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摘 要：以2011～2018年中国A股上市公司为样本，以税务稽查系统改革“金税工程三期”为准自然实验，探讨税收执法的公司治理效应，采用双重差分模型，实证检验了金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响。研究发现：金税工程三期改革显著提升了企业财务报告质量。金税工程三期改革的公司治理效应在治理环境较弱、信息透明度更低、融资需求更高的公司表现得更为显著。从作用机制来看，金税工程三期改革显著增强了税收执法力度，减少了企业的避税行为。关键词：税收执法;金税工程三期;财务报告质量;公司治理
文章编号：2095-5960（2020）03-0049-12;中图分类号：F230;文献标识码：A
一、引言
党的十九届四中全会指出，坚持和完善中国特色社会主义制度，推进国家治理体系和治理能力现代化。税收在现代国家治理体系中发挥着基础性、支柱性和保障性作用[1]，是政府与市场的纽带，在促进经济高质量发展中发挥着重要作用[2]。政府通过征税权享有企业利润中的部分份额，作为企业隐含的一个最大的少数股东，政府有动机通过税收执法来监督企业经理人减少资源转移，抑制大股东掏空，从而改善公司治理。[3]税收执法的公司治理效应已得到了很多学者的关注，如大股东占款和关联交易[4]、盈余管理[5]、股价崩盘风险[6]、贷款质量[7]等。上市公司的财务报告是公司治理的主要产出之一，现有文献研究了不同治理机制对于财务报告质量的影响，如内部层面治理机制的内部审计师[8]、审计委员会[9]、独立董事[10];市场层面治理机制的审计师[11];宏观层面治理机制的法律环境[12]、SEC执法[13]等。那么税收执法作为一种治理机制，是否能够提升企业财务报告质量？现有文献尚没有明确的答案，且前人文献主要采用税收努力程度、税收审计率、税务稽查等指标衡量税收执法强度来进行研究，这种研究方法难以解决反向因果和遗漏变量等内生性问题。李广众和贾凡胜[14]利用财政“省直管县”改革作为外生事件，研究发现财政“省直管县”改革能够激励县级政府加强税收执法，进而改善辖区内企业盈余质量。然而财政“省直管县”改革影响税收执法的路径较为间接，找到更加直接的识别税收执法强度的外生事件成为下一步可以研究的方向。
“金税工程三期”改革为直接识别税收执法强度提供了准自然实验的机会。金税工程三期于2013年至2016年分年度分批在全国各省市逐步实施，是我国近年来推行的“十二金”电子政务工程之一。金税工程三期基于大数据平台和人工智能技术，囊括税务端、第三方、互联网、企业端“四位一体”的数据源，通过筛选、加工、整合、比对集中存储的数据，实现了税收执法的信息化，有效管控了税收风险。金税工程三期改革外生性增加了税收执法强度，通过全国联网对企业应纳税款进行对比分析和交叉稽核，规范了企业纳税流程，减少了企业逃漏税概率，提升了企业纳税遵从度。[15][16]
基于此，本文构建了多时点双重差分模型，研究了“金税工程三期”改革对于企业财务报告质量的治理作用，为“金税工程三期”改革的实际政策效果提供了实证证据。与前人文献相比，本文補充了企业财务报告质量影响因素的文献，并在前人文献的基础上，提供了税收执法对财务报告质量产生治理作用的证据。与现有研究相比，本文以“金税工程三期”改革为准自然实验来研究税收执法与企业财务报告质量的关系，研究场景更加干净，较好地解决了内生性问题，实证检验证据更加具有说服力。与[15]金税工程三期改革通过增加税收负担降低企业创新不同，本文研究发现，金税工程三期改革通过增强税收执法，提高了企业财务报告质量，表明金税工程三期改革对企业的影响存在积极有利的一面，这不仅为金税工程三期政策效果评价提供了更为全面的认识，也为税务机关进一步规范税收执法，优化纳税服务提供了重要启示。
二、制度背景与理论分析
（一）制度背景
“金税工程”全称为中国税收管理信息系统（CTAIS），属于我国电子政务的“十二金”工程，目的是提高行政质量和效率，增强政府监管和服务能力，促进社会监督，实施信息化带动工业化的发展战略。金税工程共分为3期实施。第一期与第二期于1994～2001年陆续实施。2005年9月国务院审议批准金税工程三期，2008年9月工程投资预算获得发改委批复，代表金税工程三期正式启动。2013年，金税工程三期在重庆、山西、山东上线运行;2014年，金税工程三期系统优化完善后在广东、河南、内蒙古自治区上线运行;2015年，在吉林、海南、西藏等14个省及自治区上线运行;2016年，在上海、北京、江苏、浙江等16个省市上线运行，从而实现了金税工程三期的全面覆盖。金税工程三期基于大数据信息平台，采用人工智能和云计算模式，整合税务、工商、社会保障、统计以及银行等方面信息，实现了信息的互通互联，实时追踪企业的经营状况，提高了税收稽查的及时性，增强了税收执法力度，降低了企业避税行为。
（二）理论分析
现代企业的主要特点是所有权和经营权分离，这为经理人转移资源以获取私人利益的机会主义行为提供了动机。[17]复杂的税收筹划增加了财务信息。[18]税收筹划降低了企业的应税税额，增加了自由现金流量，可自由支配现金流的增加可能导致经理人更多构建“企业帝国”[19]。金税工程三期改革强化了税收执法，而更严格的税收执法能够发挥更有效的公司治理作用，从而减少经理人的机会主义行为[3]，改善企业的信息环境[7]，产生正向溢出效应，最终提升企业财务报告质量。具体如下：
一是更严格的税收执法降低了盈余管理行为。企业盈余管理行为分为向上盈余管理与向下盈余管理。一方面，企业利用应税项目操纵实施向上盈余管理行为，会增加企业应纳税所得额，从而增加企业的所得税成本，企业在进行盈余管理时要考虑成本与收益，当盈余管理成本过高时，企业将会减少盈余管理行为。企业利用非应税项目操纵盈余，不会增加企业的应纳税所得额，进而不会增加企业的所得税成本，但是带来的后果是更大的会税差异（即会计利润和应纳税所得额之间的差异），从而更有可能引起税务机关的关注，导致企业盈余管理行为发现概率更高[5]。当税务执法力度加强时，企业难以使用非应税项目操纵盈余，而使用应税项目操纵盈余的成本又过高，从而降低了向上的盈余管理行为。另一方面，向下盈余管理会降低企业的盈余，从而降低企业的应纳税所得额，减少企业的税收支出，税务执法的加强，将使得企业向下的盈余管理活动发现可能性更高，违规成本的提高降低了企业向下盈余管理的概率[14]。 二是更严格的税收执法降低了企业组织结构复杂性和财务信息的模糊程度。企业实施税收筹划会增加企业财务和组织结构的复杂性，增大信息不对称和分析师预测误差，降低盈余质量，最终降低企业透明度。[20]为了规避税收法律法规并防止被税务机关检查发现，税收筹划会增加财务信息的模糊性。[3]当实施更加严格的税收执法时，会降低企业的税收筹划行为，减少企业复杂性的组织结构安排和模糊性的会计处理，财务信息更加清晰和可理解，更加具有相关性和如实反映等特征，财务报告质量更高。
三是更严格的税收执法产生了正向溢出效应。税务执法的检查结果会对上市公司监管部门、审计师等治理机制产生正外部性。一方面，税务机关查处的企业税收相关的违法违规问题对于监管部门的监管能够发挥补充作用，基于税收执法结果，监管部门可以提高对于企业财务信息检查的针对性和准确性，从而促使企业提高财务报告质量。另一方面，根据审计准则，审计师需要了解被审计单位及其环境，以足够识别和评估财务报表重大错报风险。审计师可以根据税收执法结果，从中识别企业潜藏的违法违规风险，从而重点关注高风险的经营活动和会计处理，提高审计效率和审计质量。因此，更严格的税收执法，会提高监管部门、审计师等治理机制对于企业财务报告的监督作用，发挥治理机制之间的协同作用，最终提高企业财务报告质量。综上所述，本文提出第一个假说：
假说1：金税工程三期改革提升了企业财务报告质量。
不同治理机制之间存在替代关系，Hanlon et al.[21]发现，当外部监督者成功阻止经理人的资源转移行为时，税务机关通过更大程度的执法进行额外监督的增量作用较低。相反，当一种治理机制难以行使监督作用时，另一种治理机制将发挥更大的作用。因此，当治理环境较差时，企业受到的治理约束较宽松，监督机制的缺失或者不足导致经理人的违法违规成本较低，经理人可能实施更多的盈余管理、转移企业资源、逃税漏税、信息披露不准确或不完整等机会主义行为，在其他治理机制弱化的情况下，更严格的税收执法将产生更大的治理作用。因此，本文提出第二个假说：
假说2：金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在治理环境较弱的公司表现得更为显著。
根据舞弊动因的三角形理论，该理论认为舞弊的动因来自动机、机会和借口[22]，不透明的信息环境增大了经理人与利益相关者之间的信息不对称，为经理人实施财务舞弊、盈余管理、资源转移等行为提供了良好的机会，且较差的信息环境也限制了独立董事、机构投资者、分析师等内外部治理机制发挥作用。《中华人民共和国税收征收管理法》第五十四条规定税务机关有权进行下列税务检查：检查纳税人的账簿、记账凭证、报表和有关资料;到纳税人的生产、经营场所和货物存放地检查纳税人应纳税的商品、货物或者其他财产;到车站、码头、机场、邮政企业及其分支机构检查纳税人托运、邮寄应纳税商品、货物或者其他财产的有关单据、凭证和有关资料。这说明与其他治理机制相比，税务机关具有获取企业财务信息、生产经营信息和實地检查等法定权力。当企业信息不透明时，经理人将实施更多的不当行为，而其他治理机制的治理作用受到约束，更强的税收执法将发挥更大的监督作用。因此，本文提出第三个假说：
