汤晓建 杜东英 张俊生 林斌

(1. 南京农业大学金融学院，江苏 南京 210095；2. 东北财经大学会计学院，辽宁 大连 116025；3. 中山大学管理学院，广东 广州 510275 )

一、引言

基于“信息效率观”，现有政府行为影响股价同步性的研究存在两种截然不同的观点。一种观点是，政府行为会显著增加公司股价同步性。比如，在弱产权保护环境下，政府行为会导致市场层面股价波动，阻碍资本市场信息套利，产生与公司层面特质信息无关的市场层面噪音交易，进而增加了公司股价同步性(Morck et al.，2000；Lin et al.，2015)。另一种观点是，政府行为会显著降低公司股价同步性。比如，证券市场制度建设(游家兴等，2007)、政府产业政策(陈冬华和姚振晔，2018)能显著降低公司股价同步性等。虽然以往研究表明政府行为会显著影响公司股价同步性，但对政府的税收征管行为与公司股价同步性之间关系尚缺乏研究。事实上，因为政府对公司的税收具有征管权限，有动机去监管和约束公司财务行为(Dyck and Zingales，2004)，政府的税收征管行为也可能会影响公司股价同步性。具体地，税收征管主要涉及公司涉税业务，能够对公司涉税业务产生的相关财务行为产生一定的治理作用。比如，税收征管能够通过综合影响涉税项目抑制公司盈余管理行为(叶康涛和刘行，2011)，改善公司财务报告质量(Hanlon et al.，2014)，促使更多的公司层面特质信息反映在股价中，从而降低了公司股价同步性。

但是，如果单纯考察税收征管对股价同步性的影响可能会存在一定的研究偏差。其一，传统意义上的税收征管指标是一个基于税收收入的结果导向指标，主要采用实际税收负担比率与估计税收负担比率之差或者比值(曾亚敏和张俊生，2009)来衡量。即使是自2013年开始在全国范围内渐进推广的“金税工程三期”，也主要从事后税收征管稽查视角提升了大数据税收征管力度(张克中等，2020)。由此可见，现阶段税收征管指标更侧重于税收征管后置因素的考虑，而缺乏对税收征管前置因素——税务行政处罚裁量基准的考虑。其二，正因为缺乏对征管前置因素的考虑，传统意义上衡量的税收征管指标缺乏法的事前威慑力，并不主要侧重处罚性质，而且对具体税收违法行为没有很明确的裁量基准，可能对企业与税务机关“征纳合谋”寻租行为治理不力(汤晓建等，2021)。比如，缺乏税务行政处罚裁量基准考虑的税收征管事后反而助长了企业避税(DeBacker et al.，2015)。因此，基于税务行政处罚裁量基准视角，本文主要考察了税收征管规范化对股价同步性的影响。

为了规范税收执法行为、构建和谐税收征纳关系，国家税务总局于2016年11月30日发布了《税务行政处罚裁量权行使规则》，随后各省级税务局按照税务总局发布的《行使规则》相继发布了各地方的《税务行政处罚裁量基准》。这些政策实施为检验税收征管规范化与股价同步性关系提供了现实研究场景。随着税务行政处罚裁量基准制度的实施，税收征管规范化明确了税收违法行为具体的行政处罚标准，具有更强的法的事前威慑力，强化了税收违法成本的信号显示，约束了管理者对公司层面涉税项目特质信息的“隐藏”行为，促使公司层面涉税项目特质信息更好地反映在股价中。此外，税收征管规范化在一定程度上完善了税收征管体制，限制了税务机关与企业“征纳合谋”的寻租空间，暴露了企业涉税项目的信息违规风险，抑制了企业管理者对公司层面涉税项目特质信息的“隐藏”行为，以此降低因“征纳合谋”外部环境被打破后的涉税违法风险，从而增加了公司涉税项目在股价中的信息含量。可以预期，税收征管规范化会显著降低公司股价同步性。

