會(huì)計(jì)信息可比性會(huì)抑制企業(yè)的避稅行為嗎

顏 敏（教授），王佳欣

一、引言

自范冰冰陷入陰陽合同的避稅風(fēng)波后，華誼兄弟的股價(jià)暴跌。近年來，部分明星通過在稅收優(yōu)惠地注冊(cè)公司、分期付款、加入外籍、簽訂陰陽合同等手段來進(jìn)行避稅。上升到公司層面，我國(guó)企業(yè)的激進(jìn)避稅行為成為一種普遍現(xiàn)象，給國(guó)家財(cái)政收入造成了嚴(yán)重?fù)p失。江猛、徐經(jīng)長(zhǎng)[1]的研究表明，企業(yè)避稅是當(dāng)今企業(yè)的一種稅收籌劃戰(zhàn)略，已經(jīng)成為企業(yè)投資戰(zhàn)略的一個(gè)重要組成部分?？杀刃允菚?huì)計(jì)信息質(zhì)量特征的重要屬性之一，它能夠幫助會(huì)計(jì)信息使用者識(shí)別和了解不同項(xiàng)目之間的異同。有研究表明，會(huì)計(jì)信息可比性能夠改善公司的外部信息環(huán)境、提高會(huì)計(jì)信息的有用性、有利于投資者做出合理的決策[2-4]。會(huì)計(jì)信息可比性作為會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的一個(gè)獨(dú)特屬性，其重要性引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注?？杀刃杂欣诙悇?wù)機(jī)關(guān)檢測(cè)企業(yè)的避稅行為，同時(shí)對(duì)企業(yè)管理者的避稅行為也會(huì)產(chǎn)生影響，但僅有較少文獻(xiàn)涉及會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的影響[5]?；诖?，本文擬通過對(duì)會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)避稅行為之間關(guān)系的研究，使讀者深入地理解會(huì)計(jì)信息可比性在企業(yè)管理者和稅務(wù)機(jī)關(guān)之間避稅博弈中發(fā)揮的作用。

會(huì)計(jì)信息可比性有助于稅務(wù)機(jī)關(guān)將一個(gè)公司的財(cái)務(wù)信息與同行對(duì)比，因此越具有可比性的會(huì)計(jì)信息，越能夠幫助稅務(wù)機(jī)關(guān)評(píng)估一家公司有關(guān)稅務(wù)相關(guān)交易的會(huì)計(jì)信息，減少其收集、處理會(huì)計(jì)信息的成本，通過提供更加合理的基準(zhǔn)來檢測(cè)企業(yè)的避稅行為。因此本文以2008～2017年我國(guó)A 股上市公司作為研究樣本，考察會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)避稅行為之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，會(huì)計(jì)信息可比性會(huì)抑制企業(yè)的避稅行為，在企業(yè)信息環(huán)境較差的情況下，會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)會(huì)更加顯著。

二、文獻(xiàn)回顧

（一）會(huì)計(jì)信息可比性

會(huì)計(jì)信息可比性是指當(dāng)企業(yè)所發(fā)生的經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)相同時(shí)，不同會(huì)計(jì)主體的會(huì)計(jì)信息能反映相同的情況；反之，當(dāng)經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)不同時(shí)，會(huì)計(jì)信息也能反映其差異[6]。作為會(huì)計(jì)信息的一個(gè)增進(jìn)質(zhì)量特征，會(huì)計(jì)信息可比性可以強(qiáng)化會(huì)計(jì)信息優(yōu)化資源配置、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的作用[7]。其主要目的是有助于企業(yè)利益相關(guān)者在面對(duì)不同的投資機(jī)會(huì)時(shí)做出有效的投資決策。會(huì)計(jì)信息可比性是一個(gè)相對(duì)概念，需要找出“可比公司”的會(huì)計(jì)信息，并基于某種測(cè)度模型與本公司的會(huì)計(jì)信息進(jìn)行對(duì)比，然而長(zhǎng)期以來缺乏一個(gè)能夠靈活測(cè)度公司層面會(huì)計(jì)信息可比性的方法，因此，相比于其他會(huì)計(jì)信息質(zhì)量特征，會(huì)計(jì)信息可比性的研究比較滯后。直到De Franco等[2]基于盈余—收益模型，創(chuàng)造性地構(gòu)建了度量會(huì)計(jì)信息可比性的方法，發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息可比性有利于分析師跟蹤，并且對(duì)分析師預(yù)測(cè)的準(zhǔn)確度有正向影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)多基于國(guó)際財(cái)務(wù)報(bào)告準(zhǔn)則（IFRS）執(zhí)行視角對(duì)會(huì)計(jì)信息可比性的跨國(guó)研究[8，9]以及從會(huì)計(jì)信息可比性角度分析國(guó)際準(zhǔn)則趨同的經(jīng)濟(jì)后果[10-12]，側(cè)重于宏觀層面?；诳杀刃缘慕?jīng)濟(jì)后果這一微觀層面的研究，國(guó)內(nèi)外學(xué)者主要集中于研究會(huì)計(jì)信息可比性與分析師預(yù)測(cè)、審計(jì)收費(fèi)、盈余管理、債務(wù)融資等方面[2，13，14，15]。企業(yè)作為微觀層面的一個(gè)主要經(jīng)濟(jì)體，其避稅行為普遍存在，已然發(fā)展成為企業(yè)的一項(xiàng)重要經(jīng)營(yíng)決策，研究會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的影響有助于了解企業(yè)避稅的激進(jìn)程度，進(jìn)而促進(jìn)稅務(wù)機(jī)關(guān)制定合理政策。

