企業(yè)避稅行為驅(qū)動實業(yè)金融化了嗎

黃賢環(huán)，王 瑤

（山西財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院，太原 030006）

一、引言

伴隨全球經(jīng)濟下行和中國實體企業(yè)面臨的產(chǎn)能過剩、利潤下滑、投資回報周期較長等問題的出現(xiàn)，實體企業(yè)將投資的視野逐步轉(zhuǎn)向了能夠在短期內(nèi)帶來高收益的金融和房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）［1～2］。最近，中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司對5000戶工業(yè)企業(yè)2021年一季度財務(wù)狀況的調(diào)查數(shù)據(jù)就顯示：企業(yè)金融和房地產(chǎn)投資同比增長7.8%。這意味著在中國采取了一系列防范化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險的背景下，企業(yè)金融化的趨勢依然存在，并已成為中國發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的重要隱患，以及實現(xiàn)“六穩(wěn)”“六保”目標(biāo)的重要障礙。中國政府部門、中央領(lǐng)導(dǎo)人多次在重要場合和重要文件中強調(diào)“不走脫實向虛的路子”，而出于獲取管理權(quán)私利和控制權(quán)私利，高管和控股股東有動機進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資。因此，企業(yè)金融化是逐利動機下，第一類代理問題和第二類代理問題在投資活動上的重要體現(xiàn)。避稅行為則作為當(dāng)前企業(yè)普遍存在的一種行為。傳統(tǒng)的避稅代理觀從微觀層面著重考察了企業(yè)避稅對企業(yè)價值、投融資行為和公司治理效果等方面產(chǎn)生的影響（Kim et al.，2011；劉行和葉康濤，2013；Richardson et al.，2015；劉行和呂長江，2018）［3～6］，以及審計師特征、內(nèi)部控制質(zhì)量、機構(gòu)投資者持股、會計信息質(zhì)量特征等對企業(yè)避稅的影響（王亮亮，2016；李青原和王露萌，2019）［7～8］。這些研究普遍認(rèn)為，企業(yè)避稅會提升企業(yè)的代理問題和信息不對稱程度，繼而影響到審計收費和企業(yè)投資效率，并最終影響企業(yè)價值。企業(yè)金融化水平則反映的是實體企業(yè)偏離主業(yè)對金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域的投資行為。那么企業(yè)避稅程度會對其金融化水平產(chǎn)生什么影響？進(jìn)一步地，這種影響的可能機制是什么？再者，內(nèi)部控制質(zhì)量、機構(gòu)投資者持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等又是否會影響企業(yè)避稅程度與金融化水平的關(guān)系呢？回答以上問題，能夠為中國當(dāng)前“減稅降費”政策實施效果的提升，以及稅務(wù)部門進(jìn)行稅收監(jiān)管和抑制實體企業(yè)金融化趨勢提供微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。值得注意的是，以上文獻(xiàn)是以企業(yè)所得稅避稅為研究對象的，這主要是因為所得稅稅基存在較大操縱空間，而流轉(zhuǎn)稅稅基相對較明確，且近年來國家通過“金稅工程”對以增值稅為代表的流轉(zhuǎn)稅避稅進(jìn)行了較嚴(yán)格監(jiān)管；同時，考慮流轉(zhuǎn)稅數(shù)據(jù)相對較難獲取。借鑒以上企業(yè)避稅主流研究文獻(xiàn)的做法，本文所指的企業(yè)避稅行為專指企業(yè)所得稅的避稅行為。

為回答以上問題，本文選擇2008—2017年中國滬深非金融和房地產(chǎn)行業(yè)樣本，實證分析企業(yè)避稅行為對其金融化水平的影響。研究結(jié)果表明，企業(yè)避稅行為驅(qū)動了實體企業(yè)金融化水平的提升，且主要是通過提升企業(yè)財富和代理成本的路徑實現(xiàn)；進(jìn)一步研究表明，相對于內(nèi)部控制較弱的企業(yè)和非國有企業(yè)，避稅行為會更加顯著地提升內(nèi)部控制質(zhì)量較好的企業(yè)和國有企業(yè)的金融化水平，然而機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用并不明顯。

本文的研究貢獻(xiàn)在于：（1）已有文獻(xiàn)從審計師特征、內(nèi)部控制質(zhì)量、機構(gòu)投資者持股、會計信息質(zhì)量特征等方面對企業(yè)避稅的影響因素進(jìn)行了比較豐富的研究（王亮亮，2016；李青原和王露萌，2019）［7～8］，同時，對企業(yè)避稅在企業(yè)投融資行為、公司治理、公司績效、審計師行為特征等方面的影響進(jìn)行了較深入研究（Kim et al.，2011；劉行和葉康濤，2013；Richardson et al.，2015；劉行和呂長江，2018）［3～6］，但尚未有文獻(xiàn)考察企業(yè)避稅與金融化之間的關(guān)系。然而，深入探究企業(yè)避稅程度與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系，能夠深化企業(yè)避稅經(jīng)濟后果和金融化的影響因素研究，同時，對企業(yè)財務(wù)決策和稅收征管工作具有較好的借鑒意義，能夠為中國政府部門進(jìn)一步完善和實施稅收征管政策以及防范化解系統(tǒng)性重大風(fēng)險提供微觀層面證據(jù)。（2）將企業(yè)避稅的經(jīng)濟后果研究拓展到企業(yè)金融化水平上，并從企業(yè)避稅的“現(xiàn)金流效應(yīng)”“信息質(zhì)量效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”等方面，理論分析和實證檢驗了企業(yè)避稅對其金融化水平的影響。這有利于豐富“避稅代理觀”，并有助于更好地探究避稅對企業(yè)價值的影響路徑。（3）挖掘出企業(yè)避稅影響其金融化水平的路徑：企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度、企業(yè)避稅程度——代理成本——金融化程度。對企業(yè)避稅行為影響企業(yè)金融化水平的中介傳導(dǎo)機制的研究，能夠為認(rèn)識企業(yè)避稅和金融化的關(guān)系提供更深層次的邏輯和中間環(huán)節(jié)。（4）同時考察了內(nèi)部控制質(zhì)量、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、機構(gòu)投資者持股比例等橫截面差異對企業(yè)避稅程度與金融化水平關(guān)系的影響。這能夠揭示企業(yè)避稅程度影響企業(yè)金融化水平的約束條件，為理解企業(yè)避稅程度與金融化水平的關(guān)系提供了新的視角。

