董事高管責任保險與企業(yè)稅收激進程度：促進還是抑制？

肖土盛 孫瑞琦 王譽樺 王凱旋

一、引言

董事高管責任保險(以下簡稱“董責險”)是由公司或者公司與董事、高級管理人員共同出資購買，當公司董事及高級管理人員在履職過程中由于疏忽或不當行為(不包括惡意違法行為)被追究個人賠償責任時，將由保險公司負擔相關(guān)的民事賠償責任費用的保險(宋一欣和孫宏濤，2016[1])。2020年4月2日，在美股上市的瑞幸咖啡發(fā)布公告稱：“從2019年第2季度開始，公司COO及其下屬幾名員工從事不當行為，包括捏造虛假交易，涉嫌偽造銷售金額22億元。”消息發(fā)布之后的三日內(nèi)，瑞幸咖啡的股價下跌超過80%，公司高管將面臨較大的訴訟風險，已有多家律師事務所宣布將就證券欺詐行為對瑞幸咖啡和特定管理人員提起集體訴訟。值得關(guān)注的是，瑞幸咖啡在赴美上市前就為其高級管理人員購買了總保額高達2 500萬美元的董責險，目前公司已經(jīng)向保險公司申請理賠，理賠結(jié)果尚未確定。董責險是否為瑞幸咖啡的高管撐起了保護傘并進而誘發(fā)其道德風險，才導致了如此重大的財務造假行為？這是一個值得深思和研究的問題，并受到資本市場參與各方的廣泛關(guān)注。

董責險誕生于20世紀中葉，在西方成熟的資本市場中，上市公司購買董責險是一種非常普遍的行為，例如美國約90%的上市公司購買了董責險(許榮和王杰，2012[2])，加拿大的購買率亦超過70%(Lin等，2011[3])。雖然董責險在成熟資本市場的覆蓋率已經(jīng)很高，但是學術(shù)界對于董責險在企業(yè)運營過程中起到的作用一直存在爭議。企業(yè)的稅收激進與管理者的成本收益權(quán)衡密切相關(guān)，當上市公司為管理者購買董責險后，會不會影響管理者實施稅收激進行為呢？Zeng(2017)[4]以加拿大上市公司為樣本研究了董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響，發(fā)現(xiàn)購買董責險顯著降低了企業(yè)的GAAP有效稅率，但并沒有降低企業(yè)的現(xiàn)金有效稅率，這表明購買董責險雖然降低了財務報表報告的所得稅費用，但并未減少企業(yè)實際繳納的稅款。與之不同的是，中國作為新興的資本市場，上市公司購買董責險的比例遠遠低于加拿大上市公司，而且中國的法律體系和訴訟制度并不完善，對投資者的保護比較有限(Yuan等，2016[5])，直至2011年才出現(xiàn)第一例董責險理賠案例，在這種制度環(huán)境下董責險有可能出現(xiàn)“水土不服”的現(xiàn)象，甚至淪落為“花瓶”，因而董責險在中國資本市場中能否發(fā)揮其應有的作用仍然值得我們進一步探究。一方面，董責險的初衷旨在讓上市公司管理者放心大膽地實施公司的遠景規(guī)劃，免去因不良后果的擔憂造成的躡手躡腳，提高管理者的風險承擔意愿，因而可能增加其稅收激進行為(本文稱之為“風險承擔效應”)；另一方面，董責險也引入了保險公司的第三方監(jiān)督，這種外部監(jiān)督有助于制約管理者的冒險行為和道德風險，從而外部監(jiān)督的增加也可能在一定程度上降低稅收激進行為(本文稱之為“外部監(jiān)督效應”)。因此，董責險對企業(yè)稅收激進行為的最終影響取決于風險承擔效應和外部監(jiān)督效應誰占主導。

基于此，本文利用2002—2018年我國A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗了購買董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，為管理者購買董責險后顯著提升了企業(yè)的稅收激進程度，在控制了內(nèi)生性問題后結(jié)論依然成立，表明董責險在影響企業(yè)稅收激進行為時風險承擔效應占主導。進一步分析發(fā)現(xiàn)，隨著我國法律環(huán)境日益完善，董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響愈加凸顯。此外，機制分析表明，當企業(yè)所處地區(qū)稅收監(jiān)管強度更高、企業(yè)信息透明度較低以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為民營時，董責險對企業(yè)稅收激進程度的影響更加明顯。

本文可能的貢獻體現(xiàn)在以下幾方面：第一，豐富和拓展了董責險在新興市場中經(jīng)濟后果的研究文獻，本文發(fā)現(xiàn)中國資本市場董責險更可能發(fā)揮風險承擔效應，提高了管理者的風險承擔意愿，進而增加企業(yè)的稅收激進程度。第二，有助于資本市場參與各方更好地理解董責險的作用，公司股東需要意識到為管理者購買董責險帶來的潛在影響，保險公司在設計董責險條款時亦要緊密結(jié)合中國國情，同時也為監(jiān)管機構(gòu)加快推進董責險市場的發(fā)展提供借鑒。第三，為稅務機關(guān)對購買董責險的公司加強稅收征管提供參考和啟示。

