齊 岳 劉思遠(yuǎn) 黃佳寧

1（南開(kāi)大學(xué)商學(xué)院，天津 300071） 2（南開(kāi)大學(xué)中國(guó)公司治理研究院，天津 300071） 3（天津市中國(guó)特色社會(huì)主義理論體系研究中心南開(kāi)大學(xué)基地，天津 300071） 4（中國(guó)特色社會(huì)主義經(jīng)濟(jì)建設(shè)協(xié)同創(chuàng)新中心，天津 300071） 5（中建一局集團(tuán)房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)有限公司，北京 100166）

引 言

2020年政府工作報(bào)告再次強(qiáng)調(diào)要 “促進(jìn)房地產(chǎn)市場(chǎng)平穩(wěn)健康發(fā)展”。房地產(chǎn)行業(yè)與經(jīng)濟(jì)發(fā)展和民生保障關(guān)系密切，但總體稅負(fù)偏重，探究如何在合法合規(guī)的前提下減輕其負(fù)擔(dān)具有現(xiàn)實(shí)意義。

本文基于會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的財(cái)務(wù)表現(xiàn)，以及稅收契約和利益最大化理論，推測(cè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的增強(qiáng)會(huì)降低企業(yè)的稅負(fù)水平；基于委托代理和信息不對(duì)稱理論，推測(cè)公司治理水平對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低企業(yè)稅負(fù)水平具有正向的調(diào)節(jié)作用。故以2009～2018年我國(guó)A股房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)為樣本，建立多元回歸模型，運(yùn)用層次回歸法等探究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是否顯著降低企業(yè)的稅負(fù)，并創(chuàng)新性地引入公司治理作為調(diào)節(jié)變量。

以往研究對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低稅負(fù)的作用進(jìn)行了簡(jiǎn)單闡述，但缺乏實(shí)證檢驗(yàn)的證據(jù)；學(xué)者較少在探究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與稅負(fù)的關(guān)系時(shí)引入公司治理因素，將公司治理應(yīng)用于與稅負(fù)水平相關(guān)研究的文獻(xiàn)較少。本文可以從新的角度為促進(jìn)企業(yè)提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性和治理水平提供證據(jù)。

1 文獻(xiàn)綜述

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性通常指不預(yù)計(jì)收益，但充分預(yù)計(jì)所有損失[1]，其實(shí)質(zhì)是盈余對(duì)消息的反應(yīng)速度不同，及時(shí)確認(rèn)壞消息，嚴(yán)格確認(rèn)好消息[2]。一直以來(lái)其存在原因及計(jì)量方法受到廣泛關(guān)注。Watts[3]認(rèn)為穩(wěn)健性產(chǎn)生的原因有契約、股東訴訟、稅收以及會(huì)計(jì)管制等。周曉蘇等[2]從契約、股東訴訟、稅收、管制和盈余管理等方面總結(jié)了國(guó)外學(xué)者對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性動(dòng)因的研究。Basu以股價(jià)的正負(fù)回報(bào)作為消息的代理變量，得出具有開(kāi)創(chuàng)性的驗(yàn)證穩(wěn)健性的反回歸模型[4]。 Khan 和 Watts[5]引入工具變量，構(gòu)建C-Score模型，降低樣本選擇限制。Ball和 Shivakumar[6]的應(yīng)計(jì)／現(xiàn)金流模型降低了對(duì)有效市場(chǎng)的依賴。Givoly和Hayn[7]認(rèn)為穩(wěn)健性降低了會(huì)計(jì)期間的累計(jì)收益，提出基于應(yīng)計(jì)的計(jì)量指標(biāo)。邱玉蓮和韓蓓蓓[8]也發(fā)現(xiàn)在我國(guó)非經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)更具適用性。

穩(wěn)健性表現(xiàn)為加速確認(rèn)成本費(fèi)用，延遲確認(rèn)利潤(rùn)，從而可以降低企業(yè)的當(dāng)期稅負(fù)。Watts[3]認(rèn)為稅收和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的聯(lián)系，是由于非對(duì)稱的損益確認(rèn)能夠降低稅收的現(xiàn)值。Kim和Jung[9]以韓國(guó)數(shù)據(jù)實(shí)證發(fā)現(xiàn)稅收是財(cái)報(bào)保守主義的決定因素。Qiang[10]發(fā)現(xiàn)在資產(chǎn)負(fù)債表穩(wěn)健性的產(chǎn)生中稅收起到重要作用。張?zhí)硪韀11]發(fā)現(xiàn)高稅負(fù)政策下我國(guó)上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性水平相對(duì)高，反之相對(duì)低。周澤將和杜興強(qiáng)[12]實(shí)證發(fā)現(xiàn)盈利企業(yè)的稅負(fù)能顯著提升會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。