本文可能的研究贡献如下：第一，拓展了税收征管研究视角，丰富了税收征管相关研究文献。以往税收征管研究主要侧重以征管后果来度量税收征管力度(曾亚敏和张俊生，2009)；或者，基于事后税收征管稽查视角，依托大数据税收征管“金税工程三期”的“准自然实验”场景(张克中等，2020)，探究税收征管相关经济后果。总体上，现有研究主要侧重于税收征管后置因素的探讨，而缺乏对税收征管前置因素的考虑。本文考虑了税收征管的前置因素——税务行政处罚裁量基准。具体地，基于我国省级层面各地方税务行政处罚裁量基准实践，本文在考虑了税收征管前置因素后深入探究了税收征管规范化与公司股价同步性的关系，丰富了税收征管相关研究文献。第二，拓展了公司股价同步性的研究视角，丰富了公司股价同步性相关研究文献。以往鲜有研究基于税务行政处罚裁量基准视角考察税收征管规范化对股价同步性的影响，而本文探究了税收征管规范化对公司股价同步性的影响，丰富了公司股价同步性影响因素的相关研究文献。第三，虽然蔡栋梁等(2021)基于事后税收征管力度以及股价同步性的“非理性行为观”视角探究了税收征管对股价同步性的影响，但是，正如前文所述，由于缺乏对税收征管前置因素的考虑，事后税收征管力度指标缺乏法的事前威慑力，以及缺乏明确的税收违法裁量基准，可能造成对企业与税务机关“征纳合谋”寻租行为治理不力(汤晓建等，2021)。所以，蔡栋梁等(2021)的研究可能存在一定研究偏差。因此，税收征管对股价同步性的影响需要基于税务行政处罚裁量基准视角考虑税收征管规范化的影响。基于以上分析，本文的研究对深入探究税收征管规范化与股价同步性的关系具有重要的现实贡献。具体地，本文的研究揭示了伴随着税务行政处罚裁量基准实施，税收征管规范化显著降低了公司股价同步性，有助于通过规范税收征管体制优化上市公司外部治理环境，对改善资本市场信息披露环境具有重要实践意义。

二、制度背景、理论分析与研究假设

(一)制度背景

为了规范税收执法行为、构建和谐税收征纳关系，2012年国家税务总局发布了《国家税务总局关于规范税务行政裁量权工作的指导意见》。2015年，中共中央、国务院印发的《法治政府建设实施纲要(2015―2020年)》指出，坚持严格规范公正文明执法是我国法治政府建设的主要任务之一。其中，该主要任务落实到税收领域就是健全税务行政处罚裁量基准制度。2016年，国家税务总局发布了《税务行政处罚裁量权行使规则》，规范了税务行政处罚裁量权的管理，细化、量化税务行政裁量标准。随后各省级税务局按照国家税务总局发布的《行使规则》相继发布了各地方的《税务行政处罚裁量基准》，进一步规范了各地方税务行政处罚裁量权的范围、种类和幅度，细化、量化了各地方税务行政处罚裁量基准，保障了税收征管的公平性和合理性。此外，2021年3月24日，中共中央办公厅、国务院办公厅印发的《关于进一步深化税收征管改革的意见》指出，在严格规范税务执法行为过程中不断完善税务执法及税费服务相关工作规范，持续健全税务行政处罚裁量基准制度。因此，健全税务行政处罚裁量基准制度是法治政府建设过程中地方税务部门税收征管治理改革的重要举措，为基于税务行政处罚裁量基准视角深入探究税收征管规范化对公司股价同步性的影响提供了现实场景。

(二)文献回顾

有关公司股价同步性影响因素的研究一直是公司金融领域研究的经典话题。Roll(1998)研究发现，个股股票收益变化中相当一部分不能被市场和行业因素解释，而是受公司层面特质因素的影响。Durnev et al.(2003)研究发现，公司当期股票收益和未来股票收益在低R的市场模型中差距更大，以此表明公司当期股价中包含了公司预期收益的特质信息。由此，股价同步性反映了公司层面股价信息含量，很大程度上代表了资本市场信息效率(Durnev et al.，2003)，即较低的R反映了较高的公司层面股价信息含量，表明资本市场信息效率较高，该理论被称为股价同步性的“信息效率观”。相应地，基于“信息效率观”，制度建设(游家兴等，2007)、机构投资者(An and Zhang，2013)、社会责任报告披露(王艳艳等，2014)，分析师特征(伊志宏等，2015)、分析师跟踪(周铭山等，2016)、政府行为(陈冬华和姚振晔，2018)和公司战略异质性(李旎等，2021)等对公司股价同步性会产生显著影响。

