關聯交易與公司避稅
——來自中國上市公司的經驗數據

(山東財經大學會計學院，山東 濟南 250014)

引言

學者們基于代理理論與新制度經濟學理論對關聯交易的研究主要形成了兩種觀點，即“掏空”觀和“支持”觀。對于“掏空”觀而言，學者們將法律制度(尤其是投資者保護法律制度)(La Porta等，1998，2000；Johnson等，2000；Djankov等，2008)[21] [22] [14] [7]、現金流權與控制權分離程度(Claessens等，2002；Lemmon和Lins，2003)[3][18]以及股利支付(Faccio等，2001)[8]作為“掏空”的間接度量方式研究控股股東和管理層的掏空行為。這種使用不同代理變量作為侵占中小股東利益的的度量方式，無法衡量出中小股東利益受到侵占的程度，對侵占發生的渠道也重視不夠。面對間接度量方式存在的不足，學者們嘗試從上市公司與控股股東或董事之間的關聯交易視角深入探討“掏空”行為及其經濟后果。Cheung等(2006)[1]研究了香港上市公司的關聯交易，發現中小股東在公司執行關聯交易時經歷了顯著的價值損失，證實了香港股票市場存在真實的掏空行為；Djankov等(2008)[7]認為關聯交易為關聯方提供了直接的機會掏空中小股東利益。在中國資本市場上，Cheung等(2009)[2]檢驗了中國上市公司關聯交易的價值效應，發現宣告關聯方交易的大多數企業經歷了企業價值下降。鄭國堅等(2013)[31]認為當大股東陷入財務困境時，有更強動機利用關聯交易進行掏空。劉峰等(2004)[27]認為在大股東普遍擁有對上市公司絕對控制權、侵占上市公司利益總體上不存在法律風險等前提下，上市公司大股東借助關聯交易進行利益輸送，具有一定的普遍性。為此，劉峰等(2004)[27]以五糧液公司為例研究發現，五糧液集團即五糧液的實際控制人，在1998年(五糧液當年上市)到2003年的6年里，從五糧液上市公司拿走超過97億的現金。賀建剛等(2008)[25]對五糧液上市公司與集團母公司之間2004～2007年的關聯交易進行了研究分析，結果表明，五糧液大股東借助控制權實現利益輸送。關聯交易在被作為控股股東掏空上市公司的重要途徑的同時，關聯交易也是控股股東支持業績較差上市公司的重要方式(Friedman等，2003)[10]。因而有學者提出了控股股東對上市公司進行支持的“支持”觀。比如，Jian和Wong(2010)[13]研究發現控股股東為幫助上市公司保住上市資格或增發新股的權利通過關聯交易支持上市公司。

然而，學者們在研究上市公司與控股股東通過關聯交易而產生的“掏空”和“支持”行為時，可能忽略了伴隨關聯交易“掏空”行為所衍生的經濟后果，即對國家稅收的“掏空”，既可能是上市公司與控股股東“掏空”行為進一步的后果，也可能是他們執行關聯交易時合謀避稅1的結果。然而，現有文獻尚未深入考察上市公司如何利用關聯交易實現公司避稅的，亦未探討二者之間的作用機理和具體路徑。關聯交易是公司避稅的重要途徑看似是眾所周知和無需驗證的事實，但是理清關聯交易與公司避稅的內在作用機理，不但能豐富關聯交易與公司避稅的研究，而且為稅務當局強化稅收監管以及政策制定機構和監管機構規范關聯交易提供了重要的理論支撐和經驗證據。

理論分析與研究假說

按照新制度經濟學的觀點，企業和市場是兩種可以相互替代的資源配置方式，選擇的標準取決于企業內部組織成本和市場交易成本的權衡(Coase，1937)[4]。交易成本是獲得準確市場信息及談判和執行經常性契約所付出的費用。當企業規模擴張到組織成本超過市場交易成本時，市場手段將發揮主要功能。威廉姆森(1985)[24]在科斯理論的基礎上，提出在企業和市場兩種資源配置方式中間，還存在一個過渡經濟形態。這一中間形態是核心企業通過資本、契約、產品、技術等不同的利益關系，將一定數量的受核心企業不同程度控制和影響的法人企業聯合起來，形成了一個具有共同目標的經濟聯合體。這樣的中間經濟形態既不會增加企業的組織成本，又可降低市場交易成本。因而，交叉持股、直接和間接控股等企業集團形成，關聯交易應運而生。

