肖土盛 孫瑞琦 岳張洋

一、引言

近年來，上市公司高管薪酬-業(yè)績倒掛現(xiàn)象突出，“天價薪酬” “零薪酬”等薪酬亂象頻發(fā)，使得高管薪酬契約的有效性問題受到社會的廣泛關(guān)注（楊德明和趙璨， 2012［1］；孫林和李維安， 2016［2］）。 高管薪酬契約有效與否的核心在于高管薪酬與公司業(yè)績的關(guān)聯(lián)關(guān)系（杜興強和王麗華，2007［3］）。 與公司業(yè)績掛鉤的業(yè)績型薪酬制度，有助于激勵公司高管努力地實現(xiàn)股東財富最大化的經(jīng)營目標，緩解股東與管理者之間的代理問題沖突，進而提升企業(yè)的經(jīng)營效益（Jensen 和 Murphy， 1990［4］）。 因而， 如何設(shè)計有效的高管薪酬契約成為股東密切關(guān)注的問題。

稅收籌劃是在法律和政策允許的框架內(nèi)，利用這些法律和政策的導(dǎo)向，預(yù)先對企業(yè)籌資、投資以及經(jīng)營活動等進行安排籌劃，以達到最大化稅后利益的目的。由于委托代理問題的存在，公司稅收籌劃策略的選擇很大程度上取決于管理者激勵。一方面，稅收籌劃能夠直接降低企業(yè)稅負、增加稅后現(xiàn)金流等提升公司業(yè)績；另一方面，稅收籌劃還能夠通過降低企業(yè)債務(wù)成本、提升公司股票估值等間接使得所有者的投資實現(xiàn)回報。如果管理者的稅收籌劃活動是一個有價值的行為，企業(yè)所有者將制定適當?shù)男匠昙钇跫s確保管理者做出有利于所有者的稅收籌劃策略。例如，Crocker和 Slemrod（2005）［5］發(fā)現(xiàn)， 對企業(yè)管理者實施激勵行為會使他們做出有利于股東的稅收決策。Koester（2011）［6］研究發(fā)現(xiàn)， 有能力合理籌劃稅收的管理者可以促使股東對公司業(yè)績看好，會被看作是企業(yè)的 “好管家”。因此，股東會用更高的薪酬來激勵管理層，努力通過稅收籌劃來提高企業(yè)稅后利潤，即稅收籌劃可促使股東制定具有更高薪酬-業(yè)績敏感性的薪酬契約。然而，由于公司治理水平的差異，這一現(xiàn)象可能在不同治理水平的公司中存在異質(zhì)性。例如，相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)的目標更加多元化，除了經(jīng)濟目標，非經(jīng)濟目標（如承擔社會責任）亦是重要的考核因素（李路和肖土盛，2018［7］），因此企業(yè)對稅收籌劃的積極性不高，企業(yè)所有者激勵管理者進行稅收籌劃的動機較弱。當企業(yè)面臨較高的外部審計監(jiān)督壓力時（如國際四大），企業(yè)為了降低審計風險會降低稅收激進度（金鑫和雷光勇，2011［8］），從而對高管的稅收籌劃需求降低，企業(yè)所有者激勵高管采取稅收籌劃策略的動機也可能相應(yīng)減弱。

本文選取2007—2016年中國A股上市公司樣本，考察了稅收籌劃行為對高管薪酬契約的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，稅收籌劃程度越高的企業(yè)，其高管薪酬-業(yè)績敏感性越高。進一步，本文考察了公司治理水平對稅收籌劃與高管薪酬契約之間關(guān)系的影響。結(jié)果顯示，稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響在民營企業(yè)和非四大審計的樣本中更加顯著。本文的研究結(jié)論有助于增進我們對如何完善管理者薪酬契約這一問題的認識。

本文其余部分安排如下：第二部分為文獻回顧與理論分析，并提出相應(yīng)的研究假說；第三部分為研究設(shè)計；第四部分為實證結(jié)果分析；最后一部分是研究結(jié)論。

