曹越 卜超楠 魯昱
(1.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院,湖南 長沙 410082;2.北京工商大學(xué)商學(xué)院,北京 100048)
作為全球范圍內(nèi)的普遍現(xiàn)象,稅收規(guī)避既包括公司通過游說從政府獲得的稅收優(yōu)惠,又包括公司通過各種手段減少稅收的活動(dòng)(李維安和徐業(yè)坤,2013)[48]。公司避稅行為是一種將財(cái)富從國家向公司所有者轉(zhuǎn)移的手段,它能夠?qū)⒏啾緫?yīng)被國家征收的大量經(jīng)濟(jì)資源留存于公司內(nèi)部,減少現(xiàn)金流出,進(jìn)而增加公司收益(Weisbach et al., 2002)[36],但是公司避稅行為減損了國家財(cái)政收入,扭曲了資本配置效率,使得收入分配失控。因此,探究影響公司避稅行為的內(nèi)在因素,減少公司的避稅行為非常有必要。現(xiàn)有學(xué)者主要從公司內(nèi)部治理和外部治理視角對稅收規(guī)避背后的動(dòng)因及機(jī)制進(jìn)行研究:部分學(xué)者討論了內(nèi)部控制(陳駿和徐玉德,2015)[45]、管理層激勵(lì)(Desai and Dharmapala, 2006; Armstrong et al.,2015)[11][2]、董事會(huì)結(jié)構(gòu)(Lanis and Richardson, 2011)[29]、股權(quán)結(jié)構(gòu)(吳聯(lián)生,2009;Badertscher, 2013)[62][3]、機(jī)構(gòu)投資者(Cheng et al., 2013; 蔡宏標(biāo)和饒品貴,2015)[8][40]和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(羅黨論和楊玉萍,2013)[56]等內(nèi)部治理機(jī)制如何影響公司避稅決策;也有學(xué)者從制度環(huán)境(劉慧龍和吳聯(lián)生,2014)[53]、稅收征管(Klevenet al., 2011)[24]和政策不確定性(Katz and Owen, 2013; 陳德球等,2016)[23][42][41]等外部治理角度探討其與公司避稅行為之間的關(guān)系。上述研究側(cè)重關(guān)注正式制度對公司避稅行為的影響,忽略了非正式制度對公司避稅行為的效應(yīng)。鑒于此,本文將討論社會(huì)信任這一特定的非正式制度如何影響公司避稅決策。
非正式制度是指在官方認(rèn)可的渠道外產(chǎn)生、傳播和施行,并被人們所共同恪守的社會(huì)規(guī)則,并且這些社會(huì)規(guī)則通常以不成文的形式來呈現(xiàn)(Helmke and Levitsky,2004)[21],包括人們的價(jià)值觀念、文化習(xí)俗、習(xí)慣和倫理道德等。正式制度包括政治(和司法)規(guī)則、經(jīng)濟(jì)規(guī)則和契約:政治制度廣泛地界定了政治的科層結(jié)構(gòu),包括其基本的決策結(jié)構(gòu)和日常程序控制;經(jīng)濟(jì)制度界定產(chǎn)權(quán),包括對財(cái)產(chǎn)的使用、從財(cái)產(chǎn)中獲取收入以及讓渡一種資產(chǎn)或資源的權(quán)利;契約則包含了專屬于交換的某個(gè)特定合約的條款(諾思,2008)[57]。對于我國的各種社會(huì)、經(jīng)濟(jì)問題,如果僅從正式制度方面進(jìn)行分析,而忽略在我國數(shù)千年的歷史中緩慢形成并影響深遠(yuǎn)的非正式制度,顯然是不夠的(Allen et al., 2005)[1],非正式制度同正式制度一樣會(huì)約束人們的行為選擇。社會(huì)信任作為社會(huì)資本的核心之一,被認(rèn)為是除物質(zhì)資本和人力資本之外決定一個(gè)國家或地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長及社會(huì)進(jìn)步的關(guān)鍵因素(Knack and Keefer, 1997)[25]。任何時(shí)期的商業(yè)交易活動(dòng)均依賴于信任,信任已成為一個(gè)社會(huì)經(jīng)濟(jì)構(gòu)建和運(yùn)作的潤滑劑。信任作為交易的一種外部治理機(jī)制,可以使人們的經(jīng)濟(jì)活動(dòng)更具有秩序性,社會(huì)信任的缺失往往會(huì)導(dǎo)致交易活動(dòng)不是完全基于互利性行為,而是相互剝奪(陳頤,2017)[46]。許多學(xué)者關(guān)注了信任在經(jīng)濟(jì)領(lǐng)域各方面的影響:一是宏觀層面,已有研究表明,社會(huì)信任是經(jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展的關(guān)鍵因素(La Porta et al., 1997;Guiso et al., 2004; Knack and Keefer, 1997)[27][16][25],因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長和金融發(fā)展基于分工的發(fā)展,如果沒有信任,社會(huì)分工和專業(yè)化的發(fā)展是不可能的;二是微觀層面,學(xué)者發(fā)現(xiàn),信任是市場交易的前提,公司講信譽(yù),公司的價(jià)值就會(huì)增加(張維迎,2006)[63];較高的社會(huì)信任會(huì)抑制管理層隱藏利空消息的機(jī)會(huì)主義行為,公司未來股價(jià)崩盤的風(fēng)險(xiǎn)會(huì)越小(劉寶華等,2016)[50];社會(huì)信任有助于降低公司交易成本,使得公司間更傾向于使用低成本的商業(yè)信用模式(劉鳳委等,2009)[51]。
關(guān)于非正式制度與公司避稅的關(guān)系,現(xiàn)有文獻(xiàn)集中討論了宗教傳統(tǒng)(Dyreng et al., 2012;Boone et al., 2013)[13][4]和社會(huì)資本(Hasan et al., 2017)[20]對避稅行為的影響。雖然各地區(qū)社會(huì)信任受到宗教信仰的影響,但分層宗教卻會(huì)阻礙社會(huì)信任的形成(La Porta et al., 1997)[27]。社會(huì)資本是指能夠通過協(xié)調(diào)的行動(dòng)來提高社會(huì)效率的信任、規(guī)范和網(wǎng)絡(luò)(Putnam, 1993)[32],它本質(zhì)上是社會(huì)中人與人之間合作的能力,核心是人與人之間的信任,即社會(huì)成員對彼此誠實(shí)、合作行為的預(yù)期(張維迎,2006)[63]。Hasan等(2017)[20]主要從公民規(guī)范和社會(huì)網(wǎng)絡(luò)的維度度量社會(huì)資本,卻忽略了最重要的社會(huì)信任對公司避稅行為的影響。本文與Hasan等(2017)[20]的不同之處在于:一是本文提供了社會(huì)信任與公司避稅的直接經(jīng)驗(yàn)證據(jù);二是Hasan等(2017)[20]的檢驗(yàn)以美國公司數(shù)據(jù)為樣本,而我國地域遼闊,各個(gè)地區(qū)的信任水平差異較大,以我國上市公司數(shù)據(jù)為樣本可以更好地檢驗(yàn)社會(huì)信任對公司避稅行為的影響;三是與西方國家相對完善的制度背景相比,我國的正式制度相對薄弱,各地區(qū)之間正式制度的發(fā)展也存在較大差異,本文考慮了在正式制度發(fā)展水平不同的地區(qū)之間,社會(huì)信任對公司避稅行為影響的差異性。
