宋 霞 魏鄧茜 程 晨

(鄭州大學(xué) 商學(xué)院， 河南 鄭州 450001)

一、引言

股權(quán)質(zhì)押是指出質(zhì)人以其所擁有的股權(quán)作為質(zhì)押標(biāo)的物來進行融資的行為，其是上市公司大股東快速、便捷地獲得貸款的重要融資工具(謝德仁 等，2016)。在中國資本市場，控股股東通過股權(quán)質(zhì)押的方式進行融資非常普遍。然而，近年來，股權(quán)質(zhì)押的風(fēng)險逐漸暴露，其在幫助大股東融資的同時也帶來了一系列問題，例如大股東占款、侵占中小股東利益、損害公司價值(郝項超 等，2009；鄭國堅 等，2014；李旎 等，2015；聞岳春 等，2016)，股價崩盤和控制權(quán)轉(zhuǎn)移等(王斌 等，2013；謝德仁 等，2016)，從而使得公司承擔(dān)了更多的風(fēng)險，未來不確定性增加。在此背景下，上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押行為逐漸受到學(xué)者和監(jiān)管層的密切關(guān)注。

避稅是指納稅人利用一切合法的稅收籌劃策略將顯性稅收降至最低限度的行為(Hanlon et al.，2010)。公司避稅現(xiàn)象普遍存在，其被認為會加劇信息不對稱與委托代理問題(Balakrishnan et al.，2019)，導(dǎo)致公司價值降低(陳冬 等，2012；劉行 等，2013；葉康濤 等，2014)、內(nèi)外部風(fēng)險增加(李成 等，2016)。那么，控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司避稅會產(chǎn)生怎樣的影響？當(dāng)上市公司控股股東進行股權(quán)質(zhì)押后，公司承擔(dān)的風(fēng)險增大，此時的決策是否會傾向于保守，而不愿或不能再承擔(dān)由避稅帶來的風(fēng)險呢？針對上述問題，現(xiàn)有研究并沒有給予足夠的關(guān)注和明確的闡釋。有鑒于此，本文較為深入地考察了控股股東股權(quán)質(zhì)押和公司避稅之間的關(guān)系，并探析了產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、市場化程度和管理者過度自信等對二者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

相比已有研究，本文的貢獻主要體現(xiàn)在三個方面。其一，豐富了股權(quán)質(zhì)押經(jīng)濟后果的研究。現(xiàn)有針對股權(quán)質(zhì)押的研究集中于分析其所引發(fā)的代理問題(郝項超 等，2009；王斌 等，2013；李旎 等，2015；謝德仁 等，2016)、對公司業(yè)績或價值的影響(鄭國堅 等，2014；聞岳春 等，2016)、對盈余管理的影響(譚燕 等，2013；陳共榮 等，2016；陳德萍 等，2017)等，而很少有學(xué)者關(guān)注股權(quán)質(zhì)押與公司避稅之間的關(guān)系。其二，補充了有關(guān)公司避稅影響因素的研究。以往文獻主要從管理者激勵(劉華 等，2010；Chi et al.,2011)、管理者特征(劉欣華 等，2015;Hsieh et al.,2018)、稅收征管強度(葉康濤 等，2011)、稅收競爭(范子英 等，2013)、所得稅改革(王躍堂 等，2009)、機構(gòu)投資者(蔡宏標(biāo) 等，2015)、金融危機(王亮亮，2016)、企業(yè)社會責(zé)任(李增福 等，2016)、社會信任(張茵 等，2017;Kanagaretnam et al.,2018)、政治不確定性(陳德球 等，2016)等方面研究公司避稅行為，而鮮有從控股股東股權(quán)質(zhì)押的視角展開分析。其三，進一步探究了企業(yè)性質(zhì)、市場化程度以及管理者過度自信對控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司避稅之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。

二、研究假設(shè)

