風(fēng)險投資參與是否影響企業(yè)納稅籌劃的積極性？——基于中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)

吳　斌，施　瑤

(東南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京　210096)

?

風(fēng)險投資參與是否影響企業(yè)納稅籌劃的積極性？——基于中國資本市場的經(jīng)驗證據(jù)

吳斌，施瑤

(東南大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院，江蘇 南京210096)

[摘要]以2008—2011年中小板和創(chuàng)業(yè)板有風(fēng)險投資機構(gòu)持股的上市企業(yè)IPO當(dāng)年及之后兩年的數(shù)據(jù)為樣本，對風(fēng)險投資參與和公司納稅籌劃的相關(guān)性進行了實證檢驗。結(jié)果顯示：在考慮了內(nèi)生性問題的情況下，風(fēng)險投資參與以及風(fēng)險投資機構(gòu)持股比例高的企業(yè)，納稅籌劃積極性更高，說明我國資本市場上風(fēng)險投資具有的“有效監(jiān)督說”假設(shè)并不成立；將風(fēng)險投資機構(gòu)成立時間、管理資本、已投資企業(yè)數(shù)、已完成IPO個數(shù)和IPO金額刻畫為風(fēng)險投資機構(gòu)的聲譽基礎(chǔ)上后發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資機構(gòu)聲譽對抑制被投資上市公司稅收籌劃具有積極作用。

[關(guān)鍵詞]企業(yè)納稅籌劃；風(fēng)險投資；持股比例；投資者聲譽；風(fēng)險資本參與；風(fēng)險管理；資本市場；稅收征管；企業(yè)避稅；IPO股份

一、 引言

風(fēng)險資本的參與是否以及如何影響被投資企業(yè)一直是國內(nèi)外這一領(lǐng)域?qū)嵶C研究的熱點問題?；贗PO股價、公司治理、市盈率等相關(guān)指標(biāo)，國外學(xué)者提出風(fēng)險投資的“核證說”、“有效監(jiān)督說”、“增值服務(wù)說”、“逐名說”假設(shè)，并進行了不同程度的實證檢驗，大多數(shù)文獻肯定了風(fēng)險投資對被投資企業(yè)的積極作用[1]。近年來，隨著國內(nèi)中小板、創(chuàng)業(yè)板的建立，越來越多的風(fēng)險投資參與到上市公司的公司治理中。結(jié)合中國資本市場經(jīng)驗證據(jù)，國內(nèi)學(xué)者對這一領(lǐng)域進行的實證考察主要聚焦于風(fēng)險資本參與對控制權(quán)配置以及企業(yè)績效等方面的影響[2]，而將風(fēng)險投資參與和企業(yè)納稅籌劃聯(lián)系起來進行實證討論并不多見。按照我們的理解，如果風(fēng)險投資參與能夠?qū)崿F(xiàn)“增值服務(wù)說”，則意味著利用已有的稅收管理能力，風(fēng)險投資參與將對企業(yè)納稅籌劃水平有提升作用；然而，多數(shù)情況下，獲得政府稅收優(yōu)惠政策以外的企業(yè)納稅籌劃往往伴隨著稅法違規(guī)的風(fēng)險，一定程度上背離了已有實證研究關(guān)于風(fēng)險投資“有效監(jiān)督說”的角色認(rèn)知，況且，稅法違規(guī)一旦查處，也將損害風(fēng)險投資的“聲譽”。這一相悖的解釋使我們對風(fēng)險投資參與是否影響企業(yè)納稅籌劃水平的研究產(chǎn)生了較大的興趣。尤其是，區(qū)別于國外以民間資本為主體的風(fēng)險投資現(xiàn)狀，我國風(fēng)險投資的國有資本所占比例相對較大，因此考察和判斷風(fēng)險投資在中國背景下的特殊作用有重要的意義。

二、 文獻回顧

學(xué)術(shù)界對企業(yè)稅收籌劃探討主要集中在：稅收籌劃動因及其程度、影響因素等[3]。大多數(shù)研究認(rèn)為，企業(yè)之所以會采取積極的納稅籌劃策略，是出于能夠直接減少稅負(fù)現(xiàn)金流支出的考量，不僅如此，稅收籌劃還能夠優(yōu)化企業(yè)資本結(jié)構(gòu)等，從而提高企業(yè)競爭力。至于影響企業(yè)稅收籌劃強度，相比較而言，那些管理層薪酬水平與企業(yè)稅后財務(wù)收益相關(guān)程度更高的企業(yè)有更強的納稅籌劃動機[4]。

