■/ 潘孝珍 樓夢佳

一、引言

2008 年國際金融危機以后，我國經(jīng)濟發(fā)展進入調(diào)整階段，企業(yè)為了維持穩(wěn)定的稅后利潤水平，開始廣泛采取稅收規(guī)避策略。企業(yè)避稅是一項高收益與高風險并存的經(jīng)營決策行為。一方面，企業(yè)合理避稅可以增加留存收益，另一方面，由于避稅活動具有隱蔽性和不透明性，將會加劇企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱程度。同時，避稅活動往往難以準確把握合理與不合理的邊界，給企業(yè)帶來較高的稅務風險，以及訴訟、聲譽受損等非稅成本（Hanlon and Slemrod，2009；袁蓉麗等，2019）。2009年國家稅務總局以引導企業(yè)重視稅務風險為目的，制定《大企業(yè)稅務風險管理指引（試行）》，如何規(guī)范并合理引導企業(yè)避稅行為，開始成為國內(nèi)稅收領域研究的熱點問題。

目前，學術界關于企業(yè)避稅的研究主要集中在影響因素和經(jīng)濟后果兩個方面。就企業(yè)避稅的影響因素而言，現(xiàn)有文獻主要從微觀和宏觀兩個層面展開研究。微觀層面，Dyreng et al.（2010）、Chen et al.（2010）、Cen et al.（2017）等文獻研究表明，管理層特征、所有權(quán)性質(zhì)、避稅空間等因素是企業(yè)避稅的重要驅(qū)動力。李星等（2020）研究表明，企業(yè)避稅活動與內(nèi)部治理環(huán)境密切相關，當機構(gòu)投資者持股比例較低時，企業(yè)避稅活動更加激進。魏志華和夏太彪（2020）研究認為，過高的社會保險繳費負擔降低了企業(yè)內(nèi)部自由現(xiàn)金流水平，迫使企業(yè)采取避稅策略。宏觀層面，部分文獻率先關注稅收征管環(huán)境對企業(yè)避稅的影響，Dubin and Wilde（1990）認為，企業(yè)避稅激進程度隨著稅收征管強度的增加而降低。王菁華和茅寧（2020）研究表明，緊縮型貨幣政策、經(jīng)濟政策不確定等，提高了企業(yè)避稅動機。張敏等（2018）則基于地理經(jīng)濟學研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)與稅務局地理距離越近，越有可能通過尋租獲取避稅收益。

就經(jīng)濟后果而言，企業(yè)避稅往往是一把雙刃劍。一方面，合理避稅對企業(yè)具有積極影響。根據(jù)“現(xiàn)金流效應”假說和“非債務稅盾效應”假說，部分文獻研究表明企業(yè)避稅可以增加留存收益與稅后現(xiàn)金流，降低企業(yè)外部融資需求與債務融資成本（Goh et al.，2016；劉行等，2017）。劉行和呂長江（2018）指出，避稅活動有助于幫助企業(yè)占據(jù)市場份額、建立競爭優(yōu)勢。另一方面，企業(yè)避稅會對企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生消極影響。廖歆欣和劉運國（2016）認為，避稅活動提高了企業(yè)治理結(jié)構(gòu)的復雜性，加劇內(nèi)外部信息不對稱水平和委托代理問題，導致企業(yè)非效率投資和管理層超額在職消費。此外，企業(yè)激進避稅行為顯著地降低了經(jīng)營績效（汪猛和徐經(jīng)長，2016），也弱化了會計信息質(zhì)量，使企業(yè)審計費用增加（魏志華和陳逸群，2019）。

綜上，現(xiàn)有文獻主要圍繞企業(yè)避稅的影響因素和經(jīng)濟后果展開研究，但是企業(yè)避稅行為能否相互傳染，即一家企業(yè)開展避稅活動是否能帶動周邊企業(yè)進行避稅？目前尚未有文獻對此展開深入研究。