相反，West(1988)研究发现，较低的R反映较少的公司层面特质信息。即较高的R反映了较高的公司层面股价信息含量，表明资本市场信息效率较高，该理论被称为股价同步性的“非理性行为观”。相应地，基于“非理性行为观”，信息披露越透明(王亚平等，2009；Dasgupta et al.，2010)、公司治理机制越完善(周林洁等，2014)，股价信息中的噪音越少，股价同步性相对越高。基于此，部分中国情境的股价同步性研究认为投资者不能有效区别不同类型的信息，以致中国证券市场上股价主要由“噪音”驱动(王亚平等，2009)，进而支持了股价同步性的“非理性行为观”。但是，随着近年来中国制度环境的逐步改善(Jiang and Kim, 2015；Tang et al.，2020)、交易所问询函制度的完善(陈运森等，2018；张俊生等，2019)以及投资者调研活动频繁(Jiang and Yuan，2018)，中国证券市场投资者“非理性行为”逐渐减少，能够有效识别不同类型的证券市场信息，进而股价信息中的“噪音”显著减少，股价信息含量逐步提升。因此，“非理性行为观”对于现阶段中国证券市场股价同步性的研究值得商榷。而且，目前绝大多数股价同步性的相关文献(包括中国情境下的类似研究)都是基于“信息效率观”展开的。

总体上，就目前股价同步性研究而言，“信息效率观”更多地被人们所接受(陈冬华和姚振晔，2018)。所以，本文有关股价同步性的研究也是基于该理论展开的。基于“信息效率观”，Jin and Myers(2006)研究发现，公司信息不透明是导致公司股价同步性的本质因素。当公司信息不透明时，投资者能够获取的公司特质信息较少，而主要获取了市场层面的公司信息。此时，公司信息不透明增加了市场风险占总风险的比例，而降低了公司特质风险占总风险的比例，进而导致了较高的股价同步性。即公司信息不透明降低了股价中公司特质信息含量，增加了公司股价同步性(Hutton et al.，2009)。相应地，基于信息披露质量改善视角，会计准则质量改善(金智，2010)、选择高质量审计(Gul et al.，2010)和关键审计事项段引入(王木之和李丹，2019)等能够显著改善公司信息透明度，增加股价中公司特质信息含量，从而降低了股价同步性。

税收征管是一种有效的公司外部治理机制(Dyck and Zingales，2004)。税收征管能够降低代理成本(曾亚敏和张俊生，2009)、抑制企业避税行为(Hoopes et al.，2012；Rego and Wilson，2012)和盈余管理行为(叶康涛和刘行，2011)、降低公司股价崩盘风险(Kim et al.，2011)以及改善公司财务报告质量(Hanlon et al.，2014)等。此外，基于事后税收征管力度视角，蔡栋梁等(2021)基于股价同步性的“非理性行为观”展开研究，发现地区税收征管力度越大，公司的股价同步性越高。正如前文所述，由于缺乏对税收征管前置因素的考虑，事后税收征管力度指标缺乏法的事前威慑力，而且对具体税收违法行为没有很明确的裁量基准，可能造成对企业与税务机关“征纳合谋”寻租行为治理不力(汤晓建等，2021)。由此，蔡栋梁等(2021)的研究可能存在一定研究偏差。再者，目前有关税务行政处罚裁量权的研究仍大多集中在描述性介绍或者规范性研究(李林木和蔡欣荣，2021)。

综上，虽然税收征管经济后果与股价同步性影响因素相关研究文献非常丰富，但是，截至目前，鲜有研究嵌入税收征管前置因素——税务行政处罚裁量基准视角去探究税收征管规范化对公司股价同步性的影响。