關聯交易是以產權保護機制不完善、不確定性較強為特征的新興市場較優的制度安排(Cook，1977；Fisman和Khanna，1998)[5][9]，尤其當交易具有資產高度專用、重復發生、不確定性程度高等特征時，實行縱向一體化的治理方式是最優的選擇(威廉姆森，1985)[24]。與非關聯交易相比，關聯交易因關聯方相互熟悉，能夠降低搜尋成本和談判成本，促使交易更加穩定，且不受外部不利市場環境的影響(Cook,1977)[5]，因而交易成本得以降低，契約執行效率得以提升。尤其在新興市場國家和地區，因金融環境和法制環境等相對落后，企業集團通過關聯交易取代無效率的外部市場，以降低整個企業集團的交易成本，從而帶來效率改進(Khanna和Yafeh，2007)[15]。因此，在公平合法前提下，關聯交易屬于正常交易行為，不會必然給公司或利益相關者帶來損害。但是，由于關聯交易脫離了獨立主體之間相互討價還價的市場，關聯交易通常不是按照充分挖掘產品相關信息情況下的公允價格進行的，再加上關聯交易信息披露的不規范(原紅旗，1998)[30]，因而交易的達成、成交數量和成交金額以及付款方式等具體交易內容可能受到控制方的操縱。因控制或重大影響等關系的存在，使得關聯方之間既可能存在利他主義行為，又可能使得關聯方被迫為了集團利益而犧牲自身利益，非公允關聯交易就有了出現的可能。因而，基于上述分析，基于公平交易原則，關聯交易可區分為正常關聯交易和異常關聯交易。遵循公平交易原則的關聯交易，即為正常關聯交易。當脫離了公平交易原則，關聯交易隨之成為異常關聯交易。

當關聯交易成為控股股東與上市公司之間的“掏空”與“支持”的工具時，關聯交易也就脫離了正常的公平交易原則，成為異常關聯交易?！疤涂铡?、“支持”行為可能伴隨著公司規避稅收，導致稅負的降低。這既可能是異常關聯交易無意形成的后果，又可能是關聯方有意合謀的結果，即在交易的同時，利用地區稅率差異、稅收優惠政策等合謀避稅。因而，異常關聯交易可能會造成對國家稅收的規避，帶來國家稅收的流失。具體而言：

控股股東利用關聯交易掏空上市公司行為本身帶來的是利潤的轉移和降低，進而導致公司所得稅繳納降低。投資者法律保護水平較低以及金融市場相對落后的國家或地區，控股股東為了提高自身的控制權私有收益，控股股東可能要求成員公司更多地利用集團內部市場進行交易，以將利潤從持股較低的公司轉移到持股較高的公司(鄭國堅等，2013)[31]。Cheung等(2009)[2]研究發現上市公司以低于正常市場價的方式銷售資產給控股股東；相反，上市公司收購控股股東手里的資產時，交易卻以高出非關聯交易價格的方式成交。因而，控股股東通過高于市場價銷售和低于市場價收購的方式實現了對上市公司的掏空，上市公司利潤被轉移到控股股東手里，后果是上市公司相應的所得稅得以降低。當大股東陷入財務困境時，其破產清算的概率和控制權喪失的概率增加，高管層的考核壓力大，員工福利也受影響。在這種背景下大股東與上市公司相比，在財務狀況和員工福利等方面的比較劣勢加大，出于大股東與上市公司兩大體系內部和諧和公平待遇等問題的考慮，大股東尋求上市公司幫助的動機也可能更強烈。鄭國堅等(2013)[31]研究發現，面臨財務困境時，大股東對上市公司資源轉移等掏空行為異常明顯。上述分析分析表明，控股股東對上市公司的掏空行為，不但損害了中小股東利益，而且還損害了國家利益，即通過利潤轉移等降低了本應承擔的稅負。

