企業(yè)避稅行為與投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算

陳作華，方紅星

1 山東財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，濟南 2500142 東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院， 遼寧 大連 116025

企業(yè)避稅行為與投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算

陳作華1，方紅星2

1 山東財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，濟南 2500142 東北財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院， 遼寧 大連 116025

企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果一直是學(xué)術(shù)界和實務(wù)界共同關(guān)注的焦點話題。圍繞企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果的研究結(jié)論也不盡相同，基于溫和避稅行為視角的研究認為企業(yè)避稅程度的增強有助于提升企業(yè)價值，而基于激進避稅行為視角的研究認為企業(yè)避稅程度的上升會破壞企業(yè)價值。由于企業(yè)避稅程度強弱可能會帶來不同的經(jīng)濟后果，基于系統(tǒng)風(fēng)險視角和企業(yè)避稅行為整體性層面，探討避稅行為對投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的影響以及二者之間是否存在曲線關(guān)系具有重要意義。

企業(yè)避稅程度強弱導(dǎo)致投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算存在差異。選取2008年至2014年滬深兩市上市公司為樣本，基于單因素模型和去杠桿貝塔模型計量系統(tǒng)風(fēng)險；采用會計實際稅率及其變體度量企業(yè)避稅程度的方法，基于公司系統(tǒng)風(fēng)險視角，采用普通最小二乘法多元回歸方法實證檢驗企業(yè)避稅行為與投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的內(nèi)在聯(lián)系。

研究結(jié)果表明，企業(yè)避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險的平方項顯著正相關(guān)，在控制可能的自選擇偏誤后結(jié)論不變。對溫和避稅的企業(yè)，隨著避稅程度的增強，公司系統(tǒng)風(fēng)險顯著下降；對激進避稅的企業(yè)，伴隨避稅程度的增強，公司系統(tǒng)風(fēng)險顯著上升。因而，企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險呈U形曲線關(guān)系。企業(yè)避稅程度不同對投資者風(fēng)險估算帶來不同的影響，市場上投資者將降低選擇溫和避稅企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險，而提高選擇激進避稅企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險。

基于企業(yè)避稅行為和投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的研究結(jié)果表明，投資者和監(jiān)管者應(yīng)一分為二地看待企業(yè)避稅行為。一方面，監(jiān)管者應(yīng)當(dāng)鼓勵企業(yè)采用合法手段適度避稅，允許企業(yè)和投資者享受適度避稅帶來的好處；另一方面，應(yīng)加大對企業(yè)激進避稅行為的監(jiān)管力度，防止激進避稅行為對政府、企業(yè)和投資者帶來負面影響。

研究結(jié)論從系統(tǒng)風(fēng)險這一視角，明晰了企業(yè)避稅行為與投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的關(guān)系，豐富了企業(yè)避稅和系統(tǒng)風(fēng)險研究。

企業(yè)避稅；激進避稅；溫和避稅；投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算；系統(tǒng)風(fēng)險

1 引言

無論在西方發(fā)達國家還是在中國等新興市場經(jīng)濟國家，企業(yè)避稅行為日益引起廣泛的社會關(guān)注。企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果在學(xué)術(shù)界和實務(wù)界已成為世界范圍的熱點話題，在企業(yè)稅收理論研究領(lǐng)域占有重要地位。已有研究大多集中在企業(yè)避稅行為帶來的聲譽后果以及對股價、企業(yè)價值和資本成本的影響等方面，對基于系統(tǒng)風(fēng)險視角探討企業(yè)避稅行為影響投資者風(fēng)險估算的研究較少，而且已有關(guān)于企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果的研究或者基于激進避稅行為的角度，或者基于溫和避稅行為的角度，往往忽視了從企業(yè)避稅行為的整體性層面進行系統(tǒng)研究，即從溫和避稅行為、適度避稅行為和激進避稅行為綜合考慮避稅的經(jīng)濟后果。企業(yè)避稅行為按其避稅程度的強弱大致分為溫和避稅行為(避稅程度弱)、適度避稅行為(避稅程度適中)和激進避稅行為(避稅程度強)，企業(yè)避稅程度強弱會帶來不同的經(jīng)濟后果。當(dāng)企業(yè)選擇溫和避稅行為時，避稅程度的增強可降低企業(yè)的權(quán)益資本成本[1]；當(dāng)企業(yè)選擇激進避稅行為時，避稅程度的增強將導(dǎo)致市場反應(yīng)為負[2]、股價崩盤風(fēng)險上升[3]以及未來凈現(xiàn)金流量不確定性度量下的企業(yè)風(fēng)險上升[4]等。既然企業(yè)避稅程度強弱會帶來不同的經(jīng)濟后果，那么研究避稅行為對投資者風(fēng)險估算的影響以及避稅行為與公司系統(tǒng)風(fēng)險的關(guān)系具有重要的理論和現(xiàn)實意義，有助于彌補已有研究未從整體層面考慮避稅經(jīng)濟后果的不足，有助于搭建避稅行為與其他經(jīng)濟后果之間的橋梁。鑒于此，本研究以2008年至2014年滬深兩市上市公司為樣本，基于公司系統(tǒng)風(fēng)險視角，研究企業(yè)避稅行為對投資者風(fēng)險估算的影響。

2 相關(guān)研究評述

已有關(guān)于企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果的研究主要分為代理觀和聲譽觀兩類觀點。

2.1 代理觀

代理觀關(guān)注避稅行為引起的管理層與投資者之間的代理問題，主要包括管理層機會主義和資源轉(zhuǎn)移。DESAI et al.[5]認為復(fù)雜且不透明的避稅交易活動為管理層提供了工具和借口，在以降低企業(yè)納稅義務(wù)為目標(biāo)的偽裝下，經(jīng)理有較大的自主權(quán)運用各種避稅策略實施機會主義行為，如操控盈余、關(guān)聯(lián)方交易和其他資源轉(zhuǎn)移行為，并隱藏企業(yè)的負面信息。因而企業(yè)避稅行為對股價和投資者決策等產(chǎn)生了較大影響。DESAI et al.[6]研究投資者如何對最小化公司納稅義務(wù)的管理層行為進行定價的問題，發(fā)現(xiàn)企業(yè)避稅行為與公司治理較好的企業(yè)價值顯著正相關(guān)，但與治理較差的企業(yè)價值并不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。他們的研究結(jié)果與代理成本會降低避稅公司的股東利益這一觀點一致，管理層的避稅決策與他們資源轉(zhuǎn)移能力是相關(guān)的，表明避稅為股東創(chuàng)造價值的前提是發(fā)揮監(jiān)督和控制的職能以有效約束避稅引起的管理層機會主義行為。HANLON et al.[2]運用事件研究法檢驗市場對新聞媒體披露的企業(yè)避稅信息的反應(yīng)，發(fā)現(xiàn)市場對披露的避稅信息存在負面反應(yīng)，表明投資者關(guān)注避稅行為與管理層資源轉(zhuǎn)移和業(yè)績操控之間相互關(guān)聯(lián)的可能性。進一步研究發(fā)現(xiàn)，治理環(huán)境較好的企業(yè)，負面效應(yīng)則顯著地弱化。GALLEMORE et al.[7]采用新的樣本和設(shè)計重復(fù)了HANLON et al.[2]的事件研究，發(fā)現(xiàn)在短窗口，披露避稅行為的股票呈現(xiàn)出顯著的負面異?；貓?，與HANLON et al.[2]的發(fā)現(xiàn)一致。