（二）避稅

避稅被廣泛地定義為顯性稅收的減少，是一個(gè)從合法透明的交易（政府債券投資）到愈發(fā)激進(jìn)的避稅形式（偷稅、漏稅等）的連續(xù)變量[16]。傳統(tǒng)的避稅觀認(rèn)為，企業(yè)避稅是指企業(yè)管理者為了提高企業(yè)價(jià)值、節(jié)約企業(yè)自由現(xiàn)金流、減輕稅負(fù)負(fù)擔(dān)而采取的一種手段，其結(jié)果是使企業(yè)獲得超額收益，其實(shí)質(zhì)是將本屬于國(guó)家的利益轉(zhuǎn)移到股東的手中[17]。但是，傳統(tǒng)的避稅觀忽略了“兩權(quán)分離”的事實(shí)[18]，僅考慮了委托代理問題，從而產(chǎn)生了新的避稅代理觀。劉行、葉康濤[19]站在新的避稅代理觀角度，發(fā)現(xiàn)由于信息不對(duì)稱和代理沖突的存在，企業(yè)避稅活動(dòng)會(huì)影響企業(yè)的投資效率，其表現(xiàn)為投資效率下降，而且企業(yè)的避稅行為會(huì)進(jìn)一步導(dǎo)致信息不對(duì)稱程度增加并造成內(nèi)部激勵(lì)機(jī)制失效，從而提出企業(yè)的避稅程度越高，越容易產(chǎn)生非效率投資的觀點(diǎn)。關(guān)于企業(yè)避稅的影響因素，研究企業(yè)避稅的文獻(xiàn)多集中于稅收征管、內(nèi)部控制、高管薪酬等方面對(duì)企業(yè)避稅行為的影響[17，20，21]。

（三）會(huì)計(jì)信息與避稅

Maydew[22]提出要關(guān)注信息的作用以及避稅研究的不確定性?；诖耍琀anlon、Heiztman[16]將避稅與會(huì)計(jì)信息質(zhì)量以及公司結(jié)構(gòu)聯(lián)系起來進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)由于企業(yè)中存在委托代理問題，管理者具有復(fù)雜化公司結(jié)構(gòu)的動(dòng)機(jī)，其通過采取隱蔽的避稅行為并將避稅行為所產(chǎn)生的收益占為己有，來掩飾其操縱利潤(rùn)的行為，損害了股東權(quán)益。如果沒有代理沖突，管理者會(huì)盡最大努力通過減少賦稅義務(wù)以及做出有效的決策來實(shí)現(xiàn)稅后利潤(rùn)最大化。然而，激進(jìn)的避稅行為也可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)受到處罰[23]。早期關(guān)于財(cái)務(wù)報(bào)告與稅收籌劃激勵(lì)機(jī)制之間的權(quán)衡關(guān)系[24]的研究表明，激勵(lì)措施導(dǎo)致企業(yè)在其財(cái)務(wù)報(bào)告中披露較高的利潤(rùn)，但稅收優(yōu)惠又導(dǎo)致企業(yè)的應(yīng)納稅所得額減少。Frank等[25]發(fā)現(xiàn)，激進(jìn)的避稅與激進(jìn)的財(cái)務(wù)報(bào)告之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，意味著財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則和稅法之間的不一致會(huì)使得企業(yè)產(chǎn)生向上管理賬面收入和向下減少應(yīng)納稅所得額的動(dòng)機(jī)，即財(cái)務(wù)報(bào)告中所披露的賬面收入越多，企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)越大。上述研究多集中在會(huì)計(jì)信息整體對(duì)企業(yè)避稅的效果上，本文將從會(huì)計(jì)信息可比性這一特殊會(huì)計(jì)信息質(zhì)量屬性出發(fā)，研究其對(duì)避稅程度的影響，以豐富會(huì)計(jì)信息可比性與避稅的學(xué)術(shù)研究。

