股權(quán)特征與避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)―稅收差異一、引言會(huì)計(jì)-稅收差異只要是由制度因素、盈余管理行為和避稅行為三方面導(dǎo)致的，而且盈余管理驅(qū)動(dòng)的會(huì)計(jì)-稅收差異和避稅驅(qū)動(dòng)的會(huì)計(jì)-稅收差異是其重要組成部分，兩者大致可以解釋會(huì)計(jì)-稅收差異的50%以上，并且企業(yè)的盈余管理行為和避稅行為對會(huì)計(jì)-稅收差異的大小具有直接的傳導(dǎo)作用。鑒于不同性質(zhì)企業(yè)的行為方式大不相同，因此我們選擇企業(yè)股權(quán)特征這一對企業(yè)的盈余管理行為和避稅行為具有直接影響的因素，研究其對企業(yè)避稅行為的影響。本文結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為是研究假設(shè)；第三部分是研究設(shè)計(jì)；第四部分給出了模型回歸分析的結(jié)果及解釋；最后部分是簡要結(jié)論。二、研究假設(shè)理論上，征稅行為對于企業(yè)股東而言，是一種強(qiáng)制的資源分割。從這個(gè)角度來看，股東往往偏好于稅收規(guī)避以節(jié)約所得稅這項(xiàng)成本。企業(yè)股權(quán)集中度越高，規(guī)避政府利潤分配的動(dòng)機(jī)也更強(qiáng)烈，對管理層的監(jiān)督和控制力也越強(qiáng)。國有股比例越高的企業(yè)，其所有者缺位的現(xiàn)象就越嚴(yán)重，企業(yè)經(jīng)理人在稅收籌劃上表現(xiàn)得更加保守，往往放棄稅收節(jié)約而追求賬面利潤的最大化。另一方面，國有股比例越高的經(jīng)營管理者行為會(huì)更多的受到政府的監(jiān)督和扶持，其降低稅收性支持的壓力較小。因此，國有股比例越高的企業(yè)，其避稅動(dòng)機(jī)越小。基于以上討論，本文得到了以下待檢驗(yàn)的原假設(shè)：H1:在其他條件給定的情況下，國有股權(quán)比例越高，避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異越小。H2在其他條件給定的情況下，股權(quán)集中度越高，避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異越大。三、研究設(shè)計(jì)模型設(shè)計(jì)計(jì)量模型設(shè)計(jì)的目的是為了考察股權(quán)特征與避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異之間的關(guān)系，因此被解釋變量為避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì) -稅收差異，解釋變量為股權(quán)特征。依據(jù)研究假設(shè)式（1）是我們采用的檢驗(yàn)股權(quán)特征與避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異的基本回歸方程，具體如下：模型的被解釋變量為避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異（TSBTD），解釋變量為股權(quán)集中度（T0P1，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE及股權(quán)集中度與產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交叉項(xiàng)。根據(jù)現(xiàn)有的主流相關(guān)研究，我們在模型中加入了相關(guān)的控制變量。包括企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率等。為了控制年度效應(yīng)，我們在對模型采用時(shí)間固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)。指標(biāo)構(gòu)建Desaietal. （2006）基于會(huì)計(jì)-稅收差異中的盈余管理和避暑組成部分，用應(yīng)計(jì)利潤對會(huì)計(jì)-稅收差異進(jìn)行回歸，得到殘差估計(jì)值作為避稅動(dòng)機(jī)的衡量指標(biāo)得到了理論界的廣泛認(rèn)同。本文同樣運(yùn)用該方法從會(huì)計(jì)-稅收差異中分離出避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異。會(huì)計(jì)-稅收差異本文沿用主流文獻(xiàn)中借助財(cái)務(wù)報(bào)告數(shù)據(jù)來推導(dǎo)應(yīng)稅所得。會(huì)計(jì)-稅收差異的具體推算過程如下：應(yīng)納稅所得額=所得稅費(fèi)用+遞延所得稅資產(chǎn)當(dāng)期的發(fā)生額-遞延所得稅資產(chǎn)當(dāng)期發(fā)生額；應(yīng)稅所得=應(yīng)納所得額/適用的所得稅稅率；會(huì)計(jì)-稅收差異=（利潤總額-應(yīng)稅所得）/總資產(chǎn)。其中，利潤總額為合并會(huì)計(jì)報(bào)表的合并利潤總額，所得稅費(fèi)用為合并會(huì)計(jì)報(bào)表的合并所得稅費(fèi)用。在估計(jì)應(yīng)稅所得時(shí)，本文選擇母公司適用的所得稅稅率對其進(jìn)行估計(jì)。應(yīng)計(jì)利潤從穩(wěn)健性角度出發(fā)，文章選取了總應(yīng)計(jì)利潤和操縱性應(yīng)計(jì)利潤作為輔助回歸的變量。借鑒劉行等（2012）的研究思路，我們采用Kotharietal.（2005）業(yè)績配比的修正Jones（1991）模型來估計(jì)操縱性應(yīng)計(jì)利潤，模型的具體形式如下：總應(yīng)計(jì)利潤定義為扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤減去經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流。