避税天堂直接投资与企业信息披露质量——基于年报重述视角的实证研究.docx

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1、第46卷第3期外国经济与管理VOL46No.32024年3月Foreign氏OnomiCS&ManagementMar.2024DOI:10.16538ki.fem.20230409.202避税天堂直接投资与企业信息披露质量基于年报重述视角的实证研究魏志华，向雪漫，肖曼丽(厦门大学经济学院.福建厦门361005)摘要：年报重述在上市公司中普遍存在，但鲜有文献从海外投资视角揭示年报重述的影响因素。本文以中国A股上市公司20072018年的嘘为研究样本，实证检验了避税天堂直接投资对年报重述的影响，并基于信息不对称?口代理成本的视角揭示其作用机制和治理机制。研究发现，拥有避税天堂直接投资的上市公司更

2、有可能发生年报重述，田空制其他因素后，避税天堂直接投资公司的年报重述概率要避税天堂直接投资公司高15%以上。其原因在于,避税天堂直接投资降低了公司信息透明度、增加了公司代三成本，进而增加了公司年报重述的概率。进一步研究发现,避税天堂直接投资对坏消息类和补充公告类年报重述的正向影响更加明显，也会显著增加年报重述所涉及的领域数量和会计期间数量,而良好的内部控制和夕部分析师关注可以发挥公司治理效应，削弱避税天堂直接投资对年报重述的正向影响。本文的研究在理论上有助于深刻理解企业海外投资行为对信息披露质量的影响，在实践上为加强避税天堂投资行为的监管以及完善企业信息披露质量提供了有益启示。关键词：蹄天堂；

3、年报警；信息和掷；侬战本；公司海三中图分类号：F270文献标识码：A文章编号：1001-4950(2024)03-0088/8一、引言良好的信息披露是资本市场健康发展的重要保障。上市公司对外披露信息主要通过发布财务报告的途径实现，被称为“财报补丁”的财务报告重新表述(financialrestatement,简称财务重述)就是企业信息披露质量的重要体现之一。近年来，我国上市公司财务重述腾愈演愈烈。财务重述标志着低质量的会计信息，会严重干扰投资者对年报信息的阅读和理解,不利于资本市场的健康发展。财务重述还会造成公司市场价值大幅下滑(GAO,2(X)2；PaInM)se,20N；魏收稿日期：202

4、3-03-27基金项目：国家自然科学基金项目(71972163f71572165,71790601)；厦门大学201X年度校长基金年度项目(20720181090)；厦门大学中国式现代化专项(20720231051)作者简介：魏志华(1983-),男，国小学统涔娥授，博士生导师；向雪漫(1991-),女，厦学劭得院博后(通讯作者,xxl4973)；肖曼丽(1997-),女，厦il客经济学院硕破注志华等,2009）,影响投资者的信任，并增力吆词的融资成本（Hribal和JenkinS,2004；Graham等，2008）和诉讼风险（PaImroSe等,2004）因此，对于财务重述的影响因素的探索

5、，一直以来都是公司财务和会计领域的重要研究话题。已有文献试图从管理者的自利动机探寻引发公司财务重述的根源。相关研究指出，管理者为了谋取更多有利于自身的收益，有动机通过内幕交易或激进的会计政策粉饰报表、扭曲信息、操纵盈余，降低业的信息披露质量，进而引发财务重述（Beneish,1999；Efendi等，2007；BumsfnKcdia,2008）o其他研究则围缴卜部审计（Bcasley,1996；DeChOW等，1996）、公司治理（黄志忠等，2010；高芳，2016；窦欢等，2021）和股权性质（于鹏，2007；踞忠等，2010）等方面展开。虽然国内外文献对财务重述的影响因素进行了较为充分的研

