税收规避、盈余持续性与市场异象

田高良,刘 扬,王 乐

(西安交通大学管理学院,陕西西安710049)

盈余持续性是指公司当期盈余对未来盈余的预测能力,是会计信息质量与资产定价领域的重要问题。本尼施(Beneish)[1]等研究了应计利润和盈余持续性的相关性,将盈余持续性作为衡量盈余质量的指标。布雷洛克(Blaylock)等[2]提出盈余持续性对投资者进行股权估值有重要意义,可以帮助投资者更好地估计标的公司未来的盈余特征,从而通过无风险利率折现,得到标的公司的股权价值。盈余稳定性是公司风险的重要衡量指标,对公司的信用评级以及债券投资都有重要意义[3]。因此,弗兰克尔(Frankel)等[4]提出更好地理解盈余持续性的影响因素有助于投资者理解公司当期盈余的信息含量,从而做出更加合理的投资决策。

然而,现实中投资者似乎并不能充分利用盈余信息。斯隆(Sloan)[5]发现,盈余组成中应计部分的持续性低于现金流部分,但是市场并不能识别这种差异,往往高估应计盈余的持续性,从而产生应计异象。因此,如何帮助投资者更好地理解公司盈余的影响因素及其信息含量,从而增强会计信息在股票定价中的效率、降低套利风险,对资本市场的健康发展尤为重要。

避税行为是指纳税人利用税法的漏洞或者在税法允许的范围内,做出符合自身实际的财务安排和纳税筹划,在不违反法律法规的前提下,达到减轻企业税负的目的。前人研究发现,账税差异影响公司盈余持续性,并认为账税差异是管理者进行正向盈余管理的结果,但忽视了税收规避降低应纳税所得额也是账税差异的重要来源,没有进一步分析税收规避行为对盈余持续性的影响。基于这方面研究的空缺,本文拟以我国上市公司为背景,探究避税行为对公司盈余持续性的影响,并进一步研究避税行为对各盈余成分持续性的影响。

一、文献综述与研究假设

(一)盈余持续性与市场异象

盈余持续性是会计信息质量的重要特征,对投资者有着重要意义。斯隆(Sloan)[5]通过对美国资本市场盈余持续性的研究,发现应计利润的持续性低于现金收入,但是投资者常常倾向于“功能锁定”整体的会计盈余,不能识别这一差异,从而导致对应计利润的错误定价。具体来说,在美国资本市场中,当期盈余中应计利润比例高的企业,投资者会高估其未来盈余水平,从而高估企业的价值(股票价格高于其内在价值);当期盈余中应计利润比例低的企业,投资者会低估其未来盈余水平,从而低估企业的价值(股票价格低于其内在价值)。因此,基于应计利润的套利策略(买入应计利润低的股票,卖出应计利润高的股票)能够获得超额回报。根据有效市场假说,高效率的资本市场意味着股价能对已有信息做出充分、正确的反映,这种应计异象的产生表明市场未能对应计正确定价,通过对盈余持续性影响因素进行研究,有助于帮助投资者降低套利成本、减少套利风险。

现代企业理论指出,代理成本的存在导致管理层通过盈余管理等行为干预会计信息的生成,从而干扰投资者对会计信息的理解。谢(Xie)[6]通过对应计利润的进一步细分,发现应计利润的低持续性主要归因于管理层的盈余管理行为。德肖(Dechow)等[7]在斯隆(Sloan)研究的基础上,将现金收入分为现金金额变化、负债金额变化和股权金额变化,发现现金收入的高持续性几乎可以完全归因于与股权相关的部分,而市场对公司现金收入持续性的低估主要来源于对现金金额变化的低估。与依据会计规则将公司盈余划分为应计利润与现金收入不同,有研究依据经济原理将企业盈余划分为行业基本面盈余与公司特质盈余,发现行业基本面盈余的持续性显著高于公司特质盈余,同时投资者倾向于高估公司特质的应计利润而低估行业层面的现金收入[8]。

我国对资本市场盈余持续性和应计异象的研究结论与美国不尽相同。通过剔除亏损公司而控制我国退市监管这一特殊制度的影响,李远鹏等[9]发现中国资本市场中存在着显著的应计异象。宋云玲等[10]发现我国上市公司应计利润的持续性总是低于现金收入,但是资本市场对应计利润和现金收入的错误定价方向是一致的,且错误程度基本相同。