二、制度背景、文獻回顧與假設提出

(一)制度背景

2002年，中國證監(jiān)會頒布《上市公司治理準則》，其中第39條提到：“經(jīng)股東大會批準，上市公司可以為董事購買責任保險?！碑斈?，萬科股份有限公司為其董事長王石先生購買了中國的第一張董責險保單，隨后眾多上市公司紛紛為其高級管理人員投保。自2002年之后，我國又相繼完善了多部與董責險相關(guān)的法律法規(guī)，試圖為董責險在我國的發(fā)展建立起良好的法律制度基礎(1)例如，2002年最高人民法院下發(fā)了《關(guān)于受理證券市場因虛假陳述引發(fā)的民事侵權(quán)糾紛案件有關(guān)問題的通知》，打破了證券民事責任在證券法中的缺位局面，使股東民事訴訟在我國成為可能。。國務院在2006年和2014年相繼發(fā)布的針對保險行業(yè)的若干意見中，均提及要在我國大力發(fā)展董責險市場。

然而，董責險在我國的發(fā)展并非一帆風順，經(jīng)歷了近二十年的發(fā)展，董責險在我國的投保率仍然不高，目前投保率不足10%(賴黎等，2019[6])。董責險似乎并未受到國內(nèi)上市公司的青睞，究其原因，一方面我國法律體系和訴訟制度尚在不斷完善中，使得企業(yè)管理者面臨的實際訴訟風險相對有限，這極大地制約了董責險在股東訴訟中應有的積極作用(馮來強等，2017[7])；另一方面，我國保險公司在設計董責險的合同條款時，不乏照搬照抄國外相關(guān)產(chǎn)品的條款，不僅與我國資本市場“水土不服”，許多模糊的表達更是加大了被保險人向保險公司訴訟索賠的難度，降低了上市公司的投保積極性。

雖然我國從2002年起就有不少上市公司開始投保董責險，但直至2011年才發(fā)生第一例董責險理賠。2011年底，廣汽長豐(股票代碼：600991.SH)的投資者以公司證券虛假陳述為由向法院提起訴訟，最終法院判決廣汽長豐向提起訴訟的十余名投資者賠償96.8萬元。由于廣汽長豐購買了董責險，最終保險公司根據(jù)保單條款向廣汽長豐理賠80萬元。可見，公司為高級管理人員購買董責險可能誘發(fā)管理者的道德風險和機會主義行為。

(二)文獻回顧與研究假說

董責險在公司治理中究竟是發(fā)揮積極作用還是消極作用一直是學術(shù)界爭論的焦點，并逐漸形成風險承擔假說和外部監(jiān)督假說兩種主要理論。其中，風險承擔假說認為，董責險通過化解企業(yè)高級管理人員的履職風險，免去因不良后果的擔憂造成的躡手躡腳，對管理者的風險承擔產(chǎn)生激勵作用。例如，胡國柳和胡珺(2017)[8]發(fā)現(xiàn)引入董責險有助于增強企業(yè)風險承擔能力；郝照輝和胡國柳(2014)[9]發(fā)現(xiàn)董責險的引入加劇了管理者為了獲得私有收益而進行的公司并購行為；賴黎等(2019)[6]發(fā)現(xiàn)公司購買董責險后進行了更多的“短貸長投”，誘發(fā)了管理者更多的風險決策，增加了企業(yè)經(jīng)營風險。Gutierrez(2003)[10]、王偉和李艷(2002)[11]則發(fā)現(xiàn)董責險促進了管理者的履職積極性，使其考慮一些風險和收益均較高的項目，最終提升了公司價值；Chen等(2016)[12]發(fā)現(xiàn)董責險增加了企業(yè)風險承擔水平，降低了公司信息披露質(zhì)量，進而提升了企業(yè)資本成本；Weng等(2017)[13]發(fā)現(xiàn)董責險顯著增加了公司財務報告政策的激進程度。

外部監(jiān)督假說則認為，董責險引入了保險公司這個外部監(jiān)督者，將促使管理者不斷提升自身公司治理能力。從監(jiān)督動機來看，保險公司有動力采取多種措施通過事前風險評估、事中關(guān)注監(jiān)督和事后盡力減損，積極發(fā)揮監(jiān)督作用(李從剛等，2020[14])。例如，在投保前，保險公司會對客戶公司進行全面調(diào)查，對管理者起到一定震懾作用(Holderness，1990[15])，并常常要求客戶公司任命足夠的獨立董事來降低風險(O’Sullivan，1997[16])；同時保險公司也會作為獨立的監(jiān)督者參與到公司治理當中，如通過保險合同條款來約束管理者的不當行為(Core，2000[17])。鄭志剛等(2011)[18]發(fā)現(xiàn)，在公司章程中設立董責險條款有助于限制管理者的機會主義行為，降低代理成本。李從剛等(2020)[14]發(fā)現(xiàn)董責險能顯著增加高管薪酬與業(yè)績敏感性。袁蓉麗等(2018)[19]、李從剛和許榮(2020)[20]均發(fā)現(xiàn)董責險在抑制公司違規(guī)方面發(fā)揮了積極的外部治理作用。然而，鮮有文獻從稅收激進的角度探究我國上市公司購買董責險與其稅收激進行為之間的關(guān)系。