二、文獻回顧與理論分析

（一）高管薪酬契約

高管薪酬契約一直被認為是緩解股東與管理者之間代理沖突的重要機制，股東通過設(shè)定具有激勵和約束力的薪酬契約，使得管理者行為決策與股東價值最大化目標一致（Grossman 和 Hart， 1983［9］；孫林和李維安，2016［2］）。由于股東和管理者之間存在信息不對稱，股東難以通過充分的信息了解企業(yè)經(jīng)營狀況，而只能間接地通過管理層經(jīng)營的最終業(yè)績等來判斷是否給予其相應(yīng)的激勵。若能夠?qū)⒐芾韺拥男匠昱c企業(yè)業(yè)績掛鉤，可以促使管理層在謀求個人利益的同時約束自己的行為，向股東希望的目標努力（Holmstrem和Milgram，1987［10］），最終使得管理層與股東的目標趨于一致，從而達到提升公司業(yè)績、增加股東財富的目的。制定業(yè)績型薪酬契約是解決激勵相容性問題的關(guān)鍵，業(yè)績型薪酬可通過提升薪酬業(yè)績關(guān)聯(lián)程度來最小化代理成本問題（Jensen和 Murphy， 1990［4］）。國外已有大量文獻證明了管理者薪酬與企業(yè)業(yè)績存在正相關(guān)性（Coughlan 和 Schmidt， 1985［11］；Murphy，1986［12］；Joscow 等， 1993［13］）。 近年來， 國內(nèi)研究亦發(fā)現(xiàn)高管薪酬與公司業(yè)績存在顯著正相關(guān)關(guān)系（杜勝利和翟艷玲， 2005［14］；杜興強和王麗華，2007［3］；吳聯(lián)生等， 2010［15］； 劉慧龍等， 2010［16］；方軍雄，2012［17］），這表明中國上市公司已逐步建立了業(yè)績型薪酬制度。

（二）稅收籌劃與高管薪酬

稅收籌劃是在法律和政策允許的框架內(nèi)，利用這些法律和政策的導(dǎo)向，預(yù)先對企業(yè)籌資、投資以及經(jīng)營活動等進行安排籌劃，以達到最大化稅后利益的目的。稅收籌劃，可以實現(xiàn)企業(yè)與國家的雙贏（李大明，2002［18］）。首先，對于企業(yè)的益處顯而易見，稅收籌劃可以提高其經(jīng)濟活動的效率，增加稅后利潤。其次，對于國家而言，企業(yè)的稅收籌劃符合稅法的立法意圖，是對宏觀稅收調(diào)控的正確市場反應(yīng)，促進資源的有效配置。因而，合法的稅收籌劃是在法律政策允許范圍內(nèi)進行的正當行為，受到國家和政策的支持。

關(guān)于薪酬激勵與稅收規(guī)避的研究也有很多。Phillips（2003）［19］發(fā)現(xiàn)使用稅后會計業(yè)績確定業(yè)務(wù)單元的管理者薪酬時會導(dǎo)致更低的有效稅率水平，但在確定CEO薪酬時沒有發(fā)現(xiàn)這一關(guān)系。Desai和Dharmapala（2006）［20］發(fā)現(xiàn)由于利潤轉(zhuǎn)移和稅收規(guī)避之間存在互補關(guān)系，增加激勵薪酬會降低稅收規(guī)避，并且在較差的公司治理環(huán)境中更為嚴重。Armstrong等（2012）［21］則發(fā)現(xiàn)風險承擔的股權(quán)激勵與稅收規(guī)避正相關(guān)，且在高水平稅收規(guī)避公司更強。此外，董事會獨立性和董事會財務(wù)技能在低水平的稅收規(guī)避公司中與稅收規(guī)避程度正相關(guān)，而在高水平的稅收規(guī)避公司中與稅收規(guī)避程度負相關(guān)。Rego和Wilson（2012）［22］發(fā)現(xiàn)股權(quán)風險激勵促進管理者采用具有風險性的稅收規(guī)避，從而為公司和股東獲得凈收益。Gaertner（2014）［23］發(fā)現(xiàn)CEO稅后激勵的使用與有效稅率負相關(guān)，并且CEO薪酬與CEO稅后激勵的使用正相關(guān)。Armstrong等（2015）［24］利用詳細的管理層薪酬數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)對稅務(wù)主管的薪酬激勵與GAAP有效稅率負相關(guān)，但與現(xiàn)金有效稅率、會計-稅收差異及其他稅收激進程度關(guān)系較小。