假说3：金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在信息透明度更低的公司表现得更为显著。
根据融资理论，企业的融资渠道主要来自内部融资、银行贷款、债券和股票，其中内部融资的信息不对称最小，银行贷款、债券和股票的信息不对称依次变大，导致外部融资成本高于内部融资成本。[23]当企业融资需求较高时，有较大的动机实施盈余管理，粉饰报表等行为以便获得资金，这加剧了企业和投资者、债权人之间的信息不对称。Guedhami & Pittman[24]利用非上市公司数据研究发现税务执法减轻了企业与债权人之间的信息不对称，导致债务融资更便宜。El Ghoul et al.[25]基于上市公司数据研究发现税收执法可以降低企业与投资者之间的信息不对称，导致资本成本更低。表明当企业融资需求更高时税收执法的治理作用可能更强。因此，本文提出第四个假说：
假说4：金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在融资需求更高的公司表现得更为显著。
三、研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文选取中国A股上市公司作为研究样本，由于金税工程三期实施的最早年份是2013年，因此本文选择样本期从2011年至2018年。所有数据均来自国泰安数据库。根据已有研究惯例，本文按照以下标准进行样本筛选：（1）剔除ST、金融行业样本;（2）剔除相关数据缺失的样本;（3）为了消除样本中变量异常值的影响，本文对所有连续变量进行Winsorize（1%）处理。最终剩下21771个公司年度样本。
（二）变量定义
1.被解释变量。本文运用操控性应计利润的绝对值来衡量财务报告质量。参考Kothari et al.[26]，采用经业绩调整后的Jones模型[27]和修正Jones模型[28]在年份和证监会2012年行业分类的3位行业代码层面进行回归，取其残差记为操纵性应计利润。具体模型为：
其中NDAi为企业i当期总应计利润;Ai为企业i的上期期末总资产;ΔREVi为企业i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额;ΔRECi为企业i当期期末应收账款和上期期末应收账款的差额;PPEi为企业i当期期末厂房、设备等固定资产价值;ROAi为企业i当期净利润除以上期总资产。
财务报告质量衡量指标（FRQ1）为使用经业绩调整后的Jones模型计算的操纵性应计利润;衡量指标（FRQ2）为经业绩调整后的修正Jones模型计算的操纵性应计利润。当操控性应计利润绝对值越高时，表明财务报告质量越低。
2.解释变量。金税工程三期分年度在全国各省市逐步实施过程中，大多数省市是在当年年末全面完成金税工程三期系统上线。系统运行需要磨合期，且更严格的税收执法发挥公司治理效应也需要时间，本文认为当年实施金税工程三期，需要下一年度才能对企业财务报告质量产生真正影响，存在一定的滞后。因此，如果企业i所在省份或城市在第 t 年实施了金税工程三期，那么企业i的第t+1年取1，否则取0。 3.控制变量。借鉴Hanlon et al.[21]，Kothari et al.[26]，王雄元等[29]、陈运森等[30]等文献，控制变量包括企业规模、企业年龄、有形资产占比、研发强度、资产回报率、账面市值比、现金资产比率、资产负债率、流动性、二元性、股权集中度、是否四大会计师事务所审计、实际税率、盈余管理柔性、避亏动机。具体说明详见表1所示。
（三）模型设计
金税工程三期改革是分年度分省市逐步实施的，是一个多次冲击的准自然实验，为了准确测度税收执法对企业财务报告质量的影响，本文参考 Bertrand & Mullainathan[31]，构建多时点双重差分（DID）模型。基本模型如下：
上述模型中，FRQit表示企业财务报告质量;revolutionit表示金税工程三期虚拟变量。如果企业i所在省份或城市在第 t 年实施了金税工程三期，那么企业i的第t+1年取1，否则取0;Controlit代表影响企业财务报告质量的控制变量;χi表示企业个体固定效应，δt表示年份固定效应，εit为随机干扰项。β为金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响，由于FRQit由操控性应计利润衡量，操控性应计利润越高，代表财务报告质量越低，因此当β为负时，说明金税工程三期改革增强了税收执法进而提高了企业财务报告质量。
四、实证结果
（一）描述性统计
表2报告了模型主要变量的基本描述性统计量，包括样本观测值、平均值、中位数、标准差、最小值及最大值。由表2可知，在所有样本中，经业绩调整的Jones模型计算的操控性应计利润的平均值为0.0588，经业绩调整的修正Jones模型计算的操控性应计利润的平均值为0.0593。有39.2%的样本受到了“金税工程三期”改革的影响。其他变量的描述性统计详见表2。
（二）基本回归结果
1.金税工程三期改革与企业财务报告质量
为考察金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响，本文首先对模型（3）进行固定效应回归，回归结果见表3，其中（1）（2）列为单变量回归;（3）（4）列在此基础上加入控制变量;（5）（6）列进一步加入企业个体固定效应和年度固定效应。从表3（1）至（6）列回归结果可知，所有回归系数均显著为负，且分别在5%和1%水平上显著。由于因变量操控性应计利润代表负的财务报告质量，因此回归结果表明金税工程三期改革显著提升了企业财务报告质量，实证检验结果验证了研究假说1。金税工程三期改革强化了税收执法，而更严格的税收执法能够发挥更大的公司治理作用，减少管理层的机会主义行为，改善企业的信息环境，提升企业财务报告质量。
2.金税工程三期改革、治理环境与企业财务报告质量
本文分别使用法律制度和证监会执法来反映治理环境，其中法律制度采用王小鲁等[32]发布的中国分省份市场化指数报告中的市场中介组织和法律制度环境排名衡量，当排名越靠后时，表明法律制度越不健全。证监会执法采用公司年度证监会及其下属证监局对公司违规行为的处罚衡量，当存在处罚时，赋值为1，表明当年度证监会执法力度较强，否则为0。从表4回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，均在1%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著，表明当企业所在地区法律制度环境较差时，金税工程三期改革更能提升企业财务报告质量;从表5回归结果可知，（1）（3）列的回归系数显著为负，分别在1%、5%水平上显著，（2）（4）列的回归系数不显著，表明当证监会执法较弱时，金税工程三期改革更能够发挥其外部治理作用。上述实证结果有效支持了研究假说2，金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在治理环境较弱的公司表现得更为显著。当治理环境较差时，监督机制存在缺失或者无法发挥应有的作用，导致企业违法违规成本较低，企业管理层实施違法违规行为的动机和意愿更强，更多进行盈余管理、逃税漏税、不准确或不完整的信息披露等行为。金税工程三期改革提高了税收执法的效率，增加了企业违法违规行为被检查发现的概率，在其他治理机制弱化的情况下，税收执法能够发挥更大的治理作用，促进企业财务报告质量的提升。
3.金税工程三期改革、信息透明度与企业财务报告质量
本文参考Park[33]的观点，使用分析师预测准确度和分析师预测分歧度来反映信息透明度，当分析师预测准确度较低或者分析师预测分歧度较高时，表示该企业的信息透明度较低，信息不对称程度较高。从表6回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，均在10%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著;从表7回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，分别在1%、5%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著。回归结果表明，金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在信息透明度更低的公司表现得更为显著，上述实证结果有效支持了研究假说3。信息透明度较低的公司，其经理人与利益相关者之间的信息不对称更大，这为经理人实施财务舞弊、盈余管理、资源转移等行为提供了良好的机会。由于信息不充分、不完整，甚至不准确，独立董事、机构投资者、分析师等治理机制发挥的作用将受到较大限制。实施金税工程三期之后，税务机关借助于大数据平台和人工智能技术，通过囊括税务端、第三方、互联网、企业端“四位一体”的数据源，获取企业信息的能力大大加强，同时线上采集数据与线下现场检查的结合，较大程度上减少了税务机关与企业之间的信息不对称，税收执法将发挥更大的治理作用，提升企业财务报告质量。
