所有權(quán)性質(zhì)、稅收規(guī)避和商業(yè)信用模式

付 佳

(廣東機(jī)電職業(yè)技術(shù)學(xué)院 經(jīng)濟(jì)貿(mào)易學(xué)院，廣東 廣州 510515)

一、引 言

已有文獻(xiàn)研究了稅收規(guī)避和商業(yè)信用的關(guān)系(付佳，2016)，而有關(guān)稅收規(guī)避和商業(yè)信用模式的關(guān)系卻沒有進(jìn)行進(jìn)一步分析。而商業(yè)信用具有不同的模式，不同的模式反映了企業(yè)需要承擔(dān)的成本的差異(劉鳳委等，2009)。低成本的商業(yè)信用模式對(duì)于降低交易成本具有重大意義，而高成本的商業(yè)信用模式由于增加了交易成本而影響到企業(yè)的價(jià)值。而供應(yīng)商之所以會(huì)給客戶企業(yè)提供低成本的商業(yè)信用模式一方面源于供應(yīng)商想盡快促成其產(chǎn)品的銷售，另一方面在于供應(yīng)商對(duì)客戶企業(yè)有較為透明的信息，可是根據(jù)稅收規(guī)避的代理觀，稅收規(guī)避會(huì)加劇企業(yè)與利益相關(guān)主體的信息不對(duì)稱以及企業(yè)的代理問題，這將會(huì)使供應(yīng)商減少給客戶企業(yè)提供的低成本商業(yè)信用模式，而以安排預(yù)付賬款等方式的高成本商業(yè)信用模式來規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)。因此，本文從委托代理的視角研究稅收規(guī)避和商業(yè)信用模式的關(guān)系。

文章以我國2005-2014 年滬深兩市A 股類上市公司為研究樣本，考察稅收規(guī)避與企業(yè)商業(yè)信用模式的關(guān)系，基本的研究脈絡(luò)是：首先，考察稅收規(guī)避是否與商業(yè)信用模式具有顯著的關(guān)系；然后，將樣本按照所有權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組，考察不同所有權(quán)性質(zhì)的企業(yè)其稅收規(guī)避對(duì)商業(yè)信用模式的影響是否存在差異性。本文研究發(fā)現(xiàn)，稅收規(guī)避會(huì)顯著增加企業(yè)高成本的商業(yè)信用模式；所有權(quán)性質(zhì)對(duì)稅收規(guī)避與高成本的商業(yè)信用模式的關(guān)系具有調(diào)和作用，具體而言，國有企業(yè)的稅收規(guī)避對(duì)高成本的商業(yè)信用模式影響較小或不顯著，而非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為會(huì)顯著增加其高成本的商業(yè)信用模式，提高了企業(yè)的交易成本。

二、研究假設(shè)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h2>

稅收規(guī)避的代理觀表明：稅收規(guī)避往往需要利用復(fù)雜且不透明的活動(dòng)以進(jìn)行掩蓋，這會(huì)加劇企業(yè)與利益相關(guān)主體的信息不對(duì)稱，而在委托代理的現(xiàn)代公司制下管理者會(huì)在這種信息不對(duì)稱下進(jìn)行管理者尋租從而加劇企業(yè)的代理問題(Chen et al.，2005；Desai et al.，2006)。稅收規(guī)避的代理觀為研究所有權(quán)和經(jīng)營權(quán)分離的現(xiàn)代公司制企業(yè)的稅收規(guī)避問題提供了一個(gè)更為合理的分析視角(王靜，張?zhí)煳骱秃聳|洋，2014)。