管理層的薪酬契約、職業(yè)關(guān)注和建造商業(yè)帝國等一系列動機激發(fā)了他們隱藏不利信息，如將不利營運結(jié)果隱藏起來。如果管理層隱瞞并積累負面信息持續(xù)一段時期，公司股價則會被嚴(yán)重高估，由此產(chǎn)生的泡沫被鼓吹到引爆點而破裂，負面信息則完全釋放給市場，導(dǎo)致股價崩盤。而且，隱瞞的負面信息阻止了投資者和董事會及時采取措施或及早清算不利投資項目，導(dǎo)致不利的投資項目和較差的業(yè)績持續(xù)了過長的時間，直至股價崩盤。KIM et al.[3]檢驗了上述理論，發(fā)現(xiàn)激進避稅與股價崩盤風(fēng)險正相關(guān)，當(dāng)企業(yè)外部監(jiān)督力量比較強大時(如較多的分析師跟蹤、機構(gòu)投資者持股比例較高以及公司控制權(quán)市場的接管威脅)，這種正相關(guān)關(guān)系會減弱。

2.2 聲譽觀

聲譽觀關(guān)注企業(yè)避稅行為與聲譽關(guān)注的關(guān)系。聲譽觀假定聲譽關(guān)注會約束企業(yè)的避稅行為，激進避稅行為將導(dǎo)致公司和管理層遭受聲譽損失。BANKMAN[8]研究表明，采取激進避稅策略的公司可能會被貼上“劣等公司公民”的標(biāo)簽，這對公司的市場業(yè)績不利；HANLON et al.[2]認為被指控避稅的公司與因低稅率而被視為“劣等公司公民”一樣，聲譽在其中發(fā)揮著重要作用。

GALLEMORE et al.[7]檢驗避稅對經(jīng)理層的潛在聲譽的影響，結(jié)果表明即使受到稅務(wù)當(dāng)局的審查，避稅企業(yè)可能也不會遭受高昂的聲譽損失；但GALLEMORE et al.[7]又謹(jǐn)慎地指出，聲譽效應(yīng)可能存在，只是可能因為避稅企業(yè)的獨特性、樣本量較少或者度量方式缺乏解釋力，導(dǎo)致他們的研究沒有發(fā)現(xiàn)聲譽效應(yīng)的存在。GRAHAM et al.[9]認為在文檔研究中，關(guān)于避稅是否會導(dǎo)致較高的聲譽損失存在不一致的結(jié)論，主要原因是聲譽關(guān)注無法被觀察到，因而難于度量。因此，GRAHAM et al.[9]采用調(diào)查問卷的方式研究避稅與聲譽關(guān)注的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)對聲譽的潛在不利影響約束了企業(yè)的避稅行為。上述研究表明，聲譽關(guān)注與企業(yè)避稅的關(guān)系存在爭論。

已有研究還探討了政治成本在決定實際稅率上的角色。政治成本被視為聲譽成本的一種，或至少與聲譽成本相關(guān)。ZIMMERMAN[10]假設(shè)會計政策選擇會受到政治成本的影響，發(fā)現(xiàn)大規(guī)模企業(yè)有更高的實際稅率，并認為實際稅率是這些企業(yè)面臨的高昂政治成本的函數(shù)；MILLS et al.[11]檢驗政治成本對聯(lián)邦供貨商避稅的影響，發(fā)現(xiàn)聯(lián)邦供貨商對政治成本高度敏感，有較高的實際稅率，這與政治成本驅(qū)動聯(lián)邦供貨商稅收戰(zhàn)略的制定這一觀點一致。

綜上，代理觀認為企業(yè)避稅行為可能帶來管理層機會主義和資源轉(zhuǎn)移等行為，導(dǎo)致市場上投資者對披露企業(yè)避稅行為的反應(yīng)為負，或?qū)е鹿蓛r崩盤風(fēng)險。聲譽觀下，企業(yè)避稅行為對聲譽的影響存有爭議，但公司和管理層聲譽來源于包括投資者在內(nèi)的利益相關(guān)者的評判。兩種觀點下，企業(yè)避稅行為均會對投資者決策帶來影響。公司系統(tǒng)風(fēng)險是投資者決策的重要依據(jù)，因此投資者對公司系統(tǒng)風(fēng)險的估算可能受到企業(yè)避稅行為的影響。盡管已有研究討論了企業(yè)避稅行為對企業(yè)風(fēng)險的影響，并用未來現(xiàn)金流的不確定性度量企業(yè)風(fēng)險[4]，但鮮有研究探討投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算如何受到企業(yè)避稅行為的影響，也未能理清二者之間的作用機理，而且缺乏與此相關(guān)的經(jīng)驗證據(jù)。進一步，上述企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果的研究，無論是代理觀還是聲譽觀，大多忽略了避稅行為整體性層面(包括溫和避稅行為、適度避稅行為和激進避稅行為)帶來的經(jīng)濟后果。因而，深入探討企業(yè)避稅行為在投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算中究竟發(fā)揮什么樣的作用以及投資者如何從風(fēng)險視角對企業(yè)避稅行為進行定價具有一定的現(xiàn)實意義。

3 理論分析和研究假設(shè)

在投資理論中，通常用β系數(shù)衡量公司系統(tǒng)風(fēng)險，它度量的是單一證券價格與市場組合市價之間的同步關(guān)系，反映的是單一證券對證券組合系統(tǒng)風(fēng)險值的影響。對于理性的投資者，在考慮買進預(yù)期收益率較高的證券時，同時會考慮該證券的風(fēng)險，如果該證券的β值比較高，多買進則會增加其投資組合的風(fēng)險。資本資產(chǎn)定價理論表明，對理性投資者的分散化投資組合而言，股票的β值是衡量公司風(fēng)險的唯一指標(biāo)。盡管有證據(jù)表明其他指標(biāo)也可以解釋股價的波動，β值仍然是一個重要的風(fēng)險指標(biāo)。由于β值衡量的是公司股價相對市場指數(shù)變動的幅度，因此影響公司股價的公司因素成為投資者估算β值的依據(jù)。企業(yè)避稅行為對投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的影響有直接和間接之分。

3.1 直接效應(yīng)：企業(yè)避稅成本收益權(quán)衡

企業(yè)避稅的直接后果是降低了企業(yè)的納稅義務(wù)。具體來講，好處在于通過降低當(dāng)期應(yīng)納稅額或提高稅收抵免，降低了當(dāng)期支付的所得稅，增加了現(xiàn)金流入和投資者財富，提高了稅后凈利潤[12]。企業(yè)避稅的間接后果源于對避稅增加的現(xiàn)金流入的運用效果，比如企業(yè)管理層將避稅增加的現(xiàn)金流投入到凈現(xiàn)值為正的投資項目上，有利于公司價值的提高；再如，企業(yè)避稅行為可能成為傳統(tǒng)融資方式的替代，對于受到融資約束限制而無法獲取足夠資本的企業(yè)來講，避稅有助于緩解融資約束。因而，如果對避稅成本不加考慮的話，避稅越激進，財富從政府轉(zhuǎn)移給股東的則越多，這會使公司股票非常有吸引力，因而避稅程度的提高有利于提升股價。

