跨国并购对上市公司避税行为的影响研究.docx

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1、跨国并购对上市公司避税行为的影响研究王志莹（湖南大学金融与统计学院，湖南省长沙市，410006）搞吴：改革开放以来，我国坚定不移地扩大对外开放，从大规模“引进来”到大踏步“走出去”。跨国并购逐渐成为了企业进行资源整合的一种常见方式，但对于此行为是否存在企业避税隐患，未曾可知。因此本文将20122019年进行跨国并购企业与未进行跨国并购企业进行匹配，形成处理组和控制组，基于避税抑制效应和避税称同效应，利用多期双重差分法（D1.D）实证研究跨国并购对企业避税行为的影响。研究发现，常国并购会抑制企业避税行为，原因在于，冷国并购能够提高企业信息披露质量，改善信息不对称问题，从而抑制企业避税，这脸证了本

2、文的避税抑制效应。进一步研究发现在非国有企业、地区法治化水平高企业群体中，这种抑制避税效应更加明显。而在东道主国家税率低、负债水平低的企业中这种避税抑制效应不明显。本文的研究为理解跨国并购如何抑制企业避税提供了经险证据，也为给监管部门提供一定的借鉴参考。关使训：跨国并购：信息披露：企业避税：多期双重差分法中图分类号：F2文献标识码：A一、引言随着经济全球化的发展，以及国际分工的逐渐形成,跨国并购已经不再局限于发达国家，来自新兴市场国家企业对发达国家企业发起的跨国并购日益显现（Ku-mar,2009;Yapraketa1.2018）*未稣引用*未找更引用.我国自加入世贸组织以来，越来越注重国际交

3、流与合作。据商务部、外汇局统计，近十年来平均每年对全球一百多个国家和地区进行直接投资，非金融类对外投资额也由2010年的475.6亿美元（约3210.3亿元人民币），上涨到2021年的9366.9亿元人民币。跨国并购事件也随之增加，如下表1所示。表12012-2019年跨国并购事件数量年份20122013201420152016201720182019数量（起）5205366438681073164018672240值得注意的是，中国在走出去海外并购取得较好的成绩的同时，避税问题不容忽视.跨国并购涉及不同国家，企业利用利率差异、国家制度差异、外汇差异等多种由于国别因素带来便利，进行避税、逃税，

4、此类案例层出不穷。因此应该重视跨国并购中的避税问题。跨国并购对企业避税行为的影响值得探究。本文的主要贡献体现在三方面：首先，研究视角较为新颖。虽然现有文献分别对跨国并购和企业避税行为都有一定的研究，但是关于跨国并购与企业避税行为二者之间的关系的研究几乎为空白。仅有的类似文献也是研究国内并购对企业避税的影响，而国内并购与跨国并购行为存在较大的不同，因此本文研究跨国并购对于企业避税行为的影响，角度新颖，有助于丰富相关研究，具有一定的理论意义。其次，研究方法较为新颖。本文采用倾向得分匹配（PSM）和D1.D双重差分的研究方法，不同于传统的面板数据O1.S回归，该方法可以控制不可观测但不随时间变化的组

5、间差异，不仅能够很直观的对比处理组和控制组结果差异，更有力地证明处理组和控制组的差异是跨国并购带来的，有效克服内生性问题，使得研究结果更稳健可靠。最后，本文内容拓展较广。本文不仅实证验证了跨国并购会抑制企业避税，还进一步探究了跨国并购通过什么途径去抑制企业避税。在机制检验的时候，为了结果的严谨性、可靠性，本文采用了两种机制检验方法，得出的结果均与本文研究假设一致。本文研究显示，跨国并购有利于信息披露质量的提高，从而缓解信息不对称，抑制企业避税。对此作用机制的检验，能够将加深本文研究的深度，并给相关监管部门提供针对性参考意见。二、理论分析与研究假设跨国并购由于同时满足跨国企业和并购企业两种特征，

