福州大学经济与管理学院 林 兢 郑晶晶

管理层持股、企业避税与债务成本研究

福州大学经济与管理学院 林 兢 郑晶晶

本文基于信息不对称理论、委托代理理论、采用沪深两市2008-2013年的8329个样本为研究对象，研究企业避税对债务成本的影响，并进一步探讨作为公司治理机制的管理层持股对二者关系的影响。实证结果发现企业避税程度越大，债务成本越高;当管理层持股时，对企业避税与债务成本之间的关系具有一定的负向调节作用，即当债权人识别到管理层持股水平较高时，企业避税与债务成本之间的正向关系将减弱。

企业避税 债务成本 管理层持股 信息不对称

一、引言

经济的发展一直伴随着避税问题，传统避税理论认为，企业通过避税减少了税负，增加税后现金流，从而提升企业价值，使得企业为了企业价值的增加有动机进行避税。然而近来研究避税的文章却发现避税并不一定会增加企业价值（Desai and Dharmapala，2009；Hanlon and Slemerod，2009）。企业在进行避税时，往往采取隐蔽而复杂的交易形式，使税务监管机构难以察觉。但也由于其过于复杂和不透明，加剧了企业内外部的信息不对称程度，使得掌握更多信息的管理层伺机利用这种信息不透明的机会实施自利行为，比如内幕交易、利益侵占等（陈冬、唐建新，2012），损害企业价值。而以银行为主的债权人作为会计信息的使用者，在对企业提供信贷以及评估企业的违约风险时，很大程度上依赖企业所提供的会计信息。债权人若无法识别企业避税所带来的风险，将使自身权益受到损害。那么债权人在进行贷款定价时是否能识别企业的避税活动？避税活动是否会影响债权人对债务人风险的评估，从而提高债务人的借款成本呢？这些问题有待进一步研究。作为企业的决策者，管理层在企业进行避税活动时发挥重要作用。避税方法的复杂性和隐蔽性能够为管理层实施各种自利行为提供机会，管理层自利行为产生的原因之一是薪酬契约的不完备，当管理层认为所获得的报酬与避税所面临的惩罚和声誉风险不相称时，便有动机利用避税获取私利。当给予管理层一定的股权激励时，可以降低管理层的避税寻租动机（Desai and Dharmapala，2009），影响企业的避税决策。那么管理层持股能否作为债权人识别企业避税程度的依据，从而对债权人的信贷决策造成一定影响呢？本文试图从理论分析和实证检验方面来回答这些问题。

二、文献综述

传统观点认为，通过将财富从国家转移到企业，避税能够增加现金流，从而增加企业价值，但是Chen and Chu（2005）提出的“避税代理观”认为避税不一定能增加企业价值。Desai and Dharmapala（2006）认为管理层的股权激励与企业避税呈负相关关系。在委托代理的情况下，管理层会通过复杂而不透明的交易来将避税好处转移给自身，掩盖其利润操纵、盈余管理等行为，侵害股东及外部利益相关者的权利（Hanlon and Heitzman，2010）。可见，企业避税时，管理层和股东及外部利益相关者存在代理冲突。

对于企业避税对债务成本的影响方面的研究，Lim（2011）的研究结果表明，如果企业有更高的避税水平，银行将要求较低的贷款利率和更少的债务契约限制，并且这种关系在公司治理良好的企业更加显著。而Hasan（2014）却认为由于股东与债权人的目标不一致，即使企业避税能够产生节省的税后现金流量，但不一定导致企业可以取得较低的融资成本。国内学者在企业避税对债务成本的研究不多，孙红、王乾斌和李丽君（2011）研究发现，递延所得税负债与贷款利率呈显著的负相关，证实了税务信息在债务市场的价值相关性。孙刚（2013）研究发现企业避税程度越高，债务融资成本越低，并且这种关系主要表现在处于税收稽查强度较强的地区的企业中。已有对税收与债务融资的研究，主要从债务人（即企业）的角度研究税收对企业融资方式选择、对企业资本结构的影响，分析由于债务融资的抵税作用，权衡利息抵税的收益与带来的成本，从而选择适度举债的融资决策。从委托代理问题的角度考虑企业避税与债务成本的关系研究比较缺乏，再加入管理层持股变量的研究更是少见。在我国的制度背景下，企业避税在债务融资市场的经济后果如何？以银行为代表的债权人是否能够识别企业避税背后隐藏的不利信息呢？从信息不对称和委托代理理论看，管理层持股对企业避税、债务成本有什么影响？等等，这些问题都有待进一步验证。

