經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司稅收規(guī)避

曹越 董懷麗 醋衛(wèi)華 魯昱

(1.湖南大學(xué)工商管理學(xué)院，湖南 長(zhǎng)沙 410082；2.湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南 湘潭 411105；3.北京工商大學(xué)商學(xué)院，北京 100048)

引言

稅收規(guī)避是全球公司普遍采用的一項(xiàng)重要經(jīng)營(yíng)管理活動(dòng)。一方面，公司通過(guò)實(shí)施稅收規(guī)避活動(dòng)能夠?qū)⒏啾緫?yīng)上繳國(guó)家的大量現(xiàn)金資產(chǎn)留存于內(nèi)部，可以提高公司業(yè)績(jī)和公司價(jià)值(Hanlon and Heitzman,2010)[17]、降低公司債務(wù)融資需求和破產(chǎn)清算風(fēng)險(xiǎn)。但另一方面，公司實(shí)施激進(jìn)的避稅行為具有風(fēng)險(xiǎn)效應(yīng)(Chen and Chu,2005)[7]，它加大了被稅務(wù)機(jī)關(guān)稽查和處罰的風(fēng)險(xiǎn)，還可能被經(jīng)理人利用從而謀取個(gè)人私利?，F(xiàn)有關(guān)于公司避稅影響因素的文獻(xiàn)主要從兩個(gè)層面展開：一是宏觀層面，學(xué)者側(cè)重關(guān)注經(jīng)濟(jì)周期(陳冬等，2016)[29]、金融發(fā)展(劉行和葉康濤，2014)[32]以及政治不確定性(Katz and Owen,2013；陳德球等，2016)[18][27]等影響公司稅收規(guī)避行為的因素；二是微觀層面，學(xué)者主要從管理層特質(zhì)(Lawand Mills,2015)[19]和管理層激勵(lì)(Desai and Dharmapala,2006)[13]等管理者層面，所有權(quán)結(jié)構(gòu)(Chen et al.,2010)[8]與董事會(huì)結(jié)構(gòu)(李成等，2016)[31]等公司層面，以及機(jī)構(gòu)投資者(Cheng et al.,2013)[9]和稅收監(jiān)管強(qiáng)度(Wang,2015)[24]等內(nèi)外部治理層面來(lái)探究公司稅收規(guī)避的影響因素。

政府宏觀調(diào)控經(jīng)濟(jì)政策在我國(guó)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)發(fā)展過(guò)程中發(fā)揮著重要作用：一方面，從理論上講，宏觀調(diào)控政策(稅收政策、貨幣政策、產(chǎn)業(yè)政策和消費(fèi)政策)有助于保障經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長(zhǎng)、彌補(bǔ)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)在資源配置方面的缺陷，從而推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)的整體發(fā)展；另一方面，政府頻繁改變宏觀經(jīng)濟(jì)政策和政策實(shí)施過(guò)程中可能的變數(shù)帶來(lái)了經(jīng)濟(jì)政策不確定性的問(wèn)題。所謂經(jīng)濟(jì)政策不確定性，指的是經(jīng)濟(jì)主體無(wú)法確切預(yù)知政府是否、何時(shí)以及如何改變現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)政策(Gulen and Ion，2016)[16]。經(jīng)濟(jì)政策不確定性的重要來(lái)源之一是政治不確定性，政治不確定性會(huì)引起壓倒性的長(zhǎng)期動(dòng)蕩，滲透到經(jīng)濟(jì)的各個(gè)方面。政治不確定性對(duì)公司稅收規(guī)避的影響研究主要集中在兩個(gè)方面：一是運(yùn)用理論模型論證公司在面臨政治不確定性的情況下傾向于實(shí)施更多的逃稅行為(Katz and Owen,2013)[18]；二是利用經(jīng)驗(yàn)研究方法發(fā)現(xiàn)，政治不確定性通過(guò)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的傳導(dǎo)從而對(duì)公司避稅產(chǎn)生影響，即政治不確定性會(huì)加大稅收政策等經(jīng)濟(jì)政策的不確定性，從而影響公司的稅收規(guī)避行為(陳德球等，2016)[27]。

政治不確定性與經(jīng)濟(jì)政策不確定性兩者高度相關(guān)，但并不等同。一方面，政治不確定性是引發(fā)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的重要原因之一，但不是全部原因，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能源于政治活動(dòng)，也可能源于經(jīng)濟(jì)活動(dòng)。如果我們認(rèn)可“政治不確定性導(dǎo)致經(jīng)濟(jì)政策不確定性，從而對(duì)公司行為產(chǎn)生影響”這個(gè)邏輯，那么研究經(jīng)濟(jì)政策不確定性比研究政治不確定性可以更為直接地檢驗(yàn)因果關(guān)系。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性用Baker等(2016)[3]編制的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)衡量，相對(duì)于衡量政治不確定性的官員換屆或社會(huì)政治動(dòng)蕩等政治事件虛擬變量具有連續(xù)性和時(shí)變性，它既包括和比較了領(lǐng)導(dǎo)人選舉、社會(huì)政治動(dòng)蕩等特殊時(shí)期的不確定性，也涵蓋并區(qū)分了政府日常運(yùn)轉(zhuǎn)等正常時(shí)期的不確定性。

經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)加大公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)：一是經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)使得工作崗位減少、GDP下滑(Baker et al.,2016)[3]，同時(shí)引發(fā)滯脹甚至經(jīng)濟(jì)衰退，且對(duì)新興經(jīng)濟(jì)體的影響更加明顯，這就加大了微觀公司面臨的外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境風(fēng)險(xiǎn)；二是高度不確定的經(jīng)濟(jì)政策導(dǎo)致公司未來(lái)現(xiàn)金流的波動(dòng)性增加，融資成本升高、融資約束更強(qiáng)，股價(jià)波動(dòng)性提高(Pastor and Veronesi,2013)[21]。根據(jù)中歐國(guó)際工商學(xué)院的一項(xiàng)年度調(diào)查發(fā)現(xiàn)，2013年有高達(dá)46%的本土公司和37%的外企高管將宏觀經(jīng)濟(jì)政策變動(dòng)視作主要顧慮，2014年這一比例分別上升至57%和66%。在經(jīng)濟(jì)政策不確定性高時(shí)，微觀主體需要根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的變化不斷調(diào)整其經(jīng)營(yíng)行為及發(fā)展戰(zhàn)略。這表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性是公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)決策的重要影響因素，具有較高的研究?jī)r(jià)值。