對于影響企業(yè)稅收籌劃的因素，學(xué)者們不可避免地會考慮納稅籌劃的成本。Scholes等是較早引入非稅成本探討影響企業(yè)稅收籌劃因素的學(xué)者，他們提出的“有效稅收籌劃理論”強調(diào)了非稅成本是抑制企業(yè)稅收籌劃的重要因素[5]。這一開創(chuàng)性的研究為稅收籌劃的研究提供了分析框架，即稅收籌劃動因及其強弱是企業(yè)稅收籌劃效益與包括非稅成本在內(nèi)的邊際成本權(quán)衡的結(jié)果。此后，國外學(xué)者圍繞非稅成本從稅收籌劃方法、股權(quán)結(jié)構(gòu)、生命周期階段、公司治理等方面展開研究。在國內(nèi)，孫剛指出，為了達到降低稅負(fù)的目的，企業(yè)通常會建立內(nèi)部稅收籌劃部門或利用外部稅收咨詢機構(gòu)幫助企業(yè)避稅[6]。鄭紅霞和韓梅芳發(fā)現(xiàn)，稅收籌劃行為本身會產(chǎn)生交易成本，此外還會產(chǎn)生財務(wù)報告成本、稅務(wù)稽查成本以及潛在的股價下跌損失等非稅收成本[7]。

區(qū)別于一般的機構(gòu)投資者，風(fēng)險投資是提高還是抑制了被投資企業(yè)納稅籌劃的積極性？對這一問題展開的討論，一定程度上，需要我們將風(fēng)險投資是否能夠發(fā)揮有效的公司治理作用的角色認(rèn)知聯(lián)系起來。堅持“有效監(jiān)督說”的學(xué)者認(rèn)為，風(fēng)險投資機構(gòu)可為被投資企業(yè)提供專業(yè)的知識，能夠降低外部投資者和企業(yè)內(nèi)部投資者的利益沖突[8]。風(fēng)險投資的參與增加了企業(yè)上市的可預(yù)見性，被投資企業(yè)有較高的盈余質(zhì)量。然而，與“有效監(jiān)督說”不同的是，一些文獻指出，基于自利的動因，作為“利益攫取”的投資者，風(fēng)險投資機構(gòu)具有強烈的動機實施納稅籌劃行為，其參與投資的企業(yè)盈余管理水平較高[9]。在國內(nèi)，談毅等結(jié)合中國新興資本市場的實證發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資在IPO抑價、上市費用、研發(fā)投入方面并沒有顯著積極影響[10]。相比較而言，聲譽作為一種有效的激勵機制，擁有良好聲譽的風(fēng)險投資機構(gòu)則對被投資企業(yè)激進的納稅籌劃行為有一定的抑制作用。

三、 理論分析與假設(shè)的提出

在中國，自1993年實施的分稅制改革以來，為了獲得更多的地方稅源，地方政府基于招商引資需要使得稅收競爭有愈演愈烈之勢，其中的重要手段之一便是推出各種各樣名目繁多的稅收優(yōu)惠政策，包括地域性、行業(yè)性稅收優(yōu)惠政策，“先征后返”政策等。對于企業(yè)而言，尤其是國內(nèi)的上市公司，在當(dāng)?shù)囟紝儆谟杏绊懙钠髽I(yè)，一方面，對這些企業(yè)，地方政府有更高的關(guān)注程度；另一方面，上市公司無疑也會利用自身的優(yōu)勢，展開各種政治游說，通過稅收籌劃等手段獲取稅收優(yōu)惠。這一政策誘因使得作為機構(gòu)投資者的風(fēng)險投資對稅收籌劃同樣產(chǎn)生了重要影響，它主要有以下表現(xiàn)。

國內(nèi)風(fēng)險投資機構(gòu)持股并成功將被投資企業(yè)推向IPO仍然是其無法替代的盈利模式，甚至是其獲得聲譽的基礎(chǔ)。出于逐名動機，將被投資公司成功推向IPO進而建立投資聲譽，獲得更多的融資，風(fēng)險投資往往急于將其所投資的尚未成熟的企業(yè)做上市。然而由于我國強制性股權(quán)鎖定期的存在使得風(fēng)險投資只能在鎖定期結(jié)束后減持，風(fēng)險投資參與對信息質(zhì)量影響的關(guān)鍵環(huán)節(jié)由此移向IPO后的減持環(huán)節(jié)。因此，考慮到我國風(fēng)險投資尚處于成長發(fā)展階段，無論是競爭還是自利需要，為了能在退出之時取得較高收益，風(fēng)險投資機構(gòu)更具有納稅籌劃的動機。