4.金税工程三期改革、融资需求与企业财务报告质量
本文同时使用融资约束指数和外部融资依赖度来反映企业融资需求。本文一方面采用Hadlock C J[34]构建的SA指数衡量融资约束。使用企业规模和年龄构建的SA指数更多依赖于外生因素，可以较好避免内生性问题。SA指数绝对值越大，表明企业面临的融资约束越严重。另一方面参考Brown et al.[35]构建的模型衡量企业外部融资依赖度，具体模型如下： ED=Capital+RD-CFCF （4）
上述模型中ED为企业外部融资依赖度，Capital为资本支出，RD为研发费用，CF为经营性现金流。从表8回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，分别在5%和1%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著;从表9回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，均在1%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著。回归结果表明，金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在融资需求更高的公司表现得更为显著，上述实证结果有效支持了研究假说4。与融资需求低的公司相比，融资需求高的公司仅仅使用内部融资已经无法满足自身需求，需要从股票市场、债券市场、银行等获取资金。当企业融资需求较高时，为了提升股票价格或者满足贷款条件等目的，管理层有较大的动机实施盈余管理，这加剧了企业和投资者、债权人之间的信息不对称。金税工程三期改革提高了税收执法效率，税收执法可以降低企业与投资者之间的信息不对称，导致资本成本更低，因此当企业融资需求更高时税收执法的治理作用可能更强。
（三）内生性检验
本文以“金税工程三期”改革为准自然实验，采用双重差分法检验税收执法对企业财务报告质量的影响，从理论上讲已经能够较好地避免遗漏变量、反向因果等内生性问题。但为了保证结果的稳健性和可靠性，本文进一步实施了一系列的内生性检验，主要包括动态效应检验和倾向得分匹配+双重差分法（PSM+DID）检验。具体如下：
1.动态效应检验
动态效应检验可以更加清晰的反映金税工程三期改革对于企业财务报告质量的动态影响。本文構建了金税工程三期改革时点变量进行检验，其中当企业年度样本在改革年度之前两年，before2变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度之前一年，before1变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度当年，current变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度后一年，after1变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度后两年，after2变量赋值为1，否则为0。
表10展示的是金税工程三期改革对企业财务报告质量影响的动态效应结果。从回归结果可知，改革发生当年以及之前年度处理组企业与控制组企业的财务报告质量水平并无显著差异，这表明金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响存在一定滞后性的预期是正确的。改革发生之后的第一个年度，回归系数显著为负，分别在5%和10%水平上显著，改革发生之后的第二个年度，回归系数显著为负，均在1%水平上显著，表明金税工程三期改革的确能够显著提升企业财务报告质量，同时也表明本文结果并不受遗漏变量和反向因果问题的影响。
2.倾向得分匹配+双重差分法（PSM+DID）检验
为了保证处理组企业和控制组企业具有充分的可比性，本文运用倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，简称PSM）解决样本选择偏差问题。PSM方法第一步选择协变量集合X。本文选取企业总资产、年龄、资产回报率、账面市值比、现金资产比率、资产负债率、流动性作为协变量;第二步使用logit回归模型估计倾向得分进行配对。在进行倾向得分匹配前，先进行平衡性检验。表11展示了一对一匹配的平衡性检验结果，结果表明，匹配后所有协变量的标准化偏差均小于10%，且所有t检验的结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，与匹配前结果相比，所有协变量的标准化偏差大幅下降，说明协变量均通过平衡性检验，倾向得分匹配较大程度地降低了处理组企业和控制组企业之间的特征差异。
基于PSM匹配后的样本，本文采用双重差分法对金税工程三期改革与企业财务报告质量的关系进行了实证检验，实证结果如表12所示。在排除企业层面特征的差异后，金税工程三期改革依然能够促进企业财务报告质量，这进一步排除了内生性问题的影响，表明本文的结论是稳健和可靠的。
（四）机制分析
金税工程三期改革影响企业财务报告质量最直接的机制体现为增强税收执法。为检验这一机制，本文通过企业避税行为来进行考察，更严厉的税收执法会减少企业避税行为。参考Desai M A的做法[18]，采用会计-应税所得差异（BTD）来衡量企业避税程度，两者差异越大，表明企业避税程度越高。具体计算公式为：（税前利润-应纳税所得额）/期初资产总额，其中应纳税所得额=（所得税费用-递延所得税费用）/名义所得税率。表13呈现了机制分析的结果，可以发现，金税工程三期改革显著地增强了税收执法力度，减少了企业避税行为，进而提高了企业财务报告质量。
（五）稳健性检验
1.安慰剂检验
为了增强本文结论的稳健性和可靠性，我们将金税工程三期改革的影响随机分配给上市公司，将新数据运行模型（3）重复回归1000次。根据图1得知，安慰剂检验的估计系数分布均显著集中于0附近;由表14得知，估计系数显著为正和显著为负的占比均比较低，说明不存在虚拟处理效应。因此，金税工程三期改革的确促进了企业财务报告质量的提升，而不是其他偶然因素或者噪音促使的。
2.其他稳健性检验
在安慰剂检验基础上，本文进一步实施以下一系列稳健性检验。一是改变财务报告质量的衡量方法。分别采用Jones模型[27]、修正Jones模型[28]、DD模型[36]、McNicols 模型[37]、财务重述、内部控制质量来衡量财务报告质量，其中内部控制质量采用迪博数据库的内部控制指数衡量。二是加上不同固定效应或聚类，分别为省份固定、城市固定、行业与年度交乘项固定、企业个体聚类。三是删除中小板和创业板上市公司，只保留主板上市公司。从表15至17可知，金税工程三期改革均显著提升了企业财务报告质量，稳健性检验结果充分表明本文结论是稳健和可靠的，不会随着外部环境的变化而发生根本性变化。 五、结论
党的十九届四中全会指出，坚持和完善中国特色社会主义制度，推进国家治理体系和治理能力现代化。税收治理是国家治理的重要组成部分，涉及政治、经济、社会、文化和生态文明等各个方面。本文以2011～2018年中国A股上市公司为样本，以“金税工程三期”改革为准自然实验，运用多时点双重差分模型，考察了税收执法对企业财务报告质量的治理作用，丰富了宏观政策影响微观企业行为的文献，为我国税务机关推行的金税工程三期政策效果评价提供了实证证据。研究发现：金税工程三期改革显著提升了企业财务报告质量。该结论在使用以下内生性和稳健性测试后仍然成立：动态效应检验、倾向得分匹配+双重差分法、安慰剂检验、调整财务报告质量衡量指标以及不同固定效应等方法;金税工程三期改革的公司治理效应在治理环境较弱、信息透明度更低、融资需求更高的公司表现得更为显著;作用机制分析表明，金税工程三期改革增强了税收执法力度，减少了企业避税行为。
综上所述，本文通过“金税工程三期”改革的准自然实验，较好地避免了以往文献研究税收执法对企业治理作用的内生性问题，为此类研究提供了基于准自然实验的证据。本文的研究结论说明，尽管更加严格的税收执法不太可能直接影响企业非税收活动，但是税收执法会对企业的经营管理活动产生正向的溢出效应，改善企业信息环境，提升企业透明度，进而维护投资者利益，优化资本市场资源配置效率，促进我国经济高质量发展。此外，本文研究结论也揭示了金税工程三期改革实施的实际政策效果，表明了金税工程三期对于企业的积极正面影响，这不仅为金税三期工程政策效果评价提供了更为全面完整的认识，也为税务机关进一步规范税收执法，优化纳税服务提供了有益的參考。
参考文献：
[1]胡怡建. 更好发挥税收在国家治理中作用的思考[J]. 税务研究，2019（4）.