盡管經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能給公司帶來(lái)?yè)p失，但也蘊(yùn)藏著公司未來(lái)發(fā)展的機(jī)會(huì)(Giat et al.,2010)[14]，這決定了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司行為的影響具有兩面性：一方面，公司可能會(huì)通過(guò)各種途徑降低內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)來(lái)應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升帶來(lái)的外部風(fēng)險(xiǎn)，從而避免內(nèi)外風(fēng)險(xiǎn)疊加給公司造成巨大損失，比如減少投資(Gulen and Ion,2016；Wang et al.,2014；Bhattcharya et al.,2014)[16][25][4]、降低資產(chǎn)負(fù)債水平(Zhang et al.,2015)[26]、增加現(xiàn)金持有(Demir and Ersan,2017)[12]以及減少高管變更(饒品貴和徐子慧，2017)[35]；另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性大的時(shí)期，公司會(huì)適時(shí)抓住機(jī)遇，加大研發(fā)投入(孟慶斌和師倩，2017)[34]、提高創(chuàng)新水平(顧夏銘等，2018)[30]和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)能力(劉志遠(yuǎn)等，2017)[33]，從而獲得更大發(fā)展或取得更高收益。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司行為具有兩種效應(yīng)：損失規(guī)避效應(yīng)和機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)。

現(xiàn)有文獻(xiàn)檢驗(yàn)了政治不確定性與公司避稅之間的關(guān)系，但尚未關(guān)注經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司稅收規(guī)避的影響。當(dāng)宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)給公司帶來(lái)了不利影響時(shí)，出于自我保護(hù)的目的，公司會(huì)根據(jù)宏觀經(jīng)濟(jì)變化調(diào)整稅收支出決策。那么，經(jīng)濟(jì)政策不確定性將會(huì)如何影響公司的稅收規(guī)避行為呢？根據(jù)上述文獻(xiàn)可以推知：一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司產(chǎn)生了損失規(guī)避效應(yīng)，即會(huì)導(dǎo)致管理者規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)，而避稅是一項(xiàng)高風(fēng)險(xiǎn)投資，可能會(huì)給公司及其所有者帶來(lái)巨大的成本(Hanlon and Heitzman,2010)[17]，這可能減少公司避稅行為；另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來(lái)的機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)可以促使公司增加研發(fā)支出，這可能會(huì)增加公司稅收規(guī)避程度。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性如何影響公司稅收規(guī)避行為是值得學(xué)者深入研究的重要話題?；谏鲜鐾普摚疚囊?009～2016年我國(guó)滬深兩市A股上市公司的季度數(shù)據(jù)為樣本，探討經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司避稅行為1的關(guān)系及其作用機(jī)制，并提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：一是選題上，不同于以往文獻(xiàn)著重考察政治不確定性(Katz and Owen,2013)[18]、公司特征(Chen et al.,2010)[8]和高管個(gè)人特征(Lawand Mills,2015)[19]等對(duì)公司避稅的影響，本文首次檢驗(yàn)了經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司避稅的影響，豐富了經(jīng)濟(jì)政策不確定性的經(jīng)濟(jì)后果及公司避稅影響因素的文獻(xiàn)。二是內(nèi)容上，本文揭示了經(jīng)濟(jì)政策不確定影響公司避稅行為的渠道機(jī)制并提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，即從研發(fā)支出、融資約束和盈余管理維度檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司稅收規(guī)避產(chǎn)生影響的作用機(jī)理，延伸和拓展了經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司避稅行為的研究。

理論分析與研究假設(shè)

當(dāng)外部經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，公司未來(lái)收益和現(xiàn)金流的不確定性隨之增加，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)也會(huì)增加，進(jìn)而影響公司的行為和決策。前已述及，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司具有兩種效應(yīng)：一是損失規(guī)避效應(yīng)，不確定性的上升會(huì)導(dǎo)致管理層對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和投資等決策采取非常謹(jǐn)慎的態(tài)度，如通過(guò)減少投資、債務(wù)融資等行為降低內(nèi)部風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而對(duì)沖外部風(fēng)險(xiǎn)；二是機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)，公司會(huì)加大研發(fā)，提高創(chuàng)新水平和風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)來(lái)把握發(fā)展機(jī)遇，從而獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。由此可見(jiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司經(jīng)營(yíng)管理活動(dòng)的影響具有兩面性，稅收規(guī)避決策是公司日常決策的重要內(nèi)容，必然會(huì)受到經(jīng)濟(jì)政策不確定性的影響，且二者之間的關(guān)系具有不確定性。

一、經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能減少公司稅收規(guī)避行為

如果經(jīng)濟(jì)政策不確定性之間的損失規(guī)避效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，那么其對(duì)公司經(jīng)營(yíng)發(fā)展具有負(fù)面影響，因此可以合理預(yù)期：經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能降低公司避稅程度。理由如下：首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，此時(shí)避稅產(chǎn)生的更大成本和更高風(fēng)險(xiǎn)會(huì)使公司減少避稅行為。一方面，較高的經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)加劇信息的波動(dòng)性和模糊程度，使公司對(duì)未來(lái)產(chǎn)生迷茫。經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能會(huì)造成公司不知道適應(yīng)何種政策的問(wèn)題，加大了稅收決策成本，公司可能遞延有關(guān)稅收規(guī)避行為。另一方面，當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策尤其是稅收征管相關(guān)政策的不確定性增加時(shí)，公司激進(jìn)的避稅行為可能引起稅收查處概率的提高，從而增加被稅務(wù)機(jī)關(guān)稽查和處罰的風(fēng)險(xiǎn)，出于防范查處風(fēng)險(xiǎn)的考慮，公司可能收斂其避稅行為。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能會(huì)使公司降低稅收規(guī)避程度。

