CEO 权力强度、激进避税行为与非效率投资——基于嵌合视角

陈静洁，桂向国

（温州医科大学，浙江 温州 325035）

一、引言

近年来，激进避税现象日益普遍，使得关于避税活动对企业价值影响的研究受到学者广泛关注。大量研究发现避税对企业价值的影响受到不同传导机制的作用。避税代理观认为，在“两权分离”的企业权力结构中，理性经济人基于自利动机，避税活动的复杂、隐蔽等特征容易诱发高管团队的逆向选择和道德风险，加剧代理冲突的严重性，从而有损于企业整体价值（Desai 和Dharmapala，2009；陈冬和唐建新，2013）[1-2]。

避税策略是高管团队对避税的成本、收益及风险综合权衡评估后的结果（代彬等，2016）[3]。控制权理论认为权力配置作为影响企业经营决策和内部治理绩效的核心要素，为应对复杂多变的经营环境，差异性的权力因素自然会导致高管对企业经营状况及自身效用函数的异质性反应和预期，于是倾向于选择实现自我最大化效用的决策方式势必会影响企业的避税策略。根据“高层梯队理论”，团队组织决策行为在很大程度上反映高层管理者权力、能力、背景等个人特征。由于我国大多数企业沿袭着等级有序的层级式管理架构，于是处于高管团队金字塔顶端的CEO 作为高管团队的最高决策者和直接负责人，与其他成员的权力具有明显的不对称性，使得作为“一把手”的CEO 对高管团队在经营决策活动的统一调配，全权指挥团队的行动走向。且当其拥有的权力越大即越有能力影响公司决策（董静等，2020）[4]。CEO 会有力左右高管团队日常经营决策，一旦其做出过于激进的决策，会加剧在企业经营业绩的波动（权小峰和吴世农，2010）[5]。Shleifer 和Vishny（1997）[6]以及康进军等（2020）[7]认为，随着高管权力的增强，会致使其利用信息差异优势为自身创造交易的机会，甚至通过盈余操纵和投资决策增加寻租行为。

投资是制造业立国、加速工业化进程的重要动能因素。据资料显示，从2013—2018 年期间，社会固定资产投资以平均10.71%的比例稳步增长，事实上我国已经发展成为工业产量居世界首位的制造业大国。但随着社会经济整体投资回报率下降、投资泡沫、高杠杆率等问题日益凸显，于是在供给侧改革背景下，向制造业强国道路迈进的征程中，要实现高质量的发展，保持中等以上程度的经济增长，需要把增长动能从投资量的驱动转向投资效率、效益驱动。

基于以上分析，本文利用我国上市公司的数据，深入探讨CEO 权力因素对激进避税行为的作用机理及其经济后果——对企业投资效率的影响。与现有关于投资效率的研究成果相比，鲜有文献将CEO权力强度变量纳入激进避税与企业投资效率的研究框架，以CEO 权力强度与激进避税的嵌合视角探究其交互作用对企业投资效率的影响。

二、理论分析与研究假设

（一）CEO 权力强度与避税寻租

高管团队是企业日常经营、资源配置及战略发展的决策者，基于高阶梯队理论和控制权理论，CEO的权力强度因素直接影响高管团队对企业经营决策的方向。研究认为CEO 权力越大诱使其自利行为的可能性越高。首先，权力强度愈大的CEO 在高管团队中的号召力强，支配力大，愈可能漠视其他高管的意见，调配企业的各种资源为己所用。Lewellyn 和MullerKahle（2012）[8]，陈国辉和尹闽南（2018）[9]均指出，CEO 权力的大小与其过度冒险等激进决策行为呈现正相关关系。其次，当企业董事会人数规模较大时，若CEO 权力偏大，易造成个人霸权的现象，难以实现对其有效的监督和约束，提高了企业的经营风险（刘星等，2012）[10]。康进军等（2020）[7]研究认为高管的权力愈大，则其愈有可能通过利润操纵等行为攫取私利，尤其当企业面临业绩波动幅度增大抑或是业绩与期初预期差距较大时，引发其盈余管理操作的倾向更明显。因此，随着CEO 权力强度的增大，必然伴随着提高其寻租的能力及增加寻租空间的机会，继而更可能造成其做出一些仅符合其私利或偏好却不利于股东利益及企业长远价值的决策。

