论文标题：Reciprocity in Corporate Tax Compliance——Evidence from Ozone Pollution
中文标题：企业税务合规中的互惠性——来自臭氧污染的证据
原文来源：Chow, T, Fan, Z, Huang, L, Li, O. Z, Li, S. 2023. “Reciprocity in Corporate Tax Compliance—Evidence from Ozone Pollution.” Journal of Accounting Research 61(5): 1425-1477.
供稿：陈馨词
封面图片来源：Pexels
编者按 :
在公民与国家之间的税收——公共品互惠框架中，管理层将税收视为对政府的支付对价以换取公共品，因此会根据公共物品质量的变化而调整纳税意愿。基于此，文章研究臭氧污染程度对企业税收筹划强度的影响。研究结果表明，臭氧污染法规的修订导致未达标的地区减少臭氧污染，因此总部位于该地区的企业相较于其他地区降低了企业的税收筹划强度，该影响随着公众对污染的关注、臭氧造成的潜在福利损失、管理层的利益相关者导向、纳税人的污染状况、政治偏好和公民规范等因素的变化而不同。除此之外，超级基金法下的危险废物场地清理存在一致的结果。综上，以往研究主要关注企业税收筹划的文化因素机制，但是文章的研究为互惠作为影响企业税务合规的潜在机制提供了启示。
一·、研究背景
(一)税务合规的互惠性
已有研究主要聚焦税务机关的监督或执法努力作为企业税务合规驱动因素（Hoopes, Mescall and Pittman，2012；Almunia and Lopez-Rodriguez，2018；Slemrod，2019），而对影响企业税务合规意愿的机制的关注有限。税收政策的一个基本目标是维持政府提供公共产品（如空气质量），公众对公共产品质量的体验会影响对税收制度公平性的感知，从而影响纳税意愿（Slemrod，2003；Luttmer and Singhal，2014）。公共产品质量较差会导致对税收制度不公平的感知，并阻碍税务合规。
基于互惠在税务合规中起核心作用的国家——公民关系的契约论观点（Locke，1690；Rousseau，1762），公民通过缴纳税款将提供优质公共产品的权力委托给政府（Levi，1988, 1998；Luttmer and Singhal，2014）。由于政府扮演着税收征收者和税收支出者的双重角色，如何高效、负责任地配置收入会反映在环境公共产品的质量上，从而影响公民的税收意愿。这种国家与公民的互惠关系被Besley（2020）正式建模表明公民通过互惠性地支付税收来获取政府提供的公共产品。
经济学实验中，实验室证据证明了税务合规的互惠动机，即如果参与者从其纳税支持的公共产品中获益，那么他们规避税收的可能性就会降低（Alm, McClelland and Schulze，1992；Alm, Jackson and McKee，1993）。实地实验使用短信操纵纳税人对公共物品的看法，但由于难以用文字来干预公众对公共物品的体验，结果显示不一致（Luttmer and Singhal，2014）。因此，支持税收合规互惠实质的大样本经验证据仍然缺乏，而且先前关于互惠的研究大多集中于个体纳税人，企业纳税人是否对公共品质量做出反应尚未进行深入研究。
(二)近地面臭氧
近地面臭氧是国家环境空气质量标准（NAAQS）中规定的最常见的大气污染物之一。目前其他主要空气污染物在过去四十年中大幅下降且在大多数测试地点的水平远低于国家标准，但是地面臭氧浓度一直保持在较高水平。医学研究提供证据表明短期和长期臭氧暴露与许多直接健康问题（如哮喘发作和早期死亡）有关。因此，当地的臭氧污染对受影响的居民来说是一种福利损失。文章选择近地面臭氧浓度作为空气质量的衡量。首先，臭氧污染代表了政府强力干预。由于其持久性和负面的公共卫生后果，臭氧污染可以影响公民对公共物品质量、政府效能的看法，从而影响他们对缴纳税款的态度。其次，臭氧污染背景提供了经验优势。美国提供各个郡精确的臭氧浓度测量数据，为大样本提供了公共物品质量的郡级变化。最后，美国环保署（EPA）对臭氧标准的监管修订可作为双重差分的外生冲击，从而识别公共品质量对税收行为的影响。修订后的国家环境空气质量标准的颁布要求美国环保署根据新标准和各郡的污染数将其重新划分为未达标或达标郡。其中，臭氧的国家环境空气质量标准在1997年和2008年进行了修订，于2004年6月15日和2012年7月20日生效。每个州都必须制定空气质量监测和排放控制等计划，详细说明如何控制其管辖范围内的空气污染，未能在达到标准日期之前达到标准的州可能会受到处罚，例如失去某些联邦资金（Henderson，1996）。
二、研究贡献
文章基于公民与国家之间的互惠关系（Besley，2020），研究了当地空气质量如何影响企业的税收筹划行为。文章使用1993年至2016年总部位于456个郡的5468家美国上市公司的38589个公司-年观测样本，纳入公司固定效应和时间固定效应后，发现臭氧浓度与三年现金有效税率（ETR）负相关，即臭氧浓度的下降降低了企业的税收筹划强度。进一步地，当采用纳入分年度的州固定效应或分行业分年度的州固定效应、Oster（2019）的方法、考虑公众对臭氧污染的关注、环保署修订更严格的国家环境空气质量标准的DID检验等一系列检验之后，文章结论依然稳健。机制分析显示，文章利用臭氧造成地区福利损失的程度，管理层关心员工和当地公民福利的程度，以及臭氧造成的福利损失归因于政府的程度，管理者的政治偏好，公民合作性地方规范，印证了互惠性为臭氧与税收筹划之间的关联机制。除此之外，文章还使用三次调查数据和超级基金对企业税收筹划的清理，进一步证明公民-国家互惠是臭氧污染对税收筹划影响的合理解释。
