◆賀家瓊 ◆楊明高

內容提要：文章以2007—2018年民營上市公司為樣本，實證檢驗董事長的鄉(xiāng)土情懷對企業(yè)避稅行為的影響。研究發(fā)現：董事長鄉(xiāng)土情懷對企業(yè)避稅行為存在顯著的抑制作用，這一結論在重新定義家鄉(xiāng)認同、優(yōu)化樣本結構及替換避稅指標等一系列穩(wěn)健性檢驗后仍然成立。在進一步分析中發(fā)現在財政壓力小、融資約束低的內外部環(huán)境下，董事長鄉(xiāng)土情懷對企業(yè)避稅的抑制效應將更為顯著。文章研究對于政府發(fā)展地方經濟、優(yōu)化營商環(huán)境存在實踐上的指導價值。

一、引言

地方依戀理論認為，人們會積極主動地為有深厚感情的地方做出貢獻，并強烈關心當地人民的福祉（Fullilove,1996）。同時，家鄉(xiāng)也是大多數人想保持良好聲譽的神圣地方（Mesch,1996）。因此，在家鄉(xiāng)認同的激勵作用和家鄉(xiāng)紐帶的隱性壓力下，本地成長起來的企業(yè)家采取機會主義避稅行為需要克服更高的情感和聲譽障礙。目前學界關于鄉(xiāng)土情懷和家鄉(xiāng)認同的研究主要集中于投資（李書娟，2016；曹春方等，2018）與環(huán)境保護（胡珺等，2017；雷平等，2018），少有學者將家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅行為聯系起來，而這也為本文提供了重要的研究契機。

在我國的民營企業(yè)中，董事長更像是“經營所有者”，既擁有公司股權又對企業(yè)經營享有最終決策權（戴亦一等，2017）。基于這一特殊情況，本文以2007—2018年滬深A股上市民營企業(yè)的董事長為研究對象，對董事長地方認同與企業(yè)避稅行為的關系進行檢驗。研究發(fā)現董事長的家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅行為存在顯著的抑制作用，具體表現為：在財政壓力更小的地區(qū)，董事長地方認同對稅收規(guī)避的抑制作用更為顯著，抑制強度更大；在融資約束較小的企業(yè)中，董事長的地方認同對企業(yè)避稅傾向的抑制作用更強。

本文的研究可能提供如下的增量貢獻：一方面，以往的研究更側重于用薪酬激勵等契約因素抑制高管的違規(guī)與不當行為（Edmans et al.,2017），而本文則是檢驗了家鄉(xiāng)認同這一非契約因素的影響，并將其與企業(yè)避稅這一機會主義行為相聯系。另一方面，以往關于高管的研究往往集中于總經理（CEO），少有學者討論董事長的影響，而本文將董事長作為研究對象，將更符合我國民營企業(yè)的制度背景。

二、研究設計

（一）研究假設

中國社會是一個“人情”社會，即便在亞當·斯密“理性經濟人”備受推崇的當下，“人情”仍在企業(yè)決策中占據重要地位。鄉(xiāng)土認同是指對某個地方具有特別的情懷與關注，一般而言是指對自己有過深刻記憶的地點，其中最為突出的便是自己的家鄉(xiāng)。鄉(xiāng)土情懷或者鄉(xiāng)土認同作為一種情感，既包括個人對家鄉(xiāng)的層面，同時也包括家鄉(xiāng)對個人的層面。個人對家鄉(xiāng)的認同即個人對家鄉(xiāng)的依戀與信任，這種情感可以產生一種正向的激勵作用，促使個人盡可能地為家鄉(xiāng)做出有益貢獻。而家鄉(xiāng)對個人的認同則代表家鄉(xiāng)和鄉(xiāng)親對個人的認可，這可能作為一種隱形壓力影響并約束著個人的行為。

