公司战略与避税行为：基于审计治理视角

闫焕民，李瑶瑶，廖 佳

1 南昌大学 经济管理学院，南昌 330031 2 暨南大学 经济学院，广州 510632

引言

公司避税问题一直是理论界和实务界共同关注的热点话题，已有研究主要从公司财务特征、内部治理和外部监督等视角解读公司避税行为及后果。近年来，基于战略管理视角的研究发现，作为全局性长远规划的公司战略会影响公司避税策略[1]，激进的战略定位会导致激进的避税行为[2]。公司战略性避税行为是否存在有效的内外约束机制，以保障税收征管效率，对于这一问题目前鲜有研究涉及。此外，外部审计作为公司治理机制的重要一环，能否发挥应有的监督功能，尤其是具备公司行业财税知识专长的审计专家，会迎合还是监督公司战略性的避税行为需求，作用机制如何，学界研究暂付阙如。鉴于此，本研究采用中国上市公司样本，基于审计治理视角，考察审计专家对公司战略性避税行为的治理作用及其约束机制。

1 相关研究评述

随着世界经济一体化的快速发展，通过各种避税策略降低实际税负来提升经济效益似乎已成为全球公司在激烈竞争环境中谋求发展的现实选择[3]。因此，公司避税行为及其结果引起中外理论界和实务界的高度重视和广泛讨论。在早期，关于公司避税问题的研究大多着眼于公司内部资源禀赋方面，重点关注公司规模[4]、资本结构[5]、资本密集度[6]和盈利能力[7]等公司财务特征与公司避税之间的关系。近年来，部分学者考虑到现代公司两权分离的特征，尝试从代理观视角解读公司避税行为，认为管理者实施复杂避税行为并非单纯为了帮助股东节省税费支出，更可能恰好利用避税交易的复杂性和隐蔽性为其掠夺股东财富披上“合法外衣”[8]。在代理观的理论指导下，已有研究以避税活动会加剧信息不对称和滋生代理问题为基础，从公司治理视角对避税行为的影响机制和效果进行深入探讨，主要涉及公司所有权结构[9-10]、董事会特征[11-12]、高管薪酬激励机制[8]、内部控制[13]、高管权力[14]、董事会结构[15]和审计委员会[16]等公司内部治理结构对公司避税程度的影响。此类研究大都表明，在激励和约束机制略显孱弱的治理情景下，避税手段更易为管理者攫取私人利益提供掩护[3]，而较为完善的内部治理则能有效约束管理者激进的避税行为[17]。

不同的是，有研究探讨基于中国资本市场背景下的公司避税行为，认为中国“新兴加转轨”市场经济特点使公司经营行为难免受到诸多宏观政策和制度因素的影响[18]。因此，诸多学者将宏观层面的地区税收竞争与监管[19]、制度环境[20]、金融发展[21]和政策不确定性[22]等宏观经济因素嵌入微观的公司避税行为研究中，获得了一些新的发现和结论。例如，地方税务机关执法不严是造成公司大范围且大规模避税的重要原因[19]。然而，在中国法律制度尚不完善或执行效果仍不理想的现实背景下，高质量审计作为替代机制在监督和制约公司激进避税活动方面发挥着重要作用[18]。有学者考察会计师事务所行业审计专长对公司避税行为的治理作用，结果表明具备行业审计专长的事务所拥有更强的专业判断能力和更高的审计效率，更有效地识别并抑制公司避税行为[12]。然而，由于对事务所行业审计专长的界定标准不同，魏春燕[23]的研究得到相反的结论，即具有行业审计专长的事务所对客户所在行业的税收法规和政策更为了解，凭借自身丰富的税务经验能够帮助公司制定出更优的避税策略，对公司避税行为表现为迎合效应。

近年来，基于战略管理视角的研究发现，公司战略定位影响公司财务决策[24-25]，自然也包括公司避税策略，激进战略公司会采取激进的税收规避策略[1-2]。此外，代彬等[26]将公司对重要客户或供应商的依赖视为一种风险型商业战略，发现公司与客户或供应商关系型交易比重越大，公司避税程度越高，说明公司避税行为受商业战略的影响。总之，公司战略作为全局性长远规划，会影响公司的避税行为策略。遗憾的是，针对公司战略性避税行为是否存在有效的约束机制，以保障税收征管效率，目前仍知之甚少。鉴于此，本研究基于外部审计的视角，立足审计业务的实际执行者——审计师个体的层次，探讨具备行业财税知识专长的审计专家对公司战略性避税行为的调节作用机理，有助于发掘公司战略性避税行为的外部约束机制，对税收监管部门制定和优化相关政策具有参考价值。

2 理论分析和研究假设

公司战略是公司在综合考虑外部市场竞争环境和内部经营要素的基础上制定的全局性长远目标，以及为实现这一目标而采取的一系列约定和行动[27]。作为公司全局性规划，战略定位引领公司未来发展的方向，被视为公司各项职能及决策的起点和基础[28]。公司避税策略作为一项重要的财务决策，贯穿于公司经营全过程，然而这一系列的经营活动都是在公司战略的引导下执行的，因此公司战略可能是影响公司避税策略的一个重要因素。