文章的研究贡献如下：第一，提供互惠作为影响企业税务合规的合理机制。已有文献只涉及文化因素（如社会信任和公民规范）作为企业税收筹划的机制（DeBacker et al.，2015；Hasan et al.，2017；Kanagaretnam et al.，2018），而文章利用新的大样本证据证明公共品质量诱导的对政府的互惠影响企业税收筹划。第二，补充公共产品对税务合规影响的经济学文献。先前文献采用实地实验在公共物品对个体纳税人行为的影响方面提供混杂证据（Luttmer and Singhal，2014），而文章采用新的档案方法，利用臭氧污染及其监管来识别公共产品质量与企业税务合规之间可能存在的因果关联。第三，补充政府在企业税务合规中作用的文献。以往研究大多关注政府税收征管严格力度的影响（Hoopes, Mescall and Pittman，2012；Almunia and Lopez-Rodriguez，2018；Slemrod，2019）。文章增加新的维度研究了企业纳税人的行为如何被环境公共产品的质量和政府的环境政策所塑造。
三、样本与研究设计
(一)假说提出
管理层通过为公司的税收筹划行为定下基调，实质上影响着公司的税收筹划（Dyreng, Hanlon and Maydew，2010；Chyz，2013）。此外，公司从纳税中获得的效用受到包括政府和利益相关者在内的各方之间的相互作用的影响（Scholes and Wolfson，1992；Scholes et al.，2014）。管理层在税收筹划演算中考虑政府提供的公共产品的质量，并将企业的税收支付视为社会契约的一部分，有助于提供高质量的公共产品，对广泛的利益相关者具有福利影响。具体来说，臭氧浓度升高会危害公共健康，并可能降低企业利益相关者（如雇员和公民）以及管理层自身的福利，反过来又会导致管理层认为政府在分配纳税人的资金方面是无效的，并降低互惠纳税的意愿。
据此，文章提出假说：臭氧污染与企业税收筹划强度之间存在正相关关系。
(二)回归模型与变量测量
为研究臭氧浓度对企业税收筹划强度的影响，文章设计如下回归模型：
其中，i表示企业，c表示郡，y表示年份。Cash_ETR3i,c,y为企业长期税收筹划措施，计算为从财年t开始缴纳的现金税款的三年总和，除以从年份t开始的税前收入扣减特殊项目的三年总和（Dyreng, Hanlon and Maydew，2008）。该指标在分母为零或为负时视为缺失，并被截断到范围[0，1]，较低的Cash_ETR3i,c,y表明更激进的税收筹划。Ozonec,y为c郡y年第四个最高日最大8小时平均臭氧浓度（ppm）。该指标捕捉到臭氧的急性暴露，与美国环保局采用的臭氧空气质量标准一致。Xi,c,y为一系列控制变量。τy为年份固定效应，用以解释全国性的宏观经济和监管效应。μi为企业固定效应，用以解释随时间变化不大但与税收筹划相关的企业特征，如总部或公司所在地（Dyreng, Lindsey and Thornock，2013；Kubick et al.，2017）、所有权结构（McGuire, Wang and Wilson，2014）、公司治理（Rego and Wilson，2012；Armstrong et al.，2015；Chi, Huang and Sanchez，2017）和管理属性（Dyreng, Hanlon and Maydew，2008；Chyz，2013；Law and Mills，2017）。
文章的控制变量包括：中位数收入（Median Income）；收入不平等（Income Inequality）；教育（Education）；年龄（Age）；城乡分类指标（Urban）；宗教（Religion）；社会资本（Social Capital）；州税率（State Tax Rate）；云量（Cloud）；温度（Temperature）；风（Wind）；降水（Rain）；湿度（Humidity）；资产收益率（ROA）；杠杆（Leverage）；正向运行损失结转指标（NOL）；运行损失前移变化（△NOL）；外汇收入（Foreign Income）；股权收益（Equity Income）；固定资产（PPE）；无形资产（Intangible）；研发费用（R & D）；广告费用（Advertising）；销售费用、一般费用和管理费用（SG & A）；股权市场价值（Size）；市账比（MB）；以及机构持股（Inst Own）。文章对所有公司层面的连续型变量均进行上下1%缩尾，并对企业总部所在州的标准误进行聚类。
(三)数据来源与样本选择
文章从标准普尔的Compustat数据库中收集了1993年至2018年的181376个公司-年观测数据，包括从美国证券交易委员会文件中提取的公司历史总部位置的信息。臭氧的数据来自美国环保署提供的空气质量统计报告，包括每个郡每年的臭氧浓度值，对于有多个监测点的郡采用最高报告值。通过纳入臭氧衡量，现金有效税率衡量，以及地区和公司层面的控制，文章最终样本包括1993年至2016年总部位于美国456个郡的5468家公司的38589个公司-年观测值。
(四)描述性统计