Friedman等(2003)[10]構建模型認為當上市公司遭受不利的沖擊時，控股股東的最佳選擇是支持。在控股股東與上市公司體系內，個體企業是追求自身利益的最大化者，但是自利假設并不排除利他主義(即為了他人的利益而自愿犧牲自己的時間、商品或福利)的存在。人們在追求自身利益的同時，會關心他人的利益，因此自利與利他是一致的(Jensen和Meckling，1994)[12]?？毓晒蓶|與上市公司體系的成員之間存在利他主義傾向，控股股東不僅關心自己的利益，也同樣關心上市公司的利益，甚至為了上市公司的利益而暫時犧牲自己的利益。因而，控股股東可能為上市公司擔保或支持，一方出現出現經營困難，其他方通過關聯交易進行資源轉移，幫助經營困難的一方度過難關。在中國股票市場上，上市公司面臨著摘牌和失去增發新股權利的兩種主要風險。在中國股票市場上，企業上市尤其難，一旦上市就會盡力避免被摘牌，或避免失去增發新股的權利，否則控股股東及其他利益相關者將會遭受重大損失，因而控股股東可能利用關聯交易暫時性地轉移資源給上市公司以提升上市公司業績，支持面臨上述風險的上市公司。然而一旦上市公司面臨的風險減弱或消失，控股股東則利用關聯交易進行資源轉移，比如通過關聯貸款進行現金轉移(Jian和Wong，2010)[13]。另一方面，Peng等(2011)[19]研究發現，成功獲取發行新股權利的上市公司，市場對其關聯交易公告有著顯著的負面反應，表明投資者認為控股股東有動機掏空。面臨困境的上市公司盡管會得到控股股東的支持，然而風險解除后，控股股東會重新回到掏空的路上，因而，上市公司隨著與控股股東關聯交易的增加，上市公司避稅程度增強。

根據上述分析得出關聯交易與公司稅負的傳導機制，并提出研究假說：

H1：在其他因素不變情況下，上市公司關聯交易規模越大，公司避稅程度越強。

H1a：在其他因素不變情況下，上市公司異常關聯交易規模越大，公司避稅程度越強。

H1b：在其他因素不變情況下，上市公司正常關聯交易與公司避稅無顯著相關關系。

研究設計

一、樣本選取與數據來源

本文選取2008～2015年度滬深兩市上市公司為研究樣本?？紤]到《中華人民共和國企業所得稅法》(以下簡稱新所得稅法)于2008年1月1日正式施行，新所得稅法在稅率、應納稅所得額核算、稅前扣除項目、稅收優惠政策以及征收管理方面與之前相比均發生了較大變化。為使企業稅收規避的度量保持前后一致，免于更多噪音的干擾，本文選擇以2008年為研究起點。本文在樣本選擇中，剔除了金融行業類、ST和PT企業，剔除了關鍵數據缺失的樣本。因當期虧損的企業，無所得稅支付壓力，選擇激進避稅行為以降低稅負的可能性大為下降，而且上市公司虧損時為了保殼，通過關聯交易會逆向輸入利潤。因此，將虧損企業剔除掉。最終得到的樣本企業為2212個，觀測值10809個。樣本企業的財務數據來自國泰安CSMAR數據庫，法定所得稅稅率(以下簡稱法定稅率2)來自WIND數據庫。為避免極端值的影響，本文對所有連續變量進行了1%水平的Winsorize處理。本文的數據處理、描述性統計及回歸分析使用的是STATA13。

二、模型構建與變量定義

為檢驗研究假說H1，我們構建了如下實證模型。由于基于混合截面數據的OLS回歸存在偏差(Peterson，2009)[20]，因此，回歸過程中按照公司進行了cluster處理，用以修正回歸標準誤以減少偏差，保證結果穩健。

模型(1)的左側為因變量LRBDETR，衡量樣本上市公司避稅程度。借鑒Dyreng等(2008)[6]和Kubick等(2015)[16]，用LRBDETR來度量避稅程度。具體步驟如下：第一，基于會計實際稅率(Accounting ETR)，并借鑒劉慧龍等(2014)[29]，將ETR1和ETR2作為企業實際稅率兩個代理變量，二者區別在于對所得稅費用是否采用遞延所得稅費用進行調整，具體如下：

第二，將法定稅率分別減去第一步得出的ETR1和ETR2，得到了當期稅率差異BDETR1、BEETR2；第三，再將企業過去5年(t-4年～t年)的BDETR1和BDETR2取平均值，得到了長期稅率差異LRBDETR1和LRBDETR2，作為公司避稅的代理變量，數值越大，企業避稅程度越強。

