管理層過度樂觀非理性預(yù)期對企業(yè)避稅的影響
——基于2010-2020年滬深A(yù)股上市公司的實(shí)證分析

■/ 李凌宇 吳 清

一、引言

近年來，關(guān)于公司治理的研究越來越偏向關(guān)注管理者的個人特質(zhì)，其中包括管理者學(xué)歷背景、海外經(jīng)歷、能力、性格、情緒等（吳國通等，2019）。其研究靈感大多源自行為金融學(xué)理論發(fā)展對傳統(tǒng)經(jīng)濟(jì)學(xué)中“理性經(jīng)濟(jì)人”假設(shè)的沖擊，高層梯隊(duì)理論提到，期望企業(yè)管理者按照理性假設(shè)關(guān)注企業(yè)內(nèi)外環(huán)境做出一切決策是幾乎不可能的，其對企業(yè)事項(xiàng)的判斷與處理方式是因人而異的。個人特質(zhì)、個人能力會對企業(yè)管理者的戰(zhàn)略選擇有深刻影響，其能夠通過企業(yè)的各項(xiàng)經(jīng)營決策進(jìn)一步表現(xiàn)出來。避稅作為一種具有風(fēng)險的企業(yè)行為，易被企業(yè)管理人員的主觀意識所左右。當(dāng)管理層對未來的企業(yè)前景、管理團(tuán)隊(duì)運(yùn)營能力、監(jiān)管環(huán)境認(rèn)知的預(yù)期出現(xiàn)偏差時，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平、戰(zhàn)略選擇與決策謹(jǐn)慎性自然會受到影響，這很可能成為企業(yè)做出避稅行為的誘因。少數(shù)國內(nèi)外研究者已對該視角進(jìn)行相關(guān)論述，但由于管理層預(yù)期難以被觀測、企業(yè)信息透明度不足等，論述多屬理論性淺談，缺乏相關(guān)實(shí)證。而隨著我國上市公司信息披露內(nèi)容與格式規(guī)則不斷完善，文本信息分析技術(shù)不斷進(jìn)步，資本市場參與者可以愈發(fā)準(zhǔn)確地了解及掌握管理層的情感表述（苗霞，2021），從中量化管理層經(jīng)營上市公司時做出決策的預(yù)期樂觀程度。基于上述分析，本文將從管理層過度樂觀非理性預(yù)期這一角度切入，著力探究其對公司避稅水平的影響與作用機(jī)制，以期能夠豐富公司避稅行為影響因素的相關(guān)研究，并提出針對性建議。

二、理論分析和研究假設(shè)

公司金融領(lǐng)域?qū)W者指出，管理者在企業(yè)避稅決策中扮演著關(guān)鍵角色，即使管理者不會直接做出這項(xiàng)決策，但其擁有的權(quán)力及影響力足以形成相應(yīng)的管理基調(diào)間接作用于避稅行為（Dyreng et al，2010）。而管理層做出決策的激進(jìn)程度則因管理層對決策風(fēng)險與回報(bào)的預(yù)期判斷而異，對于避稅決策而言，這種判斷是建立在管理層對企業(yè)承擔(dān)的避稅風(fēng)險預(yù)期、經(jīng)營狀況預(yù)期與由自身成長經(jīng)歷、實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)而鑄造的管理風(fēng)格基礎(chǔ)上的，預(yù)期與管理風(fēng)格的差異會促使不同企業(yè)管理層產(chǎn)生決策偏差，形成激進(jìn)避稅的主觀動力（張明等，2020）。