二、文獻(xiàn)綜述

（一）企業(yè)金融化的影響因素研究

關(guān)于實體企業(yè)金融化的影響因素研究。從宏觀因素看，金融部門資源供給的增加、資本的逐利性、惡劣的實業(yè)環(huán)境、滯后的金融市場、勞動力成本的提高、產(chǎn)能過剩、繁冗的稅費等擠壓了實體經(jīng)濟盈利空間，使實體企業(yè)紛紛進(jìn)入金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域（Davis，2018；黃賢環(huán)等，2018）［9］［2］。同時，貨幣政策寬松程度、國家監(jiān)管環(huán)境、部門和地方監(jiān)管政策等也會對企業(yè)金融化行為產(chǎn)生重要影響。例如，房產(chǎn)限購政策在抑制企業(yè)投資性房地產(chǎn)投資的同時，能夠促使企業(yè)聚焦主業(yè)，增加對實體資產(chǎn)的投資，實現(xiàn)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的“脫虛返實”，而經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的總量和結(jié)構(gòu)都會產(chǎn)生影響，能夠抑制企業(yè)金融化趨勢（杜勇等，2017）［1］。可見，已有文獻(xiàn)關(guān)注到稅收政策對企業(yè)金融化的影響，但是這些文獻(xiàn)并沒有考察應(yīng)對稅收征管背景下的企業(yè)避稅行為對金融資產(chǎn)投資的影響。在微觀影響因素層面，金融渠道的高收益率會縮短企業(yè)管理層視野，降低固定資產(chǎn)、研發(fā)創(chuàng)新和新產(chǎn)品研發(fā)等實體投資，進(jìn)而導(dǎo)致非金融企業(yè)“脫實向虛”問題（Demir，2009）［10］。而企業(yè)高管特征在企業(yè)金融化中起到重要作用，如CEO、CFO、總經(jīng)理等的背景特征（杜勇等，2019）［11］。財務(wù)會計專業(yè)教育背景的CFO、機構(gòu)投資者，尤其是短期機構(gòu)投資者更加偏好金融資產(chǎn)的投資，提升了實體企業(yè)金融化程度（劉偉和曹瑜強，2018）［12］。進(jìn)一步地，公司治理水平較弱、管理層過度自信、集團內(nèi)部資本市場越活躍和多元化經(jīng)營的企業(yè)更傾向于持有金融資產(chǎn)（閆海洲和陳百助，2018；黃賢環(huán)和王瑤，2019）［13～14］，而改善公司治理機制，提升內(nèi)部控制質(zhì)量可在一定程度上抑制企業(yè)金融化（王瑤和黃賢環(huán)，2020）［15］。由此可見，在微觀影響因素方面，已有文獻(xiàn)著重探究了實體企業(yè)內(nèi)部治理機制對企業(yè)金融化水平的影響，而事實上企業(yè)對于納稅的態(tài)度和避稅行為很可能影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為，進(jìn)而影響金融化水平，但是鮮有文獻(xiàn)對此進(jìn)行必要的研究。

（二）企業(yè)避稅行為的經(jīng)濟后果研究

關(guān)于企業(yè)避稅行為的經(jīng)濟后果研究，已有文獻(xiàn)主要涉及三類研究：一是研究企業(yè)避稅對投融資活動的影響。劉行和葉康濤（2013）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅程度越高，非效率投資越嚴(yán)重，且主要表現(xiàn)為過度投資，而完善的公司治理機制對這一效應(yīng)具有顯著的抑制作用［4］。然而，胡曉等（2017）的研究發(fā)現(xiàn)，避稅對企業(yè)資本投資效率的影響具有兩面性，一方面會因融資壓力緩解而減少投資不足，另一方面卻因代理問題惡化而加劇過度投資［16］。企業(yè)避稅程度越高，其債務(wù)融資成本越高，且銀行會通過在貸款合同中設(shè)置較多的非價格條款和縮短貸款期限，以應(yīng)對公司信息不透明的問題（后青松等，2016）［17］。而融資約束越高的企業(yè)，越有動機進(jìn)行避稅行為（Richardson et al.，2015；王亮亮，2016）［5］［7］，這反映出企業(yè)避稅能夠給企業(yè)帶來現(xiàn)金流，緩解融資約束。同時，劉行和呂長江（2018）研究發(fā)現(xiàn)，避稅能夠幫助企業(yè)建立競爭優(yōu)勢，具有戰(zhàn)略效應(yīng)，且在融資約束嚴(yán)重的企業(yè)更為顯著［6］。二是研究企業(yè)避稅對公司治理的影響。企業(yè)為了避稅往往會降低有關(guān)財務(wù)信息質(zhì)量，以此規(guī)避稅務(wù)部門監(jiān)管。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部人會通過避稅行為所導(dǎo)致的信息不對稱對企業(yè)財富進(jìn)行大量的掏空和轉(zhuǎn)移（Desai et al.，2007）［18］，而經(jīng)理人會通過避稅來隱藏壞消息，從而導(dǎo)致企業(yè)股票在未來出現(xiàn)暴跌的現(xiàn)象（Kim et al.，2011）［3］。葉康濤和劉行（2014）則研究發(fā)現(xiàn)，上市公司避稅程度越高，內(nèi)部代理成本越高，企業(yè)避稅行為過程中，為了避免被稅務(wù)監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn)，往往采取非常復(fù)雜且不透明的交易活動以掩蓋其避稅行為［19］。三是研究企業(yè)避稅對審計師行為特征的影響。審計師在審計過程中將企業(yè)避稅作為一種審計風(fēng)險，因此，對避稅企業(yè)會收取更高的審計費用，以彌補審計風(fēng)險帶來的損失（Donohoe and Knechel，2014）［20］。劉笑霞等（2019）則研究認(rèn)為，審計師能夠識別出企業(yè)避稅行為，同時，內(nèi)部控制質(zhì)量和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可以緩解稅收激進(jìn)度與審計師變更［21］。

