胡素華 汪鈺菲

(紹興文理學(xué)院 商學(xué)院, 浙江 紹興 312000)

0 引言

企業(yè)避稅問題一直頗受社會廣泛關(guān)注.根據(jù)IBRD和OECD的數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國企業(yè)稅占利潤總額比重在2018年就已將近達(dá)到65%的高水平，占總稅收比例6成左右，而東南亞國家普遍在2～3成的水平，高福利國家該比例甚至不超過1成.可見，我國企業(yè)稅負(fù)在全球范圍內(nèi)處于較高水平.企業(yè)為追求價(jià)值最大化，普遍都有較強(qiáng)的減負(fù)動機(jī)，合理的避稅安排成為降低企業(yè)稅負(fù)的重要路徑，企業(yè)避稅行為逐漸成為一種普遍現(xiàn)象，但不同企業(yè)的避稅狀況存在著較大差異，企業(yè)避稅行為的影響因素是近年來會計(jì)領(lǐng)域?qū)＜覍W(xué)者們的研究重點(diǎn).目前已有大量文獻(xiàn)展開了研究，而涉及管理層權(quán)力和能力這一影響因素的研究并不多.

在兩權(quán)分離為基礎(chǔ)的現(xiàn)代企業(yè)制度下，CEO職業(yè)化已經(jīng)成為普遍現(xiàn)象.而企業(yè)避稅策略直接反映了CEO對避稅行為秉持的態(tài)度.CEO作為管理層的領(lǐng)導(dǎo)中樞，具有重大決策的決定權(quán).而CEO自由裁量權(quán)則反映了企業(yè)實(shí)際經(jīng)營決策過程中CEO的參與程度與控制空間[1]，會對企業(yè)避稅決策制定及實(shí)施產(chǎn)生重大影響.一方面，CEO被賦予過多的自由裁量權(quán)，會產(chǎn)生代理問題，CEO的“自利動機(jī)”會促使其憑借自由裁量權(quán)進(jìn)行避稅活動以謀取私利；另一方面，賦予CEO足夠的自由裁量權(quán)，能促使他們做好“管家”的工作，致力于提高企業(yè)業(yè)績而非將精力投放于為公司避稅.那么，企業(yè)應(yīng)該賦予CEO多大的自由裁量權(quán)，以便既能夠促進(jìn)CEO減少避稅激進(jìn)行為，同時又不會造成嚴(yán)重的代理問題呢？這無疑是十分重要的話題.進(jìn)一步地，本文認(rèn)為，在考察CEO自由裁量權(quán)對企業(yè)避稅影響的過程中，CEO能力在二者之間發(fā)揮的作用不容忽視.因此，本文將CEO能力作為調(diào)節(jié)變量，以考察其對CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅二者關(guān)系之間的影響.

1 文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

1.1 CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅行為

自由裁量權(quán)是CEO提升企業(yè)績效的利器，還是其謀取私利的工具？基于“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)，傳統(tǒng)主流的委托代理理論認(rèn)為，CEO自由裁量權(quán)是CEO以危害企業(yè)利益為代價(jià)謀取私人利益的自由度[2].CEO出于“自利動機(jī)”就有可能通過隱蔽復(fù)雜的避稅活動來為自己的尋租行為提供便利.而過大的CEO自由裁量權(quán)會導(dǎo)致內(nèi)部權(quán)力機(jī)制失衡，使得CEO避稅渠道更加多元化[3]，同時會削弱董事會的監(jiān)督作用[4]，更便于CEO匿藏其尋租行為.另外，CEO自由裁量權(quán)的增大有助于其為企業(yè)避稅活動創(chuàng)建安全的環(huán)境，權(quán)力帶來的強(qiáng)大話語權(quán)能減少相關(guān)成員在企業(yè)內(nèi)部的意見分歧[5]，這也加劇了CEO實(shí)施避稅活動的意向.