管理層對企業(yè)發(fā)展環(huán)境及經(jīng)營表現(xiàn)預(yù)期過度樂觀，傾向于引導(dǎo)企業(yè)做出高于自身風(fēng)險承擔(dān)能力的決策（Malmendier et al，2011），這也是心理學(xué)上的“情緒漣漪效應(yīng)”的真實(shí)寫照，這種效應(yīng)讓管理者對風(fēng)險過度樂觀的心理偏差“泛化”到整個企業(yè)中，這種風(fēng)險偏好通常表現(xiàn)在管理層更愿意采取與行業(yè)平均水平有相當(dāng)持有差異的經(jīng)營投資戰(zhàn)略。公司戰(zhàn)略正向差異越大，戰(zhàn)略越激進(jìn)，融資需求也就越大。戰(zhàn)略激進(jìn)的企業(yè)往往存在多元投資與研發(fā)創(chuàng)新資金缺口（周蘭和唐潔寧，2019），所選擇高風(fēng)險高回報(bào)項(xiàng)目也有著較長回報(bào)周期，無任何稅收籌劃的情況下，所得稅接近公司利潤的1/4，管理層可能以能夠減輕巨額支出以緩解融資難為由做出避稅決策。同時，在樂觀情緒的支持下，管理層更傾向于相信較強(qiáng)的經(jīng)營創(chuàng)新理念、新產(chǎn)品而產(chǎn)生的新聲譽(yù)、新回報(bào)能夠一定程度上掩飾避稅失敗的不良影響，因此更加支持避稅行為。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H1a：管理層過度樂觀非理性預(yù)期與公司避稅水平顯著正相關(guān)。

H1b：管理層過度樂觀非理性預(yù)期會促使企業(yè)戰(zhàn)略差異度提高，從而影響公司避稅決策。

為了制約激進(jìn)避稅這種負(fù)面行為，監(jiān)管部門也對上市企業(yè)經(jīng)營做出了多種規(guī)范，其中包括提高上市公司年報(bào)披露要求、審計(jì)質(zhì)量要求、以及企業(yè)治理結(jié)構(gòu)要求等，使機(jī)構(gòu)投資者通過這類規(guī)范所提供的信息，能夠?qū)ζ髽I(yè)進(jìn)行一定程度的分析以保障自身利益，每年度機(jī)構(gòu)投資者、分析師會對企業(yè)信息透明度做出評級，為投資風(fēng)險判斷提供依據(jù)。而避稅行為的發(fā)生往往伴隨著復(fù)雜程度較高的交易操縱可能，隱藏交易實(shí)質(zhì)，降低企業(yè)信息披露透明度（李燕，2016）。上市企業(yè)為穩(wěn)定融資能力，有關(guān)注并保持這一評級的需要，因此管理層在做出過度樂觀決策時可能為保持信息透明程度而更加謹(jǐn)慎，降低避稅行為掩蓋經(jīng)營真實(shí)水平，從而引發(fā)信息披露評級下降帶來的市場風(fēng)險。據(jù)此提出如下假設(shè)：

H2：企業(yè)信息披露透明度在管理層過度樂觀非理性預(yù)期下，對避稅水平的影響能夠發(fā)揮負(fù)向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本研究選取2010-2020 年上海和深圳交易所A 股上市公司為研究樣本。樣本企業(yè)涉及的行業(yè)種類數(shù)及名義稅率相關(guān)數(shù)據(jù)取自Wind 數(shù)據(jù)終端，管理層討論與分析（MD&A）內(nèi)容從中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺獲取，其他使用到的基礎(chǔ)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。數(shù)據(jù)獲取后，統(tǒng)一剔除金融行業(yè)、附有ST標(biāo)志的公司樣本，同時為避免后續(xù)研究受到極端值、異常值的影響，研究中對所有連續(xù)型變量在上下1%水平進(jìn)行縮尾處理。

（二）變量定義

1.因變量。避稅程度。參考劉行和葉康濤（2013）、田高良等（2019）的研究，本文將避稅指標(biāo)衡量方法劃分為有效稅率法和會稅差異法。因我國上市公司存在著眾多稅收優(yōu)惠、退返情形，采用有效稅率法衡量避稅行為的準(zhǔn)確度受限，因此本文以會計(jì)—稅收差異（BTD）為基礎(chǔ)衡量企業(yè)避稅行為。