綜上所述，已有文獻(xiàn)從宏觀經(jīng)濟政策、微觀公司治理等角度研究了企業(yè)金融化的影響因素，同時，對企業(yè)避稅在投融資活動、公司治理、審計師行為特征以及企業(yè)績效等方面的經(jīng)濟后果進(jìn)行了研究。然而，鮮有文獻(xiàn)涉及企業(yè)避稅代理觀下，企業(yè)避稅行為如何影響實體企業(yè)偏離主業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的金融化行為。而探討企業(yè)避稅程度與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系，對于當(dāng)前優(yōu)化調(diào)整“減稅降費”政策和抑制實體企業(yè)過度金融化，引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主業(yè)具有較好的理論和現(xiàn)實意義。

三、理論分析與研究假設(shè)

實體企業(yè)金融化是理性經(jīng)濟主體在逐利動機驅(qū)使下對金融領(lǐng)域的投資行為，在實業(yè)與金融業(yè)發(fā)展不協(xié)調(diào)的環(huán)境下，對金融資產(chǎn)的投資能夠在短期內(nèi)為企業(yè)帶來高于主業(yè)投資的收益（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）［1～2］。因此，在逐利動機下，實體企業(yè)傾向于將既有資金投資于金融領(lǐng)域，而非實業(yè)領(lǐng)域。再者，實體企業(yè)金融化是偏離主業(yè)的投資行為，是企業(yè)內(nèi)部代理問題的重要體現(xiàn)（杜勇等，2017）［1］。企業(yè)避稅由于具有“現(xiàn)金流效應(yīng)”，能夠給企業(yè)帶來額外的現(xiàn)金流，同時，會給企業(yè)帶來更加嚴(yán)重的代理問題，這就很可能影響到企業(yè)的金融資產(chǎn)投資行為。

首先，企業(yè)避稅行為能帶來更加充裕的現(xiàn)金流，在逐利動機驅(qū)使下，企業(yè)會提升對金融資產(chǎn)的投資。一方面，稅收作為企業(yè)一項重要的現(xiàn)金流支出，企業(yè)避稅程度越高，留存在企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流越多，從而其財務(wù)實力越雄厚（劉行和呂長江，2018）［6］。因此，企業(yè)避稅具有較好的“現(xiàn)金流效應(yīng)”，能夠為企業(yè)補充現(xiàn)金流。已有研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)可以用避稅所節(jié)約的現(xiàn)金流進(jìn)行更大幅度的投資、更加頻繁的并購、更加密集的廣告營銷支出等（劉行和呂長江，2018）［6］。這意味著，實體企業(yè)在進(jìn)行避稅后，將有更多的現(xiàn)金流，而作為理性經(jīng)濟人，在逐利動機的驅(qū)使下，有動機將資金用于金融資產(chǎn)的投資。同時，作為內(nèi)部資金，避稅所帶來的現(xiàn)金流增加，是一種成本相對低廉的資金來源，這就更可能驅(qū)使企業(yè)將節(jié)稅所產(chǎn)生的現(xiàn)金流投資于能夠為其帶來短期高收益的金融領(lǐng)域，提升對金融資產(chǎn)的投資，是投資現(xiàn)金流流出的重要表現(xiàn)。另一方面，企業(yè)避稅能夠產(chǎn)生節(jié)稅效應(yīng)，能夠在一定程度上緩解企業(yè)的融資約束（Law and Mills，2015）［22］。例如，劉行和呂長江（2018）發(fā)現(xiàn)，融資約束越嚴(yán)重的企業(yè)，越有可能通過稅收規(guī)避節(jié)約稅負(fù)，以緩解融資困難［6］。Richardson等（2015）［5］和王亮亮（2016）［7］基于2008年金融危機的研究也發(fā)現(xiàn)，在面對危機時，企業(yè)會提高避稅程度，且這種效應(yīng)在融資約束程度越高的企業(yè)表現(xiàn)更明顯。這表明，企業(yè)避稅能夠為企業(yè)帶來額外現(xiàn)金流，緩解企業(yè)融資約束，促進(jìn)企業(yè)投資活動。而相對于主業(yè)投資的長期性、利潤下滑等弊端，對金融資產(chǎn)的投資是一種高收益的投資行為，作為理性的經(jīng)濟主體在逐利動機的驅(qū)使下，企業(yè)傾向于將現(xiàn)金流投資于金融領(lǐng)域（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）［1～2］。因此，在逐利動機驅(qū)使下，企業(yè)避稅所帶來的現(xiàn)金流，能夠促進(jìn)企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資，表現(xiàn)出更嚴(yán)重的金融化現(xiàn)象。