6、既可以利用跨国企业的避税协同效应，即母公司将原本属于母公司的利润，通过关联交易大部分转移到了境外子公司，由于各国之间的税率存在着较大的差异，给企业跨国并购提供了纳税的方便。通过跨国并购在低税率国家拥有子公司，子公司是依照东道国的相关法规注册登记的独立法人，子公司在经营和税收上的具有独立性，并且由于双边税收协定，子公司通常在当地享受税收优惠，这给企业进行利润转移避税提供了途径。根据转让定价理论，企业通过关联交易以低价格出售给低税国子公司商品取得的低收入，按照原税率交企业所得税，低税国企业再将货物高价销售到原目标公司时取得的收入，不仅享受双边税收协定带来税收优惠，而且只需按照低税率国家利率交企业所

7、得税率。这让母公司无形中享受到了低税率国家的利率红利，减少了实际税率和实际税额，从而间接避税。也可以利用并购企业的税负协同效应，即通过并购融资可以增大母公司债务，由于借款利息可以在所得税前扣除，理性的公司会倾向于增加负债融资，而这部分债务可以抵税，从而减少母公司税赋。跨国并购虽然可以利用跨国企业的特性以及并购行为的便利进行避税,但是企业国内并购也能通过并购行为进行避税，而跨国并购相较于国内并购来说，最主要的区别在于跨国特性。因此本文认为跨国并购企业的避税协同效应的主效应在于跨国企业的避税协同效应。而跨国企业达到避税协同效应最关键的点在于通过关联交易将利润转移到海外子公司，但这在实际情况中却很难

8、实现。由于各个国家开始对利润转移这类避税的行为重视起来。一方面，对被查处的企业加大惩罚力度，以起到警示作用。另一方面，也是最为主要的手段就是对跨国并购企业披露要求越来越高，以捕捉企业跨国并购时行为，尤其是在避税方面是否存在不合理性。比如经济合作与发展组织（OECD）出台举措，要求企业跨国并购时要向各税收管辖区税务机关报送国别报告，并通过国别报告自动信息交换机制实现主管当局间的信息互通共享，积极与其他税收管辖区建立自动信息交换关系，这让企业受到的监管加强，信息不对称减少。目前，大多数国家已经引入强制性信息披露制度，要求企业并购时依据并购信息披露制度对涉税信息强制披露。这能够产生信息溢出效应，让资

9、本市场中的其他投资者实时了解上市公司的经营情况，降低信息不对称水平，也使得市场参与者能够对公司管理层进行监督。根据信息披露理论，公司信息披露水平的提高，一方面，无疑削弱了管理层通过复杂隐蔽的避税活动掩盖其机会主义行为（陈冬和唐建新，2012）*!未期叙,:另一方面，税务机关可利用这一必须在其申报表中披露某项参与行为及时获取相关的信息，以识别和应对税收激进的风险，获取更大可疑交易信息，加大反避税的成功机会，尽早获取有效信息和识别恶意的税收筹划，增大了企业的避税成本（王玮和周宁宇，2016）：未找则用,。这两方面的作用都会使得企业减少避税。据此本文提出假设。H1.总体上跨国并购会抑制企业避税企业想

10、要进行避税需要频繁涉及关联交易以及其他会计往来，因此需要复杂的隐蔽环境,要尽可能少的披露有效信息，当信息披露质量提升，企业有效信息公开在市场上，对于企业而言，就很难通过会计上的手法去进行避税。另一方面，信息披露质量高，以为税务部门能够掌握的有效信息越多，企业如果进行避税，在信息披露上暴露的疑点就越多，税务部门就更可能发现企业的避税行为，从而对企业避税行为进行行政处罚。而这种处罚成本往往远高于避税带来的收益，因此一旦企业信息披露质量过高，企业如果还继续避税可能会容易被稽查。在跨国并购中，由于涉及两个国家的资金往来，因此受到两个国家监管部门的监管，企业行为必须同时满足两个国家的监管要求。企业信息披

11、露也要满足两个国家的披露要求，这会提高企业的信息披露质量的要求。目前跨国并购时要向各税收管辖区税务机关报送国别报告，并通过国别报告自动信息交换机制实现主管当局间的信息互通共享，积极与其他税收管辖区建立自动信息交换关系。此外，大多数国家己经引入强制性信息披露制度，要求企业并购时依据并购信息披露制度对涉税信息强制披露。这一系列的对信息披露要求的提高，使得企业难以通过关联交易进行避税，从而抑制企业避税行为。因此本文提出如下假设：H2：跨国并购通过减少信息不对称抑制企业避税三、研究设计(一)样本选择本文实证检验部分所使用的数据来源主要有两个：一个是WIND上市公司财务数据库与企业跨国并购交易数据库，时

