減稅激勵、研發(fā)操縱與銀行債務契約

陶東杰　陳甜

摘 要：企業(yè)在獲得高新技術企業(yè)資格從而享受減稅的激勵下，存在操縱研發(fā)費用的機會主義行為，但因此可能帶來的隱形成本未引起足夠重視。本文利用2013—2018年我國A股上市公司面板數(shù)據(jù)，從銀行債務契約的視角考察了減稅激勵下的企業(yè)研發(fā)操縱行為導致的代理成本問題。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)研發(fā)操縱會提高企業(yè)經(jīng)營風險和代理成本，降低企業(yè)的銀行貸款率以及中長期貸款比重。進一步異質性檢驗結果表明，相對于國企而言，研發(fā)操縱對民營企業(yè)銀行債務契約的影響更明顯;企業(yè)所在城市的稅收征管能力越強，研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響越明顯。

關鍵詞：研發(fā)操縱;銀行債務契約;企業(yè)避稅

一、引言

近年來，我國實施了許多旨在促進企業(yè)研發(fā)創(chuàng)新的產業(yè)政策，其中減稅政策被廣泛運用。2008年4月14日，科技部、財政部、國家稅務總局聯(lián)合頒布了《高新技術企業(yè)認定管理辦法》（下文簡稱《認定辦法》），對獲得高新技術企業(yè)資格的企業(yè)按15%的優(yōu)惠稅率征收企業(yè)所得稅。

在減稅激勵下，企業(yè)有強烈的動機獲得高新技術企業(yè)的資格認證?！墩J定辦法》對高新技術企業(yè)的認定標準中，對研發(fā)投入強度的規(guī)定是：最近一年銷售收入小于5000萬元的企業(yè)，研發(fā)投入占銷售收入之比不低于6%;最近一年銷售收入在5000萬至2億的企業(yè)，該比例不低于4%;最近一年銷售收入在2億元以上的企業(yè)，該比例不低于3%。如此“一刀切”式的標準，加上高新技術企業(yè)享受的大幅稅收優(yōu)惠，必然會引發(fā)企業(yè)操縱研發(fā)費用以獲取減稅資格的強烈動機。從政府的角度而言，研發(fā)操縱行為必然導致政府激勵企業(yè)研發(fā)投入的稅收政策面臨失效的風險（楊國超等，2017）。從企業(yè)的角度來看，研發(fā)操縱在一定程度上能夠幫助企業(yè)獲得大幅度的減稅，有利于緩解企業(yè)融資約束，增加企業(yè)凈利潤。然而，不可忽視的是，企業(yè)研發(fā)操縱這種機會主義行為可能帶來巨大的隱形成本。原因在于，這種研發(fā)操縱行為本質上可看作是利用政策規(guī)則的避稅行為。理論上，不論是逃稅還是合法的避稅，都可能引致代理成本，損害企業(yè)價值（后青松等，2016）。

本文利用2013—2018年我國A股上市公司面板數(shù)據(jù)，從銀行債務契約的視角考察了減稅激勵下的企業(yè)研發(fā)操縱行為導致的代理成本問題。研究發(fā)現(xiàn)：樣本企業(yè)中存在明顯的研發(fā)操縱現(xiàn)象，即研發(fā)投入占銷售收入比重的分布在《認定辦法》規(guī)定的“門檻”右側微小區(qū)間存在聚集;實證研究結果表明，研發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱會提高企業(yè)經(jīng)營風險，降低企業(yè)的銀行貸款率以及中長期貸款比重。進一步異質性檢驗的結果表明，相對于國企而言，研發(fā)操縱現(xiàn)象對民營企業(yè)銀行債務契約的影響更為明顯;同時，企業(yè)所在城市的稅收征管能力越高，研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響越明顯。