首先，公司战略定位决定公司的避税动机。这主要表现在3个方面：①公司战略不同，融资需求存在差异[29]。激进战略公司往往涉猎多个领域，在开发新产品、拓展新市场方面需要大量资金，而且项目投资周期往往较长，具有较高的外部融资需求。保守战略公司专注于现有市场，更重视降低成本、提高生产效率，现金流水平较高，融资需求相对较低。公司融资需求越大，融资约束问题也就更加突出[30]，此时公司更易产生强烈的避税动机，通过避税策略达到减少税费支出、缓解资金压力的目的[31]。因为在正常情况下，公司需将四分之一的税前利润以所得税的形式上缴国家税务部门，这无疑是一笔大额支出。由此可推断，公司战略越激进，融资需求越高，公司避税动机越强。②公司战略不同，风险水平和管理层薪酬结构存在差异[29]。保守战略公司追求业务稳定，厌恶风险且风险适应能力较差，因此不太可能采取激进的避税手段。激进战略公司为应对由于开发新产品和拓展新市场带来的不确定性，更倾向于以实行股票期权而非固定薪酬的形式来激励管理者的风险承担行为[32]。加之，激进战略公司的投资回报率较低、业绩风险较大，管理者获取的货币性薪酬波动性较大，容易造成激励不足，使管理者有强烈的动机通过避税手段谋取私人利益。③公司战略不同，产品市场势力和声誉成本存在差异[29]。保守战略公司的产品在现有市场上不乏替代品，为维持其在夹缝市场中的地位，会尽量避免激进避税策略，以防被曝光后导致客户流失，威胁组织的生存和发展。激进战略公司的产品在市场上几乎没有替代品，较强的产品市场势力使其不必过多担忧由避税失败带来的潜在负面影响[33]，从而有更强的动机采取更多的避税手段[2]。

其次，公司战略定位影响公司实施避税策略的机会。这主要表现在3个方面：①公司战略不同，业务经营方式存在差异[29]。激进战略公司不断寻求机会开拓新市场，因而有更多机会在“避税天堂”所在地进行暗箱操作，加之激进战略公司往往采取分权经营管理体制，为避税行为提供诸多便利[2]。与激进战略公司相比，保守战略公司的业务经营更加稳健且相对单一，避税机会相对较少。②公司战略不同，内部控制效率存在差异[29]。保守战略公司的组织结构较为集中且稳定，内部控制系统的运行也更加高效，尤其对于管理者通过激进避税策略谋取私利的行为具有一定的制约作用。激进战略公司拥有较多分支机构且员工流动性较大，组织结构趋于分散化，在发挥内部控制作用时需要各部门之间的协调，对监管的重视程度不足，表现为公司内部控制质量相对较差。已有研究也表明，内部控制的失效难以抑制管理者以攫取私利为目的的激进避税行为[13]。③公司战略不同，信息环境存在差异[25]。保守战略公司仅在狭窄的市场领域内以市场渗透的方式稳步发展，可甄选的新投资机会较少，因而在决定进入新领域之前会制定非常详细且科学合理的规划。然而，激进战略公司热衷于开发新产品、开拓新市场，面临诸多投资机会且试图抓住每一次良机，因而在选择新投资机会时往往无法及时制定详细规划[2]。详细的规划可提供更多高质量决策信息，但没有详细规划则给予管理层一定的自由发挥空间[25]，这为其采取激进的避税手段提供了更多机会。基于以上分析，预期公司战略影响避税程度，本研究提出假设。

H1限定其他条件，公司战略越激进，避税程度越高。

审计作为公司外部治理的一项重要制度安排，在改善公司治理状况、提高公司治理效率方面被寄予厚望[3]。公司管理层的激进避税行为被视为一种严重的代理问题，理应受到外部审计的监督和约束[18]。对于会计师事务所，为了维持现有客户资源且招揽更多新客户，可能对不同客户采取差异化战略，以期建立持续竞争优势，获得更高经济效益，是否委派具备客户所属行业专长的审计专家为客户提供审计服务成为事务所需要考虑的重要问题。通常，审计专家意味着审计师在某一特定行业中投入了大量的时间和精力，积累了丰富的行业财税知识和工作经验，具有更强的职业判断能力。换言之，审计专家不仅具备客户所属行业的会计审计专长，也具备客户所属行业的税务知识优势，更易识别客户公司的避税策略。具备行业财税知识专长的审计专家究竟迎合还是抑制客户公司的战略性避税行为需求，从理论上讲，二者皆有可能。