稅收占據(jù)企業(yè)利潤總額的百分之十幾，合理的避稅策略可以有效降低企業(yè)稅負，增加企業(yè)的稅后收益，進而為股東帶來收益。例如，Mills等（1998）［25］研究發(fā)現(xiàn)，在稅收籌劃中每付出1美元，將可以減少4美元稅負。由于企業(yè)分紅能力取決于自由現(xiàn)金流（謝德仁，2013［26］），增加的稅后現(xiàn)金流可用于給股東派發(fā)股利、分紅等活動。同樣地，稅后現(xiàn)金流若被用于凈現(xiàn)值為正的投資項目，則可為企業(yè)和股東帶來投資收益。此外，企業(yè)稅后收益的提升，通常被股票市場解讀為利好消息，從而有可能促進股票價格的上升，提升股東價值。盡管稅收籌劃活動會增加企業(yè)的稅后收益，但實施稅收籌劃也可能增加其他經(jīng)濟成本， 即非稅成本（Scholes等， 1992［27］）。 非稅成本包括潛在的稅務(wù)稽查風險、稅務(wù)安排下企業(yè)信息不對稱程度上升、債務(wù)契約成本、違反稅收規(guī)制成本等，這些非稅成本將損害股東收益。Hasan等（2014）［28］發(fā)現(xiàn)銀行認為稅收規(guī)避公司具有更高的風險，因此具有更大稅收規(guī)避的公司在獲取銀行借款時具有更高的融資成本。鑒于管理者的稅收籌劃活動是一個有價值的行為，在給定非稅成本的情況下，企業(yè)的所有者傾向于制定適當?shù)男匠昶跫s來激勵管理者的稅收籌劃行為，如給管理者提供更高的薪酬。

（三）理論分析與研究假說

以往研究文獻表明，稅收籌劃有助于提升公司業(yè)績。一方面，稅收籌劃可以提升公司價值。例如， De Simone和 Stomberg（2012）［29］發(fā)現(xiàn)稅收規(guī)避能夠顯著提升公司的托賓Q值，尤其是對那些營業(yè)收入可在全球轉(zhuǎn)移的跨國企業(yè)。類似地，王靜等（2014）［30］則發(fā)現(xiàn)，對公司治理較好的企業(yè)，稅收規(guī)避活動能夠提升公司價值。另一方面，稅收規(guī)避活動中產(chǎn)生的債務(wù)稅盾和非債務(wù)稅盾存在替代效應(yīng)（Graham和Tucker，2006［31］）。 積極的稅收規(guī)避會帶來強大的債務(wù)替代效應(yīng)，避稅程度較高的企業(yè)傾向于保持較低的財務(wù)杠桿，這有助于降低企業(yè)違約概率和債務(wù)成本，從而提升企業(yè)經(jīng)營績效。 Koester（2011）［6］發(fā)現(xiàn)，有能力合理籌劃稅收的管理者可以促使股東對公司業(yè)績看好，會被看作企業(yè)的 “好管家”。既然積極稅收籌劃會帶來企業(yè)績效的提升，從激勵相容的角度來看，能夠提高企業(yè)績效的管理層理應(yīng)獲得較高的報酬。

盡管稅收籌劃活動會增加企業(yè)的稅后收益，但實施稅收籌劃也可能增加企業(yè)非稅成本，如企業(yè)信息環(huán)境的惡化、潛在的稅務(wù)稽查風險、債務(wù)契約成本等（Scholes等， 1992［27］）。 這些非稅成本亦可能損害企業(yè)管理者的利益和聲譽，甚至失去目前的管理職位。因此，企業(yè)如果想讓管理層從事有利于企業(yè)發(fā)展而對其風險較高的稅收籌劃行為，需要對管理者的稅收籌劃活動進行激勵，制定出具有更高薪酬-業(yè)績敏感性的薪酬契約來激勵管理層。否則，如果企業(yè)管理者得不到足夠的激勵，出于個人主義的動機，管理層完全沒有必要為了公司付出相應(yīng)的時間和精力等成本以及承受風險。據(jù)此，本文提出研究假說1。