斯隆(Sloan)[5]发现盈余成分的持续性差异及应计异象后,在后续文献中对盈余持续性的影响因素进行了大量的讨论。根据信息不对称理论,由于代理人通常比委托人拥有更多的信息,投资者在理解会计信息的过程中存在系统性偏差,管理层可能会利用这种信息优势,通过盈余管理行为等为自己谋取利益。汉隆(Hanlon)等[11-12]在美国和中国资本市场中发现,拥有较大账税差异的公司盈余持续性更差。这是因为账税差异常常被视作管理者正向盈余操纵的结果,当期激进的盈余操纵行为必然会导致后期的盈余反转,从而降低了公司的盈余持续性。然而,在实际经营中,企业的账税差异主要来源于三方面,包括管理者的正向盈余操纵、税收规避以及会计准则和税收政策间的正常差异。通过对账税差异成分拆分,布雷洛克(Blaylock)等[2]发现汉隆(Hanlon)提出的较大的账税差异降低公司盈余持续性的原因主要源自管理者的盈余管理行为,但没有进一步分析避税行为对盈余持续性的影响。本文将在此基础上单独从避税行为的视角考察其对公司盈余持续性的影响。

(二)避税行为对公司盈余持续性的影响

目前学术界对公司避税行为的研究,大都集中在其影响因素的讨论上,对避税行为的经济后果研究相对较少。其中,部分学者集中讨论了避税行为对公司价值的影响,张兆国等[13]发现公司的避税行为并不会增加公司的现金持有价值。程小可等[14]发现不同货币政策环境中,避税行为对公司价值的影响不同。金(Kim)[15]发现避税行为可以帮助管理者掩盖公司的负面信息,从而增加公司股价未来崩盘的风险。另一部分学者则讨论了避税行为对公司财务报告的影响。霍普(Hope)等[16-17]发现激进的避税行为会降低公司财务报告透明度,从而增加审计风险,提高审计费用。综上所述,目前对避税行为经济后果的研究很少涉及避税行为对公司日常经营实践的影响。

在实际经营中,为了用足税收优惠政策、降低企业税收负担,管理者常常会根据税收政策适当调整会计确认、记录、计量甚至现金收支的安排,从而在政策的引导下将企业的日常经营活动限定在固定的模式上,影响企业正常应计利润和现金收入的确认安排。从这一角度看,避税行为具有企业经营的“固化效应”。由于税收优惠政策常常在一段时间内具有稳定性,因此这种固化效应可能会提高企业的盈余持续性。另外,税收负担常常是管理者进行正向盈余管理时需要权衡的问题,管理者倾向于在不多缴纳税款的同时正向管理盈余[8]。因此,降低企业税收负担的意图会对盈余管理空间产生“抑制效应”,提升公司的盈余持续性。基于避税行为的经营“固化效应”和避税行为的盈余管理“抑制效应”,提出本文的第一个假设:

H1a:其他条件不变的情况下,税收规避行为能够提高公司的盈余持续性。

同时,本文还考察了资本市场是否可以有效反映避税行为对公司盈余持续性的影响。由于无法预测资本市场对这一影响的反映程度,因此本文提出一条备择假设。

H1b:其他条件不变的情况下,市场不能有效反映税收规避行为对公司盈余持续性的影响。

依据会计规则,本文对公司盈余进行了细分,研究避税行为对应计利润和现金收入持续性的影响。然而通过机理分析可以发现,避税行为不但会影响企业的日常经营和现金收支安排,还会进一步抑制管理者盈余操纵空间,因此避税行为对公司盈余成分持续性的影响差异是一个实证问题。基于此,提出本文的第二个假设。

H2a:其他条件不变的情况下,税收规避行为对公司应计利润和现金收入持续性的影响相同。

H2b:其他条件不变的情况下,市场不能有效反映税收规避行为对公司应计利润和现金收入持续性影响的差异。

同时,借鉴相关研究,本文还依据经济理论从行业基本面和公司特质层面对公司盈余进行了细分[8],并分别考察避税行为对这两种盈余持续性的影响,以及市场是否能够有效反映这两种盈余持续性的差别。由于公司避税行为是公司的私有行为,因此税收规避对公司特质盈余持续性的影响应该更大。基于此,提出本文的第三个假设。