本文的主要貢獻體現(xiàn)在以下三點。第一，本文從銀行債務契約的視角拓展了企業(yè)研發(fā)操縱的經(jīng)濟效應的相關研究。已有研究指出，企業(yè)通過會計科目調整開展的研發(fā)操縱行為有利于企業(yè)獲得的稅收優(yōu)惠，但所增加的名義研發(fā)投入并未實質性提高企業(yè)的創(chuàng)新績效，且長期而言損害了企業(yè)價值（楊國超等，2017;譚青和高夢瀅，2019;萬源星和許永斌，2019;丁瀟君和楊秀智，2020）。本文研究表明，企業(yè)研發(fā)操縱會引致經(jīng)營風險和代理成本，進而增加了企業(yè)的銀行融資成本。第二，本文豐富了識別避稅風險的銀行信貸機制的相關研究。已有研究指出，企業(yè)避稅行為導致的股東與銀行之間的代理成本是影響債務契約的重要因素，但局限于企業(yè)操縱盈余的避稅行為（Wilson， 2009;Lisowsky et al.， 2012;Hasan et al.， 2014;后青松等，2016），本文將研究視角拓展至減稅政策激勵下的研發(fā)操縱避稅行為，證實了我國銀行對于稅收風險識別機制的有效性。第三，本文研究結論還具有重要的政策啟示。已有研究多從企業(yè)自身治理特征探討抑制研發(fā)操縱行為的因素，如董事會特征、高管特征等（賀亞楠和張信東，2019;丁瀟君和楊秀智，2020），本文研究表明，除了適時地調整高新技術企業(yè)認定方法之外，提高稅收征管能力，增加研發(fā)操縱的機會成本，可以有效抑制企業(yè)研發(fā)操縱現(xiàn)象，最終有利于提升企業(yè)價值。

本文剩余部分安排如下：第二部分是制度背景與理論假說，第三部分是實證研究設計，第四部分是實證結果分析與穩(wěn)健性檢驗，最后是研究結論和政策啟示。

二、制度背景與理論假說

（一）制度背景

我國高新技術企業(yè)的發(fā)展起步較晚，受到外部關鍵技術封鎖和自身創(chuàng)新能力不足的雙重制約，普遍面臨著低端鎖定困局。創(chuàng)新能力不足已成為當前制約我國高新技術企業(yè)和產業(yè)升級發(fā)展的瓶頸問題。隨著經(jīng)濟全球化和我國市場化體制改革的推進，我國已經(jīng)進入必須依靠科技進步和自主創(chuàng)新推動社會經(jīng)濟發(fā)展的新時期。為了適應新形勢，促進企業(yè)增加研發(fā)投入，配合落實2007年3月全國人大通過的《企業(yè)所得稅法》和《企業(yè)所得稅法實施條例》有關規(guī)定，科技部同財政部、國家稅務總局于2008年4月14日聯(lián)合頒布了《高新技術企業(yè)認定管理辦法》。《認定辦法》明確了我國高新技術企業(yè)的認定標準。其中，對于研發(fā)投入強度所做的規(guī)定如下。最近一年銷售收入小于5000萬元的企業(yè)，研發(fā)投入占銷售收入之比不低于6%;最近一年銷售收入在5000萬元至2億元的企業(yè)，該比例不低于4%;最近一年銷售收入在2億元以上的企業(yè)，該比例不低于3%。企業(yè)研發(fā)投入占銷售收入比重達到上述“門檻”，是獲得高新技術企業(yè)資格的必備條件之一。另外，《認定辦法》還對企業(yè)的研發(fā)人員數(shù)量和高新技術產品收入做出了規(guī)定。具有大學?？埔陨蠈W歷的科技人員占企業(yè)當年職工總數(shù)的30%以上，其中研發(fā)人員占企業(yè)當年職工總數(shù)的10%以上。高新技術產品（服務）占當年總收入的60%以上。

獲得高新技術企業(yè)資格可以享受大幅度的減稅政策。除了高新技術企業(yè)可減按15%的優(yōu)惠稅率繳納企業(yè)所得稅之外，研發(fā)費用經(jīng)稅務部門確認后可在計算所得稅前加計扣除，其中的節(jié)能環(huán)保設備支出可抵減稅額。各地方還出臺了一些地方性政策，進一步加大高新技術企業(yè)減稅力度。此外，高新技術企業(yè)還能獲得更多的政府補助。