12、间跨度为2012-2019年。为获得较为全面的上市公司海外并购交易数据，我们从W1.ND企业并购数据库筛选出已完成的海外并购交易样本。并通过上市公司年报、网站等渠道进一步确认企业海外并购投资行为的信息，获得一个较为全面且准确的跨国并购原始数据库。考虑到研究意义和现实意义，我们剔除了中方收购的股份低于10%和收购方为金融类企业的并购样本。为了保持样本的一致性，本文删除了金融业、ST股、借壳上市、营业收入等关键变量缺失的样本。部分上市公司在样本期内，进行过多次海外并购，借鉴冼海明(2018)处理方式，使用样本期间内首次进行并购投资的年份来考察企业的跨国并购行为，最后共有437家上市公司在样本期间进

13、行跨国并购，在进行匹配后共得到6936个样本。在回归分析时，本文对变量1和99%分位数上进行了Winsorize处理，以消除异常值对回归的影响。(二)变量说明1、被解释变量本文借鉴学者许红梅和李春涛(2020)*年找到引用.的研究，用名义所得税率与实际所得税率差额(Rate一出i,t),来衡量企业避税程度。该指标越大，反映出来企业避税程度越高。同时采用张克中等(2020)的研究，用名义所得税率与实际税率之差的五年平均值(第t-4至第t年)来衡量避税程度(1.Rate_diffiit)2、解释变量与其他的D1.D模型一样，本文将样本期内发生国跨国并购的企业Treat取值为1,否则为0.在跨国并购

14、当年及之后Time取值为1,之前取值为OoTreat*Time交互项表示跨国并购带来的净效应。3、控制变量Okamura等(2006)*味”引用.、曹越和王琼琼(2021)*除绚*、?*C等(2014)*味找W、Sanders(2001)储找的研究表明管理层薪酬(Wage)、规模(Size).现金持有水平(Cf)、资产负债率(1.eV)、总资产收益率(Rca)、研发强度QmenSity)、股东持(TOPtenBharehO1.der)、企业年龄(Age)均会对企业避税造成影响，因此将上述变量与样本的个体及年份特征作为控制变量。所有变量的具体定义见表2。表2变量名称与定义变量名称变量符号变量定义

15、企业避税程度1.Ratejdiff名义所得税率减去实际所得税率的差额（第t-4年到第t年的均值）名义所得税率名义企业避税程度Ratejdiff所得税率减去实际所得税率的差额，该指标越高避税程度越高是否跨国并购Treat发生跨国并购的企业取值为1,否则为0跨国并购时间Time跨国并购之后取1（包括当年），之前取0跨国并购的净效应jiTreat*Time是否跨国并购与跨国时间的交乘项管理层薪酬Wage管理层薪酬总额取对数规模Size资产规模取对数（货币资金+短期投资净额+交易性金融资产）/现金持有水平Cf（固定资产净额+持有至到期投资净额+长期债权投资净额+长期股权投资净额+流动资产合计流动负债合

16、计）资产负债率1.ev负债总额/资产总额总资产收益率Roa净利润/总资产研发强度Intensity研发费用/营业收入股东持比Toptenshareho1.der前十大股东持股比例企业年龄Age企业成立年限（）模型设定本文将跨国并购看作是一次准自然实验，采用PSM和DID来评估企业跨国并购的避税效应。PSM方法的基本思路和步骤：从没有进行对外投资的企业中寻找出与海外并购企业在并购前具有相似特征的样本作为对照组，跨国并购为处理组，为了避免同一企业在不同年份重复匹配问题，本文采用一对一最近邻匹配从未进行对外投资的企业样本中获得与海外并购企业并购前相似特征的样本。在此基础上本文借鉴Beck等（2010