同時，為提高BTD 指標(biāo)準(zhǔn)確程度，使用固定殘差法，去除應(yīng)計(jì)利潤影響得到殘差以度量企業(yè)的稅收激進(jìn)水平（DDBTD）。

其中，TACC 為應(yīng)計(jì)利潤，等于（凈利潤-經(jīng)營凈現(xiàn)金流）÷總資產(chǎn)，μi為i 公司在樣本期間內(nèi)殘差均值；εi，t為t 年度殘差較公司殘差μi均值的偏離度；DDBTD=μi+εi，t為當(dāng)年BTD 中無法用應(yīng)計(jì)利潤解釋部分。

2.自變量。管理層過度樂觀非理性預(yù)期。本文將上市公司年報(bào)中披露的前瞻性文本（MD&A）作為信息來源，這一文本是年報(bào)中管理層討論與分析中未來展望部分。蔣艷輝和馮楚建（2014）研究表明管理層試圖通過MD&A與信息需求者溝通，一定程度上會向市場傳遞自己對未來公司價值的態(tài)度、感情與預(yù)期。借鑒王華杰和王克敏（2018）、苗霞（2021）的做法，本文通過管理層披露文本情感用詞的詞頻來衡量管理層的過度樂觀語調(diào)，作為管理層過度樂觀非理性預(yù)期的替代變量。

首先，構(gòu)建情感詞匯“詞袋”：參考Loughran and McDonald（2011）的研究，將其中正負(fù)面英文詞匯進(jìn)行中文翻譯、參考常用的中文情感詞典、人工翻閱年報(bào)前瞻性文本信息并篩選情感詞匯。正面詞匯包括積極、繁榮、龍頭等，負(fù)面詞匯包括脆弱、低沉、惡化等。語調(diào)詞頻提取與分析采用python3.9完成，根據(jù)正負(fù)面詞數(shù)量化凈樂觀語調(diào)（Tone），具體如模型（2）所示，Posmda 表示文本中提取出的樂觀語調(diào)詞數(shù)，Negmda則代表悲觀語調(diào)詞數(shù)。

其次，在取得凈樂觀語調(diào)的基礎(chǔ)上，建立語調(diào)影響因素模型（3），將凈樂觀語調(diào)切分為正常語調(diào)和超額語調(diào)兩部分，正常語調(diào)即基于企業(yè)業(yè)績回報(bào)、企業(yè)價值等客觀影響因素理性預(yù)期而發(fā)聲部分，具體因素包括ROA（總資產(chǎn)收益率）、LERET（股票累積異常收益率）、SIZE（總資產(chǎn)規(guī)模取自然對數(shù)）、BTM（賬面市值比）、LEV（資產(chǎn)負(fù)債率）、STD_RET（股票收益率標(biāo)準(zhǔn)差）、STD_ROA（總資產(chǎn)收益率三年標(biāo)準(zhǔn)差）、AGE（公司上市時長）、DIN（企業(yè)主營業(yè)務(wù)所涉行業(yè)數(shù)）、LOSS（虧損狀況）、ΔEARN（與去年比，本年盈利變動），殘差則為超額語調(diào)，用以表示管理層在非理性情感指引下產(chǎn)生預(yù)期而發(fā)聲的部分。最后，僅保留殘差為正值的樣本，表示超額樂觀部分，將殘差記為ABTone以衡量管理層超額樂觀非理性預(yù)期，殘差計(jì)算模型如下：

3.中介變量。企業(yè)戰(zhàn)略差異度。參照葉康濤、張姍姍等（2014）使用的方法，以企業(yè)戰(zhàn)略偏離行業(yè)的程度來衡量企業(yè)戰(zhàn)略差異度：