國內(nèi)風(fēng)險投資多有國有背景，而獲得政府支持的風(fēng)險投資受到政府公共職能等因素的影響，可能會降低其作為積極股東對被投資企業(yè)的“監(jiān)督認(rèn)證”作用。相比較而言，國有背景風(fēng)險投資參與的風(fēng)險企業(yè)，更易獲得政府稅收優(yōu)惠政策，這為國有背景的風(fēng)險投資提供了納稅籌劃的可能性。不僅如此，在我國，能夠獲得政府稅收優(yōu)惠的企業(yè)往往會得到市場的更多認(rèn)同，傳遞給外部投資者公司質(zhì)量較高的信號，顯然，上述因素會使風(fēng)險投資機構(gòu)有更強的納稅籌劃動機。

風(fēng)險投資的持股比例是衡量風(fēng)險投資參與度高低的重要指標(biāo)。高持股比例的風(fēng)險投資參與將傳遞給外部投資者質(zhì)量高的信號，更容易吸引外部潛在投資者的關(guān)注。風(fēng)險投資的持股比例越高，其在被投資企業(yè)中占有的權(quán)益越高，在被投資的企業(yè)中有越多的話語權(quán)，利用控制權(quán)通過納稅籌劃而獲得自身效用的動機和能力越強。據(jù)此，本文提出假設(shè)H1a和假設(shè)H1b。

H1a：相比無風(fēng)險投資參與的企業(yè)，有風(fēng)險投資參與的企業(yè)IPO后稅收籌劃激進程度較高。

H1b：風(fēng)險投資持股比例越高，稅收籌劃激進程度越高。

基于委托代理視角，有風(fēng)險投資機構(gòu)持股的企業(yè)存在雙重委托代理關(guān)系。它包括投資者與風(fēng)險投資家及風(fēng)險投資家與創(chuàng)業(yè)者之間的委托代理關(guān)系。已經(jīng)積累了足夠聲譽的風(fēng)險投資家在參與被投資企業(yè)的納稅籌劃決策中，通常會傾向于選擇不偏激的納稅籌劃行為。它的理由如下。

“聲譽效應(yīng)”假說認(rèn)為，聲譽具有發(fā)送信號和認(rèn)證的作用，是一項重要的無形資產(chǎn)，因而風(fēng)險投資機構(gòu)很重視自己的聲譽，聲譽的隱性激勵機制甚至比報酬等顯性因素對抑制道德風(fēng)險等起到更重要的作用。企業(yè)如果選擇過度的納稅籌劃甚至違規(guī)行為，一旦失去了資本市場的投資者信任，將使其在后續(xù)融資中難以高效率低成本籌集到新的風(fēng)險投資基金，對其未來可能的績效產(chǎn)生負(fù)面影響。

與發(fā)達國家的資本市場相比，我國資本市場發(fā)展時間較短，市場機制和配套制度等方面對中小投資者的保護還相對較弱。出于逐利動機，為了增加公司IPO成功的概率，風(fēng)險投資將幫助公司進行盈余管理，其手段之一便是采取更為激進的納稅籌劃行為，從而使將其被投資的、尚未成熟的公司做上市。某種程度上，我們認(rèn)為，風(fēng)險投資的聲譽機制可以認(rèn)為是實現(xiàn)風(fēng)險投資的“有效監(jiān)督說”的一個替代，即高聲譽風(fēng)險投資機構(gòu)由于能夠在公司治理層面發(fā)揮持續(xù)的認(rèn)證和監(jiān)督作用進而抑制激進的納稅籌劃行為。