6、究，但较少有文献探讨企业的投资行为（例如海外投资行为）对财务报告重述的影响，特别是近年来日益普遍的中国上市公司避税天堂投资现朦,其对年报重述有着怎样的影响，无疑是值得深入探讨的话题。避税天堂直接投资是公司海外投资行为的一种重要方式。许多跨国公司通过在避税天堂进行投资建立子公司等分支机构来参与全球经济活动。研究显示各国在避税天堂持有的财富相当于世界GDP的10%（AIStadsaner等，2018）.避税天堂在全球经济活动尤其是跨国公司海外投资中扮演了重要的角色。近年来中国上市公司到避税天堂进行投资已成为一个普遍现象，并呈快速上升趋势。魏志华和陈逸群（2019）的研究表明，拥有避税天堂同妾投资的

7、沪深A股上市公司数最和占比从2003年的74家和7.0%,已升至2018年的1487家和43.73%。值得注意的是，避税天堂投资可能会对企业造成一些不良影响，尤其是对于公司信息透明度具有负面影响。有研究指出避税天堂投资会降低公司的信息透明度，进而增加公司的股价暴跌风险（ChOy等，2017）,并增力吆词的审计费用（魏志华和陈逸群，2019）。年报重述作为公司信息披露质量的重要体现，是否会受到避税天堂投资行为的影响呢？已有研究尚未对这一问题进行回答。众所周知，上市公司到避税天堂进行投资的一个重要目的就是进行跨国避税（HineS和Rice,1994；Chari和ACikgoZ,2016）为了避免激

8、进的避税行为被税收征管部门发现，公司往往会采取复杂的组织架构和避税手段，这会对公司的信息披露质量造成不利影响。同时，避税天堂的T重要特征就是缺乏有效的信息发（Dhannapala,2008）,金融信息极度不透明，银行、税务及商业保密程度者琲常高（HineS和RiCe,1994；JOneS和Temourir2016）,这无疑会降低公司的信息透明度（魏志强口陈逸群,2019）。存在私利动机的经理人可能会伺机利用复杂和不透明的避税天堂投资活动攫取私利，并通过粉饰会计报表、模糊账目、扭曲信息等方式掩盖其自利行为，从而进一步对公司的信息披露质量造成负面影响，进而引发年报重述。基于上述分析，本文旨在较为全

9、面、系统地探索中国上市公司避税天堂直接投资对年报重述的影响。具体而言，避税天堂直接投资是否会增加公司年报重述的廨?藤响机制如何？在何种情况下，避税天堂投资对年报重述的影响更加强烈？哪些治三机制有助于抑制这种影响？对上述一系列问题的回答无疑有助于我们更加清晰地认识中国上市公司避税天堂投资对企业信息披露质量的影响，从而助力企业和资本市场的健康发展，并对经济发展有所裨益。相比已有文献,本文的研究贡献在于：第一,丰富了我国上市公司财务报告重述影响因素的研究。目前有关财务重述影响因素的文献主要围绕公司的股权结构、高管特征和公司治理等方面展开（例如，Eibndi等，2007；于鹏，2007；何威即圆启亮，

10、2010；高芳，2016）,少有文踊讨企业的海外投资行为对财务报告重述的影响，本文的研究对这一领域进行了有益补充。第二，丰富了有关避税天堂直接投资经济后果的研究文献。已有文献主要基于宏观经济影响、避税效果、公司价值和审计费用等视角考察避税天堂直接投资的经济后果（Hine环口RiCe,1994；DeSai等,2006；Cho）等，2017；解密,2018；刘志翳，2019；魏志转口陈S螂,2019）,本文拓展了89年报重述的研究视角。第三，为进一步加强避税天堂投资监管和完善企业信息披露质量提供了经验证据和参考借鉴。本文基于信息不对称和代理成本的视角提供了避税天堂直接投资影响年报重述的理论解释，并