(一)控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司避稅

近年來，越來越多的中國上市公司控股股東采用股權(quán)質(zhì)押的方式進行融資。據(jù)CSMAR的數(shù)據(jù)顯示，2010—2016年間，共有1794家上市公司的控股股東進行了股權(quán)質(zhì)押。在2016年所有A股上市公司中，有1286個大股東進行了股權(quán)質(zhì)押，相比2015年增長了19.41%。股權(quán)質(zhì)押與出質(zhì)方和質(zhì)權(quán)方息息相關(guān)。對于作為出質(zhì)方的大股東來說，采用股權(quán)質(zhì)押做為擔(dān)保，不僅有助于更加快速、便捷地獲得貸款(譚燕 等，2013)，而且一般不會導(dǎo)致相關(guān)控制權(quán)和表決權(quán)喪失(謝德仁 等，2016)。但是，股權(quán)質(zhì)押同時也伴隨著風(fēng)險。相關(guān)研究表明，進行股權(quán)質(zhì)押一定程度上會限制股東獲得股息和再融資的權(quán)利(鄭國堅 等，2014)，股東可能面臨質(zhì)押品價值下降、自身償債能力不足等問題，承擔(dān)一定的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險(王斌 等，2013)。同時，對外披露的股權(quán)質(zhì)押信息可能造成外部投資者誤認為公司存在資金方面的問題，出于對股價波動、控制權(quán)轉(zhuǎn)移的考慮，他們會更加關(guān)注公司動向，對公司的負面信息更為敏感(鄭國堅 等，2014)。一旦投資者將股權(quán)質(zhì)押視作大股東資金緊張、面臨財務(wù)約束的重要信號，則可能會導(dǎo)致上市公司股價跳水等(鄭國堅 等，2014)。而銀行或其他金融機構(gòu)(質(zhì)權(quán)方)為保證貸款安全，也會持續(xù)關(guān)注貸后借款人的經(jīng)營狀況，通過追蹤資金投向及使用情況，確定企業(yè)是否符合再貸款的信用條件(陳共榮 等，2016)。如果被質(zhì)押股權(quán)的上市公司出現(xiàn)盈余質(zhì)量下降或控股股東“掏空”行為，那么債權(quán)銀行將不會接受其股權(quán)作為發(fā)放貸款的質(zhì)押品(譚燕 等，2013)。同時，銀行或其他金融機構(gòu)也會在股權(quán)質(zhì)押合約中確定股價的警戒線及平倉線，當(dāng)上市公司因經(jīng)營不善或投資不當(dāng)?shù)仍斐晒蓛r大幅波動或觸及警戒線、平倉線時，銀行會要求其追加擔(dān)保，甚至強制平倉被質(zhì)押的股份，致使股東喪失控制權(quán)(謝德仁 等，2016)。因此，控股股東進行股權(quán)質(zhì)押后，上市公司承擔(dān)的風(fēng)險相應(yīng)增加，面臨的不確定性更高。

公司避稅也會加劇企業(yè)所面臨的風(fēng)險(Brooks et al.，2016)。避稅會增加管理者謀取私利的機會主義行為(Chen et al.，2010)，降低代理人與委托人之間的信息透明度(Kim et al.，2011；Desai et al.，2009)，進而引發(fā)代理問題，加劇企業(yè)內(nèi)外部的信息不對稱程度(劉行 等，2013；Balakrishnan et al.，2019)。避稅還可以為管理者隱藏壞消息提供便利，一旦被隱藏的壞消息(如盈余操縱、關(guān)聯(lián)交易和其他資源轉(zhuǎn)移行為等)突然爆發(fā)，則會導(dǎo)致股價崩盤(Kim et al.，2011)。在股權(quán)質(zhì)押期，公司違規(guī)后被稽查的概率大大提升(呂曉亮，2017)，且避稅程度越高，公司被稅務(wù)機關(guān)稽查進而受到懲罰的概率越高(李成 等，2016)。在資本市場，信息的負面?zhèn)鲗?dǎo)效應(yīng)容易被放大，尤其是經(jīng)過媒體的報道和解讀后，更可能導(dǎo)致投資者恐慌。當(dāng)公司避稅或為了避稅而掩蓋的壞消息被曝出，受到監(jiān)管機構(gòu)處罰時，公司將不得不面對股價驟降的風(fēng)險(Hanlon et al.，2009)。而銀行為了保全自身利益，也會實施追加擔(dān)保、收回并拍賣股票等措施，進而導(dǎo)致公司承受更高的風(fēng)險。

由于股權(quán)質(zhì)押后上市公司面臨的風(fēng)險增加，公司的決策可能傾向于保守，不愿意或不能夠再承擔(dān)避稅帶來的風(fēng)險。因此，我們預(yù)期在股權(quán)質(zhì)押后，公司可能會降低避稅程度?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)1：在其他條件相同的情況下，相對于不存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司，存在股權(quán)質(zhì)押的上市公司避稅程度更低。

