高管的稅收征管經(jīng)歷與企業(yè)避稅*
——基于滬深A(yù)股上市公司的實(shí)證分析

◆潘孝珍 ◆陳僑東

內(nèi)容提要：文章使用2011—2019年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅決策的影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明：高管的稅收征管經(jīng)歷能抑制企業(yè)避稅，且該抑制效應(yīng)主要發(fā)生在稅收征管力度大、金融市場(chǎng)化程度高、法制環(huán)境好的子樣本條件下。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，只有董事會(huì)成員和監(jiān)事會(huì)成員的稅收征管經(jīng)歷能夠抑制企業(yè)避稅，而高級(jí)管理人員的稅收征管經(jīng)歷對(duì)于企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)未能通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。因此，我國(guó)應(yīng)進(jìn)一步提高稅收立法層次，打造多元化的企業(yè)高管團(tuán)隊(duì)，大力完善外部市場(chǎng)環(huán)境。

一、引言

目前，我國(guó)部分企業(yè)的避稅問(wèn)題仍然較為嚴(yán)峻，不僅造成國(guó)家財(cái)政收入損失，而且導(dǎo)致企業(yè)間稅負(fù)不公，降低社會(huì)資源配置效率，最終影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。因此，企業(yè)避稅問(wèn)題一直以來(lái)廣受學(xué)界關(guān)注，傳統(tǒng)理論認(rèn)為避稅能增加企業(yè)現(xiàn)金流，給企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)帶來(lái)“正效應(yīng)”，但隨著現(xiàn)代有效稅收理論的發(fā)展，企業(yè)避稅的“負(fù)效應(yīng)”被越來(lái)越多地證實(shí)。如何確定影響企業(yè)避稅的關(guān)鍵因素，進(jìn)而有效抑制企業(yè)激進(jìn)的避稅決策，成為當(dāng)前亟待研究的重要課題。

現(xiàn)有文獻(xiàn)主要聚焦于企業(yè)避稅的影響因素和經(jīng)濟(jì)后果。從企業(yè)避稅的影響因素來(lái)看，包括管理層薪酬（Armstrong et al.，2012）、戰(zhàn)略差異度（袁蓉麗等，2019）、社會(huì)保險(xiǎn)繳費(fèi)負(fù)擔(dān)（魏志華和夏太彪，2020）等因素會(huì)促進(jìn)企業(yè)避稅，還包括稅收?qǐng)?zhí)法效率（Desai et al.，2007；曾亞敏和張俊生，2009）、審計(jì)委員會(huì)（王雄，2018）以及政府補(bǔ)助（鄧博夫等，2019）等因素會(huì)抑制企業(yè)避稅。從企業(yè)避稅的經(jīng)濟(jì)后果來(lái)看，適度避稅可以增加企業(yè)現(xiàn)金流，緩解企業(yè)融資約束（Graham和Tucker，2006；Law和Mills，2015），但是激進(jìn)避稅將會(huì)產(chǎn)生大量消極后果，如增加企業(yè)債務(wù)資本成本，降低債務(wù)融資能力（姚立杰等，2018），影響企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，降低企業(yè)價(jià)值（汪猛和徐經(jīng)長(zhǎng)，2016）。此外，由于企業(yè)內(nèi)外部環(huán)境的復(fù)雜性和高管個(gè)人認(rèn)知的局限性，高管的職業(yè)背景、性格、性別和避稅經(jīng)驗(yàn)等個(gè)人特質(zhì)會(huì)影響其戰(zhàn)略選擇，從而影響企業(yè)避稅決策（Dyreng et al.，2010；Armstrong et al.，2012；曾愛(ài)民等，2019；張曉亮等，2020）。然而，目前尚未有文獻(xiàn)就高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的影響效應(yīng)展開(kāi)實(shí)證研究。