企业的避税策略往往具有复杂、不透明及专业性等特点，从而给CEO 诸如盈余管理、攫取私利等寻租行为提供庇护（Balakrishnan 等，2012）[11]。于是隐蔽的避税交易可以为高管自利的权力寻租行为提供遮掩和实施条件。同时，权力强度大的CEO 有能力给愈加激进的避税行为提供了相对安全可靠的操作环境和有效保护（Hanlon，2010；代彬等，2016）[12][3]。致使CEO 的权力又会增强高管实施激进避税操作的意愿和行动，于是形成避税与高管权力寻租的反哺效应。且我国上市公司CEO 两职兼任情况较为普遍加之其面临现有的监督约束机制相对孱弱的内部治理情境的现实，使得CEO 作为“一把手”的权力偏于强势，预计CEO 权力强度与避税寻租之间的反哺效应会更凸显。Kang 和Ko（2014）[14]进一步指出，企业在面临管理层的激励失效或未达到他们预期的情形下，高管会倾向于通过实施避税交易实现自我风险补偿。且权力越大的高管越会采取更为激进的避税策略，并在实施过程中发生更多的寻租行为获得个人私利（Kubick 和Lockhart，2017）[15]。

为此提出假设1：CEO 权力强度与企业避税程度正相关。

（二）避税与企业投资效率

避税代理观将企业避税行为引起的策划精力、财报隐患、声誉损失、税务部门关注稽查及法律诉讼等等风险纳入研究框架，且在实施进程中尤其关注高管的自利动机和寻租行为（Desai，2006；Hanlo，2010）[16][12]。避税代理观研究指出，避税行为不透明、复杂及迷惑性等特征必然加剧企业的信息不对称程度，同时，激进避税会提高高管团队的风险承担和声誉损失，恶化企业的代理冲突（Balakrishnan 等，2012；Graham 等，2014）[11][17]。首先，通过避税交易使得占据信息优势的CEO 为首的高管团队，避开企业其他利益相关方监督和制约，导致其投资决策的逆向选择和道德风险，低效率地配置企业有限资源，造成非效率投资（Chen 等，2011；刘行和叶康涛，2013）[18-19]。譬如为享受低风险的既得利益，放弃有利于企业价值但风险相对较大的投资项目，出现投资不足的情形；为谋求自身权力、地位及对企业的掌控力，会盲目扩大投资规模，加大企业风险，造成过度投资。吕伟（2011）[20]研究发现高管会由于构建“企业帝国”的虚荣心成就感等动机，借助激进避税策略为掩护设法将更多的企业资源转移向过度投资、额外补贴及在职消费等自利行为。其次，具有隐蔽、专业性等特点的激进避税活动，并不为法律所提倡，甚至在一定程度上往往有违法的倾向，会严重加剧高管团队的风险承担和声誉损害，引发更激烈的代理冲突。而薪酬契约对避税风险的不可预期性，使得的不完备的激励措施必然扭曲高管团队的努力，无法得到合理的风险补偿，迫使自利动机的企业高管寻求额外的寻租手段，继而导致他们在从事投融资决策等行为时，寻找更多其他补偿方式分散抵消风险（Chen 和Chu，2005；陈冬，2014）[21-22]。（Biddle 等，2009；张玲和朱婷婷，2015）[23-24]通过模型实证高管为弥补激进避税行为带来的风险加成的不利影响，提高其满足个人利益的机会主义行为，往往发生不利于企业价值的非效率投资。综上分析，激进避税行为因为有以CEO 为首的高管团队自利动机与自身利益同企业所有者的代理问题的恶化以及信息非对称优势的地位两个路径，降低企业的投资效率。

