【作　　者】
王 娟

【作者单位】
郑州财经学院会计系，郑州450000

【摘　　要】

    【摘要】本文以2001 ~ 2014年间我国沪深A股发生财务欺诈的上市公司为研究样本，并筛选出与之配对的对照样本，运用条件Logistic模型等方法检验了企业避税行为与财务欺诈之间的关系。研究结果表明：企业避税程度的增加一方面会直接提高企业发生财务欺诈的可能性，另一方面则会因为提高企业内部代理成本进而增加财务欺诈的发生。本文不仅丰富了企业避税行为的经济后果研究，而且对于理解企业避税行为与上市公司财务欺诈之间的关系及其中介传导机制具有一定的现实意义。
【关键词】企业避税；财务欺诈；代理成本；中介效应检验；条件Logistic模型
【中图分类号】F064.1           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）05-0068-6一、引言及文献综述
企业避税行为作为近几年的一个热点问题，受到了学术界的广泛关注。企业往往以复杂的、不透明的交易活动来掩饰其税收规避行为以防被监管部门察觉。该行为虽然在一定程度上有助于企业避税，但同时也会恶化企业内外部的信息不对称，这也为企业内部人获取私人利益提供了方便（Chen和Chu，2005）。企业在进行避税活动时往往存在隐瞒财务杠杆、操纵企业账面盈余的现象（Frank et al.，2008），这难免会涉及财务信息粉饰，甚至是财务欺诈。而企业发生财务欺诈主要源于企业在财务报表中存在蓄意错报、漏报、谎报重大会计信息等行为。
另外，企业避税会导致企业信息不对称程度增加（Chen和Chu，2005），而信息不对称是造成企业内部代理问题的重要原因（Jensen和Meckling，1976）。叶康涛和刘行（2014）发现，企业的避税行为会提高信息不对称程度，加剧企业内部的委托代理冲突，提高代理成本。如果企业内部存在着委托代理冲突，企业对经理人的薪酬激励措施在相当大的程度上会影响其对决策正确与否的重视程度。如果对经理层的激励不够，经理层就可能通过回避其信息披露责任来掩盖其过度投资、在职消费等对公司价值的损害（Steen，2005），从而企业内部代理问题可能会诱使管理层操纵财务信息以获取私人利益。汪昌云和孙艳梅（2010）虽然并没有直接实证研究代理成本对财务欺诈的影响，但在分析中特别强调了代理成本对财务欺诈的诱导作用。
学术界对于企业避税行为的相关研究较多，主要集中在企业避税活动的影响因素、监督与经济后果三个方面。对企业避税活动的影响因素研究主要集中于所有权性质等企业层面（王娜和叶玲，2013）、薪酬激励等管理者层面（谢盛纹和田莉，2015）和企业战略层面（吕伟等，2011）。对避税行为监督的研究主要侧重于审计监督与税务监督视角（金鑫和雷光勇，2011；江轩宇，2013）。然而，研究企业避税活动的经济后果的文献则比较少，这些研究大都基于避税的代理观（Hanlon和Heitzman，2010），如企业避税行为会引发股价崩盘风险（江轩宇，2013），会加大企业的非效率投资（刘行和叶康涛，2013），会降低企业的信息披露质量（Balakrishnan et a1.，2012），同时企业避税对企业价值也会产生影响，不过这一影响取决于企业治理机制（王静等，2014）。
虽然现有文献从多个角度研究了企业避税的经济后果，但并没有直接研究企业避税对企业财务欺诈的影响。因此，本文基于中国的制度背景，检验企业避税行为是否会影响以及如何影响财务欺诈。本文的创新之处在于：一是直接研究企业避税行为对财务欺诈的影响，这不仅能丰富企业避税行为的经济后果研究，还能丰富企业财务欺诈方面的文献；二是更进一步地研究企业的内部代理成本在企业避税行为影响财务欺诈过程中的作用，这也有助于我们更好地理解企业避税行为对财务欺诈的影响是否存在企业内部代理成本的中介传导机制。
二、理论分析与研究假设
（一）企业避税活动与财务欺诈
缴纳税收是企业必不可少的一项现金支出项目，企业采取避税等税收筹划行为主要意在降低税负以减少支出。企业为达到避税的目的，往往会在现行会计政策和会计方法上进行灵活处理，进而粉饰财务报表加以掩饰。Dhaliwal等（2011）认为，企业会通过操纵递延所得税、存货跌价损失等项目来进行盈余管理，以影响企业实际税率或是会计应税差异，从而进行避税。企业在进行避税活动时往往存在一些“黑箱活动”，以防被监管部门察觉，如隐瞒财务杠杆、操纵企业账面利润（Frank et al.，2008）。