有效的公司治理機(jī)制是高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的保證，而高質(zhì)量的會(huì)計(jì)信息又是公司治理的基本條件[13]。良好的公司治理利于減少信息不對(duì)稱，從而有效督促代理人在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中實(shí)施穩(wěn)健會(huì)計(jì)政策。目前公司治理評(píng)價(jià)體系不斷完善[14-17]，不少學(xué)者對(duì)公司治理與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的聯(lián)系進(jìn)行探究，Lara等[18]發(fā)現(xiàn)，公司治理水平高的企業(yè)明顯表現(xiàn)出較高水平的條件會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。林愛(ài)梅和吳永斌[19]發(fā)現(xiàn)提高股權(quán)集中度會(huì)降低會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。張芹秀等[20]發(fā)現(xiàn)提高股權(quán)制衡程度能提升會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。杜晶和張茜[21]發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性能約束高管自利行為。王桂花和彭建宇[22]發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可抑制過(guò)度投資，高管貨幣薪酬激勵(lì)對(duì)之有正向影響。而對(duì)于公司治理和稅負(fù)的關(guān)系，任廣乾[23]認(rèn)為提高公司治理水平可以弱化不合理避稅行為。王靜等[24]基于委托代理框架研究發(fā)現(xiàn)高水平公司治理可以抑制避稅背后的管理者機(jī)會(huì)主義行為。

房地產(chǎn)作為我國(guó)的支柱產(chǎn)業(yè)，對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)有多方面的影響[25，26]，目前我國(guó)房地產(chǎn)行業(yè)宏觀稅負(fù)高于其他行業(yè)[27]，且企業(yè)稅負(fù)呈上升態(tài)勢(shì)[28]，而針對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)的稅負(fù)研究集中于立法改革等方面，對(duì)稅負(fù)影響因素研究較少且基本沒(méi)有學(xué)者探究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)房地產(chǎn)企業(yè)稅負(fù)影響，引入公司治理的文獻(xiàn)亦相對(duì)缺乏；針對(duì)我國(guó)房地產(chǎn)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的研究主要與債務(wù)契約、薪酬業(yè)績(jī)敏感性等[29]有關(guān)，與稅負(fù)聯(lián)系較少。本文以房地產(chǎn)行業(yè)為研究對(duì)象有現(xiàn)實(shí)指導(dǎo)意義。

綜上，以往對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的研究主要集中在定義及計(jì)量方法上，也有學(xué)者采用定性或定量的方式探究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響因素。對(duì)于企業(yè)稅負(fù)，以往研究認(rèn)為稅收的存在是穩(wěn)健性產(chǎn)生的原因之一，并有學(xué)者總結(jié)穩(wěn)健性降低企業(yè)稅負(fù)的積極經(jīng)濟(jì)后果，但對(duì)此經(jīng)濟(jì)后果缺乏完善的邏輯推理和正面實(shí)證檢驗(yàn)，本文進(jìn)行了補(bǔ)充。對(duì)于公司治理，以往研究主要從股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會(huì)治理維度入手探究對(duì)穩(wěn)健性的影響，本文補(bǔ)充引入監(jiān)事會(huì)治理維度；此外，國(guó)內(nèi)企業(yè)公司治理研究起步較晚，將公司治理應(yīng)用到稅負(fù)方面的研究有限，本文也從新的角度為促使國(guó)內(nèi)企業(yè)提高治理水平提供了證據(jù)。

2 模型構(gòu)建

2.1 研究假設(shè)

會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的財(cái)務(wù)表現(xiàn)是降低累計(jì)利潤(rùn)和賬面資產(chǎn)，這就將稅收和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性聯(lián)系了起來(lái)，穩(wěn)健性使得企業(yè)推遲或減少收入的確認(rèn)，加快或增加對(duì)費(fèi)用的確認(rèn)，這都導(dǎo)致稅負(fù)降低或延期繳納。基于稅收契約理論，企業(yè)有納稅義務(wù)；基于利益最大化理論，企業(yè)要減少納稅，需要在賬面上降低自身累計(jì)所得。故提出第1個(gè)假設(shè)：

