謝盛紋 田莉

【摘 要】 稅收激進(jìn)行為可以增加公司留存收益，公司稅收激進(jìn)度不僅受環(huán)境不確定性影響，同時，高管權(quán)力亦對稅收激進(jìn)度有所驅(qū)動。以2007—2012年我國A股上市公司為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收激進(jìn)度的影響。研究結(jié)果表明，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力均會提高公司稅收激進(jìn)度，但二者呈現(xiàn)相互競爭關(guān)系，從而在一定程度上相互抑制了各自對公司稅收激進(jìn)行為的影響。進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，就環(huán)境不確定性和高管權(quán)力這兩因素來說，前者是影響稅收激進(jìn)度的主導(dǎo)因素，但隨著它的減弱，對高管機(jī)會主義行為的約束作用也減弱。這些研究結(jié)論可為稅收政策制定及其監(jiān)督機(jī)制完善提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和意見參考。

【關(guān)鍵詞】 環(huán)境不確定性; 高管權(quán)力; 稅收激進(jìn)度; 稅收規(guī)避行為

中圖分類號：F230;F810.42 ?文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A ?文章編號：1004-5937（2015）07-0107-10

一、引言

經(jīng)濟(jì)愈發(fā)展，稅收問題愈發(fā)突出。公司通過各種節(jié)稅和避稅手段將更多本應(yīng)屬于國家的經(jīng)濟(jì)資源留存于公司，進(jìn)而增加公司價值和管理層收益，公司藉此最小化其稅收的行為正日益成為世界各國公司的普遍特點(diǎn)，但這一行為隨公司所處環(huán)境及自身異質(zhì)性的不同而不同。已有研究表明，環(huán)境因素不可避免地會對公司經(jīng)營決策有所作用，公司稅收策略這一重要經(jīng)營決策理所應(yīng)當(dāng)受環(huán)境不確定性影響。事實(shí)上，在我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)時期，政治、經(jīng)濟(jì)、規(guī)則、法律和市場等因素變動頻繁，環(huán)境的復(fù)雜性與動蕩性愈加明顯，環(huán)境不確定性亦隨之提高。在此條件下，出于對留存收益更大的需求，以及鑒于高環(huán)境不確定性下動蕩復(fù)雜的外部條件，公司恐更易實(shí)施稅收激進(jìn)行為。在所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離的現(xiàn)代公司中，所有者與管理層利益目標(biāo)的不一致導(dǎo)致了管理層“自利動機(jī)”下的機(jī)會主義行為，高管完全有可能利用公司稅收激進(jìn)行為謀求私利。同時，在管理層稅后收益激勵機(jī)制導(dǎo)向下，作為高管激勵重要影響因素之一的高管權(quán)力，其自身的膨脹也進(jìn)一步促發(fā)了公司稅收激進(jìn)行為。因此，環(huán)境不確定性和高管權(quán)力都可能成為公司稅收激進(jìn)度的主要動因，且二者相互作用、相互影響。但是，這二者對稅收激進(jìn)行為會有什么樣的影響？它們之間的相互影響又表現(xiàn)如何？是相互協(xié)同，進(jìn)而更大程度地提高公司稅收激進(jìn)度，還是相互制約，從而抑制公司稅收激進(jìn)度？基于此，本文從環(huán)境不確定性和高管權(quán)力視角對公司稅收激進(jìn)行為予以研究，并就二者對公司稅收激進(jìn)行為的影響及相互作用進(jìn)行深入分析。

文章可能的貢獻(xiàn)在于：第一，以環(huán)境不確定性為視角分析了公司稅收激進(jìn)度的影響因素，豐富了環(huán)境不確定性經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)研究?；谀壳拔覈幱诮?jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期，經(jīng)濟(jì)和制度環(huán)境等因素不斷變革的背景，研究環(huán)境不確定性與公司稅收激進(jìn)之間的關(guān)系，為深化理解國家經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型及其作用機(jī)制提供了新視角，同時也為環(huán)境不確定性對現(xiàn)代公司績效作用機(jī)制的研究開拓了新思路。第二，以我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)背景下A股上市公司為研究樣本，檢驗(yàn)了環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收激進(jìn)度的互動作用，豐富了相關(guān)理論，促進(jìn)了經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型時期環(huán)境特征對公司經(jīng)營管理策略影響的深入了解。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

稅收作為公司的一項(xiàng)現(xiàn)金支出，其實(shí)質(zhì)是政府主導(dǎo)下的資源再分配活動。公司通過節(jié)稅與避稅的黑箱操作旨在達(dá)到降低稅負(fù)、留存收益的目的，公司的這一行為又被稱為公司稅收激進(jìn)行為，這一問題的研究框架源于Allingham and Sandmo（1972）的經(jīng)典模型（簡稱A-S模型）。在A-S模型中，作者不僅假設(shè)人是完全無道德的，同時還假定人是一個風(fēng)險規(guī)避者，在此基礎(chǔ)上，依據(jù)效用最大化原則，探討了人在不確定條件下對稅法的遵循程度問題。A-S模型的結(jié)果告訴我們，稅收激進(jìn)行為取決于所實(shí)施的激進(jìn)行為被發(fā)現(xiàn)的可能性、被懲罰的金額和風(fēng)險偏好。眾多學(xué)者在此基礎(chǔ)上對稅收激進(jìn)行為進(jìn)行了深入研究，比如，Yitzhaki（1974）在模型中加入了稅率，認(rèn)為稅收激進(jìn)度隨稅率的提高而減少;Dirk（2004）通過納入時間因素完善了這一模型。