三、理論分析與研究假設(shè)

（一）會(huì)計(jì)信息可比性與避稅行為

避稅是一種合法行為，企業(yè)依據(jù)稅法的相關(guān)規(guī)定，有目的地發(fā)生一些符合法律規(guī)定和減免稅收政策的交易，以此適用稅收優(yōu)惠[26]。企業(yè)避稅的主要方式有利用稅負(fù)差異避稅、利用轉(zhuǎn)讓定價(jià)避稅、利用避稅地避稅，其中企業(yè)采用較多的避稅方式是轉(zhuǎn)讓定價(jià)，這可能會(huì)導(dǎo)致公司的結(jié)構(gòu)變得更復(fù)雜[27]。而Desai 等[28]指出，企業(yè)通常采用復(fù)雜且不透明的交易來掩飾其避稅活動(dòng)，這些交易掩蓋了管理層的利益侵占等自利行為，進(jìn)而加劇了代理沖突和信息不對(duì)稱。早期的納稅報(bào)表沒有向稅務(wù)機(jī)關(guān)提供必要的信息，以幫助稅務(wù)機(jī)關(guān)審查出與避稅相關(guān)的交易事項(xiàng)[29]。盡管在目前的納稅申報(bào)表中需要披露賬面收入與應(yīng)納稅所得額，但由于稅務(wù)機(jī)關(guān)和外部投資者未能掌握管理層手中詳盡的內(nèi)部交易信息，因而稅務(wù)機(jī)關(guān)仍然需要認(rèn)真審查與避稅有關(guān)的交易。

同時(shí)，大量的IFRS文件中詳細(xì)說明了財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)報(bào)告的作用，聲明財(cái)務(wù)報(bào)告中所披露的會(huì)計(jì)信息在審查納稅申報(bào)表及審計(jì)時(shí)要發(fā)揮作用[30]。由于納稅申報(bào)信息有限，稅務(wù)機(jī)關(guān)需要從企業(yè)的財(cái)務(wù)報(bào)告中尋求相關(guān)信息。富含高質(zhì)量會(huì)計(jì)信息的財(cái)務(wù)報(bào)表，可以幫助稅務(wù)機(jī)關(guān)了解企業(yè)的真實(shí)交易和檢測(cè)逃稅漏稅現(xiàn)象。這是因?yàn)閬碜钥杀裙镜呢?cái)務(wù)報(bào)表信息可以作為公司會(huì)計(jì)信息的替代品[2]，稅務(wù)機(jī)關(guān)可以從可比公司獲得被審查公司更多的信息含量。因此，對(duì)于稅務(wù)機(jī)關(guān)來說，更多具有可比性的財(cái)務(wù)信息有助于理解被審查公司與稅收相關(guān)的信息。具體而言，稅務(wù)機(jī)關(guān)可以使用市場(chǎng)上可比較的同行作為基準(zhǔn)，以更好地理解公司與稅務(wù)有關(guān)的交易，從而幫助稅務(wù)機(jī)關(guān)評(píng)估公司財(cái)務(wù)信息的可信度，改善對(duì)企業(yè)避稅的檢測(cè)。具有可比性的財(cái)務(wù)信息使得處于灰色地帶的激進(jìn)避稅者較難掩飾其納稅義務(wù)，增加了避稅成本。因此，若有更多具有可比性財(cái)務(wù)報(bào)表的公司，其管理層將不會(huì)選擇激進(jìn)的避稅行為?；谏鲜龇治?，提出本文的第一個(gè)假設(shè)：