商業(yè)信用對(duì)于企業(yè)的發(fā)展具有重大意義(陸正飛和楊德明，2011)。但是商業(yè)信用具有不同的模式，而不同的模式反映了企業(yè)間的交易成本的差異。對(duì)于買方(客戶企業(yè))而言，應(yīng)付票據(jù)是成本較高的一種商業(yè)信用模式，因?yàn)閼?yīng)付票據(jù)具有明確的付款人和付款日期，若企業(yè)到時(shí)無法進(jìn)行支付將嚴(yán)重影響企業(yè)的聲譽(yù)，應(yīng)付票據(jù)相對(duì)于無票據(jù)的應(yīng)付賬款而言是成本相對(duì)較高的商業(yè)信用模式(劉鳳委等，2009)；而應(yīng)付賬款則是一種成本較低的商業(yè)信用模式，因?yàn)橘I方(客戶企業(yè))不僅可以獲得商品而且可以占用這批商品的資金。供應(yīng)商愿意為企業(yè)提供何種模式的商業(yè)信用則取決于供應(yīng)商與買方(客戶企業(yè))信任關(guān)系的程度，累計(jì)的信任關(guān)系有利于降低交易成本(陳運(yùn)森和王玉濤，2010)。根據(jù)Burkart和Ellingsen(2004)的相關(guān)研究，供應(yīng)商與客戶企業(yè)的合作關(guān)系越持久，那么供應(yīng)商對(duì)客戶企業(yè)的經(jīng)營情況、財(cái)務(wù)狀況及當(dāng)前所在行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)情況等方面的信息優(yōu)勢(shì)越突出，信任程度越高，因此，擁有信息優(yōu)勢(shì)的供應(yīng)商愿意為客戶企業(yè)提供較低成本的商業(yè)信用模式。但是一旦企業(yè)進(jìn)行稅收規(guī)避時(shí)，稅收規(guī)避加劇的信息不對(duì)稱和代理問題會(huì)損害交易伙伴之間的信息優(yōu)勢(shì)，這將使商業(yè)信用供應(yīng)商的信心大幅降低，以應(yīng)付票據(jù)作為商業(yè)信用的模式對(duì)于供應(yīng)商而言將更保險(xiǎn)。根據(jù)以上對(duì)稅收規(guī)避和商業(yè)信用模式的分析，本文提出第1個(gè)假設(shè)：

H1：稅收規(guī)避行為會(huì)增加高成本的商業(yè)信用模式。

在我國，所有權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)所面臨的融資約束也存在較大的差異性。相較于非國有企業(yè)而言，國有企業(yè)能夠得到政府部門較多的支持，政府對(duì)國有企業(yè)給予從財(cái)政補(bǔ)貼、銀行貸款或者股市融資等方面的支持(林毅夫等，2004)，因而國有企業(yè)較少需要通過高成本的商業(yè)信用模式進(jìn)行融資。另一方面，國有企業(yè)較好的融資能力會(huì)增加供應(yīng)商對(duì)其能夠還款的信心，因此國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為并不一定會(huì)顯著作用于高成本的商業(yè)信用模式；但是非國有企業(yè)較多的依賴商業(yè)信用融資，其融資能力弱于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為會(huì)大大增加其高成本的商業(yè)信用模式。因此，本文提出第2個(gè)假設(shè)：

H2：相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為與高成本商業(yè)信用模式正向關(guān)系會(huì)更為顯著。

為了檢驗(yàn)上述假設(shè)的正確性，本文采用最小二乘法(OLS)運(yùn)行如下模型：

Creditmode=α+β1DBTD+β2Soe*DBTD+β3Lev+β4Size+β5ROA+β6Cfo+β7TOP+β8TM+β9FIN+β10Soe+Industrydummy+Yeardummy+u

模型中，Creditmode表示商業(yè)信用模式。根據(jù)財(cái)務(wù)理論，應(yīng)付票據(jù)是一種成本較高的商業(yè)信用模式，因?yàn)閼?yīng)付票據(jù)具有明確的付款人和付款日期，若企業(yè)到時(shí)無法進(jìn)行支付將嚴(yán)重影響企業(yè)的聲譽(yù)，應(yīng)付票據(jù)相對(duì)于無票據(jù)的應(yīng)付賬款而言是成本相對(duì)較高的商業(yè)信用模式。因此，借鑒劉鳳委等(2009)和陳運(yùn)森等(2010)，本文設(shè)置應(yīng)付票據(jù)/(應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù))作為高成本商業(yè)信用模式的替代變量。DBTD為修正的會(huì)稅差異。Manzonetal(2002)和Wilson(2009)均提出了用會(huì)稅差異作為衡量企業(yè)稅收規(guī)避的指標(biāo)。會(huì)稅差異在一定程度上反映了企業(yè)的稅收規(guī)避行為, 但是這一指標(biāo)并沒有考慮盈余管理的影響(Hanlon和Heitzman,2010 ) 。于是Desai和Dharmapala(2006，2009 )對(duì)該指標(biāo)做了進(jìn)一步的改進(jìn), 形成了另一種常用的用于衡量企業(yè)稅收規(guī)避行為的指標(biāo)。具體的計(jì)算方法借鑒付佳(2016)，如模型：

