企业社会责任、独立董事对税收激进的影响

余 爽，周国强

(武汉理工大学 管理学院，湖北 武汉 430070)

近年来，我国企业由于税收激进行为不当导致的税收违法案例不断增加，引起了政府和社会的广泛关注。企业如何调整其税收激进行为，避免突破违法的界限已成为企业不容忽视的风险问题。

目前，国内外学者对企业税收激进的影响因素进行了广泛探讨，如HANCOCK[1]认为企业社会责任能够显著影响税收激进。税收是企业与政府的纽带，若企业采用税收激进行为而没有缴纳足额的税款，则会对社会造成不利影响，那么税收激进行为是违背其社会责任的[2]。RICHARDSON等[3-4]认为独立董事能够显著影响该公司税收激进，因为独立董事是公司治理的重要机制，能够通过解决管理层代理问题从而抑制税收激进行为，且独立董事对企业社会责任的履行也有影响[5]。但独立董事是否会对企业社会责任与企业税收激进的关系有调节作用，这个问题还鲜有学者关注。因此，针对税收激进决策时如何权衡企业社会责任的影响，以及独立董事对管理者税收激进决策过程的影响进行研究，这对我国企业控制纳税风险有重要意义。

1 理论分析与研究假设

1.1 税收激进的概念

企业的纳税行为像一条从白到黑连续变化的“光谱带”，合法纳税和税收违法分别位于“光谱带”的两端，中间存在着大量的灰色地带，即从合理避税到违规避税的行为变化。

税收激进是企业在合法纳税和税收违法之间一系列连续的纳税行为(不包括合法纳税和税收违法两个端点)，主要包括合理避税和违规但不违法的避税行为。但随着各级政府和税务部门税收征管规定的变化，企业的合理避税行为有可能会变成违规避税行为，而企业的违规避税行为有可能会成为税收违法行为。

1.2 企业社会责任对税收激进的影响

自文献[1]提出研究企业税收激进行为时应考虑企业社会责任之后，便不断有学者开始相关理论研究和实证分析。根据利益相关者理论和社会契约理论，政府是企业重要的利益相关者，是企业社会责任活动的对象之一。且企业与政府之间存在着契约关系，企业向政府缴纳充足的税款以保证政府资金的流入；相应地，政府有充足的资金进行公共建设，能为企业提供其所需的社会服务[6]。由此可知，纳税策略也是企业社会责任的重要内容，社会责任感强的企业会减少其税收激进行为。基于此，笔者提出以下假设：

假设1企业履行社会责任的程度越高，其越倾向于减少税收激进行为。

1.3 独立董事对企业社会责任与税收激进关系的调节作用

独立董事通常拥有丰富的学识，能够在管理层决策时提供专业的建议，提高战略决策(包括税收激进决策)的质量[7]。管理层在考虑到企业社会责任的影响后，往往会出于对政府这一利益相关者的保护而减少其税收激进行为。此决策下企业可以保护利益相关者，更符合社会对企业的要求。但同时增加了纳税额，降低了企业业绩和股东权益。

独立董事在帮助管理者税收激进决策时，出于对利益相关者权益和股东权益的权衡，有削弱或者增强企业社会责任与税收激进之间负相关关系的两种可能性。

(1)基于利益相关者理论和社会契约理论，相较于内部董事，独立董事更加关心企业行为对社会及各利益相关者的影响，也更加注重企业除财务绩效以外的社会表现。此时独立董事认为纳税策略也是社会责任的评价指标，因此会建议管理者在综合考虑社会责任的同时，应该考虑到税收激进对政府利益造成的损害，减少税收激进活动，以进一步提高企业整体社会责任的表现。

(2)基于风险管理理论，由于税收激进行为在减少企业资金流出的同时可能会损害企业的声誉，所以独立董事将税收激进视为企业面临的一种风险。而企业社会责任活动的履行，一方面能增加社会公众对企业的信任度，掩饰企业税收激进行为，降低企业税收激进行为曝光的概率；另一方面也能在企业税收激进行为曝光后，转移社会公众对税收激进的关注度，对社会公众进行一定的补偿，减少社会公众因税收激进事件而对企业产生的负面评价[8]。这种情况下，独立董事会建议管理者不必为了企业社会责任过度抑制税收激进活动。

综上可知，独立董事对企业社会责任与企业税收激进的调节作用是很有可能存在的，这种调节作用的方向受到独立董事独立性的影响。独立董事由于自身独立性强弱的不同，面对管理层的税收激进行为可能会做出不同的选择。独立董事人数越多，独立性越强，受到来自控股股东或公司管理层的影响越小，更能跳出企业内部利益框架的束缚，为管理层的战略决策提供支持[9]。基于此，笔者提出以下假设：

