CEO 權(quán)力強度、激進避稅行為與非效率投資
——基于嵌合視角

陳靜潔，桂向國

（溫州醫(yī)科大學，浙江 溫州 325035）

一、引言

近年來，激進避稅現(xiàn)象日益普遍，使得關(guān)于避稅活動對企業(yè)價值影響的研究受到學者廣泛關(guān)注。大量研究發(fā)現(xiàn)避稅對企業(yè)價值的影響受到不同傳導機制的作用。避稅代理觀認為，在“兩權(quán)分離”的企業(yè)權(quán)力結(jié)構(gòu)中，理性經(jīng)濟人基于自利動機，避稅活動的復雜、隱蔽等特征容易誘發(fā)高管團隊的逆向選擇和道德風險，加劇代理沖突的嚴重性，從而有損于企業(yè)整體價值（Desai 和Dharmapala，2009；陳冬和唐建新，2013）[1-2]。

避稅策略是高管團隊對避稅的成本、收益及風險綜合權(quán)衡評估后的結(jié)果（代彬等，2016）[3]。控制權(quán)理論認為權(quán)力配置作為影響企業(yè)經(jīng)營決策和內(nèi)部治理績效的核心要素，為應對復雜多變的經(jīng)營環(huán)境，差異性的權(quán)力因素自然會導致高管對企業(yè)經(jīng)營狀況及自身效用函數(shù)的異質(zhì)性反應和預期，于是傾向于選擇實現(xiàn)自我最大化效用的決策方式勢必會影響企業(yè)的避稅策略。根據(jù)“高層梯隊理論”，團隊組織決策行為在很大程度上反映高層管理者權(quán)力、能力、背景等個人特征。由于我國大多數(shù)企業(yè)沿襲著等級有序的層級式管理架構(gòu)，于是處于高管團隊金字塔頂端的CEO 作為高管團隊的最高決策者和直接負責人，與其他成員的權(quán)力具有明顯的不對稱性，使得作為“一把手”的CEO 對高管團隊在經(jīng)營決策活動的統(tǒng)一調(diào)配，全權(quán)指揮團隊的行動走向。且當其擁有的權(quán)力越大即越有能力影響公司決策（董靜等，2020）[4]。CEO 會有力左右高管團隊日常經(jīng)營決策，一旦其做出過于激進的決策，會加劇在企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的波動（權(quán)小峰和吳世農(nóng)，2010）[5]。Shleifer 和Vishny（1997）[6]以及康進軍等（2020）[7]認為，隨著高管權(quán)力的增強，會致使其利用信息差異優(yōu)勢為自身創(chuàng)造交易的機會，甚至通過盈余操縱和投資決策增加尋租行為。

投資是制造業(yè)立國、加速工業(yè)化進程的重要動能因素。據(jù)資料顯示，從2013—2018 年期間，社會固定資產(chǎn)投資以平均10.71%的比例穩(wěn)步增長，事實上我國已經(jīng)發(fā)展成為工業(yè)產(chǎn)量居世界首位的制造業(yè)大國。但隨著社會經(jīng)濟整體投資回報率下降、投資泡沫、高杠桿率等問題日益凸顯，于是在供給側(cè)改革背景下，向制造業(yè)強國道路邁進的征程中，要實現(xiàn)高質(zhì)量的發(fā)展，保持中等以上程度的經(jīng)濟增長，需要把增長動能從投資量的驅(qū)動轉(zhuǎn)向投資效率、效益驅(qū)動。

基于以上分析，本文利用我國上市公司的數(shù)據(jù)，深入探討CEO 權(quán)力因素對激進避稅行為的作用機理及其經(jīng)濟后果——對企業(yè)投資效率的影響。與現(xiàn)有關(guān)于投資效率的研究成果相比，鮮有文獻將CEO權(quán)力強度變量納入激進避稅與企業(yè)投資效率的研究框架，以CEO 權(quán)力強度與激進避稅的嵌合視角探究其交互作用對企業(yè)投資效率的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）CEO 權(quán)力強度與避稅尋租