表1列示了臭氧浓度对企业税收筹划行为影响的变量的描述性统计。在文章的样本中，Cash_ETR3的均值和中位数分别为0.258和0.243，与Dyreng，Hanlon和Maydew（2008）一致。公司的平均市值为32.88亿美元，平均资产收益率为0.061，平均市净率为2.862。臭氧观测值的数量分布如图1所示。臭氧的平均值和中位数分别为0.083和0.081ppm，标准偏差为0.016。美国环保署制定了臭氧标准，规定若某地区三年平均的年第四高日最大8小时平均浓度小于或等于某一值，则该地区符合该标准。该值1997年定为0.080ppm，2008年修订为0.075ppm，2015年进一步修订为0.070ppm，相关区域划定分别于2004年、2012年和2018年生效。文章样本显示，79%的观测值臭氧大于现行标准0.070ppm，表明臭氧污染普遍存在。
-图1-臭氧浓度分布
-表1-描述性统计
四、实证分析
(一)臭氧浓度对企业税收筹划的影响
1.主回归结果
臭氧浓度对税收筹划的影响的回归结果如表2所示。在回归模型（1）的基础上，列1控制了公司、年份固定效应以及地区层面的控制变量，结果显示臭氧的系数估计值为-0.467（t=-3.60），表明较高的臭氧污染与更激进的税收筹划有关。列2进一步纳入公司层面的控制变量，结果显示臭氧的显著系数估计为-0.424（t=-3.74），表明臭氧增加0.01ppm与0.424个百分点的现金有效税率降低有关，即在平均年税前收入为331.7百万美元的情况下，每家公司每年减少的现金税款大约为141百万美元。综上，表2结果表明臭氧浓度与企业税收筹划强度之间存在显著的正相关关系。
-表2-臭氧浓度对税收筹划的影响
2. 对不可观测因素的敏感性
文章使用Oster（2019）的框架来衡量臭氧污染对现金有效税率的作用关于假设的不可观测变量偏差的敏感性。表2的列2显示Oster的δ值为73.343，表明若臭氧污染对现金有效税率无影响，不可观测量需为可观测量的73倍，该值远远高于Oster（2019）推荐的阈值范围[-0.440，-0.424]。
3. 遗漏变量的处理
虽然文章已经论证了臭氧浓度通过互惠性影响税收筹划。但是，当地臭氧浓度可能与当地经济状况有关，从而影响税收筹划。此外，臭氧水平还可能与环境政策有关，而环境政策取决于地方政治偏好，从而影响税收筹划。
首先，文章使用分国家分年度固定效应或分行业分年度固定效应对回归模型进行扩展，分别控制了州层面（全州性的经济或政治冲击）和州-行业层面（全州性的行业动态）中的时变遗漏因素。结果如表3的面板A所示，Ozone的系数仍然显著为负。在经济上，当州-年度（州-行业-年度）固定效应纳入估计时，臭氧增加0.01ppm将转化为每年约2.35（2.62）百万美元的每家公司减少的现金税收支付。
其次，另一种可能的替代解释为臭氧水平与当地政府的反应或影响企业行为和税收筹划的政策相关。较高的臭氧水平可能源自当地的经济增长或政府支出，这可能会刺激企业对税收优惠资产或活动的投资。文章在控制了郡和年份固定效应后，将臭氧水平对地方经济因素和地方政府支出的预测变量向量进行回归，包括政府支出（Gov Expenditure）、人口（Population）、实际GDP（Real GDP）和就业（Employee），以及其增长率。此外，由于地方政治力量可以影响环境政策和企业对税收筹划的态度，文章还加入了地方政治偏好及其变化的变量，使用对共和党和民主党的总贡献之差除以最近一次选举周期中对大都市统计区（MSA）两党的总贡献来衡量地方政治态度（MSA Republican；Hutton, Jiang and Kumar，2015），以及在连续两个选举周期之间的变化（MSA Republican Change）。结果如表3的面板B所示。列1显示GDP和共和党支持与臭氧水平正相关，而就业与臭氧水平负相关。列2显示尽管样本量减少19 %，臭氧浓度的系数仍然为显著为负（0.388 , t = -2.67）。Oster （2019）的检验亦表明，不可观测性不太可能解释该效应。
-表3-臭氧浓度对税收筹划的影响的内生性检验
最后，文章将公司按照总部所在郡进行划分，前提是税收决策可能由位于公司总部所在郡的管理者做出，但是企业的经营活动可以在多个地点出现，而地理上多样化的企业受本地因素的影响较小。因此，文章设计了虚拟变量OneGeoSegment，若一个公司有一个地理分部则为1，否则为0。结果显示，Ozone×OneGeoSegment的系数正向显著，表明当企业有一个地理分部时，本地因素的影响更为明显，但是本地因素并没有增强臭氧水平与现金有效税率之间的关联。
(二)美国环保署臭氧污染分类下的臭氧-税收筹划关系
美国环保署将不符合2015年8小时臭氧标准的地区分为以下几类：“边缘”、“中度”、“严重”、“严重-15”、“严重-17”和“极端”。文章据此将模型（1）中的解释变量Ozone替换为以下四个变量：>0.070ppm且＜0.081ppm(Ozone Marginal)、>0.081ppm且＜0.093ppm(Ozone Moderate)、＞0.093ppm且＜0.105ppm(Ozone Serious)、＞=0.105ppm(Ozone Severe or Extreme)。其中，臭氧＜=0.070ppm的观测值作为基准组，Ozone Marginal、Ozone Moderate、Ozone Serious或Ozone Severe or Extreme等于1表示其各自的指定范围，否则为0。
图2表明，臭氧对税收筹划的影响在严重水平上出现，并且随着臭氧达到极端水平而显著增强。在经济意义上，当臭氧处于严重水平时，臭氧对现金有效税率的影响程度为0.009，意味着每家公司每年可减少约299万美元的现金税；当臭氧处于极端水平时，臭氧对现金有效税率的影响程度为0.020，意味着每家公司每年可减少约663万美元的现金税。
-图2-臭氧与基于EPA标准的税收筹划之间的关联
(三)臭氧或空气污染的公众关注