三、理论分析与研究假设

（一）企业避税对债务成本的影响 在债务融资市场，信息不对称是信贷风险形成的主要原因。已有研究表明，信息不对称所导致的逆向选择和道德风险将影响企业的债务融资成本。企业因使用债权人的资金所付出的利息及相关费用构成了企业的显性债务成本。此外，还存在债权人因信息不对称所要求的风险补偿，构成企业的隐性债务成本。信息不对称程度越高，债权人所要求的风险补偿越多，因此债务成本越高。其次，代理问题也会对债务成本造成一定的影响。管理层有动机按照自身利益最大化原则来分配公司资源，从中获取私利，损害企业价值，降低债权人等外部利益相关者对企业现金流入的预期，增加企业的违约风险，从而对债务成本造成一定的影响。而且，股东对债权人存在资产代替问题，股东极有可能忽视债权人的利益，而将借贷资金投资于高风险项目，从而使债权人遭受高违约风险。信息不对称与代理问题是影响企业债务成本的重要因素，而企业避税正是通过这两个途径而对债务成本产生一定的作用。由于企业避税会加剧信息不对称程度，因此避税程度越大，企业的债务成本越高。具体而言：基于委托代理框架考虑企业的避税活动，管理层为了掩盖其侵占、掏空上市公司的行为，构造一些复杂的关联交易使会计信息变得不透明，处于信息劣势的债权人由于缺乏足够的信息，可能并不能判断企业真实的财务状况。因此，理性的债权人如果意识到企业所进行的避税活动，便会为自己所面对的信息风险要求一定的风险溢价，从而提升企业的债务融资成本。虽然企业避税节省的现金流增强企业的偿债能力，降低债权人所面临的违约风险。但由于我国制度背景下，并不要求披露税务信息，债权人从财务会计报告上取得的税务信息有限，故所面临的由于避税活动加剧的信息不对称仍然很严重。若债权人提供信贷时未考虑这方面的风险，将使自身遭受严重的信贷风险。基于以上分析，本文提出假设：

假设1：企业避税程度越大，所面临的债务成本越高

（二）管理层持股对企业避税与债务成本关系的调节作用 作为企业的决策者，管理层在避税活动中起着重要的作用。“避税代理观”认为，避税的不透明能够为管理层的自利行为提供掩饰。所有权与控制权的分离使得管理层比股东掌握更多的信息，存在私利动机的管理层利用其机会主义，在避税活动中攫取私利，因此避税活动往往与管理层的自利行为相关。其次，Chen and Chu（2005）从薪酬契约的角度分析避税会增加管理层的风险。股东不仅要对管理层的人力资本给予回报，同时要为管理层承担的避税风险进行补偿，避税风险主要体现企业避税被税务监管机构发现并惩罚，以及影响管理层的声誉。因此避税风险破坏了薪酬契约的有效性，在企业进行避税情况下，管理层与股东存在代理冲突。已有研究表明通过给予管理层一定的股权激励，将会降低代理成本，从而减轻企业的避税活动。另外，股权激励作为解决代理冲突的重要机制成为银行信贷风险识别的重要因素之一（胡国强、盖地，2014）。我国《商业银行授信工作尽职指引》第25条指出，商业银行应对客户的非财务因素进行分析评价，包括客户公司治理、管理层素质等方面。管理层股权激励公司因其良好的治理质量而受到机构投资者的偏好（李凤云，2008），对银行等债权人而言，管理层股权激励能够降低代理成本，并且留住企业优秀人才，有助于经营业绩的提高，从而降低企业破产风险与违约风险，进而降低债务融资成本。而且，股权激励可被视为向市场传递高质量的信号。Leland and Pyle（1977）认为，在信息不对称情况下，持有股权的管理层所做出的投资决策能成为向信贷市场传递有关项目真实质量的信号，债权人可以识别该信息，并愿意提供更多贷款。从以上分析可以看出，一方面管理层股权激励降低代理成本，从而减轻企业避税活动，减弱避税造成的信息不对称程度，从而降低债务成本；另一方面管理层股权激励作为银行信贷风险识别的因素，并且传递企业治理良好的信号，从而降低债务人的违约风险而降低债务融资成本。基于以上分析，本文提出假设：