結(jié)合權(quán)變理論，作為一個開放的系統(tǒng)，公司所處環(huán)境不可能一成不變，公司經(jīng)營決策必須與所處環(huán)境（尤其是公司面臨的外部環(huán)境）保持一定的適應(yīng)性才能保證公司的良好運(yùn)作。所以，環(huán)境因素是公司制定經(jīng)營決策時必須考慮的因素之一，而公司稅收激進(jìn)行為毫無疑問是公司的重要經(jīng)營決策之一，毋容置疑，這一行為也將受公司所處環(huán)境的影響。目前我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時期，法律和政治等因素日益復(fù)雜且動蕩變化，由此也造成環(huán)境的高度不確定。一方面，環(huán)境不確定性提高，公司面臨的實(shí)現(xiàn)財務(wù)目標(biāo)的壓力必將隨之增大，其現(xiàn)金流和收益變動也將愈加頻繁，公司更有可能發(fā)生財務(wù)危機(jī)，因此需盡力權(quán)衡投資和收入以備動蕩環(huán)境所致的不時之需，公司將需要并留存更多的資金;另一方面，較高的環(huán)境不確定性降低了股東等外部投資者對公司經(jīng)營的信心，由此帶來信貸困難等一系列困境甚至危機(jī)，基于此，公司更有動機(jī)在環(huán)境不確定性高的情況下留存公司資源、提升公司價值，從而為外部投資者提供公司業(yè)績良好的信息。而稅收激進(jìn)行為作為公司節(jié)稅避稅、將留存收益從政府轉(zhuǎn)移至公司并提升公司價值的手段，極有可能在環(huán)境不確定性條件下倍受公司青睞?？陀^地，環(huán)境不確定性在內(nèi)含巨大經(jīng)營風(fēng)險的同時，也賦予了公司不可估量的機(jī)遇。經(jīng)濟(jì)、法律和政治的不確定性本身蘊(yùn)含著某些不全面和不明晰，這為稅收激進(jìn)行為的實(shí)施提供了天然條件。與此同時，高環(huán)境不確定性條件下，受環(huán)境復(fù)雜性和動蕩性的影響，外部人員對公司行為的監(jiān)管成本上升，由此更難預(yù)測和監(jiān)督公司行為，外部監(jiān)督機(jī)制更難發(fā)揮其相應(yīng)作用，公司稅收激進(jìn)行為也因此更易被掩護(hù)并被實(shí)施。因此，本文提出第一個假設(shè)：

H1：在其他條件相同的情況下，環(huán)境不確定性與公司稅收激進(jìn)度呈顯著的正向關(guān)系。

鑒于兩權(quán)分離及由此引發(fā)的代理問題和風(fēng)險規(guī)避之現(xiàn)實(shí)，公司稅收激進(jìn)行為分析需在傳統(tǒng)A-S模型基礎(chǔ)上拓展研究?；诖?，學(xué)者們將代理問題引入研究框架。具體地，Crocker and Slemrod（2005）認(rèn)為公司稅務(wù)經(jīng)理在實(shí)施避稅行為的同時也進(jìn)行了自利行為;Phillips（2003）認(rèn)為公司管理層的稅后會計收益激勵機(jī)制促進(jìn)了公司稅收激進(jìn)行為，管理層尋租在該行為的掩護(hù)下發(fā)展迅猛;Dyreng et al.（2008）認(rèn)為公司高管個人特征影響公司稅收激進(jìn)行為，真實(shí)交易成為高管進(jìn)行利潤操縱或盈余管理進(jìn)而降低應(yīng)稅收益最終達(dá)到減少稅收支出目的的手段，公司高管對公司激進(jìn)稅收策略的制定有重大影響。

由于現(xiàn)代公司中所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)的分離，公司管理層擁有經(jīng)營決策權(quán)，但其利益目標(biāo)與所有者存在沖突，所以他們很有可能會通過稅收激進(jìn)等機(jī)會主義行為牟取私利。若真如此，高管作為管理層核心，其權(quán)力對公司稅收激進(jìn)策略的影響尤為重要。實(shí)際上，在公司治理結(jié)構(gòu)中，一方面隨著董事會與監(jiān)事會對高管權(quán)力制衡作用的減弱，高管權(quán)力相對增強(qiáng)，二者的此消彼長不僅使得高管利用其權(quán)力進(jìn)行尋租的途徑更為多樣，同時其尋租能力也將隨之提升;另一方面，通過節(jié)稅和避稅方式實(shí)施的稅收激進(jìn)行為具有隱蔽、不透明且易于隱藏的特點(diǎn)，這也在一定程度上促發(fā)了高管利用稅收激進(jìn)行為尋租的動機(jī)。另外，不斷膨脹的高管權(quán)力為稅收激進(jìn)行為的實(shí)施提供了技術(shù)保證和外部支持，稅收激進(jìn)行為更易得以施行。綜上，筆者認(rèn)為，高管權(quán)力越大，公司稅收激進(jìn)行為越容易，稅收激進(jìn)度越大，高管權(quán)力促進(jìn)了公司稅收激進(jìn)度。于是，提出本文的第二個假設(shè)：