H3a:其他条件不变的情况下,税收规避行为对公司特质盈余持续性的影响强于行业层面盈余。

H3b:其他条件不变的情况下,市场不能有效反映税收规避行为对公司特质盈余和行业层面盈余持续性影响的差异。

二、研究设计

(一)样本选择

本文以2007—2016年中国A股上市公司为样本,上市公司的财务数据来源于CSMAR数据库。在此基础上,进行了如下筛选:(1)为了计算累积异常回报率,剔除了每年5月第一个交易日处于停牌状态的样本;(2)为了计算应计利润与现金收入,剔除了金融行业的样本;(3)参考吴联生[19]的研究,剔除实际税率大于1或者小于0的样本,避免极端情况对税收规避衡量的干扰;(4)剔除了变量中含有缺失值的样本。经过筛选,最终得到12 304条公司年度观测数据。

(二)变量衡量

1.累积超额回报率

参照许继伟等[8]的研究,本文采用经市值调整的股票超额收益率(CAR)来衡量公司累积超额回报率。

2.公司盈余

公司整体盈余(EARN)采用利润表中的营业利润来衡量。为了探究避税行为的经营“固化效应”和盈余管理“抑制效应”的主导地位,本文对公司盈余进行了进一步细分,将公司整体盈余分为应计利润(ACC)和现金收入(CFO)。借鉴谢(Xie)[6]的研究,现金收入为公司当年现金流量表中披露的经营活动现金流量净额,应计利润为公司整体盈余减去现金收入后的余额,并采用修正的Jones模型进一步将应计利润细分为正常应计利润(NA)与可操纵应计利润(DA)。同时,借鉴许继伟等[8]的研究,本文还依据经济基本面信息将公司整体盈余划分为行业层面盈余(IndE)与公司特质盈余(FirmE)。其中行业层面盈余为同年份、同行业所有公司整体盈余的平均值。

假设行业j有N家公司,那么行业j第t年的行业收益定义为:

(1)

公司特质盈余为整体盈余减去行业层面盈余后的余额,即:

FirmEi,j,t=EARNi,j,t-IndEj,t

(2)

其中,行业代码选用证监会2012年行业分类标准。为了使行业中公司分布更加均匀,制造业具体到二级行业门类,其他行业均具体到一级行业门类。

3.税收规避

汉隆(Hanlon)[11]基于美国背景的研究提出了包括账税差异(Book-Tax Difference)在内的12种衡量税收规避程度的方式,伍利娜等[12]的研究以具有较大账税差异(BTD)的公司为样本,并主要从盈余管理的角度解释了账税差异对公司盈余持续性的影响,但忽视了账税差异的其他来源。因此,为了单独考察公司避税行为对盈余持续性的影响,本文借鉴布雷洛克(Blaylock)等[2]的研究,采用避税行为的直接结果来衡量公司税收规避程度,即公司的有效税率(ETR)。按照有效税率的高低在同年份内将所有样本排序,将有效税率低于所有公司有效税率中位数的样本的有效税率记为“1”,表示该公司的避税程度比较强,否则记为“0”。主要变量定义见表1。

(三)模型设计

借鉴相关研究[5,8],本文采用Mishkin模型检验避税行为对公司盈余持续性的影响,并从市场价格角度考察资本市场对这一影响的估计程度,从而探究资本市场是否可以有效反映避税行为对公司盈余持续性的影响。首先,利用Mishkin方法检验市场是否能有效反映应计和现金流量的持续性差异。研究模型如下:

EARNi,t+1=α0+α1EARNi,t+α2ETRi,t+

α3EARNi,t×ETRi,t+εi,t+1

(3)

表1 主要变量定义

CARi,t+1=β(EARNi,t+1-a0-a1EARNi,t-

a2ETRi,t-a3EARNi,t×ETRi,t)+θi,t+1

(4)

为了验证假设H1a,在式(3)中,因变量EARNi,t+1为公司i在t+1年整体盈余,自变量EARNi,t为公司i在t年的盈余,系数α1为公司i的盈余持续性,ETRi,t为公司当年的避税程度,EARN×ETR为公司整体盈余与避税程度的交乘项,通过考察系数α3的符号和大小,可知避税程度对公司盈余持续性的影响。