(二)控股股東股權(quán)質(zhì)押、企業(yè)性質(zhì)與公司避稅

相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)除追求利潤最大化的目標(biāo)外，還承擔(dān)著促進就業(yè)、維護社會穩(wěn)定等政策性負擔(dān)和類政府職能。因此，國有企業(yè)受政府“扶持之手”或“干預(yù)之手”的影響更大。在這種情況下，國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平通常較低，因為過高的風(fēng)險承擔(dān)水平不利于國有企業(yè)實現(xiàn)政治目標(biāo)和社會穩(wěn)定職責(zé)(余明桂 等，2013a)。同時，由于國有企業(yè)的管理者通常由政府任命，他們對政治晉升更加關(guān)注，因此風(fēng)險規(guī)避傾向更強。薛有志等(2014)發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的管理者在決策過程中較為保守，提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的意愿不高。當(dāng)控股股東進行股權(quán)質(zhì)押后，國有企業(yè)需同時承擔(dān)來自股票市場與信貸市場的雙重風(fēng)險，整體風(fēng)險水平大幅增加。對于存在風(fēng)險規(guī)避傾向的國有企業(yè)而言，對可能會引發(fā)監(jiān)管處罰或法律風(fēng)險的避稅行為更加敏感。因此，在控股股東進行股權(quán)質(zhì)押的情況下，國有企業(yè)會因本身風(fēng)險承擔(dān)水平較低，加之已經(jīng)承擔(dān)一定的股權(quán)質(zhì)押風(fēng)險，而不愿再承擔(dān)避稅所帶來的其他風(fēng)險。根據(jù)上述分析，本文提出：

假設(shè)2：相對于非國有上市公司，國有上市公司股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)避稅的抑制作用更強。

(三)控股股東股權(quán)質(zhì)押、市場化程度與公司避稅

較之市場化程度高的地區(qū)，在市場化程度低的地區(qū)，地方政府更傾向于通過“扶持之手”幫助上市公司克服困難、抵御風(fēng)險(王雄元 等，2018)，以促進區(qū)域經(jīng)濟較快發(fā)展。當(dāng)市場化程度低的地區(qū)的上市公司為了擴大投融資規(guī)模而進行股權(quán)質(zhì)押時，地方政府可能會通過影響所在地金融機構(gòu)信貸活動等手段，為上市公司提供資金支持，避免企業(yè)陷入質(zhì)押爆倉后的財務(wù)困境。因此，從地方政府偏袒的預(yù)期出發(fā)，企業(yè)主動承擔(dān)風(fēng)險的可能性上升，更具冒險傾向(Kim et al.，2016)。對于具有較高風(fēng)險承擔(dān)水平的上市公司而言，股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)避稅的風(fēng)險承受能力的擠占相對緩和。企業(yè)通過避稅可以減少經(jīng)濟利益流出，因此股權(quán)質(zhì)押后，市場化程度較低地區(qū)的上市公司仍可能存在避稅行為。相對而言，在市場化程度高的地區(qū)，經(jīng)濟自由化程度高(余明桂 等，2013a)、法律環(huán)境好、政府對企業(yè)的干預(yù)和影響小，上市公司出于對股權(quán)質(zhì)押后風(fēng)險增加的顧慮，承擔(dān)避稅風(fēng)險的意愿低?；谏鲜龇治?，本文提出：