其次，企業(yè)避稅會加劇公司內(nèi)外部信息不對稱程度，加劇高管的逐利動機，進(jìn)而促使企業(yè)高管更傾向于金融投資。避稅行為作為一種隱蔽的企業(yè)行為，只有信息越不透明，或者信息不對稱程度越高時，越有操作的空間和可能性。因此，企業(yè)有意進(jìn)行避稅時，往往會降低企業(yè)信息的透明度，加劇公司內(nèi)外部信息的不對稱程度，以此達(dá)到避稅的目標(biāo)，同時規(guī)避稅務(wù)部門的監(jiān)管。已有文獻(xiàn)已經(jīng)證實了以上觀點，例如，Desai等（2007）研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部人會通過避稅行為所導(dǎo)致的信息不對稱對企業(yè)財富進(jìn)行大量的掏空和轉(zhuǎn)移；避稅程度越高，信息透明度越低［18］。Kim等（2011）則發(fā)現(xiàn)，經(jīng)理人會通過避稅來隱藏壞消息，從而導(dǎo)致企業(yè)股票在未來出現(xiàn)暴跌的現(xiàn)象［3］。企業(yè)避稅帶來的信息不對稱程度的提升，很可能使得經(jīng)理層和控股股東有動機獲取私利。由于薪酬業(yè)績敏感性的存在，經(jīng)理層有動機通過信息優(yōu)勢進(jìn)行具有高收益的金融資產(chǎn)投資，以便通過金融資產(chǎn)投資行為短期內(nèi)迅速提升企業(yè)業(yè)績，以獲取契約規(guī)定的薪酬或者超額報酬；同理，控股股東也有動機借助于企業(yè)避稅帶來的信息不對稱進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資以便獲取控制權(quán)私利（杜勇等，2017）［1］。因此，企業(yè)避稅帶來的信息不對稱程度提升，公司內(nèi)部代理問題越嚴(yán)重，越有可能推動企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資，提升金融化水平。

最后，企業(yè)避稅會加劇企業(yè)內(nèi)外部代理問題，使得高管和控股股東出現(xiàn)更多的機會主義行為，提升對金融資產(chǎn)的投資。劉行和葉康濤（2013）的研究證實，企業(yè)避稅會提升企業(yè)代理成本［4］。企業(yè)避稅過程中，為了應(yīng)對稅務(wù)機關(guān)的查處，往往會采取非常復(fù)雜且不透明的交易行為，這就惡化了內(nèi)外部信息不對稱程度，導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部人往往利用信息不透明的機會謀取私利（Desai and Dharmapala，2006；Desai et al.，2007；葉康濤和劉行，2014）［23］［18～19］。換句話說，企業(yè)避稅行為導(dǎo)致企業(yè)高管有動機借助信息不透明的環(huán)境進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資，以便獲取管理權(quán)私利；而控股股東為了獲取控制權(quán)私利，也有動機將企業(yè)避稅帶來的現(xiàn)金流投資于金融領(lǐng)域。在兩權(quán)分離的背景下，由于激勵不相容和信息不對稱的存在，高管在金融資產(chǎn)配置中存在較大的自由裁量權(quán)，有動機利用管理權(quán)獲取私利。杜勇等（2017）的研究就發(fā)現(xiàn)，由于代理問題的存在，為了獲得短期超額報酬，管理層會縮短視野，傾向于金融資產(chǎn)投資進(jìn)行套利；同時，在中國股權(quán)高度集中的環(huán)境下，大股東具有金融資產(chǎn)配置的動機和能力，尤其代理問題越嚴(yán)重時，短期金融資產(chǎn)的投資越可能成為大股東獲取控制權(quán)私利的工具［1］。文春暉和任國良（2015）的研究也發(fā)現(xiàn)，在金字塔結(jié)構(gòu)的掩護(hù)下，虛擬終極控制人熱衷于將資金投入房地產(chǎn)和金融等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域［24］。由此可見，企業(yè)避稅帶來的代理問題，很有可能促使高管和大股東傾向于進(jìn)行金融資產(chǎn)配置行為，從而提升金融化水平。

綜上分析，企業(yè)避稅行為很可能通過“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”“企業(yè)避稅程度——代理問題——金融化程度”的傳導(dǎo)機制影響企業(yè)金融化水平。鑒于此，本文預(yù)期企業(yè)避稅程度越高，其金融化水平越高。

四、研究設(shè)計

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

為檢驗企業(yè)避稅行為對金融化水平的影響，本文選擇2008—2017年中國滬深上市公司作為研究對象。由于2017年新出臺的金融工具準(zhǔn)則對金融資產(chǎn)進(jìn)行新的劃分，使得資產(chǎn)負(fù)債表中金融資產(chǎn)項目發(fā)生了增刪，為了統(tǒng)一金融化水平的測度，本文數(shù)據(jù)截至2017年。本文對搜集到的樣本數(shù)據(jù)作如下處理：刪除樣本缺失值；刪除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本；刪除金融和房地產(chǎn)行業(yè)樣本；刪除存在異常值的樣本。經(jīng)過以上處理，本文一共取得了9066個樣本觀測值。為了緩解異常值對研究結(jié)論的影響，對相關(guān)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。本文樣本數(shù)據(jù)主要來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

（二）變量界定

1.金融化水平的界定。雖然金融化主題的研究是當(dāng)前的熱門話題，但對于金融化水平的測度已有文獻(xiàn)尚未達(dá)成一致的見解。借鑒學(xué)者（Demir，2009；杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）研究［10］［1～2］，本文通過“（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)凈額）／資產(chǎn)總額”計算實體企業(yè)金融化水平變量（Fin）的值。同時，借鑒已有研究（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）［1～2］，在穩(wěn)健性檢驗部分對金融資產(chǎn)范疇進(jìn)行不同的界定，通過以下三種方式重新計算金融化水平：Fin0＝（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）／資產(chǎn)總額；Fin1＝（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資）／資產(chǎn)總額；Fin2＝（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額）／資產(chǎn)總額。

