征管效率论文范文

征管效率论文范文第1篇

1 税收征管效率

税收征管是税收工作的主要内容,是充分发挥税收对经济和收入分配的调节作用的根本保证。税收征管效率是税收征管的重要衡量指标。税收征管效率一般包括税收行政效率、税收经济效率和税收社会效率。税收征管效率的内涵有广义和狭义之分。狭义的税收征管效率就是税收行政效率,是指国家征税取得的税收收入与税务机关征税支付的费用之间的对比关系,是税收税收征管效率的一个重要方面。广义的税收征管效率是指税收的征管活动对社会经济生活的有益影响。税收征管的影响因素主要有:经济税源因素、税收制度因素、税收征管因素、财税管理体制因素和税收法制因素。在既定的外部环境下,税收征管因素是影响税收征管质量的关键因素。税收征管效率衡量的是税收征管过程的投入水平与产出水平之间的关系。在税收征管有效性一定的前提下,税收成本占税收收入的比重越低,税收征管效率越高;或者在税收成本占实收收入比重一定的前提下,税收征管的有效性越高,税收征管效率越高。提高税收征管的效率,应当尽可能降低税收成本占税收收入的比重,或者尽可能提高税收征管的有效性。提高我国税收征管效率是一项系统工程,需要在税制建设、税收征管、管理手段、队伍建设、税法宣传、纳税申报等各个环节贯彻效率原则,需要社会各方面长期不懈的努力,特别是需要决策人、征税人、纳税人和用税人从自身的角度出发,树立提高效率的责任意识。

2 税收制度因素

税收制度简称税制,它是国家以法律或法令形式确定的各种课税办法的总和,反映国家与纳税人之间的经济关系,是国家财政制度的主要内容。是国家以法律形式规定的各种税收法令和征收管理办法的总称。税收制度的内容主要有两个层次:一是不同的要素构成税种;二是不同的税种构成税收制度。简单而严密的税收制度,能使税收征管成本维持在一个较低的水平上。完善税收法制,建立健全税收法律体系,这是推进依法治税的基础。为了使税收征管有法可依,许多国家制订单独的税收基本法,将税收征管的基本内容以法律的形式固定下来。同时很多国家也注重保护纳税人的权利。有的国家甚至把纳税人的权利写进了宪法。

任何一个国家在建立税收制度时,首先要考虑的是保证它的政府支出需要。社会主义经济的发展需要大量的资金,而税收收入却是有限的,它不能不受到一定时期税源的制约,这就要求对二者合理兼顾,以求得需要与可能之间的平衡。同时,社会主义国家和纳税人之间不存在根本利益的冲突,社会主义公有制使国民收入的创造和国民收入的分配都有可能有计划地进行,从而,为国家需要与税源可能之间的平衡提供了条件。税收制度是取得收入的载体,主要包括国家的税收法律和税收管理体制等。从法律角度看,一个国家的税收制度是指在既定的管理体制下设置的税种以及与这些税种的征收、管理有关的,具有法律效力的各级成文法律、行政法规、部门规章等。从税收制度的形式来看,一个国家的税收制度,可按照构成方法和形式分为简单型税制及复合型税制。结构简单的税制主要是指税种单一、结构简单的税收制度;而结构复杂的税制主要是指由多个税种构成的税收制度。一个国家要发挥税收的作用,包括取得财政收入,调节生产、消费、分配和不同经济成分的收入水平等,都必须制定理想的税收制度和有效率的执行税收制度。

3 当前我国税收征管存在的主要问题

3.1 管理手段应用不到位

目前管理手段主要是运用计算机管理,但其监控作用不明显,主要表现为:征管软件本身还不成熟,使用中存在一些缺陷,在一定程度上还不能满足征管要求,信息传递不通畅,影响收入的完整性,加之有少数微机操作人员责任心不强,不能按规定及时、完整、准确地录入有关信息,因而计算机不能全面真实地反映征纳情况;部分工作人员不熟悉征管业务规程,无法对征管信息进行微机处理。

3.2 收监督不到位

偷税逃税普遍化、社会化,税收差额严重。税收差额是衡量一国税收征管效率的重要指标。当前的突

出问题是,一些不法分子通过盗窃、伪造、倒卖和虚开、代开增值税专用发票的办法,造成国家税收的大量流失。受各种利益因素影响,许多企业建有两套或三套账目,在上报经营成果或计算税金时,往往使用虚假账目,形成税收监督的真空。一些没有设立两套账目的单位,在财务核算上也掺杂许多虚假成分,看似规范合理的会计核算掩盖着许多经过处理的问题。虚假的财务核算不仅导致税收流失,还造成国民经济统计指标的失真。企业负责人的腐败问题在部分地区和企业还很严重。尽管企业腐败的表现形式多种多样,反映在财务上,毫无例外都是化公为私,侵吞国家资财,侵蚀税基。

4 当前加强我国税收征管的建议

4.1 加大管理力度

分类管理就是针对纳税人方方面面的复杂性和纳税申报方式多样化的实际设立的一种能使税收征管建立在及时掌握纳税人经营情况、经营方式、核算方式和税源变化基础的一种管理形式和管理方法。由于分类管理是从管好源头开始,所以应从各个方面加强管理,包括将所有纳税户纳入税务登记的范围内,对纳税户纳税申报表、财务会计报表、发票领用存表等相关资料进行案头审计,并有针对性的开展各种日常检查和税源调查工作,切实掌握纳税户的税务登记增减变化情况、发票使用情况、生产经营情况、纳税情况、减免缓退情况、违章处罚等情况,掌握纳税人全部纳税事宜的全过程,并能通过管理及时而准确地收集整理、传递各种涉税信息、资料,建立健全纳税户档案。把抓好分类管理的落实作为加强征管的突破口。

4.2 加大税收宣传力度,提高纳税意识

征管效率论文范文第2篇

关键词：税收;征管效率;solow余值法

一、引言

经济因素对税收的增长有着十分直接的影响，它包括经济增长和产业结构变动两方面因素。加强征管也是税收增长的直接原因。但是，我国理论界对税收征管效率的问题研究较少，实践中也很少将征管效率作为税务机关业绩考核的重要指标，长期以来主要以税收收入作为衡量税务部门工作的主要指标，这样就造成了我国税收征管效率较低的局面。自1994年税制改革以来，新疆税收收入（除1999年）快速增长，从1994年28.7亿元上升到2007年的200.65亿元。理论上的问题是，在税收增长过程中，税收征管效率提高了多少？征管效率的提高对税收增收的贡献率是多少？庄亚珍、陈洪（2004）对影响税收征管效率的因素进行了初步分析。臧秀清、许楠（2005）初步分析了税收征管效率的综合评价体系。在已有的关于“加强征管促进税收增长”的研究中，对管理因素的分析还停留在定性分析或粗略的数据分析的层面上。原因在于，难以在实际中剥离管理因素和经济因素的影响，很难作出精确的数量分析（贾康，2002）。有鉴于此，本文借鉴“索洛余值法”对新疆1994-2007年间的税收征管效率进行定量测算。

二、solow余值法简介

1.测算基本思路

solow余值法最早由solow于1957年提出，普遍用于测定技术进步对经济增长的贡献率。其基本思想是在cobb－douglas生产函数的基础上，分离劳动力资本对经济增长的贡献率，将其剩余部分作为技术进步对经济增长的贡献。杨得前(2008)利用solow余值法首次定量测算了上海市税收征管效率，并取得了较为满意的结论。本文也用solow余值法测算新疆的税收征管效率。

在影响税收收入的因素中，最基本的因素有三个：一是税源数量（以g表示），二是税源的质量（以p表示），三是征管效率

假定税收函数（y）为： ，其中 表示综合征管效率水平。

对税收函数两边取自然对数，然后进行全微分，可得：

(1)

上式左端第一项式税源的增长使税收增收的部分， 表示税源的税收产出弹性 。第三项c表示由于征管效率的提高使税收增收的部分，可以将其称之为征管效率提高率。这里的征管效率包括管理水平和从业人员努力的提高等诸多方面。更进一步的说无论有无税源数量的增加，质量的改善，征管效率提高均有可能发生。

将(1)式各项用年增长率 代替得：

上式左端第一项表示税源数量的增加对税收增长的贡献率，第二项表示税源质量的改善对税收增长的贡献率，第三项表示税收征管效率提高对税收增长的贡献率。

利用上式，我们可以测算出税收征收效率对税收增长的贡献率。

2.指标选取

本文采用崔兴芳(2006)在税收征管效率提高测算及对税收增长的影响和杨得前(2008)在上海市税收征管效率提高的定量测算与分析中选取的指标作为本文的指标。

第二产业和第三产业之和占gdp的比重。根据发展经济学的理论，经济增长可以理解为产业结构的全面升级。一般而言，随着经济的发展，产业结构的演变过程会从第一产业占优势比重向第二、第三产业占优势比重的方向演进。由于税源绝大部分集中在第二、第三产业，并且考虑到取消农业税后，第一产业基本不提供税收，因而本文用第二、第三产业之和来表示税源数量。

三、征管效率对税收增长的贡献率的测算

假定税收函数 ，假定税收函数规模报酬不变，即 。对税收函数两边取自然对数，化简得：

令

则税收函数变换为：

(2)

在做方程(2) 的回归之前，为了避免出现伪回归，本文首先运用eviews5.0软件对lnm、lnn进行单位根检验。

(2)进行回归，得到的回归方程及系数的t统计量如下：

(3)

（-9.74）（12.52）（27.21）

由于拟合优度 ，该模型整体通过了显著性检验。并且各个系数的概率p=0.0，说明各个系数也都显著不为零，通过了显著性检验。通过对方程进行回归后的残差进行检验可以看出，残差是一个平稳序列，所以三个序列具有协整关系。

根据方程(3)我们得到税收函数为：

即（4）

从回归方程可以看出，期间税收征管效率平均每年提高8.6%，第二、三产业每增加1%，税收收入增加0.99%，营业盈余占gdp的比重每增加1%，税收收入增加0.01%

“索洛余值法”的要素平均增长率是几何平均增长率，若期初水平为x0，期末水平为xn，则平均增长率为：

税收收入的平均增长率为：

征管效率提高对税收增长的贡献率cr为：

以上分析中我们可以看到，1994～2007年间新疆的征管效率平均每年提高8.6%，征管效率提高对税收增收的贡献率为55.35%左右。

四、政策建议

虽然新疆的税收征管效率水平不断提高，但是新疆的税收征管效率仍徘徊于较低水平，税收征管改革仍比较迟滞。对此，建议从以下两个方面进行改革以提高征管效率，增加税收。

1.提高税源监控质量，加强部门之间的协作

现如今，我国的公共支出效率地下，缺乏监督，纳税人、纳税单位对税款怎样使用、用在何处，都处于不知情的状态，且公共支出也没有完全体现纳税人、纳税单位的意愿。只有让纳税人充分享受其权利，才能自觉履行其义务。

欠、偷、抗税现象之所以存在，主要是因为信息不对称，纳税人掌握的信息明显多于税务机关。为了尽量缩小征纳双方之间的信息量差异，税务机关应积极与社会各部门配合建立协作机制，改善征管的外部环境。建立一个统一的网络系统，实现信息资源共享，以便更好地进行税收征管。

2.提高信息化水平，开展财税库银横向联网系统（tips）

税收征管实践表明，科学有效的征管协作机制和监控手段是税收征管效率的实体保障，也是税收征管资源优化配置的外在条件。各级税务部门要本着因地制宜的原则，根据当地经济的发展走势和纳税人的素质情况，简化纳税申缴手续，强化纳税申报方式的改革力度，提高基层税收管理人员操作水平，从而节省税收征管的人力资源。

已在全国23个省市推广使用的财税库银横向联网系统（tips）实现了税收申报缴库无纸化和业务处理一体化，实现了税款资金实时划拨和部门间信息共享，在加强政府财务管理、转变政府职能、提高效率、方便群众等方面发挥了巨大的作用。所以，新疆应该尽快开展横向联网系统，并扩大办理费税收入直接缴库的业务范围，以便有利于财政、国库部门实时掌握税款入库情况，为财政预算执行分析及预测提供准确依据。

参考文献:

[1]新疆统计年鉴，历年.

征管效率论文范文第3篇

关键词：税收;征管效率;solow余值法

一、引言

经济因素对税收的增长有着十分直接的影响，它包括经济增长和产业结构变动两方面因素。加强征管也是税收增长的直接原因。但是，我国理论界对税收征管效率的问题研究较少，实践中也很少将征管效率作为税务机关业绩考核的重要指标，长期以来主要以税收收入作为衡量税务部门工作的主要指标，这样就造成了我国税收征管效率较低的局面。自1994年税制改革以来，新疆税收收入（除1999年）快速增长，从1994年28.7亿元上升到2007年的200.65亿元。理论上的问题是，在税收增长过程中，税收征管效率提高了多少？征管效率的提高对税收增收的贡献率是多少？庄亚珍、陈洪（2004）对影响税收征管效率的因素进行了初步分析。臧秀清、许楠（2005）初步分析了税收征管效率的综合评价体系。在已有的关于“加强征管促进税收增长”的研究中，对管理因素的分析还停留在定性分析或粗略的数据分析的层面上。原因在于，难以在实际中剥离管理因素和经济因素的影响，很难作出精确的数量分析（贾康，2002）。有鉴于此，本文借鉴“索洛余值法”对新疆1994-2007年间的税收征管效率进行定量测算。

二、solow余值法简介

1.测算基本思路

solow余值法最早由solow于1957年提出，普遍用于测定技术进步对经济增长的贡献率。其基本思想是在cobb－douglas生产函数的基础上，分离劳动力资本对经济增长的贡献率，将其剩余部分作为技术进步对经济增长的贡献。杨得前(2008)利用solow余值法首次定量测算了上海市税收征管效率，并取得了较为满意的结论。本文也用solow余值法测算新疆的税收征管效率。

在影响税收收入的因素中，最基本的因素有三个：一是税源数量（以g表示），二是税源的质量（以p表示），三是征管效率

假定税收函数（y）为： ，其中 表示综合征管效率水平。

对税收函数两边取自然对数，然后进行全微分，可得：

(1)

上式左端第一项式税源的增长使税收增收的部分， 表示税源的税收产出弹性 。第三项c表示由于征管效率的提高使税收增收的部分，可以将其称之为征管效率提高率。这里的征管效率包括管理水平和从业人员努力的提高等诸多方面。更进一步的说无论有无税源数量的增加，质量的改善，征管效率提高均有可能发生。

将(1)式各项用年增长率 代替得：

上式左端第一项表示税源数量的增加对税收增长的贡献率，第二项表示税源质量的改善对税收增长的贡献率，第三项表示税收征管效率提高对税收增长的贡献率。

利用上式，我们可以测算出税收征收效率对税收增长的贡献率。

2.指标选取

本文采用崔兴芳(2006)在税收征管效率提高测算及对税收增长的影响和杨得前(2008)在上海市税收征管效率提高的定量测算与分析中选取的指标作为本文的指标。

第二产业和第三产业之和占gdp的比重。根据发展经济学的理论，经济增长可以理解为产业结构的全面升级。一般而言，随着经济的发展，产业结构的演变过程会从第一产业占优势比重向第二、第三产业占优势比重的方向演进。由于税源绝大部分集中在第二、第三产业，并且考虑到取消农业税后，第一产业基本不提供税收，因而本文用第二、第三产业之和来表示税源数量。

三、征管效率对税收增长的贡献率的测算

假定税收函数 ，假定税收函数规模报酬不变，即 。对税收函数两边取自然对数，化简得：

令

则税收函数变换为：

(2)

在做方程(2) 的回归之前，为了避免出现伪回归，本文首先运用eviews5.0软件对lnm、lnn进行单位根检验。

(2)进行回归，得到的回归方程及系数的t统计量如下：

(3)

（-9.74）（12.52）（27.21）

由于拟合优度 ，该模型整体通过了显著性检验。并且各个系数的概率p=0.0，说明各个系数也都显著不为零，通过了显著性检验。通过对方程进行回归后的残差进行检验可以看出，残差是一个平稳序列，所以三个序列具有协整关系。

根据方程(3)我们得到税收函数为：

即（4）

从回归方程可以看出，期间税收征管效率平均每年提高8.6%，第二、三产业每增加1%，税收收入增加0.99%，营业盈余占gdp的比重每增加1%，税收收入增加0.01%

“索洛余值法”的要素平均增长率是几何平均增长率，若期初水平为x0，期末水平为xn，则平均增长率为：

税收收入的平均增长率为：

征管效率提高对税收增长的贡献率cr为：

以上分析中我们可以看到，1994～2007年间新疆的征管效率平均每年提高8.6%，征管效率提高对税收增收的贡献率为55.35%左右。

四、政策建议

虽然新疆的税收征管效率水平不断提高，但是新疆的税收征管效率仍徘徊于较低水平，税收征管改革仍比较迟滞。对此，建议从以下两个方面进行改革以提高征管效率，增加税收。

1.提高税源监控质量，加强部门之间的协作

现如今，我国的公共支出效率地下，缺乏监督，纳税人、纳税单位对税款怎样使用、用在何处，都处于不知情的状态，且公共支出也没有完全体现纳税人、纳税单位的意愿。只有让纳税人充分享受其权利，才能自觉履行其义务。

欠、偷、抗税现象之所以存在，主要是因为信息不对称，纳税人掌握的信息明显多于税务机关。为了尽量缩小征纳双方之间的信息量差异，税务机关应积极与社会各部门配合建立协作机制，改善征管的外部环境。建立一个统一的网络系统，实现信息资源共享，以便更好地进行税收征管。

2.提高信息化水平，开展财税库银横向联网系统（tips）

税收征管实践表明，科学有效的征管协作机制和监控手段是税收征管效率的实体保障，也是税收征管资源优化配置的外在条件。各级税务部门要本着因地制宜的原则，根据当地经济的发展走势和纳税人的素质情况，简化纳税申缴手续，强化纳税申报方式的改革力度，提高基层税收管理人员操作水平，从而节省税收征管的人力资源。

已在全国23个省市推广使用的财税库银横向联网系统（tips）实现了税收申报缴库无纸化和业务处理一体化，实现了税款资金实时划拨和部门间信息共享，在加强政府财务管理、转变政府职能、提高效率、方便群众等方面发挥了巨大的作用。所以，新疆应该尽快开展横向联网系统，并扩大办理费税收入直接缴库的业务范围，以便有利于财政、国库部门实时掌握税款入库情况，为财政预算执行分析及预测提供准确依据。

参考文献:

[1]新疆统计年鉴，历年.