其次，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能會(huì)通過(guò)抑制公司投資支出而減少稅收規(guī)避程度。經(jīng)濟(jì)政策不確定對(duì)公司投資的影響有兩種機(jī)制：一是實(shí)物期權(quán)理論，認(rèn)為可以將投資機(jī)會(huì)看作是公司持有的一項(xiàng)期權(quán)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的上升會(huì)提高期權(quán)價(jià)值，增加公司的邊際投資成本，即繼續(xù)等待投資機(jī)會(huì)是有益的，從而對(duì)公司投資產(chǎn)生抑制作用；二是融資約束理論，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高加大了公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，這會(huì)導(dǎo)致外部融資成本上升(Gulen and Ion,2016)[16]，進(jìn)而抑制公司投資支出?，F(xiàn)行企業(yè)所得稅稅法規(guī)定：居民企業(yè)之間符合條件的權(quán)益性投資收益屬于免稅收入。公司投資減少使得免稅收入減少，會(huì)計(jì)-稅收差異減少，公司稅負(fù)增加。即經(jīng)濟(jì)政策的不確定性可以通過(guò)抑制公司投資而降低避稅程度。同理，經(jīng)濟(jì)政策的不確定性也可能抑制公司的研發(fā)支出：經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，公司面臨的外部不確定性上升，這對(duì)公司能否根據(jù)市場(chǎng)環(huán)境變化選擇恰當(dāng)?shù)难邪l(fā)項(xiàng)目帶來(lái)更大挑戰(zhàn)，從而抑制公司的研發(fā)支出(Bhattcharya et al.,2014)[4]。研發(fā)支出的減少會(huì)減少加計(jì)扣除(攤銷)，進(jìn)而減少公司稅收規(guī)避程度。此外，公司的投資受到抑制，主觀上的債務(wù)融資意愿就會(huì)降低(Zhang et al.,2015)[26]，從而失去債務(wù)融資的稅盾效應(yīng)，進(jìn)一步降低公司稅收規(guī)避程度。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能通過(guò)抑制公司投資而降低公司的稅收規(guī)避程度。

最后，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能促使公司實(shí)施向上的盈余管理來(lái)提高避稅程度。環(huán)境不確定性上升時(shí)，會(huì)計(jì)盈余報(bào)告的波動(dòng)性隨之提高，公司會(huì)實(shí)施更多的盈余管理活動(dòng)以避免環(huán)境不確定性引發(fā)的不利影響。首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性加劇了公司面臨的融資約束。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，高管更有動(dòng)機(jī)通過(guò)向上的盈余管理傳遞其關(guān)于公司未來(lái)收益的正向預(yù)期，進(jìn)而降低融資成本。其次，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高往往導(dǎo)致股價(jià)下跌(Brogaard and Detzel,2015)[6]，從而損害高管的權(quán)益性薪酬。那么，基于股權(quán)激勵(lì)假說(shuō)，高管也有動(dòng)機(jī)通過(guò)實(shí)施向上的盈余管理活動(dòng)來(lái)提高股價(jià)(Cohen and Zarowin,2010)[10]，從而減少經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司股價(jià)的干擾。最后，為了讓投資者在經(jīng)濟(jì)政策不確定的情況下對(duì)公司前景仍然有一個(gè)良好的預(yù)期，向市場(chǎng)傳遞其擁有應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的能力，提高投資者對(duì)公司的價(jià)值評(píng)估，高管有強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)從事向上的盈余管理行為?，F(xiàn)實(shí)稅收征管實(shí)踐中，向上的盈余管理活動(dòng)一般會(huì)增大應(yīng)納稅所得額，從而使得會(huì)計(jì)-稅收差異減少，公司稅負(fù)增加，避稅程度下降(Atwood et al.,2012)[2]。

二、經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能增加公司稅收規(guī)避行為

如果經(jīng)濟(jì)政策不確定性的機(jī)遇預(yù)期效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，那么其對(duì)公司生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)具有正面效應(yīng)。據(jù)此，可以合理預(yù)期：經(jīng)濟(jì)政策不確定性可以提高公司稅收規(guī)避程度。理由如下：首先，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能通過(guò)促進(jìn)公司加大研發(fā)投入來(lái)提高公司稅收規(guī)避程度。經(jīng)濟(jì)政策不確定性帶來(lái)了更高的公司價(jià)值波動(dòng)率，意味著公司價(jià)值未來(lái)可能出現(xiàn)嚴(yán)重下滑。當(dāng)面臨激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)和較高的風(fēng)險(xiǎn)時(shí)，公司會(huì)傾向于加速創(chuàng)新以增加市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)。經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，公司加大研發(fā)投入有助于提高自主創(chuàng)新能力和核心競(jìng)爭(zhēng)力，從而獲得投資者和客戶的認(rèn)可，降低市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加意味著外部環(huán)境波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)的上升，公司會(huì)增加研發(fā)支出以謀求自我發(fā)展和提升，從而進(jìn)一步提高公司生存能力并在激烈的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)中獲得優(yōu)勢(shì)(孟慶斌和師倩，2017)[34]。而我國(guó)公司研發(fā)支出加計(jì)50%扣除(形成無(wú)形資產(chǎn)的150%攤銷)的稅收優(yōu)惠政策使得增加研發(fā)支出成為公司稅收規(guī)避的一條重要途徑。上述分析表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能促使公司加大研發(fā)支出，從而提高公司稅收規(guī)避程度。