(三)研究假设

理论上，税收征管是一种有效的公司治理机制(Dyck and Zingales，2004)。尤其是，税收征管能够显著改善公司财务报告质量(Hanlon et al.，2014)。此外，公司财务报告质量的改善能够增强公司信息透明度，增加公司股价中特质信息含量，从而降低公司股价同步性(Hutton et al.，2009)。由此可见，税收征管可能通过对公司财务报告质量的改善来降低公司股价同步性，嵌入税收征管前置因素——税务行政处罚裁量基准视角的税收征管规范化也可能对股价同步性产生影响。所以，伴随各地方税务行政处罚裁量基准实施，税收征管规范化可能会显著降低公司股价同步性。

第一，伴随着税务行政处罚裁量基准的实施，税收征管规范化明确了税收违法行为具体的行政处罚标准，具有更强的法的事前威慑力，强化了税收违法成本的信号显示，约束了管理者对公司层面涉税项目特质信息的“隐藏”行为，促使公司层面涉税项目特质信息更好地反映在股价中，从而降低了股价同步性。比如，针对纳税人欠缴应纳税款的税收违法行为处理，国家税务总局上海市税务局明确了“纳税人欠缴应纳税款，采取转移或者隐匿财产手段，妨碍税务机关追缴欠税的，处以欠缴税款百分之五十以上一倍以下的罚款；三年内二次或者二次以上妨碍税务机关追缴欠税的，处以欠缴税款一倍以上二倍以下的罚款；采取转移或者隐匿财产手段，妨碍税务机关追缴欠税情节严重的，处以欠缴税款二倍以上五倍以下的罚款”的具体税收违法行为处理规定；而税收征管法只明确了欠缴应纳税款所要承担的法律责任，并未明确具体的税收违法行为裁量基准。这一处罚标准的明确势必会增强企业因税收违法行为被税务部门惩戒的力度和效力，也会抑制企业管理者“欠缴应纳税款”信息“隐藏”行为，甚至约束企业逃税行为，较好地将公司层面涉税项目特质信息反映在股价中，以此增加公司层面股价涉税信息含量。

第二，税收征管规范化在一定程度上完善了税收征管体制，限制了税务机关与企业“征纳合谋”的寻租空间，大大暴露了企业涉税项目的信息违规风险，抑制了企业管理者对公司层面涉税项目特质信息的“隐藏”行为，以此降低因“征纳合谋”外部环境被打破后的涉税违法风险，降低公司股价同步性，增加公司层面股价涉税信息含量。在各地方税务行政处罚裁量基准被明确前，税收征管人员的税收征管自由裁量权较大，很可能与企业之间形成“征纳合谋”的寻租空间，以此纵容企业隐藏公司层面涉税项目特质信息来达到避税的目的。各地方税务行政处罚裁量基准被明确后此类现象则有显著改善。如在税款征收管理类规定中，针对纳税人不进行纳税申报、不缴或者少缴应纳税款的税收违法行为处理，国家税务总局安徽省税务局明确了“5年内首次出现的，处不缴或少缴税款50%罚款；5年内再次出现的，处不缴或少缴税款50%以上3倍以下的罚款；5年内有该行为超过两次的，或有其他严重情节的，处不缴或少缴税款3倍以上5倍以下的罚款”的具体处罚基准。如果安徽辖区企业不进行纳税申报、不缴或者少缴应纳税款，税款征收行政处罚裁量基准为税收征管人员针对此类税收违法行为提供了具体的税收征管处理基准。至此，税收征管人员自由裁量空间被压缩，税收征管人员与企业之间“征纳合谋”外部环境被打破，抑制了税收征管过程中对企业避税的纵容，增加了公司层面股价涉税信息含量。因此，可以预期，税收征管规范化显著降低了公司股价同步性。所以，本文提出假设：

相比各地方税务行政处罚裁量基准实施前，各地方税务行政处罚裁量基准实施后税收征管规范化更能显著降低公司股价同步性。

避税程度较高的公司助长了管理者寻租和公司层面“坏消息”隐藏行为，导致公司股价中具有更少的公司层面特质信息(Kim et al.，2011；Kim and Li，2014)以及较高的股价同步性(Feng et al.，2019)。因此，假若前文假设1成立，税收征管规范化更可能显著降低避税程度较高公司的股价同步性。可以预期，税收征管规范化对公司股价同步性的负向作用尤其体现在避税程度较高的公司中。所以，本文提出假设：