較高的社會(huì)信任水平可以減輕投資者與公司管理者之間的信息不對稱問題,增強(qiáng)投資者的投資意愿,降低外部融資成本,減弱公司持有現(xiàn)金的預(yù)防性動(dòng)機(jī),從而降低公司的現(xiàn)金持有水平(賀京同和范若瀅,2015)[47]。稅收規(guī)避是公司減少現(xiàn)金流出的一種有效方式。公司為了應(yīng)對未來可能面臨的不確定性因素和潛在風(fēng)險(xiǎn),有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)通過稅收規(guī)避留存更多利潤和現(xiàn)金(Hanlon and Heitzman, 2010; 陳德球等,2016)[19][42]。所以,較高的社會(huì)信任水平可能會(huì)通過減弱信息不對稱問題來影響公司的避稅行為。為了深入檢驗(yàn)社會(huì)信任水平對公司避稅行為的影響,本文利用我國2009~2015年滬深兩市A股上市公司的相關(guān)數(shù)據(jù),通過理論分析和實(shí)證檢驗(yàn),試圖厘清社會(huì)信任水平對公司稅收規(guī)避行為的影響邏輯,并提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。
本文的研究貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面:第一,在研究公司稅收規(guī)避的誘因時(shí),以往文獻(xiàn)側(cè)重關(guān)注內(nèi)部控制(陳駿和徐玉德,2015)[45]、董事會(huì)結(jié)構(gòu)(Lanis and Richardson, 2011)[29]、機(jī)構(gòu)投資者(Cheng et al., 2013; 蔡宏標(biāo)和饒品貴,2015)[4][8][40]、制度環(huán)境(劉慧龍和吳聯(lián)生,2014)[53]等正式制度對公司避稅行為的影響,鮮有文獻(xiàn)從非正式制度視角來考察我國公司的稅收規(guī)避行為,本文揭示了社會(huì)信任對公司避稅行為影響的內(nèi)在邏輯關(guān)系并提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù),既豐富了公司避稅行為影響因素的文獻(xiàn),也拓展了社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果研究;第二,本文從產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和市場化進(jìn)程的角度進(jìn)一步細(xì)化了社會(huì)信任對公司避稅程度的影響,分析了在不同的內(nèi)部治理和外部治理機(jī)制下社會(huì)信任對公司避稅行為影響的差異性,并從融資約束維度檢驗(yàn)了社會(huì)信任降低公司避稅程度的渠道機(jī)制及社會(huì)信任降低公司避稅對公司價(jià)值的影響,延伸和拓展了社會(huì)信任對公司避稅的影響研究;第三,本文利用工具變量法,采用兩階段最小二乘法(2SLS)來控制社會(huì)信任與公司避稅之間可能存在的內(nèi)生性問題,從而使研究結(jié)論更穩(wěn)健、更有說服力。
社會(huì)信任通常被界定為交易的一方被對方欺騙的主觀概率(Guiso, 2008)[17]。較高的社會(huì)信任水平能夠減弱信息不對稱,提高信息透明度,可以降低機(jī)會(huì)主義行為所導(dǎo)致的經(jīng)營效率的下降。即社會(huì)信任水平會(huì)對管理層決策產(chǎn)生重要影響。稅收規(guī)避作為公司的一項(xiàng)重要的管理決策,是否需要實(shí)施及如何實(shí)施勢必受到社會(huì)信任水平的影響。具體理由如下:
第一,地區(qū)社會(huì)信任水平越高的公司往往只需要擁有較低的現(xiàn)金持有水平,這降低了公司通過實(shí)施避稅活動(dòng)來增加現(xiàn)金持有水平的激勵(lì)。稅收規(guī)避是公司減少現(xiàn)金流出,留存更多利潤和現(xiàn)金的一種重要方式?,F(xiàn)金持有需求的降低會(huì)減少公司的稅收規(guī)避行為。信任可以為交易雙方提供穩(wěn)定的心理預(yù)期,降低由于雙方信息不對稱而產(chǎn)生的交易成本。首先,較高的社會(huì)信任水平可以降低融資約束程度,減弱公司持有現(xiàn)金的預(yù)防性動(dòng)機(jī),降低公司現(xiàn)金持有水平,并影響公司的避稅行為。公司融資的一般方式有股權(quán)融資、債務(wù)融資及商業(yè)信用等。一方面,較高的信任水平能為投資者獲得更多關(guān)于該公司經(jīng)營狀況的信息,增強(qiáng)投資者的投資意愿,進(jìn)而緩解融資約束(賀京同和范若瀅,2015)[47];另一方面,社會(huì)信任可以提高人們的誠信意識,行為也會(huì)更加守信,銀行更愿意發(fā)放貸款(錢先航和曹春方,2013)[58],同時(shí)公司與供應(yīng)商更容易相互信任,公司可以獲得更多的商業(yè)信用(Wu et al., 2014)[38],從而能夠及時(shí)滿足資金需求而降低避稅程度。其次,社會(huì)信任水平越高的地區(qū),管理層會(huì)更恪守誠實(shí)守信的價(jià)值觀,減少損害股東利益的利己行為,并切實(shí)降低代理成本。為了更好地履行委托—代理關(guān)系,管理層的行為更加謹(jǐn)慎,會(huì)及時(shí)關(guān)注現(xiàn)金流的變化,降低現(xiàn)金流的濫用,從而為公司留存足夠的現(xiàn)金以維持正常經(jīng)營。這降低了公司為獲取現(xiàn)金流而實(shí)施避稅活動(dòng)的動(dòng)機(jī)。