2.避稅程度的界定。根據(jù)已有文獻(xiàn)研究，企業(yè)避稅的測度主要存在兩種模式：第一種是實際所得稅稅率及其變體，第二類為企業(yè)的會計-稅收差異及其變體（劉行和葉康濤，2013）［4］。具體地：其一，由“名義利率-實際所得稅稅率”之差Rate表示，其中，實際所得稅稅率＝（當(dāng)年所得稅費用-遞延所得稅費用）／會計利潤。這種方法能夠使企業(yè)避稅程度具有可比性，且值越大，避稅程度越高（劉行和葉康濤，2013）［4］。其二，按照“名義所得稅稅率-實際所得稅稅率”的5年平均值（從第t-4到第t期）進(jìn)行衡量。這種方法主要是出于對稅收返還、企業(yè)和稅收征管部門的稅務(wù)糾紛可能會持續(xù)幾年的考慮，因為僅僅使用當(dāng)期實際稅率衡量企業(yè)避稅可能并不合理（Dyreng et al.，2008）［25］。然而，因為這種方法需要樣本公司數(shù)據(jù)橫跨5年，會導(dǎo)致大量樣本數(shù)據(jù)損失。鑒于此，本文沒有考慮這一方法。其三，采用會計-稅收差異（Btd）刻畫避稅程度，Btd＝（會計利潤-應(yīng)納稅所得額）／期初資產(chǎn)總額，值越大表明避稅越高；其中，應(yīng)納稅所得額＝（所得稅費用-遞延所得稅費用）／名義所得稅稅率。其四，借鑒Desai和Dharmapala（2006）［23］的方法，使用扣除應(yīng)計利潤影響之后的會計-稅收差異（Ddbtd）反映企業(yè)避稅行為程度。Btdi，t＝αTacci，t+μi+ξi，t，其中，Tacc為總應(yīng)計利潤，由“（凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流）／總資產(chǎn)”計算所得。μi表示公司i在樣本期間內(nèi)殘差的平均值，ξi，t表示t年度殘差與公司平均殘差μi的偏離度。Ddbtd＝μi+ξi，t，代表Btd中不能被應(yīng)計利潤解釋的那一部分。借鑒已有文獻(xiàn)（劉行和葉康濤，2013；劉笑霞等，2019）［4］［21］的主流做法，本文采用Btd和Ddbtd兩個指標(biāo)反映企業(yè)避稅程度。同時，在穩(wěn)健性檢驗部分，采用名義所得稅稅率與實際所得稅稅率之差Rate反映企業(yè)避稅程度。

3.控制變量的選取。借鑒杜勇等（2019）［11］、黃賢環(huán)等（2021）［26］的研究，本文控制了以下因素的影響：企業(yè)規(guī)模Size，以企業(yè)資產(chǎn)總額取自然對數(shù)表示；財務(wù)杠桿Lev，通過“負(fù)債總額／資產(chǎn)總額”計算所得；現(xiàn)金流Cf，通過“經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量／資產(chǎn)總額”計算所得；成長能力Growth，以營業(yè)收入增長率表示，通過“（本年營業(yè)收入-上年營業(yè)收入）／上年營業(yè)收入”計算所得；盈利能力Roe，以凈資產(chǎn)收益率表示；有形債務(wù)占比Tang，通過“（短期借款+長期借款+應(yīng)付債券）／資產(chǎn)總額”計算所得；產(chǎn)權(quán)性質(zhì)Soe，若為國有控股企業(yè)，則取值為1，否則取值為0；股權(quán)集中度First，以“第一大股東持股比例”表示；二職合一Dual，若董事長與總經(jīng)理為同一人則取值為1，否則取值為0；董事會規(guī)模Board，以董事會人數(shù)表示；獨立董事規(guī)模Indirect，通過“獨立董事人數(shù)／董事會人數(shù)”求得；管理費用增長率Manage，通過“（當(dāng)期管理費用-上期管理費用）／上期管理費用”計算所得；銀企關(guān)系Relation，以“非流動負(fù)債合計／負(fù)債總額”計算所得；營運資本W(wǎng)capital，以“（流動資產(chǎn)-流動負(fù)債）／資產(chǎn)總額”表示；主業(yè)獲利Mb，以“（營業(yè)收入-營業(yè)成本）／利潤總額”表示；金融活動獲利Finact，以“（投資收益+公允價值變動收益+匯兌收益）／利潤總額”表示。同時，還控制了年度Year和行業(yè)Ind。

（三）模型設(shè)計

為檢驗實體企業(yè)避稅行為與其金融化水平之間的關(guān)系，本文設(shè)計以下實證模型：

其中，F(xiàn)in為被解釋變量，表示實體企業(yè)金融化水平；Ddbtd和Btd表示企業(yè)避稅程度。當(dāng)α1顯著為正時，說明企業(yè)避稅會顯著提升金融化水平，反之則能夠抑制實體企業(yè)金融化水平；ε則為模型擾動項。

五、實證分析

（一）變量描述性統(tǒng)計

表1報告了變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1中可以看出，實體企業(yè)金融化水平Fin，最大值趨于1，最小值趨于0，均值為0.199，1／4分位數(shù)為0.018，這反映出當(dāng)前中國實體企業(yè)普遍存在金融化現(xiàn)象，但是金融化水平差異較大。從企業(yè)避稅程度看，Ddbtd的最大值為0.298，最小值為-0.357，均值為0.005，3／4分位數(shù)為0.048；Btd的最大值為0.181，最小值為-0.273，3／4分位數(shù)為0.031，以上描述性統(tǒng)計結(jié)果與劉行和葉康濤（2013）［4］的研究基本一致。這也表明中國實體企業(yè)避稅程度差異較大，且由于中國稅收征管比較嚴(yán)格，有一部分企業(yè)的應(yīng)納稅額所得額比會計利潤要大。其余變量描述性統(tǒng)計結(jié)果，在此不一一贅述。