然而避稅是風(fēng)險性活動，會使企業(yè)、經(jīng)理層和股東承受較高的成本[13]。具體來講，避稅成本大致包括如下幾點：①會計信息質(zhì)量下降。避稅行為導(dǎo)致公司信息環(huán)境不透明性增加[14]以及會計信息披露質(zhì)量的下降[15]，并導(dǎo)致了激進的財務(wù)報告[16]。LAMBERT et al.[17]在單期多個證券的資本資產(chǎn)定價理論設(shè)定的基礎(chǔ)上構(gòu)造模型，表明高質(zhì)量的會計信息影響市場參與者對企業(yè)現(xiàn)金流的方差以及企業(yè)現(xiàn)金流與市場現(xiàn)金流集合之間的協(xié)方差的評估，信息質(zhì)量與內(nèi)部控制會影響營運決策的質(zhì)量以及管理層侵占的企業(yè)資源。依據(jù)LAMBERT et al.[17]的模型，企業(yè)避稅行為因?qū)е聲嬓畔①|(zhì)量下降而影響投資者對企業(yè)未來現(xiàn)金流量的估算，避稅程度越高，投資者估算的企業(yè)未來現(xiàn)金流量的不確定性越高。②代理問題。在代理理論框架下，避稅行為助長了管理層的機會主義行為，原因在于避稅行為為經(jīng)理提供了機會以隱藏壞消息和誤導(dǎo)投資者[5]。具體而言，復(fù)雜且不透明的避稅交易活動為管理層提供了工具和借口，在以降低企業(yè)納稅義務(wù)為目標(biāo)的偽裝下，經(jīng)理有較大的自主權(quán)運用各種避稅策略實施機會主義行為。避稅行為越激進，意味著管理層采取的避稅交易活動越復(fù)雜且令人琢磨不透，在最小化納稅義務(wù)的借口下，管理層越有可能將壞消息隱藏起來不讓外部投資者知道。③聲譽損失。避稅較為激進的企業(yè)將承受較為高昂的聲譽損失，這類企業(yè)往往會被貼上“劣等公司公民”的標(biāo)簽[8]，這不利于企業(yè)的市場業(yè)績。由此，企業(yè)避稅行為越激進，其遭受的聲譽損失可能會越大。④罰款。企業(yè)避稅行為越激進就越會增加被稅務(wù)機構(gòu)發(fā)現(xiàn)的概率，因而受處罰的風(fēng)險隨之增加。企業(yè)避稅行為如被稅務(wù)當(dāng)局識別出來，將被迫支付剩余的稅款以及利息和罰款，這意味著企業(yè)現(xiàn)金流出的增加和投資者財富的下降。⑤其他成本。避稅行為使管理層不得不付出高昂的審計費用和律師費用，而且經(jīng)理和員工為實施復(fù)雜的避稅計劃須付出較多的時間和精力[18]。從銀行等金融機構(gòu)的視角看，激進避稅加劇了銀行與企業(yè)之間的信息不對稱和代理沖突，銀行將采取更嚴(yán)格的貸款政策，并對企業(yè)實施更嚴(yán)格的監(jiān)督，最終導(dǎo)致企業(yè)受困于融資約束。

綜上分析，企業(yè)避稅行為既能因增加現(xiàn)金凈流入為投資者帶來財富，又能因避稅成本的存在削弱投資者財富。對投資者來講，最佳避稅策略是避稅邊際收益等于避稅邊際成本。權(quán)衡企業(yè)避稅行為對其財富的影響和尋求最佳避稅策略是投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的關(guān)鍵。對于溫和避稅行為，即對尚未到達最佳避稅點之前的企業(yè)，避稅收益大于避稅成本，隨著避稅程度的增強，投資者財富不斷增加。因此，溫和避稅行為的后果是企業(yè)現(xiàn)金凈流入穩(wěn)定增加，投資者給出的公司股價相對于市場指數(shù)波動幅度較小，系統(tǒng)風(fēng)險下降。反之，對在最佳避稅點之后的企業(yè)，隨著避稅程度的增強，避稅處于激進狀態(tài)，避稅成本增大，投資者財富受到負面影響。因此，激進避稅行為的后果是企業(yè)現(xiàn)金凈流出急劇增加，投資者給出的公司股價相對于市場指數(shù)波動幅度較大，系統(tǒng)風(fēng)險上升。

3.2 間接效應(yīng)：企業(yè)避稅對財務(wù)決策的影響

在不完美且存在摩擦的市場上，公司稅收政策通過影響營業(yè)現(xiàn)金流量進而影響企業(yè)價值。稅收對公司財務(wù)決策的影響存在多個路徑，通過作用于資本結(jié)構(gòu)、投資決策和營運活動等而影響公司未來現(xiàn)金流量的分布[19]。

MODIGLIANI et al.[20]認為在完美無摩擦的市場上，在沒有公司所得稅和個人所得稅的情況下，企業(yè)價值與資本結(jié)構(gòu)無關(guān)。由于企業(yè)價值等于營業(yè)現(xiàn)金流量的現(xiàn)值，因此在MODIGLIANI et al.[20]的研究中，稅收政策與營業(yè)現(xiàn)金流量無關(guān)。MODIGLIANI et al.[21]放松了MODIGLIANI et al.[20]的假設(shè)前提，將所得稅納入模型中，認為在存在企業(yè)所得稅的市場環(huán)境下，由于利息的稅盾效應(yīng)，負債程度越高，稅盾帶來的好處會提升企業(yè)價值。然而，負債過高會放大企業(yè)面臨的風(fēng)險，當(dāng)企業(yè)經(jīng)營狀況較好時，負債比重越高，企業(yè)獲益越多；當(dāng)企業(yè)經(jīng)營狀況不好時，損失也會慘重。因此，作為企業(yè)稅收政策的主要內(nèi)容，企業(yè)避稅行為對企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)選擇會產(chǎn)生重大影響。企業(yè)采取較為溫和的避稅行為，可能意味著企業(yè)會權(quán)衡利息稅盾效應(yīng)的利弊而適度負債，企業(yè)現(xiàn)金流較為安全和穩(wěn)定；當(dāng)企業(yè)采取激進的避稅行為時，意味著企業(yè)可能會過度利用利息稅盾效應(yīng)帶來的好處而忽視過度負債的風(fēng)險，導(dǎo)致現(xiàn)金流異常波動。企業(yè)避稅行為因?qū)Y本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生影響而導(dǎo)致現(xiàn)金流呈現(xiàn)不同分布，市場投資者對此心知肚明，于是在經(jīng)濟條件好時會對激進避稅企業(yè)給出較高的股票價格，在經(jīng)濟條件較差時給出較低的股票價格，而溫和避稅企業(yè)的股價受經(jīng)濟條件好壞的影響相對較小。由于股票市場指數(shù)也會隨著經(jīng)濟條件的好壞升高或降低，而且公司系統(tǒng)風(fēng)險衡量的是公司股價相對市場指數(shù)變動的幅度，因而溫和避稅行為下，避稅程度增加，系統(tǒng)風(fēng)險下降；而激進避稅行為下，避稅程度增加，系統(tǒng)風(fēng)險上升。