企业管理层通常会通过盈余管理、关联方交易等行为来达到避税之目的（Desai和Dharmapala，2006），企业的盈余操纵以及对资产的不正当处理会损害企业真实的财务信息披露质量。企业一般通过对应计项目的提前或延迟确认、转移费用等手段进行盈余管理（王跃堂等，2009），在这过程中容易滋生虚构收入、虚构利润的行为。刘行和叶康涛（2012）认为，企业避税在降低信息透明度的同时，也为管理层获取不合理报酬、提高在职消费等打开了方便之门，同时管理层也存在贷款滥用等影响资产情况的利益侵占行为。
因此，企业的避税行为会使其对财务报表相关项目进行操纵，模糊企业财务信息，从而提高企业发生财务欺诈的可能性。据此，本文提出研究假设一：
假设一 ：企业避税程度增加会提高企业发生财务欺诈的可能性。
（二）企业避税活动与代理成本
企业避税行为虽然在一定程度上有助于企业提高利润，但会恶化企业内外部的信息不对称程度（Chen和Chu，2005）。经理人无法完全占有企业剩余收益和信息不对称是造成企业内部代理冲突的重要原因（Jensen和Meckling，1976）。
一方面，从企业避税行为与信息不对称视角来看，避税行为会恶化企业内外部的信息不对称程度，降低会计信息透明度（Chen和Chu，2005）。叶康涛和刘行（2014）发现，企业避税行为会恶化企业信息不对称程度，并使得经理人激励降低，进而提高企业内部代理成本。杜兴强和周泽将（2009）基于深交所的信息披露数据，研究发现信息不对称程度与代理成本显著正相关。
另一方面，从企业避税与经理人激励的视角来看，经理人无法完全占有企业剩余收益是导致代理问题的原因之一。解决办法之一就是将经理人薪酬与企业业绩关联起来，而企业避税活动会降低会计信息质量，导致企业的薪酬业绩敏感性降低（Banker和Datar，1989），因而造成对经理人的激励不够，从而提高了企业内部代理成本。除此之外，Chen和Chu（2005）还发现，企业避税活动的不合法特性会造成激励契约的合法性失效，这样也会导致对经理人的激励不足，进而加剧代理冲突。总之，企业的避税行为会提高信息不对称程度和降低经理人激励的有效性，导致代理成本上升。据此，本文提出研究假设二：
假设二：企业避税程度增加会提高企业的代理成本。
（三）内部代理成本的中介传导作用
Albrecht（1995）认为，公司的利益相关者之间存在的信息不对称是造成财务欺诈的直接原因。公司发生财务欺诈有着深刻的社会与历史原因。财务欺诈往往与不完善的公司治理机制、信息不对称紧密相关（Baker和Wallage，2000）。而由负责公司日常经营的管理者编制和提供会计信息的制度安排有效地降低了信息不对称所导致的交易成本（Bushman和Smith，2007）。如果企业蓄意欺骗或故意谎报重大财务事实，回避应该承担的真实信息披露责任，则会导致财务欺诈。
汪昌云和孙艳梅（2010）认为，代理冲突是管理层逃避真实信息披露责任的重要原因之一。代理问题在我国上市公司普遍存在，经理层与股东之间的利益冲突增加了企业的代理成本。由于我国公司治理中并没有对保证财务信息质量做出有效的制度安排，无法从制度层面上有效地约束企业财务造假行为（杜兴强和周泽将，2009）。此外，我国企业中，管理层激励作为缓解企业内部代理冲突的重要公司治理机制，通常将管理层业绩和职位晋升与公司的经营业绩直接挂钩（陈淑萍，2009），但企业内部代理冲突加剧时，由于管理层无法获取企业的全部剩余收益，管理层与企业股东的目标并不一致，管理层可能会通过编造虚假的财务信息来欺骗企业股东以获取私人收益。基于上述分析及假设二，本文提出研究假设三：
假设三：企业内部代理成本存在中介效应，即企业避税程度增加会通过提高企业内部代理成本，进而提高财务欺诈发生的可能性。  
如下图所示：企业避税行为会通过两条路径对财务欺诈产生影响：路径一，企业避税行为直接提高企业财务欺诈发生的可能性；路径二，企业避税行为通过提高企业内部代理成本，进而提高上市公司财务欺诈发生的可能性。前文提出的三个研究假设即是为了检验企业避税行为、企业内部代理成本和财务欺诈三者之间是否确实存在以上关系。