一种可能是，审计专家利用行业财税知识专长协助公司实施战略性避税策略，表现为迎合效应。具体而言，公司避税活动涉及大量税法和财务相关知识，具有较强的专业性要求。审计专家比一般审计人员更加熟知客户公司所属行业的经营特点和税收优惠政策，加之避税策略往往具有行业普适性，审计专家可以凭借丰富的个人经验敏锐地发现行业特有的避税机会，满足公司避税需求，尤其是公司激进战略定位下的激进避税需求。因此，与非审计专家相比，具备客户所属行业财税知识专长的审计专家更有能力为客户提供有针对性的税收筹划建议，对于具有强烈避税需求的激进战略公司，审计专家的重要作用更为凸显。此外，已有研究也表明，审计师可能在客户避税行为中扮演着始作俑者的角色，他们为客户提供税务筹划或咨询服务，协助其构建复杂且隐蔽的交易活动，最终达成避税目的；特别是当审计师属于行业专家且丧失审计独立性时，公司避税激进程度明显更高，审计专家助长了客户的激进避税行为[34]。而且，长期以来，中国审计市场竞争较为激烈，监管惩戒力度不足，导致审计师面临的法律约束环境较弱，具备客户所属行业财税知识专长的审计专家更有机会利用自身专长为客户提供避税协助。因此，面对实施激进战略的客户公司，审计专家可能迎合公司的激进避税行为。

另一种可能是，审计专家能够有效抑制激进战略公司的激进避税行为，表现为监督效应。具体地，激进避税行为被视为管理层用以操控盈余、谋取个人私利的工具和手段[8]，避税交易大多涉及收入和成本费用等项目的确认和计量，会严重影响财务报表信息质量，而这无疑增加了审计工作的难度和审计失败的概率。在此情况下，会计师事务所为客户委派审计专家以确保审计质量是一种合理的安排。一方面，审计专家在客户所属行业投入了大量时间和精力，积累了丰富的工作经验，逐渐成为某行业审计队伍中的佼佼者，“深口袋”效应使他们更加厌恶审计风险、具有更强的声誉保护意识。因此，面对采取激进战略的客户公司，为降低公司激进避税行为引发的审计失败风险以及避免由此引起的声誉损失，审计专家具有强烈的动机对激进的避税活动秉持职业怀疑态度，严格评估客户的避税风险，设计更为严谨有效的审计程序，充分发挥其外部监督职能。另一方面，具有行业专长的审计专家更有能力抑制客户的激进避税行为。因为审计专家对客户所属行业的税收法规和监管政策有深刻的理解，面对采取激进战略的客户公司实施的激进避税策略，审计专家可以利用自身专长优势识别客户公司的不合理避税活动，并要求其做出合理的账务调整，或者通过出具更加严格的审计意见的方式对客户的激进避税行为施加压力。在这种情况下，作为理性经济人的公司管理层也会权衡避税的收益与成本，考虑到审计专家对其避税行为的监督压力，激进战略公司的管理层会减少激进的避税行为。换言之，面对实施激进战略的客户公司，审计专家可能监督并抑制公司的激进避税行为。基于以上分析，具备行业财税知识专长的审计专家对公司战略性避税行为的调节作用存在两种可能，因此，本研究提出竞争性假设。

H2a限定其他条件，审计专家会协助客户公司的战略性避税行为，即迎合效应；

H2b限定其他条件，审计专家会抑制客户公司的战略性避税行为，即监督效应。

3 研究设计

3.1 样本选择和数据来源

本研究选取2009年至2016年中国沪深A股上市公司作为初始研究样本，根据研究惯例进行如下剔除筛选：①金融保险类公司观测值；②无连续5年相关数据而无法计算公司战略指标的公司观测值；③公司年报签字审计师性别、年龄等个人信息缺失的公司观测值；④无法计算公司避税变量指标、公司实际税率数值小于0或大于1的异常公司观测值；⑤研究模型中控制变量数据缺失的公司观测值。最终得到以公司实际税率作为公司避税程度测量指标的研究样本观测值8 429个，以会计账面与实际税负之间差异作为公司避税程度测量指标的研究样本观测值8 704个。样本公司财务数据主要来自CSMAR数据库，审计师个人特征数据主要依据中国注册会计师行业管理信息系统和巨潮资讯网站手工整理获得。此外，为缓解研究模型中变量极端值产生的偏误干扰，对所有连续变量进行1%和99%分位缩尾处理。

3.2 主要变量界定

3.2.1 公司战略

借鉴HIGGINS et al.[2]、BENTLEY et al.[35]和刘行[28]的研究方法，构建公司战略的测量指标，记为Str，具体包含6个子指标：①无形资产与总资产的比值，因为激进战略公司致力于研发新产品并拓展新市场，而保守战略公司更注重稳固现有产品和市场地位，因此激进战略公司需要更多的研发投入。②员工人数与营业收入之比，与保守战略公司相比，激进战略公司在开拓新市场的过程中需要更多的人力投入。③营业收入增长率，激进战略公司通常具备更高的成长性。④销售及管理费用与营业收入之比，为了拓展新市场，激进战略公司通常会增加营销人员培训费用、市场拓展与展销费用，以及由此产生的管理费用。⑤组织稳定性，测量方法为公司过去5年的员工人数标准差除以员工人数的均值，激进战略公司的员工流动性相对较大，组织稳定性相对较差。⑥固定资产与总资产之比，保守战略公司通常具有资本密集型特点，而激进战略公司通常具有知识密集型特点。然后，分别将上述6个子指标取前5年平均值，分别将6个子指标的平均值按照年度-行业从小到大划分为5等，并且依次赋值1～5，对于固定资产与总资产之比采用反向赋值方法。最后，为了体现公司战略定位在时间序列上具有相对稳定性和连续一贯性的特点，将6个子指标的赋值得分加总，获得公司战略指标，取值区间为6～30，该指标数值越大表示公司战略定位越激进，数值越小表示公司战略定位越保守。