高管團隊是企業(yè)日常經(jīng)營、資源配置及戰(zhàn)略發(fā)展的決策者，基于高階梯隊理論和控制權(quán)理論，CEO的權(quán)力強度因素直接影響高管團隊對企業(yè)經(jīng)營決策的方向。研究認為CEO 權(quán)力越大誘使其自利行為的可能性越高。首先，權(quán)力強度愈大的CEO 在高管團隊中的號召力強，支配力大，愈可能漠視其他高管的意見，調(diào)配企業(yè)的各種資源為己所用。Lewellyn 和MullerKahle（2012）[8]，陳國輝和尹閩南（2018）[9]均指出，CEO 權(quán)力的大小與其過度冒險等激進決策行為呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系。其次，當企業(yè)董事會人數(shù)規(guī)模較大時，若CEO 權(quán)力偏大，易造成個人霸權(quán)的現(xiàn)象，難以實現(xiàn)對其有效的監(jiān)督和約束，提高了企業(yè)的經(jīng)營風險（劉星等，2012）[10]?？颠M軍等（2020）[7]研究認為高管的權(quán)力愈大，則其愈有可能通過利潤操縱等行為攫取私利，尤其當企業(yè)面臨業(yè)績波動幅度增大抑或是業(yè)績與期初預期差距較大時，引發(fā)其盈余管理操作的傾向更明顯。因此，隨著CEO 權(quán)力強度的增大，必然伴隨著提高其尋租的能力及增加尋租空間的機會，繼而更可能造成其做出一些僅符合其私利或偏好卻不利于股東利益及企業(yè)長遠價值的決策。

企業(yè)的避稅策略往往具有復雜、不透明及專業(yè)性等特點，從而給CEO 諸如盈余管理、攫取私利等尋租行為提供庇護（Balakrishnan 等，2012）[11]。于是隱蔽的避稅交易可以為高管自利的權(quán)力尋租行為提供遮掩和實施條件。同時，權(quán)力強度大的CEO 有能力給愈加激進的避稅行為提供了相對安全可靠的操作環(huán)境和有效保護（Hanlon，2010；代彬等，2016）[12][3]。致使CEO 的權(quán)力又會增強高管實施激進避稅操作的意愿和行動，于是形成避稅與高管權(quán)力尋租的反哺效應。且我國上市公司CEO 兩職兼任情況較為普遍加之其面臨現(xiàn)有的監(jiān)督約束機制相對孱弱的內(nèi)部治理情境的現(xiàn)實，使得CEO 作為“一把手”的權(quán)力偏于強勢，預計CEO 權(quán)力強度與避稅尋租之間的反哺效應會更凸顯。Kang 和Ko（2014）[14]進一步指出，企業(yè)在面臨管理層的激勵失效或未達到他們預期的情形下，高管會傾向于通過實施避稅交易實現(xiàn)自我風險補償。且權(quán)力越大的高管越會采取更為激進的避稅策略，并在實施過程中發(fā)生更多的尋租行為獲得個人私利（Kubick 和Lockhart，2017）[15]。