二、理論分析與研究假設

企業(yè)經(jīng)營決策過程中，信息不對稱問題加劇了決策的不確定性。為了降低不確定性風險，企業(yè)之間存在同行效應，即企業(yè)采取模仿同行業(yè)其他企業(yè)的經(jīng)營決策戰(zhàn)略來降低風險。根據(jù)“領導者—跟隨者”理論，為了確保外部信息可靠性，企業(yè)在獲取外部信息時，往往選擇以規(guī)模大、績效好、競爭力強的企業(yè)為標桿（Chen and Ma，2017）。然而，由于企業(yè)間的模仿特性受到關系網(wǎng)絡、文化差異、地理距離等因素影響，空間距離近的企業(yè)更容易成為其他企業(yè)的決策戰(zhàn)略模仿對象（Huber，1991）。納稅活動是企業(yè)經(jīng)營決策的重要內(nèi)容，一家企業(yè)的避稅決策受到周邊企業(yè)避稅活動的影響，主要體現(xiàn)在兩個方面：

第一，模仿近距離企業(yè)的避稅策略有助于降低稅務風險，具體表現(xiàn)為降低不確定性風險和監(jiān)管風險。對于一家企業(yè)而言，避稅活動具有不確定性，但可以通過吸收、學習和模仿周邊企業(yè)先行的避稅策略，來有效降低不確定性風險，同時也有助于降低本企業(yè)的稅收籌劃成本（Foucault and Fresard，2014）。此外，企業(yè)避稅面臨著稅務部門的監(jiān)管風險，過激的避稅行為可能導致企業(yè)聲譽損失，影響企業(yè)正常生產(chǎn)經(jīng)營。為了減少被稅務部門重點關注的監(jiān)管風險，企業(yè)會避免在某一地理區(qū)域內(nèi)的稅收表現(xiàn)特別突出，盡量將其稅收策略調(diào)整至與周邊其他企業(yè)相同或相似（李青原和劉葉暢，2019）。

第二，地方政府的稅收競爭加劇了產(chǎn)業(yè)集聚的避稅效應。盡管我國稅收立法權(quán)歸屬中央，地方政府無法直接改變主要稅種的實際稅率，但為了引進外部投資、促進地區(qū)經(jīng)濟增長，地方政府往往通過提供稅收優(yōu)惠政策、調(diào)整稅收執(zhí)法風格等形式展開稅收競爭（許敬軒等，2019）。我國地方政府的稅收競爭，長期存在制度內(nèi)與制度外兩種形式，制度內(nèi)的稅收競爭是指地方政府利用稅收制度賦予的權(quán)限開展競爭，而制度外的稅收競爭專指地方政府突破稅收制度界限來開展競爭（姚公安，2014）。在稅收競爭的背景下，地方政府通過基于企業(yè)差別化的稅收優(yōu)惠待遇，吸引資源流向當?shù)?，形成地方性產(chǎn)業(yè)集聚現(xiàn)象，擴大了企業(yè)的策略性避稅空間，客觀上激勵了集聚性的企業(yè)避稅活動（王永培和晏維龍，2014）?；谏鲜龇治觯疚奶岢鋈缦录僭O。

H1：企業(yè)避稅具有正向空間互動效應，一家企業(yè)的避稅活動會提高周邊其他企業(yè)的避稅水平。

行業(yè)競爭程度是企業(yè)避稅活動面臨的重要外部因素。當企業(yè)所處的行業(yè)競爭程度較高時，管理層為了緩解財務壓力與運營壓力，有動機通過避稅活動掩蓋其真實的經(jīng)營狀況，避免成為同行業(yè)競爭者的跟隨對象。由于產(chǎn)品市場的激烈競爭擠壓了企業(yè)利潤，相較于壟斷性行業(yè)而言，競爭性行業(yè)的企業(yè)獲得超額收益的可能性較低，管理層出于達成業(yè)績目標、獲得職業(yè)聲譽等目的，更有可能采取避稅策略提高稅后利潤，節(jié)約稅務成本支出（楊旭東等，2019）。因此，當企業(yè)所處的行業(yè)競爭程度較高時，模仿周邊企業(yè)進行避稅的積極性較大。反之，當產(chǎn)品市場競爭程度較低時，企業(yè)利潤空間較大，獲得超額收益的可能性較高，管理層的業(yè)績壓力較小，通過避稅來提高稅后利潤的動機隨之降低。此時企業(yè)學習周邊企業(yè)，采取避稅策略的可能性較小?？梢?，企業(yè)避稅的空間互動效應在不同行業(yè)競爭程度的企業(yè)存在較大差異，本文提出如下假設。