假說1：稅收籌劃程度較高的企業(yè)，其管理層的薪酬-業(yè)績敏感性越高。

此外，已有大量研究發(fā)現(xiàn)，公司治理會對我國企業(yè)和市場參與者的經(jīng)濟行為產(chǎn)生重要影響（夏立軍和方軼強，2005［32］）。因而，本文認為稅收籌劃與管理層薪酬契約的關(guān)系，還會受公司治理水平的影響。首先，對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)影響可能存在差異。蔡昌等（2017）［33］統(tǒng)計顯示，民營企業(yè)實際稅率維持在4%左右，遠低于國有企業(yè)實際稅率，表明民營企業(yè)的稅收籌劃程度可能更高。鄭紅霞和韓梅芳（2008）［34］也發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)的稅收籌劃行為更加保守。從薪酬激勵的角度，股東目標是制定薪酬激勵制度時最主要考慮的因素之一（Gibbons， 1998［35］）。對于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)，稅收籌劃對于實現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營目標的作用存在差異。陳冬等（2016）［36］檢驗了國有企業(yè)避稅程度對宏觀經(jīng)濟周期變化的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)在經(jīng)濟下行期國有企業(yè)減少了避稅程度，且國有企業(yè)的避稅程度越少，其未來1～2年獲得的財政補貼和稅費返還越多。國有企業(yè)的最終控制人為中央或地方政府，其納稅行為可以看成是 “左兜進，右兜出”，最終創(chuàng)造的財富都歸國家所有。同時，國有企業(yè)目標更加多元化，除了實現(xiàn)盈利等經(jīng)濟目標，非經(jīng)濟目標（如承擔社會責任）亦是重要的考核因素（李路和肖土盛，2018［7］），因此企業(yè)對稅收籌劃的積極性不高，企業(yè)所有者激勵管理者進行稅收籌劃的動機較弱。相比而言，民營企業(yè)更以企業(yè)自身的盈利為目標，其籌劃納稅的動機更強。因而，我們預(yù)期民營企業(yè)有更強的動機激勵其管理層進行積極的稅收籌劃活動，進而制定更高薪酬-業(yè)績敏感性的薪酬契約來激勵管理層。由此，本文提出如下研究假說2。

假說2：較之于國有企業(yè)，稅收籌劃對管理層薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響在民營企業(yè)中更加明顯。

其次，對于面臨不同外部審計監(jiān)督壓力的企業(yè)影響可能存在差異。Revsine等（2004）［37］指出， 會計-稅收差異擴大有可能表明公司的盈余狀況存在較大的問題，而通常外部審計會對盈余管理較為異常的公司給予特殊關(guān)注以控制審計風險，且審計風險隨盈余管理程度的增加而提高（Lys和 Watts， 1994［38］）。 在有效的外部審計條件下，企業(yè)為了降低審計風險可能會降低稅收激進度（金鑫和雷光勇，2011［8］）。謝盛紋和田莉（2014）［39］也發(fā)現(xiàn)，高質(zhì)量的審計可以有效制約公司稅收激進活動。因而，我們預(yù)期在外部審計監(jiān)督壓力較高的情形下（如國際四大），企業(yè)為了降低審計風險，對高管稅收籌劃活動的需求減弱，此時企業(yè)所有者激勵高管采取激進的避稅策略的動機相應(yīng)地減弱。由此，本文提出研究假說3。