征管效率论文范文第4篇

关键词:征管效率;因素分解;三阶段DEA-Malmquist模型

中图分类号:F810.423　文献标识码:A　文章编号:1001-6260(2010)03-0071-09

一、引言及文献回顾

中国税收收入在1998-2006年间保持着较快的增长速度,出现这种状况的原因是多方面的,有经济因素、政策因素、特殊因素、管理因素以及税款虚收因素(安体富,2002)。显然,税务部门的税收征管效率是影响税收收入增长的一个重要方面。近些年来,我国税收收入连续多年出现超GDP增长,科学评估税务机关的税收征管效率对于破解税收增长之谜具有重要的现实意义。

关于税收征管效率问题,自从威廉・配第提出公平、简便、节省三条标准以后,国外学者对其研究逐步深入。Lotz等(1967)采用税率分析的统计结果来比较税收努力程度。Diamond等(1974)、Auerbach(1985)、Mohring(2007)分别对税收征管额外负担进行了分析。Kay等(1988)使用资源效用的Debreu系数来测度征税系统的无效率程度。Tanzi(1999)对地下经济进行测算,并估算出税收流失的规模。Pascalis等(2006)提出对税收效率的测量应该不仅包括资金层面,也要覆盖诸多非效率问题,并构建税收乐观指数(TOI)来测定税收征管效率。国外研究构建了税收征管效率的基本分析指标与框架,为国内研究奠定了基础。此外,Ruggiero(1996)、Woodbury等(2003)、Afonso等(2006)将DEA技术引入公共部门效率评价当中,为我们提供了一个全新的分析思路。

国内学者关于税收征管效率的研究,主要围绕建立一个适合中国的税收征管效率评价指标和方法展开,研究成果可以分成两类:一是单纯的指数和成本收益比率法。代表性的主要有两种:税收努力指数和征收成本率。税收努力指数是实际税收收入与预期税收收入的比率(Bahl,1988)。赵志耘等(2002)通过税收努力指数分析了它与税收比率的现实关系。这一指标能够反映不同地区和不同税种的征税“努力程度”,其不足之处是没有考虑成本因素,预期税收收入的估算难度较大。征收成本率是从税收征管成本最小化的角度考虑税收征管效率(张培森等,2003),但是忽视了税收收益和机会成本。刘洋(2007)从税收激励政策影响企业投资活动角度评价了我国现行所得税制的效率,但该研究更多地偏向于分析税收的社会效率。目前,我国税务部门现行“八率”(即:征期申报率、当期申报率、征期入库率、当期入库率、累计入库率、逾期申报罚款率、滞纳金加收率和税务登记增长率)评价指标体系,因多重目标在实际决策中可能存在冲突,难以均衡;倘若构建综合的指标,在确定权重时难免添加主观色彩。二是基于一些经典模型的实证分析。吕冰洋等(2006)利用1996-2004年经验数据,基于经典DEA和Malmquist指数的技术方法分析了分税制改革以来我国税收征管效率状况。但是,经典DEA模型由于无法剔除外部因素的影响,在分析结果上可能是有偏的;基于C2R模型的Malmquist指数也可能出现偏差,因此技术方法存在改进空间。王德祥等(2009)采用随机前沿分析技术(sFA)对我国税收征管效率及影响因素进行分析,但随机前沿生产函数形式设定难免存在主观性;同时,虽然极力剔除地区经济、社会因素及随机冲击的影响,但是,该技术方法依然无法彻底解决“不公正”效率评估问题。

本文的创新之处是,在进行传统Malmquist指数模型的动态效率分析之前,采用三阶段DEA模型剔除掉可能影响分析结论的外生因素,使税收征管效率分析更准确。本文其余部分的安排是:第二部分是研究方法与指标选取,第三部分是实证结果及其分析,最后是结论及简短的政策建议。

二、研究方法与指标选取

(一)研究方法

我们的研究方法由三阶段DEA和Malmquist指数组成。步骤是:(1)运用经典DEA(本文采用C2R)原理,利用原始投入产出数据,评估初始效率值和松驰量。(2)将所有松弛变量加总,包括无效投入部分和松弛部分。以各个投入项总松弛量作为因变量,所有外生因素为白变量进行Tobit回归分析。(3)根据回归结果进行实际投入调整,(N-1)个省份都将被“补上”因外部环境受益而“节省”的成本投入。(4)利用“公平环境”下的投入和产出项,运用Malmquist指数,重新进行效率评价,并进行决定因素分解分析。前三个步骤称为三阶段DEA,所以该方法合称三阶段DEA-Malmquist指数模型。

经典DEA一般应用于某个时点上的截面数据的效率评估与比较,它有三个不足:(1)无法进行动态效率的评估;(2)无法进行决定因素分解;(3)评估的效率值较为粗糙。针对第三个不足,我们用上述第二、三两个步骤来平整;针对第一个、第二个不足,我们引入Malmquist指数。这样,我们的研究方法更加准确与深入。以下是具体论证过程。

经典DEA是一种线性规划方法,它借助于前沿生产函数,依据一定的标准构造一个生产前沿面,被评估的公共部门与该前沿面的差距就是它的效率。其优点在于,可以处理多个投入和多个产出的情况,无需像参数法那样构建具体函数形式的生产前沿面,对投入、产出的项目无需进行单位的标准化,就能给出相对效率值。但是,它存在着一个严重缺陷:忽略了不同项目主体所处的外部环境的差异。这一缺陷导致效率评价的“不公性”,任何偏离效率前沿的“行为”均被看作是无效率的。在不同的评价基础上进行统一效率衡量,对那些环境优越的主体会有提高其效率评价得分的趋势,而给予外部环境“恶劣”主体的是不公正的评价。DEA效率得分可能低估或高估实际效率水平(Worthington,2000)。外部环境对效率评估往往有显著影响,如果不加以控制,DEA方法计算的效率得分将有偏(Ruggiero,2000)。

针对这一缺陷,我们采用三阶段DEA-Tobit计量方法,修正外部环境变量造成的偏误。假定经典DEA得到初始的效率为θ,各项投入松弛量为input_s。现在将各项投入总松弛量作为被解释变量,各项决策的外生环境作为解释变量,构建N个(N为投入项的个数)Tobit模型。况下依然有效(Ray,1997),因此,Malmquist生产指数可以通过三个规模报酬不变DEA模型得到(Fire,

et al,1994),从而能够实现不同决策主体之间动态生产效率分析与决定因素分解。

(二)变量与数据描述

本文采用1997--2006年中国30个省级单位数据作为样本(由于大量数据缺失未被包括在内)。因此,本文的样本个数为300个。

我们以省级税收总收人为税收征管效率的产出项,投入项则主要涉及税源基础、人员投入以及运转费用等,因此,在Malmquist指数的计算过程中采用的投入项有地区生产总值、第二三产业比重、营业盈余比值、市场化指数和税务人员数量。GDP反映一个地区经济的总规模,对总税收规模具有重要作用;税源主要集中在第二三产业,在经济总量规模一定的情况下,二三产业比重越高,税收潜力越大;营业盈余占GDP比重可近似描述地区经济效益水平,对税收尤其是企业所得税具有重要影响;经济自由度通常对前沿技术进步和技术效率具有正的影响(Lee,et al,1993),本文采用樊纲等(2006)计算的我国各省的市场化水平指数;税务人员数量是反映人力投入的一个较好的指标。

在外生因素方面,我们主要考虑税务人员素质、税源分布状况以及各省份差异性等。税务人员素质是影响税收征管能力的重要因素。税源分布状况影响管理的规模效应,税源集中化程度越高,征管相对容易,成本相应越少,机构效率越高。考虑到地区差异性,我们将28个省份分为东部地区、中部地区、东北地区和西部地区,并且以西部地区为基点设定三个虚拟变量。这些对效率分析可能产生影响的因素在分析之前,通过三阶段DEA予以剔除处理。各变量定义见表I,各变量的统计特征见表2。

依据上述研究方法与数据,我们测算出初始效率值和松驰量,并根据Tobit模型计量分析结果对投入项调整,最后完成Malmquist指数的求解及因素分解。

三、实证结果分析

本部分是三阶段DEA-Malmquist指数模型的实证结果,报告我国税务部门税收征管效率的动态变,化趋势,剖析影响税收征管的全要素生产指数变动的决定因素。

表3报告的是C2R下税收征管效率值及各投入项的总松驰量。从表3可以看出,2006年,除中部和东部的少数省份外(山东最低,仅为56,85%),其他地区省份的征税效率得分一般较高。

表3列示的是在没有考虑外部环境差异情况下的效率值,并在它的基础上测算出总的松弛量。但是,由于受到外部因素的影响,它不能有效地反映真实效率。为此,表4报告的是剔除歪曲真实效率值的外在因素的Tobit回归分析结果。在剔除外生变量的Tobit模型回归过程中,我们发现:税务人员素质几乎未能通过各年份统计检验,因此不是影响松弛量的重要因素,被舍掉;在去掉education后,虚拟变量u2和u3仍然无法通过检验,表明除了东部地区外,中西部及东北地区因素差别并不明显,舍掉u2和u3后,模型基本状况得到较大改观,z值大多通过检验,Log likelihood值良好。

依据表4,我们调整投入项(数据太多,报告从略),并在此基础上得到Malmquist指数及其分解值。本文衡量的是各个省份在既定资源和经济状况下税收的征管效率问题,因此,在技术上,采用产出导向型测度。

图1是1998-2006年中国省级税务部门平均税收征管效率变化趋势图,它反映的是税收征管平均各项效率指标相对于上一年度的变化百分比。从图1中可以看出,我国税务部门税收征管的全要素生产率(TFP)波动较大,在2001年度增长率将近150%,而在其前后两年中都为负的增长率,表明2001年可能是外部因素的瞬时冲击所致。

从图1显示的全要素生产率分解来看,技术进步同TFP指数变化具有很强的相关性。2001年税收征管综合效率的超常增长,在很大程度上是技术进步的结果。同样,技术进步在该年前后出现较大波动,表明其冲击的瞬时性。规模效率和纯技术效率相对较为稳定,年度变化率都不超过50%,两者大致存在一个此高彼低的波动趋势。

表5是1998-2006年各省税务机关税收征管全要素生产率平均变化率及其变动决定因素分解(平均值)。从表5可以看出,1998-2006年,我国税收征管效率Malmquist指数值年平均增长率为42.5%,增长幅度最大的是北京市,年均纯增长率达到58.6%。从影响TFP变动的因素分解来看,带来税收征管全要素生产率上升的根本原因在于技术进步,其年均增长达到35.7%,上海市技术进步最快,增幅达到44.7%。从涉及生产效率的两个指标来看,全国年均纯技术效率增长6.3%,最高为宁夏地区,增长43.8%,同时全国有8个省份出现了不同程度的下降,下降幅度最大的是陕西省,年均降低5.6%;在规模效率方面,12个省份都不同程度下降,全国平均下降1.2%,宁夏下降超过20%。显然,从全国平均水平上来看,税收征管TFP增长42.5%的主要驱动因素在于技术进步,平均年增长达到35.7%。首先,这说明近10年的科学技术进步、生产方式改进及制度创新极大地提高了税收全要素生产效率;其次是纯技术效率的提高,税务部门自身征收管理效率的增进是促进TFP增长的一个重要方面;最后,全国年平均规模效率有所下降,表明税收征管资源投入规模过度,超过了最佳规模。

表5还进一步分析比较了地区税收征管全要素生产率差别及其决定因素。东部地区税收征管的全要素生产率增长居于四个区域之首,平均年增长速度为49.0%,西部、东北和中部地区依次居于东部之后。从TFP变动的各决定因素来看,各个地区税收征管效率增长的最主要推动力是技术进步,各地区技术进步增长率都超过30%。从纯征管效率增长来看,西部地区居于首位,其次是东部、中部和东北地区,说明西部地区税务部门税收征管效率具有相对较快的增长,而东北地区增长相对缓慢。在规模方面,东北地区和中部地区具有正的增长效率,东部地区和西部地区增长效率为负,这与我国基本宏观政策是一致的,在“中部崛起”和“振兴东北老工业”政策下,国家加大对其基本设施投资,较好地改变了其公共投资不足的“瓶颈”;而东部沿海地区,传统意义上受到国家公共投资的倾斜,投资过度,报酬递减;西部地区也有国家政策扶持,但是尚处于起步阶段,公共投资不足,因而处于规模报酬递增阶段下的规模低效率。

四、结论及政策建议

本文基于改进的三阶段DEA-Malmquist指数模型,利用30个省份1998-2006年宏观数据,分析了中国税务机关税收征管效率的动态趋势,并进一步通过指数分解剖析了影响TFP变动的决定因素。在剔除掉影响效率测度的环境因素后,分析结果表明:1998-2006年间,中国税务部门平均税收征管的全要素生产率增长迅速,但是在2001年前后存在较大的波动,技术进步是推动其增长的最主要因素;分地区分析发现,推动税收征管TFP增长的最主要因素仍然是技术进步;沿海地区纯税收征管效率相对于内地增长迅速,西部地区税务部门税收征管效率具有相对较快的增长,东北地区增长相对缓慢;中部和东北地区规模效率具有正的增长,东部和西部地区规模效率具有递减趋势,征管成本投入过度。

基于研究结论,我们提出以下政策性建议:

(1)加大科技投入和制度创新力度,增强对中西部地区帮扶力度。本文分析发现:1998-2006年,促进我国税收征收管理全要素生产率增长的最主要推动力在于技术进步,并具有一个从沿海到内地的推进过程。要有效地促进我国税收征管TFP的增长,必须加大政府科技投入和制度创新力度;同时,相对于东部沿海发达地区来说,中西部地区对先进技术和征管经验及制度的要求更加迫切,因此,强化东部省份对中西部地区的帮扶力度,能够有效促进中西部地区税收征管效率的提高。

(2)优化税务部门公共设施资源投资规模。1998-2006年,东北和中部地区具有正的规模效率增长,东部地区和西部地区规模效率下降。东北和中部地区受益于国家的相关政策,较好地弥补了公共投资不足问题,有效地促进了税收征管全要素生产率提高;而东部地区由于投资过量,西部地区由于投入不足,都存在规模效率下降问题,因此,国家在各地区税务部门公共设施及资源配置(包括人力资源)方面具有进一步改善的空间。

征管效率论文范文第5篇

[关键词税收征管资源 均衡配置 征管效率

一、税收征管资源非均衡配置的内涵和表象

（1）税收征管资源非均衡配置的内涵

1.税收征管资源。税收征管资源是指税收征管过程中的各种要素投入，既包括各种“自然资源”如税收征管机构等，也包括一系列“社会经济资源”和“智力资源”如税收征管权等。税收征管资源的形成主要有三种方式，一是各级政府的投入。二是依照有关法律、行政法规建立或授予的，如税收制度。三是税务部门在税收征管过程中获得的，主要包括各类征管信息和数据。

2.均衡与非均衡配置。税收征管资源均衡配置，是指各项征管资源配置达到帕累托最优状态，资源配置与征管活动需求完全匹配并且相对稳定，在资源总量固定的条件下，税收征管的产出和相关效益达到最大，或是税收征管的收益一定的情况下，投入的资源成本最小。

（2）税收征管资源非均衡配置表象的总体检讨

1.空间配置的非均衡性。一是纵向配置非均衡。我国税务机构庞大，截止2009年末税务人员达85.6万人，税务机构从中央到地方实行“复制”，从总局到基层税务分局（所）共5个层次。二是横向配置非均衡。在现行征管模式下，征收、管理、稽查三分离，政务部门与业务部门协调配合，存在机构（部门）增多、协调成本较大等问题。三是“内外”配置非均衡。国、地税两套税务机构的设置大幅度增加了征管资源。

2.时间配置的非均衡性。

3.非均衡配置的后果。用公共部门绩效评估的“4E”取向来评判，一是不够经济。国家为实现税收征管目标，投入的人、财、物一直居高不下。二是效率较低。无论从征管投入产出还是税务人员人均征税额等指标看，我国税收征管效率都远低于先进国家。三是效能不显著。从税收征收率、纳税人遵从度等指标看，征管资源配置并未能显著改变征管现状。四是公平性较差。税务机关内部，不同地区、不同层级间的征管资源分配不公平，甚至差距逐步增大。

二、税收征管资源非均衡配置的形成机理分析

（1）宏观因素

1.税制因素。现行税制对税收征管资源配置的影响体现在：①税制复杂多变。②部分税收政策不尽合理。③税收自由裁量权、执法责任追究制等管理制度尚不完善，一定程度上影响了税收征管效率。

2.政治因素。我国于1994年进行了分税制改革，分设国、地税两套税务机构分税种开展税收征管，虽然对确保中央和地方的税收收入有较好的效果，但某种意义上意味着征管资源增加了一倍。另一方面，地方政府对税务工作的行政干预也会影响征管资源的配置。

（2）微观因素

1.内部管理因素。一是信息不对称。税务系统内部之间存在着种种信息不对称矛盾。二是资源配置与职能要求不相适应。部分岗位职能不明晰，调整频繁，人权、事权、财权不同程度地存在越位、错位、缺位的问题。

2.人员因素。一是人员结构不合理。税务人员知识结构参差不齐，高素质人才偏少。二是积极性不高。由于领导职数有限，干部发现晋升无望，过了一定年纪就不太愿意干事。三是人员流动不合理。

三、优化配置税收征管资源的路径选择

（1）制度创新——改革和完善现行税制

1.建立健全税收征管法律体系。税收征管法体系是由不同层次的税收征管规范性文件组成的。应当研究制定税收基本法，完善税收征管法，注意法律的可操作性，提高立法质量。

2.优化税制安排。遵循“简税制、宽税基、低税率、严征管”的思路，积极深化税制改革。包括：扩大营业税改征增值税试点，合理调整消费税范围和税率结构；进一步完善个人所得税制，逐步实现分类与综合所得税制，适度降低边际税率和减少累进税率级次等。

（2）管理创新——努力提升资源管理效能

1.构建科学的税收征管体制。—是精简税务机构。在兼顾区域经济发展和征管实际情况的基础上，科学合理地设置征管机构，有效均衡地分配征管力量。二是实施税源差别管理。引进风险管理理念，把资源优先配置到风险高、税款流失可能性较大的地方，最具效率地运用有限的征管资源以提高纳税遵从度。三是推进省、市局一体化建设。构建省局、市（州）局一体化运行新格局，打破层级，缩短流程，一体化运行。

2.着力优化税务人力资源。一是完善人才进出机制。推行竞聘上岗，畅通出口，对不适应工作需要的坚决予以辞退，形成优胜劣汰的竞争局面。二是健全税务人员激励机制。完善绩效考核机制，健全岗责体系，切实改善部门之间、人员之间工作量苦乐不均的现象。三是积极探索税务系统专业技术类公务员管理办法，推行公务员分类管理，加大干部交流力度。

参考文献：

[1]何胜，论我国税收征管资源的优化配置，华中师范大学，2008年硕士论文。

征管效率论文范文第6篇

1.税收遵从成本(纳税成本)。是指纳税人为履行纳税义务而发生的全部费用和支出。税收遵从成本大致可以划分为如下几种:(1)时间成本:如收集、保存必要资料和数据,填写纳税申报表等活动所花费的时间价值;(2)货币成本:支付给会计人员的工资、福利以及设置账薄、进行会计核算、聘请税务顾问、进行纳税申报、缴纳税款等过程中发生的用货币计量的支出;(3)资产成本:为顺利进行纳税申报、缴纳税款而购置的资产,如计算机、打印机等设备;(4)机会成本:因逃避纳税而引发的成本;(5)心理成本:对税法所产生的不公平感或者心理上的疑虑等。遵从成本是纳税人在纳税过程中必然存在的成本,其中时间成本和心理成本对纳税人的行为选择有着重要的影响。

2.税收管理成本(强制成本)。即是我们所说税收运行中的征管成本,是以税务机关为主体,为保证税法的实施所发生的与征收税款和税收管理有关的成本。它具体应包括税务人员的工资、奖金、福利、住所以及教育培训等支出,还包括税务机关的办公场所、配套设施及办公经费,纳税宣传的支出也应列入其中。税收征管成本是税收征管效率的集中体现,因此,控制和节约税收征管成本是提高税收征管效率的要求,是优化税制的前提。

3.税收社会成本。是指不能归入管理成本或遵从成本中,但与税收运行直接相关的,由征纳主体之外的其他部门或社会成员所负担的成本。如司法机关为惩治偷税的成本等。社会成本中最应注意的是由征税而造成的社会福利损失(超额负担),即征税活动对经济行为产生的扭曲的负效应,在经典的理论中称为“哈伯格三角”。

二、税收征管成本与税收征管效率

税收征管的根本目标是取得税收收入和保证税法的实施。在实际的税收征管中,应收税款与实际征收税款总存在一定差距,这是无法从根本上消除的。但高效的税收征管却可以缩小这一差距,使之维持在一个合理的范围内。并且,税法的成功实施更是离不开税收征管这套实施机制。因此,税收征管的效率决定了整个税收制度的效率。

税收征管既然如此重要,那么,其效率应该如何度量呢?由于税收征管是一个综合性的概念,简单地以收入和成本的对比来度量肯定是不准确的。税收征管效率不仅包括征管机制严密程度所影响的纳税人遵从程度,而且还包括征税机构运行效率和人员素质。因此,单纯以征税成本的高低来衡量征管效率是不可取的。例如,A国征税成本率为0.5%,但其偷税率达到30%,税法遵从度较低;B国征税成本率较高,为1%,但其偷税率仅为5%,税法遵从度较高。通过比较不难看出,征税成本率较低的A国征管效率低于征税成本率较高的B国。

税收征管效率受到税收制度是否严密的制约,但严密性是无法准确量化的,只能使用偷税率等相关指标进行替代,而这些指标又受到了税收征管的影响。因此,在探讨税收征管成本时,我们假定制度是既定的,是外生变量。显然,税收征管效率受到来自于人员素质、技术手段、组织机构等诸多因素的制约,而在这些因素中,税收征管成本无疑是影响最为深远的。在这些影响效率的变量中,我们先假定成本之外的人员、技术、组织是既定的,这也符合上述变量在实际运行中变换缓慢的事实。那么,通过降低征管成本就可以达到有效地提高税收征管效率的目的。