理論上，高管的稅收征管經(jīng)歷可能對(duì)企業(yè)避稅產(chǎn)生正反兩方面的影響。一方面，由于高管具有稅收征管經(jīng)歷，在經(jīng)營(yíng)決策過(guò)程中更容易把握避稅空間，并借助過(guò)往的職業(yè)經(jīng)歷為企業(yè)搭建社會(huì)資本，從而助推企業(yè)避稅。另一方面，稅收征管經(jīng)歷使得高管對(duì)避稅成本和風(fēng)險(xiǎn)有更為深刻的認(rèn)知，加之避稅帶有“不道德”標(biāo)簽，促使高管基于企業(yè)聲譽(yù)和個(gè)人聲譽(yù)考慮，最終降低企業(yè)避稅程度。目前，我國(guó)約有4.2%的上市公司聘請(qǐng)了具有稅收征管經(jīng)歷的高管。那么，高管的稅收征管經(jīng)歷會(huì)對(duì)企業(yè)避稅產(chǎn)生什么樣的影響？其影響效應(yīng)在不同外部環(huán)境下是否存在差異？本文基于2011—2019年滬深A(yù)股上市公司的實(shí)證研究表明，高管的稅收征管經(jīng)歷能抑制企業(yè)避稅，且該抑制效應(yīng)主要發(fā)生在稅收征管力度大、金融市場(chǎng)化程度高、法制環(huán)境好的子樣本條件下。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：首先，拓展了企業(yè)避稅的影響因素研究。雖然目前已有許多學(xué)者從多方面研究企業(yè)避稅的影響因素，但從管理層個(gè)人特質(zhì)視角展開(kāi)的研究近幾年才開(kāi)始出現(xiàn)，而本文則是首次檢驗(yàn)了“稅收征管經(jīng)歷”這一重要的高管個(gè)人特質(zhì)對(duì)于企業(yè)避稅的影響效應(yīng)。其次，豐富了公司治理機(jī)制研究。從董事會(huì)成員、監(jiān)事會(huì)成員和高級(jí)管理人員區(qū)分不同的高管類型，進(jìn)而分析不同高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)于企業(yè)避稅決策的影響差異，這對(duì)完善我國(guó)公司治理機(jī)制，提升公司治理效率有著重要的啟示意義。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的影響效應(yīng)

避稅可以增加企業(yè)現(xiàn)金流，緩解融資約束（Law和Mills，2015），而充裕的現(xiàn)金流能使企業(yè)把握更多的成長(zhǎng)機(jī)會(huì)。但是，企業(yè)避稅行為也會(huì)導(dǎo)致諸如股價(jià)下跌、聲譽(yù)損失等潛在風(fēng)險(xiǎn)，造成代理成本、財(cái)務(wù)報(bào)告成本等非稅成本的增加。部分短視的企業(yè)管理人員往往只看到避稅帶來(lái)的現(xiàn)金流收益，卻忽視潛在的風(fēng)險(xiǎn)和成本（陳勝藍(lán)和賈思遠(yuǎn)，2016）。從公共利益視角來(lái)看，企業(yè)避稅降低了政府財(cái)政收入來(lái)源，不利于地方公共設(shè)施建設(shè)，影響地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展（李吉園等，2020）。相反，企業(yè)依法納稅能與地方政府建立良好的政企關(guān)系，獲得更多的政府支持。因此，具有稅收征管經(jīng)歷的高管，可能會(huì)基于不同的視角考慮，做出不同的企業(yè)避稅決策。

本文認(rèn)為，高管的稅收征管經(jīng)歷能有效抑制企業(yè)避稅行為。首先，具有稅收征管經(jīng)歷的高管，會(huì)基于自身對(duì)避稅風(fēng)險(xiǎn)和成本的認(rèn)知，做出降低企業(yè)避稅程度的決策。曾經(jīng)的稅收征管經(jīng)歷，使高管有可能目睹、參與甚至主導(dǎo)企業(yè)的稅務(wù)稽查和處罰工作，對(duì)企業(yè)避稅風(fēng)險(xiǎn)和避稅成本的認(rèn)知更為深刻。第一，避稅游走在稅收法律法規(guī)的邊緣，與偷稅漏稅的邊界往往難以精準(zhǔn)把握，隨著避稅激進(jìn)程度的增加，企業(yè)被發(fā)現(xiàn)和處罰的概率也會(huì)提高，由此帶來(lái)一系列涉稅風(fēng)險(xiǎn)。第二，企業(yè)避稅會(huì)給企業(yè)帶來(lái)股價(jià)下跌風(fēng)險(xiǎn)，提高企業(yè)的資本成本（Hanlon和Heitzman，2010）。例如，避稅行為降低了企業(yè)會(huì)計(jì)信息質(zhì)量，影響投資者的投資決策，進(jìn)而提高外部融資難度，使企業(yè)不得不支付更高的外部融資成本。第三，企業(yè)避稅增加了業(yè)務(wù)復(fù)雜性，為管理層尋租提供掩護(hù)，進(jìn)而加劇股東和高管之間的代理問(wèn)題。可見(jiàn)，雖然避稅能給企業(yè)帶來(lái)一定收益，但同時(shí)也伴隨著一系列風(fēng)險(xiǎn)和成本，具有稅收征管經(jīng)歷的高管會(huì)基于對(duì)收益、風(fēng)險(xiǎn)和成本的權(quán)衡，減少企業(yè)的避稅行為。