避稅行為影響企業(yè)的投資決策。信息不對稱會扭曲市場的資源配置功能，導(dǎo)致市場難以有效區(qū)分企業(yè)的優(yōu)劣，造成優(yōu)質(zhì)企業(yè)投資不足、劣質(zhì)企業(yè)過度投資；同時，信息不對稱會加劇管理層的機會主義動機，從而導(dǎo)致低效率投資。企業(yè)避稅行為加劇了信息不對稱，導(dǎo)致了代理沖突，而企業(yè)激進避稅行為，因加劇信息不對稱和扭曲激勵契約，引發(fā)代理沖突，進而導(dǎo)致企業(yè)投資效率下降[22]。因此，激進避稅行為導(dǎo)致投資效率下降，進而影響企業(yè)現(xiàn)金流量，導(dǎo)致系統(tǒng)風(fēng)險上升。

企業(yè)避稅行為對企業(yè)營運活動的影響視是否激進而不同。當(dāng)企業(yè)避稅較為溫和、避稅意愿并不強烈時，在銷售商品、提供勞務(wù)、資金借貸以及無形資產(chǎn)轉(zhuǎn)讓等企業(yè)營運活動中，企業(yè)通過濫用轉(zhuǎn)移定價，以不經(jīng)過公平市場競爭的內(nèi)部轉(zhuǎn)移價格和收費標(biāo)準(zhǔn)在關(guān)聯(lián)企業(yè)間實現(xiàn)利潤由高稅率企業(yè)向低稅率企業(yè)轉(zhuǎn)移的可能性就很小，企業(yè)的營運活動則較為穩(wěn)定。因此，企業(yè)避稅行為較為溫和時，伴隨著的是風(fēng)險和不確定性較低，企業(yè)的現(xiàn)金流也較為穩(wěn)定[23]，那么投資者將調(diào)低其估算的系統(tǒng)風(fēng)險。當(dāng)企業(yè)避稅行為較為激進時，企業(yè)在相應(yīng)的營運活動中，通過濫用轉(zhuǎn)移定價在關(guān)聯(lián)企業(yè)間實現(xiàn)利潤由高稅率企業(yè)向低稅率企業(yè)轉(zhuǎn)移的可能性就很大，這時營運活動受到避稅的沖擊較為嚴(yán)重。因此，企業(yè)避稅行為較為激進時，更偏愛不確定性，激進地追求新機會，決策前不會有周密的計劃，企業(yè)的現(xiàn)金流極不穩(wěn)定[23]，相應(yīng)地投資者將調(diào)高其估算的系統(tǒng)風(fēng)險。

綜合上述避稅成本收益分析和避稅對財務(wù)決策的影響，當(dāng)企業(yè)避稅行為較為溫和時，避稅邊際收益大于避稅邊際成本，投資者財富隨著避稅程度的增強而增加，而且企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、投資決策、營運活動對現(xiàn)金流的影響是積極和穩(wěn)定的，因而系統(tǒng)風(fēng)險隨著避稅程度的增加而下降；當(dāng)企業(yè)避稅行為較為激進時，避稅負面效應(yīng)得以放大，投資者財富隨著避稅程度的增強而降低，且企業(yè)資本結(jié)構(gòu)、投資決策、營運活動對現(xiàn)金流的影響是負面和波動的，因而系統(tǒng)風(fēng)險隨著避稅程度的增加而上升。據(jù)此，本研究提出假設(shè)。

H 企業(yè)避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險呈U形曲線關(guān)系，即企業(yè)避稅行為較為溫和時，避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險負相關(guān)；當(dāng)企業(yè)避稅行為較為激進時，避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險正相關(guān)。

4 研究設(shè)計

4.1 變量定義

4.1.1 避稅程度

國際主流期刊刊發(fā)的文獻大多直接采用實際稅率及其變體度量企業(yè)的避稅程度，在具體的度量方式上，常用的主要有兩種方式。第一種方式是會計實際稅率，等于所得稅費用除以稅前會計利潤[24-25]；第二種方式是現(xiàn)金實際稅率，等于現(xiàn)金支付的所得稅除以稅前會計利潤[26-27]。

由于在中國難以獲取現(xiàn)金支付的所得稅數(shù)據(jù)，又因用其他數(shù)據(jù)(如現(xiàn)金支付的所有稅費)替代會產(chǎn)生較大的噪音，因此本研究基于會計實際稅率及其變體度量企業(yè)避稅程度的高低。借鑒劉行等[28]的處理方法，運用法定稅率減去實際稅率衡量企業(yè)的避稅程度，即BDETR。這樣不僅使各企業(yè)的避稅程度有很好的可比性，也可以保證數(shù)值越大，避稅程度越高。此外，DYRENG et al.[29]和KUBICK et al.[30]認為，稅收返還和稅務(wù)糾紛的存在，使年度實際稅率在不同年度之間波動較大而存在噪音，僅僅使用當(dāng)期的實際稅率衡量企業(yè)避稅程度可能會導(dǎo)致研究結(jié)果的不穩(wěn)定，因此提出使用多期實際稅率的平均值刻畫避稅程度。借鑒DYRENG et al.[29]和KUBICK et al.[30]的研究，將企業(yè)過去5年((t-4)年至t年)的BDETR取平均值(即LRBDETR)度量避稅程度。

具體而言，基于會計實際稅率，并考慮到會計實際稅率度量避稅程度存在的不足，借鑒劉慧龍等[31]的研究，引入會計實際稅率的幾個變體衡量避稅程度，以增強研究結(jié)論的穩(wěn)健性。ETR1、ETR2、ETR3和ETR4分別為會計實際稅率的不同變體，區(qū)別在于對所得稅費用和(或)稅前會計利潤是否采用遞延所得稅費用進行調(diào)整，具體為

(1)

(2)

(3)

(4)

在此基礎(chǔ)上，用法定稅率減去ETR1、ETR2、ETR3和ETR4，得到當(dāng)期稅率差異BDETR1、BEETR2、BDETR3和BEETR4，再將企業(yè)過去5年((t-4)年至t年)的BDETR取平均值，得到長期稅率差異LRBDETR1、LRBDETR2、LRBDETR3和LRBDETR4，作為企業(yè)避稅程度的代理變量，數(shù)值越大，企業(yè)避稅程度越強。

4.1.2 系統(tǒng)風(fēng)險

對系統(tǒng)風(fēng)險的度量，本研究沿用學(xué)術(shù)界及實務(wù)界廣為接受和采用的單因素模型，即

Ri,t=αi+βiRm,t+εi,t

(5)

其中，Ri,t為第i只股票的月市場收益率，Rm,t為第i只股票的月市場綜合收益率，α為截距項，β為公司系統(tǒng)風(fēng)險的代理變量，εi,t為i公司在t時期的非正常收益。對于Rm,t，本研究在具體檢驗時分別選擇持有期流通市值加權(quán)市場月收益率和總市值加權(quán)市場月收益率。在操作上對(5)式采用最小二乘法估計時間跨度為5年的β系數(shù)。具體估算程序如下：對樣本中每個上市公司或每只股票，將過去至少36個月的個股月回報按月對市場回報進行時間序列回歸，得出風(fēng)險的β值。系統(tǒng)風(fēng)險由Rm,t的系數(shù)衡量，因此系統(tǒng)風(fēng)險β值也被區(qū)分為流通市值和總市值加權(quán)兩類。本研究主要運用流通市值加權(quán)計算得到的β值進行實證分析，總市值加權(quán)計算得到的β值在穩(wěn)健性檢驗中使用。

4.2 模型構(gòu)建

運行(6)式進行OLS回歸以檢驗前述假設(shè)?；诨旌辖孛鏀?shù)據(jù)的OLS回歸存在偏差[32]，因此，回歸過程中按照企業(yè)代碼進行cluster處理，用以修正回歸標(biāo)準(zhǔn)誤，以減少偏差，保證結(jié)果穩(wěn)健。

β=δ0+δ1LRBDETR+δ2LRBDETR2+δ3STD_CFO+

δ4CFO+δ5LEV+δ6BM+δ7Size+δ8Divpayer+

δ9ROE+IND+Year+?