H2：企業(yè)避稅的正向空間互動效應，主要存在于行業(yè)競爭程度較高的企業(yè)。

高管激勵機制是企業(yè)避稅活動面臨的重要內(nèi)部因素，具體包括利潤分享計劃、薪酬業(yè)績掛鉤等方式，目的在于緩解管理層與股東之間的委托代理問題，最終實現(xiàn)企業(yè)價值最大化。因此，當企業(yè)高管激勵強度較大時，管理層追求稅后利潤的動機更加強烈，更有可能通過盈余管理等手段進行避稅，節(jié)約稅后現(xiàn)金流，以實現(xiàn)業(yè)績目標（王一舒等，2020）。然而，當企業(yè)高管激勵強度較小時，不具有充分吸引力的薪酬政策弱化了管理層的盈余管理動機，降低了企業(yè)避稅積極性。因此，當高管激勵強度存在差異時，企業(yè)避稅的空間互動效應也將存在明顯不同，本文提出如下假設。

H3：企業(yè)避稅的正向空間互動效應，主要存在于高管激勵強度較大的企業(yè)。

三、研究設計

（一）樣本選取

由于面板數(shù)據(jù)空間計量模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，即每家企業(yè)在樣本期間內(nèi)每個年度都存在觀測值，為了最大限度地保留樣本量，選取2011-2019年滬深A股上市公司作為研究樣本。參照現(xiàn)有文獻的通行做法，剔除金融業(yè)樣本、ST 與*ST 企業(yè)樣本，并對連續(xù)型變量進行臨界值為1%的Winsor 縮尾處理，最終獲得7776 個觀測值。企業(yè)經(jīng)緯度數(shù)據(jù)根據(jù)注冊地址查詢百度地圖獲得，其他數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）變量定義

參考劉行和葉康濤（2013）等文獻，采用兩類衡量企業(yè)避稅程度的指標。第一類指標為企業(yè)會稅差異BTD，由“（稅前會計利潤-應納稅所得額）÷期末總資產(chǎn)”計算得到。其中，應納稅所得額由“（所得稅費用-遞延所得稅費用）÷法定稅率”計算得到。會稅差異BTD的數(shù)值越大，表明企業(yè)的避稅程度越大，反之則避稅程度越小。對于第二類指標，部分文獻直接采用實際稅率來衡量企業(yè)避稅程度，但由于我國有許多企業(yè)享受稅收優(yōu)惠政策，企業(yè)間名義稅率差異較大，直接將實際稅率作為企業(yè)避稅指標會導致橫向不可比。因此，采用名義稅率與實際稅率的差額RATE作為第二類指標，其數(shù)值越大則避稅程度越大，反之則避稅程度越小。參照吳聯(lián)生（2009）等文獻，企業(yè)實際稅率的計算方式分為以下三種：（1）實際稅率=（所得稅費用-遞延所得稅費用）÷息稅前利潤；（2）實際稅率=所得稅費用÷（稅前利潤-遞延所得稅費用÷法定稅率）；（3）實際稅率=所得稅費用÷息稅前利潤。本文在主檢驗部分采用第一種實際稅率的計算方法，后兩種方法用于穩(wěn)健性檢驗。

參照潘孝珍（2019）等文獻，關注的解釋變量是企業(yè)避稅的空間滯后項W×BTD和W×RATE，其中，W 是空間權(quán)重矩陣。空間權(quán)重矩陣通過如下三個步驟獲得：首先，根據(jù)企業(yè)詳細注冊地址，通過百度地圖獲取上市公司的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)；其次，根據(jù)經(jīng)緯度坐標計算上市公司間的空間直線距離，并將其倒數(shù)作為企業(yè)間的空間距離權(quán)重；最后，將所有上市公司的空間距離權(quán)重排列成對稱矩陣，即可得到空間權(quán)重矩陣W。企業(yè)間的空間距離越短，則相互間的空間權(quán)重越大，反之權(quán)重越小。