其中BT為會(huì)稅差異，BT=會(huì)計(jì)收益-應(yīng)稅收益，會(huì)計(jì)收益是指合并利潤總額，應(yīng)稅收益是指當(dāng)期所得稅費(fèi)用除以名義稅率的所得值，TA為總資產(chǎn)，TACC為總應(yīng)計(jì)利潤，TACC=凈利潤-經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流，u表示企業(yè)在樣本期間內(nèi)殘差的平均值，e則表示在第t年企業(yè)殘差與殘差均值的偏離程度?？傊?，u+e為會(huì)計(jì)與應(yīng)稅收益差異不能被總應(yīng)計(jì)利潤解釋的部分即殘差項(xiàng),該指標(biāo)能夠更為準(zhǔn)確地度量企業(yè)稅收規(guī)避的大小?？傊畊+e值越大，企業(yè)的稅收規(guī)避程度越高。同時(shí)本文還設(shè)置了交叉變量Soe*DBTD來考察所有權(quán)性質(zhì)對(duì)稅收規(guī)避與商業(yè)信用模式關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。另外本文還借鑒劉鳳委等(2009)和陸正飛等(2013)對(duì)于商業(yè)信用和商業(yè)信用模式有關(guān)控制變量的選取，本文設(shè)置資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、企業(yè)規(guī)模(Size)、資產(chǎn)收益率(ROA)、現(xiàn)金流量(Cfo)、第一大股東持股比例(TOP)、市場(chǎng)化進(jìn)程(TM)、地區(qū)金融發(fā)展水平(Fin)、所有權(quán)性質(zhì)(Soe)作為控制變量。同時(shí)本文還考慮行業(yè)因素和年度因素，設(shè)置行業(yè)虛擬變量(Industry),用來控制行業(yè)因素的影響；設(shè)置年份虛擬變量(Year)，用來控制宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化的影響。表1報(bào)告了各變量的定義及說明。

表1變量的定義及說明

變量名稱變量代碼變量定義被解釋變量應(yīng)付票據(jù)Pjzk應(yīng)付票據(jù)/(應(yīng)付票據(jù)+應(yīng)付賬款)解釋變量稅收規(guī)避DBTD殘差u+e資產(chǎn)負(fù)債率Lev負(fù)債總額/資產(chǎn)總額公司規(guī)模Size總資產(chǎn)取自然對(duì)數(shù)資產(chǎn)收益率ROA凈利潤/平均資產(chǎn)總額控制變量現(xiàn)金流量比Cfo經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量?jī)纛~/總資產(chǎn)第一大股東持股比例TOP第一大股東持股數(shù)/總股數(shù)市場(chǎng)化進(jìn)程TM市場(chǎng)化進(jìn)程指數(shù)(樊綱等，2011)地區(qū)金融發(fā)展水平Fin金融市場(chǎng)化指數(shù)(樊綱等，2011)最終控制人性質(zhì)Soe是否國有，國有取1，非國有取0

三、樣本與描述統(tǒng)計(jì)

文以我國滬深兩市所有A 股類上市公司2005-2014年的數(shù)據(jù)為研究樣本，共獲得原始數(shù)據(jù)19756個(gè)，并執(zhí)行以下剔除程序：(1)剔除金融類公司的觀察值382個(gè)；(2)剔除所得稅費(fèi)用小于0或者大于稅前利潤總額的異常數(shù)據(jù)1233個(gè)，這一剔除處理是現(xiàn)在有關(guān)稅收研究的常用程序(吳聯(lián)生，2009；劉行等，2014)；(3)剔除虧損企業(yè)即利潤總額小于0的數(shù)據(jù)1499個(gè)；(4)剔除財(cái)務(wù)變量缺失的數(shù)據(jù)768個(gè)。最終得到有效觀測(cè)值15874個(gè)。本文的所有數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和萬德數(shù)據(jù)庫(Wind)。