根據(jù)稅收籌劃的合法性與合規(guī)性，可以將其劃分為避稅、逃稅和稅收激進三類。不同于避稅是基于完全合法和絕對合規(guī)的稅收籌劃行為，也不同于逃稅是一種帶有明顯欺騙目的的違法行為和明顯不合規(guī)行為，稅收激進行為是指利用法律中的灰色地帶進行稅收籌劃，針對自身的投資政策、融資政策和經(jīng)營管理活動進行特定的安排以達到節(jié)約稅費支出的目的。例如，翟華云(2012)[21]、曾愛民等(2019)[22]和施漢忠等(2019)[23]分別發(fā)現(xiàn)承擔更多企業(yè)社會責任、女性高管和雇傭高學歷員工能有效抑制企業(yè)稅收激進行為；胡盛昌等(2019)[24]、潘俊和王亞星(2019)[25]分別發(fā)現(xiàn)本地或長期機構(gòu)投資者持股比例越大、企業(yè)采取的戰(zhàn)略偏離行業(yè)傳統(tǒng)戰(zhàn)略的程度越高，上市公司的稅收籌劃越激進；丁方飛等(2019)[26]則發(fā)現(xiàn)當會計師事務所規(guī)模較小以及公司所在地區(qū)法治環(huán)境較差時，企業(yè)的稅收激進程度會更高。在我國，企業(yè)實施稅收籌劃行為通常采用包括變更注冊地、投資稅收優(yōu)惠行業(yè)以及實施內(nèi)部市場利潤轉(zhuǎn)移等方法(陳冬和董新穎，2019[27])。盡管進行稅收籌劃能夠提升企業(yè)的財務表現(xiàn)，增強投資者信心，管理者也可能據(jù)此獲得相應的績效獎勵(肖土盛等，2019[28])；但是，稅收激進行為也可能違反稅收制度，從而引致監(jiān)管處罰。當企業(yè)采取過于激進的避稅政策時，一方面，稅收部門的稅收稽查可能會對企業(yè)進行稅收處罰，產(chǎn)生稽查風險，這不僅會影響企業(yè)的利潤，而且對企業(yè)和管理者的聲譽產(chǎn)生不利影響；另一方面，激進的稅收政策可能需要降低企業(yè)的信息透明度來實現(xiàn)，而企業(yè)信息透明度的降低可能引發(fā)監(jiān)管部門的監(jiān)管處罰，如收到證券交易所出具的問詢函，甚至可能因違反信息披露責任而引發(fā)投資者索賠，這不僅帶來負面的市場反應，還將會影響企業(yè)和管理者的聲譽。

董責險將如何影響企業(yè)的避稅行為呢？一方面，董責險的風險承擔效應可能提升企業(yè)稅收激進行為。購買董責險的初衷旨在讓上市公司管理者放心大膽地實施公司的遠景規(guī)劃，免去因不良后果的擔憂造成的躡手躡腳，董責險能夠保障管理者在遭到稅務機關(guān)處罰后將有保險公司進行賠償和“兜底”，因而可能提升管理者的風險承擔意愿。這意味著，董責險能夠通過轉(zhuǎn)移管理者的個人責任，提升其風險承擔水平，從而促進管理者的稅收激進行為。同時，由于稅收激進帶來的風險主要是監(jiān)管稽查風險和處罰風險，因而當企業(yè)面臨的稽查風險和處罰風險相對較高時，董責險更可能發(fā)揮風險承擔效應，激發(fā)管理者采取稅收激進行為。另一方面，董責險的外部監(jiān)督效應可能降低企業(yè)稅收激進行為。企業(yè)為管理者購買董責險的同時也引入了保險公司作為第三方監(jiān)督，這種外部監(jiān)督有助于制約管理者的冒險行為和道德風險。例如，在企業(yè)投保董責險時，保險公司可能通過合同條款來限制企業(yè)的各類高風險行為(鄭志剛等，2011[18])，管理者過于激進的避稅行為很可能被保險公司認定為違約，外部監(jiān)督的增加將在一定程度上降低稅收激進行為。

值得注意的是，盡管董責險引入的初衷是降低企業(yè)高級管理人員管理企業(yè)的風險，但是由于我國與西方法律環(huán)境存在差異，我國法律體系和訴訟制度尚在不斷完善中，使得企業(yè)管理者面臨的實際訴訟風險非常有限，可能制約董責險在股東訴訟中應有的積極作用(馮來強等，2017[7])。在此背景下，購買董責險可能不會對企業(yè)的稅收激進行為產(chǎn)生顯著影響，僅僅是“花瓶”，既可能削弱董責險的風險承擔效應，也可能弱化董責險的外部監(jiān)督效應。當然，隨著我國法律制度日益完善、公眾法律意識提升等，本文預期上市公司購買董責險的效應將逐漸凸顯。