同时,为了验证假设H1b,本文采用非线性回归的方法估计式(4),其中β为盈余反映系数,a0-a3为市场对式(3)中各成分的估计值,通过比较α3和a3的差异是否显著,可知市场是否可以有效反映避税行为对公司整体盈余持续性的影响。

为了探究避税行为对盈余成分持续性的影响,在式(3)和式(4)的基础上,本文将公司t年整体盈余拆分为应计利润与现金收入,建立式(5)和式(6),从而验证假设H2a和H2b是否成立。

EARNi,t+1=α0+α1ACCi,t+α2CFOi,t+α3ETRi,t+

α4ACCi,t×ETRi,t+α5CFOi,t×ETRi,t+εi,t+1

(5)

CARi,t+1=β(EARNi,t+1-a0-a1ACCi,t-

a2CFOi,t-a3ETRi,t-a4ACCi,t×ETRi,t-a5CFOi,t×ETRi,t)+θi,t+1

(6)

采用同样的估计方法,通过考察α4和α5的符号和大小,可以发现避税行为对公司盈余成分持续性的影响。此外,通过比较α4和a4,以及α5和a5,可以探究市场对这两种影响的差异能否有效反映。

同时,为了探究避税行为对公司经营的“固化效应”和盈余管理的“抑制效应”的主导地位,本文还将式(5)和式(6)中的应计利润进行了进一步细分,划分为正常应计利润(NA)与可操纵应计利润(DA),并采用同样的模型进行检验。

除了依据会计规则将企业盈余划分为应计利润与现金收入外,本文还依据经济原理将企业盈余划分为行业基本面盈余与公司特质盈余,并采用Mishkin模型分别考察避税行为对其持续性的影响和市场能否有效反映该影响的差异,从而验证假设H3a和H3b是否成立。在式(3)和式(4)的基础上,建立式(7)和式(8)。

EARNi,t+1=α0+α1IndEi,t+α2FirmEi,t+

α3ETRi,t+α4IndEi,t×ETRi,t+α5FirmEi,t×ETRi,t+

εi,t+1

(7)

CARi,t+1=β(EARNi,t+1-a0-a1IndEi,t+

a2FirmEi,t-a3ETRi,t-a4IndEi,t×ETRi,t-

a5FirmEi,t×ETRi,t)+θi,t+1

(8)

三、实证结果

(一)描述性统计

为了控制异常值对分析结果的影响,本文对各连续性变量在1%(99%)的水平上进行了Winsorize处理。主要变量的描述性统计结果见表2。从中可以看出,公司整体盈余的平均值为0.066,与以往研究不存在显著差异。在对盈余成分进行细分后,现金收入(CFO)的均值高于应计利润(ACC),这一结果与以往研究类似。但是应计利润的均值为0.011,显著高于以往研究。经分析,本文发现造成这一结果的主要原因是控制了实际税率大于1或者小于0的样本,在除去这一控制后,全样本中应计利润的均值下降为0.001,这一结果与以往研究不存在显著差异,说明本文变量计算结果基本准确。同时,在对盈余成分按照经济原理分为行业基本面盈余和公司层面盈余后,发现公司盈余中绝大部分来源于行业基本面,这一结论与许继伟等[8]的研究一致。

(二)实证检验

1.避税行为与整体盈余持续性

本文首先采用式(3)和式(4)对假设H1a和H1b进行了检验,验证公司的避税行为对整体盈余持续性的影响,结果见表3。从中可以看出,公司整体盈余和避税行为的交乘项(EARN×ETR)系数为0.077,且在1%的水平上显著,说明避税行为对公司整体盈余的持续性具有提高作用,证实了假设H1a。同时市场给予这一影响的估计为0.117,结果在10%的水平上显著,通过对第(1)和第(2)列的χ2联合检验,发现无法拒绝两者相等的原假设(P=0.547),即市场可以有效反映避税行为的盈余持续性提高效应,拒绝假设H1b。

表3 避税行为(ETR)与整体盈余持续性的检验结果

注:括号内为z值,*、**、***分别表示显著性水平(双尾)为10%、5%、1%。Over-表示高估;Insig.表示不显著。

2.避税行为与应计利润和现金收入持续性

依据会计规则,本文考察了企业避税行为对各盈余成分持续性的影响。为了检验假设H2a和H2b,将整体盈余划分为应计利润和现金收入,并代入式(5)和式(6)进行检验,结果见表4。