為了降低橫截面因素的影響，我們采用總資產(chǎn)對相關(guān)變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異Desaietal.（2006）的方法，我們將避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異定義為以下回歸方程的殘差估計(jì)：其中，BTD為會(huì)計(jì)-稅收差異，ACC為應(yīng)計(jì)利潤（總應(yīng)計(jì)利潤、操縱性應(yīng)計(jì)利潤）。其中TSBTD偽以總應(yīng)計(jì)利潤回歸的殘差估計(jì)；TSBTD2為以操縱性應(yīng)計(jì)利潤回歸的殘差估計(jì)。變量定義我們在表1列示了實(shí)證中所有變量具體的含義和計(jì)算方法。為了降低橫截面因素的影響，我們采用總資產(chǎn)對相關(guān)變量進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理。數(shù)據(jù)來源本文以2009-2014年滬深兩市A股全部上市公司作為初選樣本，對各年度樣本數(shù)據(jù)同時(shí)執(zhí)行以下篩選程序：（1）剔除按照證監(jiān)會(huì)行業(yè)分類為金融業(yè)的上市公司；（2）剔除應(yīng)稅所得為負(fù)的樣本；（3）基于計(jì)算應(yīng)稅所得的需要，刪除遞延所得稅資產(chǎn)、遞延所得稅負(fù)債數(shù)據(jù)不連續(xù)的上市公司；（4）剔除數(shù)據(jù)不全的上市公司。四、實(shí)證檢驗(yàn)與分析變量的描敘性統(tǒng)計(jì)我們在表2中列示了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異（TSBTD1平均值為0.0102，標(biāo)準(zhǔn)差為0.8643，避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異（TSBTD2平均值為0.0105，標(biāo)準(zhǔn)差為1.0221，這說明我國上市公司避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異的差異比較大；資產(chǎn)負(fù)債率（LEV平均值為0.44975，這說明我國上市公司總資產(chǎn)中有45注右來源于負(fù)債；股權(quán)集中度（TOP1平均值為0.36856，這說明我國上市公司第一大股東平均持股比例約為36.88%;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE的平均值為0.39315，這說明我們的樣本中有39.315%為國有控股。LNTA為取自然對數(shù)后的公司總資產(chǎn)。 變量的相關(guān)性檢驗(yàn)我們在表3列示了變量的Pearson相關(guān)系數(shù)表，其中括號(hào)中為變量Pearson相關(guān)的伴隨概率。相關(guān)系數(shù)顯示，避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異（TSBTD1與股權(quán)集中度（TOP1的相關(guān)系數(shù)為0.02535，伴隨概率為0.0052，避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異（TSBTD2與股權(quán)集中度（TOP1的相關(guān)系數(shù)為0.02405，伴隨概率為0.008，這表明避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異（TSBTD1、TSBTD2與股權(quán)集中度（TOP1在1%的顯著性水平下正相關(guān)。此外，其他變量的相關(guān)系數(shù)均在0.5以下，這說明模型沒有嚴(yán)重的多重共線性問題。多元回歸估計(jì)與解釋我們在表4中列示了假設(shè)的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果。表4中Model1給出了被解釋變量為（TSBTD1時(shí)的回歸分析結(jié)果。表4中Model1的回歸結(jié)果顯示，股權(quán)集中度（TOP1的回歸系數(shù)在10%的顯著性水平下，顯著為正，這表明股權(quán)集中度與避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異之間存在正相關(guān)關(guān)系，這與假設(shè)2基本一致；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（STATE回歸系數(shù)在10%勺顯著性水平下，顯著為負(fù)，這意味著國有企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)較小，其原因可能在于國有企業(yè)與政府一致性較高，自身避稅動(dòng)機(jī)不足。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與股權(quán)集中度勺交叉項(xiàng)回歸系數(shù)在1%勺顯著性水平下，顯著為負(fù)，這表明對國有企業(yè)而言，其股權(quán)集中度越高，避稅動(dòng)機(jī)反而越小，避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異也就越小，這與假設(shè)1基本一致。資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）回歸系數(shù)顯著為正，這表明資產(chǎn)負(fù)債率越高，企業(yè)進(jìn)行避稅勺動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，一般來看，公司負(fù)債率越高，公司傾向于避稅。公司規(guī)模（LNTA回歸系數(shù)顯著為負(fù)，公司規(guī)模越大，其避稅驅(qū)動(dòng)型會(huì)計(jì)-稅收差異越小，這與常理相悖。表4中Model2給出了被解釋變量為（TSBTD2時(shí)勺回歸分析結(jié)果。與model1結(jié)果一致。注：括號(hào)中未T值；***、**、*分別表示在1%5%10%勺顯著性水平下顯著。五、簡要結(jié)論