3.2.2 审计专家

本研究借鉴薛爽等[36]的研究方法，根据审计师的行业经验积累情况界定审计专家，记为Exp。

第1步，计算审计师的行业经验积累情况，即

(1)

其中，r为签字审计师，j为客户公司所属行业，t为年度，x为在第t年之前r签字审计师在j行业的累计审计年数，k为客户公司，n为第t年r签字审计师在j行业审计的客户公司数量，Iear,j为r签字审计师在j行业的行业经验积累，Ar,j,k,t为第t年r签字审计师在j行业审计的k客户公司的总资产。

第2步，按照年度-行业将所有上市公司年报签字审计师的行业经验积累情况指标从高到低排序，将排序前20位且前20%的审计师界定为审计专家，Exp取值为1，否则取值为0。部分行业的上市公司数量较少，签字审计师数量少于20名，会导致该行业所有审计师均被界定为审计专家的偏误，因此设定“前20位且前20%”双重标准。

3.2.3 公司避税

借鉴已有研究，本研究采用两种方法测量公司避税程度。

(1)参考吴联生[9]和刘行等[21]的研究方法，采用公司实际税率作为替代变量，记为Etr，该值越小说明公司避税程度越高。

(2)

(2)借鉴陈德球等[22]的研究方法，用会计账面与实际税负的差异作为替代变量，记为Btd，反映会计利润与应纳税所得额之间暂时性差异和永久性差异导致的避税，该值越大说明公司避税程度越高。

(3)

3.2.4 控制变量

通过梳理国内外已有研究，考虑可能影响公司避税行为的一系列因素设定控制变量。在公司基本财务特征方面，借鉴LAW et al.[37]、刘慧龙等[20]和田高良等[38]的研究，纳入公司规模、财务杠杆、账面市值比、投资收益率、资产报酬率、现金流状况、有形资本密集度、无形资本密集度、存货比例、盈利状况、应计利润等指标；在公司治理方面，借鉴陈作华等[39]的研究，纳入产权性质、股权结构、监督机构、两职合一、高管薪酬等指标；在公司外部方面，借鉴HOOPES et al.[40]、陈德球等[22]和魏春燕[23]的研究，纳入本地事务所、事务所类型、税收征管强度等指标。此外，本研究还控制了事务所、年度和行业的固定效应。变量定义和说明见表1。

表1 变量定义Table 1 Definitions of Variables

3.3 模型构建

(1)为了检验公司战略定位对公司避税行为的影响，借鉴HIGGINS et al.[2]和陈德球等[22]的研究构建模型，即

Etri,t/Btdi,t=α0+α1Stri,t+∑Coti,t+∑Afmi,t+

∑Yeai,t+∑Indi,t+εi,t

(4)

其中，i为公司；Cot为控制变量组合；α0为常数项；α1为估计系数，测量公司战略定位对公司避税行为的影响；εi,t为残差项。当Etr作为被解释变量时，预期α1为负；当Btd作为被解释变量时，预期α1为正。

(2)为了检验审计专家的治理效应构建模型，即

Etri,t/Btdi,t=δ0+δ1Stri,t+δ2Expi,t+δ3Stri,t·Expi,t+

∑Coti,t+∑Afmi,t+∑Yeai,t+

∑Indi,t+λi,t

(5)

其中，δ0为常数项；δ1～δ3为估计系数，δ3测量审计专家的治理效应；λi,t为残差项。当Etr作为被解释变量时，δ3为正表示监督效应，δ3为负表示迎合效应；当Btd作为被解释变量时，δ3为正表示迎合效应，δ3为负表示监督效应。

4 实证结果和分析

4.1 公司战略的稳定性情况

公司战略作为全局性的长远规划，理论上在一定期间内是相对稳定的。本研究以Etr作为公司避税程度测量指标的样本中，设定Str为当年公司战略指数，Lst为上年公司战略指数，二者之间的相关系数为0.902，相关度较高；ΔStr为前后年度公司战略指数差异，即当年公司战略指数与上一年公司战略指数之差并取绝对值，ΔStr的均值为1.340；前后年度公司战略指数相同的样本占总样本的比例为26.837%，前后年度公司战略指数差异为1的样本占总样本的比例为38.517%，前后年度公司战略指数差异大于3的样本占总样本的比例为6.244%。上述结果说明中国上市公司的战略指数波动幅度不大，在时间维度上仍具有较强的稳定性，研究样本具有较好的统计意义。

4.2 描述性统计

表2给出变量的描述性统计结果。由于分别采用Etr和Btd作为公司避税程度测量指标，两个指标的研究样本观测值不同，所以，除Btd之外，仅列示以Etr作为公司避税程度测量指标的研究样本中各个变量的描述统计结果；限于篇幅，未予列示的以Btd作为公司避税程度测量指标的研究样本中各个变量的数据分布情况基本一致。由表2可知，①在公司年报审计师方面，公司聘请审计专家的比例约为0.134，说明审计专家变量测度合理。②Etr和Btd的均值分别为0.308和-0.023，二者的最大值与最小值的差异都较为明显；公司战略指标的均值为18.149，标准差为4.245，具备较高的差异识别度。③公司归属地税收征管强度均值为0.996，标准差为0.175，说明不同地区的税收监管力度存在一定差异。此外，公司财务指标数据和聘请事务所类型等均与实际情况吻合。