假设2独立董事人数占董事会总人数比例越大，企业社会责任抑制税收激进的程度越大。

2 研究设计

2.1 样本选择与数据来源

以我国2011—2017年A股上市公司为研究样本，社会责任评分指标来自我国权威的社会责任评级机构润灵环球每年发布的评分报告，其余财务指标均来自国泰安CSMAR 数据库。根据需要对样本进行如下筛选：①删去ST公司和*ST公司；②删去利润总额为负数或者所得税费用为负数的样本；③删去缺少数据的样本；④删去多种名义所得税税率的样本。最终确定了2 822个样本，并对所涉及到的连续变量都进行了小于1%和大于99%的缩尾处理。所有数据的处理和分析均采用Excel 2007和STATA 14统计软件进行。

2.2 变量选取

2.2.1 被解释变量

参考文献[10]，以“税收激进度”这一名词代表税收激进的程度，税收激进度高也就是指企业税收激进的程度高。目前，国内外学者对税收激进度主要有以下3种衡量方法：①实际税率法，实际税率=所得税费用/税前会计利润；②会计税收差异法(BTD)，会计税收差异=税前利润总额-所得税费用/实际适用税率；③基于会计税收差异的固定效应残差法(TAGG)，即会计税收差异BTDi,t=αTAi,t+μi+εi,t，税收激进度TAGGi,t=μi+εi,t。第3种计量方法去除了盈余管理的影响，更为准确，因此采用第3种方法(TAGG)来计算和分析税收激进度，并且用第2种方法(BTD)做稳健性检验。

2.2.2 解释变量

将润灵环球公布的分数作为衡量企业社会责任表现的指标。润灵环球从我国企业社会责任报告的整体性、内容性、技术性和行业性4个方面着手进行评价指标体系的设置，每个方面都有一级、二级、三级的采分点，然后由专业的分析师进行评分，最后根据权重的不同，汇总4个方面的评分结果，得出总分并对公司的社会责任进行评级。该评价结果能够较好地体现我国社会责任的要求，因此采用润灵环球的企业社会责任评分作为企业社会责任表现的衡量指标。

2.2.3 调节变量

独立董事占比即董事会成员中独立董事的人数除以董事会总人数。假设独立董事占比越大，独立董事独立性越强，越倾向于保护利益相关者的权益，从而增强企业社会责任与税收激进之间负相关关系。

2.2.4 控制变量

(1)企业规模。企业的规模越大，则外界对企业的关注度越高，企业会更加谨慎地考虑税收激进行为。

(2)资产负债率。我国的负债利息可以税前抵扣，能够减少企业需要缴纳的所得税费用，故在一定程度上能够减少企业的税收激进行为。

(3)存货比重。过多存货会占用企业资源，造成资金短缺，从而促进税收激进。

(4)固定资产比重和无形资产比重。固定资产的累计折旧和无形资产的累积摊销能够抵减部分应纳税所得额，从而减少税收激进。

(5)成长能力。企业成长能力强，则说明企业业务处于增长状态，需要更多的资金来支持经营活动，此时企业可能会通过税收激进活动来减少资金流出。

(6)股权集中度。股权集中度越高，控股股东对自身利益增长的要求越高，更倾向于利用税收激进行为增加税后收益。

各变量具体定义如表1所示。

表1 变量定义表

2.3 检验模型

为验证假设1中企业社会责任对税收激进的影响，构建回归模型(1)。

TAGGi,t=α0+α1CSRi,t+α2SIZEi,t+

α3LEVi,t+α4INVENTi,t+α5PPEi,t+

α6INTAi,t+α7MBi,t+α8TOP1i,t+

α9YEARi,t+α10INDi,t+εi,t

(1)

式中：TAGG为税收激进度；CSR为社会责任表现；SIZE为企业规模；LEV为资产负债率；INVENT为存货比重；PPE为固定资产比重；INTA为无形资产比重；MB为成长能力；TOP1为股权集中度；YEAR为年度变量；IND为行业变量；i、t分别表示变量数据所属的企业和年份；α0代表常数项；α1～α10为各变量的回归系数；ε为随机扰动项。

为验证假设2中独立董事对企业社会责任与税收激进关系的调节作用，参照温仲麟[11]提出的调节效应检验方法构建模型(2)。

TAGGi,t=β0+β1CSRi,t+β2OUTDIRi,t+

β3CSRi,t×OUTDIRi,t+β4SIZEi,t+

β5LEVi,t+β6INVENTi,t+β7PPEi,t+

β8INTAi,t+β9MBi,t+β10TOP1i,t+

β11YEARi,t+β12INDi,t+θi,t

(2)

式中：OUTDIR为独立董事占比；CSR×OUTDIR为企业社会责任表现与独立董事占比的乘积项，将此乘积项作为独立董事调节作用的检验项；β0为常数项；β1～β12为各变量的回归系数；θ为随机扰动项。为了消除多重共线性的影响，对乘积项里的两个指标都做了中心化处理。