表2報(bào)告了各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從全樣本來看,Pjzk的均值和中位數(shù)分別為0.185和0.092，這說明商業(yè)信用已成為我國企業(yè)融資的一種重要方式，并且較多企業(yè)采用的是高成本的商業(yè)信用模式。DBTD的平均值和中位數(shù)分別為0.034和0.038,這說明平均而言稅收規(guī)避已成為企業(yè)間普遍存在的一種行為。Lev的最大值和最小值相差較大，說明所有A股上市企業(yè)中不同企業(yè)間的資本結(jié)構(gòu)存在很大差別；Size的最大值和最小值分別為28.51和10.84，這說明在我國企業(yè)規(guī)模大小不一，存在一定差異；ROA的最大值和最小值分別為0.285和0.003，這說明不同上市公司的盈利能力各異。Cfo 的最小值和四分位數(shù)下限分別為-11.06和0.006，這表明約20%上市公司投資所需資金主要依靠外部融資。TOP 的四分位數(shù)下限和上限分別為24.49和48.72，說明有75% 以上公司第一大股東持股比例24.49%，達(dá)到了重大影響，約25%的第一大股東持股比例可能超過50%，達(dá)到了絕對(duì)控制。另外，TM的最大值和最小值分別為11.29和1.123，F(xiàn)in的最大值和最小值分別為12.5和5.173，這說明我國各地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程和金融發(fā)展水平存在很大差異。從國有樣本和非國有樣本來看,國有樣本Pjzk的平均值為0.174，非國有樣本Pjzk的平均值為0.194，這說明國有企業(yè)采用應(yīng)付票據(jù)進(jìn)行支付的比例要低于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的交易成本較低；國有樣本DBTD的平均值為0.046，非國有樣本DBTD的平均值為0.024，這說明平均而言國有企業(yè)的稅收規(guī)避程度略高一些；國有樣本ROA的平均值為0.059,非國有樣本ROA的平均值為0.069,這說明平均而言非國有企業(yè)的盈利能力高于國有企業(yè)的盈利能力,這與申慧慧等(2012)的研究結(jié)果一致；另外，國有企業(yè)的Lev、Size、Cfo、TOP、TM和Fin均高于非國有企業(yè)相應(yīng)指標(biāo)的平均值，這說明平均而言國有企業(yè)的融資能力、企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流量、第一大股東持股比例、所在地區(qū)的市場(chǎng)化進(jìn)程和金融發(fā)展水平均高于非國有企業(yè)相應(yīng)指標(biāo)的數(shù)值。

表2統(tǒng)計(jì)性描述

變量名稱平均值標(biāo)準(zhǔn)差最小值四分位數(shù)下限中位數(shù)四分位數(shù)上限最大值樣本數(shù)(1)全樣本Pjzk0．1850．224000．0920．320115874DBTD0．0340．076-0．221-0．0040．0380．0800．23115874Lev0．4911．739-0．1950．2820．4520．610142．715874Size21．721．30310．8420．8421．5622．4128．5115874ROA0．0650．0520．0030．0270．0530．0870．28515874Cfo0．0460．159-11．060．0060．0480．0932．45715874TOP37．0815．630．82324．5935．4148．7289．4115874TM8．8431．9131．1237．3639．07010．5511．2915874Fin10．291．3905．1739．39010．6011．3912．5015874(2)國有樣本Pjzk0．1740．213000．0840．29617073DBTD0．0460．072-0．2210．0100．0500．0890．2317073Lev0．5140．5260．0100．3650．5140．65041．947073Size22．201．36513．0821．2721．9922．9828．517073ROA0．0590．0500．0030．0230．0450．0780．2857073Cfo0．0520．172-11．060．0120．0540．10017073TOP41．0815．683．63628．6941．0052．6286．427073TM8．4791．8781．1237．1438．72310．2611．297073Fin10．051．3175．1739．22310．0210．9512．507073(3)非國有樣本Pjzk0．1940．232000．0990．34118801DBTD0．0240．078-0．221-0．0150．0290．0690．2318801Lev0．4702．308-0．1950．2190．3880．557142．78801Size21．311．09110．8420．6321．2121．9326．958801ROA0．0690．0530．0030．0310．0590．0920．2858801Cfo0．0410．149-10．220．0010．0420．0882．4578801TOP33．7314．730．82322．5631．1642．8689．418801TM9．1461．8871．1237．6679．49010．7511．298801Fin10．491．4145．1739．39010．7211．3912．508801

表3相關(guān)系數(shù)

PjzkDBTDLevSizeROACfoTOPTMFinPjzk10．0120．227???0．161???-0．164???-0．064???-0．0040．032???0．062???DBTD0．022???10．105???0．069???-0．102???0．819???0．027???-0．070???-0．040???Lev0．045???-0．00610．435???-0．385???-0．093???0．039???-0．103???-0．058???Size0．078???0．065???0．041???1-0．080???0．028???0．213???-0．026???-0．013ROA-0．065???-0．079???0．101???-0．090???10．333???0．070???0．101???0．067???Cfo-0．044???0．768???-0．120???0．032???-0．048???10．059???-0．021???-0．012TOP-0．018??0．026???-0．026???0．262???-0．0110．056???10．030???0．009TM0．015??-0．061???-0．042???-0．0120．005-0．018??0．024???10．852???Fin0．052???-0．039???-0．026???-0．025???0．003-0．013?0．0070．848???1

注：(1)左下方是Pearson相關(guān)系數(shù)，右上方是Spearman相關(guān)系數(shù)。(2) ***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