四、研究设计

（一）样本选取与数据来源 本文选取2008年-2013年沪深两市A股上市公司的数据进行研究，之所以从2008年为起始点，主要因为2008年我国企业所得税法进行改革，基本税率从33%降为25%，采用这一样本区间可以消除制度变迁对研究结论的影响。根据研究需求，对原始数据做了按照以下原则进行筛选：（1）剔除金融业的上市公司；（2）剔除ST、PT的公司；（3）剔除所得税小于或等于的上市公司，当期所得税小于或等于0的上市公司，这类上市公司无法估计应纳税所得额；（4）剔除亏损上市公司，即利润总额小于0的上市公司；（5）剔除债务成本小于等于0的样本；（6）剔除数据完全缺失的样本。最终得到8329家观测值，数据处理主要使用EXCEL2007、STATA12.0完成，为了消除极端值的影响，本文对所有的连续变量进行了1%的winsorize缩尾处理。数据主要来源于WIND金融资讯终端、深圳国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR数据库和上市公司年报。

（二）变量定义 （1）避税程度的衡量。Hanlon and Heitzman（2010）指出目前衡量避税行为的指标主要有两类，一是实际税率法（Effective Tax Rate，用ETR表示），以衡量税收负担的某些指标除以税前会计利润，实际税率越低，表明企业避税程度越大。二是会计-税收差异（Book-Tax Differences，用BTD表示），即税前会计利润减去应纳税所得额。由于实际税率法的计算方法比较简单，并且未考虑各公司的名义税率的差异，因此国内外学者开始探索以会计-税收差异来衡量避税程度。目前学术界普遍认可的有两种方法：第一，直接以会计-税收差异衡量避税程度，不剔除盈余管理等因素，Wilson（2011）认为激进的税收规避和税盾交易通常会增加会计-税收差异；第二，以剔除盈余管理后的会计-税收差异来衡量，Desai and Dharmapala（2006）、Kim，et al（2011）以会计-税收差异来衡量企业避税程度，并且他们认为会计-税收差异的不断扩大与企业的盈余管理有关，要在会计-税收差异中剔除盈余管理的影响。国内学者刘行和叶康涛（2013）、李维安和徐业坤（2013）、王静、郝东洋和张天西（2014）、刘天华、张天敏和何凌云（2010）等也都采用这两种方法衡量企业避税，本文借鉴前人的研究，采用会计-税收差异及其变体衡量企业避税。

BTD表示会计-税收差异，TACCi,t表示总应计利润，等于净利润减去经营活动产生的现金净流量，回归残差DDBTDi,t=μi+εi,t，表示会计-税收差异中不能被总应计利润解释的那部分，即避税程度的衡量。

综上所述，本文所计量的避税程度的采用两种指标，即会计-税收差异（BTD）、剔除盈余管理后的会计-税收差异（DDBTD），会计-税收差异越大，表明企业进行避税的程度越大。