假說3：較之于高質(zhì)量外部審計，稅收籌劃對管理層薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響在外部審計質(zhì)量較低的企業(yè)中更加明顯。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于我國自2007年起實施新會計準則，本文選取了2007—2016年我國A股上市公司作為初始樣本。為了使樣本更符合本文的研究需求，我們按以下步驟進行了篩選：（1）剔除當期所得稅費用小于零的公司樣本（Hanlon， 2005［40］）；（2）剔除金融保險行業(yè)公司樣本；（3）剔除相關(guān)財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。經(jīng)過上述篩選，本文最終得到13 623個公司-年度觀測值。此外，為了減輕潛在的異常值的影響，本文在回歸分析中還對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進行了Winsorize處理。本文研究所用的上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)和股價數(shù)據(jù)均來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）研究模型與變量定義

為了檢驗企業(yè)稅收籌劃對管理層薪酬-業(yè)績敏感性的影響， 借鑒Firth等（2006）［41］、劉行和葉康濤（2012）［42］等的研究，本文構(gòu)建了如下固定效應(yīng)模型：

模型中，因變量PAY為高管薪酬，用前三名高管薪酬平均數(shù)（不含高管領(lǐng)取的津貼）的自然對數(shù)衡量；ROA為企業(yè)業(yè)績，用企業(yè)稅后凈利潤除以期末總資產(chǎn)衡量；DDBTD表示企業(yè)稅收規(guī)避程度。借鑒Desai和 Dharmapala（2006）［20］、劉行等（2016）［43］的研究，本文采用扣除總應(yīng)計利潤影響后的會計與稅收之間的差異（DDBTD）來衡量稅收規(guī)避程度，以消除單純的會計-稅收差異中盈余管理的影響。具體計算如下：首先，計算出企業(yè)的會計-稅收差異（BTD），等于企業(yè)稅前會計利潤與應(yīng)納稅所得額之間的差額，即BTD＝（稅前會計利潤-應(yīng)納稅所得額）／期末總資產(chǎn)，其中，應(yīng)納稅所得額＝（所得稅費-遞延所得稅費用）／名義所得稅稅率。其次，采用以下模型估計得DDBTD：

其中，TACC為總應(yīng)計利潤，等于公司凈利潤減去經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額再除以期末總資產(chǎn)；μi代表公司會計與稅收差異不隨時間變化的固有特征部分，εi，t代表公司會計與稅收差異的變動特征部分。因而，DDBTD即為μi與εi，t之和， 它代表BTD中不能被應(yīng)計利潤解釋的部分。DDBTD數(shù)值越大，意味著企業(yè)稅收規(guī)避程度越高。為了緩解可能的內(nèi)生性問題，在回歸模型中，本文采用公司前一年的稅收規(guī)避程度進行回歸。

根據(jù)前人的相關(guān)研究，我們還在模型中加入了其他控制變量。包括企業(yè)規(guī)模（SIZE），用企業(yè)期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量。資產(chǎn)負債率（LEV），等于企業(yè)期末總負債除以期末總資產(chǎn)。企業(yè)成長性（MB），等于期末股票市場價值除以賬面價值。市場業(yè)績（RET），等于經(jīng)市場調(diào)整的公司股票年收益率。產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE），若為國有企業(yè)則取值為1，否則為0。董事會規(guī)模（BSIZE），等于董事會總?cè)藬?shù)的自然對數(shù)。獨立董事比例（INDDIR），等于公司獨立董事人數(shù)占董事會總?cè)藬?shù)的比例。股權(quán)集中度（CONC），等于公司前十大股東持股比例的平方和。兩職合一（DUAL），若董事長和總經(jīng)理由同一人兼任取值為1，否則為0。此外，我們還在模型中控制了時間效應(yīng)的影響。根據(jù)研究假說1，我們預(yù)期模型（1）中交互項ROA×DDBTD的系數(shù)α3顯著為正，即稅收規(guī)避程度較高的企業(yè)，其管理層的薪酬-業(yè)績敏感性更高。