(6)

其中，δ0為截距項，δ1和δ2為解釋變量的估計系數(shù)，δ3～δ9為控制變量的估計系數(shù)，IND為行業(yè)虛擬變量，Year為年度虛擬變量，?為殘差項。(6)式中主要變量的具體定義見表1。

表1 變量定義Table 1 Variable Definitions

5 實證結(jié)果

5.1 樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本研究選取2008年至2014年滬深兩市上市公司為研究樣本。之所以選擇2008年為研究起點，原因是2008年1月1日正式施行《中華人民共和國企業(yè)所得稅法》，與之前的企業(yè)所得稅法相比，新所得稅稅法在稅率、應(yīng)納稅所得額核算、稅前扣除項目、稅收優(yōu)惠政策以及征收管理方面均發(fā)生了較大變化。因此，以2008年為研究起點，可使企業(yè)避稅行為的度量盡可能保持前后一致，免于更多噪音的干擾。本研究在樣本選擇中剔除金融行業(yè)類、ST和PT企業(yè)，剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到2 169個樣本企業(yè)，觀測值為10 621個。樣本企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)來自國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，法定所得稅稅率來自Wind數(shù)據(jù)庫。為避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行1%水平的Winsorize處理，數(shù)據(jù)處理、描述性統(tǒng)計和回歸分析使用 STATA 13。

5.2 主要變量的描述性統(tǒng)計

表2給出主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。將企業(yè)避稅程度按年劃分成3種類型，避稅程度小于等于33%分位數(shù)的為溫和避稅，大于33%分位數(shù)小于等于67%分位數(shù)的為適度避稅，大于67%分位數(shù)的為激進避稅。當(dāng)避稅程度為溫和避稅時，β的均值和中位數(shù)分別為1.062和1.060，適度避稅下β的均值和中位數(shù)分別為1.001和1.011，激進避稅下β的均值和中位數(shù)分別為1.086和1.082，表明隨著避稅程度的增強，系統(tǒng)風(fēng)險的均值和中位數(shù)先是下降，而后上升，初步印證了避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險之間為U形曲線關(guān)系的假設(shè)。STD_CFO和LEV的均值和中位數(shù)也隨著避稅程度的增強，先下降，然后上升，表明企業(yè)現(xiàn)金流波動性和杠桿率與風(fēng)險的變化是一致的，符合理論預(yù)期。CFO、Divpayer和ROE的均值隨著避稅程度的增強，先上升，而后下降，表明溫和避稅和適度避稅意味著企業(yè)經(jīng)營狀況較好，能夠較多支付股利而且投資收益較好；而激進避稅意味著企業(yè)經(jīng)營狀況較差，股利支付較少而且投資收益較低，符合理論預(yù)期，也能佐證前文假設(shè)。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果Table 2 Results of Descriptive Statistics

5.3 回歸結(jié)果分析

表3給出(6)式的回歸結(jié)果。為了使回歸結(jié)果穩(wěn)健可靠，回歸過程中按照企業(yè)代碼進行cluster處理。(1)列給出LRBDETR1和LRBDETR1平方項對β的回歸結(jié)果，LRBDETR1平方項的系數(shù)為0.561，在1%水平上顯著，表明企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險存在U形關(guān)系，即在企業(yè)避稅程度較為溫和的階段，隨著企業(yè)避稅程度的上升，企業(yè)系統(tǒng)風(fēng)險會降低；但當(dāng)避稅程度上升到一定水平之后，尤其是達到激進避稅程度之后，避稅程度的進一步上升將導(dǎo)致系統(tǒng)風(fēng)險的上升。為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健性，運用避稅程度的其他度量方法(LRBDETR2、LRBDETR3和LRBDETR4)替換LRBDETR1進行回歸分析，(2)列、(3)列和(4)列的解釋變量分別為LRBDETR2、LRBDETR3和LRBDETR4及它們的平方項，在(2)列中，LRBDETR2的平方項系數(shù)為0.054，在5%水平上顯著；在(3)列中，LRBDETR3的平方項系數(shù)為0.319，在1%水平上顯著；在(4)列中，LRBDETR4的平方項系數(shù)為0.198，在5%水平上顯著。(2)列、(3)列和(4)列的回歸結(jié)果表明，企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險存在U形關(guān)系的結(jié)論是穩(wěn)健的。以上回歸結(jié)果支持假設(shè)。

5.4 區(qū)分避稅強弱程度

采用(7)式進一步驗證企業(yè)避稅行為與公司系統(tǒng)風(fēng)險的U形關(guān)系，而并非線性關(guān)系，即企業(yè)避稅程度為溫和時，避稅程度與公司系統(tǒng)風(fēng)險負相關(guān)；企業(yè)避稅程度為適度時，避稅程度與公司系統(tǒng)風(fēng)險的相關(guān)性不確定；企業(yè)避稅程度為激進時，避稅程度與公司系統(tǒng)風(fēng)險正相關(guān)。

β=η0+η1LRBDETR+η2STD_CFO+η3CFO+

η4LEV+η5BM+η6Size+η7Divpayer+η8ROE+

IND+Year+φ

(7)

其中，η0為截距項，η1～η8為各變量的回歸系數(shù)，φ為殘差項。

表3 (6)式回歸結(jié)果Table 3 Results of Regression: Model(6)

注：*為在10%水平上顯著，**為在5%水平上顯著，***為在1%水平上顯著；括號內(nèi)的數(shù)據(jù)為t值；回歸中按照企業(yè)代碼進行cluster處理。在計算LRBDETR1、LRBDETR2、LRBDETR3和LRBDETR4時，需要過去5年(包含當(dāng)年)的數(shù)據(jù)，對應(yīng)的5年的數(shù)據(jù)可能會出現(xiàn)缺失值，導(dǎo)致觀測值在回歸時出現(xiàn)差異。下同。

