【作　　者】
曹 越1（副教授），普 微1，张肖飞2（副教授），刘继艳1

【作者单位】
1.湖南大学工商管理学院，长沙410082；2.河南财经政法大学会计学院，郑州450002

【摘　　要】

     【摘要】本文以2008 ~ 2013年我国A股上市公司为研究样本，考察了自愿性审计师变更与企业所得税避税程度之间的关系，并检验了市场化进程对自愿性审计师变更与企业所得税避税程度之间关系的影响。研究发现：自愿性审计师变更与企业所得税避税程度显著负相关；在市场化进程落后的地区，上市公司更倾向于利用自愿性审计师变更来降低企业所得税避税程度，外部审计作为一种治理机制可以弥补制度环境的缺陷；经营现金流量、总资产收益率、董事长和总经理两职合一、独立董事比重与企业所得税避税程度显著正相关，而审计意见类型则与企业所得税避税程度显著负相关。
【关键词】自愿性审计师变更；市场化进程；所得税避税程度
【中图分类号】F239.1           【文献标识码】A           【文章编号】1004-0994（2016）11-0084-8一、引言
财政是国家治理的基础和重要支柱，科学的财税体制是优化资源配置、维护市场统一、促进社会公平、实现国家长治久安的制度保障。税收是财政收入的主要构成部分。随着市场经济体制的建立和逐步完善，企业成为独立的市场主体，自主经营、自负盈亏。为了赚取利润，我国企业的避税倾向愈加凸显。据估算，我国“九五”时期年税收流失额达4000亿元以上（贾绍华，2001）。2006年国家税务总局与联合国开发计划署联合举办反避税专题研讨会，披露了我国税务机关对300余户外资企业进行的反避税调查案件情况，调增税款约4亿元（吴英、鄂建芳，2007）。税收流失严重已经成为一个世界性难题。
据统计，英国每年损失的税收超过200亿英镑（雷虹云，2008），德国的年税收流失额大约为500亿马克，即使是小国希腊每年也会流失约400亿美元的税收额（贾绍华，2001）。据美国官方估计，联邦政府税收流失率约14%，每年税收流失额达2600亿美元。党的十八届三中全会发布的《中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定》规定，要按照统一税制、公平税负、促进公平竞争的原则，加强对税收优惠特别是区域税收优惠政策的规范管理，清理规范税收优惠政策，完善征管体制。避税与税法精神相悖，难以公平税负，阻碍公平竞争。2014年12月，国家税务总局发布《一般反避税管理办法（试行）》（国家税务总局令2014年第32号），强调要对重点税源和主要税种展开反避税调查。综上可见，尽管税收体制日益完善，税收征管日益规范，纳税服务也日趋成熟，但世界各国并未有效解决税收流失额高居不下的问题，避税与反避税一直是实务界和学术界关注的焦点话题。
基于委托代理背景，管理层会建立复杂的公司治理结构，通过复杂、不透明的避税行为掩盖其利润操纵行为，侵害股东利益（Hanlon和Heitzman，2010；Chen et al.，2010；Dyreng et al.，2009；Frank et al.，2009），导致国家税收流失。现有文献主要讨论公司的避税程度（Dyreng et al.，2010）、手段（Wilson，2009；Adhikari et al.，2006）以及影响因素（Mcguire et al.，2012；Brad A. Badertscher et al.，2013），但鲜有文献关注审计师的作用。实际上，审计师至少可以通过以下两方面影响企业的避税程度：一是财务报告审计，高质量的外部审计可以约束企业的避税行为；二是直接向企业提供税务服务，帮助客户企业获得避税收益（魏春燕，2014）。Maydew和Shackelford（2007）基于风险控制视角实证发现，审计师可以通过财务报告审计识别企业的避税行为，并要求其调整账务，降低避税水平。金蹇（2011）的研究表明，高质量的外部审计可以有效地抑制企业的避税行为，且这种抑制作用对非国有企业更为明显。会计师事务所规模与审计质量呈正比，规模较小的会计师事务所对客户企业的经济依赖会较强，从而独立性较差，会忽视其独立性而为企业提供税务服务（蔡震，2014）。但审计师对企业避税程度的影响方向并不明确。
现有文献集中关注审计师变更对审计质量、审计独立性的影响，但并未涉及自愿性审计师变更对企业所得税避税程度的影响。本文拟以我国上市公司数据为样本，探讨自愿性审计师变更与企业所得税避税程度之间存在的关系，并检验市场化进程这一制度因素对二者关系的影响。