綜上分析，本文提出如下競爭性研究假說：

假說H1a：當董責險的風險承擔效應占主導時，購買董責險將增加企業(yè)的稅收激進程度。

假說H1b：當董責險的外部監(jiān)督效應占主導時，購買董責險將降低企業(yè)的稅收激進程度。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2002—2018年我國A股上市公司為初始樣本，并按以下步驟進行篩選：(1)剔除ST類公司；(2)剔除所得稅費用或稅前利潤為負的樣本；(3)剔除金融行業(yè)樣本；(4)剔除注冊地在西藏地區(qū)的樣本(2)根據(jù)《西藏自治區(qū)企業(yè)所得稅政策實施辦法》規(guī)定：在西藏注冊并經(jīng)營的各類企業(yè)統(tǒng)一執(zhí)行西部大開發(fā)戰(zhàn)略中企業(yè)所得稅15%的稅率，且暫免征收企業(yè)應繳納的企業(yè)所得稅中屬于地方分享的部分。為保持稅收指標的口徑一致，本文將注冊地在西藏地區(qū)的公司樣本予以剔除。；(5)剔除財務數(shù)據(jù)缺失的樣本。由于我國上市公司購買董責險的比例整體較低，為了避免樣本選擇偏差，本文還采用傾向得分匹配(PSM)的方法對本文的樣本進行了配對，最終得到1 381對配對樣本(共計2 762個樣本觀測)。為緩解極端值的影響，本文還對連續(xù)變量在1%和99%水平上進行了Winsorize處理。

本文研究所需數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND數(shù)據(jù)庫。由于我國相關(guān)法律法規(guī)并未強制要求上市公司披露董責險的相關(guān)信息，我們首先通過數(shù)據(jù)庫檢索上市公司決議公告，然后根據(jù)公告內(nèi)容手工整理上市公司是否購買董責險的信息，本文得到的購買董責險的樣本與李從剛等(2020)[14]的研究非常接近。

(二)變量定義與模型設定

1.稅收激進程度。

關(guān)于稅收激進程度的度量，現(xiàn)有文獻并沒有統(tǒng)一的做法。Hanlon和Heitzman(2010)[29]在綜述中基于美國背景的研究總結(jié)了12種不同的稅收激進衡量指標，這些指標大致可以分為有效稅率法、會計-稅收差異法以及未確認稅收收益法三大類。其中，有效稅率類度量指標包括有效稅率(Schmidt等，2006[30]；劉行和趙曉陽，2019[31])、現(xiàn)金實際稅率(Rego和Wilson，2012[32])、會計準則有效稅率(McGee等，1982[33])、長期現(xiàn)金有效稅率(Dyreng等，2010[34])等；會計-稅收差異類度量指標包括會計-稅收差異(江軒宇，2013[35])和固定效應殘差法計算的會計-稅收差異(Desai和Dharmapala，2006[36]；Lisowsky，2010[37]；江軒宇，2013[35])等；而未確認稅收收益法并不適用于對中國稅務問題的研究，這種計量方式有賴于美國政策。吳聯(lián)生(2009)[38]、劉行和呂長江(2018)[39]等指出，我國稅收政策較為復雜，各企業(yè)享有不同的稅收優(yōu)惠政策且名義稅率也不同，還存在各種稅收返還的情況，造成企業(yè)間難以進行橫向比較，因而本文主要采用固定效應殘差法計算的會計-稅收差異進行度量(Desai和Dharmapala，2006[36]；Lisowsky，2010[37]；江軒宇，2013[35])。具體計算如下：

首先，構(gòu)造會計-稅收差異指標(BTD)，等于企業(yè)稅前會計利潤與應納稅所得額之間的差額。即BTD=(稅前會計利潤-應納稅所得額)/期末總資產(chǎn)，其中，應納稅所得額=(所得稅費-遞延所得稅費用)/名義所得稅稅率。BTD的數(shù)值越大，代表企業(yè)的避稅行為越激進。

然而，BTD指標還可能受盈余管理等因素的影響(Hanlon和Heitzman，2010[29])，因此借鑒Desai和Dharmapala(2006)[36]的研究，采用固定效應殘差法對BTD指標進行改進。

BTDi,t=β1TACCi,t+μi+εi,t

(1)

其中：TACC為總應計利潤，等于凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額再除以總資產(chǎn)；μi代表BTD中不隨時間變化的固定特征部分，εi,t代表BTD中的變動特征部分(肖土盛等，2019[28])。修正后的會計-稅收差異指標(DD_BTD)計算如式(2)所示，它反映了BTD中不能被應計利潤解釋的部分。DD_BTD數(shù)值越大，意味著企業(yè)的稅收激進程度越高。

DD_BTDi,t=μi+εi,t

(2)