其次，經(jīng)濟(jì)政策不確定性的增加會(huì)助推公司融資成本上升(Bradley et al.,2016)[5]，加劇公司面臨的融資約束，這會(huì)增加公司的避稅行為(Goh and Lee,2016)[15]。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。經(jīng)濟(jì)政策的不確定性可能引發(fā)公司盈利和現(xiàn)金流的波動(dòng)，加大公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，使得投資者和銀行據(jù)此而要求較高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)(Pastor and Veronesi,2013)[21]，加大公司外部融資難度。經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)提高公司股價(jià)的波動(dòng)性，從而影響投資者對(duì)公司未來(lái)發(fā)展前景的判斷，使其在投資決策時(shí)更加謹(jǐn)慎。經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度的升高增加了銀行識(shí)別投資機(jī)會(huì)的難度，銀行一般會(huì)選擇收縮信貸策略來(lái)進(jìn)行自我防御(Valencia,2017)[23]。此外，隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升，公司的債券信用評(píng)級(jí)會(huì)降低，使得融資成本上升(Bradley et al.,2016)[5]。同時(shí)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性高時(shí)，理性的供應(yīng)商會(huì)選擇謹(jǐn)慎向下游公司提供商業(yè)信用，縮小自身生產(chǎn)規(guī)模，以維持公司的流動(dòng)性儲(chǔ)備，降低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)(王化成等，2016)[38]?？梢?jiàn)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性加劇了公司面臨的融資約束，而融資約束越緊，公司實(shí)施避稅活動(dòng)的的動(dòng)機(jī)越大，因而經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能通過(guò)加劇公司面臨的融資約束而增加公司稅收規(guī)避行為。

最后，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能促使公司通過(guò)實(shí)施向下的盈余管理活動(dòng)而提高稅收規(guī)避程度。一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大，公司未來(lái)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)越大，發(fā)生流動(dòng)性短缺的可能性加大。基于預(yù)防性動(dòng)機(jī)，公司會(huì)平衡當(dāng)前投資與未來(lái)支出而保留更多現(xiàn)金資產(chǎn)(Almeida et al.,2004)[1]。另一方面，經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高往往使得公司難以對(duì)宏觀經(jīng)濟(jì)政策的走向做出準(zhǔn)確判斷，從而調(diào)整或遞延相關(guān)決策。公司可能通過(guò)實(shí)施向下的盈余管理活動(dòng)以減少政府?dāng)偱珊投愂照鞴艿目赡苄?陳德球等，2018)[28]，因?yàn)楣救鐚?shí)報(bào)告其真實(shí)收益，更可能引起政府和公眾的注意力，關(guān)注度過(guò)高有可能導(dǎo)致較高的稅收(陳德球等，2016)[27]、更多的監(jiān)督(Leuz et al.,2003)[20]。因此，在面對(duì)經(jīng)濟(jì)政策不確定性高的環(huán)境時(shí)，理性的上市公司為了避免關(guān)注度過(guò)高所引起的政策性成本，會(huì)選擇“低調(diào)”行事，實(shí)施向下的盈余管理，降低會(huì)計(jì)信息質(zhì)量。稅收是公司的一項(xiàng)重大支出，政府是公司“最大的小股東”，對(duì)公司稅前收益享有分享權(quán)，公司通過(guò)實(shí)施避稅活動(dòng)可以將部分稅收支出留存于內(nèi)部，公司持有的現(xiàn)金增加，可用于自身發(fā)展的資金增多。公司實(shí)施向下的盈余管理活動(dòng)，理論上可以增大利潤(rùn)總額和應(yīng)納稅所得額之間的差異，實(shí)踐中使得在計(jì)算應(yīng)納稅所得額時(shí)的納稅調(diào)整可能更多，從而增加了稅收規(guī)避程度(Atwood et al.,2012)[2]。因此，經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，公司可能通過(guò)實(shí)施向下的盈余管理來(lái)進(jìn)行稅收規(guī)避。

綜上分析，經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司避稅程度存在正反兩方面的影響，因此，本文提出下列競(jìng)爭(zhēng)性假設(shè)：

H1a：其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)減少公司的稅收規(guī)避行為。

H1b：其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)增加公司的稅收規(guī)避行為。

研究設(shè)計(jì)

一、樣本篩選和數(shù)據(jù)來(lái)源

根據(jù)我國(guó)2007年改革的所得稅制度規(guī)定：自2008年1月1日起，企業(yè)所得稅適用稅率統(tǒng)一調(diào)整為25%。為使樣本公司處于穩(wěn)定的稅制環(huán)境，排除制度變遷對(duì)公司稅收規(guī)避行為的影響，同時(shí)規(guī)避2008年金融危機(jī)可能產(chǎn)生的影響，本文將樣本起始年份設(shè)為2009年。為了使用更多的經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)，本文選擇用季度數(shù)據(jù)(上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)的最小公布頻率為季度數(shù)據(jù))作為研究樣本。因此，本文選取2009第1季度至2016年第4季度滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本，并對(duì)樣本執(zhí)行如下篩選程序：(1)剔除金融保險(xiǎn)行業(yè)，因?yàn)樵撔袠I(yè)上市公司的會(huì)計(jì)核算方法和稅務(wù)處理具有特殊性；(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(duì)結(jié)果產(chǎn)生影響；(3)剔除了稅前利潤(rùn)小于等于0的樣本；(4)剔除相關(guān)數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終得到49926個(gè)樣本觀測(cè)值。以上數(shù)據(jù)篩選過(guò)程與已有文獻(xiàn)基本一致(Chen et al.,2010；陳德球等，2016)[8][27]。

本文經(jīng)濟(jì)政策不確定的數(shù)據(jù)來(lái)自Baker等(2016)[3]構(gòu)造的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)(http∶//www.policyuncertainty.com)，名義稅率和研發(fā)支出的數(shù)據(jù)來(lái)自WIND數(shù)據(jù)庫(kù)，其他相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。本文對(duì)除經(jīng)濟(jì)政策不確定性(宏觀變量不做縮尾處理)之外的所有連續(xù)變量在1～99%分位上進(jìn)行了Winsorize處理，對(duì)所有回歸都使用穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤2。