11、揭示了内部控制和分析师关注的治理效应，为完善我国上市公司避税天堂投资行为的监督治理和提升上市公司的信息披露质量提供了有益的启示。二、研究假设（一）避税天堂直接投资与年报重述在现代企业制度下，公司的所有权和控制权分离，导致股东与铤人之间存在信息不对称和委托f谑问题（JenSen和MeCkling,1976）.由于两权分离,股东虽有对公司的控制IK,但公司的经营权却委托给经理人来行使。经理人虽然代表公司行使公司决策权，但并不承担经营风险，由此产生了委托他关系。在两权分离的情况下，委托人与他人之间的利益需求出现了差异，代理人并不一定会完全依照委托人的利益行事，代理人为了追求自身利益最大化，可能采取某

12、些自利行为，损害股东利益，由此产生管理者代理问题。而信息不对称等外在因素则加剧了管理者追求私利的可能性。信息披露作为管理者将公司经营状况传递给外部投资者的重要途径，对于保护投资者利益至关重要。在两权分离的环境下，公司管理者有动机也有能力操纵公司的信息披露行为。理论上可以预期，避税天堂直接投资可能会诱发管理者的自利活动，降低司信息披露质量,增加公司年报重述的概率。这是因为，一方面，避税天堂投资为管理者从事自利活动提供了天然的“保护伞二管理者可能会通过避税天堂创造的隐秘环境从事一系列机会主义活动，并通过模糊企业账目、粉饰报表等方式掩盖其自利行为，从而降低计信息披露的透明度和财务报告的信息含量,这将

13、导致公司年报重述的概率增加。另一方面，避税天堂投资通常被认为是一种激进的避税行为，许多上市公司在避税地进行投资的背后都潜藏着公司利润转移、规避税收的目的（Hinef和RiCe,1994；DeSai等，2006；张尾，2018；刘志瑛,2019）为了避免蹴行为被题,这些公司往往会通过繁琐和不公开的交易活动来掩盖其避税行为。尤其是激进的避税活动，更是会增加企业组织构和业务活动的复杂性，并造成会计处理的复杂化和模糊化,从而降1峰计信息披露的透明度和财务报告的信息含量，这也可能增加公司年报重述的概率。基于以上分析，本文提出假设1:Hl：上市公司拥有避税天堂直J筠殳资，更有可能发生年报重述。（二）作用机

14、制分析：基于信息不对稠讨谖成本的视角理论上可以预期，避税天堂直接投资会降低公司的信息透明度，并增加公司的第一类代理成本，进而引发年报重述。一方面，从信息不对称视角来看，公司的信息不透明是引发财重述的一个重要诱因。已有研究认为，企业避税活动会增加企业财务报表的复杂性和模糊性，降低企业的信息透明度，加剧企业内夕脚的信息不对称程度（陈冬和唐建新，2012；叶康涛和刘行，2014）。为了避免避税行为被税务部门发现，企业往往会借助复杂、隐秘的手段实现避税,在主观或客观上增加财务信息的理解难度或隐藏部分信息，最终导致财务报表可读性下降（Frank等，2009）。而避税天堂直麒资背后的键动机就是i蹴，跨国公

15、司通常利用各国i诞论上，拥有避税天堂投资的企业为了降低被稽直或监管的风险,也有可能会提高信息披露质量.不过，从已有研究来看,现有文献普遍支持企业避税和避税天堂投资均会幽雅业信息披雷质量.大部分关于企业避税的文献认为，企业避税活动会增加财务报表的复杂性和模糊性,降低企业的信息趣度（陈冬斗崎建新，2012；叶康渤11刘行，2014）.为了避免避饶行为被税娜1淡现，企业往往会借助蜗乜隐秘的,在主观或客观上墙JDK携信息蒯！解物盼信息，魅强财娜帮J读14榜（Frank等，2009）.并且，楠缈汗企业避税天堂投资的文献也认为避税天堂投资会降（跄司的信息透明度（Morck等,2008；魏志华和陈逸群,20