H2：在其他條件相同的情況下，高管權(quán)力與公司稅收激進(jìn)度呈顯著的正向關(guān)系。

由于公司自身屬性和所處環(huán)境不同，其環(huán)境不確定性與高管權(quán)力也差異迥然。在環(huán)境不確定性較高的情況下，一方面，公司對留存收益的更大追求有可能促使其更愿意也更容易施行稅收激進(jìn)行為;另一方面，管理層的“自利動機(jī)”促使其采取稅收激進(jìn)行為謀取私人利益，高管權(quán)力的不斷加強(qiáng)也為提高公司稅收激進(jìn)度提供了技術(shù)支持和外部保障。但是，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收激進(jìn)行為的這種影響是否相容？高管權(quán)力與環(huán)境不確定性對公司稅收激進(jìn)的影響之間表現(xiàn)出來的是“協(xié)同關(guān)系”還是“競爭關(guān)系”，也即高管權(quán)力與環(huán)境不確定性會合力促進(jìn)公司稅收激進(jìn)行為或是相互牽制而抑制公司稅收激進(jìn)？

直觀地，高度不確定性的環(huán)境本身就包含著為數(shù)不少的法律漏洞及政策灰色地帶，這為高管制定公司稅收激進(jìn)策略提供了方便，高管很可能在權(quán)衡激進(jìn)稅收行為的風(fēng)險和收益后，利用環(huán)境不確定性進(jìn)行權(quán)力尋租。此外，高度不確定性的環(huán)境也增加了股東等預(yù)測和監(jiān)督高管行為的難度，這又使得他們更不容易察覺與發(fā)現(xiàn)高管施行的稅收激進(jìn)行為，所以，環(huán)境的不確定性使得高管的避稅行為更易得以施行。更有甚者，即使這種機(jī)會主義行為敗露，高管也更容易利用環(huán)境不確定性的相關(guān)條件來規(guī)避或推卸其責(zé)任。此時要是高管擁有的權(quán)力又膨脹至相對較大以致難以監(jiān)督與制衡的話，高管就可能愈發(fā)有恃無恐，稅收策略愈發(fā)激進(jìn)。也就是說，就對公司稅收激進(jìn)度的影響來說，高管權(quán)力與環(huán)境不確定性之間可能存在協(xié)同效應(yīng)。

但是，環(huán)境不確定性的核心要義指的是管理者對外部環(huán)境的當(dāng)下狀態(tài)及未來發(fā)展不能準(zhǔn)確判斷。由此可見，某種程度上說，環(huán)境不確定性還是一個主觀見之于客觀的概念，它還與認(rèn)識主體的主觀能動性存在一定的關(guān)聯(lián)。的確如此，Baum et al.（2006）認(rèn)為環(huán)境不確定性與高管能否準(zhǔn)確辨認(rèn)公司特有信息有關(guān)，隨著環(huán)境不確定性的提高，其不可預(yù)測程度和變化程度增強(qiáng)，高管辨認(rèn)相關(guān)信息的能力隨之削弱?；谟邢蘩硇约僬f，此時，高管更難分辨出策略優(yōu)劣。若高管盲目決策或使用過于激進(jìn)的經(jīng)營策略，一旦該決策或經(jīng)營策略在此不確定的環(huán)境下劇增公司財務(wù)風(fēng)險甚至破產(chǎn)危機(jī)，則高管也難辭其咎，問責(zé)亦首當(dāng)其沖，輕則降薪罰薪，重則職位難保。因此，高環(huán)境不確定性可能會促使高管在決策時更加謹(jǐn)慎。另一方面，從外部投資者角度看，較高的環(huán)境不確定性也增加了他們預(yù)測公司未來經(jīng)營成果的難度，對于公司資金的投入和使用，外部投資者態(tài)度謹(jǐn)慎，其對高管行為的監(jiān)督和管理力度也相應(yīng)加強(qiáng)?；谕獠客顿Y者保守的生存思維，此時，高管似乎更需要順應(yīng)形勢選擇穩(wěn)健而不是激進(jìn)的經(jīng)營管理策略和企業(yè)行為方式。綜上可見，盡管高管自利動機(jī)會誘使高管采取激進(jìn)的稅收政策以牟取私利，高管權(quán)力的提高致使公司稅收激進(jìn)程度增大，而與此同時，對留存資源和外部投資者信心的需求促使公司在高環(huán)境不確定性產(chǎn)生稅收激進(jìn)行為，公司稅收激進(jìn)度因此增大。但在高環(huán)境不確定性條件下，高管出于自保動機(jī)考慮，公司的稅收策略也有可能更傾向于保守而非激進(jìn)，此時，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收的影響可能存在一種相互競爭的關(guān)系。

因此，本文提出以下一對競爭性假設(shè)：

H3a：在其他條件相同的情況下，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收激進(jìn)度的影響呈現(xiàn)協(xié)同關(guān)系。