二、變量定義與度量

1.經(jīng)濟(jì)政策不確定性

本文采用Baker等(2016)[3]編制的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)衡量中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性，該指數(shù)通過(guò)對(duì)香港最大的英文報(bào)紙《南華早報(bào)》(SCMP)進(jìn)行分析，統(tǒng)計(jì)出該報(bào)紙有關(guān)中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的文章在每月刊發(fā)文章中的占比，即用有關(guān)中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性文章數(shù)量除以該刊當(dāng)月刊發(fā)的文章總數(shù)量，得到月度中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)。本文使用季度數(shù)據(jù)作為研究樣本，而獲取的是月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)數(shù)據(jù)，因此需將月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)轉(zhuǎn)化為季度經(jīng)濟(jì)不確定性數(shù)據(jù)數(shù)據(jù)。借鑒Gulen和Ion(2016)[16]、Wang等(2014)[25]和Zhang等(2015)[26]的做法，本文將每個(gè)季度構(gòu)成的三個(gè)月度經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)進(jìn)行算術(shù)平均和加權(quán)平均，進(jìn)而得到季度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)，且都取滯后一期(緩解可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題)得到經(jīng)濟(jì)政策不確定性的兩種衡量方式即Epu1和Epu2：

2.公司避稅

現(xiàn)有的實(shí)證研究中，存在多種度量公司避稅的方法，但尚無(wú)統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)(Hanlon and Heitzman,2010)[17]，本文采用最常用的兩種方法來(lái)衡量公司避稅：

一是會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)(Desai and Dharmapala,2006)[13]。會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)越大，公司的避稅程度越高。會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)=(利潤(rùn)總額-應(yīng)納稅所得額)/期末資產(chǎn)總計(jì)，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(rùn)之后的會(huì)計(jì)-稅收差異(Ddbtd)(Desai and Dharmapala,2006)[13]。由于會(huì)計(jì)-稅收差異(Btd)衡量公司避稅時(shí)未考慮盈余管理產(chǎn)生的影響(Hanlon and Heitzman,2010)[17]，因此，本文同時(shí)采用扣除應(yīng)計(jì)利潤(rùn)影響之后的會(huì)計(jì)-稅收差異(Ddbtd)來(lái)度量。Ddbtd通過(guò)模型(3)來(lái)估計(jì)：

其中，總應(yīng)計(jì)利潤(rùn)(TACC)=(凈利潤(rùn)-經(jīng)營(yíng)性現(xiàn)金流量?jī)纛~)/期末資產(chǎn)總計(jì)；u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=ui+εi,t，即為扣除應(yīng)計(jì)利潤(rùn)影響之后的會(huì)計(jì)-稅收差異。

3.控制變量

借鑒Chen等(2010)[8]和吳聯(lián)生(2009)[40]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)，等于期末資產(chǎn)總計(jì)的自然對(duì)數(shù)。根據(jù)規(guī)模效應(yīng)理論，規(guī)模大的公司擁有更多的游說(shuō)資源和能力來(lái)進(jìn)行稅收規(guī)避；但政治成本假說(shuō)認(rèn)為，公司規(guī)模越大，會(huì)受到更多的監(jiān)管部門及公眾關(guān)注，從而導(dǎo)致更高的公司避稅成本。因此，無(wú)法預(yù)測(cè)公司規(guī)模(Size)系數(shù)的符號(hào)。(2)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)，等于期末負(fù)債合計(jì)與期末資產(chǎn)總計(jì)比值。一方面，高負(fù)債水平的公司有可能會(huì)為了緩解債務(wù)壓力而實(shí)施避稅活動(dòng)來(lái)節(jié)省現(xiàn)金流支出；另一方面，較高的負(fù)債水平可以增大利息的抵稅效應(yīng)，從而降低避稅動(dòng)機(jī)。因此，無(wú)法判斷資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)系數(shù)的符號(hào)。(3)資產(chǎn)收益率(Roa)，等于當(dāng)期凈利潤(rùn)除以平均總資產(chǎn)。資產(chǎn)收益率一定程度上代表了公司的經(jīng)營(yíng)效率，該比值越大，公司經(jīng)營(yíng)效率越高，避稅動(dòng)機(jī)可能越??；但資產(chǎn)收益率較高的公司會(huì)有更多的應(yīng)納稅所得額，更有可能實(shí)施避稅活動(dòng)。因而，無(wú)法預(yù)判資產(chǎn)收益率(Roa)的符號(hào)。(4)固定資產(chǎn)密集度(Ppe)，等于期末固定資產(chǎn)凈值除以期末資產(chǎn)總計(jì)。固定資產(chǎn)密集度越大的公司，有著更多的空間采取不同的折舊方法，進(jìn)而降低企業(yè)稅負(fù)水平。因此預(yù)計(jì)固定資產(chǎn)密集度(Ppe)的系數(shù)符號(hào)為正。(5)存貨密集度(Invent)，等于期末存貨凈值除以期末資產(chǎn)總計(jì)。一般而言，固定資產(chǎn)密集度越高，則存貨密集度越低。因此，預(yù)期存貨密集度(Invent)系數(shù)為負(fù)。(6)無(wú)形資產(chǎn)密集度(Intang)，等于期末無(wú)形資產(chǎn)凈值除以期末資產(chǎn)總計(jì)。由于研發(fā)費(fèi)用的部分稅收抵免效應(yīng)，導(dǎo)致無(wú)形資產(chǎn)密集的企業(yè)稅負(fù)水平較低。因此，預(yù)計(jì)無(wú)形資產(chǎn)密集度(Intang)系數(shù)為正。(7)投資收益(Eqinc)，等于期末投資收益與期末資產(chǎn)總額的比值。居民納稅人之間符合條件的權(quán)益性投資收益免稅，故該比值越高，避稅程度越高。因此，預(yù)計(jì)投資收益(Eqinc)系數(shù)的符號(hào)為正。(8)賬面市值比(Bm)，等于權(quán)益資本的賬面價(jià)值除以市場(chǎng)價(jià)值。Bm越小，表明公司成長(zhǎng)性越高，公司因受到更多的關(guān)注可能減少避稅活動(dòng)。因此預(yù)期賬面市值比(Bm)系數(shù)為正。(9)公司成長(zhǎng)性(Growth)，等于營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率。公司成長(zhǎng)性越高，發(fā)展需要的現(xiàn)金流更多，避稅動(dòng)機(jī)更大；同時(shí)，高成長(zhǎng)性的公司有較多的投資項(xiàng)目，可以利用投資項(xiàng)目進(jìn)行更多的避稅行為。因此，預(yù)計(jì)成長(zhǎng)性(Growth)系數(shù)為正。