三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
本文基于证监会、上交所和深交所做出的正式立案审、行政处罚、通报批评以及公开谴责等来评价上市公司是否在财务信息披露上存在财务欺诈行为。本文选择2001 ~ 2014年在沪深交易所上市的所有A股上市公司作为初选样本，并在此基础上进行如下筛选：①剔除金融行业企业；②剔除公告中违规年度缺失的企业；③如果企业遭受上述两个部门及以上的同时处罚，则依据先证监会后交易所的原则得到一个样本；④剔除非财务欺诈类的公司，包括欺诈类型为欺诈上市、出资违规、擅自改变资金用途、占用公司资产、违规买卖股票、操纵股价、违规担保和其他类的公司；⑤借鉴Erickson等（2006）的办法，如果样本企业存在连续多年发生财务欺诈的情况，以其首次欺诈年度作为欺诈时间。这是因为如果将每一个违规事件作为单独样本进行处理，会高估财务欺诈发生的概率。
经过上述筛选，最后获得1071家财务欺诈样本公司，财务欺诈类型为虚构利润、虚列资产、虚假记载（误导性陈述）和重大遗漏等形式。
此外，本文选取无财务欺诈的公司作为对照样本，以研究财务欺诈样本组与对照样本组的避税情况、代理成本以及研究企业避税行为和代理成本对财务欺诈的作用。对照样本企业的选择标准参照Beasley（1996）、汪昌云和孙艳梅（2010）的办法，即选择在同一个交易所上市交易、处于同行业经营、公司规模最相近以及没有遭受证监会、上交所或深交所的公开谴责（而且其审计报告都出具了无保留意见）的企业作为对照样本企业。
样本企业的名义所得税率数据取自WIND数据库，其他数据来源于CSMAR数据库。
（二）变量定义
1. 财务欺诈。本文设立虚拟变量来表征上市公司是否存在财务欺诈（Fraud），若上市公司有财务欺诈行为，取值1，否则取0。
2. 企业避税活动。金鑫和雷光勇（2011）指出，适合我国国情的企业避税活动的衡量方法主要有两种：
一是Manzon和Plesko（2001）提出的会税差异（BTD，等于公司税前利润-所得税费用/名义所得税税率），并对公司期末企业资产进行标准化。
二是Desai和Dharmapala（2004）提出的运用固定效应残差法计算的会计—税收差异（DDBTD），公式为：
BTDit=β1TACCit+μi+εit
其中：TACCit是公司当年应计项目总额（净利润与经营活动现金净流量之差）占上一年末资产总额的比例；μi代表公司税负差异不随时间变化的固有特征部分；εit代表公司税负差异的变动特征部分；DDBTDit=μi+εit，代表BTD中不能被应计利润解释的那一部分。
因此，本文根据两种计算方法得到的BTDit和DDBTDit作为企业税收规避活动的代理变量，这两个指标值越大，说明企业进行税收规避的可能性就越大。
3. 代理成本。本文借鉴叶康涛和刘行（2014）、周春梅（2009）的方法，对经营费用率和资产周转率这两个指标进行主成分分析，将其第一主成分作为代理成本（AC）的衡量指标，该值越大，说明企业的代理成本越高。同时，也将管理费用率（Expense）即管理费用占营业总收入的比重作为企业内部代理成本的代理变量，该指标值越大，代理成本也越高。
4. 控制变量。在对企业避税活动和代理成本的研究中，借鉴Ang等（2000）及李寿喜（2007）等的方法，加入公司治理状况、负债水平、自由现金流以及公司基本特征等控制变量。具体如下：企业规模（Size）用期末总资产的自然对数表示；经营业绩（ROA）用总资产净利润率表示；负债水平（Lev）用期末总负债除以期末总资产表示；企业成长性（MB）用期末市场价值除以账面价值表示；独立董事比例（Ind）为独立董事人数占董事总人数的比重；董事会规模（Borad）用董事会总人数的自然对数表示；薪酬激励（Pay）用前三名高管平均薪酬的自然对数表示；自由现金流（FCF）为：（净利润+利息费用+非现金支出-营运资本追加-资本性支出）/期末总资产。