文章假设的重要前提为公众关注臭氧污染问题并意识到相关的福利损失，例如对健康的不利影响。因此，文章预期当公众对臭氧污染相关话题的关注度高时，臭氧浓度对税收筹划强度的影响更大，从而进一步缓解内生性问题。文章使用Google趋势的搜索量指数来衡量美国各州公众对臭氧污染的关注程度（Da, Engelberg and Gao，2011；Choi, Gao and Jiang，2020），并且将每个州的“臭氧污染”或“空气污染”的月度指数相加得出年度指数，作为衡量每个州对臭氧或空气污染的相对关注度的指标（Attention Ozone Pollution与Attention Air Pollution）。在模型(1)中加入交互项Ozone×Attention Ozone Pollution或Ozone×Attention Air Pollution，以及臭氧和控制变量的所有交互项。
回归结果如表4所示。列1中的Ozone×Attention Ozone Pollution和列2中的Ozone×Attention Air Pollution的系数均显著为负，表明公众对臭氧污染和空气污染的关注增强了臭氧浓度与税收筹划强度的负向关系。列3和列4加入臭氧中位数（Median Ozone）及Ozone的交互项，发现Ozone×Attention Ozone Pollution和Ozone×Attention Air Pollution的系数仍然为负且显著，进一步验证了上述结论。
综上，在实际臭氧水平的基础上，公众对空气/臭氧污染的关注增强了臭氧浓度与税收筹划之间的关联，揭示了两者之间的潜在因果关系。
-表4-臭氧浓度对税收筹划的影响：公众关注
(四)DID识别
为缓解遗漏变量带来的内生性问题，文章利用美国环保署发布修订后更严格的臭氧国家环境空气质量标准进行DID设计，将相关郡划分为达标或未达标地区。文章假设的前提为某个不达标郡仅通过臭氧浓度的变化影响公司税收筹划。此外，某个郡被划分为不达标是由于国家环境空气质量标准的变化，而非臭氧浓度的内生性因素的影响。同时，由于该标准由联邦政府规定的适用于所有郡，因此与当地因素无关。
文章从美国环保署绿皮书中获取郡级未达标信息，将事件年份t定义为2004年和2012年，若某个郡根据之前的国家环境空气质量标准在t-2到t-1年达标，但根据修订后的国家环境空气质量标准在t年未达标，则该郡被定义为处理组。若某个郡根据之前的国家环境空气质量标准在t-2年到t-1年达标，并根据修订后的国家环境空气质量标准在t年达标，则该郡为对照组。为了控制行业因素，文章将处理组公司与控制组相同行业（2位数SIC）的公司进行匹配，并将这些公司定义为控制组。为了缓解负权重问题（De Chaisemartin and D'Haultfoeuille，2020；Barrios，2021），文章只使用在第一个事件中未被处理的公司作为第二个事件的对照组。文章围绕每个事件设置对称的六年窗口，将事件后的第一年（t+1年）定义为从事件t年的7月1日至t+1年的6月30日的会计年度，并比较了事件发生前后两个时期的三年平均现金有效税率。最后，文章剔除排放类企业，其运营可能直接受到臭氧监管的影响（Henderson，1996；Becker and Henderson，2000；Greenstone，2002），臭氧法规影响该类企业税务筹划的机制可能是通过对企业经济活动的关联影响，而非通过互惠渠道。
文章最终的DID样本包括对总部位于180个郡的482家公司的1068个事件公司年度观察。样本包括2004年（2012年）事件年的150（20）家处理公司和179（185）家同行业对照公司。根据Cengiz et al.（2019），文章将与臭氧事件相关的两个子样本进行堆叠，采用以下模型比较处理公司与对照公司税收筹划强度的变化：
其中，i表示企业，c表示郡，j表示事件，y表示年份。Treatc,j对于处理公司取值为1，对照公司取值为0。Posty,j在事件后期间等于1，在事件发生前期间等于0。其余变量与模型(1)均一致。μi,j为事件-公司固定效应，以吸收同一事件中公司的时间不变公司特征。τy,j为事件-年的固定效应，以吸收全国性的宏观经济和监管效应。文章纳入事件-公司固定效应按事件时间而不是日历时间对齐两个事件，并确保通过同一公司对给定事件的税收筹划随时间的变化来识别，等同于多个事件同时发生的设置，因此是“堆叠”而不是“交错”（Sun and Abraham，2021）。除此之外，文章利用了未达标状态指定的不连续性，构建如下稳健性测试：针对总部设在郡的公司，选择事件年前三年平均臭氧浓度在[-0.015ppm，0.015ppm]或[-0.010ppm，0.010ppm]的公司估计模型(2)，从而比较总部设在臭氧浓度刚刚高于新NAAQS的所在郡公司内部税收筹划的变化，以及臭氧浓度刚刚低于新NAAQS的所在郡公司内部税收筹划的变化。
DID前提的验证结果如表5面板A所示，分别显示了全样本结果和带宽限制的结果。列一、列二和列三中Treat×Post的系数估计值分别为-0.008、-0.007和-0.005，且均在1%水平上显著，表明与对照郡相比，处理郡在事件后臭氧浓度显著降低。
DID的回归结果如表5面板B所示，分别显示了全样本结果和带宽限制的结果。列一、列二和列三中Treat×Post的系数估计值分别为0.038、0.058和0.057，且均在5%水平上显著。综上结果表明，与同行业对照公司相比，总部设在因臭氧管制而臭氧浓度显著降低的郡的处理公司在税收筹划方面减少的幅度更大。
除此之外，文章还采用当地的经济和政治因素以及政府支出来解释臭氧未达标，并将这些因素纳入DID回归中。表5的面板C显示，文章未发现当地因素预测臭氧不达标的证据。表5的面板D显示，Treat×Post的系数依然显著为正。最后，Oster（2019）的检验表明，不可观测性不太可能解释文献中的效应。