在我國，尚處在成長發(fā)展階段的風(fēng)險投資行業(yè)市場集中度相對較低，提升競爭力以及實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的驅(qū)動力決定了構(gòu)建風(fēng)險投資機構(gòu)聲譽作為一個重要的戰(zhàn)略。對于風(fēng)險投資機構(gòu)而言，聲譽同樣也是其與市場上的其他參與者長期交易和重復(fù)博弈的結(jié)果，高聲譽的風(fēng)險投資機構(gòu)基于維系自身聲譽的考慮，它能夠提升被投資企業(yè)的盈余質(zhì)量，從而抑制被投資企業(yè)的過度納稅籌劃行為。因此，為了降低因納稅籌劃導(dǎo)致的稅法違規(guī)風(fēng)險而有損于風(fēng)險投資機構(gòu)的聲譽，相比較低聲譽的風(fēng)險投資機構(gòu)，高聲譽的風(fēng)險投資機構(gòu)違規(guī)一旦查處將會導(dǎo)致更高的機會成本?；谏鲜鲞壿?，我們提出如下假設(shè)2。

H2：在相關(guān)因素得到控制的前提下，風(fēng)險投資機構(gòu)聲譽越高，稅收籌劃激進程度越低。

四、 樣本選擇與研究方法

(一) 樣本和數(shù)據(jù)

借鑒黨興華等人的研究，本文將IPO時前十大股東中有風(fēng)險投資機構(gòu)持股的企業(yè)認(rèn)定為有風(fēng)險投資支持的企業(yè)[10]。研究樣本按以下順序篩選：(1)剔除T類上市公司；(2)剔除金融保險類上市企業(yè)；(3)剔除本年度總利潤小于零的上市企業(yè)；(4)剔除數(shù)據(jù)不完備的上市公司，由此得到337家2008—2011年間在中小板以及創(chuàng)業(yè)板具有風(fēng)險投資背景的上市企業(yè)作為有效樣本，配比選擇360家無風(fēng)投背景的企業(yè)，見表1。風(fēng)險投資的相關(guān)數(shù)據(jù)根據(jù)CV-Source數(shù)據(jù)庫和招股說明書核對后確定，財務(wù)數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫和上市企業(yè)披露的年度報告，行業(yè)分類依據(jù)《中國上市公司行業(yè)分類指引》，數(shù)據(jù)分析采用Stata13.0、SPSS19.0計量軟件。

(二) 變量說明

1. 被解釋變量

被解釋變量為稅收籌劃激進程度(TaxAgg)，其衡量方法主要包括“實際所得稅率”*下文簡稱為ETR。(Effective Tax Rate)和“賬稅差異”(Book-Tax Difference)兩種類型[9,14]。利用賬稅差異衡量時，我國的上市企業(yè)，通過財務(wù)報表合理推算出應(yīng)納稅所得額比較困難，因此，本文參照吳聯(lián)生的方法，選用ETR來考察企業(yè)稅收籌劃的激進程度[11]。ETR的定義為企業(yè)所負(fù)擔(dān)的所得稅與稅前經(jīng)濟收益之比，本文中對ETR的分子采用“所得稅費用-遞延所得稅費用”進行測量，分母分別采用稅前利潤和息稅前利潤進行衡量。由此，本文構(gòu)建如下兩個衡量企業(yè)稅收籌劃激進程度的指標(biāo)*2007年以后上市公司在報表附注中詳細(xì)披露所得稅費用的構(gòu)成，通過翻閱年報，本文手工收集2007年以后公司的“本/當(dāng)期所得稅費用”數(shù)據(jù)，即公司當(dāng)期應(yīng)當(dāng)繳納的所得稅費用。。

指標(biāo)一：ETR1=當(dāng)期所得稅額/稅前利潤

指標(biāo)二：ETR2=當(dāng)期所得稅額/息稅前利潤

2. 解釋變量

解釋變量為風(fēng)險投資參與虛擬變量(VC)和風(fēng)險投資持股比例(VCR)。本文借鑒黨興華等的做法，將前十大股東中有風(fēng)險投資持股的上市公司界定為風(fēng)險投資企業(yè)持股的上市公司，即有風(fēng)險投資參與[10]；將前十大股東中屬于風(fēng)險投資企業(yè)的股東持股比例之和定義為風(fēng)險投資持股比例(VCR)，持股比例越高，參與程度越高。

