■/ 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理論發(fā)展對傳統(tǒng)經(jīng)濟學中“理性經(jīng)濟人”假設(shè)的沖擊，高層梯隊理論提到，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)的各項經(jīng)營決策進一步表現(xiàn)出來。避稅作為一種具有風險的企業(yè)行為，易被企業(yè)管理人員的主觀意識所左右。當管理層對未來的企業(yè)前景、管理團隊運營能力、監(jiān)管環(huán)境認知的預期出現(xiàn)偏差時，企業(yè)風險承擔水平、戰(zhàn)略選擇與決策謹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行相關(guān)論述，但由于管理層預期難以被觀測、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)不斷進步，資本市場參與者可以愈發(fā)準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期樂觀程度?；谏鲜龇治觯疚膶墓芾韺舆^度樂觀非理性預期這一角度切入，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程度則因管理層對決策風險與回報的預期判斷而異，對于避稅決策而言，這種判斷是建立在管理層對企業(yè)承擔的避稅風險預期、經(jīng)營狀況預期與由自身成長經(jīng)歷、實踐經(jīng)驗而鑄造的管理風格基礎(chǔ)上的，預期與管理風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)預期過度樂觀，傾向于引導企業(yè)做出高于自身風險承擔能力的決策（Malmendier et al，2011），這也是心理學上的“情緒漣漪效應(yīng)”的真實寫照，這種效應(yīng)讓管理者對風險過度樂觀的心理偏差“泛化”到整個企業(yè)中，這種風險偏好通常表現(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，融資需求也就越大。戰(zhàn)略激進的企業(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），所選擇高風險高回報項目也有著較長回報周期，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的經(jīng)營創(chuàng)新理念、新產(chǎn)品而產(chǎn)生的新聲譽、新回報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。

為了制約激進避稅這種負面行為，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披露要求、審計質(zhì)量要求、以及企業(yè)治理結(jié)構(gòu)要求等，使機構(gòu)投資者通過這類規(guī)范所提供的信息，能夠?qū)ζ髽I(yè)進行一定程度的分析以保障自身利益，每年度機構(gòu)投資者、分析師會對企業(yè)信息透明度做出評級，為投資風險判斷提供依據(jù)。而避稅行為的發(fā)生往往伴隨著復雜程度較高的交易操縱可能，隱藏交易實質(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慎，降低避稅行為掩蓋經(jīng)營真實水平，從而引發(fā)信息披露評級下降帶來的市場風險。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期下，對避稅水平的影響能夠發(fā)揮負向調(diào)節(jié)效應(yīng)。

三、研究設(shè)計

（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確度受限，因此本文以會計—稅收差異（BTD）為基礎(chǔ)衡量企業(yè)避稅行為。

同時，為提高BTD 指標準確程度，使用固定殘差法，去除應(yīng)計利潤影響得到殘差以度量企業(yè)的稅收激進水平（DDBTD）。

其中，TACC 為應(yīng)計利潤，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為當年BTD 中無法用應(yīng)計利潤解釋部分。

2.自變量。管理層過度樂觀非理性預期。本文將上市公司年報中披露的前瞻性文本（MD&A）作為信息來源，這一文本是年報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，將其中正負面英文詞匯進行中文翻譯、參考常用的中文情感詞典、人工翻閱年報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、企業(yè)價值等客觀影響因素理性預期而發(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)負債率）、STD_RET（股票收益率標準差）、STD_ROA（總資產(chǎn)收益率三年標準差）、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期，殘差計算模型如下：

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管理費用投入=管理費用÷營業(yè)收入；⑥企業(yè)財務(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)略維度指標減當年同行業(yè)該指標的平均值，除以該指標的標準差予以標準化得到各企業(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)標準化后的六個戰(zhàn)略指標取平均值，得到戰(zhàn)略差異度指標AS。由于本文側(cè)重于分析戰(zhàn)略激進度發(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)，該指標越大，代表企業(yè)戰(zhàn)略越激進。

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)檢驗時還控制了稅收征管強度、董事會規(guī)模、大股東持股狀況、現(xiàn)金流比率、審計質(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。其中稅收征管強度根據(jù)曾亞敏和張俊生（2009）方法計算，使用模型（4）進行估計。

其中，Tax 為各地區(qū)（省、直轄市、自治區(qū)）當年稅收收入，GDP 為各地當年國內(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，通過此模型估計出各地稅負比重，在此基礎(chǔ)上，用實際稅負程度與預期稅負程度的差值來衡量各地稅收征管強度，得到稅收征管強度（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