其次，具有稅收征管經(jīng)歷的高管，會(huì)基于聲譽(yù)機(jī)制對(duì)企業(yè)避稅行為產(chǎn)生抑制效應(yīng)。企業(yè)通過(guò)避稅減少了國(guó)家財(cái)政收入，這在某種意義上違背了稅收公平原則，因此采取激進(jìn)避稅的企業(yè)往往會(huì)被標(biāo)注“不道德”的標(biāo)簽（趙純祥等，2019）。如果企業(yè)避稅行為觸犯了法律法規(guī)，并被職能部門(mén)所識(shí)別，那么企業(yè)和高管自身的社會(huì)聲譽(yù)都將遭受損失，給企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展和高管個(gè)人發(fā)展帶來(lái)難以挽回的損失。作為曾經(jīng)是公職人員，具有稅收征管經(jīng)歷的高管對(duì)企業(yè)履行納稅義務(wù)有著更強(qiáng)的責(zé)任感和使命感，會(huì)更加珍視企業(yè)和自身聲譽(yù)。為了維護(hù)聲譽(yù)，他們將會(huì)更傾向于質(zhì)疑甚至阻止企業(yè)采取激進(jìn)避稅策略，主動(dòng)迎合社會(huì)輿論，督促企業(yè)依法納稅。基于上述分析，本文提出核心假設(shè)H1：高管的稅收征管經(jīng)歷能有效抑制企業(yè)避稅。

（二）基于外部環(huán)境的避稅抑制效應(yīng)分析

我國(guó)企業(yè)面臨的外部環(huán)境存在較大差異，在不同的外部環(huán)境條件下，高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)也會(huì)大不相同。首先，較大的稅收征管力度有利于抑制效應(yīng)的發(fā)揮。一方面，企業(yè)面臨的稅收征管力度越大則避稅風(fēng)險(xiǎn)越大，當(dāng)稅收征管力度較大時(shí)，稅務(wù)機(jī)關(guān)會(huì)對(duì)企業(yè)進(jìn)行更加全面細(xì)致的稅務(wù)稽查，也會(huì)采取更加嚴(yán)厲的避稅懲罰措施，企業(yè)在稅務(wù)稽查中被發(fā)現(xiàn)避稅問(wèn)題的可能性更大。另一方面，較大的稅收征管力度還將增加企業(yè)避稅成本。企業(yè)避稅的潛在成本會(huì)隨著所在地區(qū)稅收征管力度的加強(qiáng)而增加（蔡宏標(biāo)和饒品貴，2015），原因在于當(dāng)稅收征管力度較大時(shí)，企業(yè)通過(guò)避稅來(lái)降低稅負(fù)的難度增加，為了不被稅務(wù)部門(mén)發(fā)現(xiàn)和查處，企業(yè)需要設(shè)計(jì)更加復(fù)雜和隱蔽的避稅手段，這無(wú)疑會(huì)增加企業(yè)避稅成本?？梢?jiàn)，當(dāng)稅收征管力度較大時(shí)，企業(yè)的避稅風(fēng)險(xiǎn)和避稅成本都會(huì)增加，此時(shí)高管的稅收征管經(jīng)歷能夠有效發(fā)揮對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)。

其次，較高的金融市場(chǎng)化程度有利于抑制效應(yīng)的發(fā)揮。一方面，當(dāng)金融市場(chǎng)化程度較高時(shí)，意味著企業(yè)外部融資環(huán)境較好，外部融資成本相應(yīng)較低，面臨的融資約束較少。企業(yè)可以用更低成本的外部融資替代避稅行為帶來(lái)的內(nèi)部融資，企業(yè)通過(guò)避稅獲得的邊際收益隨之降低。另一方面，當(dāng)金融市場(chǎng)化程度較高時(shí)，融資過(guò)程往往更加規(guī)范，這也使得企業(yè)避稅的邊際成本隨之增加。企業(yè)避稅往往需要對(duì)相應(yīng)的收入與成本項(xiàng)目進(jìn)行會(huì)計(jì)操作（Chen和Chu，2005；Frank et al.，2009），這就意味著會(huì)計(jì)信息質(zhì)量隨之下降。然而，企業(yè)在進(jìn)行外部融資時(shí)，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量是投資者重要的參考依據(jù)，直接影響企業(yè)的融資成本和規(guī)模（姚立杰和夏冬林，2009）。因此，當(dāng)金融市場(chǎng)化程度較高時(shí)，企業(yè)避稅帶來(lái)的邊際收益降低而邊際成本增加，使得企業(yè)的主觀避稅動(dòng)機(jī)減弱，高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)有望得到進(jìn)一步加強(qiáng)。