假設(shè)1：會(huì)計(jì)信息可比性抑制了企業(yè)的（激進(jìn)）避稅行為。

（二）信息環(huán)境、會(huì)計(jì)信息可比性與避稅行為

為了進(jìn)一步支持假設(shè)1，本文假設(shè)公司內(nèi)部的信息環(huán)境會(huì)對(duì)會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)于企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)產(chǎn)生影響。當(dāng)一家企業(yè)所披露的會(huì)計(jì)信息相比于同行業(yè)其他企業(yè)的質(zhì)量較高時(shí)，對(duì)于稅務(wù)機(jī)關(guān)而言，來自同行業(yè)中其他可比公司的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)報(bào)告中的會(huì)計(jì)信息的有用性將會(huì)減少。相反，如果一個(gè)企業(yè)的信息環(huán)境很差（信息透明度不高、信息不對(duì)稱程度大），該公司所披露的會(huì)計(jì)信息總體質(zhì)量對(duì)于稅務(wù)機(jī)關(guān)或者所有者來說可用度不高，在這種情況下，可比公司的財(cái)務(wù)報(bào)表將會(huì)為稅務(wù)機(jī)關(guān)提供更有價(jià)值的信息。因此，本文認(rèn)為，對(duì)于信息環(huán)境差的公司來說，會(huì)計(jì)信息可比性抑制企業(yè)避稅行為的邊際效用更大?；谏鲜龇治觯岢霰疚牡牡诙€(gè)假設(shè)：

假設(shè)2：會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)在信息環(huán)境差的企業(yè)中更加顯著。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到2007年我國(guó)對(duì)所得稅制進(jìn)行了較大程度的改革，本文選取2008～2017年我國(guó)A 股上市公司作為初始樣本，并按照以下原則對(duì)初始樣本進(jìn)行篩選：由于金融行業(yè)的特殊性，本文剔除了金融行業(yè)；剔除了樣本期間被證監(jiān)會(huì)特別處理的公司，即ST、?ST上市公司；剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與非財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失或明顯異常的樣本以及其他變量存在缺失的樣本。最終獲得2008～2017年共計(jì)20067 個(gè)樣本觀測(cè)值。本文所選取的有關(guān)數(shù)據(jù)中，除了名義所得稅稅率來自Wind 數(shù)據(jù)庫，其他數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），主要使用STATA 13.0軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)處理和分析。在實(shí)證檢驗(yàn)中，剔除了所需變量缺失的樣本，并且為了避免極端值造成的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行了雙側(cè)縮尾處理。

（二）變量定義與說明

1.解釋變量：會(huì)計(jì)信息可比性（Compcct）。本文借鑒De Franco 等[2]設(shè)計(jì)的有效衡量企業(yè)層面會(huì)計(jì)信息可比性的測(cè)度模型，即盈余—收益模型。De Franco等[2]將會(huì)計(jì)信息系統(tǒng)定義為經(jīng)濟(jì)事件轉(zhuǎn)變?yōu)樨?cái)務(wù)報(bào)告的過程，當(dāng)公司i與公司j的會(huì)計(jì)系統(tǒng)相似時(shí)，在其他情況都相同的條件下，公司i 與公司j 會(huì)生成相同的財(cái)務(wù)報(bào)表。相關(guān)計(jì)算步驟為：

第一步，構(gòu)建公式（1）來估算公司i和公司j的經(jīng)濟(jì)事件轉(zhuǎn)變?yōu)樨?cái)務(wù)報(bào)告的過程即會(huì)計(jì)系統(tǒng)。選取股票收益（Return）作為經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)對(duì)公司凈影響的代理變量，以會(huì)計(jì)盈余（Earnings=季度凈利潤(rùn)/季度初發(fā)行在外的股票市值）代表公司所產(chǎn)生的會(huì)計(jì)信息。對(duì)于每一個(gè)年度，使用公司i第t期前連續(xù)16個(gè)季度數(shù)據(jù)估計(jì)模型（1），得到的估計(jì)系數(shù)和代表公司i在t期的會(huì)計(jì)系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)。相似地，得出的估計(jì)系數(shù)和代表公司j在t期的會(huì)計(jì)系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)。

第二步，假定經(jīng)濟(jì)業(yè)務(wù)相同，構(gòu)建公式（2）、公式（3），使用公司i和公司j的估計(jì)系數(shù)來預(yù)測(cè)其盈余。

其中：E（Earnings）iit表示基于公司i的會(huì)計(jì)系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)和公司i 的股票收益率計(jì)算得出公司i 的第t期的預(yù)期會(huì)計(jì)盈余；E（Earnings）ijt則表示基于公司i 的會(huì)計(jì)系統(tǒng)轉(zhuǎn)換函數(shù)和公司j 的股票收益率計(jì)算出的公司j的第t期預(yù)期會(huì)計(jì)盈余。

第三步，計(jì)算預(yù)期會(huì)計(jì)盈余差異絕對(duì)值連續(xù)16個(gè)季度期間的平均數(shù)，取其相反數(shù)作為會(huì)計(jì)信息可比性的值。估算方法為公式（4），以此計(jì)算出公司i和公司j的會(huì)計(jì)信息可比性。