[2]陈少强，覃凤琴. 新中国成立70年的税收治理逻辑[J]. 税务研究，2019（10）.
[3]Desai M A， Dyck A， Zingales L. Theft and taxes[J]. Journal of Financial Economics， 2007，84（3）.
[4]曾亚敏，张俊生. 税收征管能够发挥公司治理功用吗？[J]. 管理世界，2009（3）.
[5]叶康涛，刘行. 税收征管、所得税成本与盈余管理[J]. 管理世界，2011（5）.
[6]刘春，孙亮. 税收征管能降低股价暴跌风险吗[J]. 金融研究，2015（8）.
[7]Gallemore J， Jacob M. Corporate Tax Enforcement Externalities and the Banking Sector[J]. SSRN， 2018.
[8]Abbott， L J， Daugherty B， Parker S， Peters G F. Internal Audit Quality and Financial Reporting Quality： The Joint Importance of Independence and Competence[J]. Journal of Accounting Research，2016，54（1）.
[9]潘珺，余玉苗. 审计委员会履职能力、召集人影响力与公司财务报告质量[J].南开管理评论， 2017（1）.
[10]张洪辉，平帆，章琳一. 独立董事地理距离与财务报告质量—来自上市公司的经验证据[J].审计研究， 2019（1）.
[11]Bratten B， Causholli M， Omer T C. Audit Firm Tenure， Bank Complexity， and Financial Reporting Quality[J]. Contemporary Accounting Research， 2019，36（1）.
[12]Filip A， Labelle R， Rousseau S. Legal Regime and Financial Reporting Quality[J].Contemporary Accounting Research， 2015，32（1）.
[13]Ewert R， Wagenhofer A. Effects of Increasing Enforcement on Financial Reporting Quality and Audit Quality[J].Journal of Accounting Research， 2019，57（1）.
[14]李广众，贾凡胜. 政府财政激励、税收征管动机与企业盈余管理——以财政“省直管县”改革为准自然实验的研究[J]. 金融研究，2019（2）.
[15]吉赟，王贞. 税收负担会阻碍企业创新吗？——来自“金税工程三期”的证据[J]. 南方经济，2019（3）.
[16]唐博，张凌枫. 税收信息化建设对企业纳税遵从度的影响研究[J].税务研究，2019（7）.
[17]Jensen M C， Meckling W H. Theory of Firm： Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976，38（3）.
[18]Desai M A， Dharmapala D. Corporate tax avoidance and high-powered incentives[J].Journal of Financial Economics，2006，79（1）. [19]Jensen M C.Agency Costs of Free Cash Flow： Corporate Finance and Takeovers[J]. American Economic Review，1986，76 （2）.
[20]Balakrishnan K， Blouin J L， Guay W R. Tax Aggressiveness and Corporate Transparency[J]. The Accounting Review， 2019， 94（1）.
[21]Hanlon M， Hoopes J， Shroff N. The effect of tax authority monitoring and enforcement on financial reporting quality[J]. Journal of the American Taxation Association， 2014， 36（2）.
[22]Albrecht W S， Wernz G W， Williams T L. Fraud： Bringing Light to the Dark Side of Business[M]. New York Irwin Professional Pub，1995.
[23]Myers S C， Majluf N S. Corporate Financing and Investment Decisions when Firms Have Information that Investors do not Have[J].Journal of Financial Economics，1984，13（2）.
[24]Guedhami O， Pittman J. The Importance of IRS Monitoring to Debt Pricing in Private Firms[J].Journal of Financial Economics，2008，90（1）.
[25]El Ghoul S， Guedhami O， Pittman J. The Role of IRS Monitoring in Equity Pricing in Public Firms[J]. Contemporary Accounting Research， 2011，28（2）.
[26]Kothari S P， Leone A J， Wasley C E. Performance matched discretionary accrual measures[J]. Journal of Accounting & Economics， 2005，39（1）.
[27]Jones J J. Earnings Management During Import Relief Investigations[J].Journal of Accounting Research， 1991，29（2）.
[28]Dechow P M， Sloan R G， Sweeney A P. Detecting Earnings Management[J].The Accounting Review，1995，70（2）.
[29]王雄元，歐阳才越，史震阳.股权质押、控制权转移风险与税收规避[J].经济研究，2018（1）.
[30]陈运森，邓祎璐，李哲. 证券交易所一线监管的有效性研究：基于财务报告问询函的证据[J]. 管理世界， 2019（3）.
[31]Bertrand M，Mullainathan S. Enjoying the Quiet Life？ Corporate Governance and Managerial Preferences[J].Journal of Political Economy，2003，111（5）.
[32]王小鲁，樊纲，胡李鹏. 中国分省份市场化指数报告（2018）[M].北京：社会科学文献出版社，2019.
[33]Park K. Financial reporting quality and corporate innovation[J]. Journal of Business Finance & Accounting， 2018，45（7～8）：871～894.
[34]Hadlock C J， Pierce J R. New Evidence on Measuring Financial Constraints： Moving Beyond the KZ Index[J].Review of Financial Studies，2010，23（5）.
[35]Brown J R， Martinsson G， Petersen B C. Law， Stock Markets， and Innovation[J].Journal of Finance 2013，68（4）.
[36]Dechow P M， Dichev I D. The Quality of Accruals and Earnings：The Role of Accrual Estimation Errors[J].The Accounting Review，2002，77（s1）.
[37]McNichols M F. Discussion of the Quality of Accruals and Earnings：The Role of Accrual Estimation Errors[J].The Accounting Review，2002，77（s1）.