假設(shè)3：企業(yè)所在地區(qū)市場化程度較高時，股權(quán)質(zhì)押對避稅行為的負面影響更強。

(四)控股股東股權(quán)質(zhì)押、管理者過度自信與公司避稅

面對同等程度的風(fēng)險，不同風(fēng)險偏好的個體具有不同的反應(yīng)。在其他條件一定的情況下，風(fēng)險偏好者傾向于承擔(dān)更多的風(fēng)險，而風(fēng)險厭惡者則對風(fēng)險更加敏感。過度自信的管理者往往更加偏好風(fēng)險，原因在于，他們對自己的知識、能力、判斷力、決策能力擁有較高預(yù)期，更傾向于高估決策成功的概率，低估失敗的可能。過度自信的管理者通常認為自己有足夠的能力把握機會、應(yīng)對不確定性，從而在決策中表現(xiàn)出較強的風(fēng)險偏好(Griffin et al.，1992；Hirshleifer et al.，2012)。因此，管理者的過度自信特征會對公司決策產(chǎn)生重要影響(Benabou et al.，2002)。過度自信的管理者傾向于承擔(dān)風(fēng)險或輕視股權(quán)質(zhì)押所帶來的風(fēng)險，認為風(fēng)險給公司帶來的負面影響是有限的(余明桂 等，2013b)。也就是說，過度自信的管理者認為即便存在股權(quán)質(zhì)押，上市公司依然能夠承擔(dān)避稅所帶來的風(fēng)險，即股權(quán)質(zhì)押對公司避稅決策的影響有限。而當(dāng)管理者不屬于過度自信的類型時，風(fēng)險厭惡的特征會促使其不愿再承擔(dān)避稅所引發(fā)的額外風(fēng)險，因此公司避稅程度較低?；谏鲜龇治觯疚奶岢觯?/p>

假設(shè)4：管理者的過度自信將弱化股權(quán)質(zhì)押對避稅行為的抑制作用。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本及數(shù)據(jù)來源

本文選取2010—2016年滬深A(yù)股上市公司作為研究對象，并對初始樣本進行了以下處理：剔除金融、保險等特殊行業(yè)的公司；剔除樣本值缺失的公司；剔除企業(yè)實際所得稅率異常的公司(實際所得稅率小于0和大于1)。最終獲得13945個研究樣本，其中控股股東期末有股權(quán)質(zhì)押的樣本5241個。避稅和其他變量的數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。同時，為剔除異常值的影響，對連續(xù)變量進行了1%和99%的Winsorize處理。

(二)模型構(gòu)建與變量定義

為檢驗控股股東股權(quán)質(zhì)押對公司避稅的影響，本文構(gòu)建了如下回歸模型：

TA=α0+α1PLEDGE+CONTROLS+YEAR+INDUS+ε

(1)

其中，TA代表避稅，本文采用五個指標(biāo)來衡量企業(yè)的避稅程度。這些指標(biāo)分為兩類，一類是以實際所得稅為基準(zhǔn)得到的，另一類是以賬稅差異為基準(zhǔn)計算的(葉康濤 等，2014)。在第一類指標(biāo)方面，采用實際稅率(TAXR)、名義稅率與實際稅率之差(diffRATE)以及名義稅率與實際稅率之差的5年平均值(AVG_diffRATE)三個指標(biāo)來衡量。實際稅率越高，企業(yè)避稅程度越低；名義稅率與實際稅率之差越大，企業(yè)避稅程度越高。在第二類指標(biāo)方面，先計算會計-稅收差異(BTD)，會計-稅收差異(BTD)=(稅前會計利潤-應(yīng)納稅所得額)/期末總資產(chǎn)，其中，應(yīng)納稅所得額=當(dāng)期所得稅費/名義所得稅率(葉康濤 等，2014)。BTD越大，企業(yè)避稅程度越高。為排除應(yīng)計利潤的影響，根據(jù)Desai et al.(2006，2009)，用DDBTD來衡量企業(yè)的避稅程度。DDBTD由模型(2)計算得出：

BTDi,t=αTACCi,t+μi,t+εi,t

DDBTDi,t=μi,t

(2)

其中，TACC為總應(yīng)計利潤，總應(yīng)計利潤(TACC)=(凈利潤-經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量)/總資產(chǎn)，DDBTD表示BTD中不能被總應(yīng)計利潤影響的部分。由于DDBTD可以控制應(yīng)計盈余的影響，且被眾多學(xué)者使用，故本文主要采用它來衡量企業(yè)的避稅程度。

PLEDGE代表股權(quán)質(zhì)押，采用兩個指標(biāo)來衡量：一是PLE，為虛擬變量，當(dāng)控股股東年末有股權(quán)質(zhì)押時，PLE賦值為1，否則賦值為0；二是PLERATIO，為控股股東年末的股權(quán)質(zhì)押股數(shù)占公司總股數(shù)的比例。