其中，Compcctijt為公司i和公司j預(yù)期會(huì)計(jì)盈余差異絕對(duì)值平均數(shù)的相反數(shù)，代表公司i和公司j之間的會(huì)計(jì)信息可比性，Compcctijt的值的大小與變化趨勢(shì)一致，即Compcctijt值越大，公司i 與公司j之間的會(huì)計(jì)信息可比性越強(qiáng)。

第四步，計(jì)算公司i 與同行業(yè)其他公司之間的年度會(huì)計(jì)信息可比性。第三步得出的是兩個(gè)公司之間的會(huì)計(jì)信息可比性，為了取得公司i 與同行業(yè)所有其他公司的年度會(huì)計(jì)信息可比性，需要進(jìn)行多組配對(duì)。首先把公司i 與所屬行業(yè)的所有其他公司在相同會(huì)計(jì)年度里進(jìn)行一一配對(duì)組合，然后分別計(jì)算出每一個(gè)組合的會(huì)計(jì)信息可比性，最后采用取平均值或中位數(shù)的方法估算出該公司相對(duì)于同行業(yè)其他公司的年度會(huì)計(jì)信息可比性。

以上方法是基于四年季度數(shù)據(jù)平均值計(jì)算的，在接下來的研究過程中，也需要采用其他變量的四年季度數(shù)據(jù)平均值，但是平均值也難以反映實(shí)際情況，會(huì)使研究結(jié)果存在較大的誤差。為了得到截面可比性數(shù)據(jù)，根據(jù)研究目的，本文采用Andre 等[31]修正的盈余—收益模型。袁知柱、吳粒[32]對(duì)此模型進(jìn)行了有效性檢驗(yàn)，證明此模型在我國(guó)具有適用性?？紤]到公司對(duì)壞消息比好消息的確認(rèn)更及時(shí)[33]，本文在以上研究模型中加入股票收益率的虛擬變量（Neg）和股票收益率（Return）的交叉項(xiàng)（Neg×Re?turn）。具體模型如下：

其中：M為公司i所在的行業(yè)；Earningsi為公司i的年度會(huì)計(jì)盈余；Returni為公司i的股票收益率。此模型按照行業(yè)進(jìn)行回歸得到行業(yè)估計(jì)系數(shù)，把行業(yè)估計(jì)系數(shù)代入模型（6）得到公司i 的預(yù)期會(huì)計(jì)盈余E（Earnings）。

公司i 的實(shí)際會(huì)計(jì)盈余Earnings 減去預(yù)期會(huì)計(jì)盈余E（Earnings）的值表示公司i所在行業(yè)M的平均水平之間的可比性，取會(huì)計(jì)盈余Earnings 與預(yù)期會(huì)計(jì)盈余E（Earnings）差額的絕對(duì)值的相反數(shù)作為公司i會(huì)計(jì)信息可比性Compccti的計(jì)量值，其值越大，公司i的會(huì)計(jì)信息可比性越強(qiáng)。

2.被解釋變量：避稅程度。綜觀已有的研究，國(guó)外對(duì)企業(yè)避稅程度的度量指標(biāo)主要有兩種：一種是企業(yè)的實(shí)際所得稅稅率（ETR）及其變體[23]，ETR越低，代表企業(yè)的避稅程度越大；另一種是企業(yè)的會(huì)計(jì)—稅收收益及其變體?；谔厥獾闹贫拳h(huán)境，我國(guó)的稅收政策較為復(fù)雜，一般情況下，我國(guó)企業(yè)所得稅名義稅率為25%，由于我國(guó)稅收優(yōu)惠政策覆蓋廣泛，上市公司大多享受稅收優(yōu)惠，這導(dǎo)致我國(guó)上市公司的實(shí)際所得稅稅率與名義所得稅稅率大都不一致。吳聯(lián)生[34]認(rèn)為，為了使實(shí)際所得稅稅率指標(biāo)更加符合我國(guó)的稅制情況，在度量避稅程度時(shí)，需要考慮我國(guó)企業(yè)所適用的名義所得稅稅率。因此，本文選取ETR 及其變體這一度量指標(biāo)作為避稅程度（TA）的代理變量，其中包括企業(yè)的實(shí)際所得稅稅率（ETR）以及名義所得稅稅率（SL）與實(shí)際所得稅稅率之差（RATE），即：

ETR=所得稅費(fèi)用/息稅前利潤(rùn)