然而，隨著社會科學(xué)的不斷發(fā)展，一些學(xué)者基于現(xiàn)代管家理論認(rèn)為董事會應(yīng)該賦予CEO充分的自由裁量權(quán).現(xiàn)代管家理論認(rèn)為CEO對于自身地位、名譽(yù)或職業(yè)榮譽(yù)感的內(nèi)在追求，會促使他們做好“管家”的工作，使管理層與股東利益一致.因此，賦予CEO一定的自由裁量權(quán)能有效地激發(fā)CEO的競爭意識和創(chuàng)造性，使其做出與其身份地位相符的決策[6].同時，較高的自由裁量權(quán)意味著CEO深得股東信任，此時會提高CEO對股東的忠誠度，在做避稅決策時，會考慮到企業(yè)的長遠(yuǎn)發(fā)展[7]，而頻繁的避稅活動必然容易招致稅收監(jiān)管部門的懲處進(jìn)而損害企業(yè)名譽(yù)，不利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展.其次，企業(yè)進(jìn)行避稅的動機(jī)之一就是為了緩解公司資金緊張，將有限的資金投入到更盈利的項(xiàng)目以提高企業(yè)業(yè)績水平[8].充分的CEO自由裁量權(quán)可以提高CEO的決策效率[9]，而最快速做出決策的企業(yè)將會獲得最好的銷售和利潤[10]，因此可以降低CEO避稅動機(jī).另外，Chy[11]指出在企業(yè)避稅程度高時，CEO被迫更換的可能性更大.因此，根據(jù)“理性人”假設(shè)，擁有更大自由裁量權(quán)的CEO在決策時往往會更加謹(jǐn)慎和負(fù)責(zé)，不會以犧牲自己職業(yè)發(fā)展為代價(jià)進(jìn)行避稅尋租，從而降低企業(yè)避稅程度.

由此本文認(rèn)為CEO自由裁量權(quán)對企業(yè)避稅行為的影響可能不是簡單的線性關(guān)系，企業(yè)需要權(quán)衡CEO自由裁量權(quán)帶來的成本和收益.賦予CEO一定程度的自由裁量權(quán)可以鞭策CEO充分發(fā)揮“管家”作用，但當(dāng)賦予CEO自由裁量權(quán)越過合理界限，則會引發(fā)代理問題，使得CEO更容易為了私人利益而頻繁地進(jìn)行避稅活動.基于此，本文提出假設(shè)：

H1：在其他條件保持不變的前提下，CEO自由裁量權(quán)對企業(yè)避稅程度的影響表現(xiàn)為“U”形的非線性關(guān)系.

1.2 CEO能力的調(diào)節(jié)作用

影響CEO自由裁量權(quán)發(fā)揮效果的因素，除了董事會授予權(quán)力的大小，還包括CEO能力水平的高低.Finkelstein(1992)[12]指出，CEO的關(guān)鍵職責(zé)就是處理不確定性，表明CEO權(quán)力的基礎(chǔ)在于其有能力來應(yīng)對內(nèi)外部環(huán)境變化帶來的不確定性，CEO自由裁量權(quán)的發(fā)揮必然會受到CEO能力這層“天花板”的限制.因此，CEO能力會直接影響到CEO自由裁量權(quán)的發(fā)揮效果，進(jìn)而影響企業(yè)避稅行為，它是影響企業(yè)避稅程度的重要因素.

張靜等[13]提供的證據(jù)表明，更有能力的CEO與更少的避稅行為相關(guān).Agarwal等[14]研究發(fā)現(xiàn)只有當(dāng)CEO被提供更高水平的自由裁量權(quán)時，更有能力的CEO才能充分利用他們的能力來產(chǎn)生更好的結(jié)果.但也有相關(guān)學(xué)者就CEO能力“陰暗面”的影響進(jìn)行了相關(guān)研究.Mishra[15]和Tian[16]研究發(fā)現(xiàn)更有能力的CEO可能會利用這種自由裁量權(quán)對企業(yè)產(chǎn)生不利的影響.高能力的CEO一方面會充分發(fā)揮其自由裁量權(quán)對企業(yè)的積極作用，使得權(quán)力和能力能夠高效配合，避免企業(yè)由于業(yè)績壓力而進(jìn)行頻繁的避稅交易；另一方面，CEO手中過度的自由裁量權(quán)可能成為高能力CEO手中的牟利工具，高能力的CEO利用其擁有的專業(yè)知識技能以及對市場環(huán)境的充分了解，可以更好地協(xié)調(diào)業(yè)務(wù)決策和稅務(wù)策略，并更容易識別和利用稅務(wù)籌劃這個商機(jī)來為自己謀取私利.因此，根據(jù)以上分析，本文提出假設(shè)2：