三、影响税收征管成本的因素

1.经济因素。经济发展水平对税收征管成本产生影响。一般情况下,在税收制度既定时,经济发展水平的高低决定了税源多少。在税收征管成本的绝对量上,随着经济的发展,呈现出一种正相关的关系。以我国为例,1978年GDP为3624.10亿元,同期税收收入为519.28亿元,税务人员为17万人;1988年GDP为14928.30亿元,税收收入为2390.47亿元,税务人员为50万人;1998年GDP为79395.70亿元,税收收入为9262.80亿元,税务人员为99万人。在人均征税量上,1978年为30.5万元,1988年为47.8万元,1998年为87.29万元,呈一种上升趋势。地区经济发展的不均衡性导致了税收征管成本的地区不均,沿海发达地区与内陆欠发达地区的差距明显。

2.财政因素。财政收入和财政支出政策导向对税收征管成本有着重要的影响。税收收入的取得是为了满足政府职能的需要。如果政府对税收收入的需求增加,势必会影响税收征管成本,税务机关往往会投入更多的成本去取得增量收入。税务经费支出也是按照税收收入的一定比例来安排的,在财政状况较好的地方相对充裕,反之则经费缺乏,这无疑也会造成征税成本的损耗。

3.税收制度因素。总体上看,简单而严密的税收制度,能使税收征管成本维持在一个较低的水平上。在具体的实践中,主体税种选择尤其是流转税和所得税的选择对税收征管成本的高低有着显着的影响。流转税是以商品或劳务的流转额征税,较所得税的征管难度要小,因此,以流转税为主体税的征管成本小于以所得税为主体税种的选择。就是在流转税内部,增值税和营业税也由于其运行机制的不同而使征管成本处于不同的水平上。另外,一个稳定、公平的税收制度也是保持征管低成本的关键所在。这是因为频繁变动的税制带来了巨大的“适应性”成本,而不公平的税收制度将对纳税人的行为选择产生消极影响,使行纳税人利用各种机会来逃避纳税,这明显会加大税收征管成本。

4.组织机构效率和人员素质影响征管成本。不可否认,高效机构带来的必然是低成本耗费。而人员素质是人力资本的价值体现,高素质的人员也是降低征管成本的一个重要因素。

5.社会因素。按照新制度经济学的一般理论,制度是由正式规则、非正式规则和实施机制三部分组成。正式规则指的是成文的税法及相关法规、规章,实施机制则是税收征管活动。在这三部分中,起到至关重要作用的是非正式规则,它是正式规则形成的基础和前提,也是实施机制能否有效发挥作用的保障。社会因素就可以概括为非正式规则的集中体现,它包括在思想、文化、传统、道德、意识形态中,是在人类长期发展过程中形成的一种“潜规则”,如守法、诚实、守信等。这些“潜规则”具体到税收活动中则表现为公民的纳税意识、社会成员的道德水平以及社会各阶层对税收活动的理解等。“潜规则”从意识上影响着纳税人的遵从程度,进而影响着税收征管的成本。

四、发达国家降低税收征管成本的有益经验

1.经济思想对税收征管成本的影响是明显的。凯恩斯的国家干预理论体现在税收征管上是通过国家强制力,加强对纳税人的控制,严厉打击偷税者。在这种理念下,税务检查所耗费成本较高。随着新自由主义思潮的涌现,新公共管理理论以理性人为假设,希望通过“看不见的手”来实现个人利益和公众利益的统一。

经济理念的改变体现在税收征管上就是西方发达国家开始摒弃传统的对纳税人的偷逃税行为严罚的做法,而代之以更加“人性化”的做法。它们更加注重对征税行为的成本—效益分析,通过提供高质量的服务降低税收征管成本,提高纳税遵从度。例如一贯以严厉着称的美国联邦税务局进行了业务重组,把“通过帮助纳税人了解和实现他们的纳税义务并通过使税法公平适用于所有纳税人,以此为美国纳税人提供高质量的服务”作为工作信条,并把为每位纳税人提供一流的办税服务、为所有纳税人提供旨在确保税法得到公平实施的服务和创造高质量的工作环境作为三个战略性目标。

2.企业管理思想的融入。新公共管理思想主张将企业家精神引入政府管理之中,运用企业经营管理中较为成熟的技术、手段和经验为纳税人提供高质量的服务。这样,纳税人的地位从被监管的对象转变为商业性客户,而征税机关则成为商业企业,其内部管理也从行政管理中解放出来,向企业化管理转变。

众所周知,行政管理一贯以低效、腐败着称,而企业化管理则能够充分调动参与者的积极性。虽然税务机关不可能以“利润最大化”为工作信条,但企业管理中可借鉴的部分可以有效降低税收征管的成本,因为不论是企业还是政府,低成本都是有效率的表现之一。因此,引入企业管理思想可以对征管成本的降低产生积极的影响。

美国联邦税务局对所设计的未来组织模式进行了更加专业化的分工,不再按照行政职能进行划分,而是以面向客户(纳税人)的要求进行组织架构,直接为纳税人提供服务,减少了中间的成本耗费。税务机关的内部管理按照委托—理论制定了有效的激励机制,诱导人去实现委托人的目标,使其符合委托人的利益。美国联邦税务局的做法是针对组织效率实行“扁平化”管理,减少中间层耗费,同时对战略管理层、操作层和一线员工层,依据工作业绩进行评估考核,作为晋升和奖励的标准。这样,减少了税务官员的寻租动机,减少了不必要的征管成本浪费。

3.公共选择理论的引入。公共选择理论模型中,通过对官僚的“经济人”假设推导出了官僚制度运转效率低下,政府也会失灵的结论。该理论认为要消除低效、失灵现象,关键在于消除公共垄断,在公共部门恢复竞争,引入市场和准市场机制,促使公共部门管理的社会化。在西方发达国家,充分利用中介组织和社会团体为纳税人提供大量纳税服务,这些措施大大降低了税收征管成本。

4.“成本企画”的引入。成本企画是一种先进的成本控制方法,它通过一种事前对成本的分解、控制达到事中、事后降低成本的目标。税收征管成本的筹划也可以借鉴这一先进的成本管理模式,从税收征管成本的源头抓起,从税收制度的设计阶段就充分考虑成本因素,对实际情况进行调查分析,避免后续过程中的成本耗费。在税制设计完成后,各种可能的成本就应该体现出来,征管成本应被维持在一个合理的范围内,这样就可以排除无序的成本耗费的发生。

五、启示与传统的税收征管相比,我国现阶段的税收征管工作面临着更大的挑战,新技术、新经济的强有力冲击,使得我们不得不对传统征管做出调整,以提高效率来适应现阶段的要求。

在税收征管成本的管理上,我们多从改进管理方法和加强管理者教育上入手,但收效甚微。从国际经验上看,宜从观念、理论、制度和技术的创新上入手,把成本管理建立在符合市场经济发展要求的基础上。笔者认为以下措施能有效降低征管成本:推行多元化纳税申报制度;从观念上树立纳税服务意识;大力发展和改善税务中介组织;实现税务机构内部管理的高效化改革;加强税收信息管理,加快税收征管信息化建设;完善税收征管相关制度,创造税收征管的优良环境。

总之,在借鉴发达国家先进经验的基础上,结合我国税收征管的具体情况采取相应的应对措施,可以有效地降低税收征管成本,提高征管效率。

征管效率论文范文第7篇

[关键词]：税收；效率；成本；管理

税收最基本的职能是筹集财政资金．评价一个税制的优劣、最根本的标准就是它能否有效地组织财政收入。但近年来，由于财政比较困难，所以提高税收的聚财功能．大力拓展财源就几乎成为税收工作的主旋律．实际上，“增收”固然重要、而注重税收效率的“节支”也忽视不得．改进管理模式、提高税收效率已经成为现代化税收管理的一个标志

一、税收效率理论及其评价

税收效率反映一定时期内国家用于税收方面的投入或耗费与所取得的聚集资金、调控经济及监督管理等方面的效率或成果之间的对比关系。它集中体现了在税收分配过程中投入与产出的关系。

税收的效率分为两个层次：

第一层次是税收的行政效率、可通过一定时期直接的征税成本与入库收入的对比来衡量。这里．入席的税收收入是税收的直接效益，而直接的征税成本、是指税务机关为获得税款的耗费、包括各种公务经费和人员经费。一般地说，直接的征税成本与入库的国家税款之间比率越小．税收行政效率越高。亚当．斯密在《国富论》中所提出的“一切赋税的征收，须设法使人民所付出的，尽可能等于国家所收入的”观点、其核心即是政府应努力降低征税成本．

第二层次是税收的经济效率．这是从整个经济系统的范围来考察国家征税是否有利于资源的合理配置和经济机制的有效运行，它是通过税收的经济成本和经济收益之间的比值来衡量的．经济成本包括纳税人为缴纳税款而支出的各种费用〔如办理登记、申报及聘请税务等)可能因征税导致的额外负担等。很显然，提高税收购经济效率就是以较少的经济成本换取较多的经济收益．

很长时期以来、税收效率没有受到应有的重视．尤其是作为国家机关的税务部队忽视成本、铺张浪费．缺乏效益观念的现象普遍存交，如税法宣传上，重复和无效的开支很多；在落后设备基础上大面积的手工劳动，搞人海战术，无视人力的浪费是最大的浪费；查补少量税款不惜远途出差，等等．这种用钱观念是不符合市场经济的效益观的．尤其是征税成本，不仅是税务部门花掉了本部门经费．实质上是国家财政收入的扣除．因为组织同样规模的财政收入．如征税成本增大．国家可用财力就减少从这个意义上说，降低征税成本既是增加财政收入．因此，无论从税务机关本身利益还是国家利益考虑，都要树立税收管理的效益观念，注意节约人力物力，提高用钱效果，降低征税成本．

二、我国税收效率现状及影响因素

与国外相比，我国的税收效率偏低，税收管理潜力仍然很大从税收征收成本看，全国税务系统百万大军，以人年均2万元经费概算，每年就需200亿元从纳税成本看，申报纳税、缴纳税款、聘请、咨询服务等方面的开支也很惊人，如报载某大型企业1998年仅增值税专用发票专项支出就达600万元．有研究表明，我国税收成本始终在5％以上，这与国外一般在1．5％左右的水平相比．无疑是偏高的．另外，从税收征管质量来看，也亟待提高，如每年由于从偷漏骗逃税和越权减免导致的税收流失都在上百亿元，虽通过查补大部分已追征入库．但应征之税却被漏掉，无疑也说明征管质量差，税收效串很低．

造成税收效率不高的原因很多，主要是：

(一)税收机构庞大，执法水平和征管技术不高

现在全国省以下税务机关设置两套机构，本己庞大，而一些地方的征收机关还是按行政区划设置，税务人员数量一再扩充，1994年以来已基本翻了一番．但税务人员的业务素质及征管水平却不尽如人意，不能做到应收尽收影响了征管效率．另外，虽然基层征管机构多数已配备了计算机．但软件开发和操作、维修水平跟不上，实际利用率并不高；征管和稽查信息共享的程度低．税务稽查计算机选案无法完全实现．现代化征管要求与落后的技术水平之间的矛盾日益突出，客观上制约了税收征管的效率和质量．

(二)纳税人素质不高

虽然经过多年税收宣传，全社会整体纳税意识有所提高，但在市场化进程中，许多新办企业、新兴业户对税收的本质功能仍缺乏应有认识．农村地区、零星税源分散隐蔽很多私营业主、个体业户账证不全，迟迟不办理登记．使税务机关无法实行税务监控．还有的增值税一般纳税人，对税务系统采用的Ic卡、数据采集器等电子申报手段不能适应．落后的办税能力与高科技电子申报的反差很大、制约了税收征管改革的进程．纳税人素质参差不齐、影响了整体纳税质量，干扰了市场经济要求的公平竞争秩序，是制约税收征管效率的主要因素．

(三)税收环境不够理想

从经济环境看，在走向市场经济之初的现实经济运行中，滋生了大量的“地下经济”，由于信息不灵、政策的贯彻难度大，给税源的监控带来很大困难，税务机关要把潜在的税源变成收入就必然要加大税务要素的投入，增大了征税成本．从社会环境看，1994年的税制改革，使中央与地方政府之间的责权利关系逐渐明确，相应地由财政利益分配引发的政令不通现象日益严重，表现在一些地方过多考虑部门利益和地方利益，强行收费，弱化收税，甚至越权减免税，造成国家税收流失，弄虚作假，虚报浮夸，追求所谓政绩而不顾税法的严肃性，严重妨碍税收执法．从文化环境看，由于尚有很多纳税人法制现念和纳税意识很差，税收法规的执行不仅得不到纳税人和社会各界的大力支持，反而有人千方百计地逃避纳税义务，有的甚至抗拒、敌视税务执法行为，这必然会为税务机关依法治税带来难度，为了维护税法尊严，税务机关必须加大税务要素的投入，结果导致征税成本的增加

三、提高税收效串的对策思考

(一)树立正确的税收效益观念，加强对税收成本的管理

征税成本是社会演源的一种虚费，应尽可能降低到最小跟度．因此，必须彻底摒弃传统的“无本征税”旧观念，树立正确的征税成本观念，把税收效率思维理念贯彻到税收制度改革、税收征管机制改革和税收日常管理工作之中。

鉴于现实状况，提高税收效率，至关重要的是以法的形式，规定整个税收征管活动．所以应尽快出台税收的根本大法一一《税收基本法》，修订现行《税收征收管理法》及配套各项法规．使税收效率的提高有一套法律法规作保障．还要改变实际工作中单纯“以收入论英雄”的做法．把税收效串作为考核税务部门政绩的一项重要指标，建立评价税收效率的措施体系，包括：税务机关税收征收成本(率)；纳税人纳税成本(率)；税收征收管理成本(率)；税收征管净收益(率)；纳税人漏税额(率)，以此考核各级税务机关税收征管效率，促使他们更加重视、关注税收征管效率从而采取相应措施提高税收效率．

(二)改革税收行政

1．合理调整机构，推进人事制度改革，提高税务人员素质．解决好机构林立。人浮于事的问题是降低税收成本、提高税收效率的必由之路。应按经济流向，本着精简机构、便于管理、经济科学的原则，收缩基层征管机构。在办税服务厅的设置上，可实行国地税“合署办公”的办法，既方便纳税人，又减少投入．在机构调整时可灵活一些，税源相对集中的地方，可采取集中征收的办法，对税源相对分散的地方，也应该经济流向来合理设置，井强化每一个机构的部门功能．在人员配置方面、要着重改变非业务人员过多、勤杂人员过多的现状。要大力推进人事制度改革，严格定编定员，解决机构和人员的不合理状况，同时通过教育、培训提高税务人员职业道德及业务素质．这样，既可以节约费用开支，又能激发税务人员的工作热情，有利于提高工作效率．

2．加快微机开发利用进程．改善税收征管条件．以微机技术代替手工劳动，可提高工作效率，减少工作中的随意性．可以说，加快微机的开发和应用，全面提高税收管理的科技含量，是最终降低税收成本的根本途径．发达国家和地区在税收征管的各个环节，都广泛采用微机，大大提高了税收征管效率，也缩短了纳税人申报时间，使复杂的申报、检查、稽核等可以迅速完成．我国税务系统的微机开发尚处起步阶段，应逐步提高其开发及应用水平，主要工作包括：一是规范税收征管流程，统一税务系统的计算机软件开发，防止各自为政、自行开发带来的不必要浪费；二是逐步实现微机联网，提高涉税信息传递的速度和质量，构建税源联控机制；三是提高设施使用效率．防止只将计算机充作打字机甚至游戏机的浪费问题出现；四是认真做好计算机应用的培训工作，提高税务人员的计算机操作水平．

3．推行税务，健全协税护税网络．随着经济的发展，税务机关的工作量及管理难度都在加大，单纯扩编增员会加大税收成本．所以应推行税务制度，把本该由纳税人自己办的事，从税务机关分离出来，把服务工作推向社会，减轻税务部门自身负担，吸收社会力量协税护税，就缓解了征管力量不足的矛盾，相应减少了税收成本．另外，由税务人向纳税人提供专业服务．虽也要收费、但比纳税人自己去纳税要有效、简约和顺利多了，从而节约了纳税费用．从另一侧面提高了税收效率．

(三)营造良好的税收环境，减少征管阻力

1．加大税收宣传力度，减少税收征纳矛盾和征管阻力。现在，纳税人依法纳税的意识已较以前增强，但仍要提高税收宣传质量，及时提供最新政策法规信息和具体操作方法．加速税法向广大纳税人渗透的进程．另外，还应将税收宣传的范围扩大到一切公民以及政府、机关和行业管理部门这既是当前顺利开展税收工作、提高税收效率的保证，也是未来税收事业发展的基础．

2．加大税收稽查力度，打击一切涉税犯罪行为。税收环境的营造，离不开必要的强制措施．在现行征管条件下，要注意提高招查选案的憋确度，使全稽查执法手段．赋予稽查部门相应的执法权力．通过严格执法净化了税收环境，就会减少管理难度，提高税收效率．另外，为尽快解决税收征管中“有事无人管，有人乱管事。的问题，解决那些由于部门甚至个人利益而使税案久拖不决、办案拖拉的问题，建议改革目前“税侦室”的作法，由税务部门单独组建税警队伍，行政上届税务局领导，业务上接受公安机关的指导，并积极创造条件，建立税务法庭，独立处理税务违章案件，这最终定会有利于税收效率的提高。

总之，提高税收效率大有潜力可挖．税务机关应一方面开拓税源，大力组织收入，另一方面倡导节支，减少管理成本，从而实质上增加税收收入，实现税收的政策目标．

参考文献：

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征管效率论文范文第8篇

[关键词]税务部门；人员素质；结构配置；征管效率；中国

[中图分类号]F812.42 [文献标识码]A [文章编号]1671-8372（2013）04-0095-05

伴随着我国税收收入规模总量逐年迅猛增长，税收征管成本也一直居高不下，税收征管效率低下，引起了理论界和税务部门的重视。在税收征管实践中，人员的投入和配置对税收征管的效率产出影响越来越大，因此有必要从税收征管的效率角度考虑税务部门人力资源及其配置情况。

我国对税务部门人员素质与配置效率的研究文献较少，多从某一切入点入手提及税务部门人员配置状况。王德祥利用SFA方法对我国税收征管效率及其影响因素进行了实证分析，认为适度减少税务部门人员数量可以提高税收征管效率[1]。福建省国家税务局课题组从专业能力、提升与鼓励、报酬、福利、人际关系、外部影响等6因素分析了税务部门的行政执行力，研究表明我国税务部门的机构设置、人员素质和制度建设等方面与税务工作现实要求之间的矛盾日益突出[2]。潘雷驰总结出现阶段税务人员的行为目标并针对税务人员心理需求和征管环境不和谐之处对税收管理提出改进建议[3]。苏强借鉴国外纳税评估经验，提出“人机结合”的评估模式，建议注重评估人员的素质培养和考核[4]。李林根认为“金税”三期建设忽视了人的因素，包括纳税人及征管人员的服务与管理，应重塑纳税服务，提升征管效率，把人和事放在同等重要的位置上[5]。

上述研究对我国税务部门提升人员素质、优化队伍结构配置、降低税收征管成本、提高征管效率有一定的借鉴意义。但现有研究也存在两方面不足：一是多数研究都从提高税收征管效率的对策加以阐述，仅仅从加强培训、建立绩效考评机制、重组税务人员和机构配置等角度泛泛论述，专门研究税务部门人员素质和结构配置效率的文献较少，缺少对税务人员状况的系统分析；二是较少研究税务部门的机构配置及其效率问题，通过对比发达国家的机构设置状况得出效率结论的研究就更少。本文将针对上述两方面问题对中国税务部门的人力资源状况进行分析。

一、人员投入

1994年分税制改革以后，中国在税收征管上投入的人力、物力、财力越来越大，特别是税收征管人员的投入，构成了一支规模庞大的征管队伍。过快的人员增长使税务部门臃肿，税收征管效率降低。1996—2010年中国税务系统正式在职人员数量的增减变化如图1所示。

由图1可知，1994年分税制改革以后，全国税务系统各部门人员快速增长。1993年税务部门全系统共57.9万人，而到1996年增至77.7万人。2004年政府部门的精简改革，使税务部门人数有一定程度的减少，但随着各地非正式编制人员的转入，到2006年税务系统的人员总数又增至85.37万，之后一直保持在80万人以上，这还不包括一些事业编制和无编制人员。臃肿的税务系统人员状况，使得我国的税收征管成本逐年上升，而税务系统人均征税水平却一直没有大幅度增长，税收征管效率水平较低。