為此提出假設(shè)1：CEO 權(quán)力強度與企業(yè)避稅程度正相關(guān)。

（二）避稅與企業(yè)投資效率

避稅代理觀將企業(yè)避稅行為引起的策劃精力、財報隱患、聲譽損失、稅務部門關(guān)注稽查及法律訴訟等等風險納入研究框架，且在實施進程中尤其關(guān)注高管的自利動機和尋租行為（Desai，2006；Hanlo，2010）[16][12]。避稅代理觀研究指出，避稅行為不透明、復雜及迷惑性等特征必然加劇企業(yè)的信息不對稱程度，同時，激進避稅會提高高管團隊的風險承擔和聲譽損失，惡化企業(yè)的代理沖突（Balakrishnan 等，2012；Graham 等，2014）[11][17]。首先，通過避稅交易使得占據(jù)信息優(yōu)勢的CEO 為首的高管團隊，避開企業(yè)其他利益相關(guān)方監(jiān)督和制約，導致其投資決策的逆向選擇和道德風險，低效率地配置企業(yè)有限資源，造成非效率投資（Chen 等，2011；劉行和葉康濤，2013）[18-19]。譬如為享受低風險的既得利益，放棄有利于企業(yè)價值但風險相對較大的投資項目，出現(xiàn)投資不足的情形；為謀求自身權(quán)力、地位及對企業(yè)的掌控力，會盲目擴大投資規(guī)模，加大企業(yè)風險，造成過度投資。呂偉（2011）[20]研究發(fā)現(xiàn)高管會由于構(gòu)建“企業(yè)帝國”的虛榮心成就感等動機，借助激進避稅策略為掩護設(shè)法將更多的企業(yè)資源轉(zhuǎn)移向過度投資、額外補貼及在職消費等自利行為。其次，具有隱蔽、專業(yè)性等特點的激進避稅活動，并不為法律所提倡，甚至在一定程度上往往有違法的傾向，會嚴重加劇高管團隊的風險承擔和聲譽損害，引發(fā)更激烈的代理沖突。而薪酬契約對避稅風險的不可預期性，使得的不完備的激勵措施必然扭曲高管團隊的努力，無法得到合理的風險補償，迫使自利動機的企業(yè)高管尋求額外的尋租手段，繼而導致他們在從事投融資決策等行為時，尋找更多其他補償方式分散抵消風險（Chen 和Chu，2005；陳冬，2014）[21-22]。（Biddle 等，2009；張玲和朱婷婷，2015）[23-24]通過模型實證高管為彌補激進避稅行為帶來的風險加成的不利影響，提高其滿足個人利益的機會主義行為，往往發(fā)生不利于企業(yè)價值的非效率投資。綜上分析，激進避稅行為因為有以CEO 為首的高管團隊自利動機與自身利益同企業(yè)所有者的代理問題的惡化以及信息非對稱優(yōu)勢的地位兩個路徑，降低企業(yè)的投資效率。

為此提出假設(shè)2：激進避稅程度與企業(yè)非效率投資正相關(guān)。

（三）CEO 強度的調(diào)節(jié)作用

避稅策略對企業(yè)投資效率的影響在很大程度上取決于高管團隊權(quán)力尤其CEO 的權(quán)力強度因素在企業(yè)的配置作用。Adams 和Hlmeida（2005）[25]發(fā)現(xiàn)，取得實際控制權(quán)的CEO，在決策過程中更傾向于忽視其他高管意見，使其更可能推行激進的決策，隨之增加企業(yè)經(jīng)營的不確定性。CEO 權(quán)力愈大，權(quán)力自利途徑也更加多元化，腐敗的可能性就相對更高，致使企業(yè)的經(jīng)營績效越差（代彬等，2017）[26]。Laguir 和Stagliano（2014）[27]的研究證實，強勢權(quán)力的CEO 更傾向于實施更為激進的避稅策略，且隨之攫取了更多的控制權(quán)私利。避稅活動的專業(yè)性、隱蔽性等特點，在一定程度上為高管濫用權(quán)力行為提供了保障，使得以CEO 為核心的高管團隊在操作過程中更難以受到董事會的約束與監(jiān)事會的監(jiān)管力量的制約。激進避稅行為可以降低CEO 因為自利動機加強對企業(yè)控制權(quán)的風險和尋租的邊際成本，于是在避稅過程中CEO 為謀求更大的權(quán)力強度私利而侵占股東利益違背企業(yè)長遠價值的現(xiàn)象必然會更凸顯，最終導致CEO 權(quán)力強度將對企業(yè)避稅策略的價值效應起到負向調(diào)節(jié)作用（Kubick 和Lockhart，2017）[15]。同時，激進避稅行為提高了高管團隊的風險應對與聲譽損失等不安因素，無論出于客觀迫使還是主觀意愿，均致使其獲取企業(yè)控制權(quán)私利實施的動機和尋租空間增大。由此形成了CEO 權(quán)力強度和激進避稅的嵌合效應。于是，在避稅情境中，擁有信息溫差優(yōu)勢的CEO 更容易憑借其愈發(fā)強勢的經(jīng)營操作權(quán)力在進行投資決策的逆向選擇和道德風險的選擇傾向，并且權(quán)力驅(qū)使下的避稅更可能因高額的代理成本因素扭曲對企業(yè)價值傳導功能，從而降低企業(yè)的投資效率。所以，基于CEO 權(quán)力強度與激進避稅行為的交互作用，使得高管的避稅尋租行為在其權(quán)力行使的掩護下，加劇企業(yè)的非效率投資。于是本文認為CEO 權(quán)力強度在激進避稅行為與企業(yè)非效率投資的相關(guān)性上具有正向調(diào)節(jié)作用，且越強勢的CEO 其發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用預計也越強。