表4給出區(qū)分避稅強弱程度后的回歸結(jié)果，其中(1)列～(4)列分別給出全樣本、溫和避稅子樣本、適度避稅子樣本和激進避稅子樣本情形下LRBDETR1對β的回歸結(jié)果，(5)列～(8)列分別給出全樣本、溫和避稅子樣本、適度避稅子樣本和激進避稅子樣本情形下LRBDETR2對β的回歸結(jié)果。表5與表4的區(qū)別在于解釋變量為LRBDETR3和LRBDETR4。在全樣本回歸結(jié)果中，除表4的(1)列LRBDETR1在10%水平上顯著為正外，表4的(5)列LRBDETR2、表5的(1)列LRBDETR3和(5)列LRBDETR4的系數(shù)均不顯著，表明企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險并不存在顯著的線性關(guān)系。當(dāng)避稅程度為溫和時，由表4的(2)列和(6)列可知，避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險負相關(guān)，LRBDETR1的系數(shù)在10%水平上顯著，LRBDETR2的t值為-1.629，近似于10%水平上顯著；由表5的(2)列和(6)列可知，避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險負相關(guān)，LRBDETR3在1%水平上顯著，表明當(dāng)企業(yè)避稅程度較弱時，隨著避稅程度的增強，可為投資者增加收益，公司系統(tǒng)風(fēng)險呈下降趨勢。當(dāng)避稅程度為適度時，由表4的(3)列以及表5的(3)列和(7)列可知，避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險的相關(guān)關(guān)系均不顯著，僅有表4的(7)列表明LRBDETR2的系數(shù)在1%水平上顯著為正，表明當(dāng)企業(yè)避稅適度時，企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險不存在顯著的相關(guān)關(guān)系。當(dāng)避稅程度為激進時，由表4的(4)列和(8)列以及表5的(4)列和(8)列可知，企業(yè)避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險正相關(guān)，LRBDETR1和LRBDETR3的系數(shù)在1%水平上顯著，LRBDETR4的系數(shù)在5%水平上顯著，表明在激進避稅情況下，隨著避稅程度繼續(xù)增強，避稅的負面效應(yīng)得以放大，市場認識到這一點，于是系統(tǒng)風(fēng)險顯著上升。綜上，表4和表5的回歸結(jié)果進一步支持了企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險呈U形曲線關(guān)系的結(jié)論，即在避稅程度較弱時，企業(yè)避稅程度與投資者估算的系統(tǒng)風(fēng)險負相關(guān)；在避稅程度較強時，企業(yè)避稅程度與投資者估算的系統(tǒng)風(fēng)險正相關(guān)。

表4 回歸結(jié)果：區(qū)分避稅強弱程度(1)Table 4 Results of Regression: Distinguish Tax Avoidance Degree(1)

表5 回歸結(jié)果：區(qū)分避稅強弱程度(2)Table 5 Results of Regression: Distinguish Tax Avoidance Degree(2)

5.5 穩(wěn)健性檢驗

5.5.1 自選擇

當(dāng)企業(yè)避稅較為溫和時其避稅程度的增加會導(dǎo)致系統(tǒng)風(fēng)險下降，當(dāng)企業(yè)避稅較為激進時其避稅程度的增加會導(dǎo)致系統(tǒng)風(fēng)險上升，這一結(jié)論可能存在自選擇偏誤。因為風(fēng)險較低的企業(yè)，很可能為了最大化企業(yè)價值滿足股東利益而選擇避稅；而風(fēng)險較大的企業(yè)，可能為降低風(fēng)險而選擇激進避稅以降低現(xiàn)金流出，如企業(yè)為改變?nèi)谫Y約束或遇到支付危機而選擇激進避稅。因此，避稅行為既可能是風(fēng)險較小企業(yè)的自選擇行為，也可能是風(fēng)險較大企業(yè)的自選擇行為。為了控制這種潛在的自選擇偏誤對本研究結(jié)論的影響，采用Heckman兩階段方法進行回歸分析。

在第一階段構(gòu)建一個企業(yè)避稅程度強弱的概率模型，用以識別企業(yè)避稅程度強弱的影響因素，進而根據(jù)模型結(jié)果估計企業(yè)避稅程度強弱的逆米爾斯比(lambda)，將其作為控制變量納入(6)式中進行第二階段回歸。借鑒CHEN et al.[33]和劉行等[22]的研究，構(gòu)建模型為

TA=γ0+γ1FC+γ2Size+γ3LEV+γ4ROA+

γ5SALE+γ6GMV+γ7CAP+γ8INT+γ9INV+

γ10NOL+γ11COMP+IND+Year+φ

(8)

其中，TA為企業(yè)避稅程度強弱，企業(yè)當(dāng)年度避稅程度LRBDETR大于樣本中位數(shù)時取值為1，否則取值為0；FC為融資約束，融資約束程度高的企業(yè)，越會因內(nèi)部資金短缺而選擇避稅；ROA為盈利能力，盈利能力越強的企業(yè)從稅收規(guī)避中獲益越多，越會傾向于進行稅收規(guī)避；SALE為期間費用，等于期間費用除以銷售收入；GMV為權(quán)益資本變動，等于公司市值與上年市值的比率減1；CAP為有形資本密集度，等于年末固定資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn)；INT為無形資本密集度，等于年末無形資產(chǎn)凈值除以總資產(chǎn)；INV為存貨密集度，等于年末存貨凈值除以總資產(chǎn)，存貨越多的企業(yè)可能越少從事稅收規(guī)避；NOL為是否虧損，當(dāng)企業(yè)當(dāng)年度的凈利潤小于0時取值為1，否則取值為0；COMP為管理層薪酬，等于董事、監(jiān)事及高管年薪總額的自然對數(shù)；γ0為常數(shù)項；γ1～γ11為各變量的回歸系數(shù)；φ為殘差項。

第二階段，將第一階段估計出的逆米爾斯比作為控制變量納入(6)式，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(shù)顯著不為0，即表明自選擇偏誤的存在。Heckman第二階段企業(yè)避稅程度對系統(tǒng)風(fēng)險的回歸結(jié)果見表6，(1)列～(4)列的解釋變量分別為LRBDETR1、LRBDETR2、LRBDETR3和LRBDETR4及它們的平方項以及4項對應(yīng)的逆米爾斯比lambda1、lambda2、lambda3和lambda4。檢驗結(jié)果表明，lambda1、lambda2、lambda3和lambda4均在1%水平上顯著，表明存在自選擇偏誤，有必要將lambda作為遺漏變量納入到回歸模型中；在控制自選擇偏誤的情況下，4個避稅指標(biāo)的平方項均顯著為正，t值分別為3.075、2.498、5.803和2.506，表明在控制自選擇偏誤的情況下，本研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

5.5.2 避稅程度的重新度量

根據(jù)前文避稅程度的度量方式，即法定稅率減去實際稅率的4個不同度量指標(biāo)(ETR1、ETR2、ETR3和ETR4)，得到當(dāng)期稅率差異BDETR1、BDETR2、BDETR3和BEETR4，當(dāng)期稅率差異數(shù)值越大，企業(yè)避稅程度越高。將當(dāng)期稅率差異作為避稅程度(LRBDETR)的替代度量方式，對(6)式重新回歸，回歸結(jié)果與前文結(jié)論一致。

除此以外，在計算實際稅率ETR時，用息稅前利潤代替稅前會計利潤，重新計算BDETR和LRBDETR，根據(jù)重新計算的結(jié)果，對企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險之間關(guān)系進行檢驗，得到的回歸結(jié)果沒有改變前文的結(jié)論。限于篇幅，未予報告。

5.5.3 系統(tǒng)風(fēng)險的重新度量

對于系統(tǒng)風(fēng)險的其他度量方式，去杠桿貝塔模型是理論界常用的一種度量方式，其模型為

(9)

其中，βu為無杠桿系統(tǒng)風(fēng)險值，βl為有杠桿系統(tǒng)風(fēng)險值，E為公司權(quán)益市場價值，D為公司負債市場價值。采用(9)式對前文的β去杠桿化，然后對(6)式重新進行回歸，回歸結(jié)果均與前文結(jié)論一致。

除此以外，對于(5)式中的Rm,t，選擇總市值加權(quán)市場月收益率對(5)式進行回歸，得到基于總市值加權(quán)的β，再次對(6)式進行回歸，結(jié)果同前文一致。限于篇幅，未予報告。