2.董事高管責任保險。

如果上市公司當年購買了董事高管責任保險，則D&O取值為1，否則為0。

3.控制變量。

根據(jù)以往研究文獻，模型中也加入了其他控制變量，包括公司規(guī)模(SIZE)，等于總資產(chǎn)的自然對數(shù)；總資產(chǎn)收益率(ROA)，等于凈利潤除以總資產(chǎn)；資產(chǎn)負債率(LEV)，等于總負債除以總資產(chǎn)；存貨比例(INV)，等于存貨凈值除以總資產(chǎn)；無形資產(chǎn)比例(INTANG)，等于無形資產(chǎn)除以總資產(chǎn)；固定資產(chǎn)比例(PPE)，等于固定資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn)；公司成長性(GROWTH)，用主營業(yè)務收入增長率衡量；董事會規(guī)模(BSIZE)，用董事會人數(shù)取自然對數(shù)表示；獨立董事比例(INDDIR)，等于獨立董事占董事會總?cè)藬?shù)的比例；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)，國有企業(yè)取值為1，否則為0。此外，我們還控制了行業(yè)(Industry)和年度(Year)固定效應。

4.基本檢驗模型。

為了檢驗董責險對企業(yè)稅收激進程度的影響，本文構(gòu)建如下模型：

DD_BTDi,t=α0+α1D&Oi,t+λ∑Controls

+∑Industry+∑Year+εi,t

(3)

(三)傾向得分匹配(PSM)過程

由于我國上市公司購買董責險的比例整體較低，為了緩解樣本選擇性偏差，本文采用傾向得分匹配(PSM)的方法進行匹配。本文用于匹配的初始樣本是2002—2018年A股上市公司樣本，在剔除金融行業(yè)、ST公司、所得稅費用或稅前利潤為負的樣本、注冊地在西藏地區(qū)的樣本以及財務數(shù)據(jù)缺失的樣本后，共得到26 037個公司-年度樣本觀測。借鑒現(xiàn)有文獻(Kim，2015[40]；胡國柳和胡珺，2017[41])，本文選擇公司規(guī)模(SIZE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、存貨比例(INV)、無形資產(chǎn)比例(INTANG)、固定資產(chǎn)比例(PPE)、公司成長性(GROWTH)、董事會規(guī)模(BSIZE)、獨立董事比例(INDDIR)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)以及行業(yè)(Industry)作為匹配變量，并按照分年度無放回1∶1最近鄰匹配的方法選擇配對樣本，最終成功匹配得1 381個未購買董責險的樣本觀測，匹配效率如表1所示。我們發(fā)現(xiàn)，與匹配前相比，匹配后處理組與控制組之間的偏差均有所下降，且偏差率均小于10%。在PSM之前，處理組和控制組的公司規(guī)模(SIZE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、存貨比例(INV)、無形資產(chǎn)比例(INTANG)、固定資產(chǎn)比例(PPE)、公司成長性(GROWTH)、董事會規(guī)模(BSIZE)、獨立董事比例(INDDIR)以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)均存在顯著差異。而在PSM之后，處理組和控制組之間的所有特征均沒有顯著差異，聯(lián)合檢驗不能拒絕處理組與控制組無系統(tǒng)性差異的原假設(p>Chi2由0.000變?yōu)?.974)，進一步表明匹配的合理性。

表1 PSM匹配效果分析表

四、實證結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了匹配后樣本主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中，稅收激進程度DD_BTD的均值和標準差分別為0.009 0和0.079 1，說明不同企業(yè)間的稅收激進程度存在較大差異。未報告的全樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示，D&O的均值為0.053 6，意味著全樣本中董責險的購買率為5.36%，這與西方成熟資本市場中普遍超過70%的購買率尚存在一定差距，說明我國資本市場董責險的發(fā)展還稍顯滯后。其他控制變量的描述性統(tǒng)計與以往研究基本一致。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二)基本回歸結(jié)果

表3的組A報告了董責險購買與企業(yè)稅收激進程度的PSM回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，D&O的回歸系數(shù)為0.005 9(對應的t統(tǒng)計量為2.43)，且在5%的水平上顯著為正。這說明購買董責險的企業(yè)稅收激進程度顯著性更高，支持了本文的研究假說H1a。這也意味著，在我國董責險的風險承擔效應占主導，購買董責險提升了管理者的風險承擔意愿。此外，從模型控制變量的回歸系數(shù)來看，公司規(guī)模越大、總資產(chǎn)收益率越高、無形資產(chǎn)比例越高、固定資產(chǎn)比例越高、資產(chǎn)負債率越低、存貨比例越低、董事會規(guī)模越小、獨立董事比例越低以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為國有時，企業(yè)的稅收激進程度越高。