表3報(bào)告了各自變量的相關(guān)系數(shù)。由表3可知，各自變量不存在顯著的共線性。Pjzk與DBTD在1%的水平上顯著正相關(guān)，這說明企業(yè)的稅收規(guī)避行為會(huì)增加高成本的商業(yè)信用模式，這與本文的研究假設(shè)是一致的，當(dāng)然，但是這只反映了稅收規(guī)避與應(yīng)付票據(jù)兩個(gè)變量間的關(guān)系，具體的檢驗(yàn)還需根據(jù)多元回歸結(jié)果而定。同時(shí)企業(yè)的ROA、Cfo、TOP均與Pjzk在1%的置信水平顯著負(fù)相關(guān)，這一方面說明資產(chǎn)收益率、現(xiàn)金流量比、第一大股東持股比例較高的企業(yè)其對(duì)高成本的商業(yè)信用需求減少，另一方面說明供應(yīng)商對(duì)這一類企業(yè)比較有信心因而愿意為其安排低成本的商業(yè)信用。企業(yè)的Lev與高成本的商業(yè)信用模式顯著正相關(guān)，這說明供應(yīng)商對(duì)于已經(jīng)負(fù)債較多的企業(yè)的還款能力存在擔(dān)憂，因而以應(yīng)付票據(jù)這種高成本商業(yè)信用方式來規(guī)避自身的風(fēng)險(xiǎn)。另外Fin與Pjzk顯著正相關(guān)，這說明地區(qū)金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，應(yīng)付票據(jù)的使用比例較高，這與劉鳳委等(2009)的研究結(jié)果一致。

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)稅收規(guī)避對(duì)高成本商業(yè)信用模式的影響

表4報(bào)告了稅收規(guī)避與高成本商業(yè)信用模式的回歸結(jié)果。由表4可知，Pjzk與DBTD在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，即稅收規(guī)避會(huì)增加應(yīng)付票據(jù)的使用比例，增加企業(yè)的交易成本，研究結(jié)果與本文的假設(shè)1一致。稅收規(guī)避提高企業(yè)高成本的商業(yè)信用模式的使用比例這是因?yàn)槎愂找?guī)避加劇的信息不對(duì)稱和代理問題會(huì)損害交易伙伴之間的信息優(yōu)勢(shì)，這將使商業(yè)信用供應(yīng)商的信心大幅降低，以應(yīng)付票據(jù)作為商業(yè)信用的模式對(duì)于供應(yīng)商而言將更保險(xiǎn)。同時(shí)交叉變量Soe*DBTD與Pjzk顯著負(fù)相關(guān)，這說明所有權(quán)性質(zhì)在稅收規(guī)避與高成本商業(yè)信用模式的關(guān)系中具有負(fù)向調(diào)節(jié)作用。在控制變量方面，Lev與Pjzk顯著正相關(guān)，這說明企業(yè)負(fù)債越多，應(yīng)付票據(jù)的使用比例越高；Fin與Pjzk顯著正相關(guān)，這說明地區(qū)金融化水平會(huì)影響企業(yè)票據(jù)的使用, 地區(qū)金融化水平越高, 企業(yè)票據(jù)信用形式將更多地被使用(劉鳳委等，2009)；ROA、Cfo、TOP均與Pjzk顯著負(fù)相關(guān)，這說明企業(yè)盈利能力越高，供應(yīng)商對(duì)企業(yè)還債能力存在擔(dān)憂而采用企業(yè)票據(jù)的形式來安排使用信用以規(guī)避自身的風(fēng)險(xiǎn)，另外現(xiàn)金流量比高的企業(yè)其對(duì)高成本的商業(yè)信用需求減少，同時(shí)也說明供應(yīng)商對(duì)這一類企業(yè)比較有信心因而愿意為其安排低成本的商業(yè)信用；TM與Pjzk顯著負(fù)相關(guān)，這說明地區(qū)市場(chǎng)化進(jìn)程越高，企業(yè)間的貿(mào)易活動(dòng)越頻繁，企業(yè)越容易建立相互信任的關(guān)系，因此企業(yè)間較少使用票據(jù)形式來安排商業(yè)信用；Soe與Pjzk顯著負(fù)相關(guān)，這說明國有企業(yè)的交易成本較低。

表4稅收規(guī)避對(duì)商業(yè)信用模式的影響

變量類型Pjzk模型解釋變量DBTD0．291???(7．12)Soe?DBTD-0．099??(-2．13)Lev0．017???(6．09)Size0．027???(17．89)ROA-0．077???(-7．91)Cfo-0．339???控制變量(-11．74)TOP-0．000???(-3．29)TM-0．003?(-1．87)

續(xù)表4

變量類型Pjzk模型Fin0．012???(5．18)Soe-0．040???(-9．37)行業(yè)效應(yīng)Industry控制年度效應(yīng)Year控制常數(shù)項(xiàng)Intercept-0．456???(-12．83)樣本數(shù)N15874擬合度Adj-R20．094F值F72．63