CONTROLS表示控制變量。參照葉康濤等(2014)、王雄元等(2018)，本文選取的控制變量包括：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)、公司規(guī)模(SIZE)、總資產(chǎn)凈利潤率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、賬面市值比(BM)、第一大股東的持股比例(TOP1)、董事長和總經(jīng)理的兼任情況(DUAL)、董事會規(guī)模(BOARDSIZE)、企業(yè)自由現(xiàn)金流(FCF)。同時，本文還控制了控股股東“掏空”程度(TUN)，原因在于，當(dāng)控股股東股權(quán)被質(zhì)押時，更易對上市公司進行占款，“掏空”上市公司，侵占小股東權(quán)益(鄭國堅 等，2014；李永偉 等，2007)，控股股東可能會通過避稅來掩蓋“掏空”行為以獲得更多的資源(Kim et al.，2011)，因此，當(dāng)控股股東的“掏空”程度高時，公司的避稅程度也可能會相應(yīng)提高。此外，本文還控制了行業(yè)虛擬變量(INDUS)和年度虛擬變量(YEAR)。

上述變量的說明具體參見表1。

表1 變量說明

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從中可見，BTD的均值大于0，表明平均程度而言企業(yè)的會計利潤大于應(yīng)納稅所得額；DDBTD的均值大于0，但小于BTD的均值，說明利用DDBTD來衡量企業(yè)避稅程度更恰當(dāng)，因為排除了應(yīng)計利潤的影響；diffRATE的中位數(shù)為正，表明大多上市公司的實際稅率都低于名義稅率，企業(yè)避稅行為可能普遍存在；TAXR的均值為0.198；PLE的均值為0.376，表明期末控股股東有質(zhì)押的樣本占比為37.6%，高于鄭國堅等(2014)、謝德仁等(2016)研究中的平均質(zhì)押比例，可能是因為近年來控股股東的股權(quán)質(zhì)押行為越來越普遍；PLERATIO的均值為0.070。

表2 描述性統(tǒng)計

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

表3列示了按控股股東股權(quán)質(zhì)押(PLE)分組的均值和中位數(shù)差異檢驗結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，相對于年末不存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司，年末控股股東存在股權(quán)質(zhì)押的公司避稅程度(DDBTD)顯著較低，均值差異在1%的水平下顯著；兩者公司避稅程度(DDBTD)的中位數(shù)差異也在1%的水平下顯著。初步支持本文的假設(shè)1。

表3 差異性檢驗

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

表4列示了主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。從中可知，上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押(PLE)、質(zhì)押比例(PLERATIO)與衡量避稅程度的大部分指標(biāo)(DDBTD、diffRATE、AVG_diffRATE)顯著負相關(guān)，與TAXR顯著正相關(guān)，也初步支持本文的假設(shè)1。

表4 相關(guān)分析

注：*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

(二)回歸分析

表5報告了控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司避稅的回歸結(jié)果。其中，列(1)、(3)、(5)、(7)、(9)為單變量回歸結(jié)果；列(2)、(4)、(6)、(8)、(10)為多元回歸結(jié)果。

表5 控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司避稅的回歸結(jié)果

注：括號內(nèi)為t值；*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

列(2)、(4)的結(jié)果顯示，控股股東年末是否有股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)的會計-稅收差異(BTD)、控制應(yīng)計利潤影響的賬稅差異(DDBTD)顯著負相關(guān)。列(6)、(8)、(10)的結(jié)果顯示，控股股東年末是否有股權(quán)質(zhì)押與企業(yè)的實際所得稅率(TAXR)顯著正相關(guān)，與名義稅率與實際稅率之差(diffRATE)以及名義稅率與實際稅率之差的5年平均值(AVG_diffRATE)顯著負相關(guān)。以上結(jié)果表明：由于控股股東進行股權(quán)質(zhì)押后，公司已經(jīng)存在較高的風(fēng)險，在這種情況下，面對其他風(fēng)險就會比較謹慎，因而避稅行為能得到一定程度的抑制。由此，假設(shè)1得到驗證。

為檢驗假設(shè)2，我們參考模型(1)，將上市公司區(qū)分為國有和非國有兩組，再重新進行回歸檢驗。表6列(1)、(3)沒有加入控制變量，也沒有控制行業(yè)和年度效應(yīng)(YEAR、INDUS表示模型中是否加入年度和行業(yè)虛擬變量)。由回歸結(jié)果可以看出，國有上市公司PLE的系數(shù)顯著程度較高，且絕對值比非國有上市公司大，這表明相對于非國有上市公司，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的國有上市公司避稅程度更低。列(2)、(4)加入了控制變量，也控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。回歸結(jié)果顯示，國有及非國有上市公司的控股股東股權(quán)質(zhì)押與避稅程度之間的關(guān)系均在10%的水平上顯著，但國有上市公司PLE系數(shù)的絕對值相對較大。這說明存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的國有上市公司對風(fēng)險更敏感，從而避稅程度更低。也就是說，國有企業(yè)股權(quán)質(zhì)押對企業(yè)避稅的抑制作用更強。由此，假設(shè)2得到驗證。