首先，計(jì)算企業(yè)在6個戰(zhàn)略維度的資源分配狀況。①宣傳投入=銷售費(fèi)用÷營業(yè)收入；②研發(fā)投入=無形資產(chǎn)凈值÷營業(yè)收入；③資本密集度=固定資產(chǎn)÷員工人數(shù)；④固定資產(chǎn)更新程度=固定資產(chǎn)凈值÷固定資產(chǎn)原值；⑤管理費(fèi)用投入=管理費(fèi)用÷營業(yè)收入；⑥企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿=（短期借款+長期借款+應(yīng)付債券）÷權(quán)益賬面價值。

其次，用每一企業(yè)的戰(zhàn)略維度指標(biāo)減當(dāng)年同行業(yè)該指標(biāo)的平均值，除以該指標(biāo)的標(biāo)準(zhǔn)差予以標(biāo)準(zhǔn)化得到各企業(yè)在每一戰(zhàn)略維度上偏離行業(yè)平均的程度。最后，對各企業(yè)標(biāo)準(zhǔn)化后的六個戰(zhàn)略指標(biāo)取平均值，得到戰(zhàn)略差異度指標(biāo)AS。由于本文側(cè)重于分析戰(zhàn)略激進(jìn)度發(fā)揮的中介效應(yīng)，僅保留企業(yè)戰(zhàn)略差異值為正數(shù)據(jù)，該指標(biāo)越大，代表企業(yè)戰(zhàn)略越激進(jìn)。

4.調(diào)節(jié)變量。企業(yè)信息披露透明度。根據(jù)以往研究，本文參考張曉林（2017）、王雄元和管考磊（2006）的做法，采用深交所、上交所發(fā)布的上市企業(yè)信息披露評價結(jié)果為信息披露透明度的替代變量，用Trans表示。依據(jù)信息披露評價結(jié)果賦值，評價為優(yōu)秀，Trans=4；評價為良好，Trans=3；評價為及格，Trans=2；評價不及格，Trans=1。

5.控制變量。本文在完成回歸假設(shè)檢驗(yàn)時還控制了稅收征管強(qiáng)度、董事會規(guī)模、大股東持股狀況、現(xiàn)金流比率、審計(jì)質(zhì)量、管理層持股、股利分配等影響企業(yè)避稅活動的有關(guān)變量，具體解釋見表1。其中稅收征管強(qiáng)度根據(jù)曾亞敏和張俊生（2009）方法計(jì)算，使用模型（4）進(jìn)行估計(jì)。

其中，Tax 為各地區(qū)（省、直轄市、自治區(qū)）當(dāng)年稅收收入，GDP 為各地當(dāng)年國內(nèi)生產(chǎn)總值，Lngdp為各地區(qū)人均GDP 對數(shù)值，Ind1 為各地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例，Ind2 為第二產(chǎn)業(yè)占國內(nèi)生產(chǎn)總值比例，通過此模型估計(jì)出各地稅負(fù)比重，在此基礎(chǔ)上，用實(shí)際稅負(fù)程度與預(yù)期稅負(fù)程度的差值來衡量各地稅收征管強(qiáng)度，得到稅收征管強(qiáng)度（TE）。

變量具體定義見表1。

表1 變量定義表

（三）主回歸與中介效應(yīng)回歸模型構(gòu)建

本文參考已有實(shí)證研究使用的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法，采用遞歸模型檢驗(yàn)管理層過度樂觀非理性預(yù)期是否激發(fā)了公司的避稅活動以及企業(yè)戰(zhàn)略差異度在兩者間發(fā)揮的中介效應(yīng)。