參照Kale and Loon（2011）等文獻，使用赫芬達爾指數(shù)HHI衡量企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度。赫芬達爾指數(shù)越大，表明企業(yè)面臨的產(chǎn)品市場競爭程度越低，反之產(chǎn)品市場競爭程度越高。參照王一舒等（2020）等文獻，采用高管貨幣薪酬CTR作為高管激勵程度的衡量指標，高管貨幣薪酬越多，說明企業(yè)的高管激勵程度越大，反之高管激勵程度越小。參照李吉園等（2020）等文獻，在模型中加入反映股權(quán)特征的控制變量，包括管理層持股比重、國有股比重和股權(quán)集中度；反映財務特征的控制變量，包括財務杠桿、營業(yè)毛利率、資產(chǎn)收益率和經(jīng)營現(xiàn)金流；反映治理特征的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、獨董比例和兩職合一。具體變量定義見表1。

表1 變量定義表

（三）模型設計

為驗證企業(yè)避稅行為能否相互傳染，即是否具有空間互動效應，構(gòu)建如下面板數(shù)據(jù)空間計量模型：

其中，Year 為年度啞變量，Trade 為行業(yè)啞變量，γ為個體固定效應，μ為擾動項。使用最大似然估計法對模型進行雙向固定效應估計。如果模型中λ的系數(shù)顯著為正，說明企業(yè)避稅行為存在正向空間互動效應，即一家企業(yè)的避稅行為會提高周邊其他企業(yè)的避稅水平；如果λ 的系數(shù)顯著為負，則說明企業(yè)避稅行為存在負向空間互動效應，即一家企業(yè)的避稅行為會降低周邊其他企業(yè)的避稅水平；如果λ的系數(shù)不顯著，則說明企業(yè)避稅行為不存在空間互動效應，即一家企業(yè)的避稅行為不會對周邊其他企業(yè)的避稅水平產(chǎn)生影響。根據(jù)本文的研究假設，預計λ的系數(shù)顯著為正。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2報告了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？梢钥吹?，我國上市公司的避稅程度BTD的最小值為-10.680，最大值為11.600，RATE 的最小值為-0.446，最大值為0.508，表明樣本間的避稅程度差異較大。赫芬達爾指數(shù)HHI 的最小值為0.037，最大值為1.000，高管貨幣薪酬CTR 的最小值為11.227，最大值為18.050，表明樣本企業(yè)面臨的市場競爭程度、高管激勵強度也存在較大差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

（二）面板數(shù)據(jù)空間計量模型估計結(jié)果分析

表3 報告了面板數(shù)據(jù)空間計量模型的雙向固定效應估計結(jié)果。其中，列（1）和列（2）的被解釋變量為避稅程度BTD，列（3）和列（4）的被解釋變量為避稅程度RATE。列（1）和列（2）的結(jié)果顯示，不控制行業(yè)效應時，空間滯后項W×BTD 的系數(shù)為0.762，在1%的水平上顯著，控制行業(yè)效應后，空間滯后項W×BTD 的系數(shù)為0.761，同樣在1%的水平上顯著。列（3）和列（4）的結(jié)果顯示，不控制行業(yè)效應時，空間滯后項W×RATE的系數(shù)為0.864，控制行業(yè)效應后，空間滯后項W×RATE的系數(shù)為0.857，也都在1%的水平上顯著。因此，表3 的實證結(jié)果表明，我國上市公司的避稅行為具有正向空間互動效應，一家企業(yè)的避稅行為將會傳染給周邊其他企業(yè)，提高周邊其他企業(yè)的避稅水平，從而證明假設H1成立。

表3 面板數(shù)據(jù)空間計量模型的估計結(jié)果

（三）基于行業(yè)競爭程度的分析

為了檢驗在不同的行業(yè)競爭程度下，企業(yè)避稅行為的空間互動效應是否存在差異，將赫芬達爾指數(shù)HHI 高于中位數(shù)的企業(yè)視為行業(yè)競爭程度低的子樣本，低于中位數(shù)的企業(yè)視為行業(yè)競爭程度高的子樣本。由于面板數(shù)據(jù)空間計量模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，最終分別得到1926 個行業(yè)競爭程度高的子樣本和2259個行業(yè)競爭程度低的子樣本。