17、）的研究，构建渐D1.D模型如下：1.Ratej1.iffit=a0+a1Treat*Time+a2Contro1.it-+仰+&+it（1）Rate_diffit=Bo+BiTreC1.t*Time+2Contro1.it-1+/+4+it（2）其中，曲和限为截距项，i代表企业，代表年份。模型的左侧为因变量Rate_由/总和1.Rate_dif储均表:示i企业，年的避税程度，区别在于1.Ra杷_呵力工采用的是（第t4年到第t年的均值）名义所得税率减去实际所得税率的差额，而Ratjdi/7；/则是当年的名义所得税率减去实际所得税率的差额。Treat*Time代表跨国并购为交互项，表示跨国并购带

18、来的净效应。9t和“分别表示年度固定效应和企业固定效应。三、实证结果分析（一）基准回归结果表3汇报了基准回归结果，模型（1）和（2）均采用了企业固定效应和年份固定效应。如表所示（1）、（4）77m*7而e交互项系数分别为-0.0091、-0.0074、-0.0036和-0.0055,且（1）、（2）、（3）列在5%水平下显著为负，（3）列在1%水平下显著为负，该回归结果说明企业跨国抑制了企业避税，验证假设H1。表3跨国并购对企业避税的影响(1)(2)(3)(4)RatejdiffRatejdiff1.Ratejdiff1.Ratejiiff-0.0091*-0.0074*-0.0036*-0.

19、0055*TreatTime(-2.5489)(-2.0097)(-2.1153)(-3.1333)0.0004-0.0000(1.2656)(-0.0303)0.00280.0115*Size(0.9899)(8.6635)0.0247*-0.0039Cf(1.8962)(-0.6237)0.0012*-0.0001Roa(5.7864)(-1.0601)-0.0001-0.0002*1.ev(-1.3101)(-3.9946)0.0530*0.0250*Intensity(3.4532)(3.4175)0.0000-0.0001Toptenshareho1.der(0.2637)(-0.8

20、895)-0.1053-0.1045*Age(-1.2671)(-2.6341)-0.00241.34340.00161.1776*cons(-0.9001)(1.1988)(1.2095)(2.2016)时间控制控制控制控制个体控制控制控制控制N6936693669366936r20.0030.01280.00380.0227注：*、*和*分别表示在1%、5%和10%的水平上统计显著；括号内为t值。下同。(二)机制检验本文继续考察跨国并购影响企业避税的作用机制。已有研究表明(樊勇等，2022)*,*物引用在跨国并购时由于需要签订国别报告，对涉税信息披露进行披露。此外由于跨国并购的兴起，东道主

21、国家逐渐加强跨国企业避税监管，对跨国企业信息披露提出了高要求。本文认为这可能降低企业不对称程度，从而抑制企业避税。为检验这一渠道，本文借鉴曹廷求等(2013)*吼用做法用深交所对上市公司信息披露质量的评级来衡量公司面临的信息不对称程度，这也是大多学者最常用的一种做法，认可度性和权威性度比较强。一般来说，如果公司披露的信息质量越差，或者公开信息越少，那么市场上的信息不对称程度就越高。深交所通过跟踪上市公司全年的信息披露行为，对披露结果进行考核，并将结果分为“优秀”、“良好”、“合格”和“不合格”四种。“优秀”赋值为1,“良好”赋值为2,“合格”赋值为3,“不合格”赋值为4。信息不对称程度(dis

22、c1.osure)变量用并购后信息披露考核三年均值与并购前三年信息披露考核均值之差衡量。本文借鉴了许红梅和里春涛等(2020)未找更引用的做法，将信息不对称程度(disc1.osure)与TreatTime相乘得到Treat*Time*disc1.osure,来检验信息不对称这一作用机制。表4报告了回归结果。TreatTitnedisc1.osure项系数为-0.0043和-0.0074,且在5%统计水平上显著。这一结果表明随着信息不对称程度的增加，跨国并购企业避税程度显著下降。这为跨国并购通过影响信息不对称程度，降低企业避税提供了经验证据，验证假设H2。表4机制检验结果(1)(2)(3)(4

23、)1.Rate_diff1.RatejdiffRatejdiffRatejAiffTreatTime0.00280.00120.03170.0117(1.4239)(0.2837)(0.8023)(0.8023)disc1.osure-0.0042*-0.0035*-0.0046*-0.0063*(-7.2594)(-5.1886)(-2.7944)(-3.8743)TreatiTimedisc1.osure-0.0061*-0.0043*-0.0052*-0.0074*WageSizeCfRoa1.evIntensity(-3.9651)(-2.3288)-0.0002(-0.1332)-0