RATE=名義所得稅稅率-實(shí)際所得稅稅率

實(shí)際所得稅稅率（ETR）越高，企業(yè)承擔(dān)的稅負(fù)越大，說明企業(yè)避稅程度越??；用名義所得稅稅率與實(shí)際所得稅稅率之差（RATE）來度量避稅程度，既能促使在衡量我國(guó)上市公司的避稅程度時(shí)有一定的可比性，又能保證數(shù)值與變化趨勢(shì)的一致性，即RATE 的數(shù)值越大，所代表的企業(yè)避稅程度越大。劉行、葉康濤[19]采用該方法對(duì)企業(yè)避稅行為與投資效率的關(guān)系進(jìn)行考察，檢驗(yàn)了該方法的有效性。謝建、唐國(guó)平和項(xiàng)雨柔[35]也借鑒了該方法，并進(jìn)一步驗(yàn)證了其有效性。

3.調(diào)節(jié)變量：企業(yè)信息環(huán)境。本文借鑒Inho Suk、Yan Zhao[5]的研究，依據(jù)Size 來定義企業(yè)信息環(huán)境虛擬變量，當(dāng)Size 在四分位數(shù)之內(nèi)時(shí)IA=1，當(dāng)Size大于中位數(shù)時(shí)IA=0。

4.控制變量。根據(jù)已有文獻(xiàn)，本文控制了影響企業(yè)避稅程度的其他變量：公司規(guī)模（Size）、資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）、固定資產(chǎn)密集度（Cap）、存貨密集度（Inv）、企業(yè)成長(zhǎng)性（MB）、年度效應(yīng)（Year）和行業(yè)效應(yīng)（Ind）。

主要變量定義如表1所示。

（三）模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，構(gòu)建如下多元回歸模型：

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，在模型（8）的基礎(chǔ)上加入企業(yè)信息環(huán)境虛擬變量（IA）以及企業(yè)信息環(huán)境與會(huì)計(jì)信息可比性的交乘項(xiàng)（IA×Compcct），構(gòu)建模型（9）：

表1 變量名稱與說明

五、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

本文在表2 列示了避稅程度、會(huì)計(jì)信息可比性等主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2 可以看出，ETR 的均值為0.141，這表明測(cè)度樣本公司的平均實(shí)際所得稅稅率為14.1%，而名義所得稅稅率（SL）的均值（在穩(wěn)健性檢驗(yàn)中涉及，表2 未列示）為0.194，表明測(cè)度樣本的名義所得稅稅率為19.4%，比25%小，也進(jìn)一步證實(shí)了我國(guó)上市公司的名義所得稅稅率與實(shí)際所得稅稅率不一致，與吳聯(lián)生[34]的結(jié)果一致。顯然，實(shí)際所得稅稅率的均值小于名義稅率的均值，這說明企業(yè)避稅行為成為上市公司的一種普遍現(xiàn)象。此外，企業(yè)避稅程度的其他代理變量RATE的均值和中位數(shù)均為正，分別為0.053、0.034，這說明大部分樣本公司的實(shí)際所得稅稅率比名義所得稅稅率低，這是因?yàn)槲覈?guó)稅法對(duì)于應(yīng)納稅所得額的認(rèn)定較為嚴(yán)格，使得大多數(shù)公司采取避稅行為來降低實(shí)際稅率，也說明我國(guó)上市公司的避稅行為是一種普遍現(xiàn)象。會(huì)計(jì)信息可比性（Compcct）的中位數(shù)-0.015 大于均值-0.022，這說明我國(guó)大部分上市公司的會(huì)計(jì)信息可比性較高；最大值-0.002 與最小值-0.075 之間的差距較大，表明企業(yè)之間的會(huì)計(jì)信息不具有較強(qiáng)的可比性。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果與前人的研究基本一致。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

表3列示了主要變量之間的相關(guān)系數(shù)。

表3 相關(guān)系數(shù)

從表3 可以看出：①會(huì)計(jì)信息可比性與ETR 顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為0.094，且在1%的水平上顯著，這說明會(huì)計(jì)信息可比性越高，企業(yè)的實(shí)際所得稅稅率越高。對(duì)于被解釋變量的另一個(gè)代理變量RATE來說，會(huì)計(jì)信息可比性與RATE顯著負(fù)相關(guān)，系數(shù)為-0.196，且在1%的水平上顯著，這表明會(huì)計(jì)信息可比性越高，企業(yè)實(shí)際所得稅稅率與名義所得稅稅率之間的差異越小，同時(shí)表明了會(huì)計(jì)信息可比性會(huì)抑制企業(yè)的避稅程度，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。②會(huì)計(jì)信息可比性與選取的控制變量之間的相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都基本小于0.5，表明變量之間基本不存在多重共線性。