表4 報告了不同行業(yè)競爭程度下的分樣本估計結(jié)果。Panel A是行業(yè)競爭程度高的子樣本估計結(jié)果，當被解釋變量是避稅程度BTD 時，控制行業(yè)效應前后的空間滯后項W×BTD 的系數(shù)分別為0.666 和0.652，且都在1%的水平上顯著。當被解釋變量是避稅程度RATE時，控制行業(yè)效應前后的空間滯后項W×RATE的系數(shù)分別為0.832和0.826，也都在1%的水平上顯著。可見，當企業(yè)面臨的行業(yè)競爭程度較高時，管理層通過避稅提高稅后利潤的動機較強，此時一家企業(yè)的避稅活動也會傳染給周邊其他企業(yè)，使企業(yè)避稅行為表現(xiàn)出正向空間互動效應。Panel B是行業(yè)競爭程度低的子樣本估計結(jié)果，不管是否控制行業(yè)效應，也不管被解釋變量是會稅差異BTD 還是避稅程度RATE，它們的空間滯后項系數(shù)都未通過顯著性檢驗?？梢?，當企業(yè)面臨較低的行業(yè)競爭程度時，企業(yè)避稅不具有顯著的空間互動效應。表4的實證結(jié)果驗證了假設H2。

表4 不同行業(yè)競爭程度的子樣本估計結(jié)果

（四）基于高管激勵強度的分析

為了檢驗在不同的高管激勵強度下，企業(yè)避稅行為的空間互動效應是否存在差異，將高管貨幣薪酬CTR高于中位數(shù)的企業(yè)視為高管激勵強度大的子樣本，反之為高管激勵強度小的子樣本。經(jīng)過強平衡面板數(shù)據(jù)處理，最終分別獲得1908個高管激勵強度大的子樣本和1629個高管激勵強度小的子樣本。

表5 報告了不同高管激勵強度下的分樣本估計結(jié)果。Panel A是高管激勵強度大的子樣本估計結(jié)果，當被解釋變量是避稅程度BTD 時，控制行業(yè)效應前后的空間滯后項W×BTD 的系數(shù)分別為0.322和0.337，但都未通過顯著性檢驗。當被解釋變量是避稅程度RATE時，控制行業(yè)效應前后的空間滯后項W×RATE的系數(shù)分別為0.460和0.473，且都在1%的水平上顯著。然而，Panel B中高管激勵強度小的子樣本估計結(jié)果顯示，無論被解釋變量是避稅程度BTD還是避稅程度RATE，它們的空間滯后項系數(shù)均未能通過顯著性檢驗?？梢?，當高管激勵強度大時，企業(yè)管理層可能出于節(jié)約稅后現(xiàn)金流、實現(xiàn)業(yè)績目標等目的提高避稅動機，此時企業(yè)避稅行為能夠相互傳染，表現(xiàn)出正向空間互動效應。但是，當高管薪酬激勵強度較小時，企業(yè)的避稅動機較弱，即使一家企業(yè)避稅也難以傳染給周邊企業(yè)，不具有空間互動效應。表5的實證結(jié)果驗證了假設H3。

表5 不同高管激勵強度的子樣本估計結(jié)果

（五）穩(wěn)健性檢驗

主要從三個方面進行穩(wěn)健性檢驗：

首先，由于個體效應γ 與其他解釋變量相關時，模型適用固定效應的估計方法，但當γ 與其他解釋變量不相關時，隨機效應比固定效應的估計方法更加有效。因此，進一步對模型（1）采用隨機效應估計，表6 報告了估計結(jié)果?？梢钥吹?，在使用隨機效應估計方法后，避稅程度BTD的空間滯后項W×BTD 的系數(shù)分別為0.560 和0.555，避稅程度RATE 的空間滯后項W×RATE 的系數(shù)分別為0.709和0.690，它們?nèi)远荚?%的水平上顯著。表明不管個體效應γ與其他解釋變量是否相關，企業(yè)避稅行為具有正向空間互動效應的研究結(jié)論并未改變，具有較強的穩(wěn)健性。