H1：在其他條件相同的情況下，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的增強(qiáng)會(huì)降低企業(yè)的稅負(fù)水平。

基于委托代理理論可知，企業(yè)存在代理問(wèn)題；基于信息不對(duì)稱理論可知，相較于管理者，企業(yè)所有者缺乏信息優(yōu)勢(shì)。為維護(hù)自身利益，所有者需要客觀謹(jǐn)慎的財(cái)務(wù)報(bào)告來(lái)反映企業(yè)的真實(shí)價(jià)值，故采取相應(yīng)監(jiān)管機(jī)制，加強(qiáng)治理，約束管理者，使企業(yè)會(huì)計(jì)政策趨于穩(wěn)健。故提出第2個(gè)假設(shè)：

H2：在其他條件相同的情況下，公司治理水平對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低企業(yè)稅負(fù)水平具有正向的調(diào)節(jié)作用。

2.2 變量定義

2.2.1 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性

本文采用Givoly和Hayn提出的基于應(yīng)計(jì)的穩(wěn)健性度量指標(biāo)[7]。因?yàn)闀?huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)造成持續(xù)的負(fù)應(yīng)計(jì)，故用一定時(shí)期的平均應(yīng)計(jì)，即折舊前的應(yīng)計(jì)除以企業(yè)總資產(chǎn)來(lái)衡量穩(wěn)健性。理論上該指標(biāo)越小，穩(wěn)健性水平越高，因此將其與-1相乘作為穩(wěn)健性指標(biāo)，記作CON。

具體為：CON＝-（非經(jīng)常性損益前利潤(rùn)+折舊-經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量）／總資產(chǎn)，其中非經(jīng)常性損益前利潤(rùn)用營(yíng)業(yè)利潤(rùn)代替。

2.2.2 稅負(fù)水平

企業(yè)平均有效稅率定義為企業(yè)稅負(fù)和企業(yè)所得之間的比率，主要用于稅收公平性的檢驗(yàn)，衡量稅負(fù)輕重。本文參考劉駿和劉峰提出的企業(yè)稅負(fù)水平衡量指標(biāo)[30]，選取平均有效稅率度量企業(yè)稅負(fù)水平。本文研究企業(yè)的整體稅負(fù)，現(xiàn)金流量表中 “支付的各項(xiàng)稅費(fèi)”與 “收到的稅費(fèi)返還”的差值可涵蓋企業(yè)包括流轉(zhuǎn)稅在內(nèi)的各種當(dāng)期稅費(fèi)支出，也能排除遞延所得稅費(fèi)用的干擾。對(duì)于正常經(jīng)營(yíng)的企業(yè)，營(yíng)業(yè)收入是其繳納各種稅費(fèi)的主要經(jīng)濟(jì)來(lái)源，且相較于稅前利潤(rùn)可控性更小，相對(duì)真實(shí)，故采用以下公式衡量企業(yè)稅負(fù)TBL。

具體為：TBL＝（支付的各項(xiàng)稅費(fèi)-收到的稅費(fèi)返還）／營(yíng)業(yè)收入。

2.2.3 公司治理水平

本文僅考慮公司治理的內(nèi)部因素。已有研究文獻(xiàn)主要研究股權(quán)結(jié)構(gòu)或股東治理、董事會(huì)治理和管理層治理等方面。而監(jiān)事會(huì)亦對(duì)公司治理有著重要意義，有效的監(jiān)事會(huì)制度能避免董事會(huì)獨(dú)斷專行，維護(hù)股東利益。故本文參照以往研究，將股東治理、董事會(huì)治理、監(jiān)事會(huì)治理和管理層治理作為公司治理的代理變量，如表1。公司綜合治理水平用CG表示。

表1 公司治理指標(biāo)