模型(1)右側為自變量和一組控制變量。其中自變量為RPT，是本文關聯交易的度量指標。關聯交易類型較多，包括商品交易、資產交易、提供或接受勞務、代理或委托、資金交易、擔?；虻盅?、租賃、托管經營(管理方面)、贈與、非貨幣交易、股權交易、債權債務類交易、合作項目、許可協議、研究與開發成果、關鍵管理人員報酬以及其他事項。為了研究結論的穩健性，這里采取三種關聯交易程度的度量方式，第一，將全部關聯交易事項涉及的金額加總后除以營業收入作為關聯交易程度第一個代理變量，即RPT1；第二，將商品交易、資產交易、提供或接受勞務以及資金交易的發生額之和與企業營業收入的比值作為關聯交易程度的第二個代理變量，即RPT2；第三，將商品交易和資產交易發生額之和與企業營業收入的比值作為關聯交易程度的第三個代理變量，即RPT3。

為進一步考察關聯交易對企業所得稅規避程度的影響，將關聯交易區分為異常關聯交易和正常關聯交易，我們構建了模型(4)和模型(5)，分別檢驗假說H1a和假說H1b。

模型(4)右側的指標UNRPT為自變量，度量異常關聯交易程度大小。模型(5)右側的指標NRPT為自變量，度量正常關聯交易程度大小。對于UNRPT和NRPT的度量，我們借鑒Jian和Wong(2010)[13]的方法，將企業關聯交易比率RPT1、RPT2和RPT3分別對企業規模(總資產的自然對數)、財務杠桿(資產負債率)、市賬比以及行業固定效應進行分年度回歸，回歸殘差即為異常關聯交易，分別為UNRPT1、UNRPT2和UNRPT3，RPT1、RPT2和RPT3與其相應回歸殘差之差為正常關聯交易，分別為NRPT1、NRPT2和NRPT3。

模型中其他變量均為控制變量。為控制住影響公司避稅的各種因素，借鑒Law和Mills(2015)[15]、劉行和葉康濤(2013)[28]以及劉慧龍等(2014)[29]，選擇的控制變量如下：(1)規模SIZE，等于年末總資產的自然對數。規模是企業資源和政治敏感性的替代變量，規模較大的企業更易受到關注，出于政治敏感性的考慮，規模較大的企業從事稅收規避活動的意愿降低，公司稅負相對較高；(2)資產負債率LEV，等于年末總負債除以總資產。債務的稅盾效應會使得資產負債率高的企業避稅程度較高；(3)有形資本密集度CAP，等于年末固定資產凈值除以總資產。企業的資本密集度越高，將有更多的彈性空間選擇不同的固定資產折舊方法，因而這類企業更可能進行避稅以降低稅負；(4)無形資本密集度INT，等于年末無形資產凈值除以總資產。由于研發費用的部分稅收抵免效應，導致無形資產越多的企業，避稅的彈性越大，稅負越低；(5)存貨密集度INV，等于年末存貨凈值除以總資產。與有形資本密集度相反，存貨越多的企業可能越少從事稅收規避；(6)現金流CASH，企業在現金流豐沛情形下避稅動機會大為減弱；(7)期間費用SALE，等于期間費用除以銷售收入。期間費用越高，企業避稅空間越大；(8)成長性GROWTH，等于公司營業收入增長率，成長性能夠一定程度上反映公司的投資模式和發展機會，它可能與公司避稅正相關也可能負相關；(9)盈利能力ROA，盈利能力越強的企業，從稅收規避中獲益越多，越會傾向于進行稅收規避，Gupta和Newberry(1997)[11]發現企業盈利能力與避稅程度正相關，因此，把ROA作為控制變量；(10)法定稅率NTR，法定稅率會顯著影響到企業的實際稅率，法定稅率越高，公司減輕稅負的動力更為強烈，因此對公司避稅有著正向影響。