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

(二)不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的稅收規(guī)避對(duì)商業(yè)信用模式的影響

表5報(bào)告了不同所有權(quán)性質(zhì)企業(yè)的稅收規(guī)避與商業(yè)信用模式的回歸結(jié)果。由表5可知，國有企業(yè)的DBTD與Pjzk不顯著，而非國有企業(yè)DBTD與Pjzk在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，因此相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為與高成本商業(yè)信用模式正向關(guān)系會(huì)更為顯著，這與本文的假設(shè)2一致。這說明國有企業(yè)能夠得到政府部門較多的支持，政府對(duì)國有企業(yè)給予從財(cái)政補(bǔ)貼、銀行貸款或者股市融資等方面的支持(林毅夫等，2004)，因而國有企業(yè)較少需要通過商業(yè)信用進(jìn)行融資。另一方面，國有企業(yè)較好的融資能力會(huì)增加供應(yīng)商對(duì)其能夠還款的信心，因此國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為并不一定會(huì)顯著作用于高成本的商業(yè)信用模式；但是非國有企業(yè)較多的依賴商業(yè)信用融資，其融資能力弱于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為會(huì)大大增加其高成本的商業(yè)信用模式。另外在控制變量方面，國有企業(yè)的Lev、ROA、TOP、TM對(duì)Pjzk的影響系數(shù)均大于對(duì)非國有企業(yè)的影響。

表5不同所有權(quán)性質(zhì)下稅收規(guī)避對(duì)商業(yè)信用模式的影響

國有Pjzk非國有PjzkDBTD-0．0150．497???(-0．31)(8．78)Lev0．200???0．008???(15．37)(2．66)Size0．009???0．040???(4．28)(17．08)ROA-0．250???-0．031???(-8．71)(-2．87)Cfo-0．141???-0．545???(-3．82)(-11．21)TOP-0．000??-0．000(-2．52)(-0．03)TM-0．004?0．002(-1．66)(0．81)

續(xù)表5

國有Pjzk非國有PjzkFin0．0050．011???(1．50)(3．17)行業(yè)效應(yīng)控制控制年度效應(yīng)控制控制Intercept-0．075-0．693???(-1．57)(-12．68)N70738801Adj-R20．1300．103F51．1749．34

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.商業(yè)信用模式指標(biāo)替換

對(duì)于買方企業(yè)而言，除了應(yīng)付票據(jù)以外，預(yù)付賬款無疑是成本較高的另一種商業(yè)信用模式，因?yàn)轭A(yù)付賬款是在買方還未收到商品時(shí)提前將資金使用權(quán)讓渡給了供應(yīng)商。因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，借鑒劉鳳委等(2009)，本文設(shè)置預(yù)付賬款/總資產(chǎn)作為高成本商業(yè)信用模式的另一個(gè)替代變量。表6報(bào)告了替換了高成本商業(yè)信用模式后的回歸結(jié)果，由表6可知,DBTD與YZK在5%的置信水平上顯著正相關(guān),國有企業(yè)的稅收規(guī)避與預(yù)付賬款不顯著,非國有企業(yè)的稅收規(guī)避與預(yù)付賬款在1%的置信水平上顯著,因此相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為與高成本商業(yè)信用模式正向關(guān)系會(huì)更為顯著。以上各結(jié)論均與前文假設(shè)基本一致，穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過。

2.稅收規(guī)避指標(biāo)替換

Manzon et al(2002)和Wilson(2009)均提出了用總資產(chǎn)標(biāo)準(zhǔn)化后的會(huì)稅差異(BTD)作為衡量企業(yè)避稅的指標(biāo)，DBTD指標(biāo)也是基于BTD指標(biāo)的基礎(chǔ)上進(jìn)行改進(jìn)的。會(huì)稅差異反映了企業(yè)的稅收規(guī)避行為, 其具體計(jì)算公式為：BTD =(會(huì)計(jì)收益-應(yīng)稅收益)/總資產(chǎn)，其中會(huì)計(jì)收益是指合并利潤總額，應(yīng)稅收益是指當(dāng)期所得稅費(fèi)用除以名義稅率的所得值?？傊?，BTD值越高，企業(yè)的稅收規(guī)避程度越高。表7報(bào)告了替換稅收規(guī)避指標(biāo)后的回歸結(jié)果，其結(jié)論與原文假設(shè)一致，穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過。