（2）债务成本的衡量。由于上市公司年报中并不披露企业银行借款的具体利率，因此国内外学者采用近似的利息支出率来衡量，杨棉之（2010）、孙刚（2013）等采用利息支出除以平均付息负债来衡量债务成本。但是由于银行借款利率是在中国人民银行公布的贷款基准利率附近浮动的，而这种计量方法并没有考虑贷款基准利率的变动。

Pittman and Fortin（2004）、Kim，et al（2011）、刘永冠（2013）、胡奕明和谢诗蕾（2005）、李广子和刘力（2009）等人以超出基准贷款利率的超额利息支出来衡量债务成本，考虑了贷款基准利率的影响，相对比较合理，本文借鉴该种衡量债务成本的方法，具体步骤如下：首先，估计上市公司一个会计年度内的付息债务平均余额，为求减少估计偏差，分别使用四个季度的付息债务的算术平均数作为本年度的平均付息余额，具体计算如下：

shortdebt、longdebt、c_longdbt分别表示短期借款、长期借款、一年内到期的长期借款的年平均余额

堤防在设计和施工时，根据堤防工程管理的需要，有些堤段设置了水尺、测流缆道、测压管等观测设施，有些堤段设置了减压井、排水沟等排水设施，有些堤段设置了防汛物料堆放区、防汛抢险备土区。为了观测、管理和防汛抢险的需要，上述区域内也不宜种树。

其次，分别用短期借款平均余额乘以同期短期银行贷款基准利率，长期借款、一年内到期的长期借款的年平均余额乘以同期长期银行贷款基准利率，估计出正常的利息支出，再以实际利息支出减去估计的正常利息支出，得出超额利息支出，超额利息支出越大，说明企业的债务成本越高，反之，说明企业的债务成本越低。

最后，再用超额利息支出除以平均付息负债总额（等于短期借款平均余额+长期借款平均余额+一年内到期的长期借款平均余额），得出债务成本的估计值。

（3）管理层持股的衡量。设置管理层持股虚拟变量MRS，当管理层持股水平大于样本中位数时，MRS为1，当管理层持股水平小于样本中位数时，MRS为0。

（4）控制变量的定义。控制变量参考前人的研究成果（Bhojraj and Sengupta,2003；Anderson et a1.2004；于富生、张敏，2007；李广子，刘力2009；魏志华、王贞洁、吴育辉，等；2012）选取影响企业债务成本的其他因素，本文选取盈利能力，财务杠杆、企业规模、公司成长性、有形资产率、贷款规模、实际控制人类型、Z值等作为控制变量。

表1 变量定义说明

（三）模型构建 （1）企业避税与债务成本。为了检验企业避税与债务成本的多元线性回归进行实证研究，建立模型1：

其中，COD为因变量，BTD为自变量，ROA、LEV、SIZE、GROWTH、PPE、LOAN、SOE、ZSCORE为控制变量，同时控制年份与行业，ε为回归残差。由于避税有两种衡量方法，故在模型1中，分别用BTD、DDBTD代入模型中，回归2次。在模型1中，若β1的系数显著为正，则假设1得到证实。

（2）管理层持股对企业避税与债务成本关系的调节。为了检验管理层持股下的企业避税行为与债务成本的关系，本文在模型1的基础上加入管理层持股虚拟变量和管理层持股与企业避税两个指标的交乘项，建立模型2：