實證結果與分析

一、描述性統計

表1列示了主要變量的樣本描述性統計。衡量公司避稅程度高低的LRBDETR為過去五年法定稅率與實際稅率之差的平均值，LRBDETR1、LRBDETR2的均值分別為0.022和0.002，中位數介于0.009和-0.002之間，表明樣本上市公司實際稅率小于法定稅率，初步證明了企業避稅行為的存在。LRBDETR1和LRBDETR2處于25分位上的數值均是負數，分別為-0.021、和-0.043，表明企業的實際稅率大于法定稅率，意味著有超過四分之一的樣本上市公司在此期間未進行避稅。原因可能在于上市公司和經理層為避免聲譽損失和規避違反稅收法規被處罰的風險而放棄避稅行為。關聯交易程度RPT1、RPT2和RPT3的均值分別為0.438、0.198和0.108，表明全部關聯交易金額占企業營業收入的比重接近一半，而商品交易、資產交易、提供或接受勞務以及資金交易的發生額之和占企業營業收入的約五分之一，而商品交易和資產交易占營業收入的比重大于十分之一，表明關聯交易在企業交易活動中占據著較大比重。異常關聯交易UNRPT1、UNRPT2以及UNRPT3均值小于或等于0，但最大值分別為3.656、1.678和0.805，波動范圍較大。正常關聯交易NRPT1、NRPT2和NRPT3的標準差相較于異常關聯交易比較小，波動范圍較小。

二、相關性分析

表2列示了因變量與自變量及主要控制變量之間的相關關系。從表2可以看出，LRBDETR1與RPT1、RPT2和RPT3均在1%水平上顯著正相關，LRBDETR2與RPT1、RPT2和RPT3亦均在1%水平上顯著正相關，說明關聯交易可能是公司進行避稅的重要途徑，關聯交易程度越高越會引發企業激進避稅。LRBDETR1和LRBDETR2與UNRPT1、UNRPT2和UNRPT3均在1%水平上顯著正相關，表明異常關聯交易可能是公司進行避稅的重要途徑，異常關聯交易程度越高越會引發企業激進避稅。LRBDETR1與NRPT1、NRPT2和NRPT3分別在1%水平上顯著正相關、不相關以及在1%水平上顯著負相關，LRBDETR2與NRPT1、NRPT2和NRPT3同樣如此，表明正常關聯交易并不是企業避稅關鍵因素，而異常關聯交易才是避稅的重要途徑。初步印證了前述假說。

表1 描述性統計

表2 相關系數表

三、多元回歸結果

表3報告了公司避稅程度對關聯交易比率的回歸結果。為了回歸結果的穩健可靠，回歸過程中按照企業代碼進行了cluster處理。(1)列、(3)列和(5)列報告了因變量LRBDETR1對RPT1、RPT2和RPT3的回歸結果，RPT1的系數為0.0061，在5%水平上統計顯著，RPT2的系數為0.0170，在1%水平上統計顯著，RPT3的系數為0.0360，在1%水平上統計顯著。結果表明在中國資本市場上，關聯交易程度越高企業避稅程度也越高，公司稅負得到顯著降低，關聯交易成為減輕公司稅負的工具，也是企業避稅的重要誘因。為了確保文章結論的穩健性，運用公司避稅的其他度量方法LRBDETR2替換LRBDETR1同時進行回歸分析，(2)列、(4)列和(6)列的自變量分別為RPT1、RPT2和RPT3，在(2)列中，RPT1的系數為0.0118，在1%水平上統計顯著；在(4)列中，RPT2的平方項系數為0.0253，在1%水平上統計顯著；在(6)列中，RPT3的平方項系數為0.0345，在5%水平上統計顯著。(2)列、(4)列和(6)列的回歸結果表明，關聯交易與公司避稅之間的正相關關系是穩健的。研究結果初步證實了假說H1成立。

表3 關聯交易與公司避稅

對于控制變量SIZE，在6個回歸方程中，SIZE的估計系數均為負，表明公司規模越大，則公司避稅意愿降低，相應公司稅負較高，驗證了規模大的公司政治敏感性較高，與預期相符；控制變量LEV的估計系數全部為負，且有四個在統計上顯著，表明負債會誘發企業更為激進地避稅；控制變量INV在6個方程中均在1%水平上顯著為負，表明存貨越多的企業可能越少從事稅收規避，符合預期；控制變量CASH的估計系數總體顯著為負，表明公司現金流量越豐沛，則從事避稅以降低稅負的意愿大為降低，符合預期；控制變量Growth的估計系數則全部顯著為正，表明增長較快的企業，規避稅收的意愿更為強烈，符合預期；控制變量NTR的估計系數均在1%水平上顯著為正，表明法定稅率越高，公司避稅的動力更為強烈。其他控制變量CAP和ROA與公司避稅的關系不穩定。