2.2.4 控制變量

參照以往研究，考慮數(shù)據(jù)的真實(shí)性和可得性，本文涉及的控制變量及度量方法如表2。

2.3 研究模型

針對(duì)本文提出的兩個(gè)假設(shè)，分別建立兩組多元回歸方程模型進(jìn)行檢驗(yàn)。

為驗(yàn)證H1，建立多元回歸方程模型1：

其中TBL表示企業(yè)稅負(fù)水平，LSIZE表示企業(yè)規(guī)模，ROA表示企業(yè)盈利能力，LEV表示企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，CAPINT表示企業(yè)資本密集度，INPRO表示投資收益，U1表示常量。若回歸系數(shù)β1顯著為負(fù)，則可驗(yàn)證H1。

為驗(yàn)證H2，運(yùn)用層次回歸法的思想，分別建立多元回歸方程模型2a、2b和2c，在模型2b中加入了解釋變量和調(diào)節(jié)變量，在模型2c中又加入解釋變量與調(diào)節(jié)變量的交乘項(xiàng)：

表2 控制變量

其中CG表示公司治理水平，CON×CG表示會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與公司治理水平的交乘項(xiàng)，其他變量含義與模型1相同。在模型2a中，只探究控制變量的影響。在模型2b中，若系數(shù)β1顯著為負(fù)，β2不顯著，則進(jìn)一步驗(yàn)證了H1，且說(shuō)明CG可以作為調(diào)節(jié)變量。在模型2c中，若系數(shù)β1、β3顯著為負(fù)，β2不顯著，則可驗(yàn)證H2。

2.4 樣本選擇

房地產(chǎn)行業(yè)是我國(guó)經(jīng)濟(jì)支柱之一，有重要民生保障作用。目前我國(guó)房地產(chǎn)企業(yè)面臨約11種稅負(fù)，較為繁冗，以房地產(chǎn)行業(yè)為例探究稅負(fù)水平具有現(xiàn)實(shí)意義。為避免2008年稅改的影響，本文研究2009～2018年我國(guó)A股上市、在Wind和證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類下均屬于房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)行業(yè)的公司，選取每年末的合并財(cái)務(wù)報(bào)表數(shù)據(jù)，初始樣本數(shù)為123家公司，剔除缺失值后，數(shù)據(jù)量為1040個(gè)，為避免極端值的影響進(jìn)行縮尾處理。數(shù)據(jù)源自Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，選用軟件SPSS20.0和STATA14.0。

3 實(shí)證結(jié)果分析

3.1 公司治理水平的主成分分析

基于因子分析模型，對(duì)公司治理指標(biāo)進(jìn)行主成分分析。首先進(jìn)行KMO和Bartlett檢驗(yàn)，其KMO結(jié)果的度量值為0.507＞0.50，P值大小為0.000，通過(guò)檢驗(yàn)。接下來(lái)進(jìn)行主成分分析，結(jié)果如表3。前5個(gè)主成分的特征值均大于1，累計(jì)方差貢獻(xiàn)率超過(guò)65%，說(shuō)明利用這5個(gè)主成分能較好地評(píng)價(jià)公司治理的綜合水平。

表3 解釋的方差

續(xù) 表

成分矩陣如表4，可見(jiàn)第一主成分上較高載荷指標(biāo)是Top2～10與-Top1，說(shuō)明第一主成分主要能反映股權(quán)結(jié)構(gòu)方面的信息；同理，第二、三、四、五主成分主要反映了董事會(huì)監(jiān)事會(huì)的規(guī)模、監(jiān)事會(huì)和管理層持股比例、董事會(huì)會(huì)議次數(shù)和高管薪酬、監(jiān)事會(huì)有關(guān)會(huì)議等方面的信息。綜上可知提取的5個(gè)主成分能較充分地反映原變量信息。

表4 成分矩陣

根據(jù)得分系數(shù)和累計(jì)方差貢獻(xiàn)率，加權(quán)計(jì)算綜合得分，得到公司治理水平CG。

3.2 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

3.2.1 描述性統(tǒng)計(jì)