H3b：在其他條件相同的情況下，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收激進(jìn)度的影響呈現(xiàn)競爭關(guān)系。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2007—2012年我國A股上市公司為初選樣本，并依次進(jìn)行了如下處理：（1）剔除金融保險業(yè)公司;（2）剔除當(dāng)年新上市的公司;（3）剔除當(dāng)年ST或PT公司;（4）剔除主要財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司;（5）剔除名義稅率不唯一的公司;（6）剔除實(shí)際稅率小于0或大于1的公司，最終得到觀測樣本4 215個。為了消除極端值對研究結(jié)果的影響，本文對所有連續(xù)變量進(jìn)行了1%分位和99%分位的Winsorize處理。本文高管權(quán)力數(shù)據(jù)根據(jù)國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫和公司年報基礎(chǔ)數(shù)據(jù)手工篩選并計算而得，環(huán)境不確定性和實(shí)際稅率的基礎(chǔ)數(shù)據(jù)來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫，在此基礎(chǔ)上進(jìn)行了手工測算，其他研究數(shù)據(jù)來源于國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

（二）研究模型與變量定義

為了檢驗(yàn)本文研究假設(shè)，建立以下模型：

ETRi，t=？琢0 + ？琢1JEUi，t + ？琢2SCOREi，t + ？琢3JEU*SCOREi，t +

？琢4SIZEi，t + ？琢5LEVi，t + ？琢6ROAi，t+ ？琢7FIRSTi，t + ？琢8MBi，t +

？琢9CAPINTi，t + ？琢10TAXRATEi，t + ？琢11EXPi，t + ？琢12FOURi，t +

YEARDummies+IndustryDummies+？著i，t （1）

實(shí)證檢驗(yàn)中，在模型（1）中去掉高管權(quán)力（SCOER）和JEU*SCORE，用于檢驗(yàn)H1，若環(huán)境不確定性（JEU）的系數(shù)顯著為負(fù)，則在其他條件相同的情況下，環(huán)境不確定性與實(shí)際稅率顯著負(fù)相關(guān)，即環(huán)境不確定性越強(qiáng)，實(shí)際稅率越小，公司稅收激進(jìn)度越高，環(huán)境不確定性與公司稅收激進(jìn)度顯著正相關(guān)。為了檢驗(yàn)H2，在模型（1）中去掉JEU和JEU*SCORE，若SCORE的系數(shù)顯著為負(fù)，則在其他條件相同的情況下，高管權(quán)力與實(shí)際稅率呈顯著的負(fù)向關(guān)系，即隨著高管權(quán)力的增大，公司實(shí)際稅率降低，公司稅收激進(jìn)度提高，高管權(quán)力與稅收激進(jìn)度顯著正相關(guān)。最后用完整的模型（1）檢驗(yàn)H3a和H3b，若環(huán)境不確定性及高管權(quán)力均與稅收激進(jìn)度顯著正相關(guān)，且JEU*SCORE的系數(shù)顯著為負(fù)，則表明環(huán)境不確定性與高管權(quán)力的相互作用降低了公司實(shí)際稅率，公司稅收激進(jìn)度提高，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力在影響公司稅收激進(jìn)度中呈現(xiàn)的是協(xié)同關(guān)系;若JEU*SCORE的系數(shù)顯著為正，則說明二者的相互作用使得實(shí)際稅率提高，公司稅收激進(jìn)度降低，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力反映的是競爭關(guān)系。

因變量為稅收激進(jìn)度，根據(jù)已有文獻(xiàn)研究，本文以公司實(shí)際稅率（ETR）衡量稅收激進(jìn)度，公司實(shí)際稅率越低，則表示稅收激進(jìn)度越高。同時，基于公司稅款的遞延情況和遞延稅款變化額會對公司實(shí)際稅率有所影響的考慮，本文參照吳聯(lián)生（2009）的方法，采用“（所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用）/（稅前利潤-遞延稅款變化額/法定稅率）”計算得到實(shí)際稅率ETR，據(jù)此對稅收激進(jìn)度予以度量。

JEU用于衡量環(huán)境不確定性。根據(jù)以前學(xué)者的研究，環(huán)境不確定性主要來源于外部環(huán)境不確定性，而外部環(huán)境不確定性自然會引起公司業(yè)績的波動，最終反映為公司銷售收入的變動。盡管銷售收入的變動通常被視為環(huán)境不確定性的衡量指標(biāo)，但銷售收入的變動中，也有公司成長帶來的正常收入增長，因此，參照已有文獻(xiàn)研究，本文運(yùn)行模型（2）得到非正常銷售收入？著，而過去五年非正常銷售收入的標(biāo)準(zhǔn)差與過去五年銷售收入的平均值則為未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性。該未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性數(shù)值除以行業(yè)不確定性，即該年度該行業(yè)所有公司未經(jīng)行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性的中位數(shù)，最終得到經(jīng)過行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性JEU。

SALE=？琢0+？琢1YEAR+？著（2）

該模型中，SALE為銷售收入;YEAR為年度變量，從過去第四年至當(dāng)年年度依次取值為1—5。也即，若觀測值為過去第四年的，則YEAR取值為1，若觀測值為過去第三年的，則YEAR取值為2，以此類推。該模型殘差？著為非正常銷售收入。