相比各地方税务行政处罚裁量基准实施前，各地方税务行政处罚裁量基准实施后税收征管规范化对公司股价同步性的负向作用尤其体现在避税程度较高的公司中。

尚待完善的税收征管体制会助长税收征纳双方合谋避税行为，如具备较大税收征管自由裁量权的征管人员可能会通过接受贿赂的方式纵容企业避税(田彬彬和范子英，2018)，导致公司股价中具有更少的公司层面特质信息(Kim et al.，2011；Kim and Li，2014)。此外，公司贿赂支出本身也会直接降低股价中公司层面特质信息含量(Ben et al.，2020)。由此可见，税收征管执法人员与经理人之间征纳合谋行为可能会降低股价中的公司层面特质信息含量，增加公司股价同步性。因此，假若前文假设1成立，税收征管规范化更可能显著降低征纳合谋程度较高公司的股价同步性。可以预期，税收征管规范化对公司股价同步性的负向作用尤其体现在征纳合谋程度较高的公司中。所以，本文提出假设：

相比各地方税务行政处罚裁量基准实施前，各地方税务行政处罚裁量基准实施后税收征管规范化对公司股价同步性的负向作用尤其体现在征纳合谋程度较高的公司中。

高质量的内部控制能够抑制公司盈余管理行为，改善财务报告质量(方红星和金玉娜，2011)，增加股价中的公司层面特质信息含量，从而降低股价同步性(黄政等，2017)。相应地，薄弱的内部控制体系容易助长公司盈余管理行为，损害企业财务报告质量，减少股价中的公司层面特质信息含量，进而提高了股价同步性。由此可见，相比高质量的内部控制体系，薄弱的内部控制体系更容易增加公司股价同步性。因此，假若前文假设1成立，税收征管规范化更可能显著降低内部控制质量较低公司的股价同步性。可以预期，税收征管规范化对公司股价同步性的负向作用尤其体现在内部控制质量较低的公司中。所以，本文提出假设：

相比各地方税务行政处罚裁量基准实施前，各地方税务行政处罚裁量基准实施后税收征管规范化对公司股价同步性的负向作用尤其体现在内部控制质量较低的公司中。

三、研究设计

(一)数据来源

基于截至2018年12月31日22个省、直辖市、自治区地方税务局发布的各地方税务行政处罚裁量基准，本文选取了2013―2018年我国A股上市公司的样本数据。具体地，根据如下原则进行数据选取：(1)剔除金融类公司，(2)剔除*ST、ST类公司，(3)剔除有缺失值的公司，最终得到2013―2018年11061个观测值。为了降低异常值的影响，本文对连续变量在1%和99%分位数水平上进行了缩尾处理。本文财务及其他数据来源于CSMAR数据库，各地区税收收入及其他宏观经济数据来自CNRDS及RESSET数据库，内部控制信息披露指数数据来自深圳迪博内部控制与风险管理数据库。

(二)变量定义

1.公司股价同步性

由于各省级税务行政处罚裁量基准实施对公司股价同步性的影响需要一定的时间，所以，借鉴Durnev et al.2003)的计算方法，本文运用模型(1)估计市场收益率(r)和行业收益率(r)对个股收益率(r)的解释力度(R)，并运用模型(2)对R进行转换，最后得到t+1期的Syn作为股价同步性的替代变量。具体地，Syn数值越大，公司股价同步性越高。

2.税收征管规范化

不同省、直辖市和自治区出台并实施各地方的《税务行政处罚裁量基准》时间不同，为设定税收征管规范化的替代变量(Rov)指标提供了较好条件。本文按照如下方法计算税收征管规范化变量(Rov)的衡量指标——如果公司观测值年份在各地方税务行政处罚裁量基准当年及以后，Rov取值为1；否则为0。

3.企业避税程度

以往文献主要关注企业所得税避税问题(汤晓建等，2021)。主要原因是增值税、消费税和营业税属于间接税，企业能将该税负转嫁给其他纳税人负担；而企业所得税属于直接税，该税负不能转嫁，由企业直接负担，相比间接税更容易被筹划。相比间接税，税务行政处罚裁量基准实施更容易影响企业所得税避税问题。因此，本文选择企业所得税有效税率来衡量企业避税程度。