描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果如表5。對(duì)于本文的主要變量，TBL離散程度較大，說(shuō)明樣本公司的稅負(fù)水平存在差異性。CON均值、中位數(shù)均小于0說(shuō)明我國(guó)A股上市房企的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不高。CG的中位數(shù)小于均值，說(shuō)明大部分上市房企的公司治理水平低于行業(yè)平均水平?？刂谱兞康慕y(tǒng)計(jì)結(jié)果說(shuō)明多數(shù)企業(yè)規(guī)模接近，資產(chǎn)負(fù)債率較高，固定資產(chǎn)等占比不高。對(duì)于衡量公司治理水平的變量，Top1、Top2～10的均值反映多數(shù)上市房企的股權(quán)制衡程度低，存在一股獨(dú)大的現(xiàn)象。Bsize、INdir、Bome的結(jié)果表明大部分房地產(chǎn)企業(yè)董事會(huì)人數(shù)適中，且獨(dú)立董事比例水平不低，多數(shù)企業(yè)的董事會(huì)會(huì)議次數(shù)少于平均水平。SUPsize、SUPrt、SUPms的結(jié)果反映多數(shù)企業(yè)監(jiān)事會(huì)人數(shù)小于平均人數(shù)，監(jiān)事會(huì)持股比例普遍偏低，多數(shù)監(jiān)事會(huì)未有或極少持股，會(huì)議召開(kāi)平均頻率適中。Tjobs、Mart、Lnpay的結(jié)果表明多數(shù)房地產(chǎn)公司董事長(zhǎng)和總經(jīng)理分工明確，且管理層持股比例低于行業(yè)平均水平，高管薪酬待遇較為接近。

表5 描述性統(tǒng)計(jì)

續(xù) 表

3.2.2 相關(guān)性分析

根據(jù)Pearson相關(guān)性分析，在1%的顯著性水平下，CON與TBL呈負(fù)相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為-0.338，在一定程度上支持H1。另外，調(diào)節(jié)變量CG與因變量TBL之間的P值大小為0.055＞0.05，說(shuō)明二者無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，CG可作為調(diào)節(jié)變量。同時(shí)，除LEV和LSIZE之間的相關(guān)系數(shù)為0.615外，本文變量間的相關(guān)系數(shù)絕對(duì)值均小于0.4，說(shuō)明涉及的各變量未出現(xiàn)嚴(yán)重共線性問(wèn)題。

此外，利用Pearson相關(guān)性分析探究CG與構(gòu)成公司治理的各變量間的相關(guān)關(guān)系，結(jié)果表明在對(duì)應(yīng)顯著性水平下，CG與Top2～10、Bsize、Bome、SUPsize、SUPrt、SUPms、Lnpay正相關(guān)；與Top1、INdir負(fù)相關(guān)；與Tjobs和Mart的相關(guān)性均不顯著。說(shuō)明增加第二至十大股東持股比例、擴(kuò)大董事會(huì)監(jiān)事會(huì)規(guī)模及提升開(kāi)會(huì)頻率、增加高管薪酬能提高治理水平。其中獨(dú)立董事比例INdir的提升反而降低了治理水平，這可能是因?yàn)闃颖竟镜莫?dú)董比例過(guò)高，適當(dāng)降低后治理水平可能有所提升。

3.3 回歸分析

3.3.1 會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)稅負(fù)水平影響的回歸分析

模型1用于檢驗(yàn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)企業(yè)稅負(fù)水平的影響。如表6，R2值為14.5%，調(diào)整后R2值為14.0%，F(xiàn)值為29.1，P值為0.000，模型整體擬合度較好。會(huì)計(jì)穩(wěn)健性CON對(duì)應(yīng)系數(shù)為-0.623，對(duì)應(yīng)P值為0.000，即在1%的水平上CON與TBL呈顯著負(fù)相關(guān)，表明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越高，企業(yè)稅負(fù)水平越低，H1得到驗(yàn)證。