（三）回歸分析

本文采用OLS 回歸對(duì)上述模型進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，會(huì)計(jì)信息可比性影響企業(yè)避稅的回歸結(jié)果見表4。

表4 會(huì)計(jì)信息可比性與避稅行為

從表4 可以看出，會(huì)計(jì)信息可比性與ETR的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與RATE的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明會(huì)計(jì)信息可比性與避稅程度高度負(fù)相關(guān)。Compcct 的回歸系數(shù)也具有經(jīng)濟(jì)意義，Compcct與ETR和RATE的回歸系數(shù)分別為0.425和-0.632，且都在1%的水平上顯著，這表明會(huì)計(jì)信息可比性每增加一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，企業(yè)實(shí)際稅率增加0.89%，企業(yè)名義所得稅稅率與實(shí)際所得稅稅率的差下降1.33%。隨著會(huì)計(jì)信息可比性的提高，企業(yè)實(shí)際所得稅稅率會(huì)有所提高，名義所得稅稅率與實(shí)際所得稅稅率之間的差異會(huì)減小，即企業(yè)避稅行為受到抑制，驗(yàn)證了假設(shè)1 。會(huì)計(jì)信息可比性的提高，表明企業(yè)的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量提高，由避稅代理觀可知，會(huì)計(jì)信息質(zhì)量的提高會(huì)減少所有者與管理層之間的信息不對(duì)稱，同時(shí)也會(huì)降低稅務(wù)機(jī)關(guān)查處避稅行為的成本，使得所有者和稅務(wù)機(jī)關(guān)更容易發(fā)現(xiàn)企業(yè)的避稅行為，從而抑制企業(yè)避稅行為。

控制變量的回歸結(jié)果與現(xiàn)有文獻(xiàn)的回歸結(jié)果基本一致。以RATE為例，企業(yè)規(guī)模（Size）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，與陳冬、唐建新[21]的結(jié)果相同，說明企業(yè)的規(guī)模越大，避稅程度越低；資產(chǎn)負(fù)債率（Lev）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，與蔡宏標(biāo)、饒品貴[36]的研究結(jié)果相同，說明基于負(fù)債的稅盾效應(yīng)，高負(fù)債的公司會(huì)傾向選擇避稅；固定資產(chǎn)密集度（Cap）的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，因?yàn)槎惙ㄅc會(huì)計(jì)對(duì)固定資產(chǎn)折舊的規(guī)定不一致，其中稅法規(guī)定的折舊可在稅前予以扣除，使得企業(yè)資本密集度較高時(shí)，該企業(yè)將有更大的避稅空間；經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)（Roa）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，與前人的文獻(xiàn)研究結(jié)果相比，其結(jié)果會(huì)出現(xiàn)雙面性，這是由于有些企業(yè)存在高額的應(yīng)納稅額，從而產(chǎn)生強(qiáng)烈的避稅動(dòng)機(jī)，相反，有些企業(yè)則基于自身創(chuàng)造的高額利潤(rùn)總額，可能會(huì)忽視避稅行為；存貨密集度（Inv）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，說明存貨密集度越高，避稅行為越少；企業(yè)成長(zhǎng)性（MB）的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，一般情況下成長(zhǎng)性高的企業(yè)在稅收籌劃方面會(huì)選擇激進(jìn)的避稅行為[37]，受其他因素影響，企業(yè)也會(huì)選取合理保守的避稅行為。

本文依據(jù)企業(yè)避稅程度的高低進(jìn)行分組，將樣本分為保守避稅組和激進(jìn)避稅組，進(jìn)一步采用分位數(shù)回歸，回歸結(jié)果如表5所示。

由表5 可以看出，在保守避稅組與激進(jìn)避稅組下，ETR 和RATE 的回歸結(jié)果與全樣本一致，相比之下，激進(jìn)避稅組中ETR和RATE的系數(shù)要顯著大于保守避稅組，這表明會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)的激進(jìn)避稅行為的抑制效應(yīng)更加顯著，為假設(shè)1 提供了更加穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

表5 區(qū)分避稅行為的分位數(shù)回歸

為了驗(yàn)證假設(shè)2，本文將總樣本按公司規(guī)模的樣本四分位數(shù)進(jìn)行劃分。公司規(guī)模（Size）在四分位數(shù)以內(nèi)的企業(yè)為信息環(huán)境（IA）差的，記IA=1；公司規(guī)模（Size）在中位數(shù)以上的為企業(yè)信息環(huán)境（IA）好的，記IA=0。表6是分樣本回歸的結(jié)果。