SCORE用于衡量高管權(quán)力。參照Finkelstein（1992）的權(quán)力模型，本文將高管權(quán)力通過組織權(quán)力、專家權(quán)力、所有制權(quán)力和聲譽(yù)權(quán)力四個方面進(jìn)行描述，并在每個方面各運(yùn)用兩個虛擬變量加以衡量。在此基礎(chǔ)上，通過主成分分析法對上述八個維度①進(jìn)行分析，計算得到高管權(quán)力的綜合衡量指標(biāo)（SCORE）。

JEU*SCORE為環(huán)境不確定性（JEU）與高管權(quán)力（SCORE）的交乘項(xiàng)，用于檢驗(yàn)環(huán)境不確定性與高管權(quán)力在影響稅收激進(jìn)度時的相互關(guān)系。

借鑒葉康濤（2006）和吳聯(lián)生（2009）的研究經(jīng)驗(yàn)，本文在具體研究中控制了以下變量：公司規(guī)模（SIZE）、財務(wù)杠桿（LEV）、總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）、第一大股東持股比例（FIRST）、投資機(jī)會（MB）、資本密集度（CAPINT）、名義稅率（TAXRATE）、資本支出（EXP）、會計師事務(wù)所類型（FOUR）、年度（YEAR）和行業(yè)（Industry），各變量具體定義和計算方法見表1。

（三）描述性統(tǒng)計及相關(guān)性分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，由于實(shí)際稅率小于0及大于1的數(shù)據(jù)已剔除，實(shí)際稅率ETR的最小值為0.000，最大值為0.991，標(biāo)準(zhǔn)差為0.142，說明公司間稅收激進(jìn)度存在差異。環(huán)境不確定性（JEU）的中位數(shù)為1.000，均值為1.416，說明大多數(shù)觀測值的環(huán)境不確定性并不高。高管權(quán)力（SCORE）的最小值為-0.819，最大值為0.930，說明不同觀測值間高管權(quán)力差異較大?？刂谱兞恐校疽?guī)模（SIZE）的均值為21.776，中位數(shù)為21.658;資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）的均值為0.499，中位數(shù)為0.486;總資產(chǎn)凈利潤率（ROA）的均值為0.058，中位數(shù)為0.046;第一大股東持股比例（FIRST）的均值為0.369，中位數(shù)為0.351;資本密集度（CAPINT）的均值為0.256，中位數(shù)為0.217;名義稅率（TAXRATE）的均值為0.215，中位數(shù)為0.250;資本支出（EXP）的均值為0.060，中位數(shù)為0.045。總體來看，上述變量的均值與中位數(shù)均較為接近，說明樣本的控制變量符合正態(tài)分布，并未存在嚴(yán)重偏差。

表3列示了研究變量的Pearson相關(guān)性分析結(jié)果。表3表明，實(shí)際稅率（ETR）與環(huán)境不確定性（JEU）的Pearson系數(shù)在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，與高管權(quán)力（SCORE）的Pearson系數(shù)在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，說明環(huán)境不確定性越強(qiáng)，高管權(quán)力越大，稅收激進(jìn)度越大。此外，其他變量之間的相關(guān)性關(guān)系也反映了變量關(guān)系，如公司規(guī)模（SIZE）與ETR顯著正相關(guān)，表明規(guī)模較大的公司更不易發(fā)生稅收激進(jìn)行為，這與部分學(xué)者的研究一致。投資機(jī)會（MB）與ETR顯著負(fù)相關(guān)，表明投資機(jī)會越大的公司，稅收激進(jìn)度越大。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）環(huán)境不確定性、高管權(quán)力與稅收激進(jìn)度回歸檢驗(yàn)

表4報告了環(huán)境不確定性、高管權(quán)力與稅收激進(jìn)度的回歸結(jié)果。其中，環(huán)境不確定性（JEU）與ETR在1%水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明環(huán)境不確定性越高，實(shí)際稅率越小，稅收激進(jìn)度越高。高管權(quán)力（SCORE）與ETR在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，即在控制其他因素對稅收激進(jìn)度影響的情況下，高管權(quán)力越大的公司，實(shí)際稅率越小，稅收激進(jìn)度越高，H1和H2得證。在此基礎(chǔ)上，交乘項(xiàng)JEU*SCORE與ETR在10%水平上顯著正相關(guān)，表明雖然環(huán)境不確定性在一定程度上能對公司稅收激進(jìn)度產(chǎn)生正向影響，同時，高管在自利動機(jī)驅(qū)使下會施行稅收激進(jìn)這一機(jī)會主義行為，且高管權(quán)力的增大對公司稅收激進(jìn)行為有促進(jìn)作用，但高管權(quán)力與環(huán)境不確定性的交互作用提高了公司實(shí)際稅率，抑制了公司稅收激進(jìn)度，即二者相互制約并由此制約了公司稅收激進(jìn)度，二者表現(xiàn)為競爭關(guān)系，至此，假設(shè)H3b得到驗(yàn)證。