高新技術企業(yè)資格所帶來的如此大幅度的減稅政策對企業(yè)研發(fā)投入產生了有效的激勵作用（劉思岑，2016）。然而，在高新技術企業(yè)認定辦法所規(guī)定的“門檻”條件下，企業(yè)中出現(xiàn)了一些操縱研發(fā)費用的機會主義行為（安同良等，2019）。不僅企業(yè)進行研發(fā)操縱的動機強烈，而且具備現(xiàn)實的可能性。首先，信息不對稱導致政府難以完全辨別高新技術企業(yè)的真實資質;其次，企業(yè)與政府可能形成一定的“合謀”或者存在尋租問題，導致地方政府嚴格認定高新技術企業(yè)的動力不足。不論對于政府還是企業(yè)，企業(yè)研發(fā)操縱都會產生不可忽視的影響。從政府的角度來看，企業(yè)研發(fā)操縱行為掩蓋了其真實研發(fā)投入強度和研發(fā)績效，導致旨在促進企業(yè)研發(fā)投入和創(chuàng)新產出的財稅政策面臨失效的風險（楊國超等，2017）。從企業(yè)的角度來看，如果企業(yè)以調整會計科目的方式虛增研發(fā)費用，或者擴大研發(fā)費用的歸集范圍，不僅會抑制企業(yè)創(chuàng)新績效，而且如果地方政府加強監(jiān)察和稅收征管，企業(yè)被查處的風險將會更高。

（二）理論分析與研究假說

研發(fā)操縱一方面會帶來短期的利潤上升，但同時也提高了企業(yè)經(jīng)營風險，加大了股東和債權人之間的代理成本。首先，企業(yè)通過研發(fā)操縱獲得的高新技術企業(yè)資格可能隨時面臨被查處而失效的風險?？萍疾?、財政部和國家稅務總局于2016年2月4日對《認定辦法》進行了修訂，建立隨機抽查和重點檢查機制。隨著政策實施監(jiān)管力度的增強，企業(yè)被查處的風險也會增加。其次，減稅激勵下的研發(fā)操縱行為本質上是一種企業(yè)避稅行為，操縱會計科目的行為擴大了信息不對稱，會增加股東和債權人之間的代理成本，損害債權人利益，從而降低企業(yè)的融資信用。從債權人的角度來看，企業(yè)合法避稅行為短期內能夠增加企業(yè)利潤，降低債務違約風險（Dyrenget al.，2008），但長期而言，企業(yè)所面臨的經(jīng)營風險和代理成本會使得商業(yè)銀行降低企業(yè)的融資信用評級，減少企業(yè)貸款額度，尤其是減少中長期貸款的額度（Ayers，2010）。根據(jù)上述理論分析，我們提出有待檢驗的理論假說1：企業(yè)研發(fā)操縱會導致銀行貸款的減少，中長期銀行貸款比重下降，貸款利息成本上升。

延續(xù)上述邏輯，進一步基于研發(fā)操縱激勵強弱來分析企業(yè)研發(fā)操縱對銀行債務契約影響的異質性。首先，從企業(yè)所有權性質的維度進行分析。相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)因其天然的政治關聯(lián)，更容易獲取政府補貼、稅收優(yōu)惠、政策性貸款等資源（余明桂，2008），其減稅激勵較低，且因其公有產權屬性，缺乏通過降低稅收成本增加盈利的激勵（吳延兵，2012），同時在經(jīng)濟下行期還擔負著穩(wěn)定地方財政收入的職責（陳冬等，2016）。因此，為了獲取高新技術企業(yè)稱號進而得到更多稅收優(yōu)惠和政府補貼，民營企業(yè)進行研發(fā)操縱的動機更加強烈。此外，即使在同樣程度的研發(fā)操縱行為下，相對于民營企業(yè)，國有企業(yè)也因其產權屬性和政治背景而得到銀行更大的包容度（后青松等，2016）。其次，從企業(yè)所在地區(qū)的稅收征管能力的維度進行分析。企業(yè)所在地區(qū)的稅收征管能力越強，企業(yè)避稅的難度就越高（張克中等，2020），通過研發(fā)操縱獲得高新技術企業(yè)資格的難度也會更大，即使獲得了資格，被查處的風險也會更大。根據(jù)上述分析，我們提出理論假說2：在民營企業(yè)、稅收征管能力較強地區(qū)的企業(yè)中，企業(yè)研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響更加明顯。