在風(fēng)險投資機構(gòu)聲譽的刻畫方面，此前文獻中既有單獨按照風(fēng)險投資的從業(yè)時間、參與的IPO市場份額來衡量風(fēng)險投資的聲譽，也有通過綜合指標(biāo)進行衡量，如將風(fēng)險投資支持的IPO累積市值與行業(yè)中風(fēng)險投資占總投資比例的份額作為風(fēng)投聲譽的衡量標(biāo)準(zhǔn)，其中有學(xué)者構(gòu)建的評價指標(biāo)包括：(1)風(fēng)險投資參與IPO后企業(yè)連續(xù)三個年度籌資額；(2)連續(xù)3個年度風(fēng)險投資參與的IPO招股占資本市場招股比例；(3)連續(xù)3個年度風(fēng)險投資參與的IPO資本份額；(4)風(fēng)險投資機構(gòu)持股開始至實現(xiàn)被投資企業(yè)IPO年限[12]。借鑒已有研究，本文在綜合考慮上述指標(biāo)的基礎(chǔ)上，分別采用風(fēng)險投資機構(gòu)成立時間(ET)、風(fēng)險投資機構(gòu)管理資本(F)、風(fēng)險投資機構(gòu)已投資案例數(shù)(CASE_N)、風(fēng)險投資機構(gòu)已完成IPO個數(shù)(IPO_N)和風(fēng)險投資機構(gòu)已完成IPO金額(IPO_SUM)來度量風(fēng)險投資機構(gòu)的聲譽。

3. 控制變量

借鑒之前文獻的研究成果，本文設(shè)置控制變量[13]。Size為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)，用以控制規(guī)模因素影響；ROA為期末凈利潤與期末總資產(chǎn)之比，用以控制盈利能力的影響；LEV為公司資本結(jié)構(gòu)變量，計算方法為期末總債務(wù)與期末總資產(chǎn)的比例；INVINT和FAD為存貨密集度和資本密集度，分別以期末存貨和期末固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)的比例衡量；此外，本文控制行業(yè)(Industry)和地區(qū)(LOC)對ETR的影響。變量定義和選取過程詳見表2。

3. 研究設(shè)計

針對H1a，為檢驗風(fēng)險投資參與對稅收籌劃激進程度的影響，本文將有無風(fēng)投背景作為虛擬自變量，建立回歸模型(1)。

TaxAgg=β0+β1VC+β2Size+β3ROA+β4Lev+β5INVINT+β6FAD+β7IntaA+β8SR+β9Industry+β10LOC+ε

(1)

此外，在實證研究中，研究者必須要考慮風(fēng)險投資機構(gòu)與風(fēng)險企業(yè)之間的因果效應(yīng)關(guān)系，即風(fēng)險投資機構(gòu)的內(nèi)生性而導(dǎo)致的自我選擇問題。由于風(fēng)險投資自身的特征以及與投資者之間的委托代理關(guān)系，風(fēng)險投資選擇企業(yè)時往往并非隨機，這在很多文獻中已經(jīng)被證實[14]。因此，在實證研究中必須考慮這一內(nèi)生性問題，檢驗上述樣本中稅收籌劃程度的不同是風(fēng)險投資企業(yè)選擇的結(jié)果抑或是參與治理的結(jié)果。本文參照Rosenbaum等提出的“傾向得分匹配”方法(PSM)，其基本思想在于，在評估某項政策的效果時，若能找到與激勵組盡可能相似的控制組，那么樣本選擇偏誤就可以被有效降低[15]。相對于其他用以解決樣本選擇偏差或內(nèi)生性問題的計量方法，如Heckman兩步法、工具變量法等，PSM估計并不依賴于對估計方程函數(shù)形式的設(shè)定以及排除性約束假定，因而其研究方法更為適用。

表2　變量的定義和選取

①風(fēng)險投資機構(gòu)聲譽的測量值由五個原始變量因子分析計算得出

針對H1a，本文把樣本企業(yè)區(qū)分為兩類：處理組(2008—2011年間上市的有風(fēng)投支持的企業(yè))、對照組(2008—2011年間上市的無風(fēng)投支持的企業(yè))，使用PSM方法分析了風(fēng)險投資參與對變量ETR1、ETR2的影響。

針對H1b，本文進一步檢驗風(fēng)投參與程度的影響，將風(fēng)投持股比例(VCR)作為衡量指標(biāo)放入模型(2)。

TaxAgg=β0+β1VC+β2Size+β3ROA+β4Lev+β5INVINT+β6FAD+β7IntaA+β8SR+β9Industry+β10LOC+ε

(2)

針對H2，本文首先采用因子分子法，提取對總體解釋程度較大的成分，計算出聲譽值，再進行回歸方程的檢驗，建立模型(3)。

TaxAgg=β0+β1VC+β2Size+β3ROA+β4Lev+β5INVINT+β6FAD+β7IntaA+β8SR+β9Industry+β10LOC+ε