為檢驗本文的研究假說2和假說3，我們將樣本公司進行分組并利用模型（1）進行回歸檢驗。具體地，對于假說2，我們將樣本公司按照最終控制人性質(zhì)分為 “國有企業(yè)”組和 “民營企業(yè)”組。對于假說3，我們根據(jù)公司聘請的外部審計師分為 “國際四大”組和 “非國際四大”組。一般認為，較大規(guī)模的事務(wù)所提供的審計服務(wù)質(zhì)量更高（Deangelo，1981［44］）。根據(jù)研究假說2和假說3，我們預(yù)期模型（1）中交互項的系數(shù)α3分別在民營企業(yè)和非國際四大審計樣本中更加顯著為正。

表1列示了本文主要變量的定義。

表1 主要變量定義

四、實證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表2中可見，PAY的均值和中位數(shù)分別為12.943和12.954，標準差為0.742，說明我國滬深A(yù)股上市公司高管薪酬存在較大的差異。ROA的均值為0.041，標準差為0.058，亦反映出我國上市公司業(yè)績參差不齊。DDBTD的均值和中位數(shù)分別為0.003和-0.002，標準差為0.059，表明各個企業(yè)之間的稅收規(guī)避程度差異明顯。INDDIR的均值為0.370，基本達到我國證監(jiān)會要求上市公司的獨立董事比例不得低于1／3的規(guī)定。其他控制變量的描述性統(tǒng)計與以往研究類似。

表2 描述性統(tǒng)計

表3報告了主要變量的相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，PAY與ROA的相關(guān)系數(shù)為0.253，在1%水平上顯著為正，這符合理論預(yù)期。PAY與DDBTD的相關(guān)系數(shù)為0.245，且在1%水平上顯著為正，這一定程度上說明稅收規(guī)避程度較高的管理者獲取了更高的薪酬。其余變量的相關(guān)系數(shù)均不高，說明模型不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關(guān)系數(shù)表

（二）主要假說檢驗結(jié)果

表4的組A列示了模型（1）的基本檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，交互項ROA×DDBTDt-1的系數(shù)為4.295，在1%的水平上顯著為正，這說明企業(yè)稅收籌劃程度越高，其管理層的薪酬-業(yè)績敏感性越高，支持了本文研究假說1。模型其他控制變量的系數(shù)與以往研究發(fā)現(xiàn)基本一致。例如，公司規(guī)模SIZE的系數(shù)為0.201，且T值達到13.36，這說明規(guī)模是影響高管薪酬的一個重要因素（魏剛，2000［45］）。企業(yè)成長性MB的系數(shù)為0.004，并在1%的水平上顯著為正，說明成長性較高的企業(yè)，其管理層更可能獲得高薪酬。此外，董事會規(guī)模BSIZE的回歸系數(shù)均顯著為正，這可能與公司治理機制越完善，其薪酬激勵程度越高有關(guān)。

表4 稅收籌劃與高管薪酬-業(yè)績敏感性

為進一步消除稅收籌劃與薪酬契約之間可能存在反向因果關(guān)系，本文借鑒 Ramalingegowda和 Yu（2012）［46］的方法，在基本模型中同時加入t-1期、t期和t+1期的稅收規(guī)避及其與企業(yè)業(yè)績的交互項，具體如模型（3）所示。如果真的是稅收籌劃對薪酬-業(yè)績敏感性產(chǎn)生影響，那么在控制t期和t+1期稅收規(guī)避的影響之后，t-1期的稅收規(guī)避與企業(yè)業(yè)績的交互項應(yīng)該仍然顯著。

表4的組B報告了模型（3）的檢驗結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，在控制t期和t+1期的稅收規(guī)避及其與企業(yè)業(yè)績的交互項后，t-1期的稅收規(guī)避與企業(yè)業(yè)績的交互項ROA×DDBTDt-1的系數(shù)為4.076，仍在1%的水平上顯著為正。相反，ROA×DDBTDt和ROA×DDBTDt+1的系數(shù)均不顯著，這與稅收籌劃與薪酬契約之間的關(guān)系可能是反向因果導(dǎo)致的解釋不一致。