为此提出假设2：激进避税程度与企业非效率投资正相关。

（三）CEO 强度的调节作用

避税策略对企业投资效率的影响在很大程度上取决于高管团队权力尤其CEO 的权力强度因素在企业的配置作用。Adams 和Hlmeida（2005）[25]发现，取得实际控制权的CEO，在决策过程中更倾向于忽视其他高管意见，使其更可能推行激进的决策，随之增加企业经营的不确定性。CEO 权力愈大，权力自利途径也更加多元化，腐败的可能性就相对更高，致使企业的经营绩效越差（代彬等，2017）[26]。Laguir 和Stagliano（2014）[27]的研究证实，强势权力的CEO 更倾向于实施更为激进的避税策略，且随之攫取了更多的控制权私利。避税活动的专业性、隐蔽性等特点，在一定程度上为高管滥用权力行为提供了保障，使得以CEO 为核心的高管团队在操作过程中更难以受到董事会的约束与监事会的监管力量的制约。激进避税行为可以降低CEO 因为自利动机加强对企业控制权的风险和寻租的边际成本，于是在避税过程中CEO 为谋求更大的权力强度私利而侵占股东利益违背企业长远价值的现象必然会更凸显，最终导致CEO 权力强度将对企业避税策略的价值效应起到负向调节作用（Kubick 和Lockhart，2017）[15]。同时，激进避税行为提高了高管团队的风险应对与声誉损失等不安因素，无论出于客观迫使还是主观意愿，均致使其获取企业控制权私利实施的动机和寻租空间增大。由此形成了CEO 权力强度和激进避税的嵌合效应。于是，在避税情境中，拥有信息温差优势的CEO 更容易凭借其愈发强势的经营操作权力在进行投资决策的逆向选择和道德风险的选择倾向，并且权力驱使下的避税更可能因高额的代理成本因素扭曲对企业价值传导功能，从而降低企业的投资效率。所以，基于CEO 权力强度与激进避税行为的交互作用，使得高管的避税寻租行为在其权力行使的掩护下，加剧企业的非效率投资。于是本文认为CEO 权力强度在激进避税行为与企业非效率投资的相关性上具有正向调节作用，且越强势的CEO 其发挥的调节作用预计也越强。

为此提出假设3：CEO 权力的增大会强化激进避税对企业非效率投资的正向相关性。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文选取2013—2018 年沪深两市A 股上市公司数据，并对该初选样本数据作如下处理：（1）剔除金融保险等行业类的数据；（2）删除实证研究期间被ST、PT 的样本；（3）剔除税前利润为负的亏损公司样本；（4）剔除公司当期实际所得税费用为负或零的数据；（5）剔除变量数据异常及缺失的样本。经处理得到7 830 个平衡面板数据样本。为避免极端值的影响，对数据在1%和99%水平上进行Winsorize 处理。本文样本采集来自Wind 金融库与Resset 数据库，部分数据通过手工计算整理取得。数据处理和实证过程通过Excel 和Stata 15 完成。

（二）变量设计

1.CEO 权力强度。关于CEO 权力强度的度量，主要参考Finkelstein（1992）、权小锋等（2010）、赵嘉仁等（2017）的测量方法，将高管权力强度分解为组织权力、所有者权力、专家权力和声誉权力等4 个维度，并从中选择八个计量指标综合反映CEO 的权力强度。具体各指标的解释变量如表1 所示：