（四）調(diào)節(jié)效應(yīng)回歸模型構(gòu)建

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2為所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)因變量（DDBTD）最小值為0.0000，標(biāo)準(zhǔn)差為0.019，最大值為0.0996，中位數(shù)約為0.0131，說明避稅行為在企業(yè)中廣泛存在且存在激進(jìn)程度顯著較高的少量企業(yè)。自變量管理層過度樂觀非理性預(yù)期（ABTone）均值等于0.0984，中位數(shù)等于0.0820，最大值等于0.4091，說明過度樂觀的程度在不同企業(yè)間存在明顯差別。而企業(yè)戰(zhàn)略差異度（AS）均值為0.6739，最大值等于2.6353，中位數(shù)僅為0.5624，說明少量企業(yè)戰(zhàn)略激進(jìn)度極高，與行業(yè)平均水平有較大差距，調(diào)節(jié)變量信息披露透明度（Trans）中位數(shù)為3，說明絕大多數(shù)企業(yè)注重維護(hù)企業(yè)信息披露質(zhì)量，獲得較高評價。其他控制變量均在正常參考范圍內(nèi)，與以往研究相差不大。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

（二）回歸分析

1.主回歸分析與中介效應(yīng)檢驗(yàn)。采用回歸模型三階段法展現(xiàn)管理層過度樂觀的非理性預(yù)期是否以及如何影響企業(yè)避稅，表3 為檢驗(yàn)結(jié)果。首先，在模型（5）中對管理層過度樂觀非理性預(yù)期是否能夠提升企業(yè)避稅激進(jìn)度進(jìn)行了驗(yàn)證，得到ABTone 的系數(shù)為0.0096，并且在5%的水平上顯著為正，說明管理層過度樂觀非理性預(yù)期能顯著提高企業(yè)避稅激進(jìn)度，H1a 得到了驗(yàn)證。模型（6）檢驗(yàn)中介變量與自變量的關(guān)系，管理層過度樂觀非理性預(yù)期（ABTone）與企業(yè)戰(zhàn)略差異度（AS）在1%的水平上顯著為正，說明管理層過度樂觀非理性預(yù)期可以推動企業(yè)戰(zhàn)略差異度的上升。隨后在模型（7）中，將中介變量企業(yè)戰(zhàn)略差異度（AS）加入模型（5）中，結(jié)果顯示，管理層過度樂觀非理性預(yù)期（ABTone）和企業(yè)避稅程度（DDBTD）的系數(shù)仍然在5%水平上顯著為正，且中介變量企業(yè)戰(zhàn)略差異度（AS）與企業(yè)避稅程度（DDBTD）在1%水平上顯著為正，這說明企業(yè)戰(zhàn)略差異度在管理層過度樂觀預(yù)期對公司避稅行為的影響中發(fā)揮一定的中介作用。本文還采用了Sobel 檢驗(yàn)法，結(jié)果表明Z 值也在5%的水平上顯著，中介效應(yīng)假設(shè)H1b 得到驗(yàn)證。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)。將調(diào)節(jié)變量信息披露透明度（Trans）與自變量組成交乘項(xiàng)ABTone×Trans代入主回歸模型中，檢驗(yàn)公司信息披露透明度在管理層過度樂觀非理性預(yù)期與企業(yè)避稅程度關(guān)系中的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果如表3 模型（8）和模型（9）所示，管理層過度樂觀非理性預(yù)期與企業(yè)信息透明度的交互項(xiàng)（ABTone×Trans）系數(shù)顯著為負(fù)（β=-0.0068，p＜0.05），表明上市公司信息透明度評價指標(biāo)能夠顯著抑制管理層過度樂觀非理性預(yù)期發(fā)揮的負(fù)面效應(yīng)，即上市公司管理層為維持信息透明度，可能會對自己的言行做出較為謹(jǐn)慎的管理，間接減少了做出風(fēng)險較高、較為激進(jìn)的戰(zhàn)略決策的可能，從而降低激進(jìn)避稅的可能性，假設(shè)H2得到驗(yàn)證。