(3)

五、 實證結(jié)果

(一) 描述性統(tǒng)計

表3報告了變量描述性統(tǒng)計。本文選取了2008—2011年IPO的風(fēng)險投資企業(yè)IPO當(dāng)年及之后兩年的數(shù)據(jù)進行平衡面板分析，表3顯示，有風(fēng)投支持的風(fēng)險企業(yè)ETR均值均低于無風(fēng)投支持企業(yè)，這和假設(shè)的預(yù)期一致。

(二) 模型檢驗

1. 風(fēng)險投資參與效果的回歸模型

本文利用隨機效應(yīng)取得模型1的回歸結(jié)果如表4所示。多元回歸的結(jié)果顯示，在控制了公司特質(zhì)、行業(yè)類別、地區(qū)類別之后，風(fēng)險投資參與對ETR產(chǎn)生了顯著的影響，其對ETR1、ETR2的影響系數(shù)分別為-0.019264、-0.020881，均在5%的水平上顯著，這表明風(fēng)險投資支持的企業(yè)ETR更低。企業(yè)規(guī)模與實際稅率正相關(guān)，且在1%的水平上顯著，這與王延明的檢驗結(jié)果一致[16]。財務(wù)杠桿用以控制債務(wù)水平的影響，檢驗結(jié)果為債務(wù)水平與實際稅率在1%、5%水平上顯著負(fù)相關(guān)，體現(xiàn)了負(fù)債的抵稅作用。之前學(xué)者的研究表明盈利能力、固定資產(chǎn)密集度、存貨密集度、無形資產(chǎn)密集度與實際稅率之間關(guān)系可能為正、負(fù)或者不顯著[10]，本文的檢驗結(jié)果也是在部分模型中顯著。

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著，下同。

2. 傾向得分匹配

注：*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著；半徑匹配取值0.001，標(biāo)準(zhǔn)誤采用Bootstrap估計，重復(fù)抽樣次數(shù)為200；stata13.0軟件中，各PSM方法依次通過attnd、attr、attk命令實現(xiàn)。

S線性回歸模型的檢驗結(jié)果已經(jīng)顯示風(fēng)險投資參與對ETR的影響，由于風(fēng)險投資機構(gòu)的投資行為偏好，因此在以上回歸分析時可能產(chǎn)生樣本選擇偏誤，為更好地排除這種有偏，本文進一步使用傾向得分匹配法盡可能對其進行規(guī)避。表5列示了采用各種匹配方法而得的風(fēng)險投資參與對ETR1、ETR2的平均處理效果。對于變量ETR1和ETR2，ATT值都為負(fù)且?guī)缀醵荚?%、5%的水平上顯著，表明風(fēng)險投資參與直接顯著降低了ETR1和ETR2，和線性回歸模型的檢驗結(jié)果一致，H1a得到驗證。

3. 風(fēng)險投資參與度檢驗

本文將具有風(fēng)險投資支持的企業(yè)作為樣本進行回歸分析，結(jié)果如表6所示。從模型擬合結(jié)果可知，被解釋變量為ETR1模型的擬合效果好于被解釋變量為ETR2的模型，兩個模型都在1%的水平上統(tǒng)計顯著，模型整體擬合效果較好。觀察表中VCR的系數(shù)可知，兩個模型中該變量均為負(fù)，且都在5%水平上統(tǒng)計顯著，表明風(fēng)險投資持股比例越高，實際所得稅率越低，H1b得到驗證[17]。

4. 風(fēng)險投資聲譽影響檢驗

在對H2進行檢驗之前，本文首先采用因子分析求出風(fēng)險投資聲譽的刻畫值，

因子分析結(jié)果如下：其中表7為KMO和球形檢驗結(jié)果，KMO檢驗值為0.763，大于0.5，可以接受；Bartlett’s球形檢驗卡的sig值為0.000，說明標(biāo)準(zhǔn)化后的變量之間有著顯著的相關(guān)性，即滿足因子分析的前提條件。

通過因子分析法計算出聲譽值之后，本文將其放入回歸方程，對H2進行檢驗，結(jié)果如表8所示。從模型擬合結(jié)果可知，兩個模型都在1%的水平上統(tǒng)計顯著，模型整體擬合效果較好。風(fēng)險投資聲譽的系數(shù)分別為0.050613、0.056890，均在1%的水平上顯著，說明風(fēng)險投資聲譽確實對稅收籌劃激進程度起到抑制作用。H2得到驗證。