-表5-臭氧监管的DID分析
为了检验平行趋势，文章将时间扩展到事件发生前四年到后三年期间。文章定义变量I(t-n-2;t-n)表示从年份t-n-2到年份t-n的周期，其中n在(-9,-6,-3,3,6,9)中取值，使用Treat×I(t-n-2:t-n)代替Treat×Post来估计模型(2)，并且删除Treat×I(t-2:t)，从而比较了处理组和控制组企业在t-n-2年到t-n年各期与t-2年到t年各期三年现金有效税率的差异。平行趋势检验的结果如表D.14和图3所示。结果显示，事件发生前的系数均不显著，满足平行趋势检验；事件发生后t+1年到t+3年的系数正向显著，表明非达标郡的公司现金有效税率增加；之后年份的系数有所衰减，可能由于臭氧监管随着时间的推移而减弱。
-图3-平行趋势检验
-表D.14-平行趋势检验表
五、横截面分析
(一)因果链中的基本要素
1.臭氧造成的福利损失程度
文章的因果链条是从臭氧污染给当地利益相关者造成福利损失开始，预期当臭氧污染造成更大的福利损失时，臭氧浓度与税收筹划之间的联系会更强。为了衡量臭氧污染带来的福利损失，文章使用人口普查局的数据计算了18岁及以下人口的百分比（Children%），使用行为危险因素监测系统的数据计算了曾被诊断为哮喘的儿童的百分比（ChildAsthma%），由于臭氧污染造成的福利损失在儿童比例较高和曾被诊断为哮喘的儿童比例较高的郡更大，臭氧污染的影响应该更强。文章在模型（1）的基础上，加入Children%、ChildAsthma%以及与Ozone的交互项进行估计。结果如表6所示，Ozone×Children%和Ozone×Child Asthma%的系数均显著为负，与臭氧污染造成的潜在福利损失较大时管理者税收筹划更多相一致。
-表6-臭氧浓度可能造成的当地福利损失程度的影响
2.管理者在多大程度上关心员工和公民的福利
文章接下来探究管理者在多大程度上内化了臭氧导致的本地福利损失，预期当管理者更关心员工的福利时，更有可能通过税收筹划来进行应对。文章利用企业的劳动法遵守和尊重员工的企业文化衡量管理者在企业内化员工福利的程度（Guiso, Sapienza and Zingales，2015），数据来源为Good Jobs First编制的Violation Tracker。借鉴Raghunandan和Rajgopal （2021），文章将“就业”和“工作场所安全”的违规行为归类为与劳动有关，定义新变量Labor Violation，若每个公司的年惩罚总额高于行业年中位数则等于1，否则为0。文章在模型（1）的基础上，加入Labor Violation及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表7列一所示，Ozone×Labor Violation的系数显著为正，与劳动力违规较多公司的管理者在臭氧污染时税收筹划较少相一致。
文章借鉴Li等（2021）使用机器学习的方法对盈余电话会议构建了企业文化的衡量指标，定义新变量Respect为t-3到t-1年平均的盈余电话会议问答部分中与尊敬相关的词的加权频率计数。文章在模型（1）的基础上，加入Respect及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表7列二所示，Ozone×LaborViolation的系数显著为负，与预期一致。除此之外，文章还加入了臭氧与Li等（2021）中其他文化价值观的交互项，包括创新、诚信、质量和团队合作。结果如表7列三所示，Ozone×LaborViolation的系数显著为负，而臭氧和其他文化价值观并不存在显著交互效应。因此，当企业文化更强调尊重员工时，管理者在臭氧污染严重时企业税收筹划更多。
地方依恋理论认为，人们关心自己出生地的公民福祉（Hernández et al.，2007；Yonker，2017）。文章预期美国本土管理者更可能看重当地公民的福利，从而对臭氧污染做出更多的反应。文章从Lai，Li和Yang（2020）中获取CEO出生地的数据，定义新变量US Born CEO，若公司的CEO出生在美国则等于1，否则为0。文章在模型（1）的基础上，加入US Born CEO及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表7列四所示，Ozone×US Born CEO的系数显著为负，与美国本土管理者在臭氧污染严重时企业税收筹划更多相一致。
-表7-管理者在多大程度上关心员工和公民的福利的影响
3.福利损失在多大程度上可以归因于政府
文章进一步的因果链为臭氧引起的福利损失会使管理者认为政府运行低效并降低纳税意愿。但是，由于臭氧污染来源的多样性，部分企业和居民至少对高水平的臭氧污染负有部分责任。因此，企业减少将臭氧污染归咎于政府行为，导致臭氧污染与现金有效税率之间的负向关联减弱。文章首先研究当地道路交通的影响，从德克萨斯州A&M交通研究所获得道路交通数据，并使用高速公路和主干道上的每日车辆行驶里程来衡量每个郡每年的道路交通量（Daily Vehicle Miles of Travel）。文章在模型（1）的基础上，加入Daily Vehicle Miles of Travel及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表8列一所示，Ozone×Daily Vehicle Miles of Travel的系数显著为正，表明当地道路交通状况恶化时，企业和公民对当地臭氧污染的责任更大，管理者将全部责任归咎于政府的可能性更小，通过税收筹划应对臭氧污染的可能性也更小。