表3 主回歸、中介效應(yīng)與調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文使用以下兩種方法完成主回歸效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一方面，上述回歸分析中衡量管理層過度樂觀非理性預(yù)期時未控制公司未來盈余，由于年報(bào)披露時通常已接近或進(jìn)入下一經(jīng)營年度，因此不考慮未來年度盈余影響而衡量出的管理層過度樂觀非理性預(yù)期可能不夠準(zhǔn)確，因此本文另采用控制公司未來盈余后的管理層過度樂觀非理性預(yù)期（ABTone_FE）作為自變量代入原有回歸模型;除此之外，為避免管理層語調(diào)方式衡量過度樂觀非理性預(yù)期的單一性，本文又用管理層業(yè)績報(bào)告中的盈利預(yù)測偏差度（Pforecast）來衡量管理層的預(yù)期樂觀程度，帶入回歸模型中。

1.在本文模型（3）中加入FEARN（未來一期總資產(chǎn)報(bào)酬率）這一影響因素，建立模型（10）并取其殘差得到新的過度樂觀非理性預(yù)期（ABTone_FE），作為穩(wěn)健性檢驗(yàn)解釋變量。

2.管理層業(yè)績報(bào)告中的盈利預(yù)測偏差度計(jì)算方法。參照姜付秀，張敏等（2009）做法，選擇2010-2020年披露了季報(bào)與年報(bào)盈利預(yù)測的企業(yè)，統(tǒng)計(jì)了根據(jù)盈利預(yù)測預(yù)虧，預(yù)盈，預(yù)增，減虧和預(yù)降等類型。盈利預(yù)測信息，并視在樣本期內(nèi)至少有一次實(shí)際的盈利水平低于預(yù)測的盈利水平公司的管理者預(yù)期為過度樂觀。主要分為2 種情況：預(yù)盈，實(shí)際虧損;預(yù)增，實(shí)際下降或增長水平小于預(yù)測的水平，用1表示過度樂觀樣本，0表示非過度樂觀樣本。若預(yù)測信息披露時間在披露對象期間結(jié)束之前，則定義為預(yù)測：如果預(yù)測信息披露在披露對象期間結(jié)束之后，則認(rèn)定屬于預(yù)告信息，預(yù)告信息是在管理層已經(jīng)獲知實(shí)際盈利情況，不能反映管理層對未來預(yù)期，因此剔除這類樣本。

另一方面，本文僅采用了會稅差異方式度量企業(yè)稅收規(guī)避行為，可能存在無法全面反映企業(yè)避稅激進(jìn)度的情形，因此本文再次采用有效稅率法衡量企業(yè)避稅行為，即替換名義和實(shí)際稅率的差異（Ratediff）為因變量進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果如表4所示，經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果均與主回歸檢驗(yàn)結(jié)論相符。

表4 主回歸穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果

（四）拓展性檢驗(yàn)

已有研究認(rèn)為管理層所在企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性會對管理層個人行為傾向作用的發(fā)揮產(chǎn)生重大影響（李丹蒙等，2018）。本文將按照管理層所屬上市企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，加入Nature 變量，國有企業(yè)賦值為1，非國有企業(yè)賦值為0，以添加交乘項(xiàng)的方式檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果如表5，管理層過度樂觀非理性預(yù)期與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項(xiàng)（ABTONE×Nature）系數(shù)顯著為正（β=0.0335，p＜0.05），說明相對于非國有企業(yè)，國有產(chǎn)權(quán)背景下管理層過度樂觀非理性預(yù)期程度對避稅程度影響更顯著，推斷原因如下：國有上市企業(yè)雖受到各級國資委、政府監(jiān)督，但在交叉控制決策的背景下反而催生了與其產(chǎn)生政治關(guān)聯(lián)的風(fēng)險（李維安等，2013），這種關(guān)聯(lián)優(yōu)勢使管理層主觀上可能弱化避稅的風(fēng)險成本。因此相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)傾向更高，更有可能做出避稅行為以節(jié)約資金。此外，本質(zhì)上國有企業(yè)的稅收和部分利潤最終會流向政府（王躍堂等，2010），持有過度樂觀非理性預(yù)期的管理層更傾向于弱化企業(yè)將兩者等同化的風(fēng)險，認(rèn)為兩者只是國家財(cái)富增加的不同形式，而企業(yè)凈利潤與現(xiàn)金流的增加更能展現(xiàn)自己的經(jīng)營能力，對其個人在國有企業(yè)的制度環(huán)境中的立足與發(fā)展更加有利。因而更注重通過隱蔽的行為來開拓現(xiàn)金流，做出有影響力的避稅決策。