表4第(1)列中,现金收入(CFO)的系数为0.556,在1%的水平上显著,应计利润(ACC)的系数为0.479,也在1%的水平上显著。进行Chow-test比较应计利润和现金收入持续性的差异,发现在1%的水平上拒绝了现金收入和应计利润持续性相等的原假设(P<0.001),说明现金收入的持续性显著高于应计利润,这一结论与斯隆(Sloan)[5]的研究结果一致。同时,比较第(1)列与第(2)列,发现中国资本市场对应计利润与现金收入的持续性均存在高估的现象(P<0.001),与美国资本市场倾向于高估应计利润持续性而低估现金收入持续性不同,中国资本市场对整体盈余、应计利润和现金收入的错误定价方向是一致的,这一结论与宋云玲等[12]的发现一致。

从表4中还可以发现,避税程度与应计利润和现金收入的交乘项(ACC×ETR和CFO×ETR)在第(1)列中的系数均显著为正,说明避税行为对应计利润和现金收入的持续性均有提高。在第(1)列中进行Chow-test比较避税行为对应计利润和现金收入的持续性提高的差异,发现二者之间不存在显著区别(Chow-test中P=0.227)。在对第(1)列和第(2)列联合检验中,发现ACC×ETR和CFO×ETR的系数均不显著,即市场可以有效反映避税行为对盈余成分持续性影响的差异。

表4 避税行为与应计利润和现金收入持续性的检验结果

注:括号内为z值,*、**、***分别表示显著性水平(双尾)为10%、5%、1%。Over-表示高估;Insig.表示不显著。

为了进一步探究我国资本市场中避税行为的经营“固化效应”和避税行为的盈余管理“抑制效应”的主导地位,本文进一步对应计利润进行了细分。借鉴相关研究[6,20],利用修正的Jones模型将应计利润分为可操纵应计利润(DA)和正常应计利润(NA),代入式(5)和式(6)进行检验,结果见表5。

与表4的结果类似,在将应计利润分为可操纵应计利润与正常应计利润后,发现二者的持续性基本相同(Chow-test中P=0.356),且均低于现金收入的持续性。对其系数进行联合χ2检验后,发现市场对三者均存在同向的错误定价,投资者倾向于高估正常应计利润、可操纵应计利润和现金收入的持续性,这一证据进一步支持了表4的结论。

然而,通过将避税行为和正常应计利润的交乘项(NA×ETR)系数以及避税行为与可操纵应计利润交乘项(DA×ETR)系数进行比较,发现前者的系数显著高于后者(Chow-test中P=0.022),说明避税行为对正常应计利润的持续性提高更强,从而证明了避税行为对公司盈余持续性的提高主要来自于对企业日常经营活动的“固化效应”。同样,对第(1)和第(2)列的联合检验发现市场对避税行为的影响并不存在错误定价,即市场可以有效反映避税行为对正常应计利润和可操纵性应计利润的持续性差异。

3.避税行为与行业盈余和公司特质盈余持续性

与依据会计规则将盈余成分划分为应计利润和现金收入相对应,本文还依据经济基本面因素将盈余划分为行业层面的盈余(IndE)和公司特质盈余(FirmE),并代入式(7)和式(8)检验假设H3a和H3b是否成立,结果见表6。从中可以看出,行业层面盈余持续性(IndE)系数为0.216,在1%的水平上显著,公司特质盈余持续性(FirmE)系数为0.206,也在1%的水平上显著。与许继伟等[8]的研究结论一致的是,中国资本市场中行业层面的盈余持续性也显著高于公司特质盈余持续性(Chow-test中P<0.001)。但与之不同的是,中国资本市场对行业层面盈余和公司特质盈余的持续性均存在高估现象。

从表6中还可以看出,避税行为对公司层面盈余持续性的提升(FirmE×ETR)系数为0.277,对行业层面盈余持续性的提升(IndE×ETR)系数为0.238,二者均在1%的水平上显著,但是避税行为对公司特质盈余持续性的提升作用更明显(Chow-test中P<0.001)。本文推测这是由于避税行为属于公司个体行为,虽然同行业中税收政策相似度高可能造成某些避税行为(如充分利用行业税收政策等)被全行业广泛采纳,从而提升了行业层面盈余的持续性,但是很多避税行为还是属于公司个体行为,对公司特质盈余的持续性影响更大。因此,避税行为对公司特质盈余的持续性提升作用更明显。