第二,社會(huì)信任可以降低信息不對稱,這增加了公司避稅行為被發(fā)現(xiàn)的概率1,增加了避稅的風(fēng)險(xiǎn)和成本,公司可能會(huì)因此而減少避稅行為。信任因能夠確立高效率且低成本的契約執(zhí)行機(jī)制,從而構(gòu)成了所有經(jīng)濟(jì)交易的前提(陳頤,2017)[46]。經(jīng)濟(jì)學(xué)家認(rèn)為,社會(huì)信任之所以是經(jīng)濟(jì)交易活動(dòng)的必要條件,主要緣于社會(huì)中信息的不對稱。信息不對稱表明交易存在一定的風(fēng)險(xiǎn),即擁有信息優(yōu)勢的一方會(huì)利用自己的信息優(yōu)勢損害另一方的利益來滿足自己的利益。公司的避稅活動(dòng)有隱藏性,管理層與政府及投資者的信息不對稱程度較高,管理層為了自身的利益會(huì)實(shí)施更多的避稅行為。社會(huì)信任可以增進(jìn)人與人之間的交流,提高信息透明度,使得公司的避稅行為更易被政府等監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)。同時(shí),公司的利益相關(guān)者也會(huì)將誠實(shí)守信作為自己的行為準(zhǔn)則,不僅自律,還會(huì)監(jiān)督他人,當(dāng)他們發(fā)現(xiàn)公司有大量的避稅行為(尤其是偷、漏稅行為時(shí))時(shí),便會(huì)對其揭發(fā),從而降低公司與政府間的信息不對稱。而避稅行為一旦被發(fā)現(xiàn),公司一般會(huì)受到政府嚴(yán)厲的懲罰,使得聲譽(yù)受損、項(xiàng)目合作中止并失去社會(huì)信任。聲譽(yù)的建立和維持是公司規(guī)避機(jī)會(huì)主義行為、避免“囚徒困境”并保證交易順利進(jìn)行的重要保障機(jī)制(陳頤,2017)[46]。社會(huì)信任水平越高,公司避稅行為更易被發(fā)現(xiàn),從而遭受社會(huì)的譴責(zé)和消極對待,這會(huì)損害公司聲譽(yù)并增加日常交易的成本。因此,為了維護(hù)公司聲譽(yù),降低交易成本,提高經(jīng)營效率,公司可能傾向于減少避稅行為。
第三,社會(huì)信任可以通過約束管理層的道德而降低避稅動(dòng)機(jī)。由于存在基于聲譽(yù)的信任“連坐機(jī)制”,對某地區(qū)社會(huì)信任的整體印象將會(huì)影響人們對待該地區(qū)公司和個(gè)人的信任度。公司管理層作為地區(qū)的一個(gè)個(gè)體,不同社會(huì)信任水平下,公司管理層的行事標(biāo)準(zhǔn)會(huì)有所不同。人們對待違規(guī)行為、欺騙行為的態(tài)度會(huì)潛移默化地受到當(dāng)?shù)匦湃嗡降挠绊憽9芾韺邮枪竟芾聿呗缘闹贫ㄕ吆蛨?zhí)行者,其在不同社會(huì)信任水平下的行為方式會(huì)影響公司的避稅決策。公司避稅行為減損了國家財(cái)政收入,影響了政府為社會(huì)提供各項(xiàng)公共服務(wù)的能力和機(jī)會(huì),扭曲了資本配置效率,使得收入分配失控。因此,避稅也被看做是對社會(huì)不負(fù)責(zé)任的一種行為,是對政府及社會(huì)公眾的一種“欺騙”。社會(huì)信任水平較高的地區(qū),人們會(huì)普遍認(rèn)為周圍可信的人較多,政府會(huì)將稅收收入合理地用于公共服務(wù),生活在當(dāng)?shù)氐墓芾韺痈笇⒄\實(shí)正義作為自己的行事準(zhǔn)則,而不愿意“欺騙”他人。當(dāng)避稅被視為是對政府、社會(huì)公眾的一種“欺騙”行為時(shí),管理層為了維護(hù)自身聲譽(yù),避免社會(huì)施加的道德壓力,會(huì)傾向于選擇減少避稅行為的策略。因此,社會(huì)信任水平越高的地區(qū),公司的避稅程度越低。
上述分析表明,社會(huì)信任會(huì)減少公司的稅收規(guī)避行為。據(jù)此,提出本文假設(shè):
假設(shè)1:限定其他條件,社會(huì)信任水平可以降低公司的稅收規(guī)避程度。
2007年我國進(jìn)行了所得稅改革,將內(nèi)外資公司所得稅稅率統(tǒng)一調(diào)整為25%,自2008年1月1日起施行。為使樣本公司處于穩(wěn)定的稅制環(huán)境,排除制度變遷對公司避稅的影響,同時(shí)排除2008年金融危機(jī)可能產(chǎn)生的影響,本文選取2009~2015年滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本,并對樣本執(zhí)行如下篩選程序:(1)剔除金融和公共事業(yè)行業(yè),因?yàn)檫@兩類行業(yè)上市公司具有獨(dú)特性,可能對結(jié)果產(chǎn)生影響;(2)剔除ST、PT上市公司,因?yàn)镾T、PT上市公司屬于財(cái)務(wù)困境公司,其異常行為可能會(huì)對結(jié)果產(chǎn)生影響;(3)剔除了實(shí)際所得稅率異常(大于1和小于0)及所得稅費(fèi)用異常(小于0)的樣本;(4)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到8605個(gè)觀測值。上述數(shù)據(jù)篩選程序與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致(吳聯(lián)生,2009;李維安和徐業(yè)坤,2013;陳德球等,2016;Chen et al., 2010;Cheng et al., 2013;McGuire et al., 2012)[62] [48] [42] [7] [8] [30]。本文社會(huì)信任數(shù)據(jù)來源于“中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)”在2000年對全國進(jìn)行的問卷調(diào)查、中國管理科學(xué)研究院編制的“商業(yè)信用評價(jià)指數(shù)”以及2011年各省每百人無償獻(xiàn)血數(shù),市場化進(jìn)程數(shù)據(jù)來自王小魯?shù)?2016)編制的《中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告(2016)》,名義稅率的數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫,公司所在省份城市的數(shù)據(jù)來自RESSET數(shù)據(jù)庫,其他相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。為了消除極端值的影響,本文對所有的連續(xù)變量在1%~99%分位上進(jìn)行了Winsorize處理。
1.公司避稅
目前的實(shí)證研究中,有多種衡量公司避稅的方法,但尚無統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)(Hanlon and Heitzman, 2010)[19],本文采用兩種最常用的方法來度量公司的避稅行為:一是會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)(Desai and Dharmapala, 2006)[11]。即 Btd越大,公司的避稅程度越高。會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)=(利潤總額-應(yīng)納稅所得額)/期末總資產(chǎn),其中應(yīng)納稅所得額=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/名義稅率。二是扣除應(yīng)計(jì)利潤之后的會(huì)計(jì)-稅收差異(Ddbtd)(Desai and Dharmapala, 2006)[11]。由于會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)度量公司避稅行為時(shí)未考慮盈余管理產(chǎn)生的影響(Hanlon and Heitzman, 2010)[19],所以,本文同時(shí)采用扣除應(yīng)計(jì)利潤影響之后的會(huì)計(jì)-稅收差異(Ddbtd)來度量。Ddbtd通過以下模型來估計(jì):