將關聯交易區分為異常關聯交易和正常關聯交易后，表4和表5表分別報告了公司避稅對異常關聯交易和正常關聯交易的回歸結果。表4中，(1)列、(3)列和(5)列報告了因變量LRBDETR1對UNRPT1、UNRPT2和UNRPT3的回歸結果，UNRPT1的系數為0.0069，在5%水平上統計顯著，UNRPT2的系數為0.0199，在1%水平上統計顯著，UNRPT3的系數為0.0344，在1%水平上統計顯著。結果表明，異常關聯交易與公司避稅之間存在顯著的正相關關系，異常關聯交易比率越大，則公司避稅程度越高，驗證了假說H1b。為了確保文章結論的穩健性，運用公司避稅的其他度量方法LRBDETR2替換LRBDETR1同時進行回歸分析，(2)列、(4)列和(6)列的自變量分別為UNRPT1、UNRPT2和UNRPT3，在(2)列中，UNRPT1的系數為0.0150，在1%水平上統計顯著；在(4)列中，UNRPT2的系數為0.0333，在1%水平上統計顯著；在(6)列中，UNRPT3的系數為0.0433，在1%水平上統計顯著。(2)列、(4)列和(6)列的回歸結果表明，異常關聯交易與公司避稅之間的負相關關系是穩健的。在表5中，因變量LRBDETR1和LRBDETR2分別對NRPT1、NRPT2和NRPT3進行了多元回歸，除(5)列中的NRPT3的系數在1%水平上顯著正為外，其余五列的回歸結果，要么統計上不顯著，要么統計上顯著為負，說明正常關聯交易與公司避稅之間的相關關系缺乏足夠的證據支持。表5和表6的回歸結果總體表明，在中國資本市場上，異常關聯交易對公司避稅產生了顯著的影響，正常關聯交易對公司稅負的影響缺乏充分的證據支持。異常關聯交易相對正常關聯交易而言，是管理層的操控對象，更可能是企業管理層避稅的誘因。

表4 異常關聯交易與公司避稅

表5 正常關聯交易與公司避稅

四、內生性問題

關聯交易尤其是異常關聯交易會誘發企業避稅這一結論可能存在自選擇偏誤，因為關聯交易很可能是公司基于避稅動機的自選擇行為。為了控制這種潛在的自選擇偏誤對本文結論的影響，采用Heckman兩階段方法進行處理。

具體而言，在第一階段構建一個關聯交易程度強弱的概率模型，用以識別企業關聯交易強弱的影響因素，并估計關聯交易強弱的逆米爾斯比(lambda)。借鑒黃蓉等(2013)[26]，構建模型如下。

表6 關聯交易與公司避稅(Heckman第二階段回歸結果)

表7 異常關聯交易與公司避稅(Heckman第二階段回歸結果)

其中，γ0為常數項，γ0～γ7為各變量的回歸系數，φ為殘差項。其中，RPT_d是指企業關聯交易程度強弱，企業當年度關聯交易RPT大于樣本中位數時，RPT_d取1，否則取0。RPT主要包括RPT1、RPT2和RPT3，因此，RPT_d包括RPT1_d、RPT2_d和RPT3_d。同理，異常關聯交易程度強弱以UNRPT_d表示，包括UNRPT1_d、UNRPT2_d和UNRPT3_d。主要解釋變量包括：規模SIZE，等于年末總資產的自然對數；資產負債率LEV，等于年末總負債除以總資產；主營業務收入增長率Growth，等于本年主營業務收入與上年主營業務收入之差除以上年主營業務收入；股權集中度Share10，等于前十大股東持股比例平方和；十大會計師事務所虛擬變量Auditor，上市公司審計機構為十大會計師事務所則Auditor等于1，否則取0；公司成長性BM，等于公司賬面價值與權益市值的比值；最終控制人性質虛擬變量SOE，上市公司為國有企業，則SOE取1，否則取0；IND為行業虛擬變量；Year為年份虛擬變量。

第二階段，將第一階段估計出的逆米爾斯比(lambda)作為控制變量納入到模型(1)和(4)中，意味著將樣本自選擇偏誤視為遺漏變量。如果lambda的回歸系數顯著不為0，即表明自選擇偏誤的存在。Heckman第二階段企業避稅程度對關聯交易和異常關聯交易回歸結果見表6和表7。表6中，在控制住可能的自選擇偏誤的情況下，關聯交易程度的三個指標RPT1、RPT2和RPT3的系數全部統計上顯著為正，結果表明在控制住自選擇偏誤的情況下，關聯交易程度越高，則公司避稅程度越高。表7中，在控制住可能的自選擇偏誤的情況下，異常關聯交易程度的三個指標UNRPT1、UNRPT2和UNRPT3的系數全部統計上顯著為正，結果表明在控制住自選擇偏誤的情況下，異常關聯交易程度越高，則公司避稅程度越高，因而異常關聯交易是公司避稅的誘因。表6和表7的結果表明，前文的結論是穩健的。