表5報告假說2的檢驗結(jié)果，其中組A和組B分別列示了國有企業(yè)和民營企業(yè)樣本的回歸結(jié)果。從中不難發(fā)現(xiàn)，交互項ROA×DDBTD的系數(shù)在民營企業(yè)顯著為正（系數(shù)為5.254，T值為4.678），盡管在國有企業(yè)樣本也為正（系數(shù)為 3.933，T值為2.582），但其系數(shù)更小。進一步比較兩組樣本中ROA×DDBTD的系數(shù)差異，發(fā)現(xiàn)組間系數(shù)存在顯著性差異（P值為0.001）。這些結(jié)果表明，稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響在民營企業(yè)樣本中更強，從而支持了本文的研究假說2。

表5 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

為檢驗本文假說3，即企業(yè)面臨的外部審計監(jiān)督壓力的影響。已有的研究表明，會計師事務(wù)所規(guī)模越大，其審計程序越嚴格，相應(yīng)地提供的審計服務(wù)質(zhì)量越高（Deangelo， 1981［44］）， 因此本文根據(jù)審計師的規(guī)模將樣本公司劃分為 “國際四大審計”組和 “非國際四大審計”組。表6報告了相應(yīng)的檢驗結(jié)果，其中組A和組B分別列示了國際四大審計和非國際四大審計子樣本的回歸結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，交互項ROA×DDBTD的系數(shù)在非四大審計樣本中顯著為正（系數(shù)為4.285，T值為4.673）；相反，在四大審計樣本中回歸系數(shù)為負但不顯著（系數(shù)為-3.875，T值為-1.094）。進一步比較兩組樣本中ROA×DDBTD的系數(shù)差異，發(fā)現(xiàn)組間系數(shù)差異不顯著（P值為0.594）。當然，由于四大審計組的樣本較少，在解讀該部分結(jié)果時請讀者保持謹慎?？偠灾?，上述結(jié)果表明稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響主要存在于非四大審計樣本中，支持了研究假說3。

表6 外部審計師的影響

（三）穩(wěn)健性檢驗

為使研究結(jié)論更為穩(wěn)健，本文還進行了以下穩(wěn)健性檢驗。首先，改變稅收規(guī)避程度的度量。采用企業(yè)過去三年扣除總應(yīng)計利潤影響后的會計-稅收差異的均值（DDBTD_M）來衡量稅收規(guī)避程度，DDBTD_M值越大說明稅收規(guī)避程度越大。然后，用DDBTD_M替代DDBTD重新對模型（1）進行回歸檢驗，表7的組A列示了相應(yīng)的檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，交互項ROA×DDBTD_M的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，意味著企業(yè)稅收規(guī)避程度越大，高管的薪酬-業(yè)績敏感性越高，從而支持了前文結(jié)論。

其次，改變企業(yè)業(yè)績的度量。我們改用凈資產(chǎn)收益率（ROE）指標衡量企業(yè)業(yè)績，然后重新對模型（1）進行回歸檢驗。表7的組B報告了相應(yīng)的結(jié)果。結(jié)果顯示，交互項ROE×DD_BTD的系數(shù)在1%的水平上顯著為正（系數(shù)為1.277，T值為2.618），其他控制變量的系數(shù)基本類似，本文結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)性變動。

表7 穩(wěn)健性檢驗

續(xù)前表

（四）進一步的檢驗

根據(jù)前文的理論分析，企業(yè)的稅收籌劃會帶來強大的債務(wù)替代效應(yīng)。一方面，避稅程度較高的企業(yè)能夠保持較低的財務(wù)杠桿，對于融資約束較高的企業(yè)，我們預(yù)期應(yīng)該更有動機對高管的稅收籌劃行為進行激勵。借鑒劉星等（2014）［47］的研究，本文根據(jù)企業(yè)規(guī)模和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)構(gòu)造融資約束的代理變量。具體地，每年將企業(yè)規(guī)模高于中位數(shù)且為國有企業(yè)的樣本定義為“低融資約束”組，將企業(yè)規(guī)模低于中位數(shù)且為民營企業(yè)的樣本定義為 “高融資約束”組。表8報告了相應(yīng)的檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，交互項ROA×DDBTD的系數(shù)在高融資約束組顯著為正（系數(shù)為3.843，T值為3.080），而在低融資約束組系數(shù)為正數(shù)但不顯著（系數(shù)為2.584，T值為1.177），且兩組樣本間回歸系數(shù)存在顯著性差異（P值為0.002）。上述結(jié)果表明，稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響主要存在于高融資約束樣本中，這與我們的預(yù)期一致。