二、文献综述
企业的避税行为一直以来都是学术界和实务界关注的焦点，因为税收是国家财政收入最重要的组成部分，关系着国计民生。学者对避税问题的研究主要集中在企业所得税避税的影响因素方面。因为相对于其他税种（如增值税）而言，企业所得税的可操控性更强。现有文献将企业所得税避税影响因素划分为公司内部因素和外部因素：前者主要涵盖公司治理因素（如管理层激励、公司规模、公司债务水平、盈利能力、股权结构和投资决策）和管理层个人特征（如政治关联或者政治身份）；后者包括地域因素、行业性质、税收监管水平、政府压力、分析师跟踪情况和企业社会责任等。
（一）内部影响因素
第一，很多文献分析了管理层激励（股权激励或薪酬激励）与企业所得税避税的关系（Gupta et al.，2002；Desai，2003；Desai和Dharmapala，2006；Rego和Wilson，2008；刘华等，2010；吕伟、李明辉，2012；刘江，2012；许冠楠，2014；张婕，2014）。企业对管理者的激励会促使管理者争取更多的税务利益（Gupta et al.，2002）。管理层股权激励与企业避税间存在显著的相关关系（Erickson，2003）。公司管理层股权激励水平越高，其避税程度越强（Rego和Wilson，2008）。管理层激励与企业的避税程度显著正相关（刘华等，2010；吕伟、李明辉，2012；刘江，2012；许冠楠，2014；张婕，2014）。但Desai et al.（2003）的研究却表明，企业的避税行为会受到管理层的高报酬影响，在管理者寻租行为和企业避税行为正向相关的前提下，管理层股权激励与企业避税间存在负相关关系。
第二，部分学者检验了公司规模与企业所得税避税程度之间的关系，但并未得出一致结论。一部分学者发现，公司规模与企业避税程度负相关（Zimmerman，1983；Gupta和Newberry，1997；王延明，2003）。还有一部分学者的研究结果则显示，公司规模与避税程度正相关（Porcano，1986；Kim和Limpaphayom，1998；王跃堂，2009）。也有学者发现，二者之间不存在显著关系（Holland，1998）。研究结论的差异可能归因于各国税收制度、文化传统与经理人素养的差异。
第三，有学者检验了企业债务水平与企业所得税避税程度的关系（Defond，1994；Sweeney，1994；DeAngelo，1994；姚淑娜，2006；李增福，2010）。债务水平与盈余管理大小负相关，企业为了降低违反债务契约的成本，不会降低应税所得，而是调增会计利润（Defond，1994；Sweeney，1994）。而DeAngelo（1994）则发现，如果公司面临财务困境，企业会减少应税所得，增加会计利润，为新一轮契约的签订做准备，公司债务水平与避税程度呈正相关关系。姚淑娜（2006）和李增福（2010）也发现，公司债务水平与避税行为正相关。
第四，也有学者从盈利能力方面研究企业所得税避税行为。盈利能力高的企业更倾向于采取避税措施（Balsam，1996；Harris，1999；Plesko，2001），盈利能力与避税程度之间呈显著正相关关系（Boudewijn，2005；苏珊珊，2012）。而Ajay（2006）以马来西亚公司数据为样本，发现盈利能力与企业避税之间存在显著负相关关系。在盈利能力与企业所得税避税间的关系研究方面，学者们并未达成一致结论。
此外，还有学者实证检验了股权结构对企业所得税避税程度及避税行为的影响。管理层持股比例以及监事会是否有效设置等因素都会对公司避税程度产生影响（Desai和Dharmapala，2009；宋佩君，2009；甘慧，2009；陈琴，2011）。王跃堂（2009）根据薪酬契约假设发现，高管持股比例提高，会降低企业的代理成本，进而提高企业的避税程度，即管理层持股比例与企业避税行为呈正相关性。股权集中度和股权制衡度均与企业所得税避税程度正相关，并且受到股权类型的影响（苏珊珊，2012）。在控制了企业的债务水平、规模大小、管理层持股比例大小以及公司利润平滑等因素之后，王跃堂（2009）却发现，明显存在避税盈余管理行为的是税率降低的公司，且避税行为与公司债务水平和管理层持股比例的关系不明显。叶康涛（2006）发现，企业的终极控制人为国家时，公司会计—税收差异（会计利润与应税所得之间的差异）与盈余管理正相关，且更有能力通过操纵会计—税收差异以规避税收。上市公司中非国有企业可能会更加倾向于避税（邢星，2010）。