表2 描述性统计结果Table 2 Results for Descriptive Statistics

4.3 相关性检验

表3给出模型主要变量的相关性检验结果。Pearson相关系数和Spearman相关系数的结果表明：①公司战略与实际税率之间显著负相关；区分公司年报审计师是否审计专家之后发现，在非审计专家组公司战略与避税程度依然显著负相关，在审计专家组公司战略与避税程度负相关但不显著，而且前者的相关系数绝对值明显大于后者。②类似的，公司战略与会计账面与实际税负差异之间显著正相关，但分组之后发现二者关系仅在非审计专家组显著。这初步表明，公司战略定位与公司避税程度之间确实存在显著相关关系，而且这一关系受到外部审计专家治理作用的影响。

表3 相关性检验结果Table 3 Results for Correlation Test

4.4 回归分析

表4给出公司战略与避税程度的关系以及审计专家调节作用的多元回归结果。由表4的第2列和第3列可知，以实际税率作为公司避税的替代变量时，Str的回归系数在10%水平上显著为负；以会计账面与实际税负差异作为公司避税的替代变量时，Str的回归系数在1%水平上显著为正。表明公司战略定位越激进，公司的避税动机越强烈，避税策略越激进，实际税负越低，避税程度越高，H1得到验证，这与HIGGINS et al.[2]和吕伟等[42]的研究结论相吻合。由表4的第4列和第5列可知，以实际税率作为公司避税的替代变量时，Str·Exp的回归系数在1%水平上显著为正；以会计账面与实际税负差异作为公司避税的替代变量时，Str·Exp的回归系数在1%水平上显著为负。说明审计专家拥有客户公司所属行业的财税知识专长，熟知该行业的税收征管制度和相关的税收优惠策略，但审计专家并未凭借自身专长去迎合客户公司的战略性避税需求。相反，审计专家作为某一行业的资深审计师典范，能够保持较好的独立性，凭借自身专长鉴别客户公司的激进避税策略，通过提高客户公司会计利润质量的方式，有效监督并抑制客户公司激进的战略性避税行为，H2b得到验证。

表4 公司战略与避税：审计专家的治理作用Table 4 Corporate Strategy and Tax Evasion：Governance Effects of Audit Experts

5 拓展分析

与公司节税行为相比，公司避税行为一直存在合法性质疑，这也导致公司避税行为产生的经济后果具有复杂性和多样性特点[38,43]。那么，外部审计专家将如何发挥审计监督和治理功能，为了进一步厘清这一问题，本研究开展如下3方面的拓展分析。

5.1 公司避税路径合法性分析

借鉴马光荣等[43]和李维安等[44]的研究，利用国民收入核算原理和会计准则两种方法计算公司利润差异，估计公司非法避税程度。首先，根据国民收入核算原理，采用总产出减去全部中间投入得到推算利润；通过公司报告利润与推算利润之间的敏感度间接反映公司非法逃税程度，即公司报告利润偏离推算利润的程度越大，公司非法逃税程度越严重。构建回归模型，即

Rproi,t=(σ0+σ1Stri,t+∑Coti,t)·Proi,t+θ0+

θ1Stri,t+∑Coti,t+μi,t

(6)

Rproi,t=(κ0+κ1Stri,t+κ2Expi,t+κ3Stri,t·Expi,t+

∑Coti,t)·Proi,t+ψ0+ψ1Stri,t+ψ2Expi,t+

ψ3Stri,t·Expi,t+∑Coti,t+ξi,t

(7)

其中，RPro为报告利润，等于利润总额与总资产的比值；Pro为推算利润，等于主营业务收入扣除主营业务成本、财务费用、支付给职工以及为职工支付的现金、固定资产折旧和所得税后与总资产的比值；σ0、θ0、κ0和ψ0为常数项，σ1、θ1、κ1～κ3和ψ1～ψ3为估计系数，μi,t和ξi,t为残差项。本研究主要关注σ1和κ3，若σ1为负，表明公司战略越激进，报告利润与推算利润之间偏离度越大，逃税可能越大，非法避税程度越高；若κ3为正，说明审计专家抑制了激进战略公司的非法避税行为。

表5给出公司战略与避税合法性之间关系的检验结果，Str·Pro的系数显著为负，说明公司战略越激进，逃税倾向越大，非法避税程度越高；Str·Exp·Pro的系数显著为正，说明审计专家能够有效抑制激进战略公司的非法避税行为。

表5 公司战略与避税合法性Table 5 Corporate Strategy and Tax Evasion Legality

5.2 审计专家监督效应的约束机制分析

众所周知，外部审计发挥鉴证和监督公司的职能受到诸多因素的共同影响，包括客户公司异质性、会计师事务所主体特征和审计师个体差异等，这些因素共同构成审计职能的内外约束机制。为考察审计专家对公司战略性避税行为发挥监督作用的约束机制，本研究构建模型，即