最后，較好的法制環(huán)境水平有利于抑制效應(yīng)的發(fā)揮。在法制環(huán)境較好的條件下，企業(yè)信息披露更加健全，信息透明度相對(duì)更高，來(lái)自外界的監(jiān)管使得企業(yè)避稅難度加大。并且，法制環(huán)境較好的地區(qū)，司法制度往往更加健全和完善，能更好地保障債權(quán)人權(quán)益，在一定程度上緩解企業(yè)融資約束，進(jìn)而降低企業(yè)避稅動(dòng)機(jī)。在法制環(huán)境較好的地區(qū)，政府的監(jiān)管水平和執(zhí)法力度更強(qiáng)，可以約束企業(yè)的機(jī)會(huì)主義行為。此外，較好的法制環(huán)境也降低了稅務(wù)機(jī)關(guān)與企業(yè)“征納合謀”的可能性，減少了企業(yè)避稅空間。因此，在法制環(huán)境較好的地區(qū)，高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)將得到強(qiáng)化?；谏鲜龇治?，本文提出如下三個(gè)假設(shè)。

H2a：在較大的稅收征管力度條件下，高管的稅收征管經(jīng)歷能夠有效抑制企業(yè)避稅。

H2b：在較高的金融市場(chǎng)化程度條件下，高管的稅收征管經(jīng)歷能夠有效抑制企業(yè)避稅。

H2c：在較好的法制環(huán)境條件下，高管的稅收征管經(jīng)歷能夠有效抑制企業(yè)避稅。

三、研究設(shè)計(jì)與樣本選擇

（一）研究設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)上述假設(shè)，本文提出如下多元回歸模型：

1.被解釋變量。企業(yè)所得稅是企業(yè)開(kāi)展避稅活動(dòng)的主要稅種，許多國(guó)外文獻(xiàn)采用企業(yè)所得稅實(shí)際稅率作為企業(yè)避稅的衡量指標(biāo)（劉行和葉康濤，2013）。然而，我國(guó)企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策繁多，不同企業(yè)的名義稅率也不盡相同（吳聯(lián)生，2009），使得企業(yè)所得稅實(shí)際稅率難以準(zhǔn)確反映企業(yè)避稅水平。本文參照袁蓉麗等（2019）等文獻(xiàn)，采用企業(yè)所得稅名義稅率與實(shí)際稅率之差Etr來(lái)衡量企業(yè)避稅程度，Etr數(shù)值越大則企業(yè)避稅程度越大。同時(shí)，由于稅負(fù)水平可能存在跨年度波動(dòng)，參照Dyreng et al.（2010）、劉行和葉康濤（2013）、袁蓉麗等（2019）的做法，采用Etr的三期移動(dòng)平均值Etr_mean作為企業(yè)避稅的另一項(xiàng)衡量指標(biāo)。

2.解釋變量。Taxdir是反映企業(yè)高管是否具有稅收征管經(jīng)歷的虛擬變量。具體而言，通過(guò)閱讀上市公司董事、監(jiān)事和高級(jí)管理人員的工作簡(jiǎn)歷，將曾經(jīng)在各級(jí)稅務(wù)機(jī)關(guān)工作視為有稅收征管經(jīng)歷。如果企業(yè)當(dāng)年的董事、監(jiān)事或高級(jí)管理人員具有稅收征管經(jīng)歷，Taxdir取值為1，否則取值為0。

3.控制變量。為了控制影響企業(yè)避稅的其他因素，加入如下控制變量：國(guó)有股權(quán)Soe、兩職合一Duality、股權(quán)集中度Stockhd、高新技術(shù)企業(yè)Hitech、公司規(guī)模Ln_Size、資產(chǎn)負(fù)債率Lev、市凈率Mb、存貨比率Inv、固定資產(chǎn)比率Ppe、無(wú)形資產(chǎn)比率Intang。此外，本文還控制了行業(yè)效應(yīng)∑Industry和年度效應(yīng)∑Year。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義

（二）樣本選擇

本文選取滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，樣本區(qū)間為2011—2019年，所有數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。按照研究慣例，剔除以下樣本：（1）金融行業(yè)上市公司樣本；（2）數(shù)據(jù)缺失的公司樣本；（3）被ST處理的公司樣本。此外，為了消除極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行臨界值為1%的winsorize縮尾處理，最終獲得22,966個(gè)公司年度樣本。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2中的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，企業(yè)避稅的兩個(gè)指標(biāo)Etr和Etr_mean的平均值分別為0.037和0.038，其中Etr的最小值為-0.634，最大值為0.767，Etr_mean的最小值為-0.498，最大值為0.666，說(shuō)明不同上市公司的避稅程度相差較大。Taxdir的平均值為0.042，表明我國(guó)大約有4.2%的上市公司聘請(qǐng)了具有稅收征管經(jīng)歷的高管。Soe的平均值為0.361，表明我國(guó)國(guó)有上市公司占比達(dá)到三分之一以上。Duality的平均值為0.311，表明我國(guó)31.1%上市公司的董事長(zhǎng)和總經(jīng)理由同一人擔(dān)任。Hitech的平均值為0.404，表明我國(guó)上市公司中高新技術(shù)企業(yè)占比較高。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果也表明，我國(guó)上市公司在企業(yè)治理特征和財(cái)務(wù)指標(biāo)特征等方面都有較大差異。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