相比于世界其他国家，我国的税务人员数量庞大，为美国的8倍，日本的15倍，德、法等国的7～8倍（见表1）。

我国税务部门人员数量的膨胀，带来一些突出问题：首先是过多的人员造成税务系统的工资支出较多，税收征管成本绝对数额大幅度增加；二是工作中难以合理做出人事安排，人浮于事、推诿扯皮的现象时有发生；三是税收收入的绝对数虽逐年增长，但作为税收征管效率判别指标之一的人均税收贡献率却因税务人员过多而增长缓慢；四是各地人员配置的平均化，并没有按照经济税源的分布确定税务人员数量，造成一定程度的人力资源浪费；五是纳税人需要应对多个税务管理人员的审批、核准，不可避免地增加其纳税成本，使社会整体税收效率降低。

二、年龄结构

征管效率论文范文第9篇

【关键词】 高管可观察特征； 过度自信； 财务危机

【中图分类号】 F275 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2016）22-0008-05

引 言

防范财务危机一直是企业管理的一项重要内容。新《公司法》的颁布实施加大了企业面临的生存挑战，加剧了企业的失败风险。我国《公司法》在最新修订后，放宽了注册资本登记条件，降低了企业成立门槛。新《公司法》的实施使企业数量大幅增加，竞争加剧，企业生存面临的挑战和失败的风险也随之增加。因此，防范企业失败成为当前企业面临的重要问题。本文通过回顾高层梯队理论、过度自信特征、财务危机成因和高管可观察特征的相关研究成果，以期为财务危机防范提供新思路，为相关领域未来研究提供新方向。

一、高层梯队理论

（一）高层梯队理论

Hambrick和Mason（1984）综合了前人的研究，提出“高层梯队理论”（Upper Echelons Theory），认为组织的战略选择和绩效部分决定于高管人员的背景特征。

“高层梯队理论”如图1所示。首先，高管团队的背景特征部分反映了组织所面临的环境。其次，高管背景特征是战略选择的决定因素，并通过这些战略选择影响组织绩效。同时，某些环境要素会与高管背景特征共同对战略选择产生影响。最后，环境要素、高管背景特征和战略选择相互作用从而决定了组织的绩效水平[ 1 ]。

高管背景特征之所以会影响战略选择从而影响组织绩效，是由于高管背景特征中的价值观和认知基础等心理特征对组织的战略选择产生作用。决策者会把个人的认知基础和价值观带入决策的制定过程中，因此真实环境与决策者最终认识到的环境是不同的，决策者最终感知到的环境是经过过滤的。由于某个单独的决策者或整个管理团队都无法注意到组织和组织所处环境的所有方面，所以决策者的认知领域限制了决策者最终所感知到的环境；而由于个体存在选择性认知的情况，所以决策者认识环境的范围又被进一步限制；最后管理层决策制定所用信息是经过管理层的认知基础和价值观过滤的，所以管理层对环境的最终认知结合了个人的价值观，而这一认知为战略选择提供了基础。另外，价值观除了可以通过影响管理层对环境的认知作用于战略选择外，价值观还会直接对战略选择产生影响。

高管背景特征分为心理特征和可观察特征两大类。由于价值观、认知基础等心理特征是不可观察和度量的，因此“高层梯队理论”强调管理层的可观察特征可以作为价值观、认知基础等心理特征的替代变量。这些可观察特征包括年龄、任职期限、职能背景、学历水平、财务状况等。可观察特征对心理特征起到指示作用。对于可观察特征的研究，Hambrick和Mason（1984）建议从两方面出发：（1）高管团队的平均特征；（2）高管团队的异质性。在研究团队异质性问题时，年龄异质性、任职期限异质性、职能经验异质性、教育水平异质性、社会经济基础异质性和财务状况异质性都应被考虑[ 1 ]。

（二）高层梯队理论的修正模型

在Hambrick和Mason（1984）提出“高层梯队理论”之后，该理论在后续的研究中不断被修正。

1.调节变量的提出

后续研究在模型中加入了管理层自由裁量权和高管工作负担这两个基本调节变量（Finkelstein和Hambrick，1990；Hambrick、Finkelstein和Mooney，2005）。Finkelstein和Hambrick（1990）发现“高层梯队理论”应该进行扩展，应加入管理层自由裁量权的调节作用[ 2 ]。Hambrick等（2005）在“高层梯队理论”中加入了另一个调节变量――高管的工作负担。高管的工作负担水平受三种因素的影响：（1）任务的挑战性；（2）股东等对于组织绩效的要求；（3）高管对组织绩效的期望[ 3 ]。

2.行为整合概念的提出

“高层梯队理论”的另一个修正是在理论中加入了“行为整合”的概念。Hambrick发现许多高管团队几乎没有团队应具备的特征。这些高管团队常常由一些“巨头”组成，他们与CEO之间保持双边关系但他们之间几乎没有交流，他们无法构成团队。行为整合是指一个高管团队内部个体之间相互影响的程度。一个行为整合的高管团队会共享信息、资源和决策。行为整合已经被证明会对组织绩效产生直接的积极影响[ 4 ]。

3.研究方法与理论的修正

Carpenter等（2004）在回顾前人研究的基础上，指出“高层梯队理论”原始模型中的不足并提出了未来的研究方向[ 5 ]。

第一，将高管团队作为分析单位的观点存在争议。“高层梯队理论”的原始模型认为研究高管团队比研究高管个人更有意义，因为战略选择是一项庞大的任务，它远远超过了高管个人的能力范围。很明显，原始模型并没有详细阐述将高管团队整体作为研究对象的价值所在。但很多研究显示一些重要的个人特征被原模型忽略了，而这些个人特征其实对组织的战略选择有直接的影响。

第二，关于团队的定义存在争议。很明显，学者们都希望尽可能多地解释差异性。对这个目标最好的做法是扩展概念范围。

第三，人口统计特征变量存在局限性。由于Hambrick和Mason（1984）模型中最重要的因素已经被检验，而且检验结果都证明了高管人口统计特征对组织绩效的影响作用，因此继续研究高管团队人口统计特征对组织绩效的影响遇到了瓶颈，这个领域缺乏创新的研究话题。所以，后续研究可以分析高管团队人口统计特征如何作用于高管的某些认知和行为，以及作用原因和作用时间。

第四，决策过程存在其他的形式。有研究显示，高层梯队内部很可能存在其他的决策过程，而且这些决策过程可能会贴近现实情况。另外，还应考虑公司治理和组织结构等要素对高管行为和选择倾向的影响作用，以及高管更换对组织战略和组织绩效产生的影响。关注企业高管团队决策过程的多样化可以更深入地理解高管对组织的影响方式。

第五，关于因果关系的观点存在争议。“高层梯队理论”原始模型强调变量之间的关系是一种单方向线性递进的关系。但同时Hambrick和Mason（1984）承认模型中变量之间的因果关系事实上更为复杂，尤其高管和其所处的环境之间具有相互的影响作用。

二、过度自信特征

行为公司金融认为过度自信是财务决策中的一种心理偏差，过度自信的人总是倾向于认为自己的智慧、能力等高于其他人[ 6 ]。Cooper等（1988）调查了企业家对成功概率的预期，调查结果显示企业家会认为自己企业的成功概率高于其他企业，究其原因可能是企业家相信自己对未来的控制力，这是企业家过度自信与过度乐观的表现[ 7 ]。Gervais和Odean（2001）分析了交易者产生过度自信的原因，由于在评估自己能力时，交易者从成功中得到过多的好评，因此交易者变得过度自信[ 8 ]。

已有研究提出过度自信有“控制幻觉”、“知识幻觉”和“自我归因偏差”等特征。

（一）控制幻觉

“控制幻觉”（Illusion of control）的概念最早由Langer（1975）提出。Langer（1975）认为“控制幻觉”是一种心理偏差，这种心理对成功概率进行了不合理的高估，成功概率的预期值高于客观实际值[ 9 ]。人们倾向于相信自己有能力来影响事件的发展结果，但事实上事件的发展结果可能主要或仅仅由运气来决定[10 ]。

（二）知识幻觉

过度自信产生的原因之一是信息和知识不足，决策者只能依据对事物的有限知识进行判断[11 ]。随着所获信息和知识的增多，决策者会认为判断的准确性也会提高，知识幻觉便由此产生。可以这样理解知识幻觉：一方面，决策者会高估自己所获知识的可靠性和价值[12 ]；另一方面，决策者会高估自己的判断能力[13 ]。

（三）自我归因偏差

“自我归因偏差”（Self-attribution bias）是指人们将成功的原因归结为自己的能力知识等因素，而忽略客观因素的作用，把失败归结为客观环境、坏运气等其他因素[ 14 ]。Libby和Rennekamp（2012）认为管理者存在自我归因偏差，管理者认为个人因素比外部因素在企业成功中的作用更大[ 15 ]。

三、财务危机成因

（一）国外研究回顾

Beaver（1966）认为行业因素对企业陷入财务危机有影响作用[ 16 ]。Sharma和Mahajan（1980）认为引起财务危机的因素包括两类主要因素。一种是企业外部环境因素，这些因素不在企业管理者的控制之内，包括经济增长、消费者行为、市场结构变化等。外部环境因素对企业的盈利能力和市场实力有明显的影响作用。另一种是企业内部因素，包括战略的计划、执行、监督和评价等。这些内部因素决定了企业使用资源以应对环境变化的能力[ 17 ]。Goudie和Meeks（1991）研究了汇率波动对企业陷入财务危机概率的影响作用[ 18 ]，认为汇率波动对财务危机发生概率有影响作用。Mitton（2002）研究发现良好的公司治理（如较高的外部股权）对公司业绩有积极的影响作用，从而降低陷入财务危机的概率[ 19 ]。Cipollini和Fiordelisi（2012）认为影响银行财务危机的因素有银行水平因素、行业水平因素以及宏观因素[ 20 ]。

（二）国内研究回顾

姜秀华和孙铮（2001）认为治理弱化是财务危机产生的原因之一[ 21 ]。吴世农和卢贤义（2001）认为企业成长能力、盈利能力、长期偿债能力、短期偿债能力和营运能力等财务因素与企业财务危机发生概率相关[ 22 ]。陈燕和廖冠民（2006）研究发现国有股比例与财务危机发生概率显著正相关，董事会规模可以降低财务危机发生概率，而第一大股东持股比例与财务危机发生概率的关系为非线性，即当第一大股东持股比例较低时，第一大股东持股比例与财务危机发生概率呈正相关关系，但第一大股东持股比例增加到一定程度后，随着持股比例增加，财务危机发生概率在降低[ 23 ]。姜付秀等（2009）以2002年至2005年间沪深两市上市公司为研究对象，研究发现过度自信的管理者实施的扩张战略会增加企业陷入财务危机的可能性[ 24 ]。张友棠和黄阳（2011）认为行业环境风险通过与企业战略因素的联动作用于企业财务要素，从而引发财务危机[ 25 ]。许忠达（2012）以宁波民营企业为研究对象，使用问卷调查获得的数据，用汽车投资和不动产投资衡量过度自信，以不良贷款金额衡量财务危机程度，研究发现企业家过度自信与财务危机程度正相关[ 26 ]。夏以群和许忠达（2012）认为民营企业过度自信引起的过度消费、盲目扩张和多元化等是民营企业陷入财务危机的内因[ 27 ]。

（三）分析与小结

目前财务危机成因方面的相关研究主要集中于从企业客观环境和企业策略方面分析财务危机成因，较少考虑高管心理特征这一因素。虽然姜付秀等（2009）、夏以群和许忠达（2012）的研究涉及了过度自信，但主要研究内容是过度自信下的企业战略与企业财务危机的关系，并未直接研究过度自信与财务危机的关系。而许忠达（2012）虽然研究了过度自信与财务危机程度之间的关系，但研究对象仅限于49家宁波民营企业，且过度自信的衡量方法以及财务危机程度的衡量方法存在改进空间。故以高管团队过度自信与财务危机可能性的相关关系为研究内容，进行大样本研究极具意义。

四、高管可观察特征与战略选择和企业绩效

（一）高管团队平均特征与战略选择和企业绩效

Taylor（1975）研究发现管理层年龄会影响管理者信息处理和决策制定效果，年长的决策者会搜集更多的信息来制定决策且能够比年轻的决策者更准确地处理信息的价值[ 28 ]。Finkelstein和Hambrick（1990）研究发现任期越久的高管团队越倾向于采用持久不变的战略，且所在组织的绩效接近行业平均水平。当管理层自由裁量权越大时，高管团队任期与战略选择和组织绩效的关系越强。Wiersema和Bantel（1992）研究发现高管团队平均年龄越低、任期时间越短、教育程度越高的企业更可能发生战略变革[ 29 ]。Boeker（1997）研究发现高管团队任职期限越长，战略变革程度越大[ 30 ]。Tihanyi等（2000）研究发现高管团队平均年龄越低、平均任期越长、平均教育程度越高、平均国际化经验越多，企业国际多元化程度越高[ 31 ]。

孙海法等（2006）研究发现高管团队平均任期越高或团队规模越大的公司短期绩效越好，高管团队平均学历越高或团队规模越小的公司长期绩效越好，高管团队平均任期越高的信息技术公司长期绩效越差，高管团队平均年龄越高的信息技术公司当期绩效越差[ 32 ]。郝二辉（2011）以中国上市公司为样本研究发现：高管团队平均年龄和平均任期与企业财务危机发生概率的相关关系为U型；高管团队平均学历越高，财务危机发生概率越低[ 33 ]。林新奇和蒋瑞（2011）以我国房地产上市公司为样本分析发现学历平均水平与企业财务绩效正相关[ 34 ]。

（二）高管团队异质性与战略选择和企业绩效

Murray（1989）的研究结果表明高管团队异质性对企业短期绩效有利，对长期绩效不利[ 35 ]。Wiersema和Bantel（1992）研究发现高管团队教育程度异质性越高的企业更可能发生战略变革。Wiersema和Bird（1993）研究发现日本公司高管团队的年龄异质性、团队任期异质性会对团队更换产生影响[ 36 ]。Boeker（1997）研究发现高管团队任期异质性越大，战略变革程度越大。Tihanyi等（2000）研究发现高管团队任期异质性越大，企业国际多元化程度越高。Carpenter（2002）研究发现高管团队教育背景异质性、职能异质性和任期异质性与组织绩效之间的关系是基于战略复杂程度这一前提条件的[ 37 ]。

孙海法等（2006）研究发现高管团队任期异质性越小的信息技术公司长期绩效越差。肖久灵（2006）发现教育背景异质性有利于企业创新，而任期异质性有利于提高高管团队决策效率[ 38 ]。谢凤华等（2008）研究发现高管团队任期异质性与创新绩效正相关，教育背景异质性与R&D绩效和创新过程绩效正相关[ 39 ]。郝二辉（2011）研究发现：高管团队学历异质性越大或任期异质性越大，企业财务危机发生概率越低；高管团队年龄异质性越大，企业发生财务危机的可能性越高。林新奇和蒋瑞（2011）分析发现任职经验异质性与企业绩效正相关。

（三）分析与小结

回顾国内外关于高管团队可观察特征（团队平均特征和团队异质性）与战略选择和企业绩效的相关研究可以发现，目前研究较少关注高管团队可观察特征对战略选择（或企业绩效）的影响作用机理，即使有相关研究，这些研究也没有从高管团队心理特征角度解释。根据高层梯队理论，高管团队可观察特征是高管团队心理特征的指示指标，真正对战略选择和企业绩效起作用的是高管团队的心理特征，所以高管可观察特征通过影响高管团队心理特征而影响战略选择和企业绩效。而现有研究多通过高管团队可观察特征与战略选择的关系和战略选择与企业绩效的关系来解释高管团队可观察特征对企业绩效的作用机理（郝二辉，2011），没有解释高管团队可观察特征影响战略选择的作用机理。

另外，根据高层梯队理论，高管可观察特征作为高管心理特征的指示指标，也应对高管过度自信起指示作用。因此如果可以找出对高管过度自信起指示作用的高管可观察特征变量，企业则可通过控制高管可观察特征来控制高管过度自信，从而影响财务危机发生的可能性。

五、总结与展望

本文回顾了高层梯队理论、过度自信特征、财务危机成因和高管可观察特征的相关研究成果发现：（1）目前国内外关于财务危机成因的研究集中于企业内部和外部因素的研究，忽视了高管心理因素对财务危机的影响，未考虑高管过度自信这种心理特征的影响；（2）目前研究较少关注高管团队可观察特征对战略选择（或企业绩效）的影响作用机理，即使有相关研究，这些研究也没有从高管团队心理特征角度解释。

财务危机防范是企业管理的一项重要内容。新《公司法》的颁布与实施加剧了企业竞争，企业陷入财务危机的可能性加大，因此研究财务危机成因有重要意义。本文通过回顾高层梯队理论、过度自信、财务危机和高管可观察特征的相关研究成果认为：（1）根据高层梯队理论，高管过度自信作为心理偏差的一种，可通过战略选择对财务危机发生的可能性产生影响；（2）根据高层梯队理论，高管可观察特征决定了高管的心理特征，企业可通过观察和控制高管可观察特征来控制高管过度自信，从而影响财务危机发生的可能性。

因此，本文观点为企业财务危机成因研究提供了新思路，为财务危机防范和高管团队选聘提供了参考。

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征管效率论文范文第10篇

一、引言

近年来，我国税收收入一直保持高速增长态势，2008年我国税收收入达5.42万亿元。1994～2008年税收收入年均增长16.5％，这一增长比率远超过了同期GDP的增长率。一个值得探讨的问题是，在这一过程中税收征管效率发挥了怎样的作用?如何对各地税收征管的相对效率进行科学的评价?这些问题不仅具有重要的理论意义，而且对相关税收政策的制定具有重要的参考价值。

税收征管效率是考核税收征管工作成效的一个重要方面，是征税过程本身的效率。它要求在其他条件不变的前提下，税务机关以尽可能低的投入，取得尽可能多的产出。在实践中，人们常用征管成本率、人均征收额、税收计划完成程度、税收收入增长率等指标来评价征管效率的高低。但是由于我国各地经济社会发展不平衡，仅仅依靠这些指标来评价征管效率无疑具有极大的不合理成分。近年来，研究者围绕征管效率进行了一些有益的探讨，研究主要集中在两个方面：

(一)分析征管效率提高对税收收入增长的贡献

研究者所使用的方法大体可以分为两类：一是采用参数方法对税收征管效率进行测算。王德祥、李建军(2009)以随机前沿函数为基础的研究发现，税收征管效率的提高是税收收入增长速度快于GDP增长的一个重要原因。杨得前(2008)基于1994～2005年间29个省份的面板数据对我国税收征管效率进行了定量测算，结果表明，在此期间税收征管效率对税收增收的贡献率为28.11％。这类方法基于生产函数理论，通过数据拟合求得模型中各参数，从而计算效率值。主要局限有：其一，设定的生产函数与实际的生产函数可能大相径庭，从而使最终得到的结果与实际存在较大差距；其二，数据拟合的结果或许不能通过显著性检验，从而使得参数方法无法使用。二是采用非参数方法对税收征管效率进行测算。非参数法是当前国际上效率测度研究领域的新方法，其优越性在于无需对生产函数的具体形式进行设定。孙静(2008)基于传统DEA方法对湖北省若干市的税收征管效率进行了测算。但在其研究中没有考虑税源质量这一重要因素对税收收入的影响。

(二)对影响税收征管效率因素的探讨

庄亚珍、陈洪(2004)、卢欢(2008)、嵇成刚、李小芳(2008)认为影响税收征管效率的因素主要有税制因素、经济社会环境、税务人员因素、征管技术水平等。

本文则引入DEA模型对我国30个省(自治区、直辖市)2007年税收征管的相对效率进行评价。

二、DEA模型及指标选取

(一)DEA模型

DEA方法又称数据包络分析法(Data Envelopment Analysis)，它是由著名运筹学家Charnes和Coopel等以相对效率为基础发展起来的一种效率评价方法。因其具有客观性、不用考虑量纲、分析结果具有明确的经济意义等优点，其应用领域不断扩大(吴育华等，2008)。

传统的DEA方法主要有假定规模收益不变的C2R模型和假定规模收益可变的BCC模型，其基本思想如下：

(二)指标选取

征税过程的实质就是一个投入―产出过程，其投入主要包括税源数量、税源质量、税务机关投入的人力资本的数量、质量、物力及财力，其产出主要有税收收入、提供的纳税服务及税收宣传等。在本文中选取的投入指标有：