Etri,t/Btdi,t=χ0+χ1Stri,t+χ2Expi,t+χ3Xi,t+χ4Stri,t·

Expi,t+χ5Stri,t·Xi,t+χ6Expi,t·Xi,t+

χ7Stri,t·Expi,t·Xi,t+∑Coti,t+

∑Afmi,t+∑Yeai,t+∑Indi,t+φi,t

(8)

其中，X为不同维度的约束机制，χ0为常数项，χ1～χ7为估计系数，φi,t为残差项。χ7反映了不同维度的约束机制对审计专家监督效应产生的影响。限于篇幅，在拓展分析部分仅列示以实际税率作为公司避税替代变量的结果，未列示以会计账面与实际税负差异作为公司避税替代变量的结果，但研究结论一致。

5.2.1 审计专家监督效应的约束机制之一：审计独立性

(1)新客户，记为New。若公司聘请的会计师事务所及负责年报审计的签字审计师的审计任期均大于1年，表示该客户公司为老客户，New取值为0；否则为新客户，New取值为1。通常认为新客户业务中审计独立性较强。表6给出审计专家监督效应约束机制的分析结果，第2列Str·Exp·New的回归系数为0.005，在10%水平上显著，说明在新客户业务中，由于审计团队对新客户的了解及审计经验不足，审计专家的个人专长尤为重要，而且初次审计中审计专家的独立性相对更强，充分发挥了审计专家的监督作用，更好地抑制了激进战略公司的激进避税行为；相反，在老客户业务中，审计专家与客户管理层之间关系的熟络在一定程度上损害了审计独立性，不利于审计专家发挥监督作用。

(2)重要客户，记为Imp，假设i公司第t年的签字审计师对公司的经济依赖度为IR，IR为i公司总资产除以签字审计师当年审计的所有客户公司总资产的合计数，若IR高于该年度该行业所有签字审计师对其客户公司经济依赖度的均值，意味着i公司在第t年是签字审计师的重要客户且Imp取值为1，否则取值为0。由表6第3列可知，Str·Exp·Imp的回归系数为0.004，在10%水平上显著，说明审计专家对经济依赖度较高的重要客户更加重视，能够保持较好的审计独立性，未向重要客户妥协并迎合其战略性避税行为，而是发挥了审计监督作用。上述结果综合表明，审计专家发挥监督作用取决于审计独立性。

表6 审计专家监督效应的约束机制Table 6 Constraint Mechanism of Audit Experts Supervision Effect

5.2.2 审计专家监督效应的约束机制之二：会计师事务所的异质性

(1)事务所声誉效应，记为Big。借鉴已有研究，根据中国注册会计师协会公布的会计师事务所综合评价信息，将国际“四大”和中国“前十大”事务所界定为具备较高声誉的事务所。当公司聘请国际“四大”和中国“前十大”事务所时Big取值为1，否则取值为0。由表6第4列可知，Str·Exp·Big的回归系数为-0.003，不显著，说明事务所声誉效应与审计专家监督效应之间可能存在部分替代作用，在声誉相对不高的非大型事务所中，审计专家的个人专长作用更加重要。

(2)事务所专长效应，记为Fsp。首先，采用客户组合法分年度计算每家事务所在各行业累计审计的客户公司总资产的合计数，作为行业经验积累的测量变量，记为Spe；然后，若客户公司在第t年聘请的事务所在该公司所属行业的行业经验积累达到行业年度75%分位数以上，视为具备行业专长且Fsp取值为1，否则取值为0。由表6第5列可知，Str·Exp·Fsp的回归系数为0.009，在5%水平上显著，说明事务所专长效应与审计专家监督效应之间可能存在显著的互补作用，当事务所在客户公司所属行业的审计经验积累具备优势时，意味着所内审计人员对该行业公司的财务知识更为熟悉，这有利于协助签字审计师发挥个人审计专长，发挥专家监督作用，抑制客户公司的战略性避税行为。

5.2.3 审计专家监督效应的约束机制之三：审计师个体的异质性

(1)审计师性别组合，记为MF。本研究设定签字审计师组合为男女搭档时MF取值为1，否则取值为0。由表6第6列可知，Str·Exp·MF的回归系数为0.003，不显著，说明审计师男女搭档组合或许有助于提高审计效率，促进审计专家发挥监督作用，但效果尚不明显。

(2)审计师年龄特征，记为Old。本研究设置签字审计师组合中年龄较大者超过50岁时，视为高龄审计师，Old取值为1，否则取值为0。由表6第7列可知，Str·Exp·Old的回归系数为0.003，不显著，说明审计师年龄特征并不影响审计专家发挥监督作用。

5.2.4 审计专家监督效应的约束机制之四：客户公司的异质性

(1)产权性质。当公司为国有控股时Soe取值为1，否则取值为0。由表6第8列可知，Str·Exp·Soe的回归系数为-0.002，不显著，说明国企产权性质可能弱化外部审计发挥监督作用的效果，但并未显著影响审计专家对国企战略性避税行为的抑制作用。