同样，在模型2中分别用BTD*MRS、DDBTD*MRS代入进行回归。

五、实证分析

（一）描述性统计 表2分别描述了研究变量的均值、标准差、中位数、最大值和最小值。主要研究变量方面：首先，从债务成本（COD）来看，均值为0.0155，由于COD代表的是超额利息支出占平均付息债务的比值，可见我国上市公司平均债务成本偏高；不同观测样本之间的债务成本相差较大，标准差为0.0623，最小值为-0.0591，而最大值达到0.3309，说明不同上市公司取得的银行债务成本差异较大，这也为本文提供一定的研究空间。其次，对于企业避税程度的两个指标，可以看到会计-税收差异（BTD）的平均值与中位数都为负，主要是由于我国对应纳税所得的认定比较严格，使得平均应纳税所得额大于税前会计利润（刘行、叶康涛，2013）；但发现当剔除总应计利润的盈余管理之后，DDBTD的平均值为正，中位数-0.0007接近0，说明扣除总应计利润的影响后，会计利润大于应纳税所得额，初步判断企业存在避税现象。其他控制变量的描述性统计结果与前人的研究基本一致。

表2 主要研究变量的描述性统计

（二）回归分析 从表3可以看出企业避税与债务成本的回归系数分别为0.193、0.095，并都在1%水平上显著正相关，实证结果表明了债权人在进行债务融资定价时，更关注企业因避税所带来的信息不对称风险，由于掌握信息的差异，债权人处于不利地位，认为他们所面对的违约风险将增大，从而提高债务成本，而企业避税所节省的税后现金流量并没有让债权人认为企业的违约风险降低而拥有较低债务成本，说明银行等债权人已经开始注意企业避税背后所隐藏的信息，从而假设1得到证实。另外，两组回归中，可以看到控制变量总资产报酬率（ROA）与债务成本（COD）都在1%水平上显著正相关，该结果与所预期的不符合，这可能与齐寅峰（2005）认为的企业债务融资存在“重风险轻收益”的现象有关，所以呈现正相关关系；资产负债率（LEV）与债务成本（COD）显著正相关，并且两组回归的系数相差不大，表明企业的财务风险越高，债权人所要求的风险溢价越高，从而表现出高的债务成本；企业规模（SIZE）与债务成本（COD）在1%水平上显著负相关，说明规模大的企业，往往违约风险较低，因此呈现出低债务融资成本的状态；营业收入增长率（GROWTH）与债务成本（COD）的关系在1%-5%水平显著负相关，这说明成长性较好的公司比较容易获得债权人的贷款；贷款规模（LOAN）与债务成本（COD）的关系在1%水平显著负相关，说明了可能存在银行等债权人对贷款企业的整体评估水平较高，认为违约风险较低，愿意以低成本提供较大规模贷款的情况；产权性质（SOE）与债务成本（COD）在1%水平显著负相关，说明国有企业由于其国有控股的关系，能够获得更低债务成本水平的融资；Z值（ZSCORE）与债务成本（COD）的关系两组回归都通过了1%水平的检验，呈现显著负相关，说明了Z值越高，企业的财务状况越好，债权人遭受的违约风险降低，因此企业可以取得较低的债务融资成本。

表3 模型1的回归结果

从表4的回归结果可以看出，列（1）、列（2）在控制了相应的变量后，交乘项BTD*MRS、DDBTD*MRS的系数分别为-0.307、-0.0774，t值为-8.95，-2.79，都通过了1%水平的显著性检验。研究结论表明了随着管理层持股水平的增加，企业避税与债务成本之间的显著正相关减弱了。这主要是因为当企业给予管理层股权激励时，可以抑制管理层的机会主义，降低管理层与股东、债权人之间的代理冲突，减少代理成本，从而对企业避税与债务成本的关系起了一个负向的调节作用，假设2成立。

（三）稳健性检验 （1）对避税指标衡量的检验。本文对避税的两个指标的衡量都是从会计-税收差异角度进行分析，可能存在一定的偏差，因此本文进一步采用名义所得税率减去实际所得税率来衡量企业的避税程度（RATE）。由于不同上市公司从政府部门获得的税收优惠不同，使得各公司的名义税率也不相同（吴联生，2009），加之我国2008年进行了企业所得税法的改革，大部分公司的所得税率都发生了变化，因此为了保证各公司避税程度的可比性，在衡量避税程度时考虑了名义所得税率（刘行、叶康涛，2013）。名义所得税率数据来自WIND金融资讯终端，实际所得税率=（所得税费用—递延所得税费用）/税前会计利润，在此基础上，将RATE代入模型1、模型2，保持其他控制变量不变，进行多元回归，得出的结果如表5所示。