五、敏感性測試

關于企業避稅程度的度量，借鑒已有文獻，將如下ETR3和ETR4作為公司實際稅率的代理變量，用公司法定稅率減去ETR3和ETR4，得到當期稅率差異BDETR3和BDETR4，再將企業過去5年(t-4年～t年)的BDETR3和BDETR4取平均值，得到了長期稅率差異LRBDETR3和LRBDETR4，作為公司避稅的代理變量，數值越大，則公司避稅越激進。

將LRBDETR3和LRBDETR4作為公司避稅的代理變量，重新對模型(1)、模型(4)和模型(5)進行回歸?；貧w結果分別見表8、表9和表10。由表8可見，(2)列、(4)列和(6)列中，RPT1、RPT2和RPT3的系數均統計上顯著為正，其余三列盡管統計上不顯著，但系數為正，基本符合預期?？傮w來看，表8的結果表明，關聯交易對公司避稅的影響在替換其他變量的情況下，結論仍然是可靠的。同樣，根據表9的回歸結果，發現異常關聯交易對公司避稅的影響與前文基本保持一致，驗證了前文假說H1a。表10的回歸結果，亦再次驗證了假設H1b。

表8 關聯交易與公司避稅(避稅的替代度量方式)

表9 異常關聯交易與公司避稅(避稅的替代度量方式)

結論與建議

關聯交易可能成為了公司避稅的重要誘因。為此，本文選取2008～2015年度滬深兩市上市公司為研究樣本，實證檢驗了關聯交易與公司避稅的關系，研究發現關聯交易規模越大，公司避稅程度越強。進一步將關聯交易區分為異常關聯交易和正常關聯交易后，研究發現，異常關聯交易規模越大，公司避稅程度則越強，而正常關聯交易與公司避稅之間無顯著相關關系。在控制住可能的內生性問題以及進行敏感性測試后，上述結論依然不變。結果表明，異常關聯交易是上市公司實現掏空國家稅收的重要途徑，是公司避稅的重要誘因和降低稅負的手段。本文的實證研究理清了關聯交易與公司避稅的內在作用機理，不但能豐富關聯交易與公司避稅相關研究，而且能為稅務當局強化稅收監管以及政策制定機構和監管機構規范關聯交易提供重要理論支撐和經驗證據。

表10 正常關聯交易與公司避稅(避稅的替代度量方式)

根據本文的研究結論，提出如下政策建議：第一，稅務機構等監管方應強化關聯交易信息及時和充分披露，尤其對脫離公平交易原則的異常關聯交易更應加強監控，要求上市公司及時和充分披露異常關聯交易信息；第二，稅務機構加強對上市公司關聯方的的監控，掌控上市公司關聯方的注冊地、適用稅率以及享受的稅收優惠政策、主營業務等信息，對上市公司關聯方動態應及時跟蹤；第三，加強對上市公司關聯交易標的物定價的跟蹤和監督，關聯交易定價是否公允是異常關聯交易與正常關聯交易重要的衡量標準，因此跟蹤和監督關聯交易定價，對于規范上市公司避稅和降低稅負的行為有著重要的意義。

本研究仍然存在一些不足。一方面，企業避稅程度度量主要基于會計實際稅率和現金實際稅率進行度量。但由于在我國難于獲取現金支付的所得稅數據，又因用其他數據(如現金支付的所有稅費用)替代會產生較大噪音，因而本文被迫放棄了現金實際稅率的度量方式。另一方面，關聯交易定價是否公允是異常關聯交易與正常關聯交易重要的衡量標準。在度量異常關聯交易和正常關聯交易時，受限于關聯交易定價數據的獲得性，主要運用異常關聯交易金額作為替代，可能會產生一定的噪音。未來研究將完善企業避稅與異常關聯交易度量的準確性和可信性。

注釋

1.本文所指公司避稅是所得稅避稅。

2.《中華人民共和國企業所得稅法》規定樣本上市公司適用的所得稅稅率即為法定所得稅稅率，也是通常所指的名義稅率。