文章编号：2095-5960（2020）03-0049-12;中图分类号：F230;文献标识码：A
一、引言
党的十九届四中全会指出，坚持和完善中国特色社会主义制度，推进国家治理体系和治理能力现代化。税收在现代国家治理体系中发挥着基础性、支柱性和保障性作用[1]，是政府与市场的纽带，在促进经济高质量发展中发挥着重要作用[2]。政府通过征税权享有企业利润中的部分份额，作为企业隐含的一个最大的少数股东，政府有动机通过税收执法来监督企业经理人减少资源转移，抑制大股东掏空，从而改善公司治理。[3]税收执法的公司治理效应已得到了很多学者的关注，如大股东占款和关联交易[4]、盈余管理[5]、股价崩盘风险[6]、贷款质量[7]等。上市公司的财务报告是公司治理的主要产出之一，现有文献研究了不同治理机制对于财务报告质量的影响，如内部层面治理机制的内部审计师[8]、审计委员会[9]、独立董事[10];市场层面治理机制的审计师[11];宏观层面治理机制的法律环境[12]、SEC执法[13]等。那么税收执法作为一种治理机制，是否能够提升企业财务报告质量？现有文献尚没有明确的答案，且前人文献主要采用税收努力程度、税收审计率、税务稽查等指标衡量税收执法强度来进行研究，这种研究方法难以解决反向因果和遗漏变量等内生性问题。李广众和贾凡胜[14]利用财政“省直管县”改革作为外生事件，研究发现财政“省直管县”改革能够激励县级政府加强税收执法，进而改善辖区内企业盈余质量。然而财政“省直管县”改革影响税收执法的路径较为间接，找到更加直接的识别税收执法强度的外生事件成为下一步可以研究的方向。
“金税工程三期”改革为直接识别税收执法强度提供了准自然实验的机会。金税工程三期于2013年至2016年分年度分批在全国各省市逐步实施，是我国近年来推行的“十二金”电子政务工程之一。金税工程三期基于大数据平台和人工智能技术，囊括税务端、第三方、互联网、企业端“四位一体”的数据源，通过筛选、加工、整合、比对集中存储的数据，实现了税收执法的信息化，有效管控了税收风险。金税工程三期改革外生性增加了税收执法强度，通过全国联网对企业应纳税款进行对比分析和交叉稽核，规范了企业纳税流程，减少了企业逃漏税概率，提升了企业纳税遵从度。[15][16]
基于此，本文构建了多时点双重差分模型，研究了“金税工程三期”改革对于企业财务报告质量的治理作用，为“金税工程三期”改革的实际政策效果提供了实证证据。与前人文献相比，本文補充了企业财务报告质量影响因素的文献，并在前人文献的基础上，提供了税收执法对财务报告质量产生治理作用的证据。与现有研究相比，本文以“金税工程三期”改革为准自然实验来研究税收执法与企业财务报告质量的关系，研究场景更加干净，较好地解决了内生性问题，实证检验证据更加具有说服力。与[15]金税工程三期改革通过增加税收负担降低企业创新不同，本文研究发现，金税工程三期改革通过增强税收执法，提高了企业财务报告质量，表明金税工程三期改革对企业的影响存在积极有利的一面，这不仅为金税工程三期政策效果评价提供了更为全面的认识，也为税务机关进一步规范税收执法，优化纳税服务提供了重要启示。
二、制度背景与理论分析
（一）制度背景
“金税工程”全称为中国税收管理信息系统（CTAIS），属于我国电子政务的“十二金”工程，目的是提高行政质量和效率，增强政府监管和服务能力，促进社会监督，实施信息化带动工业化的发展战略。金税工程共分为3期实施。第一期与第二期于1994～2001年陆续实施。2005年9月国务院审议批准金税工程三期，2008年9月工程投资预算获得发改委批复，代表金税工程三期正式启动。2013年，金税工程三期在重庆、山西、山东上线运行;2014年，金税工程三期系统优化完善后在广东、河南、内蒙古自治区上线运行;2015年，在吉林、海南、西藏等14个省及自治区上线运行;2016年，在上海、北京、江苏、浙江等16个省市上线运行，从而实现了金税工程三期的全面覆盖。金税工程三期基于大数据信息平台，采用人工智能和云计算模式，整合税务、工商、社会保障、统计以及银行等方面信息，实现了信息的互通互联，实时追踪企业的经营状况，提高了税收稽查的及时性，增强了税收执法力度，降低了企业避税行为。
（二）理论分析
现代企业的主要特点是所有权和经营权分离，这为经理人转移资源以获取私人利益的机会主义行为提供了动机。[17]复杂的税收筹划增加了财务信息。[18]税收筹划降低了企业的应税税额，增加了自由现金流量，可自由支配现金流的增加可能导致经理人更多构建“企业帝国”[19]。金税工程三期改革强化了税收执法，而更严格的税收执法能够发挥更有效的公司治理作用，从而减少经理人的机会主义行为[3]，改善企业的信息环境[7]，产生正向溢出效应，最终提升企业财务报告质量。具体如下：
一是更严格的税收执法降低了盈余管理行为。企业盈余管理行为分为向上盈余管理与向下盈余管理。一方面，企业利用应税项目操纵实施向上盈余管理行为，会增加企业应纳税所得额，从而增加企业的所得税成本，企业在进行盈余管理时要考虑成本与收益，当盈余管理成本过高时，企业将会减少盈余管理行为。企业利用非应税项目操纵盈余，不会增加企业的应纳税所得额，进而不会增加企业的所得税成本，但是带来的后果是更大的会税差异（即会计利润和应纳税所得额之间的差异），从而更有可能引起税务机关的关注，导致企业盈余管理行为发现概率更高[5]。当税务执法力度加强时，企业难以使用非应税项目操纵盈余，而使用应税项目操纵盈余的成本又过高，从而降低了向上的盈余管理行为。另一方面，向下盈余管理会降低企业的盈余，从而降低企业的应纳税所得额，减少企业的税收支出，税务执法的加强，将使得企业向下的盈余管理活动发现可能性更高，违规成本的提高降低了企业向下盈余管理的概率[14]。 二是更严格的税收执法降低了企业组织结构复杂性和财务信息的模糊程度。企业实施税收筹划会增加企业财务和组织结构的复杂性，增大信息不对称和分析师预测误差，降低盈余质量，最终降低企业透明度。[20]为了规避税收法律法规并防止被税务机关检查发现，税收筹划会增加财务信息的模糊性。[3]当实施更加严格的税收执法时，会降低企业的税收筹划行为，减少企业复杂性的组织结构安排和模糊性的会计处理，财务信息更加清晰和可理解，更加具有相关性和如实反映等特征，财务报告质量更高。
三是更严格的税收执法产生了正向溢出效应。税务执法的检查结果会对上市公司监管部门、审计师等治理机制产生正外部性。一方面，税务机关查处的企业税收相关的违法违规问题对于监管部门的监管能够发挥补充作用，基于税收执法结果，监管部门可以提高对于企业财务信息检查的针对性和准确性，从而促使企业提高财务报告质量。另一方面，根据审计准则，审计师需要了解被审计单位及其环境，以足够识别和评估财务报表重大错报风险。审计师可以根据税收执法结果，从中识别企业潜藏的违法违规风险，从而重点关注高风险的经营活动和会计处理，提高审计效率和审计质量。因此，更严格的税收执法，会提高监管部门、审计师等治理机制对于企业财务报告的监督作用，发挥治理机制之间的协同作用，最终提高企业财务报告质量。综上所述，本文提出第一个假说：
假说1：金税工程三期改革提升了企业财务报告质量。
不同治理机制之间存在替代关系，Hanlon et al.[21]发现，当外部监督者成功阻止经理人的资源转移行为时，税务机关通过更大程度的执法进行额外监督的增量作用较低。相反，当一种治理机制难以行使监督作用时，另一种治理机制将发挥更大的作用。因此，当治理环境较差时，企业受到的治理约束较宽松，监督机制的缺失或者不足导致经理人的违法违规成本较低，经理人可能实施更多的盈余管理、转移企业资源、逃税漏税、信息披露不准确或不完整等机会主义行为，在其他治理机制弱化的情况下，更严格的税收执法将产生更大的治理作用。因此，本文提出第二个假说：
假说2：金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在治理环境较弱的公司表现得更为显著。
根据舞弊动因的三角形理论，该理论认为舞弊的动因来自动机、机会和借口[22]，不透明的信息环境增大了经理人与利益相关者之间的信息不对称，为经理人实施财务舞弊、盈余管理、资源转移等行为提供了良好的机会，且较差的信息环境也限制了独立董事、机构投资者、分析师等内外部治理机制发挥作用。《中华人民共和国税收征收管理法》第五十四条规定税务机关有权进行下列税务检查：检查纳税人的账簿、记账凭证、报表和有关资料;到纳税人的生产、经营场所和货物存放地检查纳税人应纳税的商品、货物或者其他财产;到车站、码头、机场、邮政企业及其分支机构检查纳税人托运、邮寄应纳税商品、货物或者其他财产的有关单据、凭证和有关资料。这说明与其他治理机制相比，税务机关具有获取企业财务信息、生产经营信息和實地检查等法定权力。当企业信息不透明时，经理人将实施更多的不当行为，而其他治理机制的治理作用受到约束，更强的税收执法将发挥更大的监督作用。因此，本文提出第三个假说：
