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第 34 卷摇 第 2 期 王摇 珮, 粟立钟, 丁摇 丹: 上市公司税收规避对现金持有水平及价值的影响研究

表 2摇 主要变量的描述性统计

变量名称 平均值 中位数 最小值 最大值 标准差
CASH 0郾 185 0郾 138 0郾 008 0郾 731 0郾 151
EXC 0郾 038 0郾 000 - 0郾 369 0郾 829 0郾 143
AR i,t 0郾 057 - 0郾 040 - 1郾 077 2郾 213 0郾 597
FTAX - 0郾 065 0郾 000 - 3郾 061 2郾 955 0郾 527
DR 0郾 053 0郾 028 - 0郾 332 0郾 615 0郾 124
CR 0郾 353 0郾 335 0郾 003 0郾 900 0郾 152
S 0郾 201 0郾 186 0郾 018 0郾 525 0郾 125

所差异,一方面可能由于税收认定和征管日趋严 (三)税收规避对超额现金持有的影响
格,另一方面可能因为企业内部存在多种业务板 1郾 参数检验及非参数检验
块,对应不同法定税率。 中位数大于 0,说明现实 为检验现金冗余和现金不足两种情况下的避
存在一部分进行税收规避的公司;股权集中度 税程度是否存在显著差异,本文以当年同行业现
(CR)即第一大股东持股比例的平均值为 0郾 353, 金持有水平的中位数作为衡量标准,超额程度大
控股股东对公司具有较强的控制权。 股权制衡度 于 0 为现金冗余,记为 1,超额程度小于 0 则为现
(S) 的均值为 0郾 201,说明我国公司第 2 至第 10 金持有不足,记为 0。 以此为标准,将总样本分为
大股东具备一定的控制权,能够在一定程度上制 现金冗余和现金不足两个子样本,并分别采用独
约控股股东的行为。 两个指标的标准差亦相差较 立样本 T 检验和非参数检验( Wilcoxon 检验和
小,说明股权集中度和制衡度的离散程度较为 Kwallis 检验)对两组数据进行均值和中位数差异
相似。 性分析。 结果显示,税收规避( FTAX / DR) 均在
摇 摇 为了避免出现多重共线性问题,本文对各模 1% 的水平上存在显著组间差异。
型的变量进行了方差膨胀因子检验,VIF 均小于 2郾 全样本回归结果分析
10,说明变量之间不存在共线性。 从表 4 可以看出,面板固定效应方法下税收
(二)税收规避对现金持有水平的影响 规避程度( FTAX / DR) 与超额现金持有水平在
表 3 为税收规避程度对现金持有水平影响的 5% 的水平上显著负相关,混合 OLS 方法下税收
多元回归分析结果,面板固定效应修正后回归结 规避程度与超额现金持有水平在 1% 的水平上
果如表中(1) (3) 所示,混合 OLS 模型进行分析 显著负相关。 实证结果说明避税程度较高的公
(使用公司层面聚类稳健标准差) 回归结果列示 司超额现金水平较低,验证了假设 H2。 这一结
在表 3 的(2)(4)列中。 果说明一定程度上,在公司税收规避较高时,信
不同方法下模型拟合程度均大于 0郾 28。 修 息不透明和监管约束的薄弱导致持有超额现金
正后 FTAX 与 DR 分别在 5% 和 1% 的水平上与现 更易诱发管理层的机会主义,进行自利行为或
金持有水平显著负相关。 综合两种方法下的结果 管理防御,通过在职消费、过度投资和现金转移
可以认为税收规避程度较高的公司,其现金持有 等方式消耗超额持有的资金,使超额现金持有
水平较低。 该实证结果在一定程度上说明公司在 水平下降。
税收规避的同时也导致了信息公开的受限,寻租 摇 摇 3郾 子样本回归结果分析
行为不易受到监督和管控,易于管理层进行自利 表 4 中(5) (6) 列为现金冗余子样本回归结
行为或管理防御,也为控股股东的“隧道行为冶提 果。 在现金冗余的子样本中,税收规避程度与现
供机会,导致代理成本激增。 而现金资产作为流 金冗余水平在 1% 的水平上显著负相关。 这一实
动性最强的资产更易受到侵占和转移,从而表现 证结果支持假设 H2a。
为现金持有水平的下降。 这一结果验证了假设 与全样本结果有所不同,董事会情况、独立董
H1。 事比例和实际控制人性质与超额现金持有显著负

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