H2：在其他條件保持不變的前提下，相較于CEO能力低的企業(yè)，CEO能力高的企業(yè)中CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅程度的“U”形關(guān)系更加顯著.

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

由于2020年我國經(jīng)濟(jì)受到新冠疫情的強(qiáng)烈沖擊，因此本文選取2010—2019年間滬深A(yù)股上市公司作為初始樣本，并作出以下篩選：剔除金融類、ST等財(cái)務(wù)狀況異常的企業(yè)以及主要觀測值存在缺失的企業(yè)，最終得到13 273個觀測樣本.數(shù)據(jù)來源方面，除了名義所得稅率來自Wind數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)均取自CSMAR數(shù)據(jù)庫.為了防止異常值對研究結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理.本文使用的統(tǒng)計(jì)軟件為Stata16.0.

2.2 變量定義

(1)被解釋變量為企業(yè)避稅程度，用BTD表示.閱讀現(xiàn)有文獻(xiàn)，可以發(fā)現(xiàn)目前度量避稅程度的指標(biāo)眾多，并未形成統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn).本文參考代彬等人[4]的做法，將會計(jì)與稅收差異作為衡量企業(yè)避稅程度的指標(biāo)，該指標(biāo)數(shù)值越大則表明企業(yè)避稅程度越高.

稅會差異={稅前會計(jì)利潤-(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/名義所得稅稅率}/期末總資產(chǎn).

(2)解釋變量為CEO自由裁量權(quán)和CEO能力，分別用CEO_DC、CA表示.借鑒陳志斌和汪官鎮(zhèn)[17]的做法，對CEO自由裁量權(quán)的衡量方式如表1所示，將表1中的四個虛擬變量生成均值從而綜合度量CEO自由裁量權(quán)，均值越大則表明CEO的自由裁量權(quán)越大；CEO能力的度量中，為了可以與CEO自由裁量權(quán)概念界定清晰，避免兩者在度量上出現(xiàn)高度相關(guān)性，本文基于趙子夜等[18]的做法，采用CEO背景特征來度量CEO能力，選取表2中這四個虛擬變量生成均值從而綜合度量CEO能力，均值越大則說明公司CEO的能力越大.

表1 CEO自由裁量權(quán)維度定義

表2 CEO能力維度定義

(3)控制變量.為了避免其他因素對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生影響，從而造成回歸結(jié)果存在偏差，在參考前人研究[19]的基礎(chǔ)上，本文選取了以下變量作為本文的控制變量，具體見表3.

表3 控制變量定義

2.3 模型設(shè)定

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文參照伍中信和嚴(yán)思思[20]的做法，在原有變量基礎(chǔ)上引入解釋變量二次項(xiàng)，如果它的系數(shù)顯著為正，則表明解釋變量和被解釋變量二者之間表現(xiàn)為“U”形關(guān)系.

為此，我們構(gòu)建模型(1)和模型(2)：

BTDi,t=αi+β1CEO_DCi,t+β2HHIi,t

+β3Sizei,t+β4Roai,t+β5Growthi,t+β6Levi,t

+β7Intangi,t+β8Inventi,t+β9Invi,t+∑Year

+∑Industry+εi,t

(1)

+β3HHIi,t+β4Sizei,t+β5Roai,t+β6Growthi,t

+β7Levi,t+β8Intangi,t+β9Inventi,t+β10Invi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

其中，αi(i=1，2，3……)表示截距項(xiàng)，βi為模型回歸系數(shù)，i表示橫截面?zhèn)€體，表示時間，εi,t為隨機(jī)擾動項(xiàng).