表1 變量描述性統(tǒng)計

（二）實證結(jié)果

表2報告了企業(yè)避稅與金融化水平的回歸結(jié)果。表2列（1）顯示，企業(yè)避稅程度Ddbtd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0．606，在1%的水平上顯著；表2列（2）顯示，企業(yè)避稅程度Btd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0．621，在1%的水平上顯著。以上回歸結(jié)果表明，實體企業(yè)避稅程度越高，其金融化水平也越高。企業(yè)避稅的很大動機在于規(guī)避稅收征管，給企業(yè)帶來更多的現(xiàn)金流，降低稅費繳納的現(xiàn)金流支出，而在逐利動機的驅(qū)使下，比較充裕的現(xiàn)金流會使得企業(yè)將現(xiàn)金流投資于金融領(lǐng)域獲取可觀的收益，提升企業(yè)金融化水平。另一方面也反映出，企業(yè)避稅可能會導(dǎo)致信息更加不透明，帶來更加嚴(yán)重的代理問題，而這種代理問題的存在會驅(qū)動高管和控股股東擁有更大的動機進(jìn)行金融資產(chǎn)投資，以獲取管理權(quán)私利和控制權(quán)私利。

表2 主檢驗結(jié)果

表2（續(xù)）

從控制變量來看，現(xiàn)金流水平Cf、成長能力Growth、銀企關(guān)系Relation與金融化水平Fin的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正，表明現(xiàn)金流越充裕、成長能力和銀企關(guān)系越好的企業(yè)，越有動機從事高收益和高風(fēng)險的金融領(lǐng)域投資，提升企業(yè)的金融化水平。此外，金融活動獲利水平Finact越高的企業(yè)，其金融化水平越高，這表明實體企業(yè)出于逐利動機，會選擇比實業(yè)利潤更高的金融領(lǐng)域進(jìn)行投資，以獲取更高的投資收益。然而，企業(yè)規(guī)模Size與金融化水平Fin的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù)，這反映出規(guī)模較大的企業(yè)越不愿意從事金融投資，這有可能是因為規(guī)模較大的企業(yè)自身市場占有率較高，核心競爭力較強，且一般公司治理和內(nèi)部控制制度相對較完善，代理問題可能較低，更愿意集中精力做好主業(yè)；也有可能是因為規(guī)模越大的實體企業(yè)，其轉(zhuǎn)換成本越高，迫使實體企業(yè)維持已有的實業(yè)投資，以保持企業(yè)的運轉(zhuǎn)。凈資產(chǎn)收益率Roe與實體企業(yè)金融化水平Fin的回歸系數(shù)則顯著為負(fù)，這表明盈利能力整體較好的企業(yè)，可能并不愿意進(jìn)行金融化。有形債務(wù)占比Tang與實體企業(yè)金融化Fin的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù)，這反映出有形債務(wù)占比Tang越高的企業(yè)，由于其轉(zhuǎn)換成本、沉沒成本較高，難以擺脫主業(yè)直接進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資。營運資金占比Wcapital與實體企業(yè)金融化Fin的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù)。進(jìn)一步地，主業(yè)收入占比Mb與實體企業(yè)金融化水平的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù)，這表明當(dāng)實體企業(yè)主業(yè)利潤越高時，企業(yè)越不愿意從事自己并不熟悉、且風(fēng)險較高的金融領(lǐng)域投資。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.改變關(guān)鍵變量的測度方法。已有文獻(xiàn)（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018；黃賢環(huán)和王瑤，2019）［1～2］［14］對實體企業(yè)金融化進(jìn)行了比較廣泛的研究，但是對其測度尚未統(tǒng)一，這主要在于對金融資產(chǎn)的范疇認(rèn)識有所不同。部分學(xué)者認(rèn)為長期股權(quán)投資不應(yīng)該納入到金融資產(chǎn)的范疇，因為對子公司、合營企業(yè)和聯(lián)營企業(yè)的投資很可能是對主業(yè)的擴張，而并非是一種偏離主業(yè)的金融化行為。因此，基于這種觀點，把長期股權(quán)投資從金融資產(chǎn)的范疇剔除，構(gòu)建Fin0＝（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額）／資產(chǎn)總額。另外，根據(jù)企業(yè)會計準(zhǔn)則的規(guī)定，投資性房地產(chǎn)并不在金融資產(chǎn)的范疇，只是由于市場上人為炒作的原因，使得房地產(chǎn)有了金融資產(chǎn)的屬性（黃賢環(huán)等，2018；杜勇等，2019）［2］［11］。鑒于此，構(gòu)建Fin1＝（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資）／資產(chǎn)總額。同時，綜合前述兩個原因，構(gòu)建Fin2＝（交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額）／資產(chǎn)總額。表3報告了改變金融化測度方式的回歸結(jié)果。從表3中可以看出，無論是Ddbtd還是Btd，與Fin0、Fin1、Fin2的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。進(jìn)一步表明企業(yè)避稅提升了金融化水平。由此可以看出，即便改變實體企業(yè)金融化的測度方式，依然得到與主檢驗一致的研究結(jié)論。

表3 替換金融化變量的檢驗結(jié)果

表4報告了同時改變金融化水平和企業(yè)避稅程度測度方式的回歸結(jié)果。從表4中的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅程度Rate與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0．055，在1%的水平上顯著；同時，企業(yè)避稅程度Rate與金融化水平指標(biāo)Fin0、Fin1、Fin2都在1%的水平上顯著為正。以上回歸結(jié)果表明，即便同時替換企業(yè)避稅程度和金融化水平的測度方式，依然得到與主檢驗一致的研究結(jié)論，即企業(yè)避稅程度越高，金融化水平越高。這進(jìn)一步表明，本文研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