值得一提的是，行为经济学的发展也为企业避税行为的研究提供了一个新视角。Phillips（2003）假定管理者是理性的，因而大多管理者在利益的驱动下愿意采取避税措施。除公司因素以外，企业高管的一些个人特征也对避税决策产生影响。企业避税行为与管理者的个体效应显著相关，不同特征的管理者对企业的避税行为产生不同的显著影响（Dyreng，2009）。罗党论和魏翥（2012）以2004~2009年我国民营上市公司为样本，考察了民营企业高管的政治关联对避税行为的影响，发现政治关联程度高的企业会有更大程度的避税行为。李维安和徐业坤（2013）以2004~2008年1343个民营上市公司为样本，分析了政府压力、政治身份与税收规避行为之间的关系，并检验了税收征管及政治身份地域性对企业避税行为的影响，结果表明，政治身份能够产生避税效应，拥有政治身份的企业税收规避程度更大；当地方政府面临较大的经济增长和财政压力时，政治身份所产生的避税效应更加显著；进一步的检验表明，那些政治身份层级较高、拥有本地政治身份的民营企业，其基于政治身份的避税效应更为明显。由此可见，公司高管的政治身份在一定程度上为企业税收规避提供了便利。综上可见，企业的避税行为受诸多因素的影响，只是其影响程度可能因研究方法、研究样本差异而存在不同结论。企业所得税避税行为主要是内因引起的，同时外因的影响也不容忽视。
（二）外部影响因素
影响企业避税行为的外因，主要集中于行业性质、地域因素、税收监管水平、政府压力、分析师跟踪情况和企业社会责任等方面。
美国纺织业、农业、石油业、煤炭业和房地产业的实际税负比其他行业的实际税负明显要低（Rosenberg，1969）。不同行业之间的实际所得税税负存在较大差异（杨之刚、丁琳，2000；李筱强、刘岩，2006），特别是石油行业的实际税负与其他行业相比明显偏低（McIntyre和Nguyen，2000）。马来西亚制造业和旅店业的实际所得税税负明显低于平均水平（Adjikari和Zhan，2003）。可见，对于不同行业之间的所得税税负存在差异，学者已形成一致意见。
我国上市公司的实际所得税税率在2005 ~ 2008年期间存在明显的地域差异，在2008 ~ 2010年期间差异减小甚至趋于相同，而行业差异趋于扩大；同时，在2006 ~ 2011年，我国上市公司避税效应的区域差异和行业差异都变大，但区域差异的变动小于行业差异的变动（吴青，2012）。外部监管风险水平在一定程度上会抑制股权激励对企业避税程度的促进作用（吕伟、李明辉，2012）。高管股权激励水平与税务机关监管力度的交叉变量与企业避税行为（金融行业除外）显著负相关，表明税务机关的监管能够有效抑制股权激励对企业避税行为的影响（张婕，2014）。企业社会责任评分越高的公司，所得税避税程度越低（曹洋洋，2014）。
上述企业避税行为的内外因分析为本文的研究奠定了重要基础，但鲜有文献分析审计师对企业避税行为的影响。审计师作为企业外部环境的一个监管者，其监管效率对企业自身发展及市场秩序规范起着不可替代的作用。魏春燕（2014）以2008~2012年沪深两市A股上市公司为研究对象，检验了审计师行业专长与客户避税程度间的关系，发现当审计师具备行业专长时，客户的避税水平更高，说明审计师在一定程度上影响着企业的避税行为。
我国各地区的市场化进程存在差异。市场化进程与企业所得税避税程度负相关，地区市场化进程越快，企业的所得税避税程度越低（苏珊珊，2012）。地区市场化进程不仅影响着企业的避税行为，也会对审计师变更行为有所影响，在制度环境（利用樊纲等的市场化进程指数来计量）发展相对较好的地区，为了满足高质量审计服务的需求，上市公司更可能发生审计师升级变更（张鸣等，2012），即市场化进程较快的地区，需要更高质量的审计服务，更可能发生审计师升级变更。所以，市场化进程影响着审计师变更和企业所得税避税问题。
三、理论分析与研究假设
上市公司的利润越多，所交的企业所得税一般也会越多。企业可能为了实现税后利润最大化而通过一些隐蔽的方式转移利润，进而实现少缴企业所得税的目的。上市公司的避税行为通常涉及收入和成本的计量、交易时间的界定、资本结构的调整以及相关费用的调整。而审计师通常精通财务、会计、税务和经济学等专业知识，同时熟知审计准则、会计准则和国家税法等方面的相关规定，能通过自身的专业胜任能力来鉴证企业财务报表等相关信息的真实性和完整性。提供高质量审计服务的审计师更可能发现企业的避税手段，并要求企业进行账务调整，来合理保证“所得税费用”项目的公允性与合法性。
