服務(wù)政府職能，異地商會(huì)很可能將“引導(dǎo)會(huì)員企業(yè)依法納稅”作為其承接政府職能、參與社會(huì)治理的重要抓手之一，通過實(shí)施納稅自律監(jiān)管來干預(yù)企業(yè)避稅決策。如果這一影響機(jī)制成立，那么地方政府面臨的財(cái)政壓力越大，異地商會(huì)越有動(dòng)機(jī)引導(dǎo)或要求會(huì)員企業(yè)依法納稅。據(jù)此可以預(yù)期，異地商會(huì)對(duì)于企業(yè)避稅行為的治理效果在地方政府財(cái)政壓力較大的情況下更加顯著。本文采用地方政府財(cái)政盈余來刻畫政府財(cái)政壓力，并根據(jù)政府財(cái)政盈余的年度、行業(yè)中位數(shù)將樣本觀測值分為兩組，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。表12 的回歸結(jié)果顯示，Chamber的估計(jì)系數(shù)在各組回歸中均顯著為負(fù)，且系數(shù)大小并無顯著差異，這表明地方政府的財(cái)政壓力不會(huì)影響異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的抑制效果，即在治理企業(yè)避稅方面，異地商會(huì)的服務(wù)政府職能難以發(fā)揮作用。如前文所述，商會(huì)大致分為兩類：一是注重“業(yè)緣”的行業(yè)性商會(huì)（即行業(yè)協(xié)會(huì)商會(huì)）；二是注重“地緣”的地域性商會(huì)（異地商會(huì)屬于地域性商會(huì)）。與地域性商會(huì)不同的是，在2015 年推行行業(yè)協(xié)會(huì)商會(huì)與行政機(jī)關(guān)脫鉤改革以前，大部分行業(yè)協(xié)會(huì)商會(huì)隸屬或掛靠政府部門。因此，相較于地域性商會(huì)，行業(yè)協(xié)會(huì)商會(huì)與政府部門的聯(lián)系更為緊密，很可能承擔(dān)了更多的服務(wù)政府職能。相應(yīng)的，地域性商會(huì)承擔(dān)的服務(wù)政府職能相對(duì)較少，這在一定程度上解釋了表12 的回歸結(jié)果。

表12 影響機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果：實(shí)施納稅自律監(jiān)管

（二）政府和市場機(jī)制對(duì)異地商會(huì)治理效應(yīng)的影響研究

如前所述，在“家庭主義”盛行的情況下，參加異地商會(huì)的企業(yè)可以充分利用商會(huì)的信息互通、資源共享和政治關(guān)聯(lián)優(yōu)勢，尋找避稅機(jī)會(huì)，規(guī)避稅務(wù)監(jiān)管，從而提高避稅能力，促進(jìn)避稅行為?，F(xiàn)有研究表明，除了社會(huì)機(jī)制以外，政府和市場機(jī)制也會(huì)在不同程度上影響企業(yè)的避稅決策。那么，異地商會(huì)對(duì)于企業(yè)避稅行為的治理效應(yīng)是否會(huì)受到政府和市場機(jī)制的影響？換言之，盡管異地商會(huì)能夠降低會(huì)員企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，但其最終對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制是否還取決于政府和市場機(jī)制對(duì)于企業(yè)避稅能力的抑制效果？下文將對(duì)此進(jìn)行研究。

在政府機(jī)制方面，本文參考孫雪嬌等（2021）的做法，采用“金稅三期工程”政策來刻畫稅收征管力度。金稅三期工程于2013—2016 年在我國各省份陸續(xù)上線，如果某省份在上半年上線金稅三期工程，則認(rèn)為該省份的稅收征管力度在當(dāng)年得到提升；如果某省份在下半年上線金稅三期工程，則認(rèn)為該省份的稅收征管力度在次年得到提升。將樣本觀測值劃分為金稅三期工程上線前后兩組，分別對(duì)模型（1）進(jìn)行回歸。從表13 中可以看出，異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的治理效果主要體現(xiàn)在金稅三期工程上線以后的樣本中，這表明異地商會(huì)雖然能夠削弱會(huì)員企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，但其最終能否抑制企業(yè)避稅行為還取決于政府部門的稅收征管強(qiáng)度。

表13 拓展性研究：稅收征管力度的影響

在市場機(jī)制方面，本文關(guān)注機(jī)構(gòu)投資者、分析師和審計(jì)師這三類資本市場的參與主體，并依次考察機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督、分析師跟蹤和事務(wù)所審計(jì)對(duì)異地商會(huì)治理效應(yīng)的影響。首先，根據(jù)機(jī)構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)將樣本觀測值劃分為機(jī)構(gòu)投資者持股比例較低、較高兩組，表14 的分組回歸結(jié)果顯示，異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用主要體現(xiàn)在機(jī)構(gòu)投資者持股比例較高的樣本中。其次，根據(jù)跟蹤企業(yè)的分析師人數(shù)中位數(shù)將樣本觀測值劃分為分析師關(guān)注度較高、較低兩組，表15 的分組回歸結(jié)果表明，異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的約束效果主要體現(xiàn)在分析師關(guān)注度較高的樣本中。最后，根據(jù)年報(bào)審計(jì)機(jī)構(gòu)是否為四大會(huì)計(jì)師事務(wù)所將樣本觀測值劃分為四大、非四大審計(jì)兩組，從表16 的分組回歸結(jié)果中可以看出，審計(jì)師監(jiān)管不會(huì)影響異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的治理效應(yīng)。綜合上述研究結(jié)果可知，異地商會(huì)能否降低企業(yè)避稅程度取決于機(jī)構(gòu)投資者和證券分析師對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用，即在治理企業(yè)避稅方面，參加異地商會(huì)與機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督、分析師跟蹤存在疊加效應(yīng)。