而在避税活动和代理成本对财务欺诈的研究中，控制可能影响财务欺诈的因素。本文借鉴汪昌云和孙艳梅（2010）、叶康涛和刘行（2014）的方法，对是否特别处理、是否设置审计委员会、公司的财务特征以及公司治理等因素进行控制。具体来说，设置虚拟变量特别处理（ST），表示当上市公司被特别处理或特别处理后实现“脱帽”的，该变量取1，否则为0；设置虚拟变量审计（Audit）来控制审计委员会的影响，当上市公司设置了审计委员会时取1，否则为0；上市公司财务特征变量如资产负债率（Lev）和公司规模（Size）的定义同上；公司治理特征则控制薪酬激励（Pay）（定义同上）和高管持股比例（Share）（上市公司管理层的持股比例总和）。
另外，还用年度虚拟变量（Year）和行业虚拟变量（Industry）来控制年度和行业效应。
（三）模型设定
根据理论分析与研究假设，为检验企业避税活动对财务欺诈的影响以及企业内部代理成本是否在该过程中存在中介传导效应，本文借鉴温忠麟等（2004）的中介效应检验方法，确定了假设检验中用到的三个待检验模型。模型设定如下：
Fraudit=α0+α1SSGBit+α2Sizeit+α3Levit+α4STit+α5Auditit+α6Payit+α7Shareit+􀰑φiYeari+􀰑ηjIndustryj+μit
 （模型一）
PAPit=β0+β1SSGBit+β2Sizeit+β3ROAit+β4Levit+β5FCFit+β6Indit+β7Boardit+β8Payit+β9MBit+􀰑φiYeari+􀰑ηjIndustryj+εit （模型二）
Fraudit=γ0+γ1SSGBit+γ2PAPit+γ3Sizeit+γ4Levit+γ5Auditit+γ6Payit+γ7Shareit+γ8STit+􀰑φi″Yeari+􀰑ηj″Industryj+γit
   （模型三）
在上述三个模型中，PAPit为企业代理成本，SSGBit为企业避税行为，其他变量的定义如前文所述。值得注意的是，基于对照配对样本对模型一和模型三进行非条件Logistic回归，回归结果存在不一致性且估计有偏，而条件Logistic回归能较好地克服这一问题（Johnson et al.，2009）。因此，本文采用条件Logistic回归对模型一和模型三进行估计。
模型一用来研究企业避税行为是否对财务欺诈具有影响，主要研究系数α1；模型二研究企业避税行为是否会影响代理成本，主要关注系数β1；模型三主要研究代理成本在企业避税行为影响财务欺诈过程中是否具有中介效用，主要关注系数γ1与γ2。
检验的具体过程如下：第一步，在模型一中检验系数α1，如果显著，则进行第二步检验，否则停止检验；第二步，依次在模型二和模型三中分别检验系数β1、γ2，如果都显著，进一步检验系数γ1，如果γ1显著，则说明代理成本存在部分中介效应，否则存在完全中介效应；第三步，如果第二步中检验的系数β1、γ2至少有一个不显著，则进行Sobel检验，如果通过检验，说明代理成本存在中介效应，再结合γ1的检验结果来判断是部分中介效应还是完全中介效应，如果没有通过Sobel检验，则说明中介效应不存在。
四、实证研究
（一）描述性统计分析
表1为本文主要变量的描述性统计结果。BTD在财务欺诈组中的均值为0.0122，表明从平均程度来看，账面会计利润要大于应税所得额，且该均值大于对照样本的均值。另外，DDBTD的均值无论是在财务欺诈组还是对照组中都接近于0，原因在于该变量为模型残差，但平均而言，财务欺诈组中的均值要大。这都说明，企业的避税行为比较普遍。财务欺诈组中AC的均值为0.0203，大于对照组中的0.0120，说明前者的内部代理问题更为严重。财务欺诈组中Expense的均值为0.0983，表明平均来说，该组的管理费用约占营业收入的9.83%，而对照组中约占7.72%。