首先，借鉴Dyreng et al.(2008)的计算方法，计算出企业有效税率(ETR)，其值为所得税费用与税前会计利润的比值。其次，参考刘行和赵晓阳(2019)，将ETR缩尾至[0,1]区间。由于我国很多企业享受税收优惠，直接用实际税率衡量避税程度可能不可比，所以进一步用公司名义税率减去实际税率来衡量企业避税程度(Txav)。最后，按经名义税率调整后ETR中位数分组取值，如果经名义税率调整后ETR大于等于其中位数，Txav取值为1，表明企业避税程度较高；否则，如果经名义税率调整后ETR小于其中位数，Txav取值为0，表明企业避税程度较低。

4.征纳合谋程度

参考田彬彬和范子英(2018)，本文选择业务招待费支出与营业收入的比值作为征纳合谋程度替代变量(Ecd)。如果某公司征纳合谋程度大于或等于样本公司征纳合谋程度中位数，Ecd取值为1，表明征纳合谋程度较高；否则，Ecd取值为0，表明征纳合谋程度较低。

5.内部控制质量

参考林斌等(2016)、汤晓建和杜东英(2017)的研究，本文采用“迪博∙中国上市公司内部控制信息披露指数”除以100后的数值来反映内部控制质量。如果某公司内部控制质量小于样本公司内部控制质量均值，Icq取值为1，表明企业内部控制质量较低。否则，如果某内部控制质量大于等于样本公司内部控制质量均值，Icq取值为0，表明企业内部控制质量较高。

6.控制变量

参考Gul et al.(2010)等文献，本文选取如下控制变量：(1)当期股价同步性(Syn)，借鉴Durnev et al.(2003)的计算方法得出的第t期的Syn。(2)公司规模(Size)，其值等于当期期初资产取对数后的值。(3)资产收益率(Roa)，其值等于净利润与资产总额的比值。(4)市价账面比(Mb)，其值为公司市场价值除以账面价值。(5)资产负债率(Lev)，其值等于公司负债总额与资产总额的比值。(6)应收账款占比(Rec)，其值等于应收账款净额与资产总额比值。(7)存货占比(Inv)，其值等于存货总额与资产总额的比值。(8)高管薪酬(ExeSal)，其值等于前三高管薪酬取对数后的数值。(9)董事会规模(Bdsize)，其值等于董事会人数。(10)管理费用率(Adm)，其值等于管理费用与营业收入的比值。(11)前十大股东股权集中度(First10)，其值等于前十大股东持股比例之和。(12)企业性质(Soe)，如果公司为国有企业，取值为1；如果公司为民营企业，取值为0。(13)是否“四大”审计(Big4)，如果公司被“四大”审计，取值为1；否则为0。(14)公司上市年限(Age)，衡量方法为样本年度减去公司上市年度。(15)法律环境(Law)，参考王小鲁等(2017)，如果法律环境指数大于等于按年度和省份分类计算的中位数，则Law取值为1，代表法律环境较强的地区；否则为0，代表法律环境较弱的地区。(16)税收征管力度(Tax_en)，参考汤晓建等(2021)计算方法计算出税收征管力度指标，如果税收征管力度指标大于等于按年度和省份分类计算的中位数，Tax_en取值为1，代表税收征管力度较强的地区；否则为0，代表税收征管力度较弱的地区。此外，考虑到企业层面不随时间变化因素对回归结果的影响，本文又控制了企业固定效应(δ)。最后，本文通过行业和年份虚拟变量控制了行业(Ind)和年份(Year)固定效应。

(三)模型设定

参考Gul et al.(2010)等研究，为了验证假设1，构建了如下多时点双重差分(DID)固定效应模型进行检验：

同时，为了验证假设2、假设3和假设4，分别构建了如下多时点双重差分(DID)固定效应模型进行检验：

四、实证结果与分析

(一)描述性统计与相关性分析

主要变量的描述性统计结果如表1所示。Syn均值为-0.136，Rov均值为0.327。进一步地，如表2所示，Rov与Syn在1%水平下显著负相关，初步表明，随着各地方税务行政处罚裁量基准制度的实施，税收征管规范化显著降低了公司股价同步性，初步支持了假设1。此外，Rov与Syn正相关，但并不显著。可能的原因是，各地方税务行政处罚裁量基准政策发生对公司股价同步性的影响可能存在一定的滞后效应，进而使得当期公司股价同步性受到市场噪音干扰而影响不足，由此可能造成Rov与Syn不显著正相关。