其中,總應(yīng)計(jì)利潤(TACC)=(凈利潤-經(jīng)營性現(xiàn)金流量凈額)/期末資產(chǎn)總額;μ為公司i在樣本期間內(nèi)殘差的平均值;ε表示t年度殘差與公司平均殘差的偏離度;Ddbtd=μi+εi,t,即為扣除應(yīng)計(jì)利潤影響之后的會(huì)計(jì)-稅收差異。
2.社會(huì)信任
本文采用以下兩個(gè)指標(biāo)來衡量各地區(qū)的社會(huì)信任水平:一是社會(huì)信任(Trust1),來自張維迎和柯榮住(2002)[64]委托“中國企業(yè)家調(diào)查系統(tǒng)”面向全國31個(gè)省、自治區(qū)和直轄市公司領(lǐng)導(dǎo)者進(jìn)行的調(diào)查問卷。社會(huì)信任的衡量是根據(jù)調(diào)查對象對“根據(jù)您的經(jīng)驗(yàn),您認(rèn)為哪五個(gè)地區(qū)的公司比較守信用(按順序排列)”問題的回答結(jié)果進(jìn)行5點(diǎn)定序賦值后的加權(quán)平均值。二是社會(huì)信任(Trust2),借鑒曹春方等(2015)[41]的做法,采用中國管理科學(xué)研究院編制的“中國城市商業(yè)信用環(huán)境指數(shù)”,該指數(shù)涵蓋了284個(gè)城市2011~2013年的信任指數(shù),包括信用投放、公司信用管理功能、政府信用監(jiān)管、征信系統(tǒng)、失信違規(guī)行為、誠信教育和公司家感受七個(gè)維度,可以綜合反映一個(gè)地區(qū)的信用環(huán)境好壞。本文按照城市將三年數(shù)據(jù)的平均值作為衡量社會(huì)信任的變量。
有學(xué)者發(fā)現(xiàn),社會(huì)信任具有變化緩慢的特征,可以在很長一段時(shí)間內(nèi)保持穩(wěn)定(劉鳳委等,2009;曹春方等,2015;Wu et al., 2014)[51][41][38]。所以,在實(shí)證研究中,廣泛使用的方法是使用地區(qū)某年的社會(huì)信任水平作為該地區(qū)某段時(shí)間社會(huì)信任的替代。
3.控制變量
借鑒Chen等(2010)[7]、McGuire等(2012)[30]和吳聯(lián)生(2009)[62]等文獻(xiàn),本文設(shè)置以下可能影響公司避稅的控制變量:(1)公司規(guī)模(Size),等于年末資產(chǎn)總額的自然對數(shù)。根據(jù)政治成本假說,規(guī)模越大的公司,會(huì)受到來自監(jiān)管部門及社會(huì)更多的關(guān)注,導(dǎo)致公司避稅的成本就越高(Zimmerman, 1983)[39];但規(guī)模效應(yīng)理論認(rèn)為,大公司擁有更多的游說資源,更有能力進(jìn)行避稅(Siegfried, 1972)[33]。因此,無法預(yù)判公司規(guī)模系數(shù)的符號。(2)負(fù)債水平(Lev),等于年末負(fù)債總額除以年末資產(chǎn)總額。一方面,由于負(fù)債水平較高的公司其利息可以稅前抵扣,因此其避稅動(dòng)機(jī)可能較小(Badertscher et al.,2013)[3];另一方面,負(fù)債水平較高的公司可能會(huì)通過避稅來節(jié)省現(xiàn)金流支出,以此來緩解債務(wù)壓力(Graham and Trucker, 2006)[14]。因此,無法預(yù)測Lev的符號。(3)資產(chǎn)收益率(Roa),等于年末凈利潤除以平均總資產(chǎn)。公司資產(chǎn)收益率越高,應(yīng)納稅所得額越多,其避稅動(dòng)機(jī)越高(Zimmerman, 1983)[39];但資產(chǎn)收益率越高表明公司經(jīng)營越有效率,其避稅動(dòng)機(jī)可能越小(Derashid and Zhang,2003)[10]。因而,無法預(yù)計(jì)Roa系數(shù)的符號。(4)賬面市值比(Bm),Bm越小,表明公司成長性越高,公司因受到更多地關(guān)注可能減少避稅活動(dòng)(Chen et al., 2010)[7]。因此,預(yù)計(jì)Bm的符號為正。(5)無形資產(chǎn)密集度(Intang),等于年末無形資產(chǎn)凈值占年末資產(chǎn)總額的比重。研發(fā)費(fèi)用具有部分稅收抵免效應(yīng),Thomas等(2015)[34]、李維安和徐業(yè)坤(2013)[48]均發(fā)現(xiàn)無形資產(chǎn)密集度與公司避稅顯著負(fù)相關(guān)。因此,預(yù)測Intang的符號為負(fù)。(6)投資收益(Eqinc),等于年末投資收益除以年末資產(chǎn)總額。符合條件的居民公司之間的權(quán)益性投資收益免稅,不計(jì)入應(yīng)納稅所得額,公司可以實(shí)施符合條件的投資來避稅,故該比重越高,避稅程度越高。因此,預(yù)計(jì)Eqinc的符號為正。(7)是否虧損(Loss),公司上一年凈利潤小于0,則取1,否則為0。公司上一年度的虧損可以抵減當(dāng)年的應(yīng)納稅額,因而當(dāng)公司上一年度虧損時(shí),本年度稅負(fù)會(huì)較低(劉行和李小榮,2012)[54]。因此,預(yù)計(jì)Loss的系數(shù)為正。(8)存貨密集度(Invent),等于年末存貨凈值除以年末總資產(chǎn)。Gupta和Newberry(1997)[18]發(fā)現(xiàn)存貨密集度與公司的稅收規(guī)避行為負(fù)相關(guān)。因此,預(yù)計(jì)Invent的符號為負(fù)。(9)公司年齡(Age),等于報(bào)告年份-上市年份。公司的年齡越大,可能會(huì)更趨于保守,從而減少避稅行為(陳德球等,2016)[42]。因此,預(yù)計(jì)Age的符號為負(fù)。(10)公司成長性(Growth),等于營業(yè)收入增長率。成長性高的公司投資項(xiàng)目較多,能夠利用投資項(xiàng)目實(shí)施更多的避稅;同時(shí),成長性高的公司需要更多的現(xiàn)金流,也有更大的動(dòng)機(jī)進(jìn)行避稅。Phillips(2003)[31]也發(fā)現(xiàn)成長性高的公司會(huì)實(shí)施更多的避稅行為。因此,預(yù)計(jì)Growth的符號為正。
表1 變量定義及計(jì)算說明
具體變量定義如表1。
為了檢驗(yàn)社會(huì)信任與公司避稅之間的關(guān)系,本文構(gòu)建了模型(2):因變量為公司避稅(Btd/Ddbtd),自變量為社會(huì)信任(Trust1/Trust2),為了控制行業(yè)及年度效應(yīng),參考陳德球(2016)[42]的做法,模型中引入了行業(yè)(Industry)(參照證監(jiān)會(huì)2001年的行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn),其中非制造業(yè)按一級行業(yè)進(jìn)行分類,制造業(yè)按二級行業(yè)分類)和年度(Year)虛擬變量。本文使用模型(2)來檢驗(yàn)假設(shè)1。