三、模型設(shè)計(jì)

本文設(shè)立了模型(4)來(lái)檢驗(yàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司稅收規(guī)避的影響：自變量為經(jīng)濟(jì)政策不確定性(Epu1/Epu2)，因變量為公司避稅(Btd/Ddbtd)，其他為控制變量，包括行業(yè)及季度控制變量。本文主要關(guān)注模型(4)中經(jīng)濟(jì)政策不確定性(Epu1/Epu2)系數(shù)β1的符號(hào)，若β1顯著為負(fù)，則本文假設(shè)1a得證，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性可以降低公司的避稅程度；若β1顯著為正，則本文假設(shè)1b得證，即經(jīng)濟(jì)政策不確定性可以提高公司的避稅程度。

實(shí)證結(jié)果與分析

一、描述性統(tǒng)計(jì)

表1列出了相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。結(jié)果顯示：避稅指標(biāo)中，Ddbtd/Btd的均值為0.005/0.001，即大多數(shù)公司的會(huì)計(jì)利潤(rùn)都大于應(yīng)納稅所得額，說(shuō)明我國(guó)公司存在利用稅收優(yōu)惠和其它方式避稅的可能性，這與李成等(2016)[31]的研究相一致；經(jīng)濟(jì)政策不確定性指標(biāo)中，Epu1的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為5.048和0.467，最小值為4.289，最大值為6.021，Epu2的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為5.021和0.494，最小值為3.989，最大值為5.950，說(shuō)明各季度經(jīng)濟(jì)政策不確定性的程度差異較大，這便于更好地考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)公司避稅的影響；公司規(guī)模(Size)的標(biāo)準(zhǔn)差是1.274，最小值為21.856，最大值為26.036，說(shuō)明不同公司之間的規(guī)模差異較大；資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)的均值為0.435，說(shuō)明平均而言，樣本公司的負(fù)債率較為合理。此外，其他變量結(jié)果和已有文獻(xiàn)基本一致，不再贅述。

表1 變量描述性統(tǒng)計(jì)

表2 變量相關(guān)系數(shù)

表3 經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司避稅

二、相關(guān)性分析

表2列示了主要變量之間的Pearson和Spearman相關(guān)系數(shù)。結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)政策不確定性(Epu1/Epu2)與公司避稅(Btd/Ddbtd)的相關(guān)系數(shù)為正，且與Ddbtd的相關(guān)系數(shù)在1%的置信水平上顯著。初步支持了“經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大，公司避稅程度越高”的假設(shè)。Epu1與Epu2的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.979(p＜0.01)和Spearman相關(guān)系數(shù)為0.980(p＜0.01)，Btd與Ddbtd的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.940(p＜0.01)和Spearman相關(guān)系數(shù)為0.867(p＜0.01)，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性和公司避稅的度量方法較為穩(wěn)健。此外，選取的控制變量基本上都與公司避稅(Btd/Ddbtd)顯著相關(guān)，且這些變量之間的相關(guān)系數(shù)大多小于0.5；同時(shí)，本文對(duì)模型中的所有解釋變量進(jìn)行了方差膨脹因子(VIF)診斷，結(jié)果顯示最大的VIF為2.42，遠(yuǎn)小于10，說(shuō)明本文研究模型選取了具有較好代表性的控制變量且不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

三、回歸分析

表3列示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司稅收規(guī)避的OLS回歸結(jié)果。結(jié)果表明：經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司避稅在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，即在其他條件不變的情況下，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大，公司的稅收規(guī)避程度越高，驗(yàn)證了假設(shè)1b。在經(jīng)濟(jì)意義上，以表3第(1)列和第(2)列的回歸結(jié)果為例，Epu1的回歸系數(shù)分別為0.0029和0.0041，這說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性每上升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，公司避稅程度(Btd/Ddbtd)分別增加10.08%和9.57%個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，具有顯著的經(jīng)濟(jì)意義。其他控制變量的結(jié)果符合預(yù)期，不再贅述。

四、進(jìn)一步研究

為了更直接、更具體地體現(xiàn)經(jīng)濟(jì)政策不確定性增加公司稅收規(guī)避程度的路徑，本文進(jìn)一步探尋經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司稅收規(guī)避的渠道機(jī)制。如上文所述，經(jīng)濟(jì)政策不確定性可能通過(guò)增加研發(fā)支出、加劇公司面臨的融資約束以及促使公司實(shí)施向下的盈余管理等途徑來(lái)進(jìn)行稅收規(guī)避。因此，本文采用研發(fā)支出(Rd)、融資約束(Dcash)以及盈余管理(Da)作為經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司避稅的中介變量。參考Shen等(2013)[22]的文獻(xiàn)，研發(fā)支出(Rd)用研發(fā)費(fèi)用除以營(yíng)業(yè)收入來(lái)度量。借鑒Almedai等(2004)[1]的方法，本文采用現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性(Dcash)來(lái)衡量融資約束，“現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性”等于現(xiàn)金及現(xiàn)金等價(jià)物增加額/期初總資產(chǎn)。同時(shí)，本文采用修正的Jones截面模型(Dechow et al.,2000)[11]計(jì)算得出的操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目值衡量應(yīng)計(jì)盈余管理程度。具體模型見(jiàn)公式(5)。