1.第二、第三产业增加值。GDP指按市场价格计算的一个国家(或地区)所有常住单位在一定时期内生产活动的最终成果。从宏观角度来看，GDP是最大的税源，税收的实质是对GDP的部分分割。因此，GDP是代表广义税源的一个合适指标。但考虑到取消农业税后，第一产业基本不提供税收，因而在本文中用第二、第三产业增加值来表示税源数量。

2.营业盈余占GDP的比重。税收收入的多少不仅和税源数量有关系，而且还受税源质量的影响。例如两个企业生产同样的产品，销售收入都是800万元，但这两个企业最终应缴的税金总额却不一样。营业盈余是指一个国家或地区的常住单位创造的增加值扣除劳动者报酬、生产税净额和固定资产折旧后的余额。它相当于企业的营业利润加上生产补贴，但要扣除从利润中开支的工资和福利等。因此，营业盈余占CDP的比重可以较好地反映一个国家或地区的经济效益水平。在本文中用其作为税源质量的变量，该比重越高，表示税源质量越好。

3.税务人员数量。实施税法时由公共部门支付的行政费用，如税务机关在征税过程中投入的人力、支付的工资及福利、建造办公场所的费用及办公经费等，通常将这些成本称为管理成本。各地税务机关投入的人员数量直接影响到管理成本的高低，在本文中将税务人员的数量作为一个投入指标。

4.大学及以上受教育程度人员的比重。征税是一个劳动密集型行业，其人员素质的高低直接关系到征管效率的高低，在同样的办税条件下，高素质的人员具有较高的办事效率。在本文中，用各地税务人员中大学及以上受教育程度人员所占比重作为人员素质的替代变量。

考虑到各地税务机关的办公经费没有准确的统计数据，在本研究中没有将其列为投入指标。此外，税务机关的产出具有多个维度，他们要完成税收计划，要依法征税，应收尽收，要为纳税人提供优质服务，要进行税收宣传，应设法减少纳税人的遵从成本等等。但是税收收入以外的其他产出指标，在度量上存在极大的困难，因而在本文中仅将税收收入作为税务机关的产出指标。

三、数据与实证

本文使用2007年30个省(直辖市、自治区)的数据对其税收征管效率进行测算，其中税务部门征收的税收收入，税务机构人员数、教育程度数据源自《中国税务年鉴2008》；各地区第二、三产业增加值、营业盈余占GDP的比重源于《中国统计年鉴2008》。

以表1的数据为基础，用deap2.1软件测算这30个省(直辖市、自治区)的税收征管的综合效率、技术效率及规模效率。其中，综合效率反映被评价对象的产出水平保持不变时，如以处于效率前沿的考察单元为标准与实际所需要的投入比例；技术效率反映在给定投入的情况下被评价对象获取最大产出的能力；而规模效率则反映被评价对象是否在最合适的规模下进行经营。综合效率=技术效率×规模效率，结果如表2、表3所示。

从表2可以看出，从整体上讲，我国各省(直辖市、自治区)的税收征管效率仍处于一个较低水平，除 上海市的综合效率为1外，其他地区的综合效率均小于1，全国综合效率的平均值为0.386，技术效率的平均值为0.827，税收征管效率还有很大提升空间。

从表3可以看出，由于税收征管效率处在一个较低水平，相当一部分潜在的税源没有转化为现实的税收，其具体表现是在技术效率非有效的地区，均存在相当程度的第二、三产业增加值投入冗余。

四、结论

(一)经济发展水平对税收征管效率有重要影响

经济决定税收，经济不仅决定了税源的数量与质量，而且还在相当程度上决定了税收征管效率的高低。综合效率较高的省份均为经济上较为发达省份，如上海、北京、广东、江苏，而综合效率低的省份多为经济欠发达省份。这是因为经济上发达的地区，税源数量较充足，税源质量较好，纳税能力较强，税务机关的人均征收额自然也较高；不仅如此，经济上较发达省份的税务机关有较多的资金用于信息化建设，这些都将极大地促进征管效率的提高。

(二)现有技术的作用并没有得到充分发挥

征管效率论文范文第11篇

税制改革与优化为税收征管创造良好的实施基础,有助于税收征管质量和效率的提高;税收征管是税制改革与优化的制约因素,良好的税收征管是保证税制有效运行的手段,税收征管质量和效率的提高有利于税制改革与优化,为税制改革与优化提供更广阔的空间.只有税制改革、优化与税收征管均衡发展.才能更好地实现税收政策的经济社会目标,充分发挥税收的作用。

新一轮税制改革已经启动并且取得相应进展.从2004年出口退税制度的改革,到2008年1月1日起正式实施的统一各类企业的所得税改革,我国的税制改革可谓是轰轰烈烈

与税制改革相比,税收征管改革却显得相对滞后.从以往的实践来看,我国在1983-1984年、1994年进行两次重大税制改革时,都没有推出整体税收征管改革方案与之协调.大多数专家学者在研究税制改革时,都忽略了税收征管存在的问题.然而,正如维托.坦齐所说“税收是强调可行性的学问.一种不可管理的税制是没有多少价值的.理论上最完美的税制如果所表示的意图在实践中被歪曲,就可能变成蹩脚的税制“.因此,在进行税制改革和税制优化时,必须把税收征管纳入其研究范围,充分考虑税收征管能力,选择可操作的“有效税制“,使税制改革和税收征管均衡发展

一、税制改革和优化有利于税收征管质量和效率的提高

优化税制理论的精髓是,既然扭曲性税收所带来的效率损失是不可避免且可能很大,我们的任务就是要尽量使这些损失达到最小.在最简化的优化税制模式中,将效率损失降低到最小就是唯一的目标.而在较为复杂的优化税制模式中,则应在效率损失最小化与税收公平、社会福利的社会分配等方面寻求一个权衡点.优化的税制是理论上的一种理想模式,是各国税制改革追求的目标.通过不断的税制改革与完善逐渐向最优化的税制结构靠拢,在这一改革过程中效率损失逐渐降低,税收公平逐步实现,社会福利分配更加公平,使得纳税人的遵从意识不断增强,减轻纳税人的抵触情绪.这样既有利于征集到适度规模的税收收入,又能降低税收征管成本;同时,有利于纳税人对政府职能部门的监督,有利于纳税人之间的相互监督.这一切无疑会提高税收征管的质量与效率（编世界税制改革的实践表明,许多国家以复杂的税制去服务于众多的政策目标,结果实际执行的税制往往不同于税法意义的名义税制,实际效果也大大偏离了政策初衷.这种情况在我国也很突出.因此,试图利用税收工具实现过多的社会经济目标是不现实的.税收作为政策工具有其局限性,并不是万能的.如果赋予它过多的额外的目标,本身也不符合优化税制的思想,反而会使税制变得极其复杂.如过多的税种、过高的税率、过多地对纳税人的区别对待和繁杂的税收优惠的形式和数量等.都是直接造成税制复杂的因素.对过窄的税基征收高税率不仅违背了有效和公平课税的要求,而且也鼓励了逃税,启动了过多的税收优惠待遇降低了纳税人的奉行.所有这些因素都增加了税收征管的难度,降低了税收征管效率.反之,扩大税基、降低税率、减少繁杂的税收优惠形式和数量,则会降低征管的难度,提高征管的质量和效率;同时,也有利于税制优化,实现经济社会目标

一般而言,税制本身包含的区别对待特征越少,税率越低,税收优惠越简单,税收征管中的漏洞和随意性就越小,可操作性就越强,税收成本就越低,就更有助于提高税收征管的质量和效率.玻利维亚、哥伦比亚、印度尼西亚、韩国和墨西哥就是采取了更宽和更加简单限定税基,加上更加统一的税率结构的税制改革和优化的措施,促进了税收征管水平的提高.为此,世界银行把通过简化税基的确定加强税收征管作为税制改革的目标之一

二、税收征管质量和效率提高有助于税制改革与优化的发展

税收征管是整个税收理论中非常重要的组成部分,因为税收征管质量和效率的提高能够使税务部门高效率地贯彻和执行税法,使税收职能真正发挥出效能与作用.也就是说,如果仅有税率、征税对象、征税依据等税制要素是不足以使税收发挥其功能与作用的,还必须有税务部门的征管行为,才能够真正发挥税收的各种职能作用。税收征管对税制改革与优化具有约束作用.税收制度是通过税收征管作用于税收分配的,税收征管充当了税收制度与税收分配之间的中介.严密而有效的征管,有利于税制的贯彻执行,并能及时发现税制规定中的不完善之处.相反,超前或滞后的征管会成为税制正确实施的绊脚石,阻碍税制改革与税制优化的过程.如世界银行2006年11月发表的《全球纳税情况总图》指出,许多国家税务征管要求过于苛刻,遵从征管已成为企业的重负.如规定公司年平均报送35页的纳税申报表,每家公司处理税务事务平均耗时约322小时.但发展中国家和发达国家差异较大,巴西的企业填报年申报表要花2600小时,而瑞典的企业平均只需花68小时.复杂的税收征管体制效率低下,势必导致税收收入下滑,无法体现其真实税负,不能实现税制改革和优化的目标。

虽然税制改革与优化会受到税收征管质量和效率的制约,但是政府的税收征管质量和效率并不是一成不变的.随着技术进步、法制的健全、税务人员素质的提高以及管理制度更加科学规范,政府的征管质量和效率会逐渐提高.而政府税收征管质量与效率的逐步提高则会给税制改革与优化的选择提供更广阔的空间,有助于税制结构更加合理、更加完善、更能适应市场经济的发展,充分发挥税收的职能作用。

我国目前的个人所得税课税采用分类所得税模式,实行源泉扣缴的方式.它不能就个人各项所得的高低实行统一的累进税率,难于体现公平税负,也不利于对个人总收入水平的调节.所以很多学者主张我国采取综合所得税制模式.然而,在税收征管上,综合所得课税模式比分类所得课税模式要求更高.国际税收发展的实践表明,综合所得课税模式要求建立纳税人编码制度;准确掌握纳税人各项收入;推行非货币化个人收入结算制度;建立电脑管理资讯网路,实现与银行、工商、公安、海关等部门的联网.而我国目前尚不具备这些条件,这就造成了部分不透明、不公开、不规范的“灰色“或“黑色“个人收入的存在,妨碍了税务部门对个人所得税税源的确定和稽核管理,而且大量现金交易也使许多个人收入游离于控管之外.随着我国税收征管改革以及相关配套改革的完成,征管水平的大幅度提高,我国的个人所得税的课税模式会逐渐向综合所得税模式过渡,这样,我国的个人所得税制在调解收入、促进公平方面将充分发挥作用,从而使整个税制结构更加完善,进而促进税制改革和优化的实现税收收入是理论税制、税收政策导向及税收征管水平等因素的函数.在其他因素既定的条件下,税收征管的水平对税收收入显得尤为重要.不论是发达国家还是发展中国家,税法规定与实际课税结果都存在差异.如果理想的税制超越了现存的征管水平,漏征率比重很大,税收收入大大低于应征税款,则税制的目标就难以充分实现.随着我国税收征管水平的提高,税收的综合征收率已经由1994年的50%上下提升至2003年的70%以上,10年间提升了20个百分点.具体到作为第一大税种的增值税,其征收率则已由1994年的57.45%提升到了2004年的85.73%,11年间提升了28.28个百分点.这是我国近年来税收收入持续高速增长的原因之一.税收征管质量和效率的提高,使得实征税款与应征税款的差距逐渐缩小,当初税制设计的目标逐渐显现。

三、税制改革、优化与税收征管均衡发展的对策

综上所述,税制改革、优化与税收征管存在两个层面的关系.一方面,完善科学的税制可以为税收征管创造良好的实施基础;另一方面,有效的税收征管是实现税收制度政策目标的必要手段和保证.无论从哪一个层面看,客观上都要求税收制度与税收征管相互协调,均衡发展.也正是因为税收在帮助促进政府政策目标的实现方面虽然可以发挥积极作用,但同时要受到税收征管能力的限制并存在一定的代价,决定了税制在确定其政策目标和繁简程度时,应当以已经或可能达到的税收征管能力为前提.明确二者的关系,有助于我们充分认识税收征管对于税制改革和优化的重要性,它对于我们实事求是地研究制定税制改革和优化方案具有重要的现实意义.因此,无论是在税制改革和优化时,还是在优化征管、提高征管质量和效率时,都应该综合考虑二者之间的关系,使税制改革和优化与税收征管均衡发展,更好地实现税收政策的经济社会目标。

(一)应对税制进行改革与优化

税制改革与优化应遵循法制化、简化税制、便利征纳的原则.首先,要尽快完成税收基本法的立法工作.税收基本法应包括各级政府开征新税种、调整已有税种的程序、纳税人的权利等内容,逐步健全税收实体法,将所有税种完成立法手续.以维护税收法律的权威性和严肃性;完善税收程序法,使税收执法程序法制化.其次,简化税制,以便于征收管理.一项法律要得到恰当地执行就必须既适应环境又便于执行.如果将太多的社会和经济政策目标融入税法,就会造成税制的复杂,既不便于纳税人也不便于税务机关掌握.纳税人如果发现他们难以正确确定其纳税义务,就不会自觉遵守税法进行税收的自我评估.同样,如果税基设计不合理,或者规定了许多减免和扣除等,就会使执行碰到困难.在健全税收实体法过程中应尽量使税制简化.简化税制不等于实行简单的税制,更不是说税种越少越好,而是根据国家经济社会发展的需要和税收的本质、特点及作用,科学、合理地设置税种.我们应注意两方面的工作:一是作为具体体现税制主要形式的税法,必须全面、系统、协调、简明、清楚,易于理解,易于执行.在不同税种和同一税种的税法规定中,既不要含糊不清,模棱两可,也不要拖泥带水,冗长繁杂,更不能存在自相矛盾或重叠等问题.以免出现年年补充解释、层层补充解释和“打补丁“的现象.二是税种和税基、税目、税率以及计算征收制度等的选择与确定应具体,符合客观实际.只有这样,才能增加税法的透明度、易懂性,便于社会监督,严格执行,减少税收漏洞,降低征管成本,以充分发挥税收的双重作用

(二)优化税收征管,为税制改革与优化提供更广阔的空间

1、改变整个社会征纳税环境.影响税收征管的除了税收制度之外,还有文化因素,主要包括:惩治腐败的制度化程度、公共道德的标准以及对达官贵人遵守法律的态度.尽管这些因素并非一成不变.而且它们对纳税人依法纳税的影响绝不是显而易见的,但纳税人的遵从行为很大程度上与这些重要的但又看不见摸不着的因素有关.通过改善这些因素可以使纳税人更好地遵从税法.具体途径有:对纳税人进行教育,使其相信税收是支付给社会的公共费用;彻底改变政府形象,使纳税人相信政府征税是为了改善人民生活而不是增加人民负担;政府对税款的使用应该公开、透明,并接受社会的有效监督,使腐败减少到最小.

2、加强税收征收管理.应借鉴西方发达国家和发展中国家的一些税收征管经验,加强税法宣传,提高纳税咨询服务质量.应积极开展税收经济分析和企业纳税评估,建立税源管理责任制,严格税务登记管理,深入开展纳税评估,切实加强对纳税人的税源监控.同时与税务评估相配合,开展税务约谈和经常检查,充分发挥纳税评估的作用.应加大税务稽查力度,它不仅是避免税收损失、增加税收收入的有效办法,而且是加强税法刚性,确保税制优化的重要保证.应将对偷逃税、骗税、抗税等违法者的违反税法行为的处理作为硬指标,以保证税务检查双重目的的实现.同时,税务部门应与检察机关、法院配合,做到有法必依,执法必严,狠狠打击涉税违法者,保障税收法制的权威性、严肃性.应积极稳妥地推进多元申报纳税方式,方便纳税人自行申报.通过简化办税程序,减轻纳税人的遵从成本

征管效率论文范文第12篇

关键词：上市公司；破产风险；时间效应；内生性

作者简介：郭婷婷，女，吉林大学商学院博士研究生，从事金融理论与实证研究。

基金项目：国家自然科学基金项目“跨期条件下Beta系数时变对资产定价的影响”，项目编号：1073067；教育部人文社会科学重点研究基地重大项目“我国农村金融生态环境的风险生成机理与政策应对路径选择”，项目编号：11JJD790010；教育部“新世纪”优秀人才计划“金融开放条件下国际金融风险对我国资本市场的冲击机理研究”，项目编号：NCET-10-0434

中图分类号：F832.5 文献标识码：A 文章编号：1000-7504（2017）02-0074-08

破产风险作为影响上市公司价值的重要因素，通常是指经济主体的资产不足以偿还其负债所引发的财务风险问题。法律意义上的破产是指债务人失去偿还债务的能力时，由法院监督对其财产进行强制清算，以保证尽可能地全部偿还所有债权的法律制度安排。破产风险不仅关乎企业的生存和发展状况，同时也涉及股东、债权人以及投资者的切身利益，并成为企业管理者和投资人金融决策过程中非常重要的判别依据。因此，关于企业破产风险特征的研究已经成为国内外学术界和实务界十分热络的研究课题之一。

已有关于破产风险的研究主要集中在破产风险预测模型的设定和模型A测准确性方面。Beaver（1966）最早提出了单变量判定模型，发现现金流量与负债总额的比率和资产负债率能够较好地判定公司的财务状况。[1]Altman（1968）使用判别分析的方法代替线性回归方法评估公司的财务特征，提出多元 Z值模型，划分了借款人违约发生的临界值和灰色区域（gray area）。[2]Ohlson等（1980）采用了条件概率模型，包括对数成败比率模型（Logit）和概率单位模型（Probit）两种统计方法。[3]周首华等（1996）在Z模型的基础上进行改进，建立了新的财务危机预测模型，即F分数模型（Failure Score Model）。[4]陈静（1999）发现流动比率和负债比率在预测公司ST方面的效果最好。[5]

毋庸置疑，首次公开发行股票（Initial Public Offerings ，IPO）作为企业发展过程中里程碑式的事件，可以让企业获得巨大的股权融资机会，既能够帮助企业改善资本结构又有机会极大地促进公司业务的拓展。[6]因此，有理由相信企业上市后经营业绩应该较之前会有较大幅度的提高，然而事实并非如此。[7]Jain和Kini（1994）提出了IPO效应，即公司在通过IPO上市后往往难以维持其上市前的业绩水平，通常上市3-5年后企业的经营业绩就会显著下降。[8]Jensen和Meckling （1976）研究发行公司上市后，由于管理层所持有股份的占比明显下降，管理层与外部股东之间的委托问题更容易加剧，进而引发公司业绩下滑。[9]Teoh等（1998）的研究表明，为达到股票发行上市的目的，企业管理层可能进行的会计操纵行为，也是导致企业盈利能力在上市后出现下滑的一个重要原因。[10]Papaioannou等（2003）则认为上市公司在IPO过程中存在明显的择机行为，即企业通常会选择其经营业绩较高时上市，其显然的后果就是上市前的高业绩不可维持，表现为上市后企业经营业绩的明显下降。[11]

关于上市公司时间序列特征的研究并不多。Black（1998）提出的企业生命周期理论从时间的角度考察企业特征的变化规律，认为导致企业特征随时间变化的原因是融资选择限制、企业规模和生产效率等外部环境因素在企业发展过程中的不同阶段存在显著差异，企业特征的时变规律具有外生性。[12]而Lemmon等（2008）基于美国1956年至2003年上市公司资本结构时间序列数据的实证研究发现，上市公司的资本结构由其初始资本结构决定，并呈现围绕其初始资本结构上下波动的特征。[13]周开国和徐亿卉（2012）以491家中国上市公司为样本，研究初始负债率与上市后资本结构的关系，发现企业的初始资本结构显著影响未来的资本结构，表明资本结构确实存在内生性特征。[14]赵晶（2012）针对上海证券交易所2001―2007年间上市的公司样本进行实证研究发现，上市后公司价值随着时间变化呈现出典型的U型分布规律。[15]丁志国等（2012）认为企业上市后即使在发展的相同阶段且外部环境因素相对稳定条件下，企业的特征也可能存在内生性的时变规律。[16]丁志国等（2014）基于2003―2013年中国沪深A股市场上市公司研究发现，公司股利政策随上市时间变化呈现U型曲线特征，拐点大约出现在6年左右，上市公司股利政策存在内生性的时间效应。[17]