為此提出假設(shè)3：CEO 權(quán)力的增大會強化激進避稅對企業(yè)非效率投資的正向相關(guān)性。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2013—2018 年滬深兩市A 股上市公司數(shù)據(jù)，并對該初選樣本數(shù)據(jù)作如下處理：（1）剔除金融保險等行業(yè)類的數(shù)據(jù)；（2）刪除實證研究期間被ST、PT 的樣本；（3）剔除稅前利潤為負的虧損公司樣本；（4）剔除公司當期實際所得稅費用為負或零的數(shù)據(jù)；（5）剔除變量數(shù)據(jù)異常及缺失的樣本。經(jīng)處理得到7 830 個平衡面板數(shù)據(jù)樣本。為避免極端值的影響，對數(shù)據(jù)在1%和99%水平上進行Winsorize 處理。本文樣本采集來自Wind 金融庫與Resset 數(shù)據(jù)庫，部分數(shù)據(jù)通過手工計算整理取得。數(shù)據(jù)處理和實證過程通過Excel 和Stata 15 完成。

（二）變量設(shè)計

1.CEO 權(quán)力強度。關(guān)于CEO 權(quán)力強度的度量，主要參考Finkelstein（1992）、權(quán)小鋒等（2010）、趙嘉仁等（2017）的測量方法，將高管權(quán)力強度分解為組織權(quán)力、所有者權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽權(quán)力等4 個維度，并從中選擇八個計量指標綜合反映CEO 的權(quán)力強度。具體各指標的解釋變量如表1 所示：

表1 CEO 權(quán)力強度變量相關(guān)定義

由于每一個指標只能反映CEO 權(quán)力強度的一個方面，因此在本文研究中，采用主成分分析法對上述八個指標提取主成分以生成衡量CEO 權(quán)力的綜合指標，且用Power 進行表示。具體操作：用Stata 15軟件對該八個指標進行正交變換，其運行得到特征根及方差貢獻度表（見表2）和主成分載荷表（見表3）。由表2 可知，特征值大于1 的主成分有5 個，并且它們累計的貢獻率達到81.53%，于是可用該5 個主成分通過進行線性組合分析計算得到綜合得分值，以此衡量CEO 權(quán)力強度。通過線性組合方式分別計算各主成分因子，根據(jù)表2、表3 所示數(shù)據(jù)，如第一主成分Comp1 的計算方式：Comp1=0.6830×Dual-0.0105×Bsize-0.1671×Rank-0.1053×Tenure-0.0123×Share-0.1473×Isti-0.0251×Grade+0.6869×Parttimejob，以此類推，分別求出其他主成分因子Comp2、Comp3、Comp4、Comp5。最后將各主成分因子與其相應貢獻率相乘并累計相加，其計算公式：Power=0.2376×Comp1+0.2006×Comp2+0.1272×Comp3+0.1261×Comp4+0.1238×Comp5。得出CEO權(quán)力強度Power 的值。

表2 特征根及方差貢獻度表

表3 主成分載荷表

2.稅收激進程度。當前實證關(guān)于避稅程度的度量主要有兩類：

一是公司當期實際所得稅率及其變異表達。通常值越小，表明其避稅傾向愈明顯。但實際征稅過程中我國的稅收政策相對復雜，并且上市公司常常享受了稅收優(yōu)惠，于是該計量易造成公司橫向比較的不夠準確。本文將該指標用于穩(wěn)健性檢驗。

二是用會計-稅收差異（BTD）指標。

BTDi，t=（（當年稅前會計利潤-（所得稅費用-遞延所得稅費用）/名義所得稅率））/期末總資產(chǎn)。其值越大，更體現(xiàn)企業(yè)稅收規(guī)避的趨勢越明顯，稅收激進程度越高。

但學者們研究認為“會計-稅收”的差異不僅受到避稅因素影響，還可能源自于盈余管理等操作。于是為了實證結(jié)果的穩(wěn)健性，同時使用扣除應計利潤影響后的會計稅收差異（DDBTD）衡量稅收激進程度。