24、.0044*(8.3543)-0.0002(-0.7224)-0.0002*(-1.7593)0.0243*(-3.7001)-0.0001*(3.3244)(-3.3145)(-2.0268)0.0004(1.1462)0.0019(0.6838)0.0236*(1.8200)0.0011*(5.2403)-0.0001(-1.1179)0.0521*(3.3965)-0.10600.0012Toptenshareho1.der(-0.9821)(0.2198)-0.0183*-0.1085Age(-2.6864)(-1.3067)1.9842*1.2152*1.76771.4246jcon

25、s(2.1641)(2.2854)(1.1293)(1.2725)时间控制控制控制控制个体控制控制控制控制N6936693669366936r20.03250.02680.04210.0153（三）稳健性检验1、平行趋势检验双重差分法的有效性依赖于其是否能够满足平行趋势假设（PWHewMss机就本文而言，平行趋势假设成立意味着，如果企业没有进行跨国并购，处理组和控制组的关联交易规模在时间趋势上是平行的。在本文中虽然得出了跨国并购抑制企业避税。但如果在并购前企业避税就降低的情况，这使得回归结果不具有说服力。为解决这一问题，本文进行了平衡趋势检验，由于每一年都有进行跨国并购的企业，因此本文进行了标

26、准化处理，如图1所示。结果表明企业在跨国并购前存在平行趋势，而在跨国并购后存在差异。这说明这种差异是跨国并购带来的，从而说明本文结果稳健。图1平衡趋势结果2、事件年度滞后一期根据跨国并购年份所定义的时间未必是实际开始发挥作用的年度。为了缓解这一问题可能带来的影响，本文借鉴刘慧龙等（2022）*俅找朔经验，将事件年度再滞后一期回归，即将跨国并购的下一年作为事件年度。所得结果如表5所示。交互项回归系数为-0.0077和-0.0134且在1%统计水平下显著，说明时滞问题并不会影响本文核心结论的可靠性。从而进步验证本文结论。表5将事件年度滞后一年（2）（4）Rate_diffRatej1.iff1.R

27、ate_diff1.Rate_diffTreatTime-0.0065*-0.0077*-0.0102*-0.0134*(-3.5494)(-4.0738)(-4.3273)(-3.3364)WageSizeCfRoa1.evIntensityToptenshareho1.derAge0.2140*0.(1.1212)0.0106*(7.4034)-0.0035(-0.5568)0.0004*(3.7523)-0.0002*(-3.4574)-0.0002*(3.0212)0.0001(1.0245)-0.0183(-0.4756)0.01400.01270.0006*(1.6472)-0.0

28、025(-0.8317)0.0099(0.7275)0.0010*(4.4051)-0.0001(-0.8625)0.0350(1.6331)0.0012(0.1731)0.0259(0.3113)-0.3131_cons(1.7168)(0.0323)(0.0382)(-0.2833)时间控制控制控制控制个体控制控制控制控制N6060606060606060r20.04930.02770.03840.0107（四）异质性分析1、产权性质国有企业作为公有制企业，在政府的实施控制下经营目标不完全是利润最大化，对于国家政策的实施落实，响应国家号召更具有示范作用。国有企业由于“示范”效应，信息披露质

29、量更高。因此本文将国有企业与非国有企业进行异质性分析。结果如表6所示，第（3）、（4）列万皿叮而e系数分别为-0.0065、-0.0072且在1%统计水平下显著，说明这种避税抑制效应在非国有企业更显著，验证本文假设H5.说明非国有企业由于信息披露质量不高，在跨国并购后面临的强制披露带来的冲击比较大，所以这种抑制效果在非国有企业更加显著。表6产权性质的异质性国有企业非国有企业(1)(2)(3)(4)1.RatejdiffRatejiiff1.RatejdiffRatejdiffTreatTime-0.00490.0059-0.0065*-0.0072*(-1.0420)(1.2978)(-3.7

30、816)(4.1675)Wage-0.00030.0003*-0.00020.0015*(-0.4765)(3.5297)(-1.0005)(6.8502)0.00530.00050.0109*0.0027Size(1.4392)(0.8094)(8.2802)(1.4904)-0.01060.00050.0023-0.0333*(-0.6209)(0.1825)(0.3733)(-3.9154)-0.00020.0006*-0.00010.0013*Roa(-0.8178)(13.8680)(-0.6262)(10.2875)-0.0002-0.0001*-0.0002*-0.0003*1.