三、實證研究設計

（一）樣本與變量

鑒于上市公司于2013年才正式對外規(guī)范性披露研發(fā)投入，本文選擇2013—2018年我國A股上市公司作為樣本，并作了以下處理：（1）剔除研發(fā)投入等關鍵變量缺損的觀測;（2）剔除金融行業(yè)觀測;（3）剔除ST及ST*的觀測;（4）剔除銷售收入小于5000萬的公司觀測;（5）剔除研發(fā)投入占銷售收入之比小于0或大于10%的異常觀測;（6）對連續(xù)型變量進行前后1%的Winsorize處理。最終得到的基礎樣本包含11478個觀測值。本文使用的原始數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

表1是樣本的描述性統(tǒng)計，主要展示了企業(yè)研發(fā)投入的分布與時間趨勢?？梢钥闯觯?013-2018年，本文使用的樣本企業(yè)中，研發(fā)投入大于零的公司占比始終保持98%，但與研發(fā)投入普遍性不匹配的是，研發(fā)投入占銷售收入比重的均值和中位數(shù)均在3%右側附近波動，這與《認定辦法》規(guī)定的“門檻”十分接近?？梢院侠淼貞岩珊芏喔咝录夹g上市公司是通過研發(fā)操縱滿足“門檻”要求的。

為了更加直觀地展示企業(yè)研發(fā)投入強度的分布，我們繪制了樣本企業(yè)的研發(fā)投入占銷售收入比重的頻次分布圖，如圖1所示。圖1的左側是當年銷售收入5000萬至2億的企業(yè)，右側是當年銷售收入2億以上的企業(yè)?？梢钥闯?，研發(fā)投入占銷售收入比重的分布在高新技術企業(yè)認定“門檻”右側明顯跳躍，揭示出的企業(yè)研發(fā)操縱行為與楊國超等（2017）利用2008—2014年上市公司樣本的發(fā)現(xiàn)一致。

本文重點關注企業(yè)研發(fā)操縱的代理成本問題，實證檢驗研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響，因此有必要合理地構建研發(fā)操縱指標。借鑒Bhojraj et al.（2009）的研究，我們將企業(yè)研發(fā)投入強度稍微高于法規(guī)門檻一定區(qū)間內的情況視為研發(fā)操縱。具體地，我們沿用楊國超等（2017）的做法，以研發(fā)投入占銷售收入的百分比超過法定門檻0.5%或1%研發(fā)操縱的區(qū)間，構建了虛擬變量MBB1和MBB2來刻畫企業(yè)是否進行了研發(fā)操縱。此外，我們選擇了三個銀行債務契約的指標，分別是銀行貸款率，銀行貸款結構和銀行貸款利息成本，選取了一系列的公司財務指標變量供實證分析使用。表2展示了本文所使用變量的定義，表3是變量的描述性統(tǒng)計結果。

（二）計量模型

為了檢驗企業(yè)研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響，本文基于上市公司面板數(shù)據(jù)，構建了式（1）所示的雙向固定效應計量模型進行回歸分析。

式（1）中的被解釋變量Y為銀行債務契約所包含的三個變量。核心解釋變量是企業(yè)研發(fā)操縱虛擬變量，回歸中使用兩種定義下的變量MBB1和MBB2。X是控制變量集。因為研發(fā)操縱變量是基于企業(yè)研發(fā)投入強度所在區(qū)間來定義的，為了排除研發(fā)投入強度本身對銀行債務契約的影響，我們控制了企業(yè)研發(fā)投入強度RDSALE。此外還控制了可抵押資產、資產收益率、企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金流、成長性等影響銀行貸款契約的變量。τt代表年份固定效應，用以控制時間趨勢，σi代表企業(yè)固定效應，用來控制不隨時間變化的因素。