本文參考已有實證研究使用的中介效應(yīng)檢驗方法，采用遞歸模型檢驗管理層過度樂觀非理性預期是否激發(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、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2為所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)因變量（DDBTD）最小值為0.0000，標準差為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)計結(jié)果

（二）回歸分析

1.主回歸分析與中介效應(yīng)檢驗。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期是否以及如何影響企業(yè)避稅，表3 為檢驗結(jié)果。首先，在模型（5）中對管理層過度樂觀非理性預期是否能夠提升企業(yè)避稅激進度進行了驗證，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期能顯著提高企業(yè)避稅激進度，H1a 得到了驗證。模型（6）檢驗中介變量與自變量的關(guān)系，管理層過度樂觀非理性預期（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 得到驗證。

2.調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗。將調(diào)節(jié)變量信息披露透明度（Trans）與自變量組成交乘項ABTone×Trans代入主回歸模型中，檢驗公司信息披露透明度在管理層過度樂觀非理性預期與企業(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期與企業(yè)信息透明度的交互項（ABTone×Trans）系數(shù)顯著為負（β=-0.0068，p＜0.05），表明上市公司信息透明度評價指標能夠顯著抑制管理層過度樂觀非理性預期發(fā)揮的負面效應(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慎的管理，間接減少了做出風險較高、較為激進的戰(zhàn)略決策的可能，從而降低激進避稅的可能性，假設(shè)H2得到驗證。

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

（三）穩(wěn)健性檢驗

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：一方面，上述回歸分析中衡量管理層過度樂觀非理性預期時未控制公司未來盈余，由于年報披露時通常已接近或進入下一經(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期可能不夠準確，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期的單一性，本文又用管理層業(yè)績報告中的盈利預測偏差度（Pforecast）來衡量管理層的預期樂觀程度，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期（ABTone_FE），作為穩(wěn)健性檢驗解釋變量。

2.管理層業(yè)績報告中的盈利預測偏差度計算方法。參照姜付秀，張敏等（2009）做法，選擇2010-2020年披露了季報與年報盈利預測的企業(yè)，統(tǒng)計了根據(jù)盈利預測預虧，預盈，預增，減虧和預降等類型。盈利預測信息，并視在樣本期內(nèi)至少有一次實際的盈利水平低于預測的盈利水平公司的管理者預期為過度樂觀。主要分為2 種情況：預盈，實際虧損;預增，實際下降或增長水平小于預測的水平，用1表示過度樂觀樣本，0表示非過度樂觀樣本。若預測信息披露時間在披露對象期間結(jié)束之前，則定義為預測：如果預測信息披露在披露對象期間結(jié)束之后，則認定屬于預告信息，預告信息是在管理層已經(jīng)獲知實際盈利情況，不能反映管理層對未來預期，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，即替換名義和實際稅率的差異（Ratediff）為因變量進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果如表4所示，經(jīng)過穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果均與主回歸檢驗結(jié)論相符。

表4 主回歸穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

（四）拓展性檢驗

已有研究認為管理層所在企業(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，以添加交乘項的方式檢驗調(diào)節(jié)效應(yīng)。結(jié)果如表5，管理層過度樂觀非理性預期與企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的交互項（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險成本。因此相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)風險承擔傾向更高，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期的管理層更傾向于弱化企業(yè)將兩者等同化的風險，認為兩者只是國家財富增加的不同形式，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)性檢驗結(jié)果

五、結(jié)論與建議

（一）結(jié)論

本文以2010-2020 年滬深A 股上市公司為樣本，考察管理層過度樂觀非理性預期與企業(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)略激進度在管理層非理性預期與企業(yè)避稅水平間具有中介效應(yīng)；3.進一步檢驗得出，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)計中，加強對市場前景、企業(yè)經(jīng)營狀況過度樂觀情況的控制，建立管理層戰(zhàn)略差異風險預警機制，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)風險決策的不利影響。

2.進一步改善企業(yè)信息披露機制，充分發(fā)揮信息透明度抑制管理層過度樂觀非理性風險的作用。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)鏈披露可以增強外部關(guān)注者對交易實質(zhì)的認可程度等，從而減少避稅機會，促使管理層形成戰(zhàn)略設(shè)定與執(zhí)行的理性預期，分散監(jiān)督治理層面的潛在風險。

3.健全政府部門及其他外部監(jiān)管機構(gòu)監(jiān)管制度。合理引導國有企業(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)與社會責任，從個性化角度設(shè)定減輕治理風險的辦法，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。