表3 董責險與稅收激進程度

作為穩(wěn)健性檢驗，本文還進行了如下檢驗。首先，改變稅收激進程度的度量。前文主要基于會計-稅收差異法衡量企業(yè)稅收激進，這里我們改用有效稅率(ETR)衡量稅收激進程度，等于所得稅費用除以稅前會計利潤并扣除名義稅率。表3的組B報告了相應的檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，D&O的回歸系數(shù)為0.010 2(對應的t統(tǒng)計量為-2.17)，在5%的水平上顯著為負，說明購買董責險顯著降低了企業(yè)的有效稅率，即提升了企業(yè)的稅收激進程度。其次，改用全樣本回歸。除了PSM樣本回歸，我們亦采用匹配前的全樣本重新進行檢驗，回歸結(jié)果如表3的組C所示。我們發(fā)現(xiàn)，D&O的回歸系數(shù)為0.004 4(對應的t統(tǒng)計量為2.40)，在5%的水平上顯著為正。這些結(jié)果表明，改變稅收激進程度的衡量和改變回歸樣本，本文的主要研究結(jié)論仍然成立。

(三)內(nèi)生性問題

考慮到我國上市公司購買董責險的比例整體較低，且董責險的購買需求受到公司訴訟風險、公司治理風險等的影響，為了緩解樣本選擇偏差、遺漏變量等導致的內(nèi)生性問題，本文在基本回歸分析時采用了PSM樣本回歸。然而，內(nèi)生性問題的解決對于本文研究結(jié)論的推斷至關(guān)重要，因此本文還采用了Heckman兩階段模型法、PSM-DID法以及公司固定效應模型法，以期進一步緩解內(nèi)生性問題對研究結(jié)論的潛在影響。

1.Heckman兩階段模型方法。

公司是否購買董責險可能存在自選擇問題，遺漏變量可能同時與企業(yè)購買董責險和稅收激進行為有關(guān)(Donelson等，2021[42])。一方面，購買董責險可能提高企業(yè)稅收激進程度，另一方面，也有可能是因為企業(yè)稅收激進程度高而選擇購買董責險來分擔風險。為此，我們采用Heckman兩階段法來進行進一步檢驗。

在第一階段，本文借鑒袁蓉麗等(2018)[19]的研究，將行業(yè)購買董責險均值(IndAvg_D&O)作為Heckman模型的工具變量。通常而言，某行業(yè)購買董責險的公司數(shù)量越多，則行業(yè)內(nèi)上市公司越有可能購買董責險，它會影響董責險的購買，但不會對稅收激進程度產(chǎn)生直接影響。具體，第一階段構(gòu)建如下Probit模型：

D&Oi,t=β0+β1IndAvg_D&Oi,t+δ∑Controls

+∑Industry+∑Year+εi,t

(4)

模型(4)中，因變量D&O表示是否購買董責險，工具變量IndAvg_D&O表示上市公司所在行業(yè)購買董責險的均值，其他控制變量與模型(3)一致。表4的組A報告了第一階段回歸結(jié)果，IndAvg_D&O的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，表示行業(yè)購買董責險的均值越大，上市公司越傾向于購買董責險。

接下來，我們將第一階段得到的逆米爾斯比(IMR)加入到模型(3)中重新回歸。組B報告了第二階段回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)D&O的系數(shù)依然在5%的水平上顯著為正，主要結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性變化。

2.PSM-DID方法。

為進一步緩解可能存在的反向因果等引起的內(nèi)生性問題擔憂，本文按照首次購買董責險的年份采用PSM的方法匹配配對樣本，并保留購買董責險前后三年的樣本，采用雙重差分(DID)的研究設計進行檢驗。具體來說，本文選擇公司規(guī)模(SIZE)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、資產(chǎn)負債率(LEV)、存貨比例(INV)、無形資產(chǎn)比例(INTANG)、固定資產(chǎn)比例(PPE)、公司成長性(GROWTH)、董事會規(guī)模(BSIZE)以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)作為匹配變量，并按照分年度無放回1∶1最近鄰匹配的方法選擇配對樣本。如果樣本公司為處理組(即涉及購買董責險樣本)，Treat取值為1，若為控制組(即PSM配對樣本)則取值為0。公司首次購買董責險后，則Post取值為1，否則為0。表5的組A報告了采用PSM-DID方法的檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，關(guān)鍵解釋變量Treat×Post的系數(shù)為0.0108(對應的t統(tǒng)計量為2.89)(3)采用PSM-DID模型回歸時，關(guān)鍵解釋變量Treat×Post類似于PSM樣本回歸時的D&O變量。，在1%的水平上顯著為正。這表明，較之于未購買董責險的公司，購買董責險的公司在購買董責險后的稅收激進程度顯著提升，支持了本文的研究假說H1a。

3.公司固定效應模型。

為了進一步緩解遺漏變量導致的內(nèi)生性問題擔憂，本文采用固定效應模型重新進行回歸檢驗。表5的組B列示了相應的檢驗結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在控制公司固定效應后，D&O的回歸系數(shù)為0.0215，仍在5%的水平上顯著為正。這表明購買董責險后企業(yè)的稅收激進程度顯著增加，本文的主要結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性變化。