3.自選擇偏誤

對(duì)于稅收規(guī)避會(huì)增加高成本的商業(yè)信用模式這一結(jié)論，可能存在自選擇偏誤，即只能獲得高成本商業(yè)信用模式的企業(yè)不得不進(jìn)行稅收規(guī)避來增加企業(yè)的現(xiàn)金流，降低交易成本。因此，為了避免在回歸結(jié)果中可能存在的自選擇偏誤，借鑒Chen et al(2010)、劉行等(2013)以及張兆國等(2015)的研究，本采用Heckman 兩階段回歸法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。具體而言，我們首先建立了一個(gè)企業(yè)稅收規(guī)避的概率模型①，對(duì)該模型進(jìn)行Probit 回歸之后，獲得公司是否進(jìn)行稅收規(guī)避的Inverse Mills Ratio( 即IMR) 值，然后將IMR值作為控制變量加入到原模型重新進(jìn)行回歸。表8報(bào)告了采用Heckman 自選擇偏差模型修正之后的回歸結(jié)果，其結(jié)論與本文研究假設(shè)基本一致，穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過。

4.計(jì)量方法替換

本文主體部分利用的是混合OLS 回歸進(jìn)行分析，但是由于本文有關(guān)的數(shù)據(jù)屬于非平衡的面板數(shù)據(jù)，借鑒饒品貴和姜國華(2013)，我們也分別采用面板數(shù)據(jù)的隨機(jī)效應(yīng)和固定效應(yīng)重新運(yùn)行原模型。經(jīng)過方程的固定效應(yīng)F統(tǒng)計(jì)量的檢驗(yàn)及隨機(jī)效應(yīng)Hausman 檢驗(yàn)，我們發(fā)現(xiàn)相比于隨機(jī)效應(yīng)本文更適合采用固定效應(yīng)的估計(jì)形式。因此在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分我們采用固定效應(yīng)的估計(jì)形式替換混合OLS回歸。表9報(bào)告了固定效應(yīng)估計(jì)形式的回歸結(jié)果，其結(jié)論與本文研究假設(shè)一致，穩(wěn)健性檢驗(yàn)通過。

表6替換商業(yè)信用模式指標(biāo)

全樣本國有非國有YZKYZKYZKDBTD0．000??0．0000．030???(2．25)(1．35)(3．26)Soe?DBTD-0．003(-1．43)Lev0．0000．004???-0．000(1．22)(3．81)(-0．30)Size0．001???0．0000．002???(4．14)(1．12)(3．29)ROA-0．000??-0．034???-0．000(-2．25)(-3．65)(-1．33)Cfo-0．021???-0．012???-0．029???(-9．12)(-4．00)(-8．23)TOP0．0000．0000．000?(1．18)(0．96)(1．71)TM-0．002???0．000-0．005???(-5．82)(0．31)(-8．05)Fin-0．000-0．003???0．003???(-0．43)(-4．19)(3．44)Soe-0．007???(-7．99)行業(yè)效應(yīng)控制控制控制年度效應(yīng)控制控制控制Intercept0．061???0．051???0．052???(8．24)(5．11)(4．40)N1587470738801Adj-R20．0580．0530．070F44．0219．9632．78

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

表7替換稅收規(guī)避指標(biāo)

全樣本Pjzk國有Pjzk非國有PjzkBTD0．419???0．170???0．427???(12．67)(3．19)(9．71)Soe?BTD-0．175???(-4．76)Lev0．016???0．195???0．011???(5．53)(15．32)(3．55)Size0．027???0．009???0．041???(17．82)(4．34)(17．35)ROA-0．430???-0．358???-0．424???(-14．47)(-8．15)(-10．51)Cfo-0．144???-0．118???-0．106???(-7．22)(-4．33)(-3．71)TOP-0．000???-0．000??0．000(-2．90)(-2．43)(0．01)TM-0．003?-0．004?0．002(-1．80)(-1．66)(0．89)

續(xù)表7

全樣本Pjzk國有Pjzk非國有PjzkFin0．012???0．0050．011(5．25)(1．50)(3．16)Soe-0．042???(-10．92)行業(yè)效應(yīng)控制控制控制年度效應(yīng)控制控制控制Intercept-0．440???-0．074-0．684???(-12．42)(-1．56)(-12．53)N1587470738801Adj-R20．1010．1310．105F78．1951．7250．25