表14 拓展性研究：機(jī)構(gòu)投資者持股的影響

表15 拓展性研究：分析師跟蹤的影響

表16 拓展性研究：審計(jì)師監(jiān)督的影響

綜合上述研究結(jié)果可知，參加異地商會(huì)可以抑制企業(yè)的避稅行為，且抑制效果主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強(qiáng)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例較大和分析師關(guān)注度較高的企業(yè)中，這說明異地商會(huì)能否發(fā)揮稅收治理效應(yīng)取決于政府和市場機(jī)制的有效性，即市場和政府機(jī)制對(duì)于異地商會(huì)的稅收治理效應(yīng)具有調(diào)節(jié)作用?？紤]到某些政府和市場機(jī)制可能同時(shí)影響企業(yè)參加異地商會(huì)和實(shí)施避稅的行為決策，進(jìn)而導(dǎo)致二者之間存在“偽因果關(guān)系”，本文進(jìn)一步將前述研究發(fā)現(xiàn)中會(huì)對(duì)異地商會(huì)治理效應(yīng)產(chǎn)生影響的政府和市場因素納入回歸模型（1），對(duì)于遺漏相關(guān)變量而引發(fā)的內(nèi)生性問題進(jìn)行再次校正。具體而言，TaxCollection衡量稅收征管力度，如果當(dāng)年企業(yè)所在省份上線了金稅三期工程取值為1，否則為0；InsInvest衡量機(jī)構(gòu)投資者的持股比例，該變量原本就包含在模型（1）中，與前文定義相同；AnaAttention衡量企業(yè)受到的分析師關(guān)注程度，用追蹤企業(yè)的分析師人數(shù)表示?；貧w結(jié)果見表17，在控制了關(guān)鍵的政府和市場因素后，Chamber的估計(jì)系數(shù)依然顯著為負(fù)，這進(jìn)一步明確了參加異地商會(huì)可以有效約束企業(yè)的避稅行為。

表17 拓展性研究：排除因遺漏政府和市場機(jī)制影響而導(dǎo)致的內(nèi)生性問題

六、結(jié)論與啟示

本文以2010—2022 年滬深A(yù) 股上市公司為樣本，實(shí)證研究參加異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)：①與未加入異地商會(huì)的企業(yè)相比，加入異地商會(huì)企業(yè)的避稅程度顯著更低，即參加異地商會(huì)可以有效約束企業(yè)的避稅行為；②在治理企業(yè)避稅方面，異地商會(huì)主要發(fā)揮服務(wù)會(huì)員和服務(wù)社會(huì)職能，通過緩解會(huì)員企業(yè)的外源融資約束和強(qiáng)化會(huì)員企業(yè)的社會(huì)責(zé)任意識(shí)來削弱企業(yè)避稅動(dòng)機(jī)，進(jìn)而抑制企業(yè)避稅行為；③異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅的抑制作用主要體現(xiàn)在稅收征管力度較強(qiáng)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例較大和分析師關(guān)注度較高的企業(yè)中，這說明在治理企業(yè)避稅方面，參加異地商會(huì)與稅務(wù)部門征管、機(jī)構(gòu)投資者監(jiān)督和分析師跟蹤存在疊加效應(yīng)，即異地商會(huì)能否發(fā)揮稅收治理效應(yīng)取決于政府和市場機(jī)制的有效性。

在創(chuàng)新社會(huì)治理的時(shí)代背景下，研究異地商會(huì)對(duì)企業(yè)避稅行為的影響及機(jī)理具有重要的理論意義與實(shí)踐價(jià)值。從理論意義上看，本文一方面從社會(huì)組織的治理效應(yīng)視角豐富了企業(yè)避稅的影響因素研究；另一方面從維護(hù)稅收經(jīng)濟(jì)秩序視角考察了異地商會(huì)的服務(wù)會(huì)員與服務(wù)社會(huì)職能，拓展了異地商會(huì)的經(jīng)濟(jì)后果研究。在實(shí)踐價(jià)值方面，本文發(fā)現(xiàn)異地商會(huì)作為介于政府和市場之間的社會(huì)治理機(jī)構(gòu)，能夠有效約束企業(yè)避稅行為，維護(hù)國家稅收安全。因此，應(yīng)該從登記管理、內(nèi)部治理、黨組織建設(shè)、司法訴訟和外部審計(jì)等維度優(yōu)化商會(huì)監(jiān)管體制機(jī)制，多措并舉激發(fā)商會(huì)活力，充分發(fā)揮異地商會(huì)等商會(huì)組織在提升社會(huì)治理效能方面的重要作用，為完善社會(huì)治理體系、健全共建共治共享的社會(huì)治理制度貢獻(xiàn)來自商會(huì)的力量。