表6 Heckman第二階段避稅程度對系統(tǒng)風(fēng)險的回歸結(jié)果Table 6 Regression Results of Heckman SecondStage of Tax Avoidance on Systematic Risk

6 結(jié)論

本研究以2008年至2014年滬深兩市上市公司為樣本，基于公司系統(tǒng)風(fēng)險視角，實證檢驗企業(yè)避稅行為對投資者風(fēng)險估算的影響，從整體性層面探討二者的關(guān)系，通過穩(wěn)健性檢驗證明結(jié)論的可靠性。研究結(jié)果表明，企業(yè)避稅程度與系統(tǒng)風(fēng)險的平方項顯著正相關(guān)，在控制住可能的自選擇偏誤后結(jié)論不變。對溫和避稅企業(yè)，隨著避稅程度的增加，公司系統(tǒng)風(fēng)險顯著下降。對激進避稅企業(yè)，隨著避稅程度的增加，公司系統(tǒng)風(fēng)險顯著上升。因而，企業(yè)避稅行為與系統(tǒng)風(fēng)險呈U形曲線關(guān)系。企業(yè)避稅程度強弱不同對投資者風(fēng)險估算帶來不同的影響。避稅溫和的企業(yè)，其避稅邊際收益大于邊際成本，且資本結(jié)構(gòu)、投資決策和營運活動對企業(yè)現(xiàn)金流的影響是積極和穩(wěn)定的，市場上投資者將降低對溫和避稅企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險的評估；避稅激進的企業(yè)，其避稅邊際成本得以放大，資本結(jié)構(gòu)、投資決策和營運活動對企業(yè)現(xiàn)金流的影響是消極和波動的，投資者將提高對激進避稅企業(yè)的系統(tǒng)風(fēng)險的評估。

本研究立足于企業(yè)避稅行為如何影響投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算，為學(xué)術(shù)界研究企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果提供了新的思路，彌補了已有企業(yè)避稅行為與資本成本和企業(yè)風(fēng)險研究的不足，為企業(yè)避稅行為與資本成本和企業(yè)價值的研究搭建了溝通的橋梁。同時，本研究為投資者和稅務(wù)監(jiān)管部門提供了有益的啟示，稅務(wù)監(jiān)管部門應(yīng)一分為二地看待企業(yè)避稅行為。一方面，應(yīng)當(dāng)鼓勵企業(yè)采用合法手段適度地避稅，允許企業(yè)和投資者享受適度避稅帶來的好處；另一方面，應(yīng)加大對企業(yè)激進避稅行為的監(jiān)管力度，減弱激進避稅行為對政府、企業(yè)和投資者帶來的負面影響。

本研究仍然存在一些不足。一方面，企業(yè)避稅行為對投資者系統(tǒng)風(fēng)險估算的影響可能受到產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、信息環(huán)境以及公司治理環(huán)境的影響，本研究對此未進行更深入地探討，未來可進行深入考察。另一方面，企業(yè)避稅程度度量上也存在不足，該指標(biāo)主要基于會計實際稅率和現(xiàn)金實際稅率進行度量。但由于在中國難于獲取現(xiàn)金支付的所得稅數(shù)據(jù)，又因用其他數(shù)據(jù)(如現(xiàn)金支付的所有稅費)替代會產(chǎn)生較大噪音，因而本研究被迫放棄了現(xiàn)金實際稅率的度量方式。未來研究將深入考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、信息環(huán)境和公司治理環(huán)境對企業(yè)避稅行為經(jīng)濟后果的影響，完善企業(yè)避稅行為度量指標(biāo)的準(zhǔn)確性和可信性。

[1]GOH B W,LEE J,LIM C Y,et al.Theeffectofcorporatetaxavoidanceonthecostofequity.Singapore:Singapore Management University,2013.

[2]HANLON M,SLEMROD J.What does tax aggressiveness signal?Evidence from stock price reactions to news about tax shelter involvement.JournalofPublicEconomics,2009,93(1/2):126-141.

[3]KIM J B,LI Y,ZHANG L.Corporate tax avoidance and stock price crash risk:firm-level analysis.JournalofFinancialEconomics,2011,100(3):639-662.

[4]HUTCHENS M,REGO S O.Doesgreatertaxriskleadtoincreasedfirmrisk?.Champaign,IL:University of Illinois,2015.

[5]DESAI M A,DHARMAPALA D.Corporate tax avoidance and high-powered incentives.JournalofFinancialEconomics,2006,79(1):145-179.

[6]DESAI M A,DHARMAPALA D.Corporate tax avoidance and firm value.TheReviewofEconomicsandStatistics,2009,91(3):537-546.

[7]GALLEMORE J,MAYDEW E L,THORNOCK J R.The reputational costs of tax avoidance.ContemporaryAccountingResearch,2014,31(4):1103-1133.

[8]BANKMAN J.An academic′s view of the tax shelter battle∥CrisisinTaxAdministration.Baltimore, Maryland:Brookings Institution Press,2004:9-37.

[9]GRAHAM J R,HANLON M,SHEVLIN T J, et al.Incentives for tax planning and avoidance:evidence from the field.TheAccountingReview,2014,89(3):991-1023.

[10] ZIMMERMAN J L.Taxes and firm size.JournalofAccountingandEconomics,1983,5:119-149.

[11] MILLS L F,NUTTER S E,SCHWAB C M.The effect of political sensitivity and bargaining power on taxes:evidence from federal contractors.TheAccountingReview,2013,88(3):977-1005.

[12] HANLON M,HEITZMAN S.A review of tax research.JournalofAccountingandEconomics,2010,50(2/3):127-178.

[13] REGO S O,WILSON R J.Equity risk incentives and corporate tax aggressiveness.JournalofAccountingResearch,2012,50(3):775-810.

[14] BALAKRISHNAN K,BLOUIN J,GUAY W.Doestaxaggressivenessreducefinancialreportingtransparency?.Philadelphia,PA:University of Pennsylvania,2011.

[15] 陳冬,唐建新.高管薪酬、避稅尋租與會計信息披露.經(jīng)濟管理,2012,34(5):114-122.

CHEN Dong,TANG Jianxin.High-ranking manager′s emolument,rent-seeking through tax avoidance and accounting information disclosure.EconomicManagementJournal,2012,34(5):114-122.(in Chinese)

[16] FRANK M M,LYNCH L J,REGO S O.Tax reporting aggressiveness and its relation to aggressive financial reporting.TheAccountingReview,2009,84(2):467-496.

[17] LAMBERT R A,LEUZ C,VERRECCHIA R E.Accounting information,disclosure,and the cost of capital.JournalofAccountingResearch,2007,45(2):385-420.

[18] DONOHOE M P,KNECHEL W R.Does corporate tax aggressiveness influence audit pricing?.ContemporaryAccountingResearch,2014,31(1):284-308.

[19] GRAHAM J R.Taxes and corporate finance:a review.TheReviewofFinancialStudies,2003,16(4):1075-1129.

[20] MODIGLIANI F,MILLER M H.The cost of capital,corporation finance and the theory of investment.TheAmericanEconomicReview,1958,48(3):261-297.

[21] MODIGLIANI F,MILLER M H.Corporate income taxes and the cost of capital:a correction.TheAmericanEconomicReview,1963,53(3):433-443.