表6 模型1、2回歸結(jié)果

續(xù) 表

對(duì)于控制變量，僅LSIZE與TBL關(guān)系不顯著。對(duì)于企業(yè)規(guī)模對(duì)稅負(fù)水平的影響，目前無(wú)統(tǒng)一結(jié)論，有學(xué)者認(rèn)為企業(yè)規(guī)模越大，資源越多，稅籌人員越多，進(jìn)而降低稅負(fù)；也有學(xué)者認(rèn)為政府會(huì)更關(guān)注規(guī)模較大的企業(yè)，可能增加企業(yè)稅負(fù)。從本文研究看，房地產(chǎn)企業(yè)規(guī)模大小對(duì)其稅負(fù)影響不大。ROA的系數(shù)顯著為負(fù)，表明稅負(fù)水平與盈利能力大小呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。根據(jù)稅負(fù)公平理論，企業(yè)的稅負(fù)水平應(yīng)與其盈利能力大小無(wú)關(guān)，但有學(xué)者認(rèn)為，能力較強(qiáng)的企業(yè)會(huì)有意識(shí)地采取一些避稅手段來(lái)降低稅負(fù)。而相較于其他行業(yè)房地產(chǎn)企業(yè)盈利能力偏強(qiáng)、稅負(fù)偏重，故有動(dòng)機(jī)采取手段降低稅負(fù)。LEV系數(shù)顯著為負(fù)，基于稅盾理論，負(fù)債的利息可以稅前抵扣，故企業(yè)的負(fù)債可減輕稅負(fù)。CAPINT系數(shù)顯著為負(fù)，是由于資本密集度越高表示企業(yè)的固定資產(chǎn)和在建工程比例越高，折舊費(fèi)用越高，稅前扣除越多，稅負(fù)減少。INPRO系數(shù)顯著為正，是由于投資居民企業(yè)1年以上的收益免征所得稅，但小于12個(gè)月的仍需交稅，這表明多數(shù)企業(yè)可能短期投資較多。

3.3.2 公司治理對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與稅負(fù)水平關(guān)系調(diào)節(jié)作用的回歸分析

模型2用于檢驗(yàn)公司治理水平在會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與企業(yè)稅負(fù)水平之間的調(diào)節(jié)作用。采用層次回歸法，首先為避免共線性問(wèn)題對(duì)稅負(fù)水平和會(huì)計(jì)穩(wěn)健性去中心化處理，再將二者乘積作為交互項(xiàng)引入方程。采用張麗琨和姚梅芳的方法[32]，依次將控制變量、稅負(fù)水平與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，以及二者交互項(xiàng)作自變量進(jìn)行層次回歸，2a、2b、2c是層次回歸形成的3個(gè)結(jié)果，見(jiàn)表6。

模型2a僅將控制變量代入回歸，R2為0.047。向模型2a引入自變量CON與調(diào)節(jié)變量CG構(gòu)成模型2b，CON系數(shù)顯著為負(fù)，表明提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性會(huì)使企業(yè)稅負(fù)水平降低；此時(shí)R2變?yōu)?.145，相對(duì)于模型2a變化明顯，說(shuō)明模型解釋力進(jìn)一步增強(qiáng)?；貧w結(jié)果顯示CG未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，與稅負(fù)水平不顯著相關(guān)，可作為中介調(diào)節(jié)變量。接下來(lái)引入CG與CON的交互項(xiàng)得到模型2c，回歸得R2為0.147，模型解釋力又得到增強(qiáng)。CON系數(shù)、CON與CG交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，表明CG對(duì)CON與TBL之間的關(guān)系是顯著的正向調(diào)節(jié)作用。即隨著公司治理水平的提升，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與稅負(fù)水平間的負(fù)相關(guān)關(guān)系加強(qiáng)，可以認(rèn)為公司治理水平可通過(guò)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)稅負(fù)水平起作用。以上驗(yàn)證了H2。

4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4.1 改變稅負(fù)水平的衡量方法

本文主要采用了劉駿和劉峰的方法[30]衡量稅負(fù)水平。為進(jìn)一步檢驗(yàn)本文結(jié)論的可靠性和嚴(yán)謹(jǐn)性，改用王素榮和徐明玉的方法[33]衡量稅負(fù)水平：稅負(fù)水平＝（稅金及附加+所得稅-遞延所得稅費(fèi)用）／營(yíng)業(yè)收入。

采用與前文相同的方法進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表7。CON與TBL仍顯著負(fù)相關(guān)，H1仍成立；模型2a、2b、2c的R2值的大小逐步增加，模型2b中CON系數(shù)顯著為負(fù)且CG不具顯著性，模型2c中CON系數(shù)、CON和CG交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，再次支持了H2。

表7 改變稅負(fù)水平的穩(wěn)健性檢驗(yàn)回歸結(jié)果

4.2 改變行業(yè)樣本及內(nèi)生性檢驗(yàn)

