胡素华 汪钰菲

(绍兴文理学院 商学院, 浙江 绍兴 312000)

0 引言

企业避税问题一直颇受社会广泛关注.根据IBRD和OECD的数据统计，中国企业税占利润总额比重在2018年就已将近达到65%的高水平，占总税收比例6成左右，而东南亚国家普遍在2～3成的水平，高福利国家该比例甚至不超过1成.可见，我国企业税负在全球范围内处于较高水平.企业为追求价值最大化，普遍都有较强的减负动机，合理的避税安排成为降低企业税负的重要路径，企业避税行为逐渐成为一种普遍现象，但不同企业的避税状况存在着较大差异，企业避税行为的影响因素是近年来会计领域专家学者们的研究重点.目前已有大量文献展开了研究，而涉及管理层权力和能力这一影响因素的研究并不多.

在两权分离为基础的现代企业制度下，CEO职业化已经成为普遍现象.而企业避税策略直接反映了CEO对避税行为秉持的态度.CEO作为管理层的领导中枢，具有重大决策的决定权.而CEO自由裁量权则反映了企业实际经营决策过程中CEO的参与程度与控制空间[1]，会对企业避税决策制定及实施产生重大影响.一方面，CEO被赋予过多的自由裁量权，会产生代理问题，CEO的“自利动机”会促使其凭借自由裁量权进行避税活动以谋取私利；另一方面，赋予CEO足够的自由裁量权，能促使他们做好“管家”的工作，致力于提高企业业绩而非将精力投放于为公司避税.那么，企业应该赋予CEO多大的自由裁量权，以便既能够促进CEO减少避税激进行为，同时又不会造成严重的代理问题呢？这无疑是十分重要的话题.进一步地，本文认为，在考察CEO自由裁量权对企业避税影响的过程中，CEO能力在二者之间发挥的作用不容忽视.因此，本文将CEO能力作为调节变量，以考察其对CEO自由裁量权与企业避税二者关系之间的影响.

1 文献回顾与研究假设

1.1 CEO自由裁量权与企业避税行为

自由裁量权是CEO提升企业绩效的利器，还是其谋取私利的工具？基于“理性经济人”假设，传统主流的委托代理理论认为，CEO自由裁量权是CEO以危害企业利益为代价谋取私人利益的自由度[2].CEO出于“自利动机”就有可能通过隐蔽复杂的避税活动来为自己的寻租行为提供便利.而过大的CEO自由裁量权会导致内部权力机制失衡，使得CEO避税渠道更加多元化[3]，同时会削弱董事会的监督作用[4]，更便于CEO匿藏其寻租行为.另外，CEO自由裁量权的增大有助于其为企业避税活动创建安全的环境，权力带来的强大话语权能减少相关成员在企业内部的意见分歧[5]，这也加剧了CEO实施避税活动的意向.

然而，随着社会科学的不断发展，一些学者基于现代管家理论认为董事会应该赋予CEO充分的自由裁量权.现代管家理论认为CEO对于自身地位、名誉或职业荣誉感的内在追求，会促使他们做好“管家”的工作，使管理层与股东利益一致.因此，赋予CEO一定的自由裁量权能有效地激发CEO的竞争意识和创造性，使其做出与其身份地位相符的决策[6].同时，较高的自由裁量权意味着CEO深得股东信任，此时会提高CEO对股东的忠诚度，在做避税决策时，会考虑到企业的长远发展[7]，而频繁的避税活动必然容易招致税收监管部门的惩处进而损害企业名誉，不利于企业可持续发展.其次，企业进行避税的动机之一就是为了缓解公司资金紧张，将有限的资金投入到更盈利的项目以提高企业业绩水平[8].充分的CEO自由裁量权可以提高CEO的决策效率[9]，而最快速做出决策的企业将会获得最好的销售和利润[10]，因此可以降低CEO避税动机.另外，Chy[11]指出在企业避税程度高时，CEO被迫更换的可能性更大.因此，根据“理性人”假设，拥有更大自由裁量权的CEO在决策时往往会更加谨慎和负责，不会以牺牲自己职业发展为代价进行避税寻租，从而降低企业避税程度.

由此本文认为CEO自由裁量权对企业避税行为的影响可能不是简单的线性关系，企业需要权衡CEO自由裁量权带来的成本和收益.赋予CEO一定程度的自由裁量权可以鞭策CEO充分发挥“管家”作用，但当赋予CEO自由裁量权越过合理界限，则会引发代理问题，使得CEO更容易为了私人利益而频繁地进行避税活动.基于此，本文提出假设：

H1：在其他条件保持不变的前提下，CEO自由裁量权对企业避税程度的影响表现为“U”形的非线性关系.

1.2 CEO能力的调节作用

影响CEO自由裁量权发挥效果的因素，除了董事会授予权力的大小，还包括CEO能力水平的高低.Finkelstein(1992)[12]指出，CEO的关键职责就是处理不确定性，表明CEO权力的基础在于其有能力来应对内外部环境变化带来的不确定性，CEO自由裁量权的发挥必然会受到CEO能力这层“天花板”的限制.因此，CEO能力会直接影响到CEO自由裁量权的发挥效果，进而影响企业避税行为，它是影响企业避税程度的重要因素.