（二）進(jìn)一步檢驗(yàn)：環(huán)境不確定性及其與高管權(quán)力的互動作用

上述結(jié)果表明，環(huán)境不確定性與高管權(quán)力均會增強(qiáng)公司稅收激進(jìn)度，且兩者間存在競爭關(guān)系。在此基礎(chǔ)上，本文欲進(jìn)一步考察環(huán)境不確定性與高管權(quán)力影響稅收激進(jìn)度時，誰是主導(dǎo)因素。若環(huán)境不確定性是主導(dǎo)因素，則不同程度的環(huán)境不確定性對高管權(quán)力與稅收激進(jìn)度影響有何不同;反之亦然。

表5報告了不同環(huán)境不確定性樣本組間稅收激進(jìn)度差異性檢驗(yàn)。本文以經(jīng)過行業(yè)調(diào)整的環(huán)境不確定性（JEU）的三分位數(shù)為分位點(diǎn)，將高于2/3分位的分位數(shù)定義為高環(huán)境不確定性組（JEU=1），低于該分位數(shù)則定義為低環(huán)境不確定性組（JEU=0）。表5表明，在對各組均值和中值分別進(jìn)行T檢驗(yàn)和Wilcoxon檢驗(yàn)之后，高環(huán)境不確定性組中，實(shí)際稅率（ETR）的均值與中值均低于低環(huán)境不確定性組樣本，而高管權(quán)力（SCORE）在高低環(huán)境不確定性組間差異并不顯著，說明在高管權(quán)力相對穩(wěn)定的情況下，不同程度的環(huán)境不確定性導(dǎo)致了不同程度的稅收激進(jìn)度。由此也表明，就環(huán)境不確定性和高管權(quán)力而言，環(huán)境不確定性是影響稅收激進(jìn)度的主導(dǎo)因素，且隨著環(huán)境不確定性的提高，公司施行稅收激進(jìn)行為的動機(jī)更加強(qiáng)烈，條件也更為成熟，公司稅收激進(jìn)度由此加強(qiáng)。

表6報告了環(huán)境不確定性及其與高管權(quán)力互動作用的回歸結(jié)果。表6中第（1）、第（2）和第（3）列為高環(huán)境不確定性組（JEU=1）中的回歸結(jié)果，第（4）、第（5）和第（6）列為低環(huán)境不確定性組（JEU=0）中的回歸結(jié)果。表6表明，在高環(huán)境不確定性組中，環(huán)境不確定性（JEU）與ETR在5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，高管權(quán)力（SCORE）與ETR在10%水平上顯著負(fù)相關(guān)，而二者交乘項(xiàng)JEU*SCORE在10%水平上顯著正相關(guān)，表明管理層雖仍有稅收激進(jìn)行為這一自利動機(jī)和行為，但高環(huán)境不確定性顯然弱化了高管權(quán)力與稅收激進(jìn)度之間的相關(guān)性，二者表現(xiàn)為制約關(guān)系。在低環(huán)境不確定性組中，JEU及SCORE與ETR的系數(shù)雖然為負(fù)但不顯著，交乘項(xiàng)JEU*SCORE的系數(shù)雖然為正但并不顯著。

（三）穩(wěn)健性測試

為了增強(qiáng)研究結(jié)果的可靠性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性測試：考慮到由于稅收政策原因，我國各上市公司名義稅率各不相同這一事實(shí)，用名義稅率與實(shí)際稅率（ETR）的稅率差（RATE）替換衡量稅收激進(jìn)度，以消除名義稅率對檢驗(yàn)結(jié)果的影響。該稅率差（RATE）越大，表示稅收激進(jìn)度越高。

表7報告了以RATE為因變量的檢驗(yàn)結(jié)果。Panel A為環(huán)境不確定性（JEU）、高管權(quán)力（SCORE）與稅率差（RATE）的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：JEU與RATE顯著正相關(guān)，即在控制其他因素對稅收激進(jìn)度的影響下，環(huán)境不確定性越高，名義稅率與實(shí)際稅率的稅率差越大，稅收激進(jìn)度越高;SCORE與RATE顯著正相關(guān)，說明高管權(quán)力越大，名義稅率與實(shí)際稅率的稅率差越大，稅收激進(jìn)度越高;交乘項(xiàng)JEU*SCORE與RATE顯著負(fù)相關(guān)，即高管權(quán)力（SCORE）與環(huán)境不確定性（JEU）為競爭關(guān)系，二者的相互作用抑制了稅率差，繼而也抑制了公司稅收激進(jìn)行為。Panel B為不同環(huán)境不確定性組樣本中RATE的差異分析。RATE在高環(huán)境不確定性組中的均值與中值顯著高于低環(huán)境不確定性樣本;SCORE在高、低環(huán)境不確定性組中的均值與中位數(shù)并無明顯差異。該結(jié)果表明，在高管權(quán)力保持穩(wěn)定的情況下，公司稅收激進(jìn)度受環(huán)境不確定性影響較大，環(huán)境不確定性是公司稅收激進(jìn)度的主導(dǎo)因素。進(jìn)一步地，Panel C為環(huán)境不確定性及其與高管權(quán)力交互作用的回歸結(jié)果。Panel C結(jié)果表明，在高環(huán)境不確定性組中，JEU及SCORE與RATE均顯著正相關(guān)，JEU*SCORE與RATE顯著負(fù)相關(guān)，表明盡管高管仍有避稅這一自利動機(jī)下的代理行為，但高度不確定性的環(huán)境顯然對此有抑制作用，高管權(quán)力與環(huán)境不確定性相互牽制。而低環(huán)境不確定性組中，JEU、SCORE及JEU*SCORE的系數(shù)均不顯著。上述檢驗(yàn)結(jié)果與前文基本一致，本文研究結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、結(jié)論