其中經(jīng)營(yíng)性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目總額TA，用當(dāng)期營(yíng)業(yè)利潤(rùn)與經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量的差值衡量，Asset表示期初資產(chǎn)總計(jì)，ΔRev為當(dāng)期營(yíng)業(yè)收入增加值，ΔRec表示當(dāng)期應(yīng)收賬款增加值，F(xiàn)A表示期末固定資產(chǎn)原值，應(yīng)計(jì)盈余管理程度(Da)用該模型估計(jì)得到的殘差作為衡量指標(biāo)。

本文借鑒溫忠麟等(2004)[39]的方法，設(shè)定遞歸方程模型(6)～(8)來(lái)檢驗(yàn)研發(fā)支出(Rd)、融資約束(Dcash)以及盈余管理(Da)的中介效應(yīng)：

檢驗(yàn)原理如下：首先估計(jì)方程(6)，如果θ1顯著大于0，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性確實(shí)能夠增加公司稅收規(guī)避程度；在此基礎(chǔ)上再估計(jì)方程(7)和(8)，如果φ1和ω2均顯著大于(或小于)0，則表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過(guò)中介變量提高了公司避稅程度；另外，如果方程(8)中ω2顯著但φ1不顯著，表明中介變量具有完全中介作用，但如果φ1和ω2中有一個(gè)不顯著，則須通過(guò)Sobel檢驗(yàn)來(lái)判斷中介變量的中介效應(yīng)。

表4 經(jīng)濟(jì)政策不確定性、研發(fā)支出與公司避稅

表4列示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過(guò)增加研發(fā)支出提高公司稅收規(guī)避程度的檢驗(yàn)結(jié)果。本文借鑒孟慶斌和師倩(2017)[34]以及顧夏銘等(2018)[30]的做法，在模型(7)中控制了公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)收益率(Roa)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、公司投資和成長(zhǎng)機(jī)會(huì)(TobinQ)以及公司上市年份(Time)等可能影響研發(fā)支出的變量。從表4可以看出：第(1)列和第(4)列中Epu1和Epu2的系數(shù)顯著大于0，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性顯著提高了公司研發(fā)支出水平；同時(shí)，第(2)列、第(3)列和第(5)列、第(6)列中Rd的系數(shù)顯著大于0，Epu1和Epu2的系數(shù)為正且顯著，這表明研發(fā)支出具有顯著的部分中介效應(yīng)。

表5列示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過(guò)加劇融資約束從而增加公司避稅行為的檢驗(yàn)結(jié)果。本文參考Almedai等(2004)[1]的文獻(xiàn)，在模型(7)中將公司規(guī)模(Size)、凈現(xiàn)金流(CF)、流動(dòng)負(fù)債變動(dòng)(DStd)、凈營(yíng)運(yùn)資本變動(dòng)(DNwc)、公司成長(zhǎng)性(Growth)以及公司資本支出(Expend)等作為可能影響融資約束的控制變量。由表6可見(jiàn)，第(1)列和第(4)列中Epu1和Epu2的系數(shù)顯著大于0，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性加劇了公司面臨的融資約束，同時(shí)，第(2)列、第(3)列和第(5)列、第(6)列中Dcash的系數(shù)顯著大于0，Epu1和Epu2的系數(shù)為正且顯著，這表明融資約束具有顯著的部分中介效應(yīng)。

表5 經(jīng)濟(jì)政策不確定性、融資約束與公司避稅

表6分別列示了經(jīng)濟(jì)政策不確定性通過(guò)實(shí)施盈余管理活動(dòng)提高公司稅收規(guī)避程度的檢驗(yàn)結(jié)果。本文借鑒孫健等(2016)[36]的做法，在模型(7)中將公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(Roa)、第一大股東持股比例(Top1)、賬面市值比(Bm)、與控制人類型(Soe)、是否為四大審計(jì)(Big4)等作為可能影響公司盈余管理的控制變量。由表6可以發(fā)現(xiàn)：第(1)列和第(4)列中Epu1和Epu2的系數(shù)顯著小于0，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性促使公司進(jìn)行向下的盈余管理；第(2)列、第(3)列和第(5)列、第(6)列中Epu1和Epu2的符號(hào)顯著為正、Da的符號(hào)顯著為負(fù)，說(shuō)明盈余管理具有顯著的部分中介效應(yīng)。

綜上所述，促進(jìn)公司加大研發(fā)投入、加劇公司面臨的融資約束以及激勵(lì)公司實(shí)施向下的盈余管理是經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高公司稅收規(guī)避程度的重要渠道機(jī)制。

表6 經(jīng)濟(jì)政策不確定性、盈余管理與公司避稅

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.控制內(nèi)生性問(wèn)題

前文分析表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性上升時(shí)，公司的稅收規(guī)避程度會(huì)提高，但這一結(jié)論可能存在內(nèi)生性問(wèn)題。一般而言，內(nèi)生性問(wèn)題存在三種可能，即樣本選擇偏差、遺漏變量與反向因果關(guān)系。由于已經(jīng)采用經(jīng)濟(jì)政策不確定指數(shù)的季度平均的滯后一期值，因此排除存在反向因果關(guān)系的可能。但經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)數(shù)據(jù)來(lái)源于統(tǒng)計(jì)分析，容易受到很多因素干擾，可能存在樣本選擇偏差和遺漏變量問(wèn)題(未報(bào)告的“連接檢驗(yàn)”結(jié)果拒絕“無(wú)遺漏變量”的原假設(shè))。借鑒已有文獻(xiàn)使用“美國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性”作為工具變量緩解內(nèi)生性的做法(Wanget al.,2014; Zhanget al.,2015)[25][26]，本文選取“美國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性變量”的滯后兩期作為工具變量，通過(guò)二階段最小二乘法(TSLS)來(lái)實(shí)現(xiàn)。表7列示了二階段最小二乘法(TSLS)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示：第(2)列和第(4)列的內(nèi)生性檢驗(yàn)(DWH檢驗(yàn))的χ2(1)統(tǒng)計(jì)量p值小于0.1，表明經(jīng)濟(jì)政策不確定性確實(shí)是內(nèi)生變量，可以采用工具變量法來(lái)解決內(nèi)生性問(wèn)題。第一階段F統(tǒng)計(jì)量均超過(guò)10，表明所選工具變量對(duì)內(nèi)生變量具有較好的解釋力，即不存在弱工具變量問(wèn)題；經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司避稅正相關(guān)且在1%的置信水平顯著，即控制內(nèi)生性問(wèn)題后，經(jīng)濟(jì)政策不確定性仍能提高公司稅收規(guī)避程度。這與前文的結(jié)論保持一致。