[22] 劉行,葉康濤.企業(yè)的避稅活動會影響投資效率嗎?.會計研究,2013(6):47-53.

LIU Hang,YE Kangtao.Does corporate tax avoidance affect investment efficiency?.AccountingResearch,2013(6):47-53.(in Chinese)

[23] HIGGINS D,OMER T C,PHILLIPS J D.The influence of a firm′s business strategy on its tax aggressiveness.ContemporaryAccountingResearch,2015,32(2):674-702.

[24] ARMSTRONG C S,BLOUIN J L,LARCKER D F.The incentives for tax planning.JournalofAccountingandEconomics,2012,53(1/2):391-411.

[25] 田高良,司毅,韓潔,等.媒體關(guān)注與稅收激進:基于公司治理視角的考察.管理科學(xué),2016，29(2):104-121.

TIAN Gaoliang,SI Yi,HAN Jie,et al.Media coverage and tax aggressiveness:a study from the perspective of corporate governance.JournalofManagementScience,2016,29(2):104-121.(in Chinese)

[26] ARMSTRONG C S,BLOUIN J L,JAGOLINZER A D,et al.Corporate governance,incentives,and tax avoidance.JournalofAccountingandEconomics,2015,60(1):1-17.

[27] SALIHU I A,ANNUAR H A,OBID S N S.Foreign investors′ interests and corporate tax avoidance:evidence from an emerging economy.JournalofContemporaryAccounting&Economics,2015,11(2):138-147.

[28] 劉行,葉康濤.金融發(fā)展、產(chǎn)權(quán)與企業(yè)稅負.管理世界,2014(3):41-52.

LIU Hang,YE Kangtao.The financial development,the property right and the tax burden on firms.ManagementWorld,2014(3):41-52.(in Chinese)

[29] DYRENG S D,HANLON M,MAYDEW E L.Long-run corporate tax avoidance.TheAccountingReview,2008,83(1):61-82.

[30] KUBICK T R,LYNCH D P,MAYBERRY M A,et al.Product market power and tax avoidance:market leaders,mimicking strategies,and stock returns.TheAccountingReview,2015,90(2):675-702.

[31] 劉慧龍,吳聯(lián)生.制度環(huán)境、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)實際稅率.管理世界,2014(4):42-52.

LIU Huilong,WU Liansheng.The institutional environments,the nature of ownership and the actual tax rate of corporations.ManagementWorld,2014(4):42-52.(in Chinese)

[32] PETERSEN M A.Estimating standard errors in finance panel data sets:comparing approaches.TheReviewofFinancialStudies,2009,22(1):435-480.

[33] CHEN S,CHEN X,CHENG Q,et al.Are family firms more tax aggressive than non-family firms?.JournalofFinancialEconomics,2010,95(1):41-61.

CorporateTaxAvoidanceBehaviorandInvestors′SystematicRiskAssessment

CHEN Zuohua1，F(xiàn)ANG Hongxing2

1 School of Accounting, Shandong University of Finance and Economics, Jinan 250014, China 2 School of Accounting, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China

The economic consequences of corporate tax avoidance have always been the focus of academia and practical circles. Research conclusions of economic consequences of corporate tax avoidance can differ to some degrees from different research perspectives. The research based on mild tax avoidance predicts that increase of tax avoidance can help raise firm value. However, the research based on aggressive tax avoidance predicts increase of aggressive tax avoidance can decrease firm value. Because different degree of tax avoidance has different economic consequences, especially from the perspective of corporate systematic risk and the overall level of corporate tax avoidance, it is significant to explore the effects of corporate tax avoidance on investors′ systematic risk assessment and whether there is a curve relationship between them.

Different degree of tax avoidance will lead to different systematic risk assessment for investors. Taking companies listed on Shanghai and Shenzhen main board from 2008 to 2014 as samples, using single-factor model and de-leverage Beta model to measure systematic risk and using accounting effective tax rate and its variant to measure tax avoidance, this paper studies how corporate tax avoidance impacts investors′ risk assessment from the perspective of corporate systematic risk by multivariate regression method of OLS.

This paper finds corporate tax avoidance positively correlates with the square of systematic risk. The positive correlation relationship is still significant after controlling the bias of self-selection. In this regard, when companies choose mild tax avoidance, along with the increasing of tax avoidance, corporate systematic risk reduce significantly. When firms choose aggressive tax avoidance, along with the increasing of tax avoidance, corporate systematic risk increases remarkably. The results show that the difference of corporate tax avoidance will bring different effects on investors′ systematic risk assessment. The investors will cut the systematic risk of firms which choose mild tax avoidance and will raise the systematic risk of firms which choose aggressive risk.

Results on the relationship between corporate tax avoidance and investors′ systematic risk assessment indicate that investors and supervisors should use dialectical approach to deal with corporate tax avoidance. On the one hand, supervisors should encourage firms reasonably save tax, and allow firms and their investors obtain the benefits of mild tax avoidance. On the other hand, regulators should strictly supervise firms′ aggressive tax avoidance behavior, and avoid the negative effects on government, firms and investors. From the perspective of systematic risk, this paper clarifies the relationship between corporate tax avoidance and investors′ systematic risk assessment and enriches the study of corporate tax avoidance and systematic risk.

corporate tax avoidance；aggressive tax avoidance；mild tax avoidance；investors′ systematic risk assessment；systematic risk

Date:May 2nd, 2016

DateAugust 20th, 2016

FundedProject:Supported by the Program of Humanities and Social Sciences Research Base in China(2009JJD790005)

Biography:CHEN Zuohua, doctor in management, is a lecturer in the School of Accounting at Shandong University of Finance and Economics. His research interests include capital market accounting, internal control and corporate tax. His representative paper titled “Can high quality internal control effectively respond idiosyncratic risk and systematic risk?” was published in theAccountingResearch(Issue 4, 2015). E-mail：chenzh-2001@163.com

FANG Hongxing, doctor in management, is a professor in the School of Accounting at Dongbei University of Finance and Economics. His research interests include capital market accounting, internal control and audit. His representative paper titled “Can high quality internal control reduce earnings management?——An empirical research based on voluntary internal control audits reporting” was published in theAccountingResearch(Issue 8, 2011). E-mail：hxfang@dufe.edu.cn

F275

A

10.3969/j.issn.1672-0334.2016.05.011

1672-0334(2016)05-0134-13

2016-05-02修返日期2016-08-20

教育部人文社會科學(xué)重點研究基地重大項目(2009JJD790005)

陳作華，管理學(xué)博士，山東財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院講師，研究方向為資本市場會計、內(nèi)部控制與公司稅收等，代表性學(xué)術(shù)成果為“高質(zhì)量內(nèi)部控制能有效應(yīng)對特質(zhì)風(fēng)險和系統(tǒng)風(fēng)險嗎？”，發(fā)表在2015年第4期《會計研究》，E-mail：chenzh-2001@163.com

方紅星，管理學(xué)博士，東北財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院教授，研究方向為資本市場會計、內(nèi)部控制與審計等，代表性學(xué)術(shù)成果為“高質(zhì)量內(nèi)部控制能抑制盈余管理嗎?——基于自愿性內(nèi)部控制鑒證報告的經(jīng)驗研究”，發(fā)表在2011年第8期《會計研究》，E-mail：hxfang@dufe.edu.cn

□