4.2.1 選取上游建材行業(yè)樣本

為進(jìn)一步證明結(jié)論的可靠性，改變樣本，針對(duì)房地產(chǎn)上游的建材行業(yè)展開(kāi)研究。根據(jù)Wind行業(yè)分類并剔除B股上市的企業(yè)，選取44家，剔除缺失數(shù)據(jù)后年度數(shù)據(jù)量共427個(gè)。同樣回歸分析發(fā)現(xiàn)建材行業(yè)的CON與TBL仍在5%的水平顯著負(fù)相關(guān)，與房地產(chǎn)企業(yè)結(jié)果一致，本文的主假設(shè)依然可靠。

表8 建材行業(yè)企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與稅負(fù)水平的回歸結(jié)果

4.2.2 內(nèi)生性檢驗(yàn)

目前針對(duì)內(nèi)生性問(wèn)題的解決辦法主要有工具變量法、代理變量和前定變量法。工具變量法對(duì)工具變量的選擇要求很高，選擇失誤可能會(huì)造成錯(cuò)誤的結(jié)果；本文不存在無(wú)法觀測(cè)的變量，故也排除代理變量法，因此選擇前定變量法。參照之前研究，本文將CON的t-1期作為新的自變量，并代入模型1進(jìn)行回歸，結(jié)果如表9?？梢?jiàn)t-1期的CON與TBL在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，驗(yàn)證了主假設(shè)，與本文結(jié)論未存實(shí)質(zhì)性差異。

表9 t-1期會(huì)計(jì)穩(wěn)健性對(duì)稅負(fù)水平影響回歸分析

5 結(jié)論與展望

本文選取2009～2018年中國(guó)滬深A(yù)股上市的房地產(chǎn)開(kāi)發(fā)企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，定義變量并構(gòu)建模型，運(yùn)用層次回歸法，探究得出以下結(jié)論：（1）目前我國(guó)上市房地產(chǎn)企業(yè)的會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不高，公司治理水平有待提升；（2）會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的增強(qiáng)能夠降低企業(yè)稅負(fù)，主要原因是提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性使企業(yè)謹(jǐn)慎確認(rèn)收益并避免低估成本費(fèi)用，從而降低賬面凈資產(chǎn)和累計(jì)收益，降低稅負(fù)；（3）公司治理對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性降低企業(yè)稅負(fù)有正向調(diào)節(jié)作用，主要原因是提高治理水平會(huì)促進(jìn)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的增強(qiáng)，進(jìn)一步減少稅負(fù)。

本文提出如下建議：（1）重視會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，增強(qiáng)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性。企業(yè)要做到不高估自身收益，不低估自身的成本費(fèi)用，合理利用避稅方法，在不造假的前提下，以更謹(jǐn)慎的方式衡量企業(yè)的真實(shí)狀況；（2）完善公司治理內(nèi)容，提高治理水平。①控制第一大股東的持股比例，提升第二至第十大股東的持股比例，形成牽制和制衡，避免一股獨(dú)大、管理者無(wú)法有效更替；②適度增加年度董事會(huì)的會(huì)議次數(shù)和董事會(huì)規(guī)模，進(jìn)一步發(fā)揮其集思廣益、解決問(wèn)題、改善經(jīng)營(yíng)的作用；③獨(dú)立董事比例需適度，本文發(fā)現(xiàn)過(guò)高的獨(dú)立董事比例會(huì)使得治理水平下降，故應(yīng)將其控制在一定的水平上；④適度增加監(jiān)事會(huì)的規(guī)模和會(huì)議次數(shù)，充分發(fā)揮其監(jiān)督作用；⑤給予高管激勵(lì)性薪酬，使之更好地履行職責(zé)。

本文可以繼續(xù)深入研究：（1）本文的研究結(jié)論主要是理論性的指導(dǎo)，缺乏實(shí)際應(yīng)用。然而會(huì)計(jì)穩(wěn)健性研究不斷發(fā)展，若出現(xiàn)更合理的方法或?qū)嶋H應(yīng)用結(jié)果，可對(duì)本文的研究進(jìn)行復(fù)驗(yàn)；（2）本文的研究對(duì)象是房地產(chǎn)企業(yè)，有一定的行業(yè)局限性，未來(lái)可針對(duì)其他行業(yè)進(jìn)行補(bǔ)充擴(kuò)展探究；（3）本文衡量公司治理水平時(shí)未考慮外部治理機(jī)制，未來(lái)可考慮增加外部社會(huì)治理和外部政府治理等內(nèi)容，亦可嘗試尋找其他調(diào)節(jié)變量，擴(kuò)充研究對(duì)象。