(2)公司归属地税收征管强度，记为Tex。若公司归属地税收征管强度高于该年度各地区税收征管强度的中位数，视为税收征管强度较高，Tex取值为1，否则取值为0。由表6第9列可知，Str·Exp·Tex的回归系数为0.003，不显著，说明公司归属地的税收征管强度差异并未影响审计专家发挥监督作用。

5.3 公司避税的经济后果分析

本研究借鉴CHEN et al.[45]、田高良等[38]和余明桂等[46]的研究经验，从公司价值、公司经营风险和公司财务报告质量3个角度检验公司避税的经济后果。本研究构建模型，即

TQi,t/Rski,t/Frqi,t

=ρ0+ρ1Etri,t+∑Coti,t+∑Afmi,t+∑Yeai,t+

∑Indi,t+ηi,t

(9)

TQi,t/Rski,t/Frqi,t

=ω0+ω1Etri,t+ω2Stri,t+ω3Etri,t·Stri,t+∑Coti,t+

∑Afmi,t+∑Yeai,t+∑Indi,t+φi,t

(10)

其中，TQ为公司价值，采用托宾Q值测量；Rsk为公司经营风险，采用公司过去5年的资产收益率Roa的标准差测量；Frq为公司财务报告质量；ρ0和ω0为常数项，ρ1、ω1～ω3为估计系数，ηi,t和φi,t为残差项。ρ1反映公司避税对经济后果产生的影响，ω3反映激进战略公司避税对经济后果产生的影响。在控制变量选取方面，为保证所选控制变量的合理性，在原有控制变量基础上，纳入可能影响避税经济后果的独立董事比例(Ind)和期间费用率(Fsl)。

对于Frq，首先分年度行业进行回归，即

(11)

(12)

(13)

①在公司价值方面，由表7第2列和第3列可知，第2列Etr的回归系数不显著，但第3列中Etr·Str的系数显著为负，说明激进战略公司的实际税率越低，公司价值越高，即激进战略公司的激进避税行为提升了当期公司价值。②在公司经营风险方面，由表7第4列和第5列可知，第4列的Etr和第5列中Etr·Str的回归系数均显著为负，说明公司实际税率越低，避税程度越高，公司经营风险越大，这一关系在激进战略公司中更加明显，即激进战略公司的激进避税行为显著增加了公司经营风险。③在公司财务报告质量方面，由表7第6列和第7列可知，第6列的Etr回归系数为负但不显著，第7列Etr·Str的系数显著为正，说明激进战略公司的实际税率越低，财务报告质量越差，即激进战略公司的激进避税行为显著降低了公司财务报告质量。

表7 公司战略与避税经济后果Table 7 Corporate Strategy and Tax Evasion Economic Consequences

6 稳健性分析

本研究中可能存在变量测度误差、遗漏变量、互为因果、样本选择等因素导致的内生性问题，为保证研究结论的可靠性，进行稳健性分析。

6.1 考虑主要变量的替代变量

6.1.1 避税程度的替代变量

借鉴DESAI et al.[8]的方法，计算会计账面与实际税负中操控性的差异，以其作为公司避税的替代变量，即

Btdi,t=ζTAi,t+οi+ϖi,t

(14)

其中，ζ为估计系数，οi为i公司在样本期间内残差的平均值，ϖi,t为t年残差与公司平均残差οi的偏离度。设Btd_d为Btd中不能被应计利润解释的部分，Btd_d=οi+ϖi,t，Btd_d数值越大表示避税程度越高。

借鉴吴联生[9]的方法计算公司实际税率，以其作为避税程度的替代变量。估计式为

(15)

其中，Etr_1为实际税率，值越小表示公司避税程度越高。

替换主要变量重新回归的结果见表8，由于递延税款变化额数据缺失，导致表8中Etr_1测量公司避税程度的研究样本观测值略有减少。由表8第2列～5列可知，改变公司避税测量变量后，结果与前文一致。

6.1.2 审计专家的替代变量

首先，按照年度-行业将所有A股上市公司的年报签字审计师按照行业审计经验积累情况进行排序；其次，将各年度行业排名前10位的签字审计师界定为审计专家，记为Exp1且取值为1，其他审计师界定为非审计专家且Exp1取值为0；最后，将各年度行业排名前10位且10%的审计师界定为审计专家，记为Exp2且取值为1，其他审计师界定为非审计专家且Exp2取值为0。由表8第6列和第7列可知，改变审计专家测量变量后，结果与前文一致。

表8 主要变量替代测量的回归结果Table 8 Regression Results for Alternative Measures of Major Variables

6.2 考虑内生性问题

6.2.1 构建Heckman两阶段模型

本研究在Heckman两阶段模型的第1阶段构建公司战略选择模型，即

O_Stri,t/D_Stri,t=γ0+γ1LO_Stri,t/LD_Stri,t+

γ2Lsti,t+∑Coti,t+∑Afmi,t+

∑Yeai,t+∑Indi,t+ιi,t

(16)