不难发现，已有的研究已经在企业破产风险测度和预测方面给出了相对较为完整的理论分析体系和实证研究方法，但是这些研究主要关注的是企业破产风险的刻画和预测的准确性，没有涉及破产风险特征在企业上市后随时间变化可能表现出的一般性规律问题。显然，上市后企业所处的发展阶段和外部环境因素相对稳定的情况下，破产风险特征是否随时间变化仍然具有一般性的内生时变规律是一个非常值得认真研究的科学问题。因此，本文基于中国A股市场全样本数据，采用横截面固定效应面板模型，实证判别上市后随时间变化企业的破产风险特征是否具有一般性的时变规律，并基于理论猜想分析上市公司破产风险的时变特征及其内生性的经济学原因。本文成果能够从理论上为破产风险研究提供一个不同的视角，同时也能够为资本市场的不同参与主体提供更加科学的判别逻辑和更加严谨的分析依据。

一、上市公司破产风险时间效应的实证判别

（一）变量选取与模型设定

基于现有的研究文献，描述破产风险特征的指标主要有财务信息、现金流信息和市场收益信息，而其中财务信息则是被学术界最广泛应用的指标。Beaver（1966）发现现金流量与负债总额的比率和资产负债率能够较好地判定公司的财务状况。[1]Altman（1968）提出的多元 Z值模型中使用了运营资本/总资本、留存收益/总资本、息税前收入/总资本、股票市场价值/总的账面负债以及销售收入/总资本等五个变量。[2]陈静（1999）发现流动比率和负债比率在预测公司ST方面误判最低。[5]因此，本文选取代表短期偿债能力的三个指标作为衡量企业破产风险特征的被解释变量，分别为流动比率（流动资产/流动负债，标记为LR）、速动比率[（流动资产-存货）/流动负债，标记为QR]、运营资金与资产总额比率[（流动资产-流动负债）/资产总额，标记为WAR]。

鉴于考察企业破产风险特征随时间变化的一般性内生规律的研究目的，本文选取公司IPO之后的时间T作为解释变量，在季度数据中公司上市后的第一个完整季度T取值为1，上市后的第二个完整季度取值2，以此类推。并且，在样本筛选过程中对公司的上市时间点不进行区分，将不同年度上市的公司样本集合构成面板数据，从而消除不同年份的外部宏观经济因素对上市公司破产风险特征可能产生的影响，即选择面板数据的第一列均为IPO后第一个季度数据，而第二列均为IPO后第二个季度数据，以此类推。为了分析破产风险随企业上市时间变化可能存在的非线性时变规律，解释变量分别选取上市时间T的一次项和二次项，标记为T和T2。

由被解释变量的统计性特征可知，流动比率最小值为0.0177，而最大值为190.8692，速动比率的最小值为0.0127，最大值达到179.5783，表明流动比率和速动比率的波动非常大，而运营资金与资产总额比率的最小值为-4.0735，最大值为0.9717，相较流动比率和速动比率而言相对平稳。从不同的时点来看，上市公司随着上市时间的变化，流动比率、速动比率和运营资金与资产总额比率在上市后的1―9年期间持续下降，在上市后的9―12年期间流动比率、速动比率和运营资金对资产总额比率三个指标的数值停止下降，并有小幅度增长。上述统计结果过于粗糙和简单，无法准确考察样本内部的截面个体差异，因此需要M一步采用实证分析模型进行科学判别。

本文拟采用面板数据（Panel Data）模型测度中国A股市场上市公司IPO之后公司破产风险的时间效应及内生性特征。基于时间和截面两个维度的数据信息，面板数据模型扩充了信息总量的规模和模型估计的自由度，有效避免了变量间多重共线性的影响，使模型估计的有效性得到提升，同时也很好地控制了个体之间的异质性问题，降低模型估计结果偏误的概率，提升了实证检验过程中参数估计的效果（Hsiao，2003）。[18]Mundlak（1978）认为，随机效应模型假设包含个体随机影响的全部回归变量外生，而固定效应模型则要求包含个体影响效果的全部回归变量内生。[19]Baltagi（2008）认为，如果数据样本随机地抽取自总体，则随机效应模型适用，而如果样本局限于特定个体，则固定效应模型适用。[20]显然，本文选取的是中国A股市场的全样本数据，并不涉及总体中随机抽取问题，因此适用固定效应模型进行参数估计。具体模型设定如下：

（1）

其中，i代表观测个体，t代表观测时间；Yit表示衡量公司破产风险特征的指标，分别为流动比率（LR）、速动比率（QR）和运营资金与资产总额比率（WAR）；T代表公司IPO后的时间，单位为季度、半年度和年度；β1、β2为解释变量系数，εi必须满足均值为0、同方差、相互独立，且必须与解释变量外生的特征。

不难发现，由于时间项T≥1，如果方程（1）中T和T2系数显著，则表明上市公司破产风险存在U型曲线的时变特征。而上述被解释变量流动比率、速动比率和运营资金与资产总额比率均与企业的破产风险特征属于反向关系。因此若系数估计值β2>0，表明企业破产风险特征服从“倒U型”曲线分布，即破产风险随着上市时间的推移先上升再下降；当β2

本文选取样本的时间区间为2003年3月至2015年6月，并剔除以下几类公司样本：金融类公司，上市不满3年的公司，财务数据披露不完整的公司，已退市的公司。数据样本最终获得了13期51家公司到48期1251家公司的平衡面板季度数据。截至2015年6月，上市周期至少13季度（3年）的公司有1251家，上市周期至少17季度（4年）的公司减少到1040家，而上市周期为48季度（12年）的公司仅为51家。本文数据频率分别选择了年度、半年度、季度，但由于篇幅限制原因，正文中仅给出季度数据的估计结果，频率为年度、半年度的数据实证结果将作为附表列出。样本数据信息均来自国泰安CSMAR数据库、Resset金融研究数据库和万德Wind数据库。本文选用stata12.0软件进行模型的参数估计。

（二）实证结果分析

本文基于上市周期由13季度到48季度的36组面板数据，针对方程（1）进行回归分析，分别得出时间一次项和二次项的回归系数估计值及其显著性结果。此外，结果中还给出了检验固定效应的F统计量和检验方程总体显著性的F统计量及其显著性结果，估计结果参见图1。

由实证参数估计结果可知：（1）流动比率和速动比率估计结果中19个季度及以上数据样本的T和T2均显著，且T的系数符号为负，而T2的系数符号为正；运营资金对资产总额比率估计结果中从13个季度开始T和T2始终显著，且T的系数符号为负，而T2的系数符号为正。由于方程中的被解释变量流动比率、速动比率和运营资金与资产总额比率均是破产风险的负向指标，此结果说明公司的破产风险特征随上市时间变化服从倒U型曲线规律。（2）由8―12年的T和T2的系数估计结果，计算可知U型曲线在6.5年左右出现拐点。因为短周期数据的估计结果可能无法真实刻画曲线拐点的具置，因此本文选取长周期数据样本数据结果计算U型曲线的拐点位置。（3）13―18个季度样本数据估计结果不显著的原因，可能是因为本文研究目的是判断企业破产风险特征的时变规律，而较短周期的数据样本无法真实地刻画变量的时间序列变化特征。（4）固定效应的F统计量和检验方程总体显著性的F统计量结果显示36组面板数据的固定效应均显著，且参数联合检验显著。（5）半年度和年度数据的估计结果支持上述实证结果，表明上述实证结果稳健。

因此，上市公司的破产风险特征随上市时间变化呈现出显著的倒U型曲线分布规律，先上升再下降，拐点出现在6.5年左右的时间位置，存在显著且稳健的时间效应。

二、上市公司破产风险时间效应的内生性判别

虽然，基于不同破产风险指标的实证检验结果均已稳健表明，上市公司的破产风险特征随时间变化呈现拐点为6.5年的倒U型曲线规律。但方程（1）仅仅是基于上市时间T作为单一变量得出的结论，并没有考虑上市公司破产风险的时变特征是否也有可能受到其他因素的影响。因此，鉴于本文实证判别结论的科学性和稳健性考虑，下面将引入可能影响上市公司破产风险时变特征的其他因素，作为控制变量进入方程（1），再次对上市公司破产风险特征的时间效应进行稳健性检验，进而考察上市公司破产风险时变规律的内生性特征。

（一）变量选取与模型设定

已有的研究结论表明，财务状况、营运状况、盈利能力和公司属性等是可能影响上市公司破产风险时变特征的重要因素。因此，本文引入可能影响上市公司破产风险时变特征的因素作为控制变量，具体如下：

1.公司规模（SIZE），以公司总资产的自然对数来表示。Titman和Wessels（1988）研究发现，规模大公司比小公司抵御风险能力更强，具有更小的破产清算概率。同时，大公司举债能力和提高负债比率的意愿更强，因此大公司偿债能力出现问题的概率应该高于小公司。[21]

2.长期偿债能力，选取资产负债率（LEV）刻画，具体采用资产总额与负债总额的比值来表示。一般来说，公司的资产负债率越高，面临经营困境的可能就越大。但资产负债率提高意味着财务杠杆的提高，使得股东权益增加。

3.营运能力，选取总资产周转率（TAT）刻画，具体采用营业收入与资产总额的比例来表示。作为综合评价企业资产运营质量和效率的指标，总资产周转率越高表明其周转速度越快，营运能力也就越强，出现破产风险的概率越小。

4.盈利能力，选取总资产收益率（ROA）刻画，具体采用净利润与资产总额的比例来表示。总资产收益率是每单位资产创造多少净利润的指标，总资产收益率越大代表企业盈利能力越强，出现破产风险的概率越低。

通过对上述4个指标的描述性统计发现：公司规模保持持续增长，公司总资产随上市时间的增加而逐步增加；资产负债率在上市后1―7年间显著上升，8―12年间保持平稳，说明在公司上市之初公司负债持续增加，长期偿债能力下降；总资产周转率上市后1―9年间显著上升，9―12年间呈现下降趋势；总资产收益率上市后1―7年间显著下降，8―12年间没有明显变化趋势。

在方程（1）的基础上加入上述外生控制变量，进一步判别上市公司破产风险的时间效应是否具有内生性特征，具体模型如下：

（2）

其中，i代表观测个体，t代表观测时间；Yit表示衡量公司破产风险的指标，分别为流动比率（LR）、速动比率（QR）和运营资金与资产总额比率（WAR）；T代表公司IPO之后的时间，频率为季度数据、半年度数据和年度数据；SIZEit、LEVit、ROAit、TATit分别代表公司规模、资产负债率、总资产收益率、总资产周转率；β1、β2、β3、β4、β5和β6分别为对应解释变量的系数，εi必须满足相互独立、均值为0、同方差，且必须与解释变量外生的特征。

（二）实证结果分析

加入控制变量后公司破产风险时间效应的实证参数估计结果表明：（1）流动比率和速动比率估计结果中，19个季度及以上数据样本的T和T2均显著，且T的系数符号为负，而T2的系数符号为正；运营资金与资产总额比率估计结果中，从13个季度开始T和T2始终显著，且T的系数符号为负，而T2的系捣号为正。说明即使加入了可能的影响因素后，公司破产风险特征随上市时间变化仍然服从显著的倒U型曲线规律。（2）由8―12年T和T2的系数估计结果计算可知，基于流动比率和速动比率模型的倒U型曲线的拐点位置略有提前，在5年左右，而基于运营资金与资产总额比率模型的倒U曲线的拐点位置略有推后，在6.8年左右。（3）由于13―18个季度的数据样本涵盖的时序信息较少，因为可能无法真实地刻画数据样本的时间序列特征，故其呈现出参数估计结果不显著的特征。（4）企业规模（SIZE）在基于流动比率和速动比率模型中24―48个季度系数显著且为负值，在其他时期内系数不连续显著且系数为正值；基于运营资金与资产总额比率模型13―48期系数均显著且为正值。由此可以看出公司规模对破产风险存在显著影响，但影响的具体方向在不同的模型中的估计结果不同，即实证结果存在模型依赖问题。（5）资产负债率（LEV）在三个模型中系数均显著且符号为负，说明破产风险随财务杠杆的增加而上升，与本文的基本预期一致，因为财务杠杆增加表明企业负债增加，因而破产风险上升。（6）总资产周转率（TAT）在基于流动比率和速动比率模型中，系数始终为负号，分别在19―46个季度和19―38个季度连续显著，说明总资产周转率增加，企业的破产风险上升。该结论与本文预期不同，可能是因为使用的破产风险衡量指标流动比率和速动比率与总资产周转率存在负向关系，当总资产周转率上升时，更多的资金被用于生产经营，故而使得短期流动能力下降。在基于运营资金与资产总额比率模型中，显著性不连续并发生影响方向变化的现象。（7）总资产收益率（ROA）在三个模型中均出现了显著性不连续且影响方向变化的现象，说明盈利能力与破产风险关系并不明显。（8）半年度和年度数据的估计结果支持上述实证结果，表明上述实证结果稳健。

因此可知，虽然企业规模和资产负债率显著地影响了上市公司的破产风险特征，但是破产风险的时变规律具有显著且稳健的内生性特征。

三、上市公司的破产风险存在具有内生性特征的时间效应

实证结果稳健表明：公司破产风险随着上市时间的变化服从倒U型曲线的时变规律，先上升再下降，在6.5年左右出现曲线的拐点，且上述时变规律具有稳健且内生的特征。因此，上市公司破产风险存在内生性时间效应。本文拟基于管理者上市亢奋的逻辑和视角，从理论上分析上市公司破产风险的时间效应及其内生性特征的存在原因：

第一，硬性上市条件约束促使公司上市初期所面临的破产风险相对较低。显然，交易所和监管机构已经就企业上市的标准做出了明确且严格的要求，其中财务与资本结构的严格要求势必会对公司管理者的行为形成强有力的硬性约束。因此，管理者进行冒险投资的冲动会得到有效的抑制，促使上市初期企业的资本结构处于相对较低的水平，进而保证企业能够获得上市成功的机会，硬性上市条件约束的结果就是上市初期企业面临的破产风险相对较低。

第二，上市成功后管理者的上市亢奋会促使企业破产风险显著上升。作为企业发展过程中最重要的转折点，IPO成功后管理者会产生强烈的投资冲动，即上市亢奋效应。管理者的上市亢奋效应主要来自几方面原因：（1）上市成功直接刺激了管理者的投资冲动，一段时间以来为了谋求上市机会而被压抑的投资冲动得到宣泄的机会；（2）上市融资获得的充裕资金也会进一步强化管理者的投资冲动；（3）作为上市公司，企业的债权融资成本会出现显著下降；（4）IPO成功后由于声望的提升，信息获取的难度必然大幅降低，并且企业所面临的投资机会和选择也会明显多于从前。因此，IPO成功必然加剧管理者的投资冲动，诸多以往根本不会考虑的风险性投资项目上市后可能也会被管理者采纳，管理者的投资选择不再谨慎，过度投资行为十分严重，导致的结果就是企业的资本结构显著上升，企业面临的破产风险开始上升。

第三，资本结构与企业价值的互相推动效应也加剧了企业上市后破产风险的显著上升。上市初期管理者在上市亢奋的驱使下不断提高企业的资本结构，由于此时企业的资本结构普遍较低，因此在债权税盾效应的作用下资本结构的上升也会显著提升企业的价值。上升的企业价值使得企业融资的成本继续降低，再次促进管理者不断提高企业的资本结构，表现为上市后一段时间内企业的资本结构出现快速上升的现象，进而促使企业上市后面临的破产风险显著上升。

第四，企业价值增加与破产风险的权衡促使公司资本结构再度下降。由于企业债务存在税盾效应，更高的财务杠杆在增加公司价值的同时，也会因提高企业的破产风险因而降低公司的价值（Robichek和Myers，1966）。[22]当公司具有较小的财务杠杆时，公司价值与资产负债率之间关系为递增函数，但当企业的财务杠杆持续增加后，破产风险也随之持续增加，并与公司价值之间关系表现为递减函数，最终破产风险会导致公司价值开始逐渐降低。上市公司初期经历了上市亢奋导致的资本结构显著上升，上升的资本结构最初对企业的价值产生了显著的推升作用，但伴随着资本结构的上升也使得公司的破产风险显著增加，进而影响公司估值水平，同时公司的融资能力和融资成本也会因资本结构过高而受到显著影响，因此对管理者上市初期的投资冲动产生有效的抑制作用。因此，受融资成本上升和企业价值下降的共同影响，公司管理者无疑会再次选择降低资本结构，从而使得资本结构出现显著下降，并因此使得企业的破产风险也开始下降。

总之，企业上市初期通常出现资本结构显著上升的过程，但当资本结构上升到一定程度之后又开始转而进入下降过程，因此导致上市公司破产风险特征呈现显著的倒U型时变规律。因此，公司的破产风险特征随着上市时间的变化会表现出一般性的变化规律，即上市公司的破产风险存在具有内生性特征的时间效应。

结 语

已有的国内外研究主要集中在企业破产风险的测度和预测方面，关注破产风险特征的刻画以及预测的准确性，没有涉及企业破产风险特征在上市后随时间变化可能表现出的一般性规律问题。本文基于中国A股市场全样本数据，采用横截面固定效应面板模型，实证判别破产风险特征随企业上市时间变化是否存在壬性时变规律，并基于理论猜想分析上市公司破产风险存在内生性时变规律的原因。

实证结果结论表明：随着上市时间的变化，破产风险特征呈现典型的倒U型曲线规律，先上升再下降，在6.5年左右出现曲线的拐点；将可能的影响因素作为控制变量引入实证过程，公司破产风险特征仍然存在显著且稳健的倒U型曲线时变规律。因此，上市公司破产风险存在具有内生性特征的时间效应。本文的理论猜想认为：首先，交易所和监管机构对企业上市的标准做出了明确且严格的要求，为了获得上市成功的机会，管理者进行冒险投资的冲动会得到有效的抑制，从而促使上市初期企业的资本结构处于相对较低的水平，决定了上市初期企业的破产风险相对较低。其次，上市融资（IPO）作为企业发展过程中最重要的转折点，必然加剧管理者的投资冲动，可能采纳诸多以往不会涉及的风险性项目，投资选择行为不再谨慎，过度投资变得十分严重，使得企业的资本结构开始出现显著上升，进而导致破产风险上升。再次，上市初期管理者在上市亢奋的驱使下不断提升企业的资本结构，由于此时企业的资本结构普遍较低，因此在债权税盾效应的作用下资本结构的上升也会显著增加企业的价值，因此进一步促使上市后一段时间内企业的资本结构快速上升，进而导致企业上市后破产风险的显著上升；最后，伴随着资本结构的上升，公司的破产风险显著增加，进而影响公司估值水平，同时公司的融资能力和融资成本也会因资本结构过高而受到影响，理性的公司管理者无疑会选择降低资本结构，从而使得资本结构出现显著下降，并因此使得企业的破产风险下降。因此，企业破产风险随着上市时间的变化呈现具有内生性特征的时间效应。

参 考 文 献

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征管效率论文范文第13篇

关键词：税收努力指数；税收征管；税收增速;税负

中图分类号：F810．43文献标识码：A文章编号：1000．176X（2008）02．0082．08

一、引 言

在研究我国税收增速变动与税收征管水平变动的定量关系之前，首先需要解决的一个问题是，如何定量评价我国税收征管水平？我国对这一问题讨论的文献屈指可数，金人庆（2002）根据1998―2001年的税收增收数据给出了税收增长是由经济因素、税制因素和征管因素三成因分析框架，并估计了三因素的各自贡献份额[1]。中国国际税收研究会课题组（2005）提出征收率是征管水平的量化指标，并给出了一组模拟值[2]。崔兴芳、樊勇、吕冰洋等（2006）使用数据包络分析（DEA）的方法计算了我国1996―2003年全国各省份税收征管效率的提高值，并在使用经济增长率和征管效率提高率对税收增长率的解释过程中，发现征管效率提高率的统计意义是显著的[3]。

国外学者对这一问题的讨论有三条路径：一是在给定税收征管预算的前提条件下，以实际税收遵从率和最大税收遵从率的比值作为税收征管效率的变量（Serra，2000）[4]。二是使用数据包络分析的方法（DEA），用产出单元的加权和与投入单元的加权和的比值作为税收征管效率的变量（Charnes,Cooper,Rhodes，1978）[5]。三是使用税收努力指数（TEI）作为税收征管效率的变量。

第一种方法的理论基础是AS模型（Allingham,Sandmo，1972）[6]及其改进模型（Srinivasan，1973；Yitzhaki，1974；Slemrod,Yitzhaki，1987；Slemrod,Yitzhaki，2000)[7．10]。该理论认为税收遵从率（s）是收入（y）、税率（t）、惩罚力度（m）和查出概率（p）的函数。可以表达为：