基于委托代理理论，所有者一般不参与企业的管理，都是委托职业经理人来经营公司，由此形成了所有者与管理者之间的委托代理关系，进而所有权与经营权分离。两权分离使得有关企业经营业绩等信息在所有者与管理者之间的分布存在严重不对称，并引致管理者的机会主义行为，产生代理问题。为了保护所有者的财产权益，就需要管理层通过财务报告披露经营业绩信息，从而降低所有者与管理者之间的信息不对称程度。在代理问题存在的前提下，管理层通过机会主义行为将避税收益据为己有，侵害了股东利益。市场会对公司避税给予负面评价（Hanlon和Slemrod，2009），因为公司避税行为掩盖了管理层各种侵害股东利益的行为，各种坏消息积累到一定程度后集中爆发，致使公司股价崩溃（Kim et al.，2011）。根据投资者保护理论，公司透明度降低会增加公司内部人与外部人的信息不对称程度，这将有利于管理层的自利行为。然而，审计师作为上市公司外部治理机制的监管者，势必抑制管理层自利动机下的所得税避税行为。根据我国《公司法》和证监会相关规定，上市公司选聘和变更会计师事务所应由股东大会决定，其标准程序为：管理层或财务部门提出名单或对相关事务所发出投标邀请，由董事会下的审计委员会审核，董事会对审计委员会审核同意选聘的会计师事务所议案进行审议后，股东大会审议批准（刘笑霞、李明辉，2013）。因此，股东势必会通过变更审计师来抑制管理层的自利行为，从而降低企业所得税避税程度。
另外，基于委托代理冲突问题，还存在“审计合谋”现象。管理层可以通过操纵会计利润来减少应税所得，还可以在纳税申报过程中通过掩饰不能税前扣除的费用项目等方式减少应税所得，进而少缴企业所得税。审计师通过自身的专业能力能够对管理层披露的相关财务信息的真实性和完整性进行鉴证，进而提高财务信息列报的质量。但是，审计师（包括会计师事务所）作为一个市场主体，也追求市场份额和利润最大化。在我国这种“关系本位”及“圈子文化”的背景下，个人关系在工作和生活中发挥的作用尤为明显。在审计过程中，伴随着审计师与客户管理层在工作及情感等方面的沟通与交流，两者之间的情感关系会逐渐紧密，而且合作时间越长，个人关系中的情感色彩越浓，这就越有利于双方在审计意见方面达成一致。因此基于“人情法则”，我们有理由推测，审计师与被审计单位管理层之间应当有甚至是有强烈的意愿或动机去维持这种长期往来过程中逐渐积累的人际关系（谢盛纹、李晨睿，2014）。再加之管理层可以通过购买非审计服务（如税务咨询）等来补偿审计师以促成审计师与其合谋，从而导致严重的财务造假问题。“审计合谋”严重损害了审计独立性，会降低审计监督的效果，损害整个资本市场的效率。上市公司和审计师之间存在“审计合谋”，这一问题在国有企业中更为严重（张敏等，2012）。为了维护股东的利益，股东会选择重构审计关系，通过自愿性审计师变更确保审计独立性，从而打破“审计合谋”。张涛和吴联生（2010）的研究也表明，在自愿性审计师变更下，股东可以利用解聘现任审计师来阻止审计师和管理层之间的合谋，使得审计师和管理层的最优策略均为真实披露公司的盈余信息，并发表标准无保留审计意见。因此，从委托代理冲突的角度而言，自愿性审计师变更会抑制管理层因自利动机而进行的避税行为，进而降低企业所得税避税程度。基于此，本文提出如下研究假设：
H1：自愿性审计师变更与企业的所得税避税程度显著负相关，即自愿性审计师变更会降低企业的所得税避税程度。
我国的市场化进程始于1978年的十一届三中全会。在这个发展过程中，我国的发展战略是从东部沿海地区发展外向型经济，然后带动中、西部地区发展，因而不可能每个地区的市场化进程都是一个步调，各地区间社会、经济、政治和文化发展水平会存在很大差异，这就为本文的研究提供了一个环境契机。作为新兴市场经济国家，我国各地区经济发展很不平衡，这也会对作为独立市场主体的会计师事务所和企业的行为产生影响。研究自愿性审计师变更和企业所得税避税程度问题，有必要考虑“市场化进程”这一特定的制度环境因素。市场化进程指数由政府与市场的关系、非国有经济发展、产品市场的发育程度、要素市场的发育程度、市场中介组织的发育和法律制度环境六方面组成（樊纲等，2011）。市场化进程的差异势必会影响资本市场中各利益相关者的行为表现。审计师作为一个市场中介组织，其行为绩效必然会受到该地区市场秩序状态及相关法律制度的约束。