Soe 22,966 0.361 0.480 0 1 Duality 22,966 0.311 0.463 0 1 Stockhd 22,966 0.351 0.149 0.088 0.750 Hitech 22,966 0.404 0.491 0 1 Ln_Size 22,966 22.141 1.292 19.871 26.135 Lev 22,966 0.415 0.207 0.050 0.870 Mb 22,966 3.544 2.86 0.641 17.231 Inv 22,966 0.146 0.138 0 0.726 Ppe 22,966 0.213 0.162 0.002 0.701 Intang 22,966 0.046 0.049 0 0.316

（二）基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

基于全樣本的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果如表3所示，其中列（1）和列（3）未加入控制變量，列（2）和列（4）加入所有控制變量。結(jié)果顯示，列（1）至列（4）中Taxdir的系數(shù)分別為-0.012、-0.013、-0.011和-0.012，且都至少在5%以上的顯著性水平上顯著，表明高管的稅收征管經(jīng)歷能夠有效抑制企業(yè)避稅，假設(shè)H1得以證實(shí)。可見(jiàn)，具有稅收征管經(jīng)歷的高管在進(jìn)行避稅決策時(shí)，更多地考慮了避稅的成本和風(fēng)險(xiǎn)，以及避稅對(duì)企業(yè)和自身聲譽(yù)的不利影響，積極推動(dòng)企業(yè)依法履行納稅義務(wù)。

表3 基于全樣本的基準(zhǔn)模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示系數(shù)在0.01、0.05、0.1的顯著性水平上顯著，下同。

（三）基于不同子樣本的異質(zhì)性分析

1.基于不同稅收征管力度的子樣本分析

對(duì)于稅收征管力度的衡量，參照曾亞敏和張俊生（2009）的研究，設(shè)定稅收負(fù)擔(dān)比率的估計(jì)模型為：

其中，P_Taxi,t由各省市稅收收入總額除以地區(qū)生產(chǎn)總值計(jì)算得到，GDP由人均地區(qū)生產(chǎn)總值取對(duì)數(shù)衡量，Ind_1i,t和Ind_2i,t分別表示第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)占地區(qū)生產(chǎn)總值的比重。對(duì)式（2）進(jìn)行估計(jì)后，用實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)比率減去模型估計(jì)得到的稅收負(fù)擔(dān)比率預(yù)測(cè)值即式（2）模型的殘差作為稅收征管力度Taxenforce的衡量指標(biāo)，其數(shù)值越大則表明該地區(qū)的稅收征管力度越大。對(duì)Taxenforce變量按年度和省市分類計(jì)算中位數(shù)，并根據(jù)上市公司注冊(cè)地所在省市的Taxenforce數(shù)值，將全部樣本分為稅收征管力度較大和稅收征管力度較小兩個(gè)子樣本，分別使用兩個(gè)子樣本對(duì)式（1）進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表4所示。

表4中列（1）至列（4）是基于稅收征管力度較大子樣本的估計(jì)結(jié)果，Taxdir系數(shù)分別為-0.016、-0.016、-0.015和-0.015，且都通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明當(dāng)稅收征管力度較大時(shí)，企業(yè)面臨更高的避稅風(fēng)險(xiǎn)和避稅成本，使得具有稅收征管經(jīng)歷的高管對(duì)避稅的風(fēng)險(xiǎn)和成本更為敏感，基于避稅利弊的權(quán)衡，減少了企業(yè)避稅行為。相反，表4中列（5）至列（8）是基于稅收征管力度較小子樣本的估計(jì)結(jié)果，Taxdir系數(shù)分別為-0.003、-0.006、-0.003和-0.005，且均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明在稅收征管力度較小的環(huán)境中，高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)不顯著?？梢?jiàn)，只有在較大的稅收征管力度環(huán)境下，高管的稅收征管經(jīng)歷才能有效抑制企業(yè)避稅，印證了本文提出的研究假設(shè)H2a。