表4 模型2的回归结果

表5 替换避税指标的稳健性结果

以名义所得税率减去实际所得税率（RATE）代入两个模型中进行多元回归，得出的稳健性结果如表5所示，模型1中的企业避税衡量（RATE）的系数在1%水平上显著为正，模型2中管理层持股与企业避税的交乘项系数也在1%水平上显著为负，这些都与前文的得出的结论一致，进一步支持了前文的实证检验结果。

（2）对债务成本指标衡量的检验。考虑到国家的产业政策调整可能对债务成本造成影响，本文使用经行业调整的债务成本进行稳健性检验，并且使用该数据也能剔除某些异常值的影响。首先，计算出债务成本指标（COD）分行业和分年度的中位数，然后用债务成本的原始值减去所对应的分行业和年度的中位数，最后得出经同行业同年度中位数调整后的债务成本（COD_A），这一计算过程可以通过STATA12.0的数据处理实现。然后代入模型1与模型2重新回归，得出实证结果如下：

表6 经行业调整后的债务成本的稳健性检验-模型1

以经过同行业同年度中位数调整后的债务成本（COD_A）代入模型1与模型2中重新进行回归，得出上表6，表7的回归结果。从表6可以看出，避税的两个指标与调整后的债务成本（COD_A）仍存在显著的正相关关系，t值为9.90、6.85，通过了1%显著性水平的检验，从而支持了假设1的结论；从表7可以看出，交乘项BTD*MRS、DDBTD*MRS的系数分别为-0.296、-0.0748，t值为-8.71，-2.75，都通过了1%水平的显著性检验，进一步支持了假设2，从而说明了上文实证检验的稳健性。

六、结论与建议

（一）结论 研究表明企业避税程度越大，债务融资成本越高，说明银行等债权人能够一定程度上识别出企业的避税行为，并且相对于避税所节省的现金流带来的好处，他们更关注避税所呈现的信息不对称风险，所以当企业避税越严重时，会要求更高的风险溢价，导致债务成本升高。而随着管理层持股水平的增加，企业避税对债务成本的正相关关系将减弱。良好的公司治理机制能够有效抑制企业避税，以及降低债务成本。随着管理层持股水平的增加，管理层的利益与企业利益联系在一起，股权激励有利于管理层减少机会主义，更注重企业价值的提升，因此为了避免被税务监管机构惩罚，以及减少避税在债务融资市场的不利经济后果，管理层将减少避税行为，降低代理冲突，从而降低债务融资成本。

表7 经行业调整后的债务成本的稳健性检验-模型2

（二）建议 （1）银行等债权人仍需继续关注企业的避税活动，向企业获取足够的税务信息，以考察企业避税背后所隐藏的坏消息，从而降低自身风险。比如可以从以下两个方面考虑：第一，完善信贷评估机制。银行等债权人在进行信贷评估，不仅要关注财务指标，对于非财务指标也要看重。第二，与借款企业建立长期关系的维持机制。通过双方建立长期的合作关系，能够更加了解企业的经营活动，通过长期建立的关系，降低双方的信息不对称，使银行等债权人能够更好的识别企业的避税活动。（2）企业应当考虑避税在债务融资市场上的应用，比如适当提高信息披露水平、完善股权激励制度等公司治理机制等措。（3）对监管部门来说，后续的监督过程中，可以通过完善相关税收政策，对避税进行定量界定，同时提高税收稽查度，加大处罚力度，从而降低企业的避税行为。其次，从法律层面制定相关税务信息披露政策，引导债务融资市场有效运行，提高资源配置效率。

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（编辑 文 博）