個人對家鄉(xiāng)的認同與依戀使得多數人更愿意留在自己的家鄉(xiāng)工作。Yonker（2017）發(fā)現，公司聘用本地高管的概率是預期的五倍，這支持了人們傾向于“留在本地”的強烈偏好。此外，具有家鄉(xiāng)認同與鄉(xiāng)土情懷的高管會更關注公司的長遠發(fā)展，較少出現短視和機會主義行為，對當地環(huán)境治理的貢獻也更大（Stein，1989）。同時，相較于非本地董事長，本地的董事長往往與當地政府有著更為緊密的聯系，從而更愿意主動配合地方政府工作，積極履行納稅義務。董事長與當地人的社會紐帶以及隨之而來的聲譽問題和隱性社會壓力，也有助于抑制公司的違規(guī)與機會主義行為（Liu et al.,2020）。因此，出于對更緊密的社會紐帶和更高的社會資本考量，本地出身的董事長會更關注長期聲譽，因而做出機會主義行為的動機會降低。激進避稅不僅會造成企業(yè)與當地政府的矛盾，更可能對企業(yè)高管的聲譽造成不利影響。因此，從激勵與隱形壓力兩方面考慮，本地董事長避稅的成本更大，做出這一機會主義行為的可能性更小。據此提出本文核心假設：相較于非本地董事長而言，本地董事長所在企業(yè)的避稅動機會更低。

（二）樣本選擇與數據來源

本文以2007—2018年滬深A股上市民營企業(yè)為初始樣本，刪除了金融業(yè)、稅前利潤為負、應納所得稅額為負以及實際控制人非自然人或家族的樣本，同時剔除數據缺失樣本，最終獲得4109個樣本觀測值。此外，本文對所有連續(xù)變量進行了上下各1%的縮尾處理，以降低極端值對估計結果的影響。

相關數據來源情況如下：（1）董事長出生地信息來源于CSMAR數據庫，缺失的部分從招股說明書披露的高管身份證號進行手工收集而得；（2）財政壓力的數據從國家統計局獲得；（3）其他財務數據均來自于CSMAR數據庫。

（三）實證模型與變量說明

為檢驗本文提出的假說構建以下模型：

其中，Rateit為公司i在第t年度的避稅程度，Localit表示董事長出生地與公司注冊地是否一致，Controlsit為控制變量，λt和θj分別表示年度效應和行業(yè)效應,εit為隨機干擾項。各變量的界定詳情如下：

1.避稅程度

避稅衡量指標一般分為兩種，一種主要通過計算實際稅率與名義稅率的差異得出避稅程度，另一種則通過計算賬面稅收與實際稅收的差異來進行衡量。在我國，由于上市公司所處行業(yè)與經營業(yè)務的不同，享受的稅收優(yōu)惠也有較大差別，如果直接使用當期實際稅率將難以比較公司之間的避稅程度。因此，本文參照劉行等（2017）的做法，以公司的適用稅率減去實際稅率的差值作為避稅程度的衡量指標，命名為Rate1①實際稅率=所得稅費用/稅前利潤總額 Rate1=適用所得稅稅率-實際稅率?？紤]到Rate1無法刻畫稅費返還等跨期問題的影響，本文采用名義稅率與實際稅率的差額并對其取t-4年至t年的平均值，作為企業(yè)避稅程度的第二個衡量指標，命名為Rate2。同時，本文還用實際稅率與名義稅率的比值，并對其取五年的平均數來衡量避稅程度。為了與前兩個指標結果方向一致，本文將其倒數化，命名為Rate3。Rate3越大，則避稅程度越高。為了結果穩(wěn)健，我們同時對Rate1、Rate2和Rate3進行回歸。本文進一步用到會計—稅收差異法進行穩(wěn)健性檢驗。

2.董事長家鄉(xiāng)認同

本文的研究對象選擇董事長而非CEO，主要是因為董事長與實際控制人在我國的民營企業(yè)中有著高度重合的特征，企業(yè)重大決策的決定權往往掌握在董事長手中，因此董事長對企業(yè)的稅收規(guī)避行為起到關鍵作用。本文選擇董事長的出生地作為其家鄉(xiāng)所在地，數據庫中出生地信息缺失的董事長，通過上市招股說明書或招股意向書披露的身份證號碼手工收集獲得。我們選擇在省一級定義當地董事長，用虛擬變量Localit表示董事長家鄉(xiāng)認同，當出生地與企業(yè)注冊地一致時，Localit取值為1，否則為0。

3.控制變量

本文參照劉行和葉康濤（2013）以及代彬等（2016）的做法，控制了公司規(guī)模、資產負債率、盈利能力、現金持有、無形資產比率、存貨比率、監(jiān)事會規(guī)模、獨董比例、捐贈金額以及政治關聯等變量對企業(yè)避稅行為的可能影響。此外，我們還控制了年度和行業(yè)的影響。