一般而言，市场化程度较高的地区，完善的法律程序和较大的执行力度会形成较完善的投资者保护机制，使得企业发生盈余管理的可能性较小（李孟寅，2011）。当公司所在的地区市场化水平较高时，表明该地区市场中介组织的发育良好、法律制度发育比较完善，审计师的独立性较强，审计质量也比较高；同时，较高的法律监管水平有助于监管企业避税行为，并形成事前的威慑力量，使得企业不敢采取激进的避税措施，企业的避税程度很可能降低。但是，对于市场化水平不高的地区而言，市场秩序相对失衡，法律制度也不完善，法律监督水平较低，股东难以识别管理层自利动机下的避税行为。这就难以对避税行为形成事前威慑，降低了管理层的自利避税成本，进而纵容管理层去避税，损害股东利益。此时，作为企业外部独立的监管机制，审计师可以通过发挥其外部治理功能从而弥补制度上的缺陷。市场化进程较慢的地区，股东利益的保护水平也较低，代理问题较严重，高质量的外部审计能通过约束机制降低上市公司的代理成本（Jensen和Meckling，1976），进而减少代理冲突。在我国市场上，外部审计具有治理作用，即上市公司的代理问题越严重，越倾向于选择声誉较好的“四大”会计师事务所（曾颖、叶康涛，2005）。也就是说，在市场化进程慢的地区，投资者保护水平较低，上市公司对高质量外部审计的需求会上升，股东会趋于变更审计师来抑制管理层的自利行为，进而降低企业的所得税避税程度。基于此，本文提出如下研究假设：
H2：市场化进程越慢的地区，上市公司股东越倾向于通过变更审计师来降低企业所得税避税程度。
四、研究设计
（一）数据来源与样本选取
为了检验前文提出的假设，本文以2008 ~ 2013年我国A股上市公司为样本。借鉴张鸣等（2012）的做法，审计师变更样本的选取如下：首先，筛选出2008 ~ 2013年为上市公司提供年报审计服务的会计师事务所；其次，会计师事务所的更名、合并以及重组均属于会计师事务所经营规模的调整，这类主审会计师事务所变化并不属于本文界定的审计师变更范畴，故予以剔除；再次，本文的审计师变更均指自愿性审计师变更，即以审计服务需求方（上市公司）为发起方解聘审计师而发生的审计师变更。会计师事务所更名、合并及重组信息来自各会计师事务所网站、中国注册会计师协会网站以及会计百科网站。对于数据库中缺失会计师事务所样本观测值以及部分控制变量的数据，本文采用手工收集的方法从巨潮资讯网各上市公司的年报中获取。
在此基础上，为了得到更加可靠的结果，本文对所搜集的样本数据进行了如下筛选：①剔除财务数据缺失且无法手工收集的数据；②剔除财务状况异常的ST、PT、∗ST、∗PT的公司数据；③剔除金融行业数据；④剔除2008 ~ 2013年期间新上市和退市的样本数据。为了排除异常值的影响，考虑到样本量大，本文对相关变量指标进行了上下1%的Winsorize处理，最终得到8106个样本观测值。
此外，本文有关公司基本信息、实际控制人信息、被审计单位信息以及财务数据信息等来自CSMAR数据库，市场化进程的相关数据来自樊纲等（2011）的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。
（二）变量说明及模型设计
1. 变量说明。
（1）企业所得税避税程度。企业所得税避税程度是本文变量。为了实证结果的稳健性，本文借鉴刘行和叶康涛（2013）以及Desai和Dharmapala（2006）的研究方法，采用扣除应计利润影响之后的会计—税收差异（DDBTD）来衡量企业的所得税避税程度，即BTD=αTACCi，t+μi+ξi，t。BTD代表“会计—税收差异”，BTD=（利润总额-应税所得）/期末资产总额，应税所得=（所得税费用-递延所得税费用）/名义所得税税率。TACC表示总应计利润，用“（净利润-经营活动产生的净现金流）/总资产”来度量，μi表示公司i在样本期间内残差的平均值，ξi，t表示t年度残差与公司平均残差μi的偏离度。DDBTD=μi+ξi，t，代表BTD中不能被应计利润解释的部分。
（2）审计师变更。审计师变更是本文的解释变量，记为Switch。本文的审计师变更均指自愿性审计师变更，即以审计服务需求方（上市公司）为发起方解聘审计师而发生的审计师变更。同时，审计师变更均指会计师事务所的变更，且只包括财务报表审计的会计师事务所变更，不包括发行时的审计师变更和其他非审计鉴证服务的审计师变更。