表5 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性檢驗(yàn)結(jié)果

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以2010-2020 年滬深A(yù) 股上市公司為樣本，考察管理層過度樂觀非理性預(yù)期與企業(yè)避稅水平之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：1.管理層過度樂觀非理性預(yù)期顯著激發(fā)了企業(yè)避稅行為；2.管理層過度樂觀非理性預(yù)期通過提升企業(yè)戰(zhàn)略差異度作用于企業(yè)避稅行為，即企業(yè)戰(zhàn)略激進(jìn)度在管理層非理性預(yù)期與企業(yè)避稅水平間具有中介效應(yīng)；3.進(jìn)一步檢驗(yàn)得出，企業(yè)的信息透明度能夠在管理層過度樂觀非理性預(yù)期對公司避稅行為的作用過程中發(fā)揮調(diào)節(jié)效應(yīng)，具體表現(xiàn)為企業(yè)信息透明度較高可以抑制管理層非理性預(yù)期對公司避稅行為的影響。此外，企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同時，由于政治關(guān)聯(lián)等因素，管理層非理性預(yù)期對避稅行為的影響在國有企業(yè)中更為明顯。

（二）建議

1.提升企業(yè)對管理層情緒狀態(tài)及所影響的職業(yè)判斷的關(guān)注度。日常管理中，有必要將管理層過度樂觀因素納入企業(yè)監(jiān)督評估設(shè)計(jì)中，加強(qiáng)對市場前景、企業(yè)經(jīng)營狀況過度樂觀情況的控制，建立管理層戰(zhàn)略差異風(fēng)險預(yù)警機(jī)制，防止過度高估戰(zhàn)略定位和生產(chǎn)投資潛能，注意調(diào)整管理層組成結(jié)構(gòu)，穩(wěn)固人力資源優(yōu)勢，弱化管理層過度樂觀對避稅行為等企業(yè)風(fēng)險決策的不利影響。

2.進(jìn)一步改善企業(yè)信息披露機(jī)制，充分發(fā)揮信息透明度抑制管理層過度樂觀非理性風(fēng)險的作用。減少投資者及其他行使監(jiān)督治理職能人員的盲區(qū)，例如，提升研發(fā)支出中研發(fā)可行性橫縱向指標(biāo)披露有助于降低研發(fā)操縱水平，提升關(guān)聯(lián)方主營業(yè)務(wù)交易全產(chǎn)業(yè)鏈披露可以增強(qiáng)外部關(guān)注者對交易實(shí)質(zhì)的認(rèn)可程度等，從而減少避稅機(jī)會，促使管理層形成戰(zhàn)略設(shè)定與執(zhí)行的理性預(yù)期，分散監(jiān)督治理層面的潛在風(fēng)險。

3.健全政府部門及其他外部監(jiān)管機(jī)構(gòu)監(jiān)管制度。合理引導(dǎo)國有企業(yè)的管理理念與方式，規(guī)范政府人員的商業(yè)關(guān)聯(lián)行為，推動國有企業(yè)積極履行納稅義務(wù)與社會責(zé)任，從個性化角度設(shè)定減輕治理風(fēng)險的辦法，例如，針對壟斷性能源、資源、通信、基礎(chǔ)設(shè)施等行業(yè)開展定期核查的專項(xiàng)納稅整治活動，定期調(diào)整管理人員任職結(jié)構(gòu)、定期更換無關(guān)聯(lián)治理層等，以營造廉潔奉公的治理氛圍，間接對非國有企業(yè)形成良性影響。