假说3：金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在信息透明度更低的公司表现得更为显著。
根据融资理论，企业的融资渠道主要来自内部融资、银行贷款、债券和股票，其中内部融资的信息不对称最小，银行贷款、债券和股票的信息不对称依次变大，导致外部融资成本高于内部融资成本。[23]当企业融资需求较高时，有较大的动机实施盈余管理，粉饰报表等行为以便获得资金，这加剧了企业和投资者、债权人之间的信息不对称。Guedhami & Pittman[24]利用非上市公司数据研究发现税务执法减轻了企业与债权人之间的信息不对称，导致债务融资更便宜。El Ghoul et al.[25]基于上市公司数据研究发现税收执法可以降低企业与投资者之间的信息不对称，导致资本成本更低。表明当企业融资需求更高时税收执法的治理作用可能更强。因此，本文提出第四个假说：
假说4：金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在融资需求更高的公司表现得更为显著。
三、研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文选取中国A股上市公司作为研究样本，由于金税工程三期实施的最早年份是2013年，因此本文选择样本期从2011年至2018年。所有数据均来自国泰安数据库。根据已有研究惯例，本文按照以下标准进行样本筛选：（1）剔除ST、金融行业样本;（2）剔除相关数据缺失的样本;（3）为了消除样本中变量异常值的影响，本文对所有连续变量进行Winsorize（1%）处理。最终剩下21771个公司年度样本。
（二）变量定义
1.被解释变量。本文运用操控性应计利润的绝对值来衡量财务报告质量。参考Kothari et al.[26]，采用经业绩调整后的Jones模型[27]和修正Jones模型[28]在年份和证监会2012年行业分类的3位行业代码层面进行回归，取其残差记为操纵性应计利润。具体模型为：
其中NDAi为企业i当期总应计利润;Ai为企业i的上期期末总资产;ΔREVi为企业i当期主营业务收入和上期主营业务收入的差额;ΔRECi为企业i当期期末应收账款和上期期末应收账款的差额;PPEi为企业i当期期末厂房、设备等固定资产价值;ROAi为企业i当期净利润除以上期总资产。
财务报告质量衡量指标（FRQ1）为使用经业绩调整后的Jones模型计算的操纵性应计利润;衡量指标（FRQ2）为经业绩调整后的修正Jones模型计算的操纵性应计利润。当操控性应计利润绝对值越高时，表明财务报告质量越低。
2.解释变量。金税工程三期分年度在全国各省市逐步实施过程中，大多数省市是在当年年末全面完成金税工程三期系统上线。系统运行需要磨合期，且更严格的税收执法发挥公司治理效应也需要时间，本文认为当年实施金税工程三期，需要下一年度才能对企业财务报告质量产生真正影响，存在一定的滞后。因此，如果企业i所在省份或城市在第 t 年实施了金税工程三期，那么企业i的第t+1年取1，否则取0。 3.控制变量。借鉴Hanlon et al.[21]，Kothari et al.[26]，王雄元等[29]、陈运森等[30]等文献，控制变量包括企业规模、企业年龄、有形资产占比、研发强度、资产回报率、账面市值比、现金资产比率、资产负债率、流动性、二元性、股权集中度、是否四大会计师事务所审计、实际税率、盈余管理柔性、避亏动机。具体说明详见表1所示。
（三）模型设计
金税工程三期改革是分年度分省市逐步实施的，是一个多次冲击的准自然实验，为了准确测度税收执法对企业财务报告质量的影响，本文参考 Bertrand & Mullainathan[31]，构建多时点双重差分（DID）模型。基本模型如下：
上述模型中，FRQit表示企业财务报告质量;revolutionit表示金税工程三期虚拟变量。如果企业i所在省份或城市在第 t 年实施了金税工程三期，那么企业i的第t+1年取1，否则取0;Controlit代表影响企业财务报告质量的控制变量;χi表示企业个体固定效应，δt表示年份固定效应，εit为随机干扰项。β为金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响，由于FRQit由操控性应计利润衡量，操控性应计利润越高，代表财务报告质量越低，因此当β为负时，说明金税工程三期改革增强了税收执法进而提高了企业财务报告质量。
四、实证结果
（一）描述性统计
表2报告了模型主要变量的基本描述性统计量，包括样本观测值、平均值、中位数、标准差、最小值及最大值。由表2可知，在所有样本中，经业绩调整的Jones模型计算的操控性应计利润的平均值为0.0588，经业绩调整的修正Jones模型计算的操控性应计利润的平均值为0.0593。有39.2%的样本受到了“金税工程三期”改革的影响。其他变量的描述性统计详见表2。
（二）基本回归结果
1.金税工程三期改革与企业财务报告质量
为考察金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响，本文首先对模型（3）进行固定效应回归，回归结果见表3，其中（1）（2）列为单变量回归;（3）（4）列在此基础上加入控制变量;（5）（6）列进一步加入企业个体固定效应和年度固定效应。从表3（1）至（6）列回归结果可知，所有回归系数均显著为负，且分别在5%和1%水平上显著。由于因变量操控性应计利润代表负的财务报告质量，因此回归结果表明金税工程三期改革显著提升了企业财务报告质量，实证检验结果验证了研究假说1。金税工程三期改革强化了税收执法，而更严格的税收执法能够发挥更大的公司治理作用，减少管理层的机会主义行为，改善企业的信息环境，提升企业财务报告质量。
2.金税工程三期改革、治理环境与企业财务报告质量
本文分别使用法律制度和证监会执法来反映治理环境，其中法律制度采用王小鲁等[32]发布的中国分省份市场化指数报告中的市场中介组织和法律制度环境排名衡量，当排名越靠后时，表明法律制度越不健全。证监会执法采用公司年度证监会及其下属证监局对公司违规行为的处罚衡量，当存在处罚时，赋值为1，表明当年度证监会执法力度较强，否则为0。从表4回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，均在1%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著，表明当企业所在地区法律制度环境较差时，金税工程三期改革更能提升企业财务报告质量;从表5回归结果可知，（1）（3）列的回归系数显著为负，分别在1%、5%水平上显著，（2）（4）列的回归系数不显著，表明当证监会执法较弱时，金税工程三期改革更能够发挥其外部治理作用。上述实证结果有效支持了研究假说2，金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在治理环境较弱的公司表现得更为显著。当治理环境较差时，监督机制存在缺失或者无法发挥应有的作用，导致企业违法违规成本较低，企业管理层实施違法违规行为的动机和意愿更强，更多进行盈余管理、逃税漏税、不准确或不完整的信息披露等行为。金税工程三期改革提高了税收执法的效率，增加了企业违法违规行为被检查发现的概率，在其他治理机制弱化的情况下，税收执法能够发挥更大的治理作用，促进企业财务报告质量的提升。
3.金税工程三期改革、信息透明度与企业财务报告质量
本文参考Park[33]的观点，使用分析师预测准确度和分析师预测分歧度来反映信息透明度，当分析师预测准确度较低或者分析师预测分歧度较高时，表示该企业的信息透明度较低，信息不对称程度较高。从表6回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，均在10%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著;从表7回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，分别在1%、5%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著。回归结果表明，金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在信息透明度更低的公司表现得更为显著，上述实证结果有效支持了研究假说3。信息透明度较低的公司，其经理人与利益相关者之间的信息不对称更大，这为经理人实施财务舞弊、盈余管理、资源转移等行为提供了良好的机会。由于信息不充分、不完整，甚至不准确，独立董事、机构投资者、分析师等治理机制发挥的作用将受到较大限制。实施金税工程三期之后，税务机关借助于大数据平台和人工智能技术，通过囊括税务端、第三方、互联网、企业端“四位一体”的数据源，获取企业信息的能力大大加强，同时线上采集数据与线下现场检查的结合，较大程度上减少了税务机关与企业之间的信息不对称，税收执法将发挥更大的治理作用，提升企业财务报告质量。