(四)進一步分析：法律環(huán)境的影響

隨著我國法律制度日益完善、公眾法律意識提升等，本文預期上市公司購買董責險的效應將逐漸凸顯。自2015年5月實行立案登記制改革以來，國內(nèi)不少具備虛假陳述民事賠償案件管轄資格的法院都取消了行政處罰前置程序(4)2003年1月，最高院《關(guān)于審理證券市場因虛假陳述引發(fā)的民事賠償案件的若干規(guī)定》規(guī)定：因虛假陳述引發(fā)的民事賠償案件，立案受理時應當以監(jiān)管部門的行政處罰和生效的刑事判決認定為前置條件。2015年12月，最高院發(fā)布的《最高人民法院關(guān)于當前商事審判工作中的若干具體問題》正式廢除了前述規(guī)定，即因虛假陳述、內(nèi)幕交易和市場操縱行為引發(fā)的民事賠償案件，立案受理時不再以監(jiān)管部門的行政處罰和生效刑事判決認定作為前置條件。，基本上投資者起訴就會獲得受理，并不要求必須具備證監(jiān)會的正式行政處罰(馮來強等，2017[7])。立案制度的變化極大地降低了投資者訴訟的門檻，增加了公司管理者被訴訟的概率，這有助于強化董責險效應的發(fā)揮。由此，本文以2015年為界將樣本劃分為兩個子樣本，將2015年及之后視為訴訟風險高組，將2015年之前視為訴訟風險低組。表6報告了分樣本的檢驗結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，在2015年及之后，企業(yè)管理者面臨的訴訟風險較高時，購買董責險與稅收激進程度之間在10%的水平上顯著為正(對應的t統(tǒng)計量為1.93)；相反，在2015年實行立案登記制改革之前，企業(yè)管理者面臨的訴訟風險較低時，購買董責險與稅收激進程度的關(guān)系雖然為正，但并不顯著(對應的t統(tǒng)計量為1.35)。上述結(jié)果與我們的預期一致，隨著我國法律制度日益完善，企業(yè)購買董責險與稅收激進程度之間的關(guān)系也越來越強。

表6 法律環(huán)境的影響

五、影響機制分析

為了更深入地理解購買董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響機理，本文從地區(qū)稅收征管強度、企業(yè)信息透明度以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)三個方面進行異質(zhì)性分析。

(一)稅收監(jiān)管強度的影響

正如前文理論分析指出，企業(yè)的稅收激進將帶來監(jiān)管稽查風險和處罰風險，因此企業(yè)稅收激進行為可能受到地區(qū)稅收監(jiān)管強度的影響。在稅收監(jiān)管強度較低的地區(qū)，管理者進行稅收激進面臨的訴訟風險更低(袁蓉麗等，2018[19])；相反，在稅收監(jiān)管強度較高的地區(qū)，企業(yè)的事前稽查風險也較高，可能受到的處罰風險也越大，此時，購買董責險能夠更好地降低管理者對稽查風險和處罰風險的擔憂，因而更可能發(fā)揮其提高管理者風險承擔的作用，激發(fā)管理者采取稅收激進行為。具體地，本文借鑒王小魯?shù)?2018)[43]編制的市場化指數(shù)作為稅收監(jiān)管強度的度量，當企業(yè)所處地區(qū)市場化程度越高時，企業(yè)面臨的稅收監(jiān)管強度通常更高。接下來，本文依據(jù)地區(qū)稅收征管強度將樣本劃分為稅收監(jiān)管強度高組和稅收監(jiān)管強度低組，并進行分組回歸。

表7報告了相應的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示，在稅收監(jiān)管強度較高的地區(qū)，購買董責險與企業(yè)稅收激進程度正相關(guān)(對應的t統(tǒng)計量為2.32)，且在5%的水平上顯著；而在稅收監(jiān)管強度較低的地區(qū)，購買董責險與企業(yè)稅收激進程度的關(guān)系雖然為正，但并不顯著(對應的t統(tǒng)計量為0.73)。這與我們的預期一致，即購買董責險對企業(yè)稅收激進程度的影響在稅收監(jiān)管強度較高的地區(qū)更加明顯。

表7 地區(qū)稅收監(jiān)管強度的影響

(二)企業(yè)信息透明度的影響

企業(yè)信息透明度也可能影響企業(yè)的稅收激進行為。企業(yè)的信息透明度較低時，管理者更容易隱藏稅收激進行為，但這也更可能引發(fā)監(jiān)管部門的監(jiān)管處罰，如收到證券交易所出具的問詢函，甚至因信息披露違規(guī)而導致投資者訴訟。因而，當企業(yè)購買董責險之前的信息透明度較低時，往往也意味著企業(yè)進行稅收激進行為可能引致的監(jiān)管處罰和投資者訴訟風險更大。此時，董責險的購買能夠更好地保障管理者在受到監(jiān)管處罰或投資者訴訟時免遭損失，轉(zhuǎn)移管理者的個人責任，進而提升其風險承擔水平，促進企業(yè)稅收激進行為。為檢驗上述推測，本文借鑒Chen等(2018)[44]的研究，采用股價同步性指標(SYN)衡量企業(yè)信息環(huán)境，并利用企業(yè)購買董責險之前的信息透明度來刻畫企業(yè)的事前風險。具體地，我們首先對每個公司的股票周回報率數(shù)據(jù)利用資本資產(chǎn)定價模型(CAPM)進行分年度回歸得到模型擬合度R2，然后定義SYN=log[R2/(1-R2)]。SYN數(shù)值越大表示股價中包含的公司特質(zhì)信息越少，意味著企業(yè)信息透明度越低。接下來，本文根據(jù)企業(yè)購買董責險前一年的信息透明度指標SYN將樣本劃分為信息透明度高組和信息透明度低組，并進行分組回歸。