（3）市场化进程。市场化进程是本文的解释变量，用市场化总指数来衡量，记为MIndex。市场化进程指数主要取自樊纲等（2011）的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。但由于该指数只更新到2009年，借鉴刘斌和王雷（2014）的做法，本文通过以下方法计算得到2010 ~ 2013年的数据：用2009年的数据作为2008年和2010年的平均数，倒推出2010年的数据，再重复上述步骤计算出2011、2012、2013年的数据。
2. 模型设计。
为了检验H1，本文设计了模型（1）：
DDBTDi，t=α0+α1Switchi，t+α2Soei，t+α3Sizei，t+α4CFOi，t
+α5Levi，t+α6Roai，t+α7Tenurei，t+α8Opioni，t+α9Dshgmi，t+α10Gdzcbli，t+α11Wxzcbli，t+α12Duali，t+α13Dldsi，t+IND+Year+εi，t （1）
其中，DDBTD作为衡量企业所得税避税程度的指标，是被解释变量。借鉴现有文献（Dyreng，2010；Hanlon和Heitzman，2010；刘行、叶康涛，2013；魏春燕，2014），本文控制了产权性质（Soe）、公司规模（Size）、经营现金流量（CFO）、总资产收益率（Roa）、杠杆率（Lev）、审计意见类型（Opion）、审计任期（Tenure）、董事会规模（Dshgm）、董事长和总经理两职合一（Dual）、固定资产比率（Gdzcbl）、无形资产比率（Wxzcbl）、独立董事比重（Dlds）以及年度（Year）和行业（IND）虚拟变量。
为了检验H2，本文设计了模型（2）：
DDBTDi，t=α0+α1MIndex×Switchi，t+α2Switchi，t+
α3MIndexi，t+α4Soei，t+α5Sizei，t+α6CFOi，t+α7Levi，t+
α8Roai，t+α9Tenurei，t+α10Opioni，t+α11Dshgmi，t+α12Gdzcbli，t+
α13Wxzcbli，t+α14Duali，t+α15Dldsi，t+IND+Year+εi，t （2）
其中，模型（2）中控制变量的选取和模型（1）相一致，各变量的定义如表1所示。

五、实证结果分析
（一）描述性统计分析
本文在表2中列示了各个变量的描述性统计结果。企业所得税避税程度的衡量指标扣除应计利润影响之后的会计—税收差异（DDBTD）的均值为-1.09e-11，中位数为0.0047，可见样本中大部分公司存在所得税避税行为。自愿性审计师变更（Switch）的均值为0.0809，中位数是0，说明变更了审计师的上市公司占总样本的8%左右。市场化进程（MIndex）的均值为9.3141，中位数为9.26，市场化进程的均值和中位数均为正，且数值也较大，表明我国的市场化改革已取得重要成果。但市场化进程的最小值为-3.54，最大值为15.38，说明我国市场化进程的地区差异较大。

（二）变量相关性分析
为了检验各变量指标设计的合理性，表3中列示了各变量的Pearson和Spearman相关系数，但鉴于本文的控制变量较多，结果中仅列示了部分主要变量的相关系数。结果显示，绝大部分变量之间的相关关系分别在1%、5%、10%的置信水平上显著，说明变量的选取整体上是合理的。主要的解释变量（Switch）和被解释变量（DDBTD）的相关系数为-0.0408和-0.0228，分别在1%和5%的水平上显著，且系数的符号均为负，与预期符号相一致。
（三）多元回归分析
1. 自愿性审计师变更与企业所得税避税程度。本文利用模型（1）检验自愿性审计师变更对企业所得税避税程度的影响，在此之前本文运用Hausman检验进行检测，其结果表明本文数据适用于面板模型固定效应回归。表4列示了面板模型固定效应回归结果。表4显示，企业所得税避税程度的回归系数为-0.013，在5%的水平上显著，表明自愿性审计师变更能够降低企业所得税避税程度，支持了H1。由此可知，股东可以通过变更审计师来降低企业的所得税避税程度，从而抑制了在代理问题存在的前提下管理层通过机会主义将避税收益据为己有的自利行为。随后，我们对模型（2）进行回归，考察市场化进程对自愿性审计师变更与企业所得税避税程度关系的影响，具体结果见表4中市场化进程一列。结果显示，交乘项的回归系数为-0.0002，说明市场化进程对自愿性审计师变更与企业所得税避税程度的关系起到负向调节作用，即市场化程度的降低会增强自愿性审计师变更对企业所得税避税程度的负向影响，但这种影响在统计上并不显著，H2并未得到完全验证。此外，市场化进程（MIndex）与企业所得税避税程度的系数为0.0007，说明市场化进程与企业所得税避税程度正相关，但统计上并不显著。