其中，TACC=（凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流）/期末總資產(chǎn)；μi，t表示第t 期實證企業(yè)i 回歸之殘差的平均值；εi，t則表示t 年度其殘差與平均殘差μi，t的偏離程度；同時使用變量DDBTD 就設(shè)定為他們之和，其表達的意義為在BTD 中不能被應計利潤解釋即剔除盈余管理等因素后的部分。

3.企業(yè)投資效率。本文借鑒度量投資效率的常用Richardson（2006）模型，并參考國內(nèi)實證研究的操作方法，形成本文的投資效率計量模型。即通過實證模型來測算預期的投資額，再用其與實際投資額差值的絕對數(shù)與企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模的比值來反映非效率投資額水平。實證中用模型的殘差εi，t表示。當εi，t大于0，意為投資過度，εi，t小于0，表示投資不足，本文記為INEI。

投資模型如下，其回歸結(jié)果如表4 所示：

表4 投資測算模型的估計結(jié)果

其中，INVi，t為公司第t 年的資本投資新增額（固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)的增加額/年初資產(chǎn)總額），GROWi，t公司第t 年營業(yè)收入的增長率，表示投資機會，CASHi，t為公司第t 期現(xiàn)金持有水平（貨幣資金/年初總資產(chǎn)），SIZEi，t為公司第t 年規(guī)模（資產(chǎn)總額的對數(shù)），LEVi，t為第t 年公司資產(chǎn)負債率（負債總額/資產(chǎn)總額），AGEi，t為公司第t 年的上市年齡，RETi，t為公司第t 年度股票回報率，另加入行業(yè)與年度虛擬變量。

4.控制變量。借鑒相關(guān)文獻，本文控制了資產(chǎn)負債率（LEV）、企業(yè)自由現(xiàn)金流（FCF）、企業(yè)固定資產(chǎn)水平（PPE）、資產(chǎn)收益率（ROA）、高管薪酬（PAY）等變量，另控制年度和行業(yè)因素，具體定義與含義如表5 所示。

表5 變量及計算說明

（三）模型設(shè)定

（1）針對假設(shè)1，建立如下的實證模型：

其中稅收激進程度TA，同時用BTD 和DDBTD兩個指標進行檢驗；POWER 表示CEO 權(quán)力強度，其值取自于主成分分析的變量提?。涣磉x取了預計會影響稅收激進程度的控制變量，同時還控制了行業(yè)和年度因素。

（2）針對假設(shè)2 的檢驗，建立以下的實證模型：

其中INEI 是上述模型3、模型4 回歸的殘差的絕對值，控制了選取了影響企業(yè)投資效率的變量。

（3）針對假設(shè)3 的檢驗，建立如下的實證模型：

該模型檢驗CEO 權(quán)力強度與稅收激進行為的交互作用對企業(yè)投資效率的影響。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表6 列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表6中的數(shù)據(jù)可知，CEO 權(quán)力強度主成分分析后的POWER指標的均值和中位數(shù)分別為0.922 1、0.412 2，標準差為1.081 4，最小最大值分別為5.772 3 和-0.831 1，表明我國上市公司CEO 權(quán)力強度存在差異，其原因可能是由于CEO 背景及企業(yè)異質(zhì)性等因素的影響。稅收激進程度的指標BTD 的平均值與中位數(shù)分別為-0.018 6 與-0.013 3，可從很大程度上反映當前我國上市公司在對企業(yè)所得稅的申報還是偏嚴的。而扣除盈余管理等因素后的DDBTD 指標的均值為0 且中位數(shù)亦大于0 了，這表明稅收激進狀態(tài)在我國上市公司具有普遍性存在的特征。非效率投資指標INEI 的均值為0.042 1，即實證樣本數(shù)據(jù)中可認為非效率投資水平占企業(yè)總投資額的一般性比例超過4%，且亦發(fā)現(xiàn)其最大值的0.732 3 與最小值0的差距比較明顯，表明企業(yè)的非效率投資存在較為普遍并且差異性強。其他變量的描述性統(tǒng)計均與相關(guān)文獻相似，這里不再贅述。