4.金税工程三期改革、融资需求与企业财务报告质量
本文同时使用融资约束指数和外部融资依赖度来反映企业融资需求。本文一方面采用Hadlock C J[34]构建的SA指数衡量融资约束。使用企业规模和年龄构建的SA指数更多依赖于外生因素，可以较好避免内生性问题。SA指数绝对值越大，表明企业面临的融资约束越严重。另一方面参考Brown et al.[35]构建的模型衡量企业外部融资依赖度，具体模型如下： ED=Capital+RD-CFCF （4）
上述模型中ED为企业外部融资依赖度，Capital为资本支出，RD为研发费用，CF为经营性现金流。从表8回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，分别在5%和1%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著;从表9回归结果可知，（2）（4）列的回归系数显著为负，均在1%水平上显著，（1）（3）列的回归系数不显著。回归结果表明，金税工程三期改革对于企业财务报告质量的正向作用在融资需求更高的公司表现得更为显著，上述实证结果有效支持了研究假说4。与融资需求低的公司相比，融资需求高的公司仅仅使用内部融资已经无法满足自身需求，需要从股票市场、债券市场、银行等获取资金。当企业融资需求较高时，为了提升股票价格或者满足贷款条件等目的，管理层有较大的动机实施盈余管理，这加剧了企业和投资者、债权人之间的信息不对称。金税工程三期改革提高了税收执法效率，税收执法可以降低企业与投资者之间的信息不对称，导致资本成本更低，因此当企业融资需求更高时税收执法的治理作用可能更强。
（三）内生性检验
本文以“金税工程三期”改革为准自然实验，采用双重差分法检验税收执法对企业财务报告质量的影响，从理论上讲已经能够较好地避免遗漏变量、反向因果等内生性问题。但为了保证结果的稳健性和可靠性，本文进一步实施了一系列的内生性检验，主要包括动态效应检验和倾向得分匹配+双重差分法（PSM+DID）检验。具体如下：
1.动态效应检验
动态效应检验可以更加清晰的反映金税工程三期改革对于企业财务报告质量的动态影响。本文構建了金税工程三期改革时点变量进行检验，其中当企业年度样本在改革年度之前两年，before2变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度之前一年，before1变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度当年，current变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度后一年，after1变量赋值为1，否则为0;当企业年度样本在改革年度后两年，after2变量赋值为1，否则为0。
表10展示的是金税工程三期改革对企业财务报告质量影响的动态效应结果。从回归结果可知，改革发生当年以及之前年度处理组企业与控制组企业的财务报告质量水平并无显著差异，这表明金税工程三期改革对企业财务报告质量的影响存在一定滞后性的预期是正确的。改革发生之后的第一个年度，回归系数显著为负，分别在5%和10%水平上显著，改革发生之后的第二个年度，回归系数显著为负，均在1%水平上显著，表明金税工程三期改革的确能够显著提升企业财务报告质量，同时也表明本文结果并不受遗漏变量和反向因果问题的影响。
2.倾向得分匹配+双重差分法（PSM+DID）检验
为了保证处理组企业和控制组企业具有充分的可比性，本文运用倾向得分匹配法（Propensity Score Matching，简称PSM）解决样本选择偏差问题。PSM方法第一步选择协变量集合X。本文选取企业总资产、年龄、资产回报率、账面市值比、现金资产比率、资产负债率、流动性作为协变量;第二步使用logit回归模型估计倾向得分进行配对。在进行倾向得分匹配前，先进行平衡性检验。表11展示了一对一匹配的平衡性检验结果，结果表明，匹配后所有协变量的标准化偏差均小于10%，且所有t检验的结果不拒绝处理组与控制组无系统差异的原假设，与匹配前结果相比，所有协变量的标准化偏差大幅下降，说明协变量均通过平衡性检验，倾向得分匹配较大程度地降低了处理组企业和控制组企业之间的特征差异。
基于PSM匹配后的样本，本文采用双重差分法对金税工程三期改革与企业财务报告质量的关系进行了实证检验，实证结果如表12所示。在排除企业层面特征的差异后，金税工程三期改革依然能够促进企业财务报告质量，这进一步排除了内生性问题的影响，表明本文的结论是稳健和可靠的。
（四）机制分析
金税工程三期改革影响企业财务报告质量最直接的机制体现为增强税收执法。为检验这一机制，本文通过企业避税行为来进行考察，更严厉的税收执法会减少企业避税行为。参考Desai M A的做法[18]，采用会计-应税所得差异（BTD）来衡量企业避税程度，两者差异越大，表明企业避税程度越高。具体计算公式为：（税前利润-应纳税所得额）/期初资产总额，其中应纳税所得额=（所得税费用-递延所得税费用）/名义所得税率。表13呈现了机制分析的结果，可以发现，金税工程三期改革显著地增强了税收执法力度，减少了企业避税行为，进而提高了企业财务报告质量。
（五）稳健性检验
1.安慰剂检验
为了增强本文结论的稳健性和可靠性，我们将金税工程三期改革的影响随机分配给上市公司，将新数据运行模型（3）重复回归1000次。根据图1得知，安慰剂检验的估计系数分布均显著集中于0附近;由表14得知，估计系数显著为正和显著为负的占比均比较低，说明不存在虚拟处理效应。因此，金税工程三期改革的确促进了企业财务报告质量的提升，而不是其他偶然因素或者噪音促使的。
2.其他稳健性检验
在安慰剂检验基础上，本文进一步实施以下一系列稳健性检验。一是改变财务报告质量的衡量方法。分别采用Jones模型[27]、修正Jones模型[28]、DD模型[36]、McNicols 模型[37]、财务重述、内部控制质量来衡量财务报告质量，其中内部控制质量采用迪博数据库的内部控制指数衡量。二是加上不同固定效应或聚类，分别为省份固定、城市固定、行业与年度交乘项固定、企业个体聚类。三是删除中小板和创业板上市公司，只保留主板上市公司。从表15至17可知，金税工程三期改革均显著提升了企业财务报告质量，稳健性检验结果充分表明本文结论是稳健和可靠的，不会随着外部环境的变化而发生根本性变化。 五、结论
党的十九届四中全会指出，坚持和完善中国特色社会主义制度，推进国家治理体系和治理能力现代化。税收治理是国家治理的重要组成部分，涉及政治、经济、社会、文化和生态文明等各个方面。本文以2011～2018年中国A股上市公司为样本，以“金税工程三期”改革为准自然实验，运用多时点双重差分模型，考察了税收执法对企业财务报告质量的治理作用，丰富了宏观政策影响微观企业行为的文献，为我国税务机关推行的金税工程三期政策效果评价提供了实证证据。研究发现：金税工程三期改革显著提升了企业财务报告质量。该结论在使用以下内生性和稳健性测试后仍然成立：动态效应检验、倾向得分匹配+双重差分法、安慰剂检验、调整财务报告质量衡量指标以及不同固定效应等方法;金税工程三期改革的公司治理效应在治理环境较弱、信息透明度更低、融资需求更高的公司表现得更为显著;作用机制分析表明，金税工程三期改革增强了税收执法力度，减少了企业避税行为。
综上所述，本文通过“金税工程三期”改革的准自然实验，较好地避免了以往文献研究税收执法对企业治理作用的内生性问题，为此类研究提供了基于准自然实验的证据。本文的研究结论说明，尽管更加严格的税收执法不太可能直接影响企业非税收活动，但是税收执法会对企业的经营管理活动产生正向的溢出效应，改善企业信息环境，提升企业透明度，进而维护投资者利益，优化资本市场资源配置效率，促进我国经济高质量发展。此外，本文研究结论也揭示了金税工程三期改革实施的实际政策效果，表明了金税工程三期对于企业的积极正面影响，这不仅为金税三期工程政策效果评价提供了更为全面完整的认识，也为税务机关进一步规范税收执法，优化纳税服务提供了有益的參考。
参考文献：
[1]胡怡建. 更好发挥税收在国家治理中作用的思考[J]. 税务研究，2019（4）.