表6 企業(yè)性質(zhì)的調(diào)節(jié)作用

注：括號內(nèi)為t值；*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

為檢驗假設(shè)3，我們參考模型(1)，利用王小魯?shù)?2016)提供的各省份市場化指數(shù)，匹配上市公司注冊地，得到每個公司所在地的市場化指數(shù)。在此基礎(chǔ)上，按照其行業(yè)年度均值將上市公司樣本分為高市場化程度組與低市場化程度組。表7列(1)、(3)的回歸分析顯示，雖然兩列結(jié)果都在1%的水平上顯著，但是當(dāng)市場化程度高時，PLE系數(shù)的絕對值更大，這說明在市場化程度高的地區(qū)，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司避稅程度更低。表7列(2)、(4)的回歸結(jié)果顯示，市場化程度高時，控股股東股權(quán)質(zhì)押與避稅程度之間的關(guān)系在1%的水平上顯著，而市場化程度低時，兩者的關(guān)系不顯著。由此，假設(shè)3得到驗證。原因可能是：在市場化程度較低的地區(qū)，政府的“扶持之手”會給予企業(yè)更多保護，幫助企業(yè)規(guī)避風(fēng)險；而在市場化程度較高的地區(qū)，政府更可能按市場化邏輯來推動經(jīng)濟發(fā)展，企業(yè)需自己承擔(dān)風(fēng)險，所以在控股東股權(quán)質(zhì)押后，企業(yè)不愿再承擔(dān)更多的避稅風(fēng)險。

表7 市場化程度的調(diào)節(jié)作用

注：括號內(nèi)為t值；*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

為檢驗假設(shè)4，我們參考模型(1)，采用王山慧等(2013)的方法，用上市公司的年度預(yù)測凈利潤減去年度實際凈利潤衡量管理者過度自信，并按照四分位數(shù)將上市公司樣本分為過度自信組和不過度自信組，即預(yù)測凈利潤減去實際凈利潤的差值大于第三分位數(shù)的歸為管理者過度自信組。表8列(1)、(3)的回歸分析顯示，雖然結(jié)果均在1%的水平上顯著，但管理者過度自信的上市公司PLE的系數(shù)絕對值相對較小，這說明當(dāng)管理者屬于過度自信類型時，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司避稅程度較高。表8列(2)、(4)的回歸結(jié)果顯示，當(dāng)管理者具有過度自信特征時，控股股東的股權(quán)質(zhì)押與避稅程度之間的關(guān)系不顯著，反之，兩者的關(guān)系在1%的水平上顯著。這說明當(dāng)上市公司的管理者不屬于過度自信類型時，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司避稅程度更低。由此，假設(shè)4得到驗證。

表8 管理者過度自信的調(diào)節(jié)作用

注：括號內(nèi)為t值；*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

五、穩(wěn)健性檢驗

為確保本研究結(jié)論的可靠性，我們進行了一系列穩(wěn)健性檢驗。

(一)內(nèi)生性檢驗

為解決存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司和不存在控股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司之間的系統(tǒng)性差別，本文借鑒謝德仁等(2016)的做法，采用PSM傾向得分匹配法來緩解這一問題。此外，為減少估計中的干擾因素，我們重新對樣本進行了定義。具體而言，當(dāng)控股股東有股權(quán)質(zhì)押且質(zhì)押發(fā)生年份的前1年沒有質(zhì)押、后1年有質(zhì)押時，將其作為質(zhì)押樣本；將連續(xù)3年沒有質(zhì)押的樣本作為非質(zhì)押樣本。在此基礎(chǔ)上，按企業(yè)的規(guī)模、資產(chǎn)負債率等對質(zhì)押樣本和非質(zhì)押樣本進行1∶3配對，最終獲得1468個控制樣本。PSM的回歸結(jié)果列于表9列(1)。從中可見，控股東股權(quán)質(zhì)押與公司避稅仍顯著負相關(guān)，前文結(jié)論并未發(fā)生改變。