16、19）.基于上述考虑，本文认为从理论和实践来看,避税天堂投资更有可能会熠加而非暗隧司年报市述的概率.税制差异设计激进的税收安排。并且公司利用避税天堂避税的手段多种多样，具有复杂性和专业性等特点，常用的包括转让定价、资本弱化、关联销售公司和无形资产转移等，这些避税手段会在很大程度上导致公司组织架构复杂化,进而降!氐信息透明度和财务报告的可读性。此外，避税天堂本身也具有金融信息极度不透明、保密程度非常高、无实质性经营要求等特点（Hines和RiCC,1994；Dhannapala,2（X）8；GAO,2008；Joncs?QTcmouri,2016）,这无公司内外部的信息不对称程度（MOIrk等，

17、2008；魏志华和陈逸群，2019）,降低司的信息透明度，进而增加公司发生年报重述的风险。另一方面，从代理成本的视角来看，公司管理者的自利动机是导致上市公司进行财务重述的主要内部原因，管理者往往出于并购、晋升、粉饰业绩等多种原因而操纵会计信息，进而导致公司财务重述（EfblKii等，2007；Hasf11Bmiley,2007；AgraWal不DCooper,2015）避税天堂直接投资可能会诱发管理者的自利活动。首先，避税天堂投资为管理者从事自利活动提供了更加便利的条件。在现代企业两权分离的情况下,管理者作为公司的直接经营者，其受到的监督并不充分，而避税天堂投资的空间距离、复杂性和隐秘性又进一

18、步增加了外部股东对三理者进行监督的难度和信息搜寻成本，降低了菅理者从事机会主义行为的边际成本,从而加剧了管理者攫取私利的动机，也因此加剧了管理者与股东之间的代理冲突和代理本。其次，避税天堂投资的节税效应又使得管理者拥有了更多的可支配现金，这可能会诱发管理者的在职消费（廖歆魔阅运国，2016）、帝国建设（JenSen,1986）、过凰S资（OPteI等，1999）等，加剧公司的（WS问题和代理成本。此外，由于避税本身不具有合法性，管理者所获得的薪酬往往并没有包括对承担避税风险的补偿（Chen和ChU,2005）。因此，管理者可能会伺机利用复杂和不透明的避税天堂投资活动来为自己获取额外的利益，以补

19、偿其承担的避税风险，并采取粉饰调整会计科目、模制账目、操纵会计信息等手段掩盖其不当行为。在这一过程中，管理者将逐渐偏离公司整体利益最大化的目标，加剧公司的代理中突，年报重述的风险也随之上升。基于以上分析，本文提出假设2：H2a:避税天堂直接投资会降氐公司的信息透明度，进而增加公司发生年报重述的概率。H2b：避税天堂直接投资会增加公司的代理成本，进而增加公司发生年报重述的概率。三、研究设计（一）样本选取与数据来源本文的初始样本包括20072018年中国A股上市公司。为确保研究数据的有效性，本文按照以下标准进行筛选：（1）剔除金融行业上市公司；（2）剔除交易状态为ST、*S璐J公司；（3）剔除关键

20、变量缺失的公司。最后获得3197家上市公司共23033个样本观测值。为避免极端值对研究结果的影响，本文对所有连续变量按1%和99%分位进行了缩尾处理。上市公司年报重述相关数据来自于Wind数据库，依次通过数据库中“股票一公司公告财务报告一补充更正”板块，检索股票代码获取每家上市公司历年发布的重述报告，具体分为补充报告、更正报告及补充更正报告。手动检索3197家符合条件的上市公司，针对每家上市公司依次阅读其观察期（20072018）内每年披露的年报重述公告，分析年报重述涉及的年份、重述内容、重述动因及经济影响后果，按年归纳、主观识别，并手工整理得到相关数据。其余研究数据主要来自于CSMAR数据库

21、。6茏嘘起始三2OO7年,原因在于，200库I月旧起，企业会计准5）悌28号一会计政策、会计f计变更和会计差错更正开始实施,该准盾次正i愧出了道艇述的概念，预示财务报告重述制度的正式建立.97（二1 .因变量。本文的因变量为年报重述（ReSme）,即年度财务报表重新表述。由于年度内其他定期财务报告的更正频繁琐碎且往往不会对上市公司信息披露产生太大影响，因此本文年报重述仅包含年度报告重述,不包含季报和半年报重述。由技术类问题导致的年报重述具有随机性和偶然性，与企业避税天堂直接投资并无直接关系，而由国家会计政策变更导致的年报重述则对所有企业普遍适用，曲口企业避税天堂直接投资并无直接关系，因此本文将