张静等[13]提供的证据表明，更有能力的CEO与更少的避税行为相关.Agarwal等[14]研究发现只有当CEO被提供更高水平的自由裁量权时，更有能力的CEO才能充分利用他们的能力来产生更好的结果.但也有相关学者就CEO能力“阴暗面”的影响进行了相关研究.Mishra[15]和Tian[16]研究发现更有能力的CEO可能会利用这种自由裁量权对企业产生不利的影响.高能力的CEO一方面会充分发挥其自由裁量权对企业的积极作用，使得权力和能力能够高效配合，避免企业由于业绩压力而进行频繁的避税交易；另一方面，CEO手中过度的自由裁量权可能成为高能力CEO手中的牟利工具，高能力的CEO利用其拥有的专业知识技能以及对市场环境的充分了解，可以更好地协调业务决策和税务策略，并更容易识别和利用税务筹划这个商机来为自己谋取私利.因此，根据以上分析，本文提出假设2：

H2：在其他条件保持不变的前提下，相较于CEO能力低的企业，CEO能力高的企业中CEO自由裁量权与企业避税程度的“U”形关系更加显著.

2 研究设计

2.1 样本选取与数据来源

由于2020年我国经济受到新冠疫情的强烈冲击，因此本文选取2010—2019年间沪深A股上市公司作为初始样本，并作出以下筛选：剔除金融类、ST等财务状况异常的企业以及主要观测值存在缺失的企业，最终得到13 273个观测样本.数据来源方面，除了名义所得税率来自Wind数据库外，其他数据均取自CSMAR数据库.为了防止异常值对研究结果的影响，本文对所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理.本文使用的统计软件为Stata16.0.

2.2 变量定义

(1)被解释变量为企业避税程度，用BTD表示.阅读现有文献，可以发现目前度量避税程度的指标众多，并未形成统一的标准.本文参考代彬等人[4]的做法，将会计与税收差异作为衡量企业避税程度的指标，该指标数值越大则表明企业避税程度越高.

税会差异={税前会计利润-(所得税费用-递延所得税费用)/名义所得税税率}/期末总资产.

(2)解释变量为CEO自由裁量权和CEO能力，分别用CEO_DC、CA表示.借鉴陈志斌和汪官镇[17]的做法，对CEO自由裁量权的衡量方式如表1所示，将表1中的四个虚拟变量生成均值从而综合度量CEO自由裁量权，均值越大则表明CEO的自由裁量权越大；CEO能力的度量中，为了可以与CEO自由裁量权概念界定清晰，避免两者在度量上出现高度相关性，本文基于赵子夜等[18]的做法，采用CEO背景特征来度量CEO能力，选取表2中这四个虚拟变量生成均值从而综合度量CEO能力，均值越大则说明公司CEO的能力越大.

表1 CEO自由裁量权维度定义

表2 CEO能力维度定义

(3)控制变量.为了避免其他因素对企业避税行为产生影响，从而造成回归结果存在偏差，在参考前人研究[19]的基础上，本文选取了以下变量作为本文的控制变量，具体见表3.

表3 控制变量定义

2.3 模型设定

为检验假设1，本文参照伍中信和严思思[20]的做法，在原有变量基础上引入解释变量二次项，如果它的系数显著为正，则表明解释变量和被解释变量二者之间表现为“U”形关系.

为此，我们构建模型(1)和模型(2)：

BTDi,t=αi+β1CEO_DCi,t+β2HHIi,t

+β3Sizei,t+β4Roai,t+β5Growthi,t+β6Levi,t

+β7Intangi,t+β8Inventi,t+β9Invi,t+∑Year

+∑Industry+εi,t

(1)

+β3HHIi,t+β4Sizei,t+β5Roai,t+β6Growthi,t

+β7Levi,t+β8Intangi,t+β9Inventi,t+β10Invi,t+∑Year+∑Industry+εi,t

(2)

其中，αi(i=1，2，3……)表示截距项，βi为模型回归系数，i表示横截面个体，表示时间，εi,t为随机扰动项.

为验证假设2，本文以行业中位数为基准，将全样本划分为CEO能力高和CEO能力低两个子样本，并在这两个子样本中分别对模型(1)和模型(2)进行多元线性回归.

3 实证分析

3.1 描述性统计与相关性分析

表4可知，避税指标(BTD)的平均值为-0.001，小于0，说明我国上市公司应纳税收益要大于实际财务报告上面的账面收益.CEO自由裁量权(CEO_DC)的平均值为0.443，说明我国上市公司中CEO掌握着一定的自由裁量权，但是总体而言其自由裁量权水平并不高，这可能与我国转轨经济中股权高度集中导致的大股东控制有关.CEO能力(CA)的平均值0.508，由此可见我国上市公司中的CEO能力并未达到很高水平.