表6 面板數(shù)據(jù)空間計量模型的隨機效應估計結(jié)果

其次，現(xiàn)有文獻對于企業(yè)避稅這一關鍵變量的衡量指標并不統(tǒng)一，尤其是在計算避稅程度RATE時，使用的實際稅率計算方法存在較大差異。因此，根據(jù)現(xiàn)有文獻中另外兩種實際稅率的常用方法，計算得到企業(yè)避稅的另外兩個指標RATE2 和RATE3。表7 報告了改變避稅衡量指標后的模型（1）估計結(jié)果，可以看到RATE2 的空間滯后項W×RATE2 的系數(shù)分別為0.604 和0.597，RATE3 的空間滯后項W×RATE3 的系數(shù)分別為0.777 和0.774，它們都在1%的顯著性水平上顯著。可見，在改變企業(yè)避稅這一關鍵指標的衡量方法后，企業(yè)避稅行為存在正向空間互動效應的研究結(jié)論并未改變，具有較強的穩(wěn)健性。

表7 改變企業(yè)避稅衡量指標的估計結(jié)果

最后，由于面板數(shù)據(jù)空間計量模型要求使用強平衡面板數(shù)據(jù)，前文為了最大限度地保留樣本量，最終選擇以2011-2019年作為樣本區(qū)間，考慮到不同樣本區(qū)間可能對估計結(jié)果產(chǎn)生的影響差異，進一步嘗試以不同的樣本區(qū)間組合進行穩(wěn)健性檢驗。當樣本區(qū)間為2013-2019年時獲得7658個樣本，估計結(jié)果如表8中列（1）和列（2）所示，當樣本區(qū)間為2014-2019 年時獲得6972 個樣本，估計結(jié)果如列（3）和列（4）所示。可以看到，盡管改變樣本區(qū)間而減少了樣本量，但空間滯后項W×BTD 和W×RATE的系數(shù)仍然都在1%的顯著性水平上顯著為正，表明模型估計結(jié)果并不會受到樣本區(qū)間選擇的影響，仍然具有較強的穩(wěn)健性。

表8 改變樣本區(qū)間后的模型估計結(jié)果

五、結(jié)論與建議

本文以我國滬深A股上市公司作為研究樣本，使用百度地圖獲取上市公司注冊地址的經(jīng)緯度數(shù)據(jù)，構(gòu)造空間權(quán)重矩陣，實證檢驗企業(yè)避稅是否存在空間互動效應。研究結(jié)果表明：我國企業(yè)的避稅活動會相互傳染，企業(yè)避稅具有正向空間互動效應，一家企業(yè)開展避稅活動將會提高周邊其他企業(yè)的避稅水平。此外，企業(yè)避稅的空間互動效應具有行業(yè)競爭程度和高管激勵強度上的異質(zhì)性，只有在行業(yè)競爭程度高和高管激勵強度大的企業(yè)之間，才會存在企業(yè)避稅的正向空間互動效應?；谏鲜鲅芯拷Y(jié)論，本文的政策建議包括：

1.規(guī)范地方政府間的稅收競爭行為。地方政府間的惡性稅收競爭加劇了企業(yè)避稅的正向空間互動效應，一定程度上減少了政府稅收收入，應進一步規(guī)范地方政府間的稅收競爭行為，改變簡單以經(jīng)濟增長作為主要考核指標的政績考核體系，促進生產(chǎn)要素資源的有序流動，加快建設全國統(tǒng)一大市場。

2.依托“互聯(lián)網(wǎng)+”完善稅收征管模式。在當前大數(shù)據(jù)背景下，稅收征管部門在稅源監(jiān)控、納稅評估、稅務稽查等方面存在諸多不足，這也為企業(yè)開展避稅活動提供了較大空間。稅務部門應積極樹立大數(shù)據(jù)思維，依托“互聯(lián)網(wǎng)+”促進稅收征管模式升級，提升稅收征管效率，從而壓縮企業(yè)激進避稅的空間，減少企業(yè)過度避稅行為。

3.制定合理的管理層薪酬激勵體系。由于企業(yè)避稅的空間互動效應在高管激勵強度大的企業(yè)表現(xiàn)更加明顯，企業(yè)應根據(jù)自身發(fā)展目標合理設計高管激勵機制，既不能因激勵不足而降低管理層合理稅務籌劃的積極性，也不能因激勵過度而導致管理層開展激進避稅。