本文運用主成分分析法求解初始因子，因子提取及旋轉(zhuǎn)結(jié)果詳見表9，進而確定因子個數(shù)為2個。

表10報告了因子載荷陣經(jīng)過旋轉(zhuǎn)之后的結(jié)果，用各公共因子的方差貢獻率做權(quán)重，將各因子得分線性加權(quán)求和得到綜合得分?；诖耍蜃蛹熬C合因子表達式可以寫成：

表9　聲譽指數(shù)解釋的總方差

F1=-0.038×ET-0.061×F+0.899×CASE_N+0.975×IPO_N+0.901×IPO_SUM

(1)

F2=0.856×ET+0.847×F+0.036×CASE_N+0.019×IPO_N+0.020×IPO_SUM

(2)

Repu=57.289%×F1+28.152%×F2

(3)

六、 穩(wěn)健性檢驗

本文運用豪斯曼-泰勒估計對聯(lián)合風(fēng)險投資參與給被投資企業(yè)納稅籌劃積極性帶來的影響做穩(wěn)健性檢驗，回歸結(jié)果如表11所示。結(jié)果顯示：風(fēng)險投資參與的虛擬變量在兩個模型中均在5%的水平上和ETR呈負(fù)相關(guān)；風(fēng)險投資持股比例系數(shù)分別為-0.175029、-0.130457，分別在5%、10%的水平上顯著，風(fēng)險投資聲譽的系數(shù)分別為0.047653和0.050110，均在1%的水平上顯著，和上文檢驗結(jié)果一致。H1a、H1b、H2再次得到印證。

表11　穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

七、 結(jié)論

論文的實證結(jié)果顯示，國內(nèi)風(fēng)險投資參與以及風(fēng)險投資機構(gòu)持股比例高的企業(yè)，納稅籌劃積極性更高。在我們看來，國內(nèi)風(fēng)險投資機構(gòu)的稅收籌劃，或者體現(xiàn)為利用已有的政府稅收優(yōu)惠政策，通過挖掘稅收“洼地”來獲取更高的企業(yè)績效；或者基于自利動因，實施過度的稅收籌劃，通過稅法違規(guī)來攫取企業(yè)的不當(dāng)利潤。由此可以發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險投資的參與并沒有起到認(rèn)證、監(jiān)督的作用，而更多體現(xiàn)出道德風(fēng)險問題。另外，本文的實證結(jié)果同樣發(fā)現(xiàn)，基于聲譽的考量，更高聲譽的風(fēng)險投資機構(gòu)更重視稅收違規(guī)帶來的聲譽損失風(fēng)險，從而抑制風(fēng)險企業(yè)的稅收籌劃激進程度。

本文研究帶來的啟示是：(1)為了增加風(fēng)險投資對其投資企業(yè)的正面監(jiān)督的動力，對于參與資本市場投資的風(fēng)險投資機構(gòu)，政府監(jiān)管部門應(yīng)該通過設(shè)立風(fēng)險投資機構(gòu)聲譽指標(biāo)，采取定期考核和獎懲措施，抑制風(fēng)險投資機構(gòu)過度稅收籌劃導(dǎo)致的稅法違規(guī)行為。(2)2014年國發(fā)第62號文出臺的《國務(wù)院關(guān)于清理規(guī)范稅收等優(yōu)惠政策的通知》明確指出，長期以來，我國優(yōu)惠政策一定程度上偏離了稅收法定原則，維護企業(yè)之間的公平競爭，需要對當(dāng)前諸多不合理的稅收等優(yōu)惠政策進行專項清理?？梢酝茢?，借助稅收優(yōu)惠來提升企業(yè)績效的空間將會受到更大的限制，風(fēng)險投資機構(gòu)依靠稅收籌劃給被投資企業(yè)帶來的“增值服務(wù)”也將因此受到影響。新形勢下，構(gòu)建有效的聲譽機制提升自身競爭力將成為風(fēng)險投資機構(gòu)能否可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵所在。

參考文獻：

[1]Jerry C, Liu Qigui, Gary G. Do venture capitalists play a monitoring role in an emerging market? Evidence from the pay performance relationship of Chinese entrepreneurial firms[J]. Journal of Pacific-Basin Finance,2014,29(4):121-145.