表1 描述性统计结果

表2 相关性分析结果

(二)回归结果分析

税收征管规范化与公司股价同步性关系的回归结果如表3所示。其中，第(1)列显示，在未控制影响公司股价同步性相关控制变量时，Rov与Syn在10%水平下显著负相关；第(2)列显示，在控制影响公司股价同步性相关控制变量后，Rov与Syn在5%水平下显著负相关；以上回归结果支持了假设1。

此外，使用双重差分方法需要满足的一个重要前提是假定处置组和控制组在政策冲击之前具有平行趋势。具体地，结合本文基于税务行政处罚裁量基准实践的准自然实验，在各地方税务行政处罚裁量基准实施前，处置组和控制组样本之间对公司股价同步性影响没有显著差异。所以，本文定义Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)、Rov(0)和Rov(1)，如果年份分别在各地方税务行政处罚裁量基准出台前第三年、前第二年、前第一年、当年和后第一年，取值为1，否则取值为0；然后在原模型(3)中分别加入Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)、Rov(0)、Rov(1)后重新进行回归。如果Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)的回归系数在统计上都不显著，表明在各地方税务行政处罚裁量基准实施前，处置组和控制组样本之间对公司股价同步性影响没有显著差异，符合双重差分的平行趋势重要前提。如表3第(3)列结果所示，Rov(-3)、Rov(-2)、Rov(-1)对Syn的回归系数都不显著，表明在各地方税务行政处罚裁量基准实施前，处置组和控制组样本之间对公司股价同步性影响没有显著差异，符合双重差分的平行趋势重要前提。此外，Rov(1)与Syn在5%水平下显著负相关，表明在各地方税务行政处罚裁量基准实施后，处置组和控制组样本呈现显著差异，进一步支持了假设1。

表3 税收征管规范化与公司股价同步性回归结果

基于避税程度、征纳合谋和内部控制视角进一步检验税收征管规范化与公司股价同步性关系的回归结果如表4所示。首先，基于避税程度视角，第(1)列显示，Rov×Txav与Syn在10%水平下显著负相关，支持了假设2。其次，基于征纳合谋程度视角，第(2)列显示，Rov×Ecd与Syn在1%水平下显著负相关，支持了假设3。最后，基于内部控制质量视角，第(3)列显示，Rov×Icq与Syn在5%水平下显著负相关，支持了假设4。总体上，伴随着税务行政处罚裁量基准实施，税收征管规范化显著降低了公司股价同步性，而且这种关系尤其体现在避税程度较高、征纳合谋程度较高和内部控制质量较低的公司中。因此，伴随税务行政处罚裁量基准实施，税收征管规范化显著降低了公司股价同步性，增加了公司股价中公司特质信息含量。

表4 税收征管规范化与公司股价同步性回归结果：基于避税程度、征纳合谋和内部控制视角

(三)稳健性检验

1.安慰剂检验

为了证实本文“准自然实验”结果的稳健性，参考Almeida et al.(2017)安慰剂处理方法，采用了如下安慰剂检验的方法进行稳健性检验分析。基本原理如下，如浙江省税务行政处罚裁量基准实施日期为2017年7月13日，选定其安慰剂检验的日期为2015年7月13日。由此，重新对Rov进行赋值。具体地，在剔除掉税务行政处罚裁量基准实践事件期2017年辖区内企业相关数据后，如果辖区内企业相关数据对应的年份在2015年及以后的，则Rov取值为1；否则，Rov取值为0。同理，其他省份税务行政处罚裁量基准实践日期处理与浙江省的处理一样。如果事件期向前移动两年且不考虑原有事件影响后，Rov、Rov×Txav、Rov×Ecd、Rov×Icq对Syn的回归系数都不显著，则表明前文“准自然实验”结果是稳健的。基于此，在安慰剂检验后，假设1至假设4并不成立，表明前文“准自然实验”结果是稳健的(限于篇幅，检验结果略，下同)。