為驗(yàn)證假設(shè)2，本文以行業(yè)中位數(shù)為基準(zhǔn)，將全樣本劃分為CEO能力高和CEO能力低兩個子樣本，并在這兩個子樣本中分別對模型(1)和模型(2)進(jìn)行多元線性回歸.

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

表4可知，避稅指標(biāo)(BTD)的平均值為-0.001，小于0，說明我國上市公司應(yīng)納稅收益要大于實(shí)際財(cái)務(wù)報(bào)告上面的賬面收益.CEO自由裁量權(quán)(CEO_DC)的平均值為0.443，說明我國上市公司中CEO掌握著一定的自由裁量權(quán)，但是總體而言其自由裁量權(quán)水平并不高，這可能與我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中股權(quán)高度集中導(dǎo)致的大股東控制有關(guān).CEO能力(CA)的平均值0.508，由此可見我國上市公司中的CEO能力并未達(dá)到很高水平.

表4 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)和Pearson相關(guān)系數(shù)

根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)，被解釋變量企業(yè)避稅程度(BTD)與CEO自由裁量權(quán)(CEO_DC)的相關(guān)系數(shù)為-0.028，且在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，初步表明CEO自由裁量權(quán)的大小能夠?qū)ζ髽I(yè)避稅程度產(chǎn)生顯著影響，但是對于是否存在“U”形關(guān)系仍需要進(jìn)一步分析.且變量間的相關(guān)系數(shù)均小于0.5，表明研究樣本中不存在多重共線性問題.

3.2 回歸結(jié)果分析

(1)CEO自由裁量權(quán)對企業(yè)避稅行為的影響

表5是全樣本、CEO能力高的子樣本和CEO能力低的子樣本下CEO自由裁量權(quán)對企業(yè)避稅行為影響的回歸結(jié)果.本文借鑒伍中信和嚴(yán)思思的研究，以R2的大小作為最優(yōu)模型選擇的主要依據(jù).由表可知，全樣本回歸中模型2的R2相較于模型1更大，故應(yīng)選擇模型2，初步驗(yàn)證了全樣本中CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅行為之間不是簡單的線性關(guān)系.根據(jù)模型2的回歸結(jié)果顯示，CEO_DC和CEO_DC2的系數(shù)分別在1%水平上顯著為負(fù)和5%水平上顯著為正，這表明CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅行為之間存在著顯著的“U”形非線性關(guān)系.通過計(jì)算得出CEO自由裁量權(quán)的臨界值為0.65，即當(dāng)CEO自由裁量權(quán)小于

表5 CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅的回歸結(jié)果

0.65時，CEO自由裁量權(quán)增大，企業(yè)避稅程度降低，此時CEO的“管家”角色占據(jù)主導(dǎo)地位；而當(dāng)CEO自由裁量權(quán)超過0.65并繼續(xù)增大時，企業(yè)避稅程度開始加劇，說明此時CEO的“代理人”角色占據(jù)主導(dǎo)地位.由此可見，董事會對CEO授予的自由裁量權(quán)超過臨界值與否，會對企業(yè)避稅行為產(chǎn)生截然不同的影響.但在我國特殊情境下，CEO自由裁量權(quán)總體并不大，其對企業(yè)避稅的正向作用存在于多數(shù)企業(yè)之中.假設(shè)1得到驗(yàn)證.

(2)CEO能力對CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅之間關(guān)系的調(diào)節(jié)

由表5可知，在CEO能力高的子樣本中，根據(jù)R2的大小選擇模型2的回歸結(jié)果，可以看到CEO_DC的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，CEO_DC2的系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅行為二者之間存在著顯著的“U”形關(guān)系.而在CEO能力低的子樣本中，CEO_DC和CEO_DC2的系數(shù)與CEO能力高的子樣本中的系數(shù)方向均一致，但均不顯著，說明當(dāng)CEO能力處于高水平時，會加劇CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅行為之間的“U”形關(guān)系(二次項(xiàng)的顯著性由不顯著上升為5%的顯著水平)，假設(shè)2得以驗(yàn)證.