表2为主要变量的非参检验结果。从其中的均值和中值差异性检验结果来看，企业避税行为、内部代理成本在财务欺诈组与对照组中存在显著的差异，且财务欺诈组中的BTD与DDBTD的均值要比对照组分别大31.96%和66.67%，且财务欺诈组中的AC与Expense的均值要比对照组分别大40.89%和21.46%。这说明，企业避税行为和内部代理成本的增加可能是企业发生财务欺诈的原因。

（二）实证结果分析
本文基于配对对照组和财务欺诈组，运用条件Logistic模型研究企业避税行为对财务欺诈的影响，回归结果如表3所示。这里主要关注企业避税行为的回归系数α1，BTD和DDBTD的系数分别为0.8752、1.2446，且都在1%水平上显著，说明企业避税行为会增加企业进行财务欺诈的可能性，从而验证了假设一。

从控制变量的结果来看，企业资产规模与财务欺诈显著负相关，规模越大的企业越有能力整合资源，相对来说更难入财务困境，而且其受到市场的关注力度与监管力度更大（Chow和Wong，1987）。资产负债率的增加会增加财务欺诈发生的可能性，不过显著性并不高，由于企业负债增加，企业对于偿债的需要促使管理层将盈余进行期限转换。企业设置审计委员会会显著减少财务欺诈，该行为能提高企业财务信息披露的质量，降低企业进行盈余操纵的可能性，这也与Chen和Zhou（2007）的结论一致。高管薪酬激励会显著减少财务欺诈，一般来说，企业高管的薪酬往往与企业经营业绩挂钩，因而基于企业经营的管理层薪酬机制能降低委托人与代理人之间的道德风险，进而约束了管理人员操控财务信息以获取私人利益的行为，这与Frieder和Subrahmanyam（2007）的结论一致。然而，高管持股虽然影响为负，却不显著，说明高管持股计划对避免财务欺诈的作用并不明显，与郑志刚等（2007）的结论相同。
接下来，用模型二检验企业避税行为对代理成本的影响。回归之前需要对面板数据模型回归类型进行选择，F统计量结果选择了固定效应而拒绝了混合效应，LM检验拒绝了原假设而选择了随机效应模型，Hausman检验结果拒绝了零假设，表明固定效应优于随机效应。由于面板数据的横截面数目远远大于时间序列数目，同时为消除由于不可观测时间效应导致的截面相关问题，本文最终选用横截面加权法的广义最小二乘法对固定效应模型进行实证检验，回归结果见表4：

两个衡量企业避税程度的指标BTD和DDBTD的系数β1，分别为1.0193、1.3242，且都在1%水平上显著，说明随着企业避税程度的提升，企业内部代理成本也会增加，从而验证了研究假设一。
从控制变量来看，资产规模与代理成本显著负相关，说明企业资产规模越大，代理成本越低，这与Ang等（2000）基于规模经济的解释一致。资产负债率的增加会显著降低代理成本，主要是由于债权人的监督作用（Jensen，1986）。总资产报酬率与代理成本负相关，原因在于与管理层薪酬挂钩的企业经营业绩越好，管理层薪酬自然也会越高，这会缓解管理层与股东之间的道德风险，降低代理成本。独立董事比例和高管薪酬都会显著降低企业代理成本，原因是独立董事对管理层的监督会减少管理层为获取私人利益而进行的财务操控行为。而高管薪酬激励会显著降低代理成本，是由于薪酬激励机制能缓解委托人与代理人之间的冲突，使得二者的利益目标趋向一致（周中胜，2008）。而董事会规模与代理成本负相关，董事会规模越大，董事会对管理层经营决策的监督和约束作用越大，因而能有效降低代理成本，这与高雷等（2006）的结论一致。企业成长性会增加代理成本，高成长性的企业中，管理层面临的经营与投资决策日益繁杂，管理层选择机会趋多，从而更加便利了管理层获取私人收益的途径（李寿喜，2007）。
在模型三中，本文基于配对对照组和财务欺诈组，同样也运用条件Logistic模型对企业内部代理成本是否在企业避税行为影响财务欺诈的过程中存在中介传导作用进行回归检验，回归结果如表5所示：