表1 CEO 权力强度变量相关定义

由于每一个指标只能反映CEO 权力强度的一个方面，因此在本文研究中，采用主成分分析法对上述八个指标提取主成分以生成衡量CEO 权力的综合指标，且用Power 进行表示。具体操作：用Stata 15软件对该八个指标进行正交变换，其运行得到特征根及方差贡献度表（见表2）和主成分载荷表（见表3）。由表2 可知，特征值大于1 的主成分有5 个，并且它们累计的贡献率达到81.53%，于是可用该5 个主成分通过进行线性组合分析计算得到综合得分值，以此衡量CEO 权力强度。通过线性组合方式分别计算各主成分因子，根据表2、表3 所示数据，如第一主成分Comp1 的计算方式：Comp1=0.6830×Dual-0.0105×Bsize-0.1671×Rank-0.1053×Tenure-0.0123×Share-0.1473×Isti-0.0251×Grade+0.6869×Parttimejob，以此类推，分别求出其他主成分因子Comp2、Comp3、Comp4、Comp5。最后将各主成分因子与其相应贡献率相乘并累计相加，其计算公式：Power=0.2376×Comp1+0.2006×Comp2+0.1272×Comp3+0.1261×Comp4+0.1238×Comp5。得出CEO权力强度Power 的值。

表2 特征根及方差贡献度表

表3 主成分载荷表

2.税收激进程度。当前实证关于避税程度的度量主要有两类：

一是公司当期实际所得税率及其变异表达。通常值越小，表明其避税倾向愈明显。但实际征税过程中我国的税收政策相对复杂，并且上市公司常常享受了税收优惠，于是该计量易造成公司横向比较的不够准确。本文将该指标用于稳健性检验。

二是用会计-税收差异（BTD）指标。

BTDi，t=（（当年税前会计利润-（所得税费用-递延所得税费用）/名义所得税率））/期末总资产。其值越大，更体现企业税收规避的趋势越明显，税收激进程度越高。

但学者们研究认为“会计-税收”的差异不仅受到避税因素影响，还可能源自于盈余管理等操作。于是为了实证结果的稳健性，同时使用扣除应计利润影响后的会计税收差异（DDBTD）衡量税收激进程度。

其中，TACC=（净利润-经营活动产生的净现金流）/期末总资产；μi，t表示第t 期实证企业i 回归之残差的平均值；εi，t则表示t 年度其残差与平均残差μi，t的偏离程度；同时使用变量DDBTD 就设定为他们之和，其表达的意义为在BTD 中不能被应计利润解释即剔除盈余管理等因素后的部分。

3.企业投资效率。本文借鉴度量投资效率的常用Richardson（2006）模型，并参考国内实证研究的操作方法，形成本文的投资效率计量模型。即通过实证模型来测算预期的投资额，再用其与实际投资额差值的绝对数与企业资产规模的比值来反映非效率投资额水平。实证中用模型的残差εi，t表示。当εi，t大于0，意为投资过度，εi，t小于0，表示投资不足，本文记为INEI。

投资模型如下，其回归结果如表4 所示：

表4 投资测算模型的估计结果

其中，INVi，t为公司第t 年的资本投资新增额（固定资产、无形资产和其他长期资产的增加额/年初资产总额），GROWi，t公司第t 年营业收入的增长率，表示投资机会，CASHi，t为公司第t 期现金持有水平（货币资金/年初总资产），SIZEi，t为公司第t 年规模（资产总额的对数），LEVi，t为第t 年公司资产负债率（负债总额/资产总额），AGEi，t为公司第t 年的上市年龄，RETi，t为公司第t 年度股票回报率，另加入行业与年度虚拟变量。

4.控制变量。借鉴相关文献，本文控制了资产负债率（LEV）、企业自由现金流（FCF）、企业固定资产水平（PPE）、资产收益率（ROA）、高管薪酬（PAY）等变量，另控制年度和行业因素，具体定义与含义如表5 所示。

表5 变量及计算说明

（三）模型设定

（1）针对假设1，建立如下的实证模型：

其中税收激进程度TA，同时用BTD 和DDBTD两个指标进行检验；POWER 表示CEO 权力强度，其值取自于主成分分析的变量提取；另选取了预计会影响税收激进程度的控制变量，同时还控制了行业和年度因素。