四、實證結果分析

（一）基本結果

表4展示了研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響回歸結果。第（1）列和第（2）列分別以0.5%和1%作為區(qū)間寬度定義的研發(fā)操縱指標MBB1和MBB2作為解釋變量，銀行貸款率作為被解釋變量的回歸結果。MBB1和MBB2的估計系數(shù)均在5%的水平上顯著為負，結果表明，在其他條件不變的情況下，相對于未進行研發(fā)操縱的企業(yè)，研發(fā)操縱的企業(yè)獲得了更低的銀行貸款。本文是基于經(jīng)驗規(guī)則定義研發(fā)操縱的，換言之，研發(fā)投入強度處于該定義區(qū)間的時候，并不能完全排除一部分企業(yè)是真實未操縱的研發(fā)投入強度。當研發(fā)操縱定義區(qū)間擴大的時候，未研發(fā)操縱的企業(yè)比重會有所增加，平均而言會弱化研發(fā)操縱對銀行貸款率的影響。值得注意的是，當擴大了研發(fā)操縱的定義區(qū)間寬度，MBB2的估計系數(shù)相比MBB1而言有所降低，這從側面進一步驗證了本文的邏輯。

第（3）列和第（4）列報告了研發(fā)操縱對銀行債務期限結構的影響。與前兩列類似，使用兩種區(qū)間寬度定義。結果顯示，MBB1和MBB2的估計系數(shù)在10%的水平上顯著為負，表明在其他條件不變的情況下，研發(fā)操縱的企業(yè)獲銀行貸款中長期貸款的比重顯著低于未進行研發(fā)操縱的企業(yè)。說明銀行對于研發(fā)操縱企業(yè)的風險識別機制有效，降低了長期貸款的比重。MBB2和MBB1的估計系數(shù)的相對大小所反映的邏輯與前兩列類似。第（5）（6）兩列報告了研發(fā)操縱對銀行貸款利息成本的影響，結果未發(fā)現(xiàn)研發(fā)操縱對銀行貸款利息成本有顯著影響。綜合而言，表4報告的回歸結果驗證了理論假說1中研發(fā)操縱對銀行貸款率和貸款期限結構的影響，但未發(fā)現(xiàn)研發(fā)操縱對銀行貸款利息成本的影響。

（二）異質性檢驗

本文基于研發(fā)操縱的動機強弱的維度考察基本結果的異質性。邏輯在于，如果企業(yè)研發(fā)操縱的動機越強，那么處于本文根據(jù)經(jīng)驗法則定義的研發(fā)操縱區(qū)間中的企業(yè)，是真實研發(fā)操縱企業(yè)的可能性越高，回歸結果中研發(fā)操縱的估計系數(shù)也會更大。根據(jù)前文的理論分析，民企、稅收征管能力較弱地區(qū)的企業(yè)，研發(fā)操縱的可能性更大。

表5報告了國企與民企對比下的研發(fā)操縱對銀行貸款率的影響回歸結果?？梢钥吹?，對于國企子樣本，MBB1和MBB2的估計系數(shù)均不顯著，而對于民企子樣本，MBB1和MBB2的估計系數(shù)都在10%的水平上顯著為負。從系數(shù)的絕對值上來看，民企子樣本的研發(fā)操縱估計系數(shù)也遠大于國企子樣本。將被解釋變量更換為貸款期限結構，繼續(xù)比較國企和民企子樣本的回歸結果，報告于表6。同樣可以看到，對于國企子樣本，MBB1和MBB2的估計系數(shù)均不顯著，而對于民企子樣本，MBB1和MBB2的估計系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負。估計系數(shù)的絕對值也存在數(shù)量級上的差異?；谄髽I(yè)所有權性質的異質性分析結果印證了理論假說2。

進一步，我們基于企業(yè)所在地區(qū)的稅收征管能力強弱的維度考察基本回歸結果的異質性。沿用文獻的做法（張克中等，2020;樊勇等，2020）和我國稅收征管能力建設的實踐，本文選擇以企業(yè)所在省份是否實施了“金稅三期工程”為依據(jù)，將樣本分為稅收征管能力較強和較弱的兩個子樣本。表7報告了研發(fā)操縱對銀行貸款率的影響在不同稅收征管能力情況下的異質性結果。結果顯示，在實施了“金稅三期工程”的地區(qū)，MBB1和MBB2的估計系數(shù)均不顯著，而在未實施“金稅三期工程”的地區(qū)，MBB1和MBB2的估計系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為負。表8報告了研發(fā)操縱對銀行貸款期限結構的影響在不同稅收征管能力情況下的異質性結果，所反映的結論與表7類似。綜合而言，僅在稅收征管能力較弱的情況下，研發(fā)操縱對銀行貸款率以及銀行貸款期限結構才會產生顯著的負向影響，再次印證了理論假說2。