企业避税程度的回归系数γ1在以BTD、DDBTD为代理指标下分别为0.8934、1.2471，都在1%水平上显著。而代理成本（AC）的回归系数γ2在以BTD和DDBTD为企业避税指标的模型中分别为0.2633、0.2729，前者并不显著，而后者也仅仅只在10%水平上显著，根据温忠麟等（2004）的研究，为使得中介效应检验的第一类错误率较小，在回归系数的显著性水平小于5%时才比较保险。根据中介效应检验方法，本文对该模型进行Sobel检验。在MacKinnon等（1995）给出的Sobel检验统计量的临界值表中，显著性水平5%对应的临界值是0.97，而不是通常的1.96，说明中介变量有更多的机会被认为是显著的，但这会增加犯第一类错误的概率。
Sobel检验的统计值为：Z=β1×γ2/Sβ1γ2

其中，Sβ1、Sγ2分别为β1、γ2的标准误差。
在以BTD为企业避税指标的模型中，Z统计值为1.347>0.97，而在以DDBTD为企业避税指标的模型中，Z统计值为1.558>0.97，这两个回归系数都在5%的水平上显著，说明企业内部代理成本的增加会提高企业发生财务欺诈的可能性。这表明企业避税行为、内部代理成本与财务欺诈之间存在显著相关的关系。
在模型一和模型二的回归结果中（如表3、表4），企业避税行为对财务欺诈影响的回归系数α1与表4中企业避税行为对代理成本影响的回归系数β1都显著为正，且模型三中企业避税程度的回归系数γ1与代理成本（AC）的回归系数γ2也都显著为正。这表明，企业避税行为对企业财务欺诈的影响，就其路径影响来说，一方面企业避税程度的增加会直接提高企业财务欺诈发生的可能性，另一方面，企业避税程度增加会通过提高企业内部代理成本而增加财务欺诈发生的可能性。
（三）稳健性检验
下面对本文结论进行稳健性检验。一是用管理费用率（Expense）作为内部代理成本的代理变量（李寿喜，2007）。二是考虑到我国的税收政策与西方国家存在较大差异，上市公司的名义税率也不相同，因而，本文借鉴叶康涛和刘行（2014）的办法，将名义所得税税率与实际所得税税率的差值（Rate）作为企业避税行为的代理变量。
表6中的稳健性检验结果显示，模型一、模型二和模型三中Rate的系数分别为0.5826、0.5738、0.5904，都在1%的水平上显著。模型三中Expense的系数为0.3513，在5%的水平上显著。这说明，企业避税行为影响财务欺诈的路径模式与作用机理没有变化，企业避税行为、内部代理成本和财务欺诈三者的关系仍然成立，说明本文的研究结论具有较强的稳健性。
五、研究结论
企业避税行为是近几年的一个研究热点。企业在规避税收的同时往往会进行复杂且不透明的交易，存在着操纵财务信息的可能性。同时，企业避税行为会导致信息不对称并加剧代理冲突，代理人可能会加大财务操控力度以获取私人收益。本文以2001 ~ 2014年我国沪深A股发生财务欺诈的上市公司为研究样本，并筛选出与之配对的对照样本，运用条件Logistic模型等方法检验了企业避税行为是否会影响以及如何影响财务欺诈。
研究结果表明：一方面，企业避税程度的增加会直接提高企业财务欺诈的可能性；另一方面则会通过提高企业内部代理成本的途径增加财务欺诈发生的可能性。本文的研究不仅丰富了企业避税行为的经济后果研究，而且对于理解企业避税行为与上市公司财务欺诈之间的关系及其中介传导机制具有一定的现实意义。而且，本文的研究结论对于监管企业避税行为、降低企业内部代理问题以抑制上市公司发生财务欺诈的可能性具有重要的启示。

主要参考文献：
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