由于惩罚力度（m）和查出概率（p）数据难以取得，因此使用税基（b）和税收征管预算与税基的比值（g）替代惩罚力度（m）和查出概率（p）（Besley，Mclaren，1993；Pommerehne，Weck．Hannenann，1996）[11．12]。安吉纳、劳沃、斯密得（Aigner，Lovell，Schmidt，1977）首先将（1）式展开成线性随机方程，并开展了税收遵从率的估计工作[13]。但是在我国这种方法却受到数据的限制，因为我国没有公开的分税种税基数据，另外征管预算也是不公开的。

第二种方法的优点是可以使用一组输入单元估计多组输出单元，但是DEA方法不能对原假设进行假设检验，不同方程使用的数据集不作变换。

针对我国情况，由于数据的限制，我们不可能使用前两种方法估计出1978年以来每年税收征管水平的定量数据。因此，运用税收努力指数的方法是比较可行的。在本文中，我们使用税收努力指数作为衡量税收征管水平的变量。

税收努力（tax effort）是在税柄（tax handles）给定的前提下，一国在征税过程中投入的努力程度，税柄是一国比较容易实现的能够产生税收收入的税源（Leuthold，2002）[14]。通常使用税收努力指数（TEI）来衡量税收努力程度，税收努力指数用下式定义（Leuthold，2002）[14]：

TEI=actual tax sharepredicted tax share（2）

实际税收份额（actual tax share）是指实际税收收入占GDP的比重，预测的税收份额（predicted tax share）是指使用一定方法预测出的由税柄决定的潜在税收份额。如果一国的税收努力指数（TEI）大于1，那么该国就是高税收努力国家；反之则相反。税收努力指数可以衡量一国的征税能力，征税能力又主要取决于税务管理效率，而税务管理效率又取决于税务人员的人数、技能、敬业精神以及纳税人的合作情况（赵志耘，郭庆旺，2002）[15]。在一国GDP和税制既定的前提下，该国理论上的纳税潜力应该也是既定的。税收努力程度衡量了该国对这一既定的纳税能力的挖掘程度。但是，实际上我们不可能知道这一潜在纳税能力。因此，我们就无法知道该国纳税努力的绝对数值。我们只能事先确定一个比较纳税努力程度的样本群体，根据群体中不同个体的税柄数值，确定理论上税收份额的期望值，然后将实际值和期望值进行比较，得出在这一样本群体中，不同个体的税收努力程度的相对值。税收努力指数大于1，并不说明该国的潜在纳税能力已经透支，而是说明在这一样本群体中，该国的税收努力程度超过了平均水平。在一国税制和GDP既定的前提下，对潜在纳税能力的挖掘是通过该国的税收征管系统实现，因此税收努力指数也衡量了一国税收征管效能。

实际税收份额（actual tax share）的计算是简单的。预测的税收份额（predicted tax share）可以使用下式计算（Leuthold，2002[14]；Piancatelli，2001[16]）：

在（3）式中，xn表示不同的税柄（tax handles），u是随机变量，表示方程中不能被税柄解释的部分。

对国外税收努力理论的发展，钱晟（2000）[17]有一个比较详细的综述，这里只是对其综述的补充。劳茨和莫斯（Lotz，Morss，1967）首次比较了预测的税收份额与实际税收份额的差异，并将之运用到国家间的税收努力的比较中。其使用的税柄是人均收入和进出口占GDP的比重[18]。鲍尔（Bahl，1971）对预测的税收份额的计算进行了公式化，用回归的方法估计了预测的税收份额，计算了税收努力指数，并且与以前计算结果进行了比较。他指出国家的开放程度，应该与人均收入有同样的作用[19]。此后，切利亚、巴斯、凯力等人（Chelliah，1971；Chelliah，Baas，Kelly，1975）在对不同国家税收努力程度比较过程中发现，来自国内的人均收入、采掘业增加值占GDP比重、农业增加值占GDP比重等因素在对税收份额的解释过程中作用是显著的[20．21]。泰特、格雷茨、艾奇格林等人（Tait，Gratz，Eichengreen，1979）在验证了切利亚等人结论的基础上，指出出口占GDP份额的作用也是显著的[22]。近几年，随着计量经济学中面板技术的成熟，许多学者使用面板技术对以前的结论重新加以验证。皮卡坦利（Piancatelli，2001）在对31个低收入国家、19个中等收入国家和25个高收入国家，1985―1995年间税收努力程度的比较过程中发现，人均GDP、对外贸易占GDP份额和农业、工业、服务业增加值占GDP份额的作用都是显著的[16]。卢斯奥德（Leuthold，2002）同样使用面板技术估计了包括中国在内的40个中等收入国家的税收努力程度，并且单独比较了中国与其它亚洲五国的税收努力程度。他发现人口增长率和对外贸易占GDP份额的作用是显著的[14]。类似的文献还有埃尔顿尼（Eltony，2002）对阿拉伯国家税收努力程度的比较[23],以及卢斯奥德（Leuthold，1991）对发展中国家税收努力程度的比较[24]。

在国外的学者中，卢斯奥德（Leuthold，2002）使用中国和其它亚洲五国1990―1997年形成的板面数据，计算了中国的税收努力指数，但是其目的是与其它亚洲五国加以比较，而不是与中国自身比较[14]。鲍尔（Bahl，2000）计算了中国各省份1995年的税收努力指数，其目的是比较各省份的税收努力程度[25]。赵志耘、郭庆旺（2002）在讨论我国税收规模时[15]，钱晟（2000）在对宏观税负的适度水平进行讨论时[17]，都讨论了税收努力指数的概念，但是他们并没有系统计算我国税收努力指数。

因此，我们认为有必要计算出1978―2005年间我国税收努力指数，为我们定量地分析我国税收增长的税收征管成因奠定基础。

本文分为四个部分，在第二部分给出我国税收努力指数的计算方法，并计算我国税收努力指数。在第三部分通过观测税收增长率（增速）与税收努力指数增长率的定量关系，讨论我国税收增速变动的征管成因。在第四部分形成本文的简短结论。

二、税收努力指数的计算

（一）计算方法

已有的计算税收努力指数的文献，通常是利用不同国家在一段时间内各个税柄形成的板面数据估计出一个随机方程，这个方程的右边是不同的税柄，方程的左边是各国的实际税收份额。通过这个方程，事实上是在各个国家之间刻画出了一条由各国税柄所决定的税收份额的均值线。如果一国的税收份额的实际值高于均值，那么在这些国家中，其为高税收努力国家；反之则相反。

这一求解税收努力指数的思想，对一国的情况同样是可行的。因为一国在历史上不同时期，各税柄的取值各不相同，我们同样可以依据不同的税柄取值，在该国的历史空间中刻画出一条由税柄决定的税收份额的均值线，每年的实际税收份额和均值线进行比较，高于均值线就是高税收努力，否则就是低税收努力。

从以上的论述中，我们还可以看出税收努力指数只有在进行比较的时候才有意义，如果脱离比较的群体，税收努力指数的绝对值毫无意义。

因此，税收努力指数的计算可以分成三个步骤：一是计算实际税收份额。二是计算预测税收份额。三是将实际税收份额与预测税收份额相比，得出税收努力指数。

我们将根据已有文献中使用过的税柄，结合我国实际逐步优选出适合我国情况的税收份额决定方程。

（二）计算使用的指标及数据

计算我国税收努力指数使用的指标具体数值见表1。

这里使用POP表示人口数，RAPOP表示人口增长率，RGPC表示人均GDP，这里的GDP是消除价格影响因素以后的实际GDP，使用的方法是司春林等人（2002）[26]的方法。ADTSH表示调整后实际税收的税收份额，ADTSH用调整后实际税收（ADRETAX）除以GDP得到。FRISH表示一次产业增加值占GDP比重，用实际一次产业增加值（FREIND）除以GDP得到。SRISH表示二次产业增加值占GDP的比重，用实际二次产业增加值（SREIND）除以GDP得到。 MDSH表示工业和采掘业增加值占GDP的比重，用实际工业和采掘业增加值（MDREIND）除以GDP得到。实际采掘业的增加值使用二次产业增加值减去工业和建筑业增加值得到。TRISH表示三次产业增加值占GDP的比重，用实际三次产业增加值（TREIND）除以GDP得到。EXPSH表示货物出口额占GDP的比重，用实际货物出口额（EXPORT）除以GDP得到。IMPSH表示货物进口额占GDP的比重，用实际货物进口额（IMPORT）除以GDP得到。TRASH表示对外贸易占GDP的比重，用实际进口额与实际出口额之和（TRA）除以GDP得到。在税柄指标中涉及比率的部分，由于为求实际值，需要分子和分母共同乘以缩减指数，所以使用现值的结果和使用可比值的结果是相同的。

（三）指数的计算

1．数据的平稳性检验

在使用时间序列数据讨论协整关系之前，进行数据的平稳性检验是必要的，可以避免伪回归现象。检验的方法是ADF方法，检验使用的计算软件是Eviews 5．0。计算结果见表2。

从表2中可以看出，除了人口增长率是平稳的以外，其余数据皆不平稳。人均实际GDP在差分两次以后平稳，其余变量在差分一次以后平稳。在协整关系中，各个分量序列应该是有相同阶数的单整序列（张世英，樊智，2004）[29]。因此，人口增长率和人均GDP与其它变量不可能是协整的。

2．预测的税收份额决定方程的估计

既然调整后实际税收份额（ADTSH）、人口数（POP）、一次产业份额（FRISH）、二次产业份额（SRISH）、制造业和采掘业份额（MDSH）、三次产业份额（TRISH）、出口份额（EXPSH）、进口份额（IMPSH）和对外贸易份额（TRASH）存在相同的单位根个数，那么它们之间就有可能存在某种协整关系。但是，一次产业份额（FRISH）、二次产业份额（SRISH）（或者制造业和采掘业份额（MDSH））、三次产业份额（TRISH）之和为1，出口份额（EXPSH）和进口份额（IMPSH）之和等于对外贸易份额（TRASH），因此，在使用上述指标时，会产生严重的共线性问题。这里我们使用制造业和采掘业份额（MDSH）替代二次产业份额（SRISH），使用出口份额（EXPSH）和进口份额（IMPSH）替代对外贸易份额（TRASH），以消除共线性问题。多变量之间的多个协整关系，需要使用Johansen检验，检验结果见表3，计算软件是Eviews 5．0。

从表3当中可以看出，Johansen检验拒绝了存在一个和两个协整关系的原假设，接受了存在三个协整关系的原假设。因此，各个指标之间可能存在三个协整关系。

在消除方程的序列自相关现象，按照指标系数的统计显著性进行逐步删除以后，我们发现有一、二、三次产业份额的系数，以及进出口份额的系数是统计显著的。回归方程残差的平稳性检验结果见表4。

因此，我们有预测的税收份额决定方程，见表5。从表5可以看出方程的样本决定系数为97．50％，校正的样本决定系数是95．94％。方程的系数统计意义显著，并且不存在序列自相关现象。该方程比较好地拟合了我国税收份额的各年变化，并且一、二、三次产业份额的系数，以及进口份额的系数为正，出口份额系数为负。出口份额系数为负，这一点与国际经验不太相符。这主要是因为随着我国市场经济的发展，出口规模越来越大，但是我国税收规模却经历了先下降后上升的过程。这是由我国从计划经济向市场经济转型的过程决定的，具有阶段性特征。

我们可以依据预测的税收份额决定方程、税收努力指数定义式，以及实际税收份额，计算出我国的税收努力指数。计算结果见表6。这里计算出的税收努力指数只是反映我国税收努力程度在1978―2005年时间段内的变化情况，其单个的绝对值是没有意义的，只是在与历史值进行比较时才有意义。

三、税收努力指数增长率与税收增长率关系

前面的税收努力指数的计算，为我们分析税收增速变动与税收征管水平变动的定量关系做好了必要的准备。

（一）相关性分析

TEI增长率（RAINTEI）和调整后税收增长率（RAINADT）计算调整后实际税收增长率（RAINADT）依据的调整后实际税收（ADRETAX）数据，请参阅《财经问题研究》2007年第1期《1978―2005年我国税收与GDP关系再思考》一文。之间的相关性，计算结果表明，RAINTET与RAINADT之间的pearson相关系数是0．481，相伴概率是0．013。RAINTEI与PAINADT之间的Spearmn相关系数是0．429，相伴概率是0．029。计算软件是SPSS11．0。

如表九和表十所示，TEI增长率（RAINTEI）和调整后税收增长率（RAINADT）之间的Pearson相关系数和Spearman相关系数分别是0．481和0．429，绝对数值虽然处在中等水平上，但是它们的相伴概率都在0．05水平上显著，表现出了比较强的相关性。这种相关性为我们进一步寻找它们之间的定量关系打下了基础。

（二）协整检验与回归关系

协整检验依然使用经典的E．G两步法，先对数据的平稳性加以检验，确定其所含单位根个数是否相同，如果相同则可能具备协整关系，否则不具备协整关系。然后对回归方程残差的平稳性再检验，如果残差平稳则有长期协整关系，否则不存在长期协整关系。计算软件是Eviews5．0，检验结果见表7。

从表7中可以看出，调整后税收增长率（RAINADT）和税收努力指数增长率（RAINTEI）的ADF值小于5％临界值，两时间序列是平稳的，回归方程残差也是平稳数列。因此，长期的回归关系见表8。

由于自回归项和残差的移动平均项引入，这样就需用LM统计量替换DW统计量，LM统计量的相伴概率为0．593732，大于0．05，所以不存在序列自相关现象。RAINTEI的相伴概率在0．01以下显著。调整后税收增长率变动的88．74％，可以用税收努力指数增长率的变动和前期税收增长率的变动趋势解释。税收努力指数提高1个单位，我国税收增长率将提高0．42个单位。这一结果与崔兴芳、樊勇、吕冰洋（2006）等人使用DEA方法计算出的，在1996―2003年间，全国各省份税收征管效率提高率提高1个单位，可以提高我国税收增长率0．654个单位的结论，可以相互印证[3]。

根据潘雷驰（2007，c）中经济增长率变动对税收增长率（对1985年异常数据调整前后）解释力度的分析，经济增长率对调整前税收增长率有9．84％的解释力，以及经济增长率对调整后税收增长率有25．02％的解释力[30]。与之相比，我国征管水平提高率对我国调整后税收增长率的解释能力有巨大的提高，达到88．74％。我国征管水平的变动解释了我国税收增速变动的绝大部分原因。

四、结 论

税收努力理论的开创和国外学者开展的不同国家之间税收努力程度的比较工作，为我们计算出我国的税收努力指数，以及比较我国税收努力程度的变化情况，提供了理论指导和方法上的借鉴。我们可以根据构造理论上预测的税收份额均值线的思想，刻画出我国预测的税收份额的均值线，然后根据税收努力指数的通行定义，计算出我国的税收努力指数。这样我们就可以对我国税收努力变化过程有一个定量的认识。

根据我国实际情况，我们选择了税收努力指数作为我国税收征管水平变动的变量。税收努力指数的增长率与调整后税收增长率保持了较强的相关性，线性相关系数与秩相关系数都在0．4以上，且统计意义在0．05水平上显著。税收努力指数的增长率与调整后税收增长率还具有良好的回归关系，我国征管水平提高率对我国调整后税收增长率的解释能力达到88．74％。我国征管水平的变动解释了我国税收增速变动的绝大部分原因。

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Tax Administration Impact on the Tax Revenue Increasing Rate

――Empirical Analysis Based on China From 1978 to 2005

Pan Leichi

(Yangzhou Taxation Institute of the State Administration for Taxation Yangzhou 225007)

Abstract:On the theory of tax effort, we can construct the equation for the tax share prediction．The predicted tax share can be estimated．With the data of actual tax share, we obtained the estimation value of tax effort index (TEI) in China．The tax effort index (TEI) was used to measure the level of tax administration in China．Through checking the relationship on the time series of the increasing rate of TEI and adjusted tax revenue, we found that the increasing rate of TEI and that of adjusted tax revenue was strongly correlated．Furthermore, there was favorable regressive relationship between them．88．74% variation of the increasing rate of adjusted tax revenue could be explained by the variation of TEI．

征管效率论文范文第14篇

上市银行 高管团队梯队理论 高管背景特征 绩效

一、引言上市商业银行作为我国上市公司的一个特殊组成部分，其许多特殊性质（如高杠杆、高风险、高负债经营等）决定了商业银行治理并非是公司治理理论在商业银行领域的简单应用，而是将一般公司治理理论与商业银行作为金融机构的特殊性的有机结合。2006年12月起，我国银行业对外资全面开放，至2007年，我国商业银行基本完成上市，逐步走向全球化金融体系当中，其中国有商业银行的公司治理改革也取得了巨大进展，经过了从技术模仿到核心制度创新的改革过程，上市之后按照市场化模式运作、完善公司治理水平，从而提高了银行的经营业绩。在此时代背景之下，研究我国上市商业银行的公司治理具有非常重要的现实意义。长期以来，股权结构、董事会结构、高管人员薪酬激励与银行绩效之间的关系是以往学术文献中在我国上市公司公司治理问题上的重点研究内容，而关于管理者特质，即高管背景特征对上市公司，尤其是上市商业银行的绩效的影响这方面的探讨有限。因此，本文选取了2007年至2012年期间沪深两市的上市银行作为研究对象，结合“高管梯队理论”更具科学性和时效性地实证研究了高管背景特征对我国上市商业银行绩效的影响。

二、文献综述和研究假设Hambrick and/和Mason（1984）的“高层梯队理论”（Upper Echelons Theory）基本观点认为，管理者既有认知结构、价值观、洞察力等决定了其对相关信息的解释力，会影响其行为偏好、战略选择，从而间接影响企业的绩效。但由于认知结构、价值观、洞察力等特质是难以度量的，而高层管理团队可客观度量的人口背景特征（年龄、性别、团队的任期、职业背景、教育、种族、社会经济基础和财务状况等等等）又与管理者认知结构密切相关，因此参考有关高管团队人口特征的已有相关研究，将人口特征作为上述特质的替代变量。Carlsson和Karlsson（1970）、Vroom和Pahl（1971）的研究发现，年龄大的管理者更倾向于选择风险较少的决策；Bantel和Jackson（1989）、Wiersema和Bantel（1992）、Camelo-Ordaz等（2005）等发现了高管团队的任期影响企业战略，高管团队的年龄、任期及教育和公司的创新活动存在一定联系；Dwyer， Richard和Chadwick（2003）发现，管理层的性别和公司文化等有一定的相关性；陈传明、孙俊华（2008）也发现管理者的学历、教育、职业、年龄、性别等背景特征影响着企业过度投资行为。（一）高层管理者性别管理学家与心理学家研究发现，男性管理者与女性管理者存在不同的行为偏好。Alder基于215家美国财富500强公司的数据，将其1980-1998年的财务绩效和行业平均值做了比较，得出结论为女性高管与公司业绩提高之间有明显的相关性。Boden和Nucci（2000）发现，女性企业家经营的企业在行业中持续性更强。；Peng和Wei（2007）研究发现相比于女性管理者，男性管理者更易表现出过度自信，从而容易做出错误决策、影响企业的投资行为；由此可以看出，女性管理者更倾向于风险规避，而男性管理者更倾向于风险偏好，不同于其他非银行金融机构的上市公司，商业银行在日常运行中承担着广泛且复杂的风险，其特殊性凸显了风险管理在商业银行公司治理当中的核心地位。基于上述分析，我们提出如下假设：假设1：中国上市商业银行女性高管所占比例与银行绩效正相关。（二）高层管理者年龄管理者的年龄代表其人生阅历、经验以及风险偏好程度，从而决定其行为偏好与经营企业的战略选择。Hambrick和Mason（1984）提出年轻的管理者比年老的管理者更倾向于愿意承担风险，因为年长的管理者更愿意遵守行业标准和历史经验，运用稳健型的经营方法和保守的管理决策来保持以往积累的声望和名誉。Prendergast和Stole（1996）研究发现，年少的管理者相比于年长的管理者更急于展示自身的能力、倾向于过多重视私有信息而忽略公共信息，因此在作决策时表现得过度自信；然而，经验老道的高管易于遵从历史经验或行业标准，不愿冒险破坏以往累积的名誉和声望，因而决策行为偏保守。姜付秀、伊志宏等（2009）研究发现，管理层平均年龄与过度投资行为有明显的负相关关系。基于上述分析，我们做出如下假设。假设2：中国上市商业银行高层管理者年龄与银行绩效有关，可能存在着积极的正相关关系，也可能存在着消极的负相关关系。（三）高层管理者学历高层管理者的能力包括决策能力、领导能力、创新能力等，是决定企业经营成败的关键因素，而这些能力难以量化，依据信号传递模型，学历可以作为能力的象征，教育水平能够客观反映管理者的专业知识水平和技术水平。Kimberly和Evanisko（1981）、Bantel和Jackson（1989）研究发现，高管受教育的程度对于企业战略革新和技术变革有显著的正相关关系。高学历管理者的学习能力强，利于其在复杂环境中客观、理性地分析问题，从而做出正确决策。商业银行作为特殊的金融机构，其管理者不仅要有管理能力，还须拥有金融业的专业知识水平，因此银行高管的教育背景尤为重要。基于上述分析，我们提出如下假设：假设3：中国上市商业银行高层管理者学历与银行绩效正相关。（四）高层管理者任职时间高层管理者任职时间对银行绩效有着重要影响。高管任期越长，对于企业内、外部环境的熟悉程度越高，对于团队成员的沟通与配合起到积极的影响，其经验越丰富，更有利于做出正确决策，从而提高银行绩效。Fraser和Greene（2006）研究发现，随管理经验的逐步累积，高层管理者可以通过使用经营过程中反馈的新信息来逐步了解自身的经营管理能力，从而完善并修正自己的决策偏差。因此，高层管理者的过度自信程度会随着任职时间即管理经验的增加而降低，其决策错误概率将会减少。基于上述分析，我们提出如下假设：假设4：中国上市商业银行高层管理者任职时间与银行绩效正相关。（五）高管团队规模国泰安信息技术有限公司的“中国上市公司治理结构研究数据库使用指南（2013版）”中界定高管人员为年报中披露的高级管理人员的总人数，高级管理人员含总经理、总裁、CEO、副总经理、副总裁、董秘和年报上公布的其他管理人员（包括董事中兼任的高管人员），本文结合样本银行年报中披露的高管信息，界定其高管团队规模为董事会成员、监事会成员、党委书记、党委副书记、纪委书记、行长、副行长、财务总监、总经济师、工会主席、董事会秘书等人数的总和。Haleblian和Finkelstein（1993）发现，大规模的高管团队有更多的资源和能力解决问题，得当的分析处理信息、保证团队决策质量，从而提高企业绩效。然而，Simons和Peterson（2000）发现，随着团队规模的扩大，团队成员因性别、年龄、教育程度、任职时间等方面的不同，相互之间会增加意见分歧和扩大利益冲突，因而增加了团队的沟通协调成本。团队规模越大越容易分化成多个小团体，每个小团体都有自己的利益诉求与权力中心，导致团队决策成为平衡各利益主体而非理性决策的结果。基于上述分析，我们提出如下假设：假设5：中国上市商业银行高管团队规模与银行绩效负相关。