表5 “固化”效应与“抑制”效应检验结果

注:括号内为z值,*、**、***分别表示显著性水平(双尾)为10%、5%、1%。Over-表示高估;Insig.表示不显著。

表6 避税行为与行业盈余和公司特质盈余持续性检验结果

注:括号内为z值,*、**、***分别表示显著性水平(双尾)为10%、5%、1%。Over-表示高估;Insig.表示不显著。

通过对第(1)和第(2)列进行横向联合检验发现,市场对行业层面盈余的持续性提升不存在错误定价,但是会对公司特质盈余持续性的影响过分高估(P=0.004)。因此利用市场对公司特质盈余持续性的这一错误定价,可能存在较大的套利空间。

(三)稳健性检验

为了确保研究结论的稳健,在汉隆(Hanlon)等[11-12]的研究基础上,本文采取固定效应残差法计算的会计账面与实际税负差异(DD_BTD)来衡量公司的避税行为,在账税差异(BTD)中剔除应计项目的影响,从而考察较为纯净的避税结果对公司盈余持续性的影响(变量具体计算过程见表1)。对式(3)—(6)的稳健性检验结果见表7。

表7第(1)列展示了避税行为对公司盈余持续性的影响,第(2)列展示了资本市场对这一影响的估计结果,第(3)和第(4)列判断了市场是否可以有效反映避税行为对公司盈余持续性的影响。可以看出,在采用固定效应残差法计算的会计账面与实际税负差异(DD_BTD)作为公司避税行为的衡量因素后,其对公司盈余持续性的回归系数(EARN×DD_BTD)为0.075,在1%的水平上显著,充分说明避税行为对公司盈余持续性的提升作用,这一结论与表3的研究结果一致,保障了本文结论的稳健性。

表7 避税行为与公司盈余持续性的稳健性检验结果

注:括号内为z值,*、**、***分别表示显著性水平(双尾)为10%、5%、1%。Over-表示高估;Insig.表示不显著。

四、研究结论

本文研究了企业避税行为对公司盈余持续性的影响,并考察资本市场是否可以有效反映这一影响。以2007—2016年中国A股上市公司为样本,研究发现避税行为可以显著提高公司盈余持续性。通过对公司整体盈余的细分,发现避税行为对公司的应计利润持续性和现金收入持续性均有提高,但是这两种提高之间不存在显著差异。通过对应计利润的进一步细分,发现避税行为对正常应计利润持续性的提高显著高于可操纵应计利润持续性,即避税行为对公司盈余持续性的提高主要通过引导企业将日常经营活动限定在固定的模式来实现。接着,本文依据经济原理将公司盈余细分为行业层面盈余和公司特质盈余,并考察避税行为对二者持续性的影响,发现避税行为对公司特质盈余和行业层面盈余持续性均有提高作用,但是对公司特质盈余持续性的提高更显著,然而市场却倾向于高估避税行为对公司特质盈余持续性的提高作用。

本研究从避税行为经济后果的角度出发,具有较强的理论和实际意义。首先,本文拓展了汉隆(Hanlon)等学者的研究,单独从避税行为视角探讨其对公司盈余持续性的影响,提出管理层在税收政策的引导下将企业的经营活动限定在固定的模式上会影响企业盈余,并检验了避税行为的固化效应,丰富了避税行为经济后果的研究,使投资者和监管部门更好地理解避税行为对公司盈余的影响,也为规范有关涉税行为的披露提供决策参考。其次,本文揭示了公司盈余持续性的影响因素,进一步证明了盈余的信息含量,投资者可以通过套利组合在资本市场上获得高于市场平均回报的超额收益,盈余信息的充分披露有利于市场对信息作出有效的反映,从而降低套利风险,促进资本市场健康发展。最后,本文丰富了会计信息质量与中国资本市场有效性研究,大部分实证结果可以看出,中国资本市场均可以有效反映避税行为对公司盈余持续性的影响,从一定程度上说明中国资本市场的有效性。