其中，O_Str为激进型战略，D_Str为保守型战略，LO_Str为滞后1期的激进型战略，LD_Str为滞后1期的保守型战略；γ0为常数项，γ1和γ2为估计系数，ιi,t为残差项。分别选择滞后1期的两类公司战略类型和公司上市年数Lst作为工具变量，进行Probit回归，分别计算两个逆米尔斯比率，分别命名为Imr_O_Str和Imr_D_Str，然后将其分别代入(4)式和(5)式重新进行回归。表9给出考虑内生性问题的回归结果，第2列和第3列为Heckman两阶段模型的第2阶段回归结果，以实际税率测量公司避税程度，控制自选择问题后，研究结论与前文一致。但未在表9给出的第1阶段结果表明，LO_Str的回归系数为1.682，在1%水平上显著；Lst的回归系数为0.044，在1%水平上显著。

说明前后年度的公司战略类型非常稳定，而且公司上市年数越长，战略类型越趋向于激进型，表明工具变量选取较为恰当。

6.2.2 构建处理效应模型

表9第4列和第5列为处理效应模型的第2阶段回归结果，研究结论仍然稳健。此外，未在表9给出的工具变量有效性检验结果表明，Kleibergen-Paap rk LM统计量p值为0.00001，说明工具变量不存在识别不足问题；Cragg-Donald Wald F统计量为595.193，显著大于Stock-Yogo的弱工具变量检验临界值，拒绝了弱工具变量假设，说明工具变量选取较为合理。

表9 考虑内生性问题的回归结果Table 9 Regression Results for Consideration of Endogeneity

6.3 其他的稳健性检验

为保证研究结论的稳健性，本研究还进行了其他稳健性检验。①考虑公司战略类型划分。借鉴BENTLEY et al.[35]的研究，将公司战略类型划分为激进型、分析型和保守型3类予以检验。其中，公司战略指数大于24时界定为激进型，O_Str取值为1，否则取值为0；公司战略指数小于12时界定为保守型，D_Str取值为1，否则取值为0；其他的界定为分析型，A_Str取值为1，否则取值为0。②考虑公司管理者对公司战略定位的影响[47]，借鉴刘行[28]的经验，在模型中纳入管理者风险偏好的特征变量予以检验，包括高管平均年龄、女性高管比例、董事会女性比例和独立董事女性比例4个变量。③剔除仅有1年观测值的样本。④剔除由国际“四大”事务所审计的公司样本，以避免事务所层面的异质性影响。⑤考虑公司归属地的市场化发展水平等。限于篇幅，未列示上述稳健性检验结果，但研究结论仍与前文一致。

7 结论

公司避税问题一直是中外学界关注的焦点，本研究采用2009年至2016年中国沪深A股上市公司样本，基于审计治理视角考察审计专家对公司战略性避税行为的调节作用及其约束机制。研究结果表明，公司战略定位越激进，避税动机越强，避税程度越高；但具备行业财税知识专长的审计专家并未迎合公司战略性避税行为，而是发挥了显著的监督作用，有效抑制了激进战略公司的激进避税行为。拓展研究表明，①由公司避税路径分析可知，激进战略公司的非法逃税程度更高，但审计专家有效抑制了非法避税行为；②由审计专家监督效应的约束机制分析可知，基于“客-师-所”三维度考察发现，审计专家发挥监督作用主要取决于不同客户业务下的审计独立性，与事务所专长效应之间存在显著互补关系，但与审计师个体人口特征无关；③由公司避税的经济后果分析可知，激进战略公司的激进避税行为能够提升当期公司价值，但增加公司经营风险，降低财务报告信息质量。

本研究具有一定的启示意义和政策参考价值。①建议会计师事务所充分考虑承接客户的战略定位情况进行审计风险评估，并且据此合理配置审计师资源，如针对战略定位激进的客户公司，应分派具备行业财税知识专长的审计专家，有效控制公司的避税风险，尤其是防范恶意避税行为，提高审计监督效率；②建议签字审计师重视培育个人行业专长，加强个人的行业审计经验积累，努力成为某一个或几个领域的行业专家，更好地发挥项目负责人和复核人的履职能力，提高项目审计业务质量；③建议中国注册会计师协会和中国证券监督管理委员会等相关监管部门积极引导会计师事务所培育行业专长，如有导向性地、分批次地培养具备行业专长优势的审计人才，逐步建立审计专家人才库，积极发挥审计专家的监督职能，提高审计服务质量，保障税收征管效率，助力经济社会发展。

本研究仍存在一定的不足。①公司战略的测量，若能采用相对外生的一系列非财务数据构建一套全新的公司战略指数，涵盖公司愿景与发展目标、公司董事会会议的内容及语调、公司管理团队风格等，预期能够更好地缓解变量测量导致的内生性问题。②本研究主要分析了公司所得税避税行为，未探讨增值税等流转税避税行为，这也是目前中国公司避税研究领域的实证研究中普遍存在的不足。主要原因是，一方面，研究人员难以获取公司流转税的详细数据；另一方面，在目前中国税收征管体系及惩戒制度下，流转税的税基比较容易判断和确定，加之连续3期的增值税“金税工程”建设，使公司通过流转税进行避税的难度增加，且非法避税被惩戒的机会成本较高，而公司规避所得税的空间更大、更易操作，且在实务中更为常见，所以学者们通常以所得税作为切入点探究公司避税问题。但伴随着公司财税信息披露及政府公开信息披露的发展，未来可以在更多的角度展开深入研究。