三、研究设计（一）样本选择及数据来源本文选择了中国境内上市的平安银行、浦发银行、民生银行、招商银行、华夏银行、工商银行、中国银行、南京银行、兴业银行、北京银行、交通银行、建设银行、宁波银行、中信银行、农业银行、光大银行等16家上市商业银行的高管背景特征为研究样本，截止到2007年，其中14家银行均已完成上市，因此筛选出沪深两市2007-2012近6年我国16家上市商业银行披露集中且信息相对充分的年报数据，共90个样本。对于年报中高管背景及公司治理数据不全的，本文补充收集了国泰安数据库（CSMAR）以及色诺芬数据库（CCER）中的数据。（二）变量选择与定义被解释变量：本文将净资产收益率（ROE）、托宾Q值（Tobin’s Ratio）、资产报酬率（ROA）作为商业银行的盈利能力来反应银行的长期绩效。解释变量：选取样本银行中高管的性别、年龄、学历、高层管理者任职时间及高管团队规模5个指标，反应商业银行高管背景特征与银行综合绩效的关系。控制变量：为了使检验更准确，本文将其他可能影响到银行绩效的因素作为控制变量，比如银行的规模效应会对银行绩效产生影响；银行是高负债经营，因而其对财务风险的控制能力尤为重要。因此本文将总资产代表的银行规模和资产负债率代表的财务杠杆水平作为控制变量。相关的变量的含义和说明见表1。

四、实证分析

由表2可知样本银行的高管背景特征基本情况为：高管团队成员当中男性高管比例高达86%，在姜付秀、伊志宏（2009）对2003-2005年全部沪深A股上市公司的研究当中，男性高管比例也占86%；高管团队成员的平均年龄高达53.3岁，可见商业银行高管人员更年长一些，比姜付秀等（2009）研究的全体上市公司平均年龄41岁要年长近12岁；教育背景方面，商业银行高管人员的平均受教育水平为硕士研究生，相比于姜付秀等（2009）研究的全体上市公司高管平均的本科学历要高，可见商业银行作为特殊金融机构，需要管理者拥有更高的学历水平；高层管理者平均任职时间为3.3年，相比于姜付秀等（2009）研究的全体上市公司高管平均任职时年限的不到3年稍高；高管团队规模方面，平均规模约为32人，大大超出了姜付秀等（2009）得出的18人，可能是由于商业银行处于特殊的金融行业且其信息披露程度低、造成更严重的问题，从而设立的财务、法律方向的高管成员数量多、监事会规模较大，并且国有商业银行在改制后仍保留了国有企业特征，党委、纪委等高管人员依旧存续，另外，近几年我国上市公司（包含上市银行）也在逐步扩大的高管团队规模。（二）多元回归分析1、模型设计为了检验前文的假设，本文使用多元回归分析的方法来检验高管背景特征对上市银行绩效的影响，依据Carter及Marinova等人研究变量的设置方法，建立以下三组模型：模型1：ROE=β0Constant+β1GEN+β2AGE+β3EDU+β4YEAR+β5TS+β6BS+β7LEV+ε1模型2：Q=β0Constant +β1GEN+β2AGE+β3EDU+β4YEAR+β5TS+β6BS+β7LEV+ε2 模型3：ROA=β0Constant +β1GEN+β2AGE+β3EDU+β4YEAR+β5TS+β6BS+β7LEV+ε32、回归分析由于本文采用的是面板数据，因此关键在于模型的形式选择，即选择混合模型、个体固定效应模型还是随机效应模型。利用Eviews 6.0软件，对数据进行F检验和Hausman检验，检验结果显示应当采用个体效应模型。变量之间关系的具体回归结果如表3：通过检验可知在在5%的显著性水平下，R方大于0.90，方程拟合优度良好，并且所有数据均能通过T检验，说明解释变量能够充分解释模型变化。从表3第一列可知，管理者的性别GEN、年龄AGE、学历EDU、任期YEAR的回归系数均为正，表明对银行净资产收益率ROE有一定的积极影响，即高管团队中，女性性别比例越高、平均年龄越高、平均学历越高、任期年限越高，越有利于银行净资产收益率ROE的增长。其中，性别和学历对净资产收益率的影响更为显著。前者可能是因为在银行这种高风险金融机构中，科学理性的规避风险是保证银行绩效的关键，而女性管理者更擅长于风险规避所致；后者是因为管理者受到的教育程度越高，所做决策更加客观理性，和Bantel与Jackson（1989）的研究结论一致，即高管团队成员学历越高对公司的战略变化越有利。而团队规模TS的回归系数为负，说明其与银行净资产收益率ROE呈显著负相关关系，说明银行在团队建设中应当充分考虑团队规模，不宜急于扩大团队建设，力求做到各司其职，提高沟通效率。控制变量方面，银行规模越大，资产负债率越高，银行的绩效越好。

注：括号中为标准差，*** 表示在1%水平上，系数显著不为0；**表示在5%水平上，系数显著不为0；*表示在10%水平上，系数显著不为0。从表3第二列可知，管理者的性别GEN、年龄AGE、学历EDU、任期YEAR均与银行托宾Q值呈显著正相关关系，即高管团队中，女性性别比例越高、平均年龄越高、平均学历越高、任期年限越高，越有利于银行绩效的增长。其中，性别和学历对托宾Q值的影响更为显著。同样，银行规模TS的相关系数为负，对托宾Q值有消极影响。从表3第三列可知，高管年龄AGE与资产报酬率呈显著正相关关系、高管团队规模与资产报酬率显著负相关，而高管性别、学历、任期均未通过检验。

五、结论 本文以“高层梯队理论”为依据，在对相关文献进行综述的基础上，对2007-2012年16家中国上市银行的高管背景特征与银行绩效之间的关系做了实证分析。本文的研究结果表明：高管背景特征影响银行绩效。具体来讲，高管性别、年龄、学历、任期与以银行盈利能力所代表的银行绩效正相关，而高管团队规模与银行绩效负相关。这在一定程度上证明了“高层梯队理论”在公司治理方面的有效应用。本文采用了近6年的最新数据对我国上市银行进行研究，这个时限内正是我国银行业完成上市并完善内部公司治理机制的高峰期，既突破了以往文献中数据滞后的缺陷，也在高管背景特征如何影响银行绩效方面做了量化的有益补充。由于我国上市银行的数量较少、且上市年份有限，无论从时间上还是数量上均不够充分，使得公司治理问题呈现的还不够全面、充分，我们以后将继续研究。

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征管效率论文范文第15篇

关键词:高管团队;人口统计学特征;同质化;异质化;高管变更

高管团队是一个组织内最核心的群体,能否吸引并留住优秀的高管人员是一个组织成功的关键。影响高管团队成员变更的因素很多,有高管团队本身的构成特征、组织绩效、环境因素及组织生态位等。自从汉姆布瑞克和梅森提出高阶团队理论后,越来越多的学者把焦点放在了研究高管团队构成特征与高管团队成员变更两者之间的关系上。本文首先介绍高管团队构成特征影响高管成员变革的三个理论模型及其内在关系,其次总结该领域的主要研究,最后提炼这些研究所蕴含的核心思想。

一、高管团队构成特征影响高管成员变革的理论模型

(一)高阶团队理论

高阶团队理论由汉姆布瑞克和梅森提出,该理论认为高管团队成员背景特征能够用来预测组织战略选择、组织绩效水平以及高管团队成员变更等组织产出,并且高管团队特征比CEO个人特征预测能力更强。该理论分析框架如图1所示:

高阶团队理论的基本逻辑是:组织内外部环境因素影响高管团队构成,高管团队构成特征影响组织战略选择,最后战略选择影响组织绩效和高管团队成员变更。其隐含一个基本假设,即高管团队不可观察的心理因素如认知和价值观可通过可观察的人口统计学特征来衡量,具有相似人口统计学特征的高管成员心理认知和价值观也基本相似。

(二)吸引-选择-磨合理论(ASA)

该模型是由施奈德最先提出的研究组织人员动态的一个分析模型。ASA模型焦点在群体成员的个性特征,一个群体为了使自己能同其他群体区分开来,会根据个体特性来对群体成员进行筛选,从而形成该群体特有的统一特性。群体为保持其特有的特性,会吸引那些与其具有相似特性成员,设法保住这些成员,并对这些成员个性进行磨合,从而形成统一的组织特性。这是一个双向选择的过程,一方面群体吸引那些与其有相似特性的人员,另一方面个体也会选择那些适合其个性特征的群体。ASA模型存在这样的一个周期,首先具有不同个性的个体被与其具有相同或相似特性的群体吸引,其次该群体组织通过正式或非正式途径选择那些能适应组织特性的个体,最后组织再对个体特性进一步磨合。ASA模型要说明的是组织如何吸纳同质化的成员而剔除异质化的成员,这种动态演化的结果是组织成员趋同化发展。韦斯特法尔和扎亚茨对该理论提出了三点解释:一是共性更增强个体间的吸引力,即同性相吸原则;二是群体成员资格会给个体带来自信和自我认同感;三是组织招聘与其已有成员相似的个体是为了满足其成员降低工作环境不确定性的心理需求。该理论对高管团队成员构成同质化做出了很好的解释。

(三)资源依赖理论

菲佛和萨兰基克的资源依赖理论属于组织理论的重要理论流派。组织最重要的生存目标就是从环境中获取其生存所需要的资源。组织生存需要资源,这些资源组织本身无法提供,因而必须从其所处环境中获取,这就导致组织对环境的依赖。一方面组织必须依赖资源,另一方面组织又必须尽量降低对资源的依赖,以降低不确定性。在降低对环境资源的依赖过程中,最重要的一点就是要设法提高组织对资源的获取能力,高管团队作为组织日常经营管理的最高管理机构,其构成特征决定了组织获取资源的能力。同质性高的高管团队具有较高获取相似资源的能力,在稳定的环境中比较有利;异质性团队则有利于冲破组织惯性,提高组织对差异性资源的获取能力,更适合动荡的环境。

(四)三个理论之间的关系分析

高阶团队理论是研究高管团队构成特性的最核心的理论。但高阶团队理论研究高管团队更多的是依赖高管团队自身的特性,而没有对于环境因素给与足够的重视。ASA理论和资源依赖理论对该理论做了补充,即高阶团队理论只告诉人们具有某种特征的高管团队会如何发展,却没有解释其为何会如此发展,而ASA和资源依赖理论则正好弥补了这个缺陷。ASA理论从社会学的角度对高管团队构成同质化趋势做出合理解释,但却无法解释高管团队发展异质化现象。资源依赖对环境因素给与足够的重视,对高管团队异质化发展具有很好的解释力,但对高管团队自身的特征重视程度却不够。因此上述三个理论具有各自的解释力同时也存在相应的局限,三者相互补充,构成一个整体。

二、高管团队构成特征对高管变更的影响的实证研究

(一)无调节变量的实证研究

杰克逊和库珀运用施奈德的ASA理论和菲佛组织人口统计学模型分析了高层管理团队个体差异和团队异质性对高层管理者更换的影响,实证研究结果是年龄和任期因素对团队成员更换有非常显著的影响,但教育和职业背景影响则不明显。个体层面上,高层管理团队成员中同其他成员在年龄和任期上有很大的差异的个体更容易离职;团队层面上,成员构成年龄和任期差异越大的团队成员变更比率越高。

大量高层管理团队差异对团队成员变更的影响的研究,都假设两者之间存在线性关系,差异越大,离职率越高。部分学者对这种假设提出了质疑,认为两者之间的关系不应该是简单的单调关系。菲佛和赖利认为,高层管理团队成员(年龄和任期)异质性越大,越会导致冲突,结果会造成更多的成员离职,相反如果团队成员越相似,则使得他们对有限的晋升机会的竞争越激烈,结果同样会导致更多的离职发生,因而团队差异同离职之间的关系应该是非线性的U型关系。亚历山大等人(1992)也曾对高层管理团队构成异质性和团队离职之间的线性关系提出了质疑,试图验证两者之间的非线性关系,但其非线性关系同菲佛和赖利(1984)正好相反。亚历山大等人认为在高层管理团队构成差异很大或很小的组织中,高层管理者离职率较低,而在那些差异居中的组织中,团队成员离职的可能性最高,两者之间存在倒U型关系。

(二)有调节变量的实证研究

由于高管团队构成特征对高管变更的影响,在实证研究中学者们并未得出一致的结论,同时学者们意识到两者关系可能受其他因素影响。因此后来的研究当中很多学者引入了组织绩效、文化、环境、生态位等调节变量,试图更准确地分析高管团队构成特征对高管变更的影响。

1、组织绩效的调节作用。组织绩效是高管团队研究中非常重要的一个变量,其可直接影响高管团队成员变更,组织绩效变差会带来较多的高管成员变更,这点在学术界已经达成共识。同时组织绩效又可在高管团队构成特征和高管团队成员变更两者之间起调节作用。未考虑组织绩效的情况下,高管团队构成差异度和高管团队成员变更之间是简单的线性关系,差异化越大的高管团队成员变更越频繁,同团队其他成员差异度越高的成员越容易离职,高管团队在动态发展过程中将同质化。然而引入组织绩效,这一过程将会发生很大变化。布恩等(2003)研究发现,一般情况下,高管团队构成将呈现趋同化,但当组织出现组织绩效降低,环境动荡性增强以及组织面临更为激烈的竞争时,高管团队趋同化趋势将被打断,转而出现异质化现象。即当组织出现绩效下降等现象时,同质化越高的高管团队成员变更现象越频繁,组织倾向于招聘一些差异度较高的成员进入高管团队。

2、文化因素的调节作用。高层管理团队的研究多数都集中在美国,所采用的数据都是美国公司。部分学者试图运用其他国家的企业数据来分析高层管理团队,以摆脱这种局限。威尔斯玛和伯德(1993)运用日本企业数据,研究了高管团队构成差异对团队成员变更的影响,分析受不同文化背景调节后这种影响有何差异。其研究结果同前人对美国本土的有很大的差异,实证结果显示在日本年龄差异对管理层离职率的影响不显著,原因可能跟日本终身雇佣制有关,而组织绩效同高管离职之间的关系发生了逆转,组织绩效越差,高层管理团队离职率反而更低。

3、环境因素的调节作用。单从高管团队构成特征来预测高管成员变更或许并不准确,因为同质性或异质性程度高并不必然会导致高管团队成员变更。具有某种构成特征的高管团队成员变更比率是否会高于其他构成特征的高管团队,会受组织环境的影响。因此很多学者在研究高管变更的时候都引入了环境这一情景变量。奥霍姆和门格琦研究了环境动荡与否对高管团队绩效的影响,在动荡性较高的环境中,组织高管团队很难取得战略导向的高绩效,稳定的环境才有利于组织高管团队提升基于战略的绩效。不同环境对组织高管团队规模有不同要求,进而会带来高管团队成员构成的变更。环境特性除了对高管团队规模有要求以外,同时还会对高管团队构成特性提出不同要求。凯克认为具有不同构成特性的高管团队在不同的环境中会有不同的绩效表现。动荡的环境中,任期差异性较高以及平均任期较短的高管团队会较好的绩效表现,而在稳定环境中则是任期差异小平均任期长的高管团队绩效较好。威尔斯玛和贝特(1997)认为高管团队成员变更是组织适应环境的表现,这点同资源依赖理论一致。他们把环境特性细分为多维性、不稳定性和复杂性,这些环境特性会通过影响组织绩效、战略决策变化和高管团队构成特性来影响高管团队的变更。研究结果是多维、动荡、复杂的环境要求组织构建差异性较大的高管团队。

4、生态位的调节作用。麦克弗森等(1995)在研究志愿者协会成员流动时就是以组织成员作为组织生态位进行研究。他们以组织成员构成特征作为组织生态位空间的衡量指标,分析不同志愿者协会对成员的竞争,该研究认为不同组织内具有相同构成特征成员是组织竞争的重点人群,不同志愿者协会对这类成员的争夺非常激烈,另外处于生态位空间边缘的人员流动性也比中心人员高。该研究巧妙地把高管团队构成特征同组织生态位结合了起来。

三、总结

高管团队动态演化过程中受两种力量的影响,其构成特征朝两个方向发展。一种是同质化力量,高管团队作为一个独特的群体,需要不断强化其群体特性,以提高其可识别性,在这种力量作用下,高管团队成员构成将朝着同质化方向演化。另一种是异质化力量,任何组织都处于特定的环境当中,组织生存与发展必须不断与其所处环境进行互动,当组织环境对组织高管团队提出异质化要求时,如环境变得更为动荡,竞争更为激烈或组织绩效变差,为适应这种变化的需求,高管团队成员构成必须朝着异质化方向发展。当高管团队构成特征不能满足组织发展要求时,就会导致的高管成员更换。结合组织环境或组织绩效与高管团队构成特征,我们可以把把对高管变更的研究分为四种状态:一是当稳定的环境与差异小的高管团队相结合时,两者匹配度高,高管团队将朝向同质化方向稳定发展,高管变更比率较小;二是动荡的环境与差异大的高管团队结合时,两者匹配度高,高管团队将朝着异质化方向发展,高管变更的比率相对较小;三是动荡环境与差异度小的高管团队相结合时,两者匹配度低,高管成员变更率大,且相似度越高的高管成员越容易被更换;四是当稳定的环境与差异大的高管团队结合时,两者不匹配,高管成员变更率较大,且差异化越大的成员越容易被更换。

现实中同质化和异质化作用同时存在,所以组织高管团队不会朝向极端的同质化或异质化方向发展。同质化和异质化过程自身便存在制约其极化发展的因素。同质化获得决策效率的同时导致组织惰性,异质化团队提高适应性的同时会造成组织冲突过多,因而两过程本身就存在反向作用的力量。组织变更高管团队成员需支付变更成本,因此现实当中的组织都会保持高管团队适当的差异性与同质性,以保持高管团队稳定的同时增强高管团队应付不同情况的能力。高管团队构成特征是同质化力量和异质化力量中和的结果,在两种力量达到均衡时的高管团队才具有最大的稳定性。

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