22、上述两类年报重述予以剔除。当上市公司当年发生年报重述时，则ReS3e取1,否贝瞰2 .自变量。本文的自变量为蹄氏堂直树S资（Havets）学术界常见的避税地名单有三种单(OECD , 1998) ； (2 ) USA标准，标准：（1）OECD标准，即经济合作与发展组邠即美国在停止滥用税收天堂法案中确定的一份避税地名单（BennedSen和ZeUme,2018）；（3）HineS标准，即Hines（2010）矿研究中确定的蹄J地名单。以上避税地名单所涵的避税地大同/湃。参照魏志华和陈逸群（2019）的研究,本文将同时使用OECD标准和USA标准,采用HineS标准进行稳健性检验。若公司当年在避税

23、天堂名录中的地区拥有直接持股比例不低于10%的控股或参股公司，则认为公司拥有避税天堂直接投资，”小初S取值为1,否则取0。3 .中介变量。本文的中介变量为企业的信息透明度和第一类代理成本（股东与经理人之间的代理成本）借僦志华和陈逸群（2019）,我们采用上交所?口深交所发布的上市公司信息披露质量评级衡量信息透B月度，对彤K结果优秀（八）、良好（B）、合格（C）、不合格（D）依次取值为4、3、2、1,其值越高代表公司的信息披露质量越高，艮MS息透明度越高。目前，学术界对于第一类代理成本的衡量主要采用管理费用率和总资产周转率。本文选择管理费用率作为衡量指标，这是因为避税引起的税后自由现金流很可能被

24、管理层通过在职消费等形式转移，而管理费用则是与管理层行为联系最密切的费用指标。相比于总资产周转率受公司规模、经营风险、行业特征等诸多噪声因素影0向，管理费用率可能是更合适的母三变量（魏志华等，2012）。因此，本文参照魏志华等（2012）,采用管理费用率衡量第一类代理成本（KAC）,具体等于管理费用除以主营业务收入,其值越高表明第一类f诞成本越高。4 .控制变量。借鉴已有研究，本文在模型中加入了影响公司财务重述的相关因素作为控制变量。其中，公司特征变量包括公司规模（Size）、财务杠杆（Lev）,盈能力（ROA）.公司成长性（Growth）、嗣薛（Lratio）；内夕邮包S三事敛膜（BSize

25、）、内官独期懿（IC）.是否“四大审计（8次4）、审计意见（A而）。此外，本文还加入了年度、行业和地区虚拟变量。全文主要变量的详细定义见表1。（三）回Bt簿1 .基准回归模型。为检验避税天堂直接投资对公司年报重述的影响，本文构建如下模型：卜、,.ACartfh,YrtirIfkhErV一一（1）+Province+,i.其中，因变量网SM凌示公司是否发生年报重述,发生则取1,否取0。解释变量”5表示避税天堂直接投资,分别用“MS/和从进行衡量。C。，方HS为前文提到的所有控制变量,昨、/血14”和尸ro而Ce分别代表年份、行业和省份固定效应，为残差项。模型（I）采用普通Logit模型进行回归,

26、同时使用Probit模型进行稳健性检验。本文对所有回归的标准误进行了公司层面白蝶类（cluster）罐。Si仑上可啊期,在模型（1）中若从/必、的回归球显著为正，则说明上市公司避税天堂投资会增加公司发生年报重述的瞬，即假设Hl得到支持。虑到年报里述是发生在会计年度之后的年份,所以此处未对GsM，谢瑶后一期处第表1主要变量定义变量类型变量名称变量符号变量描述因变量是否年研述Restate公司发布年报补充更正报告时取I,否则取0自凝是否在避税天堂投资HaverisJHaVenS2公司在OECD名单中的避税地拥有直接持股比例不低于10%的控股或参股公司时取1,否则取（）公司在USA名单中的避税地拥有