其次，臭氧前体排放者较少将当地臭氧浓度归咎于政府。根据Henderson（1996）的定义，文章定义新变量Emitters，若公司处于排放大量臭氧前体物的行业则等于1，否则为0。文章在模型（1）的基础上，加入Emitters及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表8列二所示，Ozone×Emitters的系数显著为正，表明臭氧污染对现金有效税率的负面影响在臭氧前体物的排放公司被弱化。综上，当政府对臭氧污染的责任较小时，管理者的税收筹划力度较小。
-表8-福利损失在多大程度上可以归因于政府的影响
(二)政治偏好与公民规范
臭氧污染对税收合规的影响可能会随着管理者的政治偏好或公民规范而变化。文章预期臭氧浓度与现金有效税率之间的负相关关系在具有共和党倾向的管理者的公司或总部位于共和党倾向居民较多地区的公司中更为显著。原因在于认同共和党意识形态的人更有可能对政府持怀疑态度，宣扬有限政府主张（Feldman，1988；Goren，2005），针对国家违法行为予以代价（Fehr and Gächter，2000；Besley，2020）。因此，当地空气质量恶化时，共和党倾向的管理者比民主党倾向的管理者更可能增加税收筹划强度。借鉴已有研究（Hong and Kostovetsky，2012；Hutton, Jiang and Kumar，2014，2015）,文章使用基于从联邦选举委员会（FEC）获得的个人政治贡献记录来衡量个人的政治偏好，定义新变量CEO Republican，如果在整个FEC数据期间，CEO对共和党（民主党）的累计贡献比对民主党（共和党）的累计贡献高2000美元，则取值为1（0）。文章在模型（1）的基础上，加入CEO Republican、MSA Republican及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表9面板A所示，列一和列二的交互项系数均负向显著。
文章将管理者与美国总统的政治意识形态一致视为专业人士与总统的政治一致或错位（Kempf and Tsoutsoura，2021），国家的政治意识形态已经被证明可以影响国家政策的制定，从而可以影响管理者对政府的看法（Caughey and Warshaw，2018）。政治一致或错位均反映在共和党或民主党CEO与共和党或民主党总统的2×2矩阵中。文章定义新变量CEO Democrat-President Republican，CEO Republican-President Republican，CEO Republican-President Democrat，并将在民主党总统任期内拥有民主党CEO的企业为对照组，排除现金有效税率的三年窗口期间存在一次换届选举的观测值。列三结果显示，Ozone×CEO Democrat-President Republican的系数正向不显著，Ozone×CEO Republican-President Democrat的系数负向显著，表明政治错位并未影响具有民主党倾向CEO的企业对臭氧污染的反应，增强了具有共和党倾向CEO的企业对臭氧污染的反应。
文章还考虑了管理者与当地社区的政治结盟，政治一致或错位均反映在共和党或民主党CEO与共和党或民主党社区的2×2矩阵中。文章定义新变量CEO Democrat-Community Republican，CEO Republican-Community Republican，CEO Republican-Community Democrat，并将在民主党社区内拥有民主党CEO的企业为对照组。列四结果显示，Ozone×CEO Democrat-Community Republican的系数正向不显著，Ozone×CEO Republican-Community Republican的系数负向显著，与上述结果一致。
文章最后探究公民规范是否削弱臭氧污染和税收筹划强度之间的关系，已有文献表明强调公民责任的公民规范影响下的管理者对政府和税收的正向先验性更强（Luttmer and Singhal，2014），因此不太可能因为臭氧污染而增加税收筹划。根据Hasan et al.（2017），文章使用总统选举投票率（Percent Voted）或人口普查响应率（Census Response）来衡量公民规范。文章在模型（1）的基础上，加入Percent Voted、Census Response及其与Ozone的交互项进行估计。结果如表9面板B所示，两个交互项系数均正向显著，与强调政府合作的公民规范可以削弱臭氧污染和税收筹划强度之间的关系的观点一致。
综上，臭氧污染对税收筹划的影响因政治偏好和公民规范而异，从而提供了臭氧污染影响管理者对政府认知的间接证据。
-表9-政治偏好与结盟和公民规范的影响
六、进一步分析
(一)调查分析
为了进一步证明互惠性为臭氧污染影响税收筹划的机制，文章利用三个调查数据来检验臭氧浓度是否影响公民对政府的认可以及对政府税收使用效率的感知。政府赞同度的信息来自合作国会选举研究的调查数据，样本期间为2006年至2018年。基于调查问题“你赞成或不赞成每个人的工作方式：1.美国总统，2.美国国会，3.你们州的州长?”，文章将上述每个问题的答案分别用4、3、2、1表示“非常赞成”、“有点赞成”、“有点不赞成”和“非常不赞成”。文章定义新变量Approval Gov，通过计算以上三个问题答案的均值来衡量受访者对政府的认同程度。Approval Gov的样本均值为2.143。文章将Approval Gov对Ozone（调查前一年）进行回归，标准误聚类到受访者层面。结果如表10面板A所示，列一控制年份、郡和人口固定效应（即性别、种族、教育、婚姻状况、出生年份、政治意识形态和家庭收入）后，系数为显著为负，表明臭氧浓度每增加0.01ppm，Approval Gov减少3.17%的标准差。列二进一步控制地方经济因素，包括郡级政府支出、人口、实际GDP、就业及其增长，系数仍显著为负，表明臭氧浓度增加0.01ppm时，Approval Gov减少3.84%的标准差。