2.改變主要變量度量方式

(1)替換經(jīng)濟(jì)政策不確定性衡量方式。一是借鑒Gulen和Ion(2016)[16]的研究，用每一個(gè)季度最后一個(gè)月份的經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(LEPU)作為當(dāng)季中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性的衡量指標(biāo)；二是借鑒饒品貴等(2017)[35]的研究，用DEPU衡量經(jīng)濟(jì)政策不確定性，即將EPU在時(shí)間序列上分為兩組，高經(jīng)濟(jì)政策不確定性的組賦值為1，低經(jīng)濟(jì)政策不確定性的組賦值為0；三是借鑒譚小芬和張文婧(2017)[37]的研究，將2009年、2012年、2015年、2016年等經(jīng)濟(jì)政策頻繁變動(dòng)的年份設(shè)定為高度經(jīng)濟(jì)政策不確定時(shí)期，HEPU賦值為1，否則為0?；貧w結(jié)果報(bào)告于表8第(1)～(6)列中。結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司稅收規(guī)避(Btd/Ddbtd)正相關(guān)且在1%的置信水平上顯著，說(shuō)明經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大，避稅程度越高，與前文結(jié)論一致。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：二階段最小二乘法(TSLS)

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變自變量度量方法

表9 穩(wěn)健性檢驗(yàn)：改變因變量度量方法

(2)替換公司避稅的度量方式。借鑒Hanlon and Heitzman(2010)[17]、劉行和葉康濤(2014)[32]的研究，本文采用公司實(shí)際稅率(Etr)以及公司名義稅率減去實(shí)際稅率之差(Rate)來(lái)衡量公司稅收規(guī)避。Etr=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/息稅前利潤(rùn)。實(shí)際稅率(Etr)越大，名義稅率與實(shí)際稅率之差越小，表明公司避稅程度越低?；貧w結(jié)果報(bào)告于表9中。結(jié)果顯示：經(jīng)濟(jì)政策不確定性(Epu1/Epu2)與公司實(shí)際稅率(Etr)之間在1%的置信水平顯著負(fù)相關(guān)，經(jīng)濟(jì)政策不確定性(Epu1/Epu2)與名義稅率減去實(shí)際稅率之差(Rate)之間在1%的置信水平顯著正相關(guān)。上述結(jié)果表明，經(jīng)濟(jì)政策不確定性越大，公司稅收規(guī)避程度越高，這進(jìn)一步支持了前文的結(jié)論。即改變公司避稅的度量方法，本文研究結(jié)論依然成立。

此外，本文還對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行公司層面聚類調(diào)整，未報(bào)告的結(jié)果顯示：表3第(1)列至第(4)列經(jīng)濟(jì)政策不確定性的系數(shù)大小相同，與公司避稅仍在1%置信水平上顯著。綜上所述，本文穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與前文保持一致，說(shuō)明本文結(jié)論具有較好的可信度。

研究結(jié)論與政策建議

本文考察了經(jīng)濟(jì)政策不確定性與公司稅收規(guī)避程度的關(guān)系，探尋了經(jīng)濟(jì)政策不確定性影響公司稅收規(guī)避的渠道機(jī)制。實(shí)證結(jié)果表明：(1)經(jīng)濟(jì)政策不確定性能夠顯著提高公司稅收規(guī)避程度；(2)經(jīng)濟(jì)政策不確定性提高公司稅收規(guī)避程度有三個(gè)重要渠道機(jī)制：促進(jìn)研發(fā)支出、加劇融資約束以及實(shí)施向下的盈余管理。在控制了內(nèi)生性問(wèn)題、改變主要變量度量方法以及采用公司層面聚類標(biāo)準(zhǔn)誤之后，本文研究結(jié)論仍然成立。

隨著當(dāng)前中美貿(mào)易摩擦的升級(jí)、美國(guó)稅改的實(shí)施以及我國(guó)財(cái)稅體制改革的深化，宏觀經(jīng)濟(jì)政策尤其是稅收政策變動(dòng)更趨頻繁，在這種背景下，本文研究結(jié)論具有重要現(xiàn)實(shí)價(jià)值。本文的政策建議有：(1)經(jīng)濟(jì)政策不確定性會(huì)增加公司稅收規(guī)避程度，這表明政府在對(duì)市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)進(jìn)行宏觀調(diào)控時(shí)，也要關(guān)注政策調(diào)整對(duì)公司避稅行為產(chǎn)生的潛在影響。當(dāng)政府決定對(duì)現(xiàn)行經(jīng)濟(jì)政策進(jìn)行變革時(shí)，要盡可能保持新政策的透明性和延續(xù)性。中美貿(mào)易摩擦和美國(guó)稅改倒逼近期“減稅降費(fèi)”經(jīng)濟(jì)政策不斷加速，要關(guān)注這種政策不確定性對(duì)公司稅負(fù)的影響，確保政策落地見(jiàn)效。(2)當(dāng)公司處于經(jīng)濟(jì)政策不確定性較大的發(fā)展環(huán)境中時(shí)，若現(xiàn)金流充裕，建議適時(shí)抓住發(fā)展機(jī)遇，加大研發(fā)投入和提高創(chuàng)新水平，這樣既能增加競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)又能實(shí)現(xiàn)合理避稅；若現(xiàn)金流短缺，建議加強(qiáng)流動(dòng)性管理：拓展融資渠道以及通過(guò)調(diào)整生產(chǎn)流程、生產(chǎn)資源與能力布局等合理避稅的方式來(lái)獲取現(xiàn)金資產(chǎn)用于自身發(fā)展。

注釋