（2）针对假设2 的检验，建立以下的实证模型：

其中INEI 是上述模型3、模型4 回归的残差的绝对值，控制了选取了影响企业投资效率的变量。

（3）针对假设3 的检验，建立如下的实证模型：

该模型检验CEO 权力强度与税收激进行为的交互作用对企业投资效率的影响。

四、实证分析

（一）描述性统计

表6 列示了主要变量的描述性统计结果。从表6中的数据可知，CEO 权力强度主成分分析后的POWER指标的均值和中位数分别为0.922 1、0.412 2，标准差为1.081 4，最小最大值分别为5.772 3 和-0.831 1，表明我国上市公司CEO 权力强度存在差异，其原因可能是由于CEO 背景及企业异质性等因素的影响。税收激进程度的指标BTD 的平均值与中位数分别为-0.018 6 与-0.013 3，可从很大程度上反映当前我国上市公司在对企业所得税的申报还是偏严的。而扣除盈余管理等因素后的DDBTD 指标的均值为0 且中位数亦大于0 了，这表明税收激进状态在我国上市公司具有普遍性存在的特征。非效率投资指标INEI 的均值为0.042 1，即实证样本数据中可认为非效率投资水平占企业总投资额的一般性比例超过4%，且亦发现其最大值的0.732 3 与最小值0的差距比较明显，表明企业的非效率投资存在较为普遍并且差异性强。其他变量的描述性统计均与相关文献相似，这里不再赘述。

表6 主要变量描述性统计

（二）相关性分析

使用Pearson 相关系数法检验变量之间的共线性问题及初步判断因变量和自变量之间的关系，对税收激进模型及投资效率模型中的相关变量进行相关性检验。主要变量的相关性结果如表7 所示。

表7 主要变量的相关性系数表

首先，可以看出各自变量的相关系数，其绝对值最大为0.476，均小于0.5，说明各自变量之间存在多重共线性的概率较小。其次，可知CEO 权力强度（POWER）与税收激进程度（TA）的变量BTD、DDBTD 较显著的正向相关关系；激进程度避税（TA）的变量BTD、DDBTD 与非效率投资变量（INEI）的明显的正相关。

（三）实证结果与分析

1.表8 列示了模型（3）关于CEO 权力强度与激进避税行为的回归结果，通过BTD 和DDBTD 衡量的避税程度，POWER 的回归系数分别为0.017 8、0.021 2，均显著为正且在1%的置信水平上呈显著相关。表明CEO 权力的增强则会促进激进避税行为的发生，假设1 等到验证。控制变量方面，资产负债率（LEV）的回归系数显著为负，说明当企业面临的财务风险越大时，其避税策略越谨慎；而企业盈利能力越强（ROA）、固定资产比率（PPE）越高均会增强企业的避税激进程度；DUAI 的系数也显著为正，说明当企业的董事长和总经理两职合一时，高管权力越大，则其越有愿意采用激进避税策略。其余变量与当前文献研究也基本一致。

表8 模型（3）的回归结果

2.表9 列示了模型（4）、模型（5）的回归结果。

首先从避税程度变量BTD 和DDBTD 与企业非效率投资关系的系数来看，其标准化回归系数分别在0.01 的置信水平上均显著为正。以BTD 为例具体说明，其回归系数为0.025 2，表明BTD 每增加一个单位，将导致非效率投资上升0.025 2 个单位，且从DDBTD 的避税指标看出，非效率投资更明显，即激进避税程度会提高非投资效率水平，假设2 得到实证支持。

其次重点关注模型（5）交互项系数，即CEO 权力强度与激进避税的交互效应对企业非投资效率的影响。我们发现BTD×POWER、DDBTD×POWER的系数分别为0.024 5、0.025 1，且均在0.01 的水平上显著正相关，说明CEO 权力强度与激进避税形成的嵌合效应很明显地加剧了企业的非效率投资，即CEO 权力对企业避税程度与非效率投资的正相关关系具有显著的调节作用，假设3 得到实证支持。