2. 进一步分组检验。为了进一步检验在市场化进程越慢地区，上市公司股东更倾向于通过变更审计师来降低企业所得税避税程度，本文按照市场化进程的中位数将全样本分为市场化进程快和慢两组进行分组检验，回归结果如表5所示。在市场化进程快的组，自愿性审计师变更与企业所得税避税程度负相关，但是不具备统计意义上的显著性；而在市场化进程慢的组，自愿性审计师变更与企业所得税避税程度显著负相关，说明在市场化进程慢的地区，进行自愿性审计师变更能够降低企业所得税避税程度。可见，在市场化进程慢的地区，外部审计可以作为制度环境的替代机制，弥补制度缺陷带来的监管效率不足。这一结果支持了H2。

（五）稳健性检验
为确保研究结论的可靠性，本文做了如下稳健性检验：
一是重新定义企业所得税避税程度的衡量指标。借鉴Dyregn（2010）的研究方法，从税率角度衡量所得税避税程度。具体而言，本文设置账面有效税率（BETR）指标来衡量企业所得税避税程度：
BETR=当期所得税费用/税前利润总额
其中，BETR反映当期直接影响净利润的所得税避税程度（Hanlon和Heitzman，2010）。先前的研究表明，BETR越低，企业所得税避税程度越高（Rego，2003），魏春燕（2014）也采用该方法来衡量企业所得税避税程度。本文得到模型（3）和（4）的回归结果如表6所示，结果与前文的结论相一致。
二是本文采用市场化进程（MIndex）的平均值进行分组检验，回归结果如表7所示，检验结果不变。
三是为识别模型的多重共线性问题，我们观察了模型中所有变量的方差膨胀因子（VIF），发现所有变量的方差膨胀因子均小于2，因此，模型中变量并不存在严重的多重共线性问题。综上表明，本文的研究结论较为稳健。
其中，稳健性回归构建的模型如下：
BETRi，t=α0+α1Switchi，t+α2Soei，t+α3Sizei，t+α4CFOi，t
+α5Levi，t+α6Roai，t+α7Tenurei，t+α8Opioni，t+α9Dshgmi，t+α10Gdzcbli，t+α11Wxzcbli，t+α12Duali，t+α13Dldsi，t+IND+Year+εi，t （3）
BETRi，t=α0+α1Switchi，t+α2MIndex+α3MIndex×Switchi，t
+α4Soei，t+α5Sizei，t+α6CFOi，t+α7Levi，t+α8Roai，t+α9Tenurei，t
+α10Opioni，t+α11Dshgmi，t+α12Gdzcbli，t+α13Wxzcbli，t+
α14Duali，t+α15Dldsi，t+IND+Year+εi，t （4）
六、研究结论与政策建议
本文以2008 ~ 2013年我国A股上市公司为研究样本，考察了审计师变更与企业所得税避税程度之间的关系，并检验了市场化进程对审计师变更与企业所得税避税程度之间关系的影响，研究得出了以下结论：①自愿性审计师变更与企业所得税避税程度显著负相关，表明自愿性审计师变更能显著抑制企业所得税避税行为；②市场化进程越慢的地区，上市公司越倾向于通过自愿性审计师变更来降低企业所得税避税程度，说明外部审计可以作为市场化进程的替代机制，弥补制度环境缺陷；③经营现金流量、总资产收益率、董事长和总经理两职合一、独立董事比重与企业所得税避税程度显著正相关；④审计意见类型与企业所得税避税程度显著负相关。本文的结论补充和拓展了企业所得税避税的影响因素和审计师变更的经济后果两方面的研究。
据此，本文提出政策建议如下：一是鉴于自愿性审计师变更能够显著抑制企业所得税避税程度，我们应该进一步完善自愿性审计师变更的相关程序，同时健全公司治理机制，为股东制定审计师变更决策提供良好的基础。二是既然市场化进程与外部审计是可以相互替代的治理机制，在市场化进程落后的地区，监管部门应继续加强审计市场的法律法规以及审计准则等制度建设，充分发挥外部审计弥补制度环境缺陷的作用，增大企业所得税外部监管力度。三是审计意见类型与企业所得税避税程度显著负相关，审计意见类型在一定程度上影响着审计质量，而高质量的外部审计可以有效抑制企业避税（Maydew和Shackelford，2007）。因此为了降低企业所得税避税程度，防范严重的企业所得税税收流失，社会各界和主管部门可助推会计师事务所做大做强，提高审计质量，确保审计市场有序竞争；同时，会计师事务所自身也应强化质量控制制度，通过提高审计质量扩大市场份额。