（三）穩(wěn)健性檢驗

考慮到本文是根據(jù)經(jīng)驗法則定義的研發(fā)操縱區(qū)間，如此形成的未進行研發(fā)操縱的企業(yè)（反事實組）具有不同的研發(fā)投入強度。正如圖1所示，企業(yè)研發(fā)投入強度呈現(xiàn)出非正態(tài)的分布。那么，潛在的極端值可能對估計結果造成很大的影響。我們剔除企業(yè)研發(fā)投入強度小于1%或大于8%的樣本后重新回歸，結果報告于表9。很顯然，本文的基本結論并未受到潛在極端觀測值的影響，保持了穩(wěn)健。

五、結論與政策啟示

本文研究結論表明，在《高新技術企業(yè)認定管理辦法》所規(guī)定的“門檻”條件以及高新技術企業(yè)資格所帶來減稅激勵下，樣本企業(yè)中存在明顯的研發(fā)操縱現(xiàn)象，即研發(fā)投入占銷售收入比重的分布在《認定辦法》規(guī)定的“門檻”右側微小區(qū)間存在聚集;研發(fā)企業(yè)研發(fā)操縱會降低企業(yè)的銀行貸款率以及中長期貸款比重。相對于國企而言，研發(fā)操縱現(xiàn)象對民營企業(yè)銀行債務契約的影響更為明顯;同時，企業(yè)所在城市的稅收征管能力越高，研發(fā)操縱對銀行債務契約的影響越明顯。

高新技術企業(yè)認定以及稅收優(yōu)惠政策的本意是激勵企業(yè)加大研發(fā)投入，提升創(chuàng)新水平。然而現(xiàn)行的政策執(zhí)行結果并未完全激勵企業(yè)增加真實研發(fā)投入，反而引發(fā)了企業(yè)在減稅激勵下的進行研發(fā)操縱的機會主義行為，這顯然不利于政策目標的實現(xiàn)。同時，對于企業(yè)而言，研發(fā)操縱行為所帶來諸如銀行債務契約變化，則容易被忽視。隨著監(jiān)察力度的提高，企業(yè)經(jīng)營風險也會增加。據(jù)此，本文提出如下政策建議：首先，強化對高新技術企業(yè)認定資質的審查，對于有研發(fā)操縱風險的企業(yè)建立預警機制，重點審查是否存在研發(fā)費用虛增問題，同時提高查處懲罰力度，以此提高企業(yè)研發(fā)操縱的機會成本;其次，加強“銀稅合作”，政策上引導企業(yè)提高會計信息質量，減少會計科目操縱，依法納稅，在提高納稅信用的情況下獲得更多的銀行貸款。

注 釋：

《認定辦法》規(guī)定的門檻指標是“研發(fā)投入占銷售收入比重”，理論上企業(yè)也可能通過操縱銷售收入來達到門檻，但企業(yè)通過操縱研發(fā)投入這一會計科目達到法定門檻的成本遠低于操縱銷售收入。操縱銷售收入還會提高稅收成本，與減稅的目的相悖。

上市公司年報未披露高新技術產品（服務）的銷售收入，研發(fā)人員數(shù)量從2015年才開始披露，因此，本文關注的是上市公司對研發(fā)投入的操縱行為。

銷售收入小于5000萬的觀測數(shù)很少，并且按研發(fā)投入強度6%的“門檻”，其中符合研發(fā)操縱定義的企業(yè)更少，因此本文僅檢驗銷售收入大于5000萬公司的研發(fā)操縱現(xiàn)象及其對銀行債務契約的影響。

“金稅三期工程”是我國利用大數(shù)據(jù)、云計算等信息技術提高稅收征管能力的重大工程，于2014年開始在部分省市試點運行，然后在其他地區(qū)逐步推廣。

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