表8 融資約束的影響

另一方面，對于現(xiàn)金持有水平較低的企業(yè)，我們預(yù)期應(yīng)該更有動機對高管的稅收籌劃行為進行激勵。具體地，本文每年將現(xiàn)金占總資產(chǎn)比例高于中位數(shù)的樣本定義為 “高現(xiàn)金持有水平”組，將現(xiàn)金占總資產(chǎn)比例低于中位數(shù)的樣本定義為 “低現(xiàn)金持有水平”組。表9報告了相應(yīng)的檢驗結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)，交互項ROA×DDBTD的系數(shù)在低現(xiàn)金持有水平樣本中顯著為正（系數(shù)為4.311，T值為3.196），盡管在高現(xiàn)金持有水平樣本中回歸系數(shù)也顯著為正（系數(shù)為2.825，T值為1.976），但系數(shù)更小，且兩組間回歸系數(shù)存在顯著性差異（P值為0.001）。概而言之，上述結(jié)果表明稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響在低現(xiàn)金持有水平樣本中更強，支持了我們的猜想。

表9 現(xiàn)金持有水平的影響

最后，考慮到實施稅收籌劃可能帶來的企業(yè)非稅成本，如企業(yè)信息環(huán)境的惡化，我們預(yù)期信息環(huán)境較好的企業(yè)更沒有動機激勵管理者進行稅收籌劃活動，以避免企業(yè)信息環(huán)境的惡化。參照 Chen等（2018）［48］的研究，本文對每個公司的股票周回報率數(shù)據(jù)利用資本資產(chǎn)定價模型（CAPM）進行分年度回歸得到模型擬合度R2，然后定義SYN＝log［R2／（1-R2）］，SYN數(shù)值越大表示企業(yè)信息環(huán)境越好。本文根據(jù)企業(yè)信息環(huán)境將樣本分為兩組，表10報告了相應(yīng)的檢驗結(jié)果。結(jié)果顯示：交互項ROA×DDBTD的系數(shù)在信息環(huán)境較好組雖然為正，但不顯著（系數(shù)為2.509，T值為1.630）；相反，在企業(yè)信息環(huán)境較差組，交互項ROA×DDBTD的系數(shù)在1%水平上顯著為正（系數(shù)為4.902，T值為4.097）；兩組間回歸系數(shù)存在顯著性差異（P值為0.007）。這與我們的預(yù)期一致，稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響主要存在于信息環(huán)境較差的企業(yè)樣本中。

表10 企業(yè)信息環(huán)境的影響

續(xù)前表

五、研究結(jié)論與啟示

近年來高管薪酬契約的有效性問題受到廣泛關(guān)注，本文基于2007—2016年我國A股上市公司數(shù)據(jù)，考察了企業(yè)稅收籌劃對管理層薪酬契約的影響。實證研究發(fā)現(xiàn)，整體上，稅收籌劃程度越高的企業(yè)，其高管薪酬-業(yè)績敏感性越高，表明企業(yè)的所有者傾向于制定適當?shù)男匠昶跫s來激勵高管的稅收籌劃這種有價值的行為。進一步地，考察了不同公司治理特征對上述關(guān)系的影響，發(fā)現(xiàn)稅收籌劃對高管薪酬-業(yè)績敏感性的正向影響在民營企業(yè)和審計師為非四大審計的樣本中更為明顯。

本文研究對高管薪酬領(lǐng)域的學(xué)術(shù)文獻進行了有益的補充，考察了企業(yè)的稅收籌劃活動如何影響高管薪酬契約的制定，以及不同公司治理特征對二者關(guān)系的影響。同時，本文的研究結(jié)論有助于增進我們對如何完善高管薪酬契約這一問題的認識，為企業(yè)正確理解稅收政策、合理制定高管薪酬提供參考。