主要参考文献：
雷虹云．借鉴国际经验完善避税地税务管理［J］．涉外税务，2008（9）．
Hanlon M.， S. Heitzman．A Review of Tax Research［J］．Journal of Accounting and Economics，2010（50）．
Chen S.， X. Chen， Q. Cheng， T. Shevlin. Are Family Firms More Tax Aggressive Than Non-family Firms？［J］．Journal of Financial Economics，2010（95）．
Frank M.， L. Lynch， S. Rego. Tax Reporting Aggressiveness and its Relation to Aggressive Financial Reporting［J］．The Accounting Review，2009（84）．
魏春燕．审计师行业专长与客户的避税程度［J］．审计研究，2014（2）．
Desai M. A.， Dharmapala D.．Corporate Tax Avoidance and High Powered Incentives［J］．Journal of Financial Economics，2006（79）．
刘华，张天敏，何凌云．管理者激励与企业避税［J］．武汉理工大学学报，2010（19）．
吕伟，李明辉．高管激励、监管风险与公司税负——基于制造业上市公司的实证研究［J］．山西财经大学学报，2012（5）．
Zimmerman L.．Taxes and Firm Size［J］．Journal of Accounting and Economics，1983（5）．
Gupta S.， Newberry K.． Determinants of the Variability in Corporate Effective Tax Rates： Evidence from Longitudinal Data［J］．Journal of Accounting and Public Policy，1997（16）．
王延明．上市公司所得税负担研究——来自规模、地区和行业的经验证据［J］．管理世界，2003（1）．
Kim K.， Limpaphayom P.．Taxes and Firm Size in Pacific-Basin Emerging Economies［J］．Journal of International Accounting，1998（7）．
王跃堂，王亮亮，龚彩萍．所得税改革、盈余管理及其经济后果［J］．经济研究，2009（3）．
Rego S. O.， R. Wilson. Executive Compensation，Tax Reporting Aggressiveness and Future Firm Performance［J］．Journal of Accounting Research，2012（50）．
Desai M. A.．The Divergence between Book and Tax Income［J］．Tax Policy and the Economy，2003（17）．
李增福，郑友环．避税动因的盈余管理方式比较——基于应计项目操控和真实活动操控的研究［J］．财经研究，2010（6）．
Balsam S.， Ryan D.．Response to Tax Law Changes Involving the Deductibility of Executive Compensation： A model Explaining Corporate Behavior［J］．Journal of the American Taxation Association，1996（18）．
Boudewijn J.．Corporate effective tax rates in the Netherlands［J］．De Economist，2005（153）．
曹书军，张婉君．企业实际所得税率影响因素及其稳定性研究［J］．财经论丛，2008（6）．