表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)
表2列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示:在避稅指標(biāo)中,Btd的平均值為-0.003(中位數(shù)為-0.004),說明大部分公司的應(yīng)納稅所得額都大于會(huì)計(jì)利潤,表明我國稅法對應(yīng)納稅所得額的認(rèn)定較為嚴(yán)格,公司有較強(qiáng)的避稅動(dòng)機(jī);Ddbtd的平均值為0,這說明整體而言,剔除應(yīng)計(jì)利潤影響之后,會(huì)計(jì)-稅收不存在差異,這與劉行和葉康濤(2013)[55]的研究相一致;社會(huì)信任指標(biāo)中,以Trust1為例,均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.825和0.655,最大值為2.189(上海),最小值為0.046(寧夏),說明各地區(qū)的社會(huì)信任水平存在較大差異,這可以更好地檢驗(yàn)社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果;Size的標(biāo)準(zhǔn)差為1.244,最大值和最小值分別為25.925和19.859,說明上市公司之間規(guī)模存在較大差異;Lev最大值和最小值分別為0.885、0.048,均值為0.448,說明平均而言,樣本公司的負(fù)債率較為合理,但公司之間負(fù)債水平差異較大;Age的標(biāo)準(zhǔn)差為6.303,最大值為22,最小值為0,說明不同公司間年齡差異較大。其他變量結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)基本一致,不再贅述。
表3列式了主要變量的Pearson相關(guān)分析結(jié)果。結(jié)果顯示:社會(huì)信任(Trust1/Trust2)與公司避稅(Btd/Ddbtd)的相關(guān)系數(shù)為正,符號與預(yù)期相反但不顯著??赡艿脑蚴牵簩Ω髯兞孔鱿嚓P(guān)性分析只是在排除存在多重共線性的前提下,僅考慮兩個(gè)變量之間的簡單相關(guān)性;若要更準(zhǔn)確、深入地考察兩者之間的關(guān)系,則需要在控制其他變量的基礎(chǔ)上進(jìn)行回歸分析。Btd與Ddbtd相關(guān)系數(shù)為0.991(p<0.01),Trust1與Trust2的相關(guān)系數(shù)為0.650(p<0.01),說明公司避稅和社會(huì)信任的衡量方式較為穩(wěn)健。大部分控制變量與Btd、Ddbtd均在1%的置信水平上顯著,說明本文選取的控制變量具有較好的代表性。此外,大部分變量之間的相關(guān)系數(shù)都小于0.5,表明本文模型不存在嚴(yán)重的共線性問題。
表3 Pearson相關(guān)系數(shù)表
表4列示了社會(huì)信任影響公司避稅行為的OLS回歸結(jié)果。結(jié)果顯示:采用不同的方法度量社會(huì)信任(Trust1/Trust2)與公司避稅(Btd/Ddbtd)時(shí),社會(huì)信任與公司避稅均顯著負(fù)相關(guān),即在其他條件不變的情況下,公司所在地區(qū)的社會(huì)信任水平越高,公司的稅收規(guī)避程度越低。這說明對地區(qū)社會(huì)信任水平較高的公司而言,較低的融資約束、避稅風(fēng)險(xiǎn)和成本的增加及管理層的道德約束會(huì)促使公司實(shí)施更少的避稅行為,降低避稅程度,驗(yàn)證了假設(shè)1。公司年齡(Age)的符號與預(yù)期相反,可能的原因是年齡越大的公司有更多的資源和避稅經(jīng)驗(yàn),更有能力實(shí)施避稅活動(dòng),因而會(huì)增加避稅行為。公司成長性(Growth)的符號與預(yù)期相反,但不顯著,可能的原因是成長性高的公司受到的關(guān)注度也高,也可能注重自身聲譽(yù)的建立與維護(hù),從而減少避稅活動(dòng)。其他控制變量的結(jié)果與預(yù)期基本保持一致,不再贅述。
表4 社會(huì)信任與公司避稅
考慮到公司內(nèi)部治理、外部治理機(jī)制等對公司避稅行為的影響,內(nèi)外部治理差異也可能會(huì)影響社會(huì)信任與公司避稅之間的關(guān)系。具體而言,本文將考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的內(nèi)部治理機(jī)制與市場化進(jìn)程的外部治理機(jī)制對社會(huì)信任與公司避稅行為之間關(guān)系的影響。
1.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)
政府作為國有公司的實(shí)際控制人,對國有公司的干預(yù)與攫取要比非國有公司大。國有公司和非國有公司的避稅行為也存在一定差異,許多學(xué)者發(fā)現(xiàn)國有公司的避稅程度小于非國有公司(Bradshaw et al., 2012;吳聯(lián)生,2009)[5][62]。那么,社會(huì)信任對公司避稅程度的影響是否因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同而有所差異呢?
首先,高水平的社會(huì)信任會(huì)使公司有一種隱形的社會(huì)責(zé)任,為了提高財(cái)政收入,發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì),公司可能會(huì)減少避稅行為。國有公司的經(jīng)營目標(biāo)不僅要追求利潤,還要為政府承擔(dān)發(fā)展地區(qū)經(jīng)濟(jì)、提高財(cái)政收入和維護(hù)社會(huì)穩(wěn)定等社會(huì)責(zé)任(林毅夫和李志贊,2004)[49]。其中,提高財(cái)政收入以帶動(dòng)地區(qū)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展是重要的社會(huì)責(zé)任之一,這使得國有公司的避稅程度較低。而非國有公司一般沒有政策性負(fù)擔(dān),其經(jīng)營目標(biāo)是利潤最大化,公司實(shí)施避稅活動(dòng)可以降低稅負(fù)進(jìn)而增加經(jīng)濟(jì)利益,故非國有上市公司的避稅動(dòng)機(jī)更大。社會(huì)信任水平的提高,會(huì)增強(qiáng)非國有公司的社會(huì)責(zé)任,從而降低為了經(jīng)濟(jì)利益而避稅的意愿。因此,社會(huì)信任對非國有公司避稅行為的影響更大。