表4 主要变量的描述性统计和Pearson相关系数

根据Pearson相关系数，被解释变量企业避税程度(BTD)与CEO自由裁量权(CEO_DC)的相关系数为-0.028，且在1%的水平上显著负相关，初步表明CEO自由裁量权的大小能够对企业避税程度产生显著影响，但是对于是否存在“U”形关系仍需要进一步分析.且变量间的相关系数均小于0.5，表明研究样本中不存在多重共线性问题.

3.2 回归结果分析

(1)CEO自由裁量权对企业避税行为的影响

表5是全样本、CEO能力高的子样本和CEO能力低的子样本下CEO自由裁量权对企业避税行为影响的回归结果.本文借鉴伍中信和严思思的研究，以R2的大小作为最优模型选择的主要依据.由表可知，全样本回归中模型2的R2相较于模型1更大，故应选择模型2，初步验证了全样本中CEO自由裁量权与企业避税行为之间不是简单的线性关系.根据模型2的回归结果显示，CEO_DC和CEO_DC2的系数分别在1%水平上显著为负和5%水平上显著为正，这表明CEO自由裁量权与企业避税行为之间存在着显著的“U”形非线性关系.通过计算得出CEO自由裁量权的临界值为0.65，即当CEO自由裁量权小于

表5 CEO自由裁量权与企业避税的回归结果

0.65时，CEO自由裁量权增大，企业避税程度降低，此时CEO的“管家”角色占据主导地位；而当CEO自由裁量权超过0.65并继续增大时，企业避税程度开始加剧，说明此时CEO的“代理人”角色占据主导地位.由此可见，董事会对CEO授予的自由裁量权超过临界值与否，会对企业避税行为产生截然不同的影响.但在我国特殊情境下，CEO自由裁量权总体并不大，其对企业避税的正向作用存在于多数企业之中.假设1得到验证.

(2)CEO能力对CEO自由裁量权与企业避税之间关系的调节

由表5可知，在CEO能力高的子样本中，根据R2的大小选择模型2的回归结果，可以看到CEO_DC的系数在1%的水平上显著为负，CEO_DC2的系数在5%的水平上显著为正，表明CEO自由裁量权与企业避税行为二者之间存在着显著的“U”形关系.而在CEO能力低的子样本中，CEO_DC和CEO_DC2的系数与CEO能力高的子样本中的系数方向均一致，但均不显著，说明当CEO能力处于高水平时，会加剧CEO自由裁量权与企业避税行为之间的“U”形关系(二次项的显著性由不显著上升为5%的显著水平)，假设2得以验证.

3.3 稳健性检验

(1)替换企业避税程度的度量指标

为了使得上文研究结论更加可靠，本文以剔除应计利润影响后的税会差异(DD-BTD)来重新度量企业避税程度.若DD-BTD的值越大，则说明企业避税程度越高.表6报告了以DD-BTD代替BTD的回归结果，与前文回归结果基本一致，假设H1和H2进一步得到验证.

表6 替换企业避税程度的度量指标

4 结论与启示

CEO作为管理层的“总舵手”，具有重大决策的决定权，对企业避税行为具有不容忽视的影响.而已有文献关于CEO自由裁量权对企业避税行为的影响并没有形成统一意见，更忽视了CEO能力对二者之间的调节效应.因此，本文选取我国2010—2019年沪深A股上市公司作为研究对象，探究CEO自由裁量权与企业避税程度之间的作用关系，以及CEO能力在其中可能发挥的调节作用.结果表明：CEO自由裁量权与企业避税程度之间存在着“U”形的非线性关系，这意味着CEO自由裁量权在企业经营管理中具有“双刃剑”的作用.在一定范围内增加CEO自由裁量权，能够激励CEO发挥“管家”作用，带来企业避税行为的减少；超过一定范围后，若CEO自由裁量权继续增加，CEO的“代理人”角色将占据主导地位，权力的滥用会加剧企业避税行为；当CEO能力强时，CEO自由裁量权与企业避税程度的“U”形关系更为显著，说明CEO能力本质上没有好坏之分，却可以强化CEO的管理目的和自利目的.

本文研究主要有以下实践层面的启示：CEO自由裁量权能够在一定程度上降低企业避税程度.因此，企业不能局限于CEO“代理人”角色给企业带来的负面效应，从而过于限制CEO的自由裁量权，授予其合理的自由裁量权有助于其充分发挥“管家”的正向治理作用.但是也要充分认识到CEO自由裁量权的“双刃剑”效应，故而也不能赋予CEO过高的自由裁量权，否则会打破企业的权力制衡机制，为CEO侵占企业利益提供可乘之机.另外，企业应该重视对CEO能力的正确运用，注意CEO能力配合CEO自由裁量权的行使给企业避税行为带来的影响，以免自由裁量权成为高能力CEO以权谋私的工具，为此需要企业建立有效的监督和制衡机制，以减少CEO自由裁量权的滥用.

(2)CEO自由裁量权滞后一期

本文将滞后一期的CEO自由裁量权进行多元线性回归检验，从而缓解CEO自由裁量权与企业避税行为之间可能存在的内生性问题，回归结果如表7所示，实证结果仍然与前文保持一致，本文假设H1和H2依旧成立.

表7 解释变量CEO自由裁量权滞后一期