表4 基于不同稅收征管力度的回歸結(jié)果

2.基于不同金融市場(chǎng)化程度的子樣本分析

參考朱紅軍等（2006）、鄧建平和曾勇（2011）等文獻(xiàn)，使用王小魯?shù)劝l(fā)布的最新年度《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》（2019）中的“金融市場(chǎng)化指數(shù)”來(lái)衡量各省市的金融市場(chǎng)化程度，并將排序前10位的省市定義為金融市場(chǎng)化程度較高的省市，其余定義為金融市場(chǎng)化程度較低的省市。根據(jù)上市公司注冊(cè)地所在省市的分組情況，將所有樣本分為金融市場(chǎng)化程度較高和金融市場(chǎng)化程度較低兩個(gè)子樣本，并分別使用兩個(gè)子樣本對(duì)式（1）進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表5所示。

表5 基于不同金融市場(chǎng)化程度的回歸結(jié)果

表5中列（1）至列（4）顯示的是基于金融市場(chǎng)化程度較高子樣本的估計(jì)結(jié)果，Taxdir系數(shù)分別為-0.021、-0.021、-0.022和-0.023，且均在1%的顯著性水平上顯著，表明在金融市場(chǎng)化程度較高的環(huán)境中，企業(yè)避稅的邊際收益降低而邊際成本增加，基于成本收益的考量，高管的稅收征管經(jīng)歷有助于進(jìn)一步降低企業(yè)避稅程度。相反，列（5）至列（8）顯示的是基于金融市場(chǎng)化程度較低子樣本的估計(jì)結(jié)果，Taxdir系數(shù)分別為0.002、0.001、0.004和0.002，且均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。可見(jiàn)，只有在金融市場(chǎng)化程度較高的環(huán)境中，高管的稅收征管經(jīng)歷才能有效抑制企業(yè)避稅，印證了本文提出的研究假設(shè)H2b。

3.基于不同法制環(huán)境子樣本的研究結(jié)果分析

參考潘孝珍和傅超（2020）等文獻(xiàn)，選取王小魯?shù)劝l(fā)布的最新年度《中國(guó)分省份市場(chǎng)化指數(shù)報(bào)告》（2019）中的“市場(chǎng)中介組織和法治環(huán)境評(píng)分”來(lái)衡量法制環(huán)境，并將排序前15位的省市定義為法制環(huán)境較好的省市，其余定義為法制環(huán)境較差的省市。根據(jù)上市公司注冊(cè)地所在省市的分組情況，將所有樣本分為法制環(huán)境較好和法制環(huán)境較差兩個(gè)子樣本，并分別使用兩個(gè)子樣本對(duì)式（1）進(jìn)行回歸，估計(jì)結(jié)果如表6所示。

表6中列（1）至列（4）顯示的是基于法制環(huán)境較好子樣本的估計(jì)結(jié)果，Taxdir系數(shù)分別為-0.014、-0.014、-0.016和-0.016，且均通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)，表明在較好的法制環(huán)境條件下，企業(yè)避稅難度增加，避稅行為被稅務(wù)機(jī)關(guān)查處的風(fēng)險(xiǎn)加大，企業(yè)難以通過(guò)尋租等方式獲取稅收利益，此時(shí)更有利于抑制效應(yīng)的發(fā)揮。相反，表6中列（5）至列（8）顯示的是基于法制環(huán)境較差子樣本的估計(jì)結(jié)果，Taxdir系數(shù)分別為-0.009、-0.014、0.004和-0.000，且均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，只有在法制環(huán)境較好的條件下，高管的稅收征管經(jīng)歷才能有效抑制企業(yè)避稅，印證了本文提出的研究假設(shè)H2c。

表6 基于不同法制環(huán)境子樣本的模型回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）更換企業(yè)避稅的衡量指標(biāo)

為了提高研究結(jié)論的可信度，本文選取另外兩個(gè)避稅衡量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。參照劉行和葉康濤（2014）、Desai和Dharmapala（2016）等文獻(xiàn)，采用會(huì)稅差異Btd衡量企業(yè)避稅程度。其中，Btd=（稅前會(huì)計(jì)利潤(rùn)-應(yīng)納稅所得額）/總資產(chǎn)，應(yīng)納稅所得額=（所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用）/名義所得稅率。企業(yè)的會(huì)稅差異Btd越大，則表明避稅程度越高。同時(shí)，對(duì)會(huì)稅差異Btd取三年移動(dòng)平均值Btd_mean。此外，參照李吉園等（2020）等文獻(xiàn)，采用企業(yè)所得稅實(shí)際稅率Rate作為企業(yè)避稅的另一指標(biāo)，該指標(biāo)為逆向指標(biāo)，數(shù)值越小則意味著避稅程度越高，同時(shí)取其三年移動(dòng)平均值Rate_mean。更換企業(yè)避稅度量方法后的回歸結(jié)果如表7所示，其中列（1）至列（4）的Taxdir系數(shù)顯著為負(fù)，列（5）至列（8）的Taxdir系數(shù)顯著為正，表明在改變企業(yè)避稅的衡量方法后，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果依然與前文保持一致，研究結(jié)論具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性。