表8報告了相應的回歸檢驗結(jié)果。與我們的預期一致，當企業(yè)信息透明度較低(事前風險較高)時，購買董責險與企業(yè)稅收激進程度的關(guān)系在5%的水平上顯著為正(對應的t統(tǒng)計量為1.99)；而在企業(yè)信息透明度較高(事前風險較低)時，購買董責險與企業(yè)稅收激進程度的關(guān)系雖然為正，但并不顯著(對應的t統(tǒng)計量為1.27)。上述結(jié)果支持了購買董責險對企業(yè)稅收激進程度的影響在購買董責險之前的信息透明度較低的公司樣本中更加顯著的結(jié)論。

表8 企業(yè)信息透明度的影響

(三)企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

此外，已有大量研究表明，國有企業(yè)和民營企業(yè)在管理制度、發(fā)展戰(zhàn)略以及稅收政策等方面存在著諸多差異。例如，Derashid和Zhang(2003)[45]發(fā)現(xiàn)，相對于國有股權(quán)，非國有股權(quán)與企業(yè)稅負間的相關(guān)性顯著性更強。因而，購買董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響可能在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中亦存在差異。表9報告了按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)劃分子樣本的檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，在民營企業(yè)中，購買董責險與稅收激進程度之間在5%的水平上顯著為正(對應的t統(tǒng)計量為2.44)；相反，在國有企業(yè)中，購買董責險與稅收激進程度的關(guān)系雖然為正，但并不顯著(對應的t統(tǒng)計量為0.81)。這可能是由于較之于國有企業(yè)，民營企業(yè)更可能受到“稅收歧視”，其實際稅率更高，從而有更強的動機采取稅收籌劃活動(李維安和徐業(yè)坤，2013[46])；與此同時，民營企業(yè)遭受的監(jiān)管力度可能更大，這使得民營企業(yè)的稅收激進行為可能面臨更高的監(jiān)管稽查風險和處罰風險，從而購買董責險能夠更好地發(fā)揮降低管理者的法律風險的作用，提升其風險承擔意愿，增強企業(yè)的稅收激進程度。

表9 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

六、研究結(jié)論與啟示

文章基于2002—2018年我國A股上市公司樣本，采用PSM的研究設計考察了董責險購買將如何影響企業(yè)的稅收激進行為。理論上，企業(yè)為管理者購買董責險既可能通過風險承擔效應提升其稅收激進程度，也可能通過外部監(jiān)督效應抑制其稅收激進行為。本文的實證研究發(fā)現(xiàn)，為管理者購買董責險后顯著提升了企業(yè)的稅收激進程度，支持了董責險的風險承擔效應占優(yōu)。在采用Heckman兩階段模型法、PSM-DID法以及公司固定效應模型法進一步控制內(nèi)生性問題后，該結(jié)論依然穩(wěn)健。進一步分析發(fā)現(xiàn)，隨著我國法律環(huán)境日益完善，董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響愈加凸顯。此外，機制分析表明，當企業(yè)所處地區(qū)稅收監(jiān)管強度較高、企業(yè)信息透明度較低以及產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為民營時，董責險對企業(yè)稅收激進行為的影響更加明顯。

本文研究結(jié)論對于投資者、保險公司、稅務機關(guān)以及監(jiān)管機構(gòu)可能具有如下啟示：第一，對于投資者，作為公司的股東，為高級管理人員購買董責險并不一定能帶來積極的公司治理作用。當前我國尚未形成健全的經(jīng)理人市場和法律訴訟體系，公司治理較為薄弱，購買董責險反而可能誘發(fā)管理者的道德風險，為其撐起保護傘，降低其違法成本。第二，對于保險公司，在設計董事高管責任保險產(chǎn)品時需要緊密結(jié)合我國國情，不可照搬照抄國外發(fā)達市場的合同條款，在滿足公司需求的同時還要防范管理者的道德風險。第三，對于稅務機關(guān)，購買董責險的公司很可能會采取更加激進的避稅行為，針對這類企業(yè)稅務機關(guān)可以考慮加大稅收監(jiān)管力度。尤其是在我國經(jīng)濟下行壓力持續(xù)加大的背景下，如何有效降低企業(yè)的稅收激進程度確保財政收支基本平衡具有重要的意義。第四，對于資本市場監(jiān)管機構(gòu)而言，公司購買董責險很可能使管理者進一步侵害股東的利益，增加公司代理成本，監(jiān)管機構(gòu)可以考慮出臺相應的規(guī)定來保護投資者并限制管理者的機會主義行為，使董責險在我國資本市場真正發(fā)揮風險管理和管理激勵的作用。