4.分組變量

在進一步研究中，本文主要考慮企業(yè)的內外部環(huán)境對董事長家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅的影響。企業(yè)的內外部環(huán)境包括企業(yè)融資約束與企業(yè)所在地區(qū)的政府財政壓力。

三、實證結果

（一）描述性統計

表1為本文各主要變量的描述性統計結果。首先，關于被解釋變量：Rate1為公司名義稅率與實際稅率的差額，均值為2.255%，標準差為9.394。Rate2為名義稅率與實際稅率的差額，并對其取5年的平均值，均值為3.299%，標準差為6.049。Rate3為實際稅率與法定稅率之比在五年內的平均值取倒數，其均值為1.273，意味著樣本企業(yè)平均實際稅率與名義稅率之比為78.55%。其次，關于解釋變量，董事長家鄉(xiāng)認同的均值為0.714，表明在我國的民營上市公司中，有71.4%的董事長是由本地人擔任。最后，在分組指標方面：財政壓力的平均值為7.266，融資約束的平均值為0.185，董事長平均有94.1%為男性，平均年齡為53歲，平均教育程度為本科，實際控制人的平均占比為0.867，表明我國民營企業(yè)董事長有86.7%由企業(yè)的實際控制人擔任。

表1 主要變量的描述性統計

Fiscal 4109 1.514 0.871 1.075 0.358 4.868 Financial 4109 0.185 1.666 0.382 -9.097 6.833 Gender 4109 0.941 0.235 1 0 1 Age 4109 3.980 0.150 3.970 3.332 4.382 Education 4109 3.244 0.931 3 1 5 Controller 4109 0.867 0.340 1 0 1

表2報告了各變量的Pearson相關系數，董事長家鄉(xiāng)認同與避稅指標均高度相關，且至少在5%的水平上顯著。表明本地董事長地方認同感的存在能夠降低名義稅率與實際稅率的差異；就實際稅率與名義稅率之比平均值的倒數而言，本地董事長能增加實際稅率占名義稅率的比重。結果初步驗證了董事長的鄉(xiāng)土情懷能降低企業(yè)的避稅傾向。

表2 主要變量的相關系數

表3給出了避稅指標的均值T檢驗結果?？梢园l(fā)現，不管是用Rate1、Rate2還是Rate3，非本地組法定稅率與實際稅率的差額都明顯大于本地組，印證了董事長的鄉(xiāng)土情懷和地方認同對企業(yè)的稅收規(guī)避的抑制作用。

表3 本地董事長與非本地董事長的避稅差異

（二）回歸結果

表4報告了董事長鄉(xiāng)土情懷與企業(yè)避稅治理關系的檢驗結果?；貧w結果顯示，董事長的鄉(xiāng)土情懷對企業(yè)的避稅行為有著顯著的負向影響。回歸模型（1）的結果表明，當董事長與公司注冊地為同一省份時，公司的實際稅率提高近0.643%，占各公司平均避稅程度的28.51%（0.643%/2.255%）。模型（2）中，Rate2按五年平均值計算，當董事長與公司注冊地為同一省份時，公司的實際稅率提高近0.572%，占各公司平均避稅程度的17.34%（0.572%/3.299%）。上述結果說明董事長鄉(xiāng)土認同這一社會情感因素對公司的避稅治理效果顯著?；貧w結果與前文的相關性結果一致，表明董事長地方認同對企業(yè)避稅具有顯著的抑制作用，本文核心假設得到驗證。

表4 家鄉(xiāng)認同與企業(yè)避稅負相關關系的檢驗

四、穩(wěn)健性檢驗

（一）內生性問題

由于各個企業(yè)的初始條件不同，樣本可能存在“選擇偏差”，因此有必要對這一情況進行討論。在這里我們使用傾向得分匹配的方法來進一步分析董事長家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的影響，以避免樣本的“選擇性偏差”。按董事長出生地與企業(yè)注冊地是否一致將樣本劃分為控制組和實驗組，以所有控制變量作為協變量進行了有放回的一對一匹配，匹配后的效果如表5所示?？梢钥吹?，經過PSM匹配后，本地組（即家鄉(xiāng)認同組）和控制組的差異明顯減小，除了現金持有所占比重外，其他各維度上的特征數據已非常接近。根據匹配結果對匹配后的樣本重新進行了實證檢驗，結果如表6所示，董事長地方認同的系數仍然顯著為負，即董事長地方認同對企業(yè)避稅具有顯著的抑制作用，本文的結論是穩(wěn)健的。