其次,相比于非國有公司,國有公司能夠獲得更多的稅收優(yōu)惠和稅收返還(Claessens et al., 2008)[9],稅負(fù)更低。同時(shí),根據(jù)《國務(wù)院關(guān)于試行國有資本經(jīng)營預(yù)算的意見》(國發(fā)[2007]26號)、《中央國有資本經(jīng)營預(yù)算管理暫行辦法》(財(cái)預(yù)[2016]6號)等有關(guān)規(guī)定,國有公司實(shí)現(xiàn)的凈利潤需要按一定比例(5%-30%)上繳當(dāng)?shù)刎?cái)政部門,并構(gòu)成財(cái)政收入的組成部分。即國有公司實(shí)施激進(jìn)的避稅行為,即便可以節(jié)省現(xiàn)金流,增加凈利潤,但上繳的國有資本收益會(huì)增加,且公司及其管理層還要承擔(dān)激進(jìn)避稅行為帶來的被查風(fēng)險(xiǎn)及聲譽(yù)損失。所以,國有公司更愿意選擇保守的避稅策略,即社會(huì)信任水平的高低對國有公司避稅行為的影響也較小。再次,社會(huì)信任可以降低信息不對稱程度,進(jìn)而緩解融資約束。非國有公司的避稅行為受信息不對稱問題的影響更大,這是因?yàn)榉菄泄咎幱谑袌隽觿?,信息不對稱問題更為嚴(yán)重,融資約束較大,所以更有動(dòng)機(jī)通過避稅獲得更多的現(xiàn)金。社會(huì)信任水平的提高,能夠降低信息不對稱,進(jìn)而降低非國有公司的融資約束程度,公司的避稅動(dòng)機(jī)也會(huì)因此下降。而國有公司由于其融資的便利,其避稅行為受社會(huì)信任水平影響較小。此外,從避稅風(fēng)險(xiǎn)的角度來看,我國垂直管理的政治體制為政府“尋租”提供了一定的空間,各級政府為了追求本地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展,實(shí)現(xiàn)其政治目標(biāo),很可能幫助與其緊密聯(lián)系的本地國有公司逃避中央賦稅(Cai and Treisman, 2005)[6]。并且,國有公司高管能夠利用其政治身份影響甚至干預(yù)稅收監(jiān)管部門對公司避稅行為以及偷漏稅行為的檢查。因此,相比于非國有公司,國有公司的避稅風(fēng)險(xiǎn)更小,社會(huì)信任難以有效抑制國有公司避稅行為。綜上可見,與國有公司相比,非國有公司的避稅程度更大,社會(huì)信任對非國有公司避稅行為的影響更大。
為了檢驗(yàn)社會(huì)信任對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)公司避稅程度影響的差異,本文設(shè)置產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe)的虛擬變量:國有公司為1,非國有公司為0。分組回歸的結(jié)果列于表5。表5的回歸結(jié)果顯示,社會(huì)信任對公司避稅行為的抑制作用僅在非國有公司中顯著為負(fù),說明社會(huì)信任顯著降低了非國有公司的避稅程度。即相比于國有公司,社會(huì)信任僅對非國有公司的避稅行為起到抑制作用。
2.市場化進(jìn)程
社會(huì)信任作為一種非正式制度,可以減少公司的避稅行為。公司的各項(xiàng)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)必然受到社會(huì)制度的約束,社會(huì)制度既包括正式制度,又包括非正式制度。正式制度與非正式制度相結(jié)合能夠更好地理解我國這個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)國家的各種經(jīng)濟(jì)問題(陳冬華等,2013)[44]。市場化進(jìn)程是經(jīng)濟(jì)、社會(huì)、法律與政治體制的綜合度量(王小魯?shù)龋?016)[60],是一種正式制度也是外部治理機(jī)制。一方面,市場化進(jìn)程較快的地區(qū),各項(xiàng)法規(guī)章程會(huì)相對更加健全,公司的各項(xiàng)行為受所在地區(qū)法律的約束更高,審計(jì)師也可能采取更嚴(yán)格的審計(jì)程序和方法對公司的避稅行為進(jìn)行鑒定(陳冬和羅祎,2015)[43]。因此,管理層利用稅法漏洞進(jìn)行避稅的空間較小。另一方面,市場化進(jìn)程越快的地區(qū),公司的避稅行為更易被發(fā)現(xiàn),對公司避稅行為的懲罰也更加嚴(yán)厲。出于風(fēng)險(xiǎn)和成本的考慮,公司可能會(huì)減少避稅行為。但在不同的市場化進(jìn)程下,社會(huì)信任對公司避稅的影響可能有所不同,市場化進(jìn)程和社會(huì)信任對公司避稅的影響可能存在兩方面不同的作用。一種情況是,市場化進(jìn)程促進(jìn)社會(huì)信任對公司避稅的抑制作用。有學(xué)者認(rèn)為,法律能夠產(chǎn)生更高水平的社會(huì)信任(Knack and Keefer, 1997;Knack and Zak, 2003)[25][26]。社會(huì)信任可以減少信息不對稱,減少公司避稅的機(jī)會(huì)主義行為,而社會(huì)信任的維持需要較快的市場化進(jìn)程予以保證。在較快的市場化進(jìn)程下,公司避稅行為的成本和損失更大,不僅有更嚴(yán)格的制度,更高的懲罰,還會(huì)對公司的聲譽(yù)產(chǎn)生負(fù)面影響,所以市場化進(jìn)程會(huì)加重公司避稅所要付出的代價(jià),公司更可能減少避稅行為。即社會(huì)信任對公司避稅程度的降低作用在市場化進(jìn)程快的地區(qū)更為顯著,社會(huì)信任與市場化進(jìn)程存在互補(bǔ)效應(yīng)。另一種情況是,市場化進(jìn)程和社會(huì)信任在對公司避稅行為的抑制作用中是相互替代的。公司避稅的同時(shí)也會(huì)面臨一定的風(fēng)險(xiǎn),在可以承受的既定的風(fēng)險(xiǎn)水平約束下,公司的避稅程度是有限的,市場化進(jìn)程對公司避稅行為約束較強(qiáng)時(shí),社會(huì)信任很難對公司避稅行為產(chǎn)生抑制作用。相反,在市場化進(jìn)程約束較弱時(shí),社會(huì)信任就可以發(fā)揮其外部治理的作用,彌補(bǔ)市場化進(jìn)程的不足。而且也有實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn),在法律環(huán)境較差的地區(qū),社會(huì)信任更能有效發(fā)揮治理作用(Guiso et al., 2004;錢先航和曹春方,2013)[16][58]。因此,當(dāng)市場化進(jìn)程較慢時(shí),社會(huì)信任更可能有效抑制公司的避稅行為。
表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、社會(huì)信任與公司避稅