[2]陈少强，覃凤琴. 新中国成立70年的税收治理逻辑[J]. 税务研究，2019（10）.
[3]Desai M A， Dyck A， Zingales L. Theft and taxes[J]. Journal of Financial Economics， 2007，84（3）.
[4]曾亚敏，张俊生. 税收征管能够发挥公司治理功用吗？[J]. 管理世界，2009（3）.
[5]叶康涛，刘行. 税收征管、所得税成本与盈余管理[J]. 管理世界，2011（5）.
[6]刘春，孙亮. 税收征管能降低股价暴跌风险吗[J]. 金融研究，2015（8）.
[7]Gallemore J， Jacob M. Corporate Tax Enforcement Externalities and the Banking Sector[J]. SSRN， 2018.
[8]Abbott， L J， Daugherty B， Parker S， Peters G F. Internal Audit Quality and Financial Reporting Quality： The Joint Importance of Independence and Competence[J]. Journal of Accounting Research，2016，54（1）.
[9]潘珺，余玉苗. 审计委员会履职能力、召集人影响力与公司财务报告质量[J].南开管理评论， 2017（1）.
[10]张洪辉，平帆，章琳一. 独立董事地理距离与财务报告质量—来自上市公司的经验证据[J].审计研究， 2019（1）.
[11]Bratten B， Causholli M， Omer T C. Audit Firm Tenure， Bank Complexity， and Financial Reporting Quality[J]. Contemporary Accounting Research， 2019，36（1）.
[12]Filip A， Labelle R， Rousseau S. Legal Regime and Financial Reporting Quality[J].Contemporary Accounting Research， 2015，32（1）.
[13]Ewert R， Wagenhofer A. Effects of Increasing Enforcement on Financial Reporting Quality and Audit Quality[J].Journal of Accounting Research， 2019，57（1）.
[14]李广众，贾凡胜. 政府财政激励、税收征管动机与企业盈余管理——以财政“省直管县”改革为准自然实验的研究[J]. 金融研究，2019（2）.
[15]吉赟，王贞. 税收负担会阻碍企业创新吗？——来自“金税工程三期”的证据[J]. 南方经济，2019（3）.
[16]唐博，张凌枫. 税收信息化建设对企业纳税遵从度的影响研究[J].税务研究，2019（7）.
[17]Jensen M C， Meckling W H. Theory of Firm： Managerial Behavior，Agency Costs，and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics，1976，38（3）.
[18]Desai M A， Dharmapala D. Corporate tax avoidance and high-powered incentives[J].Journal of Financial Economics，2006，79（1）. [19]Jensen M C.Agency Costs of Free Cash Flow： Corporate Finance and Takeovers[J]. American Economic Review，1986，76 （2）.
[20]Balakrishnan K， Blouin J L， Guay W R. Tax Aggressiveness and Corporate Transparency[J]. The Accounting Review， 2019， 94（1）.
[21]Hanlon M， Hoopes J， Shroff N. The effect of tax authority monitoring and enforcement on financial reporting quality[J]. Journal of the American Taxation Association， 2014， 36（2）.
[22]Albrecht W S， Wernz G W， Williams T L. Fraud： Bringing Light to the Dark Side of Business[M]. New York Irwin Professional Pub，1995.
[23]Myers S C， Majluf N S. Corporate Financing and Investment Decisions when Firms Have Information that Investors do not Have[J].Journal of Financial Economics，1984，13（2）.
[24]Guedhami O， Pittman J. The Importance of IRS Monitoring to Debt Pricing in Private Firms[J].Journal of Financial Economics，2008，90（1）.
[25]El Ghoul S， Guedhami O， Pittman J. The Role of IRS Monitoring in Equity Pricing in Public Firms[J]. Contemporary Accounting Research， 2011，28（2）.
[26]Kothari S P， Leone A J， Wasley C E. Performance matched discretionary accrual measures[J]. Journal of Accounting & Economics， 2005，39（1）.
[27]Jones J J. Earnings Management During Import Relief Investigations[J].Journal of Accounting Research， 1991，29（2）.
[28]Dechow P M， Sloan R G， Sweeney A P. Detecting Earnings Management[J].The Accounting Review，1995，70（2）.
[29]王雄元，歐阳才越，史震阳.股权质押、控制权转移风险与税收规避[J].经济研究，2018（1）.
[30]陈运森，邓祎璐，李哲. 证券交易所一线监管的有效性研究：基于财务报告问询函的证据[J]. 管理世界， 2019（3）.
[31]Bertrand M，Mullainathan S. Enjoying the Quiet Life？ Corporate Governance and Managerial Preferences[J].Journal of Political Economy，2003，111（5）.
[32]王小鲁，樊纲，胡李鹏. 中国分省份市场化指数报告（2018）[M].北京：社会科学文献出版社，2019.
[33]Park K. Financial reporting quality and corporate innovation[J]. Journal of Business Finance & Accounting， 2018，45（7～8）：871～894.
[34]Hadlock C J， Pierce J R. New Evidence on Measuring Financial Constraints： Moving Beyond the KZ Index[J].Review of Financial Studies，2010，23（5）.
[35]Brown J R， Martinsson G， Petersen B C. Law， Stock Markets， and Innovation[J].Journal of Finance 2013，68（4）.
[36]Dechow P M， Dichev I D. The Quality of Accruals and Earnings：The Role of Accrual Estimation Errors[J].The Accounting Review，2002，77（s1）.
[37]McNichols M F. Discussion of the Quality of Accruals and Earnings：The Role of Accrual Estimation Errors[J].The Accounting Review，2002，77（s1）.