表5 匹配效果分析

leverage 匹配前 40.204 40.649 -2.300 48.400 -0.690 0.490匹配后 40.204 39.974 1.200 0.470 0.639 roa 匹配前 5.423 6.040 -14.600 86.000 -4.390 0.000匹配后 5.423 5.509 -2.000 -0.840 0.401 cash 匹配前 16.798 17.891 -10.100 55.400 -3.070 0.002匹配后 16.798 17.285 -4.500 -1.830 0.067 supervisor 匹配前 1.175 1.168 3.800 76.400 1.110 0.266匹配后 1.175 1.174 0.900 0.340 0.732 independent 匹配前 37.182 38.135 -17.800 94.500 -5.370 0.000匹配后 37.182 37.130 1.000 0.400 0.686 inventory 匹配前 16.993 15.192 11.700 88.800 3.540 0.000匹配后 16.993 16.791 1.300 0.500 0.616 intangible 匹配前 4.291 4.370 -2.000 15.800 -0.610 0.541匹配后 4.291 4.224 1.700 0.680 0.494 donation 匹配前 10.674 10.021 11.900 92.500 3.590 0.000匹配后 10.674 10.625 0.900 0.370 0.713

表6 穩(wěn)健性檢驗：PSM匹配后重新回歸、對家鄉(xiāng)認同重新定義

（二）對家鄉(xiāng)認同的重新定義

在前文的實證檢驗中，對家鄉(xiāng)認同的定義是指董事長出生地與公司注冊地一致的情況，且主要在省級層面考慮。為了估計結果更加細致，我們將家鄉(xiāng)認同定義到地級市層面進行考慮。如表6所示，回歸結果顯著性有所下降，但系數仍然為負，表明董事長家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用仍然存在。值得注意的是，由于董事長身份信息大多只披露在省級，因此地級市層面的匹配數據在收集過程中有所缺失，此處的樣本量與主回歸（表4）相比有所減少。

（三）優(yōu)化樣本結構、替換避稅指標

我國新的企業(yè)所得稅法于2008年開始執(zhí)行，這可能導致避稅指標的計算不夠準確，為了排除這一制度變化因素對本文結論產生的影響，本文剔除2007—2010年的樣本數據后，重新對模型進行了檢驗?；貧w結果顯示，本文三個衡量避稅程度的指標仍然顯著，其中Rate1和Rate3在5%水平上顯著，Rate2在1%水平上顯著，且符號與表5保持一致。另外，我們在這部分的穩(wěn)健性檢驗中借鑒使用會計—稅收差異來刻畫企業(yè)的避稅程度。具體計算公式如下：

BTDit=（稅前總利潤-應納稅所得額）/資產總計

用BTDit來衡量公司的避稅程度，其值越大，表示公司避稅程度越高。我們重新對模型（1）進行了回歸，發(fā)現回歸系數及顯著性基本沒有變化，從而說明本文的結論是穩(wěn)健的。

表7 穩(wěn)健性檢驗：優(yōu)化樣本結構、替換避稅指標

五、進一步分析

在前文的分析中，我們已經證明了董事長的家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅具有顯著的抑制作用，且在經過各種穩(wěn)健性測試后，結論仍然保持一致。在進一步分析中，本文將考察企業(yè)內外部環(huán)境的變化對研究結論可能產生的影響。外部環(huán)境即當地政府的財政壓力，當地政府的財政狀況與壓力會影響到稅務機關的稅收征管強度，進而影響企業(yè)的避稅行為。內部環(huán)境我們主要考慮企業(yè)的融資約束，企業(yè)在融資約束較大的情況下更有可能為了節(jié)省現金而進行更多避稅舉措。

（一）當地政府財政壓力

當前稅務機關及其工作人員在稅收征管過程中享有一定程度的“自由裁量權”（高培勇，2006），而當地的經濟發(fā)展水平和財政收支可能會影響到稅收的征管強度。當地方政府財政壓力較大時，稅務部門可能會加大稅收征管的執(zhí)行力度以保證稅收的及時足額收繳，從而提高企業(yè)避稅的機會成本，迫使企業(yè)采取較為保守的避稅措施（高正斌等，2019）。較大的財政壓力使得企業(yè)避稅彈性減小，董事長地方認同對于抑制企業(yè)避稅傾向的效應將難以發(fā)揮。而當地方政府財政壓力較小時，稅收征管強度可能會有所下降，企業(yè)對是否避稅以及避稅多少的選擇能力增強。此時，來自當地的董事長出于聲譽與隱性壓力的影響往往具有更小的避稅動機。因此，我們推測，董事長家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用在財政壓力小的地區(qū)表現得更為明顯。