控制变量方面，FCF 的回归系数在0.01 的水平与投资效率显著相关，这说明企业自由现金流明显影响企业的投资效率；DUAL 的回归系数均在0.1的置信水平呈正相关关系，即CEO 兼任董事长时，容易因为过高的个人权力实现自利动机，于是降低企业投资效率；Ln（BSIZE）与投资效率相关系数显著为正，可能表明董事会规模越大对CEO 的制约能力越差，致使降低了投资效率。IND 的回归系数为负，说明其对非效率投资有制约作用，但效果不显著，即独立董事对企业的投资决策有一定的影响；SOE 的系数在0.05 的置信水平上显著为负，可能因为我国国企高管受到的内控监督比民企偏高，使得其权力的行使面临制约因素，于是对抑制非效率投资有一定的帮助。其他控制变量与当前文献研究也基本一致。

（四）稳健性检验

针对上述实证结果，本文做如下的稳健性检验：首先对于CEO 权力强度变量，借鉴王茂林等（2014）、黄娟等（2016）的做法，本文对上文构造衡量CEO 权力强度的组织权力、所有者权力、专家权力和声誉权力等4 个维度的八个指标的哑变量合成CEO 权力强度的积分变量Power1。

对激进避税程度的变量，实际对企业涉税的观察中，根据GAAP 定义的有效税率反映避税程度。具体操作，使用名义所得税率（RATE）减去有效所得税率的差（ETR）作为BTD 及DDBTD 的代替变量。其中有效所得税率=（所得税费用-递延所得税费用）/当期利润总额。其值越低则其激进避税行为倾向越明显。

上述的回归结果列示在表8、表9 中。稳健测试数据的回归结果在显著性水平和系数方面上文研究结论无实质性改变。

表9 模型（4）、模型（5）的回归结果

五、研究结论和启示

（一）结论

本文选取2014—2019 年沪深两市A 股上市公司平衡面板数据为研究样本，实证分析了高管团队核心CEO 的权力强度因素对企业避税策略的作用机理及CEO 权力强度与激进避税行为的嵌合效应对企业投资效率的影响。实证结果发现：我国上市公司高管团队核心CEO 的权力强度与其避税寻租行为具有反哺效应，且CEO 的权力强度与企业激进避税程度呈显著正相关性；高管团队出于自利动机加剧的代理冲突及信息优势的掌控致使激进避税行为明显降低了企业的投资效率；CEO 权力强度与其避税寻租的嵌合效应使得CEO 权力强度在激进避税行为与企业非效率投资的相关性上具有正向调节作用，进一步降低了企业投资效率。本文的研究结论丰富了避税代理观，给高管团队权力的配置有启示作用，同时为企业投资效率的影响因素研究提供了增量的经验证据。

（二）启示

与现有关于投资效率的研究成果相比，鲜有文献将CEO 权力强度变量纳入激进避税与企业投资效率的研究框架。本文可能的贡献是以CEO 权力强度与激进避税行为的嵌合视角实证分析其交互效应对企业效率投资的影响。

基于本文研究结论，得到以下启示：在理解企业的激进避税活动及对其嵌合效应对企业投资效率不利影响过程中，应将CEO 权力强度因素纳入避税策略决策中予以考虑。应重视“一把手”揽权对企业经营决策的消极影响，通过合理配置高管团队权力结构为导向，适时发挥高管团队集中领导的表决制，改善公司治理机制，解决CEO 权力过大失衡所滋生的决策弊端问题，压缩其借助避税交易实施寻租空间。适当地增加及引入专业性人才比例加入独立董事会队伍，充分发挥独立董事的外部监督作用。在公司治理中，利用合理的考核制度和监督机制对高管团队进行有效的激励和约束，正确引导他们的行为，最大限度发挥其作用。另外，从本文实证样本数据分析，我国上市公司两职兼任比例较为普遍，这必然不利于限制CEO 的权力，因此上市公司可以从优化CEO 遴选及退出机制入手。