公司稅收激進(jìn)行為由來已久且普遍存在，現(xiàn)代公司通過稅收激進(jìn)行為留存經(jīng)濟(jì)資源的現(xiàn)象越發(fā)嚴(yán)重，稅收激進(jìn)度已成為學(xué)界熱議的話題。公司經(jīng)營行為等均受外部環(huán)境的影響，因而作為外部環(huán)境特征之一的環(huán)境不確定性對公司稅收激進(jìn)度的影響理應(yīng)成為問題研究的一個方面;另一方面，已有研究大都從高管薪酬激勵和股權(quán)結(jié)構(gòu)等角度研究公司稅收激進(jìn)行為，而忽略了高管權(quán)力這一重要的代理人綜合特征要素對公司稅收激進(jìn)度的影響。本文采用2007—2012年度我國A股上市公司為樣本，實(shí)證分析了環(huán)境不確定性與高管權(quán)力對公司稅收激進(jìn)度的作用。研究結(jié)果表明：環(huán)境不確定性與公司稅收激進(jìn)度顯著正相關(guān)，環(huán)境不確定性是公司稅收激進(jìn)行為動因之一;高管權(quán)力與公司稅收激進(jìn)度顯著正相關(guān)，即高管受自身自利動機(jī)影響，高管權(quán)力促進(jìn)了公司稅收激進(jìn)行為;與此同時，環(huán)境不確定性抑制了高管的代理行為，高管在高環(huán)境不確定性條件下稅收行為表現(xiàn)更為謹(jǐn)慎穩(wěn)健?？梢姡谟绊懝径愂招袨榉矫?，高管權(quán)力與環(huán)境不確定性表現(xiàn)為競爭關(guān)系，二者相互制約，雙方的制衡在一定程度上抑制了公司稅收激進(jìn)度。此外，本文研究結(jié)果還表明，僅就這兩個因素來說，環(huán)境不確定性是影響公司稅收激進(jìn)度的主導(dǎo)因素。

本文豐富了公司稅收激進(jìn)度影響因素的研究文獻(xiàn)，發(fā)現(xiàn)了環(huán)境不確定性與高管權(quán)力兩大動因，并在此基礎(chǔ)上分析了二者對公司稅收激進(jìn)度的相關(guān)作用。本文研究結(jié)論可為制約公司稅收激進(jìn)行為、改善公司納稅情況提供一定的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)和意見參考。具體地，對于稅收政策制定部門而言，基于環(huán)境不確定性能夠提高公司稅收激進(jìn)度的研究結(jié)論，相應(yīng)部門首先應(yīng)結(jié)合我國目前經(jīng)濟(jì)情況，明晰稅收政策，盡可能減少稅收法律法規(guī)中的漏洞和缺失，以減少公司稅收激進(jìn)行為的制度空間，同時降低政策與法律方面的環(huán)境不確定性，壓縮公司稅收激進(jìn)行為的行為空間和環(huán)境漏洞，從而改善稅收征管情況;就公司治理而言，由于高管權(quán)力的膨脹對公司稅收規(guī)避有明顯的促進(jìn)作用，而目前現(xiàn)代公司的高管權(quán)力普遍有不斷增強(qiáng)的趨勢，因此，首先應(yīng)當(dāng)重視高管權(quán)力的這一趨勢并提高對其的理性認(rèn)識程度，高管控制權(quán)無限制地提高并不是現(xiàn)代公司治理水平提高的體現(xiàn);相反，它意味著公司決策權(quán)的過度集中和公司經(jīng)營策略激進(jìn)程度提高的可能性。相應(yīng)地，應(yīng)當(dāng)提高公司治理水平，加強(qiáng)對高管權(quán)力的授權(quán)和行權(quán)監(jiān)督，通過各種公司治理手段監(jiān)控其權(quán)力大小并使高管權(quán)力始終保持在一種適度水平之內(nèi)，既不過度集中使公司決策出現(xiàn)高管一人專斷的情況，也不過度偏小使高管名存實(shí)亡毫無話語權(quán)，適度控制高管權(quán)力，從而在一定程度上降低公司稅收激進(jìn)度。對于稅收監(jiān)管部門而言，首先，應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)對公司稅收規(guī)避行為的檢查、監(jiān)督和處罰力度，提高稅收規(guī)避成本，從而對避稅公司起到懲罰作用，對意圖避稅公司起到威懾作用;其次，稅收監(jiān)管部門可通過定期實(shí)訓(xùn)和再教育等方式不斷學(xué)習(xí)新的稽查技能，提高稅收檢查和監(jiān)督隊伍的專業(yè)稽查能力，提高業(yè)務(wù)素養(yǎng);最后，在稅收檢查和監(jiān)督過程中，應(yīng)當(dāng)關(guān)注稅收激進(jìn)公司的統(tǒng)一特征，將其作為稅收檢查和監(jiān)督的重點(diǎn)，對這些公司予以更多關(guān)注，以此提高監(jiān)督效率，抑制公司稅收激進(jìn)度。

【參考文獻(xiàn)】

[1] Cheng J ?LC， Kesner I F. Organizational Slack and Response to Environmental Shifts： The Impact of Resource Allocation Patterns[J]. Journal of Management，1997，23（1）：1-18.