表7 更換企業(yè)避稅衡量指標(biāo)的模型估計(jì)結(jié)果

（二）更換高管的稅收征管經(jīng)歷的衡量指標(biāo)

考慮到企業(yè)高管被聘任后，需要經(jīng)過(guò)一段時(shí)間才能充分熟悉企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況和內(nèi)外部環(huán)境，進(jìn)而制定相應(yīng)的避稅方案，且避稅方案從實(shí)施到產(chǎn)生效果也需要一定周期。因此，本文通過(guò)取Taxdir的一階滯后項(xiàng)L.Taxdir作為高管的稅收征管經(jīng)歷的另一衡量指標(biāo)?；貧w結(jié)果如表8所示，列（1）至列（4）中L.Taxdir的系數(shù)仍然顯著為負(fù)，與前文結(jié)論保持一致。

表8 更換高管的稅收征管經(jīng)歷衡量指標(biāo)的模型估計(jì)結(jié)果

（三）內(nèi)生性問(wèn)題的討論

高管的稅收征管經(jīng)歷作為關(guān)鍵解釋變量，需要通過(guò)查詢企業(yè)高管的個(gè)人簡(jiǎn)歷獲得指標(biāo)數(shù)據(jù)，在數(shù)據(jù)整理過(guò)程中約有10%的高管樣本無(wú)法獲得個(gè)人簡(jiǎn)歷，導(dǎo)致部分企業(yè)由于數(shù)據(jù)缺失而無(wú)法進(jìn)入研究樣本。盡管在理論上，企業(yè)并不會(huì)由于自身避稅程度，或高管是否具有稅收征管經(jīng)歷，而選擇性地披露高管個(gè)人簡(jiǎn)歷，前文研究結(jié)論不應(yīng)存在樣本自選擇偏差問(wèn)題。但是，為了進(jìn)一步排除研究結(jié)論存在樣本自選擇偏差導(dǎo)致內(nèi)生性問(wèn)題的可能性，本文采用Heckman兩階段模型進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

具體步驟如下：第一階段，企業(yè)聘任稅收征管經(jīng)歷高管的概率會(huì)受到行業(yè)整體聘任比例的影響，參照大部分文獻(xiàn)的做法，用Taxdir的行業(yè)年度平均值作為工具變量Iv，并把原模型中所有控制變量、行業(yè)和年度啞變量作為協(xié)變量，使用Probit模型計(jì)算出逆米爾斯比率Imr。第二階段，將Imr放入式（1）中再次進(jìn)行回歸，在控制潛在的樣本選擇偏差問(wèn)題后，再次對(duì)原假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)。

表9報(bào)告了Heckman兩階段模型的回歸結(jié)果。其中，列（1）為第一階段回歸結(jié)果，工具變量Iv與Taxdir顯著正相關(guān)，符合理論預(yù)期。盡管列（2）和列（4）中Imr的系數(shù)顯著為負(fù)，但模型并未加入其他控制變量，而在加入全部控制變量的列（3）和列（5）中Imr的系數(shù)并不顯著，表明原模型實(shí)際上并不存在樣本自選擇偏差問(wèn)題。并且，從列（2）至列（5）中Taxdir的系數(shù)均顯著為負(fù)，表明在進(jìn)一步排除模型可能存在的樣本自選擇偏差問(wèn)題后，高管的稅收征管經(jīng)歷依然能夠有效抑制企業(yè)避稅。

表9 Heckman兩階段模型估計(jì)結(jié)果

（四）高管身份的分類檢驗(yàn)

企業(yè)高管根據(jù)職位類別可以分為董事會(huì)成員、監(jiān)事會(huì)成員和高級(jí)管理人員三類，為了檢驗(yàn)不同類別高管對(duì)企業(yè)避稅的異質(zhì)性影響，本文使用式（3）進(jìn)行進(jìn)一步研究。

其中，Taxdir_dir表示企業(yè)董事會(huì)成員是否具有稅收征管經(jīng)歷，當(dāng)董事會(huì)成員具有稅收征管經(jīng)歷時(shí)取值為1，否則取值為0。類似的，Taxdir_sup表示企業(yè)監(jiān)事會(huì)成員是否具有稅收征管經(jīng)歷，Taxdir_exe表示企業(yè)高級(jí)管理人員是否具有稅收征管經(jīng)歷?；貧w結(jié)果如表10所示，其中列（1）至列（6）為依次加入三個(gè)解釋變量的模型估計(jì)結(jié)果，列（7）和列（8）為三個(gè)解釋變量全部加入模型的估計(jì)結(jié)果。