2.考虑国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》的影响

参考汤晓建等(2021)的研究，各地方税务行政处罚裁量基准主要依据2016年11月30日国税总局出台的《税务行政处罚裁量权行使规则》。由此，本文的研究发现可能主要是来自国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》的影响，而不是各地方税务行政处罚裁量基准的影响。为了克服该影响，借鉴汤晓建等(2021)的研究，本文构造基于国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》的“准自然实验”场景进一步检验。具体地，新设Post变量，如果设定样本年份在国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》出台当年及以后，Post取值为1；否则为0。如果Tax_en×Post与Syn回归结果分别在全样本，避税程度、征纳合谋、内控质量分组检验中不显著，则表明本文的研究发现主要受各地方税务行政处罚裁量基准的影响，而不是国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》的影响，以此证实本文研究结论是稳健的。回归结果发现，Tax_en×Post与Syn负向相关结果在全样本，避税程度、征纳合谋、内控质量分组检验中均不显著。因此，在考虑国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》影响后，本文的研究发现主要受各地方税务行政处罚裁量基准的影响，而不是国税总局《税务行政处罚裁量权行使规则》的影响，以此证实前文的研究发现是稳健的。

3.考虑“金税工程三期”影响

随着2013年开始实施的“金税工程三期”在全国范围内推广，“金税工程三期”的实施很可能会对前文的研究发现产生干扰。所以，参考张克中等(2020)的研究，本文设置了“金税工程三期”的实施变量DID1。如果各省、直辖市、自治区辖区内企业相关数据对应的年份在“金税工程三期”实施当年及以后的，则DID1取值为1；否则为0。在控制“金税工程三期”的实施变量DID1后，前文的研究发现依然成立。

4.考虑“营改增”影响

随着2012年开始实施的“营改增”在全国范围内试点行业的全覆盖，“营改增”的实施很可能会对前文的研究发现产生干扰。所以，参考范子英和彭飞(2017)等研究，本文设置了“营改增”的实施变量DID2。如果各省、直辖市、自治区辖区内隶属于试点行业的企业相关数据对应的年份在“营改增”实施当年及以后的，则DID2取值为1；否则为0。此外，虽然“营改增”的改革对象是服务业，但由于制造业购买了较多的可纳入进项税额抵扣的生产性服务，进而“营改增”能够降低所有制造业企业的税负(范子英和彭飞，2017)，所以，本文将所有制造业放在处置组中，即所有制造业企业DID2取值为1。在控制“营改增”的实施变量DID2后，前文的研究发现依然成立。

五、结论

各省级税务行政处罚裁量基准实践为考察税收征管规范化与公司股价同步性关系搭建了可行的“准自然实验”环境。以2013―2018年我国A股上市公司为研究样本，基于各省级税务行政处罚裁量基准实践，本文探究了税收征管规范化与公司股价同步性的关系。研究发现，伴随着税务行政处罚裁量基准实施，税收征管规范化显著降低了公司股价同步性，而且这种负向影响尤其体现在避税程度较高、征纳合谋程度较高和内部控制质量较低的公司中。本文的研究揭示，伴随税务行政处罚裁量基准实施，税收征管规范化显著增加了公司股价中公司特质信息含量。基于研究结论，除了侧重税收征管后果的影响外，有必要基于税务行政处罚裁量基准视角考虑税收征管规范化对公司股价同步性的前置影响。即，税务行政处罚裁量基准实施可以通过规范税收征管体制优化上市公司外部治理环境，以此改善资本市场信息披露环境。因此，基于省级层面，根据各地方税务行政处罚裁量基准，在税收征管规范化动态实践过程中应进一步完善各地方税务行政处罚裁量基准制度，合理细化、量化税务行政裁量标准，规范裁量范围、种类、幅度，以此保证地方税务行政处罚裁量权合理、公平行使，从而有效发挥税收征管规范化对公司股价特质信息含量的增量促进作用。 ■