表4 替換金融化和避稅變量的檢驗結(jié)果

進(jìn)一步地，借鑒劉貫春等（2017）［27］的做法，為了克服“避稅程度”與“金融化水平”兩指標(biāo)設(shè)計上可能存在的既有相關(guān)性，以及兩者之間存在的反向因果問題，本部分繼續(xù)按照分行業(yè)分年度均值設(shè)計了兩個企業(yè)避稅程度指標(biāo)Mean_Ddbtd與Mean_Btd；接著，若實際避稅程度Ddbtd大于分行業(yè)分年度避稅程度均值Mean_Ddbtd，設(shè)置變量Mee＝1，否則取值為0；同時，若實際避稅程度Btd大于分行業(yè)分年度避稅程度均值Mean_Btd，設(shè)置變量Mbtd＝1，否則取值為0。經(jīng)過以上變量設(shè)定，將變量Mee和Mbtd分別代入基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出，企業(yè)避稅程度越是高于分行業(yè)分年度均值時，其金融化水平越高。這就表明，企業(yè)避稅行為會驅(qū)動其金融化行為，與主檢驗結(jié)論一致。

表5 以分行業(yè)分年度避稅程度均值設(shè)定避稅程度指標(biāo)的回歸結(jié)果

2．考慮內(nèi)生性問題。主檢驗部分研究結(jié)論表明，企業(yè)避稅會顯著提升企業(yè)金融化水平。相反，金融化程度較高的企業(yè)在一定程度上反映其存在較嚴(yán)重的代理問題，而這一問題的產(chǎn)生又主要是因為信息不對稱的存在（杜勇等，2017）［1］。可見，金融化水平越高的企業(yè)，其信息不透明度越高，而這必然給企業(yè)管理層避稅提供了較好的環(huán)境。由此可見，企業(yè)避稅程度和金融化水平之間很可能存在反向因果關(guān)系。為緩解自變量與因變量之間的反向因果關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題，本部分借鑒劉貫春等（2017）［27］的做法，分別以企業(yè)避稅程度Ddbtd和Btd的滯后一期作為工具變量進(jìn)行2sls回歸。這是因為，自變量的滯后一期是前定變量，與當(dāng)期自變量相關(guān)，但不會受到當(dāng)期因變量的影響，因此，對自變量作滯后一期處理能夠較好地應(yīng)對因變量與自變量之間相互影響帶來的內(nèi)生性問題。通過弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn)，采用Ddbtd的滯后一期為工具變量時第一階段的F統(tǒng)計量為78．3411，而以Btd的滯后一期作為工具變量時，第一階段的F統(tǒng)計量為187．867。可見，以Ddbtd和Btd的滯后一期作為工具變量不存在弱工具變量問題。從表6可以看出，考慮反向因果關(guān)系、遺漏關(guān)鍵變量和變量測度誤差后的回歸結(jié)果依然表明實體企業(yè)避稅程度越高，其金融化水平越高。這進(jìn)一步驗證了主檢驗部分的研究結(jié)論。

表6 內(nèi)生性的檢驗結(jié)果（1）

表6（續(xù)）

進(jìn)一步地，分別以Mee和Mbtd為工具變量進(jìn)行兩階段回歸，這樣做的好處在于Mee和Mbtd是二分類變量，能夠較好滿足相關(guān)性和外生性的要求。通過弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn)，第一階段回歸F統(tǒng)計量的值大于10，即不存在弱識別問題。回歸結(jié)果如表7所示，表7列（1）和列（2）顯示，以Mee為工具變量進(jìn)行兩階段回歸，Ddbtd的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正；從表7列（3）和列（4）可以看出，以Mbtd為工具變量進(jìn)行回歸，Btd的回歸系數(shù)也在1%的水平顯著為正。以上實證回歸結(jié)果表明，考慮了內(nèi)生性問題之后，依然得到與主檢驗一致的研究結(jié)論。

表7 內(nèi)生性的檢驗結(jié)果（2）

3.僅考慮制造業(yè)企業(yè)樣本。實體企業(yè)主要由制造業(yè)企業(yè)構(gòu)成。制造業(yè)企業(yè)以生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品為主業(yè)，是典型的實體企業(yè)，是支撐中國經(jīng)濟發(fā)展的重要支柱產(chǎn)業(yè)。近年來，由于產(chǎn)能過剩、產(chǎn)品滯銷、利潤下滑以及回報周期長等原因，使得較多的實體企業(yè)紛紛涉足金融和房地產(chǎn)行業(yè)，表現(xiàn)出嚴(yán)重的“脫實向虛”現(xiàn)象（黃賢環(huán)等，2018；杜勇等，2019）［2］［11］?；诖?，本部分僅選擇制造業(yè)企業(yè)的樣本進(jìn)行檢驗。如表8所示，當(dāng)僅考慮制造業(yè)企業(yè)樣本時，企業(yè)避稅程度Ddbtd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0．579，在1%的水平上顯著；實體企業(yè)避稅程度Btd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)則為0.701，在1%的水平上顯著。這進(jìn)一步表明，實體企業(yè)避稅程度越高，其金融化水平越高，得到與主檢驗一致的研究結(jié)論。

表8 制造業(yè)企業(yè)樣本的檢驗結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

（一）影響機制檢驗

前文基于理論分析和實證檢驗得出，企業(yè)避稅行為會顯著提升實體企業(yè)金融化水平。然而，這其中的作用機理還停留于理論分析層面。因此，本部分嘗試挖掘出企業(yè)避稅對其金融化水平的影響路徑，以期為理解企業(yè)避稅影響金融化的關(guān)系提供中間環(huán)節(jié)和更深層次的邏輯。