表6 主要變量描述性統(tǒng)計

（二）相關(guān)性分析

使用Pearson 相關(guān)系數(shù)法檢驗變量之間的共線性問題及初步判斷因變量和自變量之間的關(guān)系，對稅收激進模型及投資效率模型中的相關(guān)變量進行相關(guān)性檢驗。主要變量的相關(guān)性結(jié)果如表7 所示。

表7 主要變量的相關(guān)性系數(shù)表

首先，可以看出各自變量的相關(guān)系數(shù)，其絕對值最大為0.476，均小于0.5，說明各自變量之間存在多重共線性的概率較小。其次，可知CEO 權(quán)力強度（POWER）與稅收激進程度（TA）的變量BTD、DDBTD 較顯著的正向相關(guān)關(guān)系；激進程度避稅（TA）的變量BTD、DDBTD 與非效率投資變量（INEI）的明顯的正相關(guān)。

（三）實證結(jié)果與分析

1.表8 列示了模型（3）關(guān)于CEO 權(quán)力強度與激進避稅行為的回歸結(jié)果，通過BTD 和DDBTD 衡量的避稅程度，POWER 的回歸系數(shù)分別為0.017 8、0.021 2，均顯著為正且在1%的置信水平上呈顯著相關(guān)。表明CEO 權(quán)力的增強則會促進激進避稅行為的發(fā)生，假設(shè)1 等到驗證?？刂谱兞糠矫妫Y產(chǎn)負債率（LEV）的回歸系數(shù)顯著為負，說明當企業(yè)面臨的財務風險越大時，其避稅策略越謹慎；而企業(yè)盈利能力越強（ROA）、固定資產(chǎn)比率（PPE）越高均會增強企業(yè)的避稅激進程度；DUAI 的系數(shù)也顯著為正，說明當企業(yè)的董事長和總經(jīng)理兩職合一時，高管權(quán)力越大，則其越有愿意采用激進避稅策略。其余變量與當前文獻研究也基本一致。

表8 模型（3）的回歸結(jié)果

2.表9 列示了模型（4）、模型（5）的回歸結(jié)果。

首先從避稅程度變量BTD 和DDBTD 與企業(yè)非效率投資關(guān)系的系數(shù)來看，其標準化回歸系數(shù)分別在0.01 的置信水平上均顯著為正。以BTD 為例具體說明，其回歸系數(shù)為0.025 2，表明BTD 每增加一個單位，將導致非效率投資上升0.025 2 個單位，且從DDBTD 的避稅指標看出，非效率投資更明顯，即激進避稅程度會提高非投資效率水平，假設(shè)2 得到實證支持。

其次重點關(guān)注模型（5）交互項系數(shù)，即CEO 權(quán)力強度與激進避稅的交互效應對企業(yè)非投資效率的影響。我們發(fā)現(xiàn)BTD×POWER、DDBTD×POWER的系數(shù)分別為0.024 5、0.025 1，且均在0.01 的水平上顯著正相關(guān)，說明CEO 權(quán)力強度與激進避稅形成的嵌合效應很明顯地加劇了企業(yè)的非效率投資，即CEO 權(quán)力對企業(yè)避稅程度與非效率投資的正相關(guān)關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3 得到實證支持。

控制變量方面，F(xiàn)CF 的回歸系數(shù)在0.01 的水平與投資效率顯著相關(guān)，這說明企業(yè)自由現(xiàn)金流明顯影響企業(yè)的投資效率；DUAL 的回歸系數(shù)均在0.1的置信水平呈正相關(guān)關(guān)系，即CEO 兼任董事長時，容易因為過高的個人權(quán)力實現(xiàn)自利動機，于是降低企業(yè)投資效率；Ln（BSIZE）與投資效率相關(guān)系數(shù)顯著為正，可能表明董事會規(guī)模越大對CEO 的制約能力越差，致使降低了投資效率。IND 的回歸系數(shù)為負，說明其對非效率投資有制約作用，但效果不顯著，即獨立董事對企業(yè)的投資決策有一定的影響；SOE 的系數(shù)在0.05 的置信水平上顯著為負，可能因為我國國企高管受到的內(nèi)控監(jiān)督比民企偏高，使得其權(quán)力的行使面臨制約因素，于是對抑制非效率投資有一定的幫助。其他控制變量與當前文獻研究也基本一致。