[2]吳斌，黃明峰.企業(yè)績效、高管人力資本特征與控制權(quán)配置[J].中國軟科學(xué)，2011(4)：161-174.

[3]Hanlon M, Heitzman S. A review of tax research[J]. Journal of Accounting & Economics,2010,50(2-3):127-178.

[4]Phillips J, Pineus M, Rego S. Earning: management: new evidence based on deferred tax expense[J]. The Accounting Review,2003,78(2):491-521.

[5]孫剛.家族企業(yè)、稅收稽查治理與企業(yè)避稅行為[J].稅務(wù)研究，2012(3)：68-74.

[6]鄭紅霞，韓梅芳.基于不同股權(quán)結(jié)構(gòu)的上市公司稅收籌劃行為研究[J].中國軟科學(xué)，2008(9):122-131.

[7]Morsfield S, Tan C. Do venture capitalists influence the decision to manage earning inInitial public offerings?[J]. The Accounting Review,2006,81(2):1119-1150.

[8]Chou D, Gombola M, Liu F. Earnings management and stock performance of reverse leveraged buyouts[J]. Journal of Financial and Quantitative Analysis，2006,41(2):407-438.

[9]談毅，陸海天，高大勝.風(fēng)險投資參與對中小企業(yè)板上市公司的影響[J].證券市場導(dǎo)報，2009(5):26-33.

[10]黨興華,賀利平,王雷.基于典型相關(guān)風(fēng)險企業(yè)控制權(quán)結(jié)構(gòu)與企業(yè)成長能力的實證研究[J].軟科學(xué)，2008(4):136-139.

[11]吳聯(lián)生.國有股權(quán)、稅收優(yōu)惠與公司稅負(fù)[J].經(jīng)濟研究，2009(10):110-119.

[12]Pei G S, Yin H Y, Shean-Bii C. The reputation effect of venture capital[J]. Review of Quantitative Finance and Accounting,2011,36 (4):533-554.

[13]曹書軍，張婉君.企業(yè)實際所得稅率影響因素及其穩(wěn)定性研究[J].財經(jīng)叢論,2008(6):30-36.

[14]Megginson W L, Weiss K A.Venture capitalist certification in initial public offerings[J]. Journal of Finance,1991,46(3):879-903.

[15]Rosenbaum P, Rubin D. The central role of the propensity score in observational studies for causal effects[J]. Biometrika,1983,70(1):41-55.

[16]王延明.上市公司所得稅負(fù)擔(dān)研究[J].管理世界，2003(1):23-36.

[17]張玲，朱婷婷.稅收征管、企業(yè)避稅與企業(yè)投資效率[J].審計與經(jīng)濟研究，2015(2)：83-92.

[責(zé)任編輯：楊志輝]

Does Venture Capital Affect the Enthusiasm of Tax Planning?

Practical Evidence from China Capital Market

WU Bin, SHI Yao

(School of Economics and Management, Southeast University, Nanjing 210096, China)

Abstract:By using the statistics of medium and small listed companies and GEM that IPO within 2008 and 2011 as a sample, this paper did an empirical test about the relevance of venture capital participation and corporate tax planning. The results show that: (1) In consideration of endogeneity，companies with venture capital participation and a high equity ratio of VC have a higher tax planning enthusiasm, thus, we consider that in China’s capital market, the hypothesis about VC’s effective supervision does not hold water; (2)With VC’s reputation characterized by the established period, capital, the number of companies invested, the number and amount of completed IPO, we find VC’s reputation has a positive effect on suppressing the listed company’s tax planning invested by VC.

Key Words:enterprise tax planning; venture investment; equity ratio of VC; investor reputation; venture capital participation; risk management; capital market; tax imposition and management; enterprise tax avoidance; IPO shares

[中圖分類號]F812.42

[文獻標(biāo)識碼]A

[文章編號]1004-4833(2016)01-0110-09

[作者簡介]吳斌(1965—)，男，江西吉安人，東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院教授，從事風(fēng)險投資、稅收經(jīng)濟研究；施瑤(1991—)，女，江蘇南通人，東南大學(xué)經(jīng)濟管理學(xué)院碩士研究生，從事風(fēng)險投資、稅收經(jīng)濟研究。

[基金項目]教育部人文社會科學(xué)基金項目(14YJA630066)；江蘇省教育科學(xué)“十二五”規(guī)劃重點項目(B-b/2013/01/005)

[收稿日期]2015-03-26