3 实证分析

3.1 描述性统计

描述性统计结果如表2所示，由表2可知，会计税收差异(BTD)和税收激进度(TAGG)的最小值为负，平均值与中位数接近于0，表明我国整体税收激进水平较低，这可能与我国较为严格的税收征管措施有关。社会责任表现(CSR)的均值与中位数均在40左右，说明我国企业社会责任的履行水平整体较低，还需进一步努力。独立董事占比(OUTDIR)的均值为0.375 0，中位数为0.364 0，可见我国证监会要求上市公司的独立董事人数至少占董事会总人数的1/3，因此样本的均值和中位数只是满足了我国独立董事占比的最低要求，表明我国独立董事的独立性亟待提高。

3.2 基本关系检验

为检验企业社会责任与税收激进的关系以及独立董事对企业社会责任与税收激进关系的调节作用，利用模型(1)和模型(2)进行回归检验，检验结果如表3所示。

表2 全样本描述性统计

表3 基本关系检验的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著

由表3可知，模型(1)中，社会责任表现(CSR)与税收激进度(TAGG)呈负相关关系且在1%的水平上显著，即企业社会责任会抑制税收激进，假设1得到验证。这一结果表明，我国大多数企业都是从利益相关者的角度出发，运用社会责任活动与外部社会各利益相关方维护好关系，以谋取企业长远的发展。因此在企业做好社会责任的同时，也会相应降低其税收激进度。

3.3 税收激进度的分组检验

笔者以样本税收激进度的中位数为分界线，将样本分为高税收激进度组和低税收激进度组，分别利用模型(1)和模型(2)进行检验，回归结果如表4所示。

表4 税收激进度分组检验的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著

由表4可知，在低税收激进度组中，社会责任表现(CSR)对税收激进度(TAGG)在10%的水平上有显著的负向影响，影响系数为-0.000 1；社会责任表现和独立董事占比的乘积项(CSR×OUTDIR)对税收激进度(TAGG)在5%的水平上有显著的正向影响，影响系数为0.001 2。在高税收激进度组中，社会责任表现(CSR)对税收激进度(TAGG)在1%的水平上有显著的负向影响，影响系数为-0.000 2；社会责任表现和独立董事占比的乘积项(CSR×OUTDIR)对税收激进度(TAGG)无显著影响。

税收激进度分组检验结果表明：对于独立董事的调节作用，只在企业税收激进度较低时，独立董事才会削弱企业社会责任与税收激进的负相关关系；当企业税收激进度较高时，独立董事对企业社会责任与税收激进的关系没有显著的调节作用。该结果验证了当社会责任过度抑制税收激进而导致企业业绩和股东利益受损时，独立董事对两者关系的削弱作用更加显著。

综上，上述结果说明我国独立董事独立性不强，优先关注企业业绩和股东权益，一旦股东权益受到侵害，独立董事就会转向股东的立场，为提升股东权益出谋划策。我国独立董事独立性不强的原因主要有：①独立董事的选任制度不独立。我国独立董事的任命由股东大会选举决定，而我国上市公司普遍存在股权高度集中的问题，股东大会基本由大股东掌控，因此独立董事实质上是由大股东决定任命的，其行权时便会优先考虑大股东的利益。②独立董事的经济不独立。我国独立董事由上市公司直接支付薪酬，如果其决策与大股东利益相冲突可能会导致自身收入不保，那么独立董事行权时便会瞻前顾后甚至妥协退让，无法保持真正的独立。尽管我国政府和社会都在大力推进独立董事建设，但我国的实证研究成果并不支持独立董事的监督与战略支持作用。因此，我国企业的独立董事在大股东的牵制下，很难独立客观地对管理者的企业社会责任与税收激进决策给出建议，更多的还是从保护股东权益的角度出发，调节企业社会责任对税收激进的抑制作用。

3.4 稳健性检验

为验证研究结论的可靠性，以BTD为TAGG的替代变量来衡量企业税收激进度，再次对模型(1)和模型(2)进行回归分析。回归结果再次支持了假设1，拒绝了假设2，即企业社会责任对税收激进有显著负向影响，独立董事对企业社会责任与税收激进的负相关关系有削弱作用。

4 结论

以我国2011—2017年沪深两市上市公司作为研究样本，运用回归分析实证检验了企业社会责任、独立董事与税收激进三者之间的关系。研究结果表明：企业社会责任能有效抑制企业税收激进行为，但当税收激进度不高时，独立董事会削弱企业社会责任对税收激进的抑制作用。因此，为了控制纳税风险，我国企业需要积极履行社会责任，如可将企业纳税行为列入社会责任评价指标中。同时加强独立董事的建设，积极开展独立董事对企业纳税策略的学习培训。政府方面也可以加强对社会责任表现较差企业纳税行为的监管，并改善我国独立董事的制度以提高我国独立董事的独立性。