（四）穩(wěn)健性檢驗

針對上述實證結(jié)果，本文做如下的穩(wěn)健性檢驗：首先對于CEO 權(quán)力強度變量，借鑒王茂林等（2014）、黃娟等（2016）的做法，本文對上文構(gòu)造衡量CEO 權(quán)力強度的組織權(quán)力、所有者權(quán)力、專家權(quán)力和聲譽權(quán)力等4 個維度的八個指標的啞變量合成CEO 權(quán)力強度的積分變量Power1。

對激進避稅程度的變量，實際對企業(yè)涉稅的觀察中，根據(jù)GAAP 定義的有效稅率反映避稅程度。具體操作，使用名義所得稅率（RATE）減去有效所得稅率的差（ETR）作為BTD 及DDBTD 的代替變量。其中有效所得稅率=（所得稅費用-遞延所得稅費用）/當期利潤總額。其值越低則其激進避稅行為傾向越明顯。

上述的回歸結(jié)果列示在表8、表9 中。穩(wěn)健測試數(shù)據(jù)的回歸結(jié)果在顯著性水平和系數(shù)方面上文研究結(jié)論無實質(zhì)性改變。

表9 模型（4）、模型（5）的回歸結(jié)果

五、研究結(jié)論和啟示

（一）結(jié)論

本文選取2014—2019 年滬深兩市A 股上市公司平衡面板數(shù)據(jù)為研究樣本，實證分析了高管團隊核心CEO 的權(quán)力強度因素對企業(yè)避稅策略的作用機理及CEO 權(quán)力強度與激進避稅行為的嵌合效應對企業(yè)投資效率的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：我國上市公司高管團隊核心CEO 的權(quán)力強度與其避稅尋租行為具有反哺效應，且CEO 的權(quán)力強度與企業(yè)激進避稅程度呈顯著正相關(guān)性；高管團隊出于自利動機加劇的代理沖突及信息優(yōu)勢的掌控致使激進避稅行為明顯降低了企業(yè)的投資效率；CEO 權(quán)力強度與其避稅尋租的嵌合效應使得CEO 權(quán)力強度在激進避稅行為與企業(yè)非效率投資的相關(guān)性上具有正向調(diào)節(jié)作用，進一步降低了企業(yè)投資效率。本文的研究結(jié)論豐富了避稅代理觀，給高管團隊權(quán)力的配置有啟示作用，同時為企業(yè)投資效率的影響因素研究提供了增量的經(jīng)驗證據(jù)。

（二）啟示

與現(xiàn)有關(guān)于投資效率的研究成果相比，鮮有文獻將CEO 權(quán)力強度變量納入激進避稅與企業(yè)投資效率的研究框架。本文可能的貢獻是以CEO 權(quán)力強度與激進避稅行為的嵌合視角實證分析其交互效應對企業(yè)效率投資的影響。

基于本文研究結(jié)論，得到以下啟示：在理解企業(yè)的激進避稅活動及對其嵌合效應對企業(yè)投資效率不利影響過程中，應將CEO 權(quán)力強度因素納入避稅策略決策中予以考慮。應重視“一把手”攬權(quán)對企業(yè)經(jīng)營決策的消極影響，通過合理配置高管團隊權(quán)力結(jié)構(gòu)為導向，適時發(fā)揮高管團隊集中領(lǐng)導的表決制，改善公司治理機制，解決CEO 權(quán)力過大失衡所滋生的決策弊端問題，壓縮其借助避稅交易實施尋租空間。適當?shù)卦黾蛹耙雽I(yè)性人才比例加入獨立董事會隊伍，充分發(fā)揮獨立董事的外部監(jiān)督作用。在公司治理中，利用合理的考核制度和監(jiān)督機制對高管團隊進行有效的激勵和約束，正確引導他們的行為，最大限度發(fā)揮其作用。另外，從本文實證樣本數(shù)據(jù)分析，我國上市公司兩職兼任比例較為普遍，這必然不利于限制CEO 的權(quán)力，因此上市公司可以從優(yōu)化CEO 遴選及退出機制入手。