可以看到，列（1）至列（6）中，Taxdir_dir的系數(shù)分別為-0.013和-0.010，分別在5%和10%的顯著性水平上顯著，Taxdir_sup的系數(shù)分別為-0.027和-0.031，分別在5%和1%的顯著性水平上顯著，Taxdir_exe的系數(shù)未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)?？梢?jiàn)，在董事會(huì)和監(jiān)事會(huì)層面，其成員的稅收征管經(jīng)歷能夠有效抑制企業(yè)避稅行為的發(fā)生，但在執(zhí)行層，成員稅收征管經(jīng)歷的抑制效應(yīng)還無(wú)法得到有力支撐。列（7）和列（8）中三個(gè)解釋變量的估計(jì)結(jié)果也與列（1）至列（6）基本一致。

表10 高管的稅收征管經(jīng)歷的分類檢驗(yàn)估計(jì)結(jié)果

-0.012* -0.008（-2.08） （-1.94） （-1.94） （-1.64）Taxdir_sup -0.027** -0.031*** -0.025** -0.029***（-2.35） （-3.54） （-2.18） （-3.33）Taxdir_exe -0.009 -0.014 -0.004 -0.010（-0.76） （-1.41） （-0.30） （-1.01）控制變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制年度效應(yīng) 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制行業(yè)效應(yīng) 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制 控制樣本量 22,966 16,237 22,966 16,237 22,966 16,237 22,966 16,237調(diào)整后R2 0.052 0.092 0.051 0.092 0.051 0.092 0.052 0.092 Taxdir_dir -0.013** -0.010*

六、研究結(jié)論與政策啟示

稅收征管經(jīng)歷作為企業(yè)高管的重要個(gè)人特質(zhì)，會(huì)影響其商業(yè)認(rèn)知和經(jīng)營(yíng)戰(zhàn)略選擇，進(jìn)而影響企業(yè)的避稅決策。本文以2011—2019年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本，從理論和實(shí)證角度考察了高管的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的影響效應(yīng)。研究結(jié)果表明：高管的稅收征管經(jīng)歷能有效抑制企業(yè)避稅，且該抑制效應(yīng)主要發(fā)生在稅收征管力度較大、金融市場(chǎng)化程度較高、法制環(huán)境較好的環(huán)境中，該結(jié)論在經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依然成立。此外，進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，只有董事會(huì)成員和監(jiān)事會(huì)成員的稅收征管經(jīng)歷能夠有效抑制企業(yè)避稅，而高級(jí)管理人員的稅收征管經(jīng)歷對(duì)企業(yè)避稅的抑制效應(yīng)未能得到充分驗(yàn)證。本文從高管的個(gè)人特質(zhì)視角，豐富和深化了企業(yè)避稅的影響因素研究，在當(dāng)前相關(guān)制度框架下具有如下政策啟示：

對(duì)于稅務(wù)部門(mén)而言，一方面要提高稅收征管效率，大力推動(dòng)大數(shù)據(jù)、人工智能等現(xiàn)代信息技術(shù)在稅收征管工作中的應(yīng)用，以信息技術(shù)提升稅收征管效率，遏阻企業(yè)機(jī)會(huì)主義行為，保障國(guó)家財(cái)政收入穩(wěn)定；另一方面要增強(qiáng)納稅服務(wù)，通過(guò)宣講和輔導(dǎo)等形式幫助企業(yè)明確底線，提高納稅遵從度，營(yíng)造良好的征納氛圍，強(qiáng)化征納雙方的合作關(guān)系。

對(duì)于企業(yè)而言，一方面可以通過(guò)聘任稅務(wù)專業(yè)高管幫助妥善處理涉稅事務(wù)問(wèn)題，杜絕激進(jìn)避稅，防范稅務(wù)風(fēng)險(xiǎn)；另一方面要深植依法納稅的觀念，主動(dòng)加強(qiáng)與稅務(wù)部門(mén)的溝通聯(lián)系，以穩(wěn)定的征納合作關(guān)系不斷提升企業(yè)發(fā)展的確定性。

對(duì)于地方政府而言，要努力完善企業(yè)外部市場(chǎng)環(huán)境，通過(guò)建設(shè)更好的法制環(huán)境和融資環(huán)境來(lái)滿足企業(yè)發(fā)展的外部環(huán)境需求，規(guī)范企業(yè)的納稅行為，助推企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展。