其次，文章考察了皮尤研究中心于2018年3月27日至4月9日对2541名美国成年人的一项全国性调查。定义新变量Too Little，如果针对“你认为联邦政府在保护空气质量方面做了多少”的回答是“太少”，取值为1；回答是“适量”或“太多”，取值为0。Too Little的样本均值为0.667。定义新变量Air Pollution Small和Air Pollution Big，如果针对“空气污染是你所在社区多大程度上的问题”的回答是“我当地社区的小问题”和“我当地社区的大问题”，取值为1；回答是“我当地社区没有问题”，取值为0。表10面板B显示了在控制人口固定效应后，Too Little对Air Pollution Small和Air Pollution Big的Probit回归结果。与认为空气污染“不成问题”的受访者相比，认为空气污染是当地社区“大问题”（“小问题”）的受访者认为联邦政府在保护空气质量方面做得“太少”的可能性要高21.1%（11.9%）。
最后，文章研究了臭氧污染对公民认知政府税收使用的影响，数据来源为美国国家选举研究的调查数据。样本期间的调查数据涵盖1994年，1996年，1998年，2000年，2002年，2004年，2008年，2012年和2016年。文章剔除2012年和2016年基于互联网的调查以及少于10名受访者的样本，并将重点放在面对面调查上。调查问题“你是否认为政府浪费了我们缴纳税款中的大量，一部分，或者很少”文章定义新变量Waste Tax Money，分别等于3、2、1以表示“很多”、“有些”和“很少”的回答。Waste Tax Money的样本均值为2.639。文章将Waste Tax Money对Ozone（调查前一年）进行回归，标准误聚类到受访者层面。结果如表10面板C所示，列一控制年份、郡和人口固定效应后，系数显著为正，表明臭氧浓度每增加0.01ppm，Waste Tax Money增加2.46%的标准差。列二进一步控制地方经济因素，系数仍显著为正，表明臭氧浓度增加0.01 ppm时，Waste Tax Money增加3.44%的标准差。
综上，臭氧/空气污染负向影响公民对政府的认可程度以及对政府税收使用效率的认知。该结果与臭氧污染会降低公民的税收士气的观点一致。
-表10-臭氧浓度/空气质量对公民的政府认知的影响
(二)结果推广
1.政府对公共物品的投资
文章考虑郡政府在航空运输、教育、公共建筑、卫生、医院、公路、公共福利等方面的支出，预期如果企业管理者对这些政府公共品投资予以“奖励”，将对现金有效税率产生正向影响。结果发现，尽管臭氧污染对现金有效税率呈现显著负向影响，但其他政府支出的影响微乎其微甚至显著为负。
上述结果的原因在于：首先，政府支出很可能是内生决定的，因为政府可能会选择在最需要振兴的基础设施上投入更多（Cohen, Coval and Malloy，2011），从而政府支出与税收合规之间呈现负相关关系。其次，政府可能会根据投资回报来分配资源，向经济活跃的地区提供更多资金，从而政府支出与税收合规之间呈现正相关关系。最后，政府支出对企业的挤出效应进一步提高了识别难度（Blanchard and Perotti，2002；Cohen, Coval and Malloy，2011；Demirci, Huang and Sialm，2019）。
2.超级基金清理
超级基金清理与臭氧污染类似，由于危险废物管理不当而导致污染场地的存在，随后由政府主导的清理行动建设更安全、更宜居的地区，从而实现公共物品质量的提高。1980年的《综合环境反应、赔偿和责任法》，俗称“超级基金”，要求美国环保署清理危险废物场地，包括提出、列出、建设完成和删除。污染场地上报后，美国环保署进行初步评估，若确定该场地对公众健康构成重大危险，则将该场地纳入国家优先事项清单。美国环保署对该场地进行补救调查，并制定和实施永久解决方案。由于这些场地往往需要复杂的补救措施，因此通常需要数年时间才能将一个场地指定为“建设完成”，即完成处理所有直接和长期健康威胁的任务。若所有的清理目标都已经实现，则从国家优先事项清单中删除一个地点。已有研究表明超级基金清理在改善公共健康方面是有效的（Currie, Greenstone and Moretti，2011；Klemick, Mason and Sullivan，2020；Persico, Figlio and Roth，2020）。
文章从美国环保署的超级基金企业管理系统中获取网站信息。借鉴Klemick，Mason和Sullivan（2020），文章设计一个DID模型，重点关注两个步骤：列入国家优先事项清单和建设完成。如果该郡的一个地点被列入国家优先事项清单并被标记为建设完成，则该郡为处理郡，否则为控制郡，作为区分依据文章仅考虑某个郡的首次超级基金清理。文章预期与对照郡的企业相比，总部设在处理郡的企业更可能会因清洁活动而减少污染。因此，文章将总部设在处理郡的公司定义为处理企业，将每个处理企业与总部位于同郡同行业企业进行匹配，并将这些企业定义为控制企业。为了缓解负权重问题，文章仅使用之前未被处理的公司样本。