31、ev(-1.3949)(-4.2499)(-3.8758)(-3.4628)Intensity0.0425*0.0216*0.0140*0.0176*(1.9966)(6.0762)(1.9251)(1.7521)0.0002-0.0000-0.00010.0003*Toptenshareho1.der(1.2697)(-0.3950)(-0.8817)(3.2229)-0.0035*-0.0522*-0.1019*0.0129Age(-4.3587)(-2.7081)(-2.9925)(0.2368)-0.0631-0.01281.1005*-0.2603_cons(-0.8501)(-0.

32、2358)(2.5030)(-0.3548)时间控制控制控制控制个体控制控制控制控制N2019201949174917r20.03620.03230.02530.04552、法治化水平在衡量各地区的法治水平时，本文参照了余明桂和潘红波（2008）*俅3引用,，各省份的经济案件结案率（即结案数与收案数之比），结案数与收案数的数据来自于各年度中国法律年鉴，该比率越大说明地区法治化水平越高。该比率高于中位数比率为地区法治化水平高的一组。该比率低于或等于中位数比率则为法治化水平低的一组.分组回归结果如图表7所示，系数在地区法治化水平高地区显著，TreG叮加e系数分为别为-0.0098和-0.0088,

33、且分别在5%、1%水平下显著，验证本文假设H6.这说明法治化水平高的地区，政府监管力度强，在跨国并购后企业面临的高披露要求的监管也强。因此抑制避税效应在地区法治化水平高的地区显著。表7地区法治水平异质性地区法治化水平低地区法治化水平高(1)(2)(3)(4)Ratejdiff1.RatejdiffRatejdiff1.RatejdiffTreat*Time-0.0071-0.0026-0.0098*-0.0088*(-1.3055)(-0.9879)(-2.3605)(-3.3606)Wage0.0007-0.00000.0002-0.0002(1.2929)(-0.1639)(0.4234)

34、(-0.8261)Size0.00550.0138*0.00360.0134*(1.3293)(6.8552)(0.7929)(6.6609)Cf0.0311-0.00500.02300.0002Roa(1.5975)0.0011*(-0.5252)-0.0001(1.1093)0.0017*(0.0198)-0.0000(3.5421)(-0.8737)(5.4530)(-0.0525)1.ev-0.0002-0.0003*-0.0001-0.0002*(-0.9107)(-3.6241)(-0.5123)(-1.8843)Intensity0.0575*0.0256*0.0624*0.03

35、71*(2.2527)(2.0393)(2.7980)(3.7370)Toptenshareho1.der0.0001-0.0001-0.0002-0.0001(0.2727)(-0.6856)(-0.8257)(-0.9433)cons1.42541.1514*-0.1072-0.2471*(1.2108)(1.9874)(-1.2187)(-6.3165)时间控制控制控制控制个体控制控制控制控制N3511351134253425r20.03210.02990.03200.0309四、结论与对策建议本文研究结果显示，避税抑制效应的作用机理是跨国并购提升了企业信息披露质量减少了信息不对称，从而

36、抑制企业避税行为。因此监管部门作为监管信息披露方面起着举足轻重的作用，因此本文认为：（一）加大避税惩罚力度，完善税收机制现阶段税收的立法、执法、机构设置等方面还存在诸多问题，导致企业有空可钻。因此应该完善税收机制，减少企业避税行为。此外完善税收机制时，有必要将加大企业避税的惩罚力度纳入管理，一旦查处发现需要缴纳高额的罚款。这能起到警示作用，让企业面对高额的罚款而打消跨国并购避税的念头，这是最直接有效的措施之一。（二）优化企业披露准则，减少信息不对称本文研究表明跨国并购抑制企业避税的最关键的因素在于提高了企业披露质量。因此监管部门应该优化企业信息披露准则，对跨国并购的企业提出更高的要求，要求企业