[2] 傅欣，鄧川.高管控制權(quán)、薪酬與盈余管理[J].財經(jīng)論叢，2013（4）：66-72.

[3] Lucian B.，Jesse M. F.Pay Without Performance： The Unfulfilled Promise of Executive Compensation[M].Cambridge：Harvard University Press，2004.

[4] Slemrod J.The Economics of Corporate Tax Selfishness[J].National Tax Journal，2004，57（4）：877-899.

[5] Frank M. M.，Lynch L. J.，Rego S. O.Tax Reporting Aggressiveness and its Relation to Aggressive Financial Reporting[J].Accounting Review，2009，84（2）：467-496.

[6] Allingham M. G.，Sandmo A.Income Tax Evasion：A Theoretical Analysis[J].Journal of Public Economics，1972，1（3/4）：323-338.

[7] Yitzhaki S.A Note on Income Tax Evasion：a Theoretical Analysis[J]. Journal of Public Economics，1974，3（2）：201-202.

[8] Dirk N.Tax Smoothing versus Tax Shifting[J].Review of Economic Dynamics，2004，1（1）：27-51.

[9] Merchant K. A.The Effects of Financial Controls on Data Manipulation and Management Myopia[J]. Accounting， Organizations and Society， 1990，15（4）：297-313.

[10] Almeida H.， Campello M.Financial ?onstrains， ?Asset Tangibility，and Corporate Investment[J].Review of Financial Studies，2007，20（5）：1429-1460.

[11] 申慧慧.環(huán)境不確定性對盈余管理的影響[J].審計研究，2010（1）：89-96.

[12] Crocker K.J.，Slemrod J.Corporate Tax Evasion with Agency Costs[J].Journal of Public Economics，2005，89（9/10）：1593-1610.

[13] Phillips J. Corporate Tax-Planning Effectiveness： The Role of Compensation-based Incentives[J].The Accounting Review，2003，78（3）：847-874.

[14] Dyreng S.，Hanlon M.，Maydew E.L.Long-Run Corporate Tax Avoidance[J].Accounting Review，2008，83（1）：61-82.

[15] Hermalin B. E.，Weisbach M. S.Endogenously Chosen Boards of Directors and Their Monitoring of the CEO[J].American Economic Review，1998，88（1）：96-118.

[16] Milliken F J.Three Types of Perceived Uncertainty about the Environment：State，Effect，and Response Uncertainty[J]. Academy ?of ?Management ?Review，1987，12（1）：133-143.

[17] Baum C. F.，Caglayan M.，Ozkan N.，Talavera O.The Impact of Macroeconomic Uncertainty on Non-financial Firms’Demand for Liquidity[J].Review of Financial Economics，2006，15（1）：289-304.

[18] Bloom N，Bond S，Reenen J V.Uncertainty and Investment Dynamics[J].Review of Economics Studies，2007，74（2）：391-415.

[19] Schipper K，Vicent L.Earnings Quality[J].Accounting Horizons，2003，17：97-110.

[20] Hanlon M，Myers J，Shevlin T.Dividend Taxes and Firm Valuation：a Re-examination[J].Journal of Accounting and Economics，2003，35（2）：119-135.

[21] Hanlon M.，Heitzman S.A Review of Tax Research[J].Journal of Accounting and Economics，2010，50（2/3）：127-178.

[22] 吳聯(lián)生.國有股權(quán)、稅收優(yōu)惠與公司稅負(fù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2009（10）：109-120.

[23] 劉行，葉康濤.公司的避稅活動會影響投資效率嗎[J].會計研究，2013（6）：47-53.

[24] Bergh D. D.， Lawless M. W.Portfolio Restructuring and Limits to Hierarchical Governance：The Effects of Environmental Uncertainty and Diversifications Strategy[J].Organization Science，1998，9（1）：87-102.

[25] Ghosh D.， Olsen L. Environmental ?Uncertainty ?and Managers’Use of Discretionary ?Accruals[J]. Accounting，Organizations and Society，2009，34（2）：188-205.

[26] 申慧慧，吳聯(lián)生.股權(quán)性質(zhì)、環(huán)境不確定性與會計信息的治理效應(yīng)[J].會計研究，2012（8）：8-16.

[27] Finkel stein S.Power in Top Management Teams：Dimensions，Measurement，and Validation[J].Academy of Management Journal，1992，35（3）：505-538.

[28] 葉康濤.盈余管理與所得稅支付：基于會計利潤與應(yīng)稅所得之間差異的研究[J].中國會計評論，2006（2）：205-224.

[29] Gupta S.，Newberry K.Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates： Evidence from Longitudinal Data[J].Journal of Accounting and Public Policy，1997，16（1）：1-34.