27、直接持股比例不低于10%的控股或参股公司时取1,否则取0中介变量信息透明度第一类代理成本InforMAC根据沪深交易所信息披露质量评级结果，对优秀（A）、良好（B）,合格（C）、不合格（D）依次取值为4、3、2.1管理费用/营业收入控制变量公司规模盈利能力财务杠杆询悟公司成长性董事会规模内部控制质量是否四大审计审计意见年份虚拟变量行业虚拟变量地区虚拟变量SizeROALevLratioGrowthBSizeICBig4AuditYearIndustryProvince总资产的自然对数总资产收益率总负债/总资产流动资流动负债主营业务收入增长率董事会人数迪博内控指数加1后取自然对数公司国内审计事务

28、所是“四大,时取1,否则取0审计意见为标准无保留时取1,否则取012个研究年度取11个年份虚拟变量证监会行业分类19个行业取18个行业虚拟变量根据32个行政区设置31个地区虚拟变量2 .中介效应模型。为检验信息透明度和代理成本在避税天堂直接投资对年报重述的影响中是否蟒了中介作用，本文参照温舞而叶宝娟（2014）的设计，构建了如下回归模型：Mediatorl.l=0+a,tHaenstl+Controlsi.l+Year+industry+Province+/;rRestatel.l=y0+yiHavens+y2Mediafori：,十，ConfrOlSg+Year+Industry（3）+Pr

29、ovince+/;f其中，族，而“表示本文的中介变量,具体包括信息透明度（Infor）和第华诞成本（MAC）,其余变量和三酸定与触（I）TL如果耀（1）中回是显著的，则只需要观测模型（2）中a.和辘（3）的显著性。若四和y灼显著，或是至少有f不显著，但boolsirap检验置信区间不包含0,则证明信息透明度/恤和代理成本MAC具有中介效应。理论上可以预期，模型（2）中从八依S的回归系数a和模型（3）中Me戊3的回归系数力都显著为正，说明避税天堂直接投资通过影响公司的信息透明度和代理成本，进而影响公司发生年报重述的概率,即假设H2得至U封寺。四、实证分析与稳健性检验（一）描述性统讨瓠表2报告了本

30、文主要变量的描述性统计。年报重述（Restate）的均值为0.1124,这意味着本文研究样本中约有11.24%的公司发生了年报重述，这一比例并不低，显示出我国上市公司的信息披露质量还有进一步改善的空间。Hay加”和我n，e加2的均值分别是0.3297和0.3237,说明本文的研究样本中有接近三分之一的上市公司拥有避税天堂直接投资，同时也可以看出，不管是采用OECD标准还是USA标准来衡量避税天堂直接投资，它们的均值和标准差都非常接近。其他主要变量的统计结果与已有研究基本类似，不再赘述。93表2主要变量描述性统计涯样本量均值标准差最小值中位数最大值Restate230330.11240.3159

31、0.00000.00001.0000Havensl230330.32970.47010.00000.00001.0000Havens223033032370.46790.00000.00001.0000Infor165193.05500.61411.00003.00004.0000MAC230330.09750.09750.(X)650.07611.1420IC230336.49400.13285.84206.51506.8100AnalystJ230337.44809.1940().00004.(X)(X)40.0()00Aalysf22303315.110021.280()().00006

32、.0OOO101.(XXX)Size2303322.08001.284019.230021.910025.9600ROA230330.03900.0534-0.21690.03520.2104Lev230330.44470.20810.04790.44200.9787Lratio230332.27402.43300.23741.552018.5400Growth230330.21930.5367-0.60850.12544.0240BSize230338.76301.74705.00009.000015.0000Big4230330.05930.23620.00000.00001.0000Au