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

表8自選擇偏誤

全樣本國有非國有PjzkPjzkPjzkDBTD0．174???-0．0450．373???(3．96)(-0．88)(5．66)Soe?DBTD-0．074(-1．53)Lev0．038???0．221???0．022???(8．16)(14．61)(4．41)Size0．025???0．006???0．040???(15．42)(2．75)(15．78)ROA-0．050???-0．205???-0．017(-4．82)(-6．34)(-1．51)Cfo-0．242???-0．105???-0．443???(-7．78)(-2．71)(-7．61)TOP-0．000???-0．000??-0．000(-3．52)(-2．15)(-1．02)TM-0．001-0．0030．004(-0．73)(-1．40)(1．31)Fin0．011???0．0050．010???(4．37)(1．46)(2．76)IMR0．181???0．047??0．194???(13．53)(2．50)(9．53)Soe-0．047???(-10．66)行業(yè)效應(yīng)控制控制控制年度效應(yīng)控制控制控制Intercept-0．534???-0．073-0．901???(-14．09)(-1．41)(-14．99)N1433266327700Adj-R20．1090．1330．119F73．8547．4348．05

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

表9計(jì)量方法替換

全樣本國有非國有PjzkPjzkPjzkDBTD0．182???0．101??0．202???(5．51)(2．39)(4．26)Soe?DBTD-0．069?(-1．91)Lev0．009???0．126???0．006??(3．62)(7．86)(2．37)Size0．046???0．031???0．051???(15．14)(6．75)(12．25)ROA-0．009-0．132???0．003(-1．32)(-5．20)(0．43)Cfo-0．085???-0．088???-0．105??(-3．56)(-2．69)(-2．51)TOP-0．001???-0．001?-0．002???(-5．93)(-1．75)(-5．95)行業(yè)效應(yīng)控制控制控制年度效應(yīng)控制控制控制Intercept-0．791???-0．566???-0．725???(-11．91)(-5．55)(-8．67)N1587470738801Adj-R20．0340．040．044F29．6416．8621．84

注：(1)***、**和*分別表示在1%、5%和10%水平上顯著；(2)括號(hào)中為t值.

五、研究結(jié)論與啟示

本文以我國2005-2014年滬深兩市A 股類上市公司為研究樣本，基于委托代理視角考察企業(yè)的稅收規(guī)避行為對(duì)商業(yè)信用模式的影響，本文的研究發(fā)現(xiàn)，稅收規(guī)避增加企業(yè)高成本的商業(yè)信用模式，所有權(quán)性質(zhì)對(duì)稅收規(guī)避與高成本商業(yè)信用模式具有負(fù)向的調(diào)節(jié)作用。具體而言，國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為對(duì)高成本的商業(yè)信用模式影響較小或不顯著，非國有企業(yè)的稅收規(guī)避行為則會(huì)大大增加企業(yè)高成本的商業(yè)信用模式，增加企業(yè)的交易成本。

本文的政策啟示在于：第一，稅收規(guī)避會(huì)增加企業(yè)高成本的商業(yè)信用模式，加大了企業(yè)間的交易成本，這啟示企業(yè)決策者在進(jìn)行稅收規(guī)避行為時(shí)要全面考慮，既要考慮稅收規(guī)避對(duì)企業(yè)的益處，如減少企業(yè)的現(xiàn)金流出，同時(shí)也要考慮稅收規(guī)避行為對(duì)企業(yè)交易成本的影響從而間接上加大企業(yè)的現(xiàn)金流出。第二，國有企業(yè)的稅收規(guī)避對(duì)高成本的商業(yè)信用模式影響較小或不顯著，即國有企業(yè)相比于非國有企業(yè)其稅收規(guī)避的成本較小，因此，為了減少企業(yè)的交易成本，非國有企業(yè)在財(cái)務(wù)決策安排上更需要考慮是否需要采取稅收規(guī)避行為。

[注釋]

① 借鑒Chen et al(2010) 、劉行等( 2013)以及張兆國等(2015)，本文設(shè)置了如下關(guān)于企業(yè)稅收規(guī)避概率的實(shí)證模型:

Dun_DBTD=?+β1ROA+β2Size+β3Lev+β4Grow+β5PPE+β6In tan+β7EQ+β8Inv+β9Loss+β10Soe+Yeardummy+Industrydummy+u

其中，Dum_DBTD是企業(yè)稅收規(guī)避程度的虛擬變量，當(dāng)企業(yè)當(dāng)年度的稅收規(guī)避程度大于樣本中位數(shù)時(shí)，Dum_DBTD取1，否則為0。另外除前文已定義的變量外，Grow表示營業(yè)收入增長率；PPE 表示企業(yè)的資本密集度，等于固定資產(chǎn)凈值占總資產(chǎn)的比重；Intan等于無形資產(chǎn)凈值占總資產(chǎn)的比重； EQ等于投資收益占總資產(chǎn)的比重；Inv表示存貨密集度，等于期末存貨凈值占總資產(chǎn)的比重；LOSS 表示企業(yè)上年是否虧損，當(dāng)公司上一年度的凈利潤小于0 時(shí)，LOSS 取1，否則為0.

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