表6 信息環(huán)境對(duì)會(huì)計(jì)可比性與避稅行為之間關(guān)系的影響

從表6 中可以看出，分樣本中Compcct 的回歸系數(shù)分別在1%的水平上顯著為正、為負(fù)，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)1。其中樣本回歸后，IA=1時(shí)IA×Compcct的回歸系數(shù)的絕對(duì)值顯著大于IA=0 時(shí)Compcct 的回歸系數(shù)，這表明會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)在信息環(huán)境差的企業(yè)中更加顯著，驗(yàn)證了假設(shè)2。因此，企業(yè)信息環(huán)境越差，市場(chǎng)上可比公司的會(huì)計(jì)信息對(duì)企業(yè)外部人員更有用，企業(yè)的避稅行為更容易被發(fā)現(xiàn)，從而導(dǎo)致會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制程度增強(qiáng)。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了使得本文的研究結(jié)果更加穩(wěn)健，進(jìn)行以下相關(guān)穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①根據(jù)企業(yè)避稅程度的高低設(shè)置虛擬變量RATE_DUM，當(dāng)企業(yè)避稅程度位于中位數(shù)以上的，設(shè)為1，反之設(shè)為0，將RATE_DUM替換RATE，代入上述模型，Compcct的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，與前文結(jié)果一致（限于篇幅，結(jié)果未列示）。②對(duì)控制變量的度量方法進(jìn)行替換，選擇公司成長(zhǎng)性時(shí)考慮以主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的增長(zhǎng)率作為其代理變量（剔除缺失的數(shù)據(jù)后，總樣本數(shù)據(jù)為20018，相比于原樣本數(shù)據(jù)變化不大），將其代入上述模型之后，結(jié)果在總體上沒什么差異。同時(shí)加入無形資產(chǎn)密集度（Intan）、名義所得稅稅率（SL）等控制變量，結(jié)果如表7所示，其結(jié)果仍保持穩(wěn)健。

六、研究結(jié)論與啟示

（一）研究結(jié)論

本文將會(huì)計(jì)信息可比性微觀層面的研究拓展到了企業(yè)避稅領(lǐng)域，檢驗(yàn)了會(huì)計(jì)信息可比性與企業(yè)避稅行為之間的關(guān)系。結(jié)果顯示，越具有可比性的會(huì)計(jì)信息，越能增強(qiáng)稅務(wù)機(jī)關(guān)、股東、投資人等所獲取會(huì)計(jì)信息的質(zhì)量和信息含量，從而提高了企業(yè)選擇避稅行為的成本，降低了稅務(wù)機(jī)關(guān)、股東以及投資者等檢測(cè)企業(yè)避稅行為的成本，進(jìn)而抑制了企業(yè)進(jìn)行避稅的動(dòng)機(jī)。同時(shí)，在避稅行為的更低（高）分位數(shù)回歸中，會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)避稅行為的作用與全樣本一致，只是程度有所不同，即相比于企業(yè)的保守避稅行為，會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)的激進(jìn)避稅行為的抑制效應(yīng)更加顯著。此外，本文還發(fā)現(xiàn)會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的抑制效應(yīng)在信息環(huán)境較差的企業(yè)中更加顯著。本文在最后進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)，運(yùn)用替換的被解釋變量和控制變量的度量方法，證實(shí)了本文的結(jié)論具有一定的穩(wěn)健性。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）啟示

本文的研究結(jié)果對(duì)于稅務(wù)機(jī)關(guān)和政策制定者而言有著重要的啟示：其一，稅務(wù)機(jī)關(guān)在檢查企業(yè)避稅行為時(shí)，會(huì)計(jì)信息可比性的提高使得同行業(yè)中其他企業(yè)所披露財(cái)務(wù)報(bào)表中針對(duì)同一交易事項(xiàng)的會(huì)計(jì)信息具有較強(qiáng)的可比性，因此稅務(wù)機(jī)關(guān)可以將同行業(yè)中其他公司的財(cái)務(wù)報(bào)表作為參考，以減少檢測(cè)的成本。其二，政策制定者也應(yīng)該考慮會(huì)計(jì)信息可比性對(duì)企業(yè)避稅行為的影響，從而設(shè)計(jì)合理的避稅模式以改善稅務(wù)審計(jì)。其三，隨著我國(guó)會(huì)計(jì)信息可比性的不斷增強(qiáng)，企業(yè)所披露的會(huì)計(jì)信息質(zhì)量不斷提高，加大了企業(yè)違背稅收法規(guī)的風(fēng)險(xiǎn)，將有助于促進(jìn)我國(guó)稅收機(jī)制的健全和完善。