33、dit230330.97730.14900.00001.00001.0000（二）避膝与表3为侬（1）的回I民果,啪验了表3避税天堂直接投资与年报重述避税天堂直接投资（Haverisl.Havens2)对变量RestateRestate(D(2)企业年报重述（Restate）的影响。结果显小，HavensJ0.1543Havens/和Havensl的估计系数均在1%的水平上显著为正，表明不管是采用OECDHavens2(2.760)0.163Og(2.889)标准还是USA标准进行衡量,在避税天堂Size-0.0660*-0.0669进行直接投资的上市公司其发生年报重述的概率均显著更高。从经济

34、意义上看，HaveiislROA(-2.424)0.8483*(1.875)(-2.458)0.8503*(1.879)(HaVenS2)的估计系数等于0.1543(0.1630),Lev0.58330.58354*这意味着相比于没有在避税天堂进行投资Lratio(3.509)-n0016(3.509)-()i5的上市公司,在避税天堂进行直接投资的(-0.121)(-0.120)上市公司其年报重述的概率要高出15.43%Growth0.0801”0.0799*(2.096)-0.0030(16.30%),9可以说，酬沃堂直麒资对BSize(2.101)-0.0028年报重述的影响不管是在统计意

35、义上还是经济意义上均显著,可见假设1得到支持。IC(-0.191)-2.5206,(-15.554)-0.0499(-0.202)-2.5213(-15.558)-0.0493上述实证结果表明，避税天堂直接投资的腿4确会给企业带来不利影响。它在给企业带(-0.426)(-0.421)来避税收益的同时，也展现出了双刃剑Audit0.0903(0.648)0.0918(0.659)的另一面。现有研究证明避税天堂直接投Constant15.1486”.15.1712w资会增加公司股价暴跌的风险（Choy等，(!3551)(13571)2017）,并增加其审计费用（魏志华和陈逸耳力、仃亚、自力NYES

36、23033YES23033群，2019),而本文的发现则从信息披露质PseudoR20.04930.0494量的视角进一步为其负面影响提供了实证注：括号内为统计值，标准误经企业层面聚类（cluster）调整；和-分别表示在1%、5嘛QO%的证据。水平上显著。（三）中皴应隆表4的A栏和B栏分别检验了假设H2a和H2b,即信息透明度（lnfor）和偷成本（MAC）在避税天堂直糜资（HavensKHQenS2）对年报重述（Restate）的影响中是否具有中介效应。A栏第（1）期瞳（2）列湖辘（2）的回01既，第（3）殛悌（4）列湖鲤（3）的回性彘由A惭两列的结果可知，S的估计系数在1%的水平上显著为

37、负，表明进行避税天堂直接投资的上市公司其信息透明度显著更低。第（3）列和第（4）列的结果显示，血四心的回归系数显著为正,/曲的回归系数显著为负，并且S岫HZ值也显著，表明信息透明度发挥了中介作用，支持了假设H2a。也就是说，避税天堂直接投资确实会降低公司的信息透明度，进而引发了公司年报重述。表4中介效应检验A栏：信息透明度的中介效应涯InfOrRestate(D(2)(3)(4)Havens1-0.03520.0166(-3.485)(2.839)HavensZ-0.03230.0172(-3.183)(2.926)Info-0.0410-0.041L(-9.085)(-9.091)控制变量Y

38、ESYESYESYES年份、行业、省份YESYESYESYESN16519165191651916519Adj.R20.21630.21620.04190.0420SobelZ-Statistic3.2543.004喀：僧成本的中介效应MACRestate(D(2)(3)(4)Havens0.00650.01472(4.855)(2.935)Havensl0.00560.0154“”(4.199)(3.070)MAC0.0516,0.0518,(1.726)(1.734)控制变量YESYESYESYES年份、行业、省份YESYESYESYESN23033230332303323033Adj.R