關于財政壓力的衡量指標，本文選擇的是財政支出和財政收入之差與財政收入的比值，并按照指標的均值對樣本進行了分組。財政壓力大于均值的樣本放入財政壓力較大組，其余樣本放入財政壓力較小組。表8報告了在不同財政壓力下，董事長地方認同對企業(yè)避稅的影響。財政壓力較大組董事長家鄉(xiāng)認同的系數均不顯著，相比之下財政壓力較小組的系數更大且至少在5%水平上顯著。這一結果表明在政府財政壓力更小的地區(qū)，董事長的家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用能得到更好發(fā)揮。

表8 考慮財政壓力的分組回歸結果

（二）企業(yè)融資約束

理論和經驗研究均表明，融資約束越嚴重，企業(yè)對流動資金與流動資產的需求越大，越有可能將現金保留在企業(yè)內部。其中，減少納稅則成為企業(yè)改善流動性的重要方式之一。因此當企業(yè)面臨較大的融資約束時，企業(yè)的實際稅率將會變低（Edwards et al.，2016）。既然融資約束會促使企業(yè)避稅，那么融資約束是否會削弱董事長家鄉(xiāng)認同對避稅抑制作用呢？我們認為，當企業(yè)融資約束較大時，不論本地董事長還是外地董事長，都會更多考慮企業(yè)自身的發(fā)展，盡可能將現金留在企業(yè)內部。而在融資約束較小的情況下，本地董事長出于自身聲譽和維系當地關系紐帶的考慮，更可能主動配合當地政府工作，及時足額納稅。因此，我們推測，董事長家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制效應在融資約束較小的企業(yè)將表現得更為明顯。

這里選擇KZ指數作為企業(yè)融資約束的衡量指標，KZ指數越大，表明企業(yè)所受的融資約束越大（魏志華等，2014），并以KZ指數的中位數為標準將樣本分成了兩組。表9為考慮了融資約束的分組結果。在融資約束較大的一組中，家鄉(xiāng)認同系數均不顯著，且系數較小。融資約束較小一組，家鄉(xiāng)認同至少在5%水平上顯著，系數也明顯大于融資約束較小組。表明融資約束越高的企業(yè)，董事長家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用越小。

六、結論與政策啟示

鄉(xiāng)土情懷在社會治理中發(fā)揮著重要的作用，而管理者的鄉(xiāng)土認同對企業(yè)決策活動的影響也逐漸受到重視。但目前關于鄉(xiāng)土認同的研究往往集中于對投資和環(huán)境保護的影響，較少關注其與企業(yè)避稅治理的聯系，而這正是本文所研究和關注的問題。實證研究表明，董事長的鄉(xiāng)土情懷對企業(yè)避稅有著顯著的抑制作用,且在經過各種穩(wěn)健性檢驗后結論仍然成立。本文進一步從企業(yè)所處的內外部環(huán)境出發(fā)，研究不同治理環(huán)境下董事長的家鄉(xiāng)認同對于企業(yè)避稅行為的差異化影響。結果表明，在財政壓力小的地區(qū)，董事長的家鄉(xiāng)認同對企業(yè)避稅的抑制作用更強。在融資約束較低的公司，董事長的家鄉(xiāng)認同感能夠得到更好地發(fā)揮，從而更為顯著地抑制企業(yè)的避稅行為?？偟膩碚f，與地方依戀理論的觀點一致，本文的研究表明，本地董事長比外來董事長更注重企業(yè)的長期發(fā)展，也更愿意配合當地政府的工作。地方政府可以合理利用董事長鄉(xiāng)土情懷這一特征，加強與企業(yè)家和企業(yè)高管的深入溝通，深入了解企業(yè)家的需求與想法，為企業(yè)家提供更自由便捷的創(chuàng)業(yè)環(huán)境，同時為企業(yè)家鄉(xiāng)土情懷與企業(yè)家精神的發(fā)揮提供更大空間。