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1)替換企業(yè)避稅程度的度量指標(biāo)

為了使得上文研究結(jié)論更加可靠，本文以剔除應(yīng)計(jì)利潤影響后的稅會差異(DD-BTD)來重新度量企業(yè)避稅程度.若DD-BTD的值越大，則說明企業(yè)避稅程度越高.表6報(bào)告了以DD-BTD代替BTD的回歸結(jié)果，與前文回歸結(jié)果基本一致，假設(shè)H1和H2進(jìn)一步得到驗(yàn)證.

表6 替換企業(yè)避稅程度的度量指標(biāo)

4 結(jié)論與啟示

CEO作為管理層的“總舵手”，具有重大決策的決定權(quán)，對企業(yè)避稅行為具有不容忽視的影響.而已有文獻(xiàn)關(guān)于CEO自由裁量權(quán)對企業(yè)避稅行為的影響并沒有形成統(tǒng)一意見，更忽視了CEO能力對二者之間的調(diào)節(jié)效應(yīng).因此，本文選取我國2010—2019年滬深A(yù)股上市公司作為研究對象，探究CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅程度之間的作用關(guān)系，以及CEO能力在其中可能發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用.結(jié)果表明：CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅程度之間存在著“U”形的非線性關(guān)系，這意味著CEO自由裁量權(quán)在企業(yè)經(jīng)營管理中具有“雙刃劍”的作用.在一定范圍內(nèi)增加CEO自由裁量權(quán)，能夠激勵CEO發(fā)揮“管家”作用，帶來企業(yè)避稅行為的減少；超過一定范圍后，若CEO自由裁量權(quán)繼續(xù)增加，CEO的“代理人”角色將占據(jù)主導(dǎo)地位，權(quán)力的濫用會加劇企業(yè)避稅行為；當(dāng)CEO能力強(qiáng)時，CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅程度的“U”形關(guān)系更為顯著，說明CEO能力本質(zhì)上沒有好壞之分，卻可以強(qiáng)化CEO的管理目的和自利目的.

本文研究主要有以下實(shí)踐層面的啟示：CEO自由裁量權(quán)能夠在一定程度上降低企業(yè)避稅程度.因此，企業(yè)不能局限于CEO“代理人”角色給企業(yè)帶來的負(fù)面效應(yīng)，從而過于限制CEO的自由裁量權(quán)，授予其合理的自由裁量權(quán)有助于其充分發(fā)揮“管家”的正向治理作用.但是也要充分認(rèn)識到CEO自由裁量權(quán)的“雙刃劍”效應(yīng)，故而也不能賦予CEO過高的自由裁量權(quán)，否則會打破企業(yè)的權(quán)力制衡機(jī)制，為CEO侵占企業(yè)利益提供可乘之機(jī).另外，企業(yè)應(yīng)該重視對CEO能力的正確運(yùn)用，注意CEO能力配合CEO自由裁量權(quán)的行使給企業(yè)避稅行為帶來的影響，以免自由裁量權(quán)成為高能力CEO以權(quán)謀私的工具，為此需要企業(yè)建立有效的監(jiān)督和制衡機(jī)制，以減少CEO自由裁量權(quán)的濫用.

(2)CEO自由裁量權(quán)滯后一期

本文將滯后一期的CEO自由裁量權(quán)進(jìn)行多元線性回歸檢驗(yàn)，從而緩解CEO自由裁量權(quán)與企業(yè)避稅行為之間可能存在的內(nèi)生性問題，回歸結(jié)果如表7所示，實(shí)證結(jié)果仍然與前文保持一致，本文假設(shè)H1和H2依舊成立.

表7 解釋變量CEO自由裁量權(quán)滯后一期