文章将每个地点的清理视为一个事件，窗口涵盖从上市日期前三年到建设完成日期后三年。文章比较了清理前、清理中和清理后的现金有效税率，其中清理期定义为从列入国家优先事项清单到建设完成的时间。考虑到超级基金的清理通常需要数年才能完成，文章研究了企业在清理期间和清理结束后的税收筹划强度。为确保组内的比较，文章的公司样本在建设完成之前和之后均至少有一个观测值。
文章的最终样本由总部位于449个郡的1756家公司的16674个事件-公司-年度观测值组成，使用以下模型来比较处理组企业和控制组企业税收筹划强度的变化：
其中，i表示企业，c表示郡，j表示事件，y表示年份。Treatc,j对于处理公司取值为1，对照公司取值为0。Duringy,j在清理期等于1，在清理期之前或之后等于0。Aftery,j在清理期之后等于1，在清理期间或之前等于0。文章其余变量与模型（2）均一致，并将标准误在企业总部所在地层面聚类。
回归结果如表11所示，Treat×During的系数不显著，Treat×After的系数显著为正，表明相对于同行业的控制组公司，总部位于超级基金清理完成郡的公司在税收筹划方面减少幅度更大（3.7%）。平行趋势如图4所示，文章定义变量I(t-3)，I(t-2)和I(t-1)表示上市前3、2和1年，定义变量I(z+1)，I(z+2)和I(z+3)表示建设完成后1、2和3年，将以上变量与Treat的交互项替代模型（3）中的Treat×During和Treat×After进行回归，结果显示Treat×I(z+1)和Treat×I(z+3)的系数显著为正，Treat×I(t-1)，Treat×I(t-2)和Treat×I(t-3)的系数不显著，满足平行趋势假设。
综上，超级基金的结果表明，臭氧污染和税收筹划的联系可以推广到更广泛意义上的政府失败（公共物品质量低下）和之后的补救措施。
-表11-超级基金清理的DID分析
-图4-超级基金清理的平行趋势检验
七、研究结论
文章基于契约主义研究通过关注国家提供的公共产品的质量，互惠性对管理者的税收士气进而对其税收筹划决策起着至关重要的作用。文章使用臭氧浓度衡量公共物品质量，结果发现较高的臭氧浓度导致较低的现金有效税率，即更激进的税收筹划强度，并且当公众对臭氧或空气污染的关注度较高时，上述关联会加强。文章利用臭氧法规的修订进行DID分析，结果发现相对于未受影响的企业，应对这一外生监管冲击的臭氧浓度降低弱化了受影响企业的税收筹划强度。横截面检验表明，臭氧污染对税收筹划强度的影响随着臭氧对当地潜在福利的影响程度，管理者在多大程度上关心员工和公民的福利，公众在多大程度上将臭氧污染归咎于政府，政治价值和公民规范在多大程度上调节了对政府的认知而变化。文章还使用了三个调查数据，表明臭氧浓度负向影响公众对政府的认可以及对政府税收资金使用效率的认知。文章证明超级基金清理减少了税收筹划，表明臭氧污染和税收筹划强度之间的关联具有潜在的可推广性。
以上结果表明，臭氧浓度会影响企业的纳税意愿，而互惠机制为作用路径。文章强调了环境规制和保护在增强税收士气和增加财政能力方面的重要性，以及在评估公共政策的成本效益权衡时考虑企业行为的重要性。环境规制对财政能力的反馈作用可能对税收和环境政策制定者都有潜在的利益。
Abstract:
In a tax—public goods reciprocity framework between citizens and the state, managers view taxes as a payment to the government in exchange for public goods, and hence they adjust their willingness to pay taxes as public good quality changes. We show that corporate tax planning intensity increases with ground-level ozone pollution. Revisions in ozone pollution regulations cause counties that failed the revised and more stringent standards to reduce ozone pollution. Consequently, firms headquartered in these counties reduced corporate tax planning intensity relative to firms in other counties. The ozone tax link varies in the predicted directions with public attention to pollution, potential welfare loss due to ozone, managers’ stakeholder orientation, taxpayers’ polluting status, political preferences, and civic norms. We also find consistent results for Superfund cleanups of hazardous waste sites. Our research sheds light on reciprocity as a potential mechanism influencing corporate tax compliance.