39、20.27830.27810.03380.0338SobelZstatistic1.736,1.707*注：括号内为毓计值，标街魁企业殖类（cluster）侬和分别表示在1%、5端口10%的水平上显著。限于篇幅未报告相关控制变量、年份、行业与省份以变量以及截S蹶的回归结果。同样地，表速J睹第（1）列和第（2）列储果显示，曲55的估计翘在1%M水平上显著为正，表明进行避税天堂直接投资的上市公司其第一类代理成本显著更高。B栏第（3）歹I和第（4）列的结果显示，必和MA侬回归系数均显著为正，并且SMRZ值也显著，表明代理成本发挥了中介作用,支持了假设H2b。由此可见，管理层的确会伺机利用公司避税天堂

40、投资从事自利活动，导致公司便成本增加，进而增加了公司年报重述的风险。（四）稳健由佥验为了使上述结论更具有说月艮力，本文进行了如下稳健性检验。951.替换解释变量前文的研究采用了OECD和USA避税地名单来度量避税天堂直接投资，本文还进一步采用HinC(2010)标蹴行衡量，如果公司在HineS(2010)蹦地名录中进行直揖殳资，则，小3取值为1,否则取()。再以Gs3作为解释变量，重复前文研究，假设1和假设2的结果展示在表5的A栏，假设3的结果展示在表5的B栏。结果显示,即便采用不同的避税地名单测度避税天堂直接投资，本文的主要结论依然稳健。表S稳健性检验：更换避税地标准A栏：检g合筋殳1和假设

41、2假设】假设2变量RestateInforMACRestateRestate(D(2)(3)(4)(5)HaVenS3OI499”-0.03580.00670.01670.0142(2.692)(-3.546)(5.017)(2.860)(2.844)Jnfor-0.0410(-9.083)MAC0.0460*(1.858)控制变量YESYESYESYESYES年份、行业和地区YESYESYESYESYESN2303316519230331651923033PseudoR2Adj.R20.04930.21630.27830.04190.0338SobelZ-Statistic3.3031.74

42、3,哈检佥假设3变量RestateRestateRestate(1)(2)(3)Havens35.6981-0.20810.2084(2.945)(3.071)(3.206)HaVenS3xlC-0.8588(-2.871)Havens3XAnaIySil-0.0080(-1.535)Havens3Analyst2-0.0039*(-1.777)控制变量YESYESYES年份、行业和地区YESYESYESN230332303323033PseudoR2/Adj.R20.04990.04950.04952 .变换实证模型前文的研究中采用了LOgil回归模型检验假设1和假设3,我们采用Probii

43、回归模型重新检验假设1和假设3。结果如表6所示，假设厢假设3依然成立，表明本文的主要结论不受模型选择的影响。3 .剔除部分研究样本考虑到重要的会计准则或内部控制制度的变化可能会对公司的年报重述造成影响，本文将敏感年份分别剔除后再进行稳健性检验。2007年I月1日起，会计准则第28号一会计政策、会计估计变更和差错更正开始实施。2008年5月22日，财政部印发了企业内部控制基本规范，并从2009年7月1日起在上市公司范围内施行。同时考虑到2007年开始的金融危机具有持续性影响，本文将2007年、2(X)8年和2009年视为敏感年份，并分别剔除2(X)7年、20072(X)8年、20072009年的

44、样本数据后再对侬(1)进行回归。结果如表7所示,源的回归系数在三列中均显著为正(的小2、所心s3的实证结果类似，限于篇幅未报告)，可见即便是剔除了敏感年份，本文的主要结论依然稳健。表6稳健性检验：更换PrObit模型变量假设1假设3RestateRestateRestateRestateRestate(D(2)(3)(4)(5)Havensl0.07860.10203.15380.11630.1147(2.702)(3.114)(2.867)(3.243)(3.339)Havens1IC-0.4751(-2.798)HavenslAnalysIl-0.0050*(-1.870)HavenslAnalyst2-0.0024”(-2.064)控制变量YESYESYESYESYES年份、行业、省份YESYESYESYESYESN2303321986230332303323033PseudoR2