為了檢驗(yàn)市場化進(jìn)程對社會(huì)信任與公司避稅之間關(guān)系的影響,借鑒劉慧龍和吳聯(lián)生(2014)[53]的方法,采用王小魯?shù)?2016)[60]編制的中國分省份市場化指數(shù)報(bào)告中“市場化總指數(shù)”來衡量市場化進(jìn)程(Mar)2。該指數(shù)由“政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育程度、要素市場的發(fā)育程度及市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”五個(gè)方面組成,可以綜合地衡量一個(gè)地區(qū)的正式制度環(huán)境。Mar值越大,說明市場化進(jìn)程越快。本文設(shè)置市場化進(jìn)程的虛擬變量,將市場化進(jìn)程指數(shù)進(jìn)行高低排序,高于年度行業(yè)中位數(shù)的公司設(shè)為1,即市場化進(jìn)程快組;反之為0,為市場化進(jìn)程慢組。分組回歸結(jié)果列于表6?;貧w結(jié)果顯示:市場化進(jìn)程的快慢會(huì)影響社會(huì)信任對公司避稅程度的抑制作用。從表中(1)~(4)列可以看出,Trust1與公司避稅(Btd/Ddbtd)的回歸系數(shù)僅在市場化進(jìn)程慢的樣本組中顯著為負(fù),這說明社會(huì)信任對公司避稅行為的抑制作用僅在地區(qū)市場化進(jìn)程慢的公司中存在,即市場化進(jìn)程和社會(huì)信任在對公司避稅行為的影響中是相互替代的。使用Trust2衡量社會(huì)信任,回歸結(jié)果仍然保持一致。上述分析結(jié)果表明,公司所處地區(qū)市場化進(jìn)程越慢,社會(huì)信任對公司避稅行為的抑制作用越好。針對公司避稅行為的抑制效應(yīng),社會(huì)信任與市場化進(jìn)程之間存在替代效應(yīng)。
表6 市場化進(jìn)程、社會(huì)信任與公司避稅
1.渠道機(jī)制:融資約束
前文已經(jīng)證實(shí)社會(huì)信任可以降低公司避稅程度。為了更直接、更具體地展現(xiàn)社會(huì)信任抑制公司避稅行為的路徑,本文進(jìn)一步探討社會(huì)信任降低公司避稅行為的渠道機(jī)制。對于渠道變量的選取,如前文所述,社會(huì)信任可以緩解融資約束,較低的融資約束可以使公司及時(shí)獲得現(xiàn)金以維持正常經(jīng)營,財(cái)務(wù)困境風(fēng)險(xiǎn)較小,因而避稅程度較小。社會(huì)信任可以通過緩解融資約束來降低避稅程度,因此本文選取融資約束作為中介變量。參照王亮亮(2016)[59]的做法,依據(jù)Kaplan等(1997)[22]和Lamont等(2001)[28]的檢驗(yàn)結(jié)果及方法構(gòu)建如下KZ指數(shù)衡量公司的融資約束程度:
其中,CashFlow為當(dāng)期經(jīng)營性凈現(xiàn)金流量與滯后一期固定資產(chǎn)的比值,TobinQ為公司TobinQ值,Dividends為當(dāng)期現(xiàn)金股利與滯后一期固定資產(chǎn)的比值,CashHoldings為當(dāng)期現(xiàn)金與現(xiàn)金等價(jià)物與滯后一期固定資產(chǎn)的比值。KZ指數(shù)越大,表明公司的融資約束程度越高。
為了檢驗(yàn)融資約束的中介效應(yīng),借鑒Gu等(2008)[15]的做法,本文設(shè)定如下遞歸方程模型:
檢驗(yàn)原理為:首先估計(jì)方程(3),若θ1顯著小于0,說明社會(huì)信任能夠降低公司避稅程度;然后再估計(jì)方程(4)和(5),若φ1和η2均顯著異于0,說明社會(huì)信任通過緩解融資約束降低了公司避稅程度;另外,如果方程(5)中η2顯著但η1不顯著,說明融資約束發(fā)揮了完全中介作用,但若φ1和η2中有一個(gè)不顯著,則須通過Sobel檢驗(yàn)來判斷融資約束的中介效應(yīng)。
表7 社會(huì)信任、融資約束與公司避稅
表7列式了社會(huì)信任通過緩解融資約束降低公司避稅程度的檢驗(yàn)結(jié)果4。表中第(1)~(3)列提供了以Trust1衡量社會(huì)信任時(shí)融資約束作為中介變量的回歸結(jié)果,第(1)列Trust1系數(shù)顯著小于0,第(2)列Trust1的系數(shù)顯著小于0,第(3)列KZ的系數(shù)顯著大于0,Trust1的系數(shù)顯著小于0,說明融資約束具有部分中介效應(yīng)。更進(jìn)一步地,當(dāng)對融資約束變量的中介效應(yīng)進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)時(shí),中介效應(yīng)檢驗(yàn)的z值為-2.758,在1%水平上顯著異于0,因此融資約束具有顯著的部分中介作用。表中第(4)~(6)列展示了以Trust2衡量社會(huì)信任時(shí)融資約束中介效應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果,結(jié)果與(1)~(3)列結(jié)果類似,在進(jìn)行Sobel檢驗(yàn)時(shí),中介效應(yīng)檢驗(yàn)的z值為-2.891,在1%水平上顯著異于0。以上結(jié)果均表明,融資約束確實(shí)是社會(huì)信任影響公司避稅行為的一個(gè)渠道機(jī)制。
2.經(jīng)濟(jì)后果:公司價(jià)值
接下來,本文進(jìn)一步探究社會(huì)信任降低公司避稅行為對公司價(jià)值的影響。關(guān)于公司避稅程度與公司價(jià)值之間的關(guān)系,現(xiàn)有研究并未得出一致結(jié)論:一方面,傳統(tǒng)稅收理論認(rèn)為,公司避稅能夠?qū)⒏嗟慕?jīng)濟(jì)資源留存在公司,可以減少公司的現(xiàn)金流出,有助于提高公司價(jià)值;另一方面,基于委托代理理論的研究發(fā)現(xiàn),公司避稅行為的增加不一定能夠提升公司價(jià)值(Desai and Dharmapala, 2009)[12]。對公司而言,避稅雖然可以減少稅款支出,但也會(huì)增加實(shí)施避稅互動(dòng)的時(shí)間與精力成本,進(jìn)而增加財(cái)務(wù)報(bào)表重述、商譽(yù)喪失與法律訴訟等風(fēng)險(xiǎn)。在公司所有權(quán)與控制權(quán)分離的情況下,高管的避稅動(dòng)機(jī)與股東并不一致,復(fù)雜、不透明的避稅活動(dòng)為高管謀取私有收益提供了空間,這反而會(huì)降低公司價(jià)值(Desai and Dharmapala, 2006; Desai and Dharmapala, 2009)[11][12]。針對社會(huì)信任與公司價(jià)值的關(guān)系:Williamson(1991)[37]發(fā)現(xiàn),信任可以為交易雙方提供穩(wěn)定的心理預(yù)期,降低由于雙方信息不對稱而產(chǎn)生的交易成本,交易成本的降低可以提高公司績效;公司講信任,就會(huì)增加公司價(jià)值(張維迎,2006)[63];社會(huì)信任與公司價(jià)值存在著顯著的正相關(guān)關(guān)系,即社會(huì)信任水平較高的地區(qū)公司價(jià)值更高(劉鳳委等,2009)[51]。那么,社會(huì)信任對公司避稅行為的抑制作用能否提高公司價(jià)值呢?