表9 穩(wěn)健性檢驗

注：括號內(nèi)為t值；*p<0.1，**p<0.05，***p<0.01。

(二)其他穩(wěn)健性檢驗

其一，參照葉康濤等(2014)的做法，本文用實際稅率(TAXR)、名義稅率與實際稅率之差(diffRATE)以及名義稅率與實際稅率之差的5年平均值(AVG_diffRATE)、會計-稅收差異(BTD)來衡量企業(yè)的避稅程度，重新回歸后的結(jié)果列于表5。從中可見，主要回歸結(jié)果沒有改變。

其二，參照鄭國堅等(2014)、謝德仁等(2016)的做法，本文用質(zhì)押比例(即控股股東期末質(zhì)押股數(shù)占公司總股數(shù)的百分比)作為解釋變量，重新回歸后的結(jié)果列于表9列(2)中。不難發(fā)現(xiàn)，控股股東股權(quán)質(zhì)押率與公司避稅顯著負相關(guān)，與上文結(jié)論一致。

其三，本文將衡量股權(quán)質(zhì)押的變量滯后一期，重新進行回歸，結(jié)果列于表9列(3)中。依然可見，與原結(jié)論亦保持一致。

六、結(jié)論與建議

本文利用2010—2016年A股上市公司樣本，研究了控股股東股權(quán)質(zhì)押與公司避稅之間的關(guān)系，同時考察了企業(yè)性質(zhì)、市場化程度以及管理者過度自信對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)論顯示：相對于不存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司避稅程度更低；相對于非國有上市公司，國有上市公司股權(quán)質(zhì)押對公司避稅的抑制作用更強；在市場化程度高的地區(qū)，存在控股股東股權(quán)質(zhì)押的上市公司避稅程度更低；過度自信的管理者所在公司存在控股股東股權(quán)質(zhì)押時，股權(quán)質(zhì)押對避稅的負面影響更弱。

本研究結(jié)論的政策建議如下：

第一，通過推進多層次資本市場建設(shè)，為企業(yè)提供多元化的融資渠道。不同企業(yè)在融資能力、風(fēng)險構(gòu)成、投融資結(jié)構(gòu)等方面具有系統(tǒng)性差異，所需要的資本市場產(chǎn)品和服務(wù)業(yè)不盡相同。然而，中國資本市場的信貸資源供給者依然以銀行為主，銀行信貸具有短期性特征，同時需要企業(yè)提供較多的抵押品以減少可能的不良貸款損失。企業(yè)實施股權(quán)質(zhì)押可能會造成股票市場和信貸市場風(fēng)險的交互傳染。股權(quán)質(zhì)押規(guī)模的擴張不僅不利于企業(yè)財務(wù)風(fēng)險管控，還將增加市場系統(tǒng)性風(fēng)險的防范難度。因此，有必要通過多層次資本市場建設(shè)，為不同類型的市場主體提供有針對性的融資服務(wù)。

第二，繼續(xù)推進稅制改革，規(guī)范稅收征管。近年來，中國實施了較大力度的減稅降費改革。企業(yè)所承擔(dān)的實際稅負不斷下降，企業(yè)的避稅動機持續(xù)弱化。當(dāng)前的稅制改革有利于強化企業(yè)規(guī)范納稅的意識，促進企業(yè)形成良好的公司治理和內(nèi)部控制體系。未來的供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，需進一步以深化稅制改革為支撐，以降低市場主體稅負為糾正企業(yè)納稅行為失范的出發(fā)點，以高效的監(jiān)管提高企業(yè)避稅成本。通過稅制改革，緩解企業(yè)短期財務(wù)壓力，鼓勵企業(yè)專注于轉(zhuǎn)型升級和長期價值創(chuàng)造。

第三，地方政府應(yīng)不斷優(yōu)化職能，增強服務(wù)意識、提高市場監(jiān)管能力。通過無差別的企業(yè)監(jiān)管及服務(wù)保護企業(yè)的合法利益，提升政府監(jiān)管的公信力。推動資源配置的市場化導(dǎo)向，減少“扶持之手”和“掠奪之手”對客觀市場的干擾。地方政府應(yīng)尊重企業(yè)的自主決策，保障企業(yè)平等獲取信貸資源、享受國家政策支持。