37、对财务状况、资金足迹、涉税交易等进行披露，在不涉密的情况下，尽可能让企业资金流向透明化从而减少信息不对称，达到抑制企业避税的效果。（三）全面监管和重点关注，做到点面结合本文异质性结果表明，在不同情况下避税抑制效应可能会被抵消。因此监管部门在全面监管的同时重点关注部分企业。对于非国有企业。应当重点关注其信息披露质量，非国有企业由于跨国并购带来的信息披露质量提高，从而抑制了此类企业避税行为。因此对于此类企业跨国并购时信息披露提出更高要求，从而进一步减少该类企业的避税行为。对于法治化水平较低的企业，该类企业跨国并购的避税抑制效应不显著是因为政府监管力度不够，在跨国并购后企业面临的披露要求的也相对较低

38、。因此此类企业进行跨国并购时应当重点关注其信息披露行为是否合乎规范。参考文献1 Kumar1N.,2009,1.tHowEmergingGiantsareRewritingtheRu1.esofM&A：HcirvardBusinessReview,Vo1.87,No.5,pp.115-124.2 Yaprak,A.,Demirbag1M.&Wood,G.,2018,Post-AcquisitionStrategiesofEmergingMarke1.Intemationa1.izingEnterprises：TheStateoftheArtinResearchandFutureResearch

39、Directions,Jouma1.ofBusinessResearch.Vo1.93,pp.9097.3樊勇,朱沁瑶,刘江龙.涉税信息披露、企业避税与溢出效应一来自国别报告实施的经验证据J财贸经济,2022,43(07):21-36.4陈冬,唐建新.高管薪酬、避税寻租与会计信息披露J经济管理,2012,34(05):114-122.5王玮,周宁宇.我国强制性信息披露制度的构建:基于反避税视角J税务与经济,2016(05):82-87.6曹廷求,张铉.刘舒董事网络、信息不对称和并购财富效应J经济管理.2013,35(08):41-52.7许红梅,李春涛.社保费征管与企业避税来自社会保险法实施的

40、准自然实蛤证据5.经济研究,2020,55(06):122-137.8 MatsumuraT,OkamuraM.Anoteontheexcessentrytheoreminspatia1.marketsJ.Internationa1.Journa1.OfIndustria1.Organization,2(X)6,24(5):1071-1076.9曹越,王琼琼.东道国税率、企业避税与跨国企业创新J财经研究,2021,47(06):47-60.10 Foster-JacksonS,SzczesnyA.ErnstC.Va1.ueChain,Qua1.ity-,andCostManagementinH

41、ighCostAreasinResponsetoChangingEconomicIncentives-EvidenceFromaGermanHospita1.J.Socia1.ScienceE1.ectronicPub1.ishing,2014.11 SandersWG.IncentiveA1.ignment.CEOPay1.eve1.,andFirmPerformance:ACaseofHeadsIWin,Tai1.sYou1.ose7J.HumanResourceManagement,2001.40(2):159-170.12刘慧龙,张玲玲,谢婿.税收征管数字化升级与企业关联交易治理J.管

42、理世界.2022,38(06):158-176.13余明桂,潘红波.政治关系、制度环境与民营企业银行贷款内管理世界,2008(08):9-21+39+187.ResearchontheImpactofCrossborderMergersandAcquisitionsonTaxAvoidanceBehaviorof1.istedCompaniesWangZhiying(Co1.1.egeofFinanceandStatistics,HunanUniversity,ChangShaHunan,410006)Abstract：Sincethereformandopeningup,Chinahasst

43、eadfast1.yexpandeditsopening-uptotheoutsidewor1.d,from1.arge-sca1.eintroductionto1.arge-sca1.egoingg1.oba1.Crossbordermergersandacquisitionshavegradua1.1.ybecomeacommonwayforenterprisestointegrateresources,butitisunknownwhethertherearetaxavoidancerisksinthisbehavior.Therefore,thisartic1.ewi1.1.matchcross-borderM&Aenterprisesfrom2012to2019withnoncross-borderM&Aenterprises,formingaprocessinggroupandacontro1.group.Basedonthetaxavoidanceinhibitioneffectandtaxavoidancesynergyeffect,themu1.tiperioddoub1.edifferencemethod(DID)isusedtoempirica1.1.ystudytheimpactofcross-bor