本文參考Desai和Dharmapala(2009)[12]以及蔡宏標(biāo)和饒品貴(2015)[40]的做法,建立如下模型(6)來檢驗(yàn)社會(huì)信任降低公司避稅行為對公司價(jià)值的影響。借鑒Viallalonga和Amit(2006)[35]的做法,采用經(jīng)行業(yè)調(diào)整后的TobinQ來衡量公司價(jià)值。同時(shí),參照劉行和李小榮(2012)[54]、劉紅霞和索玲玲(2011)[52]等文獻(xiàn),在回歸模型中還控制了第一大股東持股比例(Top1)、第一大股東持股比例的平方(Top1_sq)、獨(dú)立董事比重(Inde)和現(xiàn)金持有水平(Cash)等可能影響公司價(jià)值的變量。
表8 社會(huì)信任、公司避稅與公司價(jià)值
表8列示了社會(huì)信任降低公司避稅程度對公司價(jià)值的影響檢驗(yàn)結(jié)果。第(1)、(4)列回歸結(jié)果顯示,社會(huì)信任(Trust1/Trust1)與公司價(jià)值(Tobin Q)在1%的置信水平上顯著正相關(guān),說明社會(huì)信任水平的提高可以顯著增加公司價(jià)值;第(2)、(3)、(5)、(6)列中社會(huì)信任(Trust1/Trust1)與公司避稅(Btd/Ddbtd)的交互項(xiàng)與公司價(jià)值均顯著正相關(guān),說明社會(huì)信任對公司避稅行為的抑制作用顯著提高了公司價(jià)值。
1.內(nèi)生性問題的控制
前文分析表明,社會(huì)信任水平的提高會(huì)降低公司的避稅程度,但這一結(jié)論可能存在內(nèi)生性問題。內(nèi)生性問題一般有三種形式,分別是反向因果關(guān)系、測量誤差和遺漏變量。由于社會(huì)信任能夠在很長一段時(shí)間內(nèi)保持不變,因而基本可以排除反向因果問題。但社會(huì)信任是調(diào)查數(shù)據(jù),會(huì)受到許多因素影響,因而很有可能存在測量誤差和遺漏變量問題?,F(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn),地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、地區(qū)交通設(shè)施里程數(shù)及地區(qū)教育水平等會(huì)對一個(gè)地區(qū)的社會(huì)信任水平產(chǎn)生影響(張維迎,2002)[64]。借鑒劉鳳委等(2009)[51]與曹春方等(2015)[41]的研究,本文采用經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、交通設(shè)施里程數(shù)及地區(qū)教育水平5作為工具變量進(jìn)行兩階段最小二乘法(2SLS)回歸。第二階段的回歸結(jié)果列于表9。結(jié)果顯示:(1)Durbin-Wu-Hausman檢驗(yàn)結(jié)果顯示χ2(1)統(tǒng)計(jì)量p值均小于0.1,表明確實(shí)存在內(nèi)生性問題,工具變量回歸結(jié)果更為準(zhǔn)確,且在第一階段回歸中F統(tǒng)計(jì)值均大于10,說明所選工具變量不存在弱工具變量問題,即工具變量是有效的;(2)社會(huì)信任與公司避稅在1%的置信水平顯著負(fù)相關(guān),即控制可能存在的內(nèi)生性問題后,社會(huì)信任仍能降低公司避稅程度。這與上文的結(jié)論保持一致。
2.改變度量方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)
(1)替換社會(huì)信任衡量方式。借鑒Guiso等(2004)[16]與劉寶華等(2016)[50]的研究,采用2011年各省每百人無償獻(xiàn)血數(shù)(Trust3)來衡量地區(qū)的社會(huì)信任水平?;貧w結(jié)果報(bào)告于表10第(1)、(2)列中。結(jié)果顯示,社會(huì)信任與公司避稅(Btd/Ddbtd)在1%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān),表明社會(huì)信任水平越高,避稅程度越低。可見,改變社會(huì)信任的度量方法,研究結(jié)論與前文保持一致。
(2)替換公司避稅的度量方式。本文借鑒吳聯(lián)生(2009)[62]的研究,采用實(shí)際稅率(Etr1/Etr2)來衡量公司的避稅程度。其中Etr1用“所得稅費(fèi)用/息稅前利潤”,Etr2用“(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/息稅前利潤”計(jì)算得到,實(shí)際稅率越大,表明公司避稅程度越低。采用Etr1/Etr2衡量公司避稅的結(jié)果列于表10第(3)~(6)列?;貧w結(jié)果顯示,社會(huì)信任的系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為正,說明地區(qū)社會(huì)信任水平越高的公司其避稅程度越低。即改變公司避稅的度量方法,研究結(jié)論與前文仍保持一致。
綜上可見,上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)性變化,說明本文的研究結(jié)論具有較高的可信度。
表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn):工具變量(2SLS)
表10 穩(wěn)健性檢驗(yàn):改變度量方法
社會(huì)信任可以通過緩解融資約束、增加公司避稅的風(fēng)險(xiǎn)和成本以及給予管理層更多的道德壓力而降低公司的避稅行為。本文以2009~2015年滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本,運(yùn)用OLS和分組回歸的方法檢驗(yàn)了社會(huì)信任對公司避稅的影響。研究結(jié)論如下:(1)公司所處地區(qū)社會(huì)信任水平越高,其避稅程度越低,即社會(huì)信任可以抑制公司的避稅行為;(2)相比于國有公司,社會(huì)信任僅對非國有公司的避稅行為有顯著的抑制作用;(3)社會(huì)信任和市場化進(jìn)程都能起到公司外部治理的作用,兩者在對公司避稅行為的抑制中是相互替代的;(4)社會(huì)信任可以通過緩解融資約束來降低避稅程度,即融資約束是社會(huì)信任影響公司稅收規(guī)避行為的一個(gè)渠道機(jī)制;(5)社會(huì)信任對公司避稅行為的抑制作用顯著提升了公司價(jià)值。在控制內(nèi)生性問題和改變主要變量度量方法的穩(wěn)健性測試后,本文結(jié)論依然成立。上述經(jīng)驗(yàn)證據(jù)表明,社會(huì)信任是公司避稅行為的重要影響因素,本文豐富了公司避稅的影響因素以及社會(huì)信任的經(jīng)濟(jì)后果文獻(xiàn)。
本文政策建議有:(1)社會(huì)信任水平的提高可以降低公司避稅程度,因此要減少公司避稅行為,可以從社會(huì)信任等制度建設(shè)方面入手,發(fā)揮公共權(quán)力在建立社會(huì)信任機(jī)制中的核心作用,提高地區(qū)的社會(huì)信任水平。同時(shí),考慮到社會(huì)信任水平較低的地區(qū)公司避稅程度更高,因此,對于社會(huì)信任水平較低的地區(qū),建議稅收監(jiān)管部門適當(dāng)增加稽查覆蓋面、加強(qiáng)征管力度,增加公司避稅的風(fēng)險(xiǎn)和成本。(2)社會(huì)信任可以通過緩解融資約束來降低公司避稅程度,融資約束越高的公司避稅程度越高,因此,對于融資約束較強(qiáng)的公司,尤其是非國有公司,政府等有關(guān)部門應(yīng)完善金融市場制度,提高金融發(fā)展水平,通過緩解融資約束來降低公司的避稅動(dòng)機(jī)。(3)社會(huì)信任及其對公司避稅行為的抑制作用均能顯著提高公司價(jià)值,說明公司應(yīng)該重視自身信譽(yù)建設(shè),同時(shí)政府應(yīng)該為具有良好信譽(yù)的公司提供更多、更便利的服務(wù),這種“雙管齊下”的舉措將為維護(hù)股東利益、助推公司的可持續(xù)發(fā)展和維護(hù)市場經(jīng)濟(jì)的良序運(yùn)行奠定堅(jiān)實(shí)基礎(chǔ)。
注釋