企業(yè)通過避稅行為可以降低所得稅費的現(xiàn)金流支出，而將現(xiàn)金流留存于企業(yè)，提升企業(yè)的可用資金?，F(xiàn)金流充裕的企業(yè)在逐利動機的驅(qū)使下，更傾向于將資金投資于能夠為其帶來短期績效的金融資產(chǎn)領(lǐng)域，從而表現(xiàn)出更高的金融化水平。因此，企業(yè)避稅影響金融化水平可能的路徑為：“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”。同時，前文理論分析中從企業(yè)避稅的“信息質(zhì)量效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”闡述其對企業(yè)金融化水平的影響，并基于已有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅行為會導(dǎo)致企業(yè)信息更加不透明，代理問題更加嚴(yán)重，進(jìn)而降低投資效率，且導(dǎo)致高管和控股股東有動機和能力獲取管理權(quán)私利或控制權(quán)私利（Kim等，2011；Desai等，2007；葉康濤和劉行，2014）［3］［18～19］。而對具有高收益特征的金融資產(chǎn)的投資，是實現(xiàn)管理權(quán)私利和控制權(quán)私利的重要方式。值得注意的是，信息不對稱最直接的結(jié)果就是在企業(yè)內(nèi)外部產(chǎn)生嚴(yán)重的代理問題，因此，代理成本效應(yīng)能夠在很大程度上代表信息質(zhì)量程度?；诖耍疚耐诰虺銎髽I(yè)避稅影響金融化水平的第二條可能路徑為：“企業(yè)避稅程度——代理成本——金融化程度”。

針對“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”的路徑，本文以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量Cf作為中介變量，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，考察第一條路徑是否成立。值得說明的是，由于通過模型Btdi，t＝αTacci，t+μi+ξi，t，擬合企業(yè)避稅程度Ddbtd的過程中，式中Tacc為總應(yīng)計利潤，由“（凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流）／總資產(chǎn)”計算所得。若再以Cf作為中介變量進(jìn)行中介機制檢驗會產(chǎn)生自回歸的問題。鑒于此，本部分僅考慮因變量為Btd時的中介機制是否成立。如表9所示，從表9列（2）可以看出，企業(yè)避稅的確提升了企業(yè)現(xiàn)金流；而表9列（3）反映，Btd與Cf聯(lián)合對企業(yè)金融化水平的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。這表明企業(yè)避稅的確通過提升企業(yè)現(xiàn)金流，在逐利動機驅(qū)使下，會顯著提升其對金融資產(chǎn)的投資。因此，路徑一“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”得到驗證。

表9 現(xiàn)金流效應(yīng)檢驗

針對第二條路徑的檢驗，本部分借鑒葉康濤和劉行（2014）［19］的研究，以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率Taturn反映代理問題的嚴(yán)重程度，該值越小，代理問題越嚴(yán)重。如表10所示，從表10列（1）和列（3）可以看出，企業(yè)避稅變量Ddbtd和Btd都能夠顯著降低企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，表明企業(yè)避稅行為的確提升了企業(yè)代理成本和信息不對稱程度。進(jìn)一步地，從表10列（2）和列（4）可以看出，無論是企業(yè)避稅變量還是企業(yè)代理成本變量都在1%的水平上顯著，且企業(yè)避稅變量顯著為正。這表明企業(yè)避稅的確通過提升企業(yè)代理問題嚴(yán)重程度，進(jìn)而提升企業(yè)金融化水平。因此，路徑二“企業(yè)避稅行為——代理成本——金融化程度”得到驗證。

表10 避稅代理成本效應(yīng)檢驗

（二）橫截面差異分析

1.考慮內(nèi)部控制質(zhì)量差異。內(nèi)部控制是企業(yè)治理層、管理層、監(jiān)事會和員工等制定和實施的，旨在保證財產(chǎn)的安全完整、財務(wù)報告信息質(zhì)量、經(jīng)營的合規(guī)性和效率性與效果性的內(nèi)部治理機制。一方面，內(nèi)部控制質(zhì)量具有信號傳遞效應(yīng)，良好的內(nèi)部控制能夠向市場傳遞出積極的信號，有助于提升企業(yè)的融資能力和降低融資成本；另一方面，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效監(jiān)督和約束企業(yè)違規(guī)行為（王瑤和黃賢環(huán)，2020）［15］。企業(yè)避稅作為一項稅務(wù)籌劃活動，合理范圍內(nèi)的稅務(wù)籌劃是允許的，也是有利于降低企業(yè)稅負(fù)，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展，但是過度的稅收籌劃存在違法違規(guī)的可能。同時，高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效監(jiān)督約束高管和控股股東獲取私利的行為，提升企業(yè)效率?；谝陨戏治?，本部分采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)測度內(nèi)部控制質(zhì)量。具體地，內(nèi)部控制質(zhì)量IC＝迪博內(nèi)部控制指數(shù)／100。如表11所示，按照內(nèi)部控制質(zhì)量IC的中位數(shù)作為分組依據(jù)，將樣本數(shù)據(jù)劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量較好組和內(nèi)部控制質(zhì)量較差組。從表11中可以看出，無論內(nèi)部控制質(zhì)量較好組還是內(nèi)部控制質(zhì)量較差組，企業(yè)避稅程度與企業(yè)金融化的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。這表明，無論內(nèi)部控制質(zhì)量如何，企業(yè)避稅行為都會顯著提升企業(yè)金融化水平。通過似不相關(guān)估計檢驗Suest發(fā)現(xiàn)，相對于內(nèi)部控制質(zhì)量較差組，企業(yè)避稅行為對內(nèi)部控制質(zhì)量較好組企業(yè)金融化水平的提升作用更強。這可能是因為，內(nèi)部控制質(zhì)量越好，其信號傳遞效應(yīng)越明顯，外部融資越便捷，且融資成本相對更低，在逐利動機驅(qū)使下，強化了企業(yè)避稅帶來的現(xiàn)金流對企業(yè)金融化水平的提升作用。

表11 內(nèi)部控制質(zhì)量的檢驗結(jié)果

2.考慮機構(gòu)投資者持股差異。在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中引入機構(gòu)投資者持股成為當(dāng)前國內(nèi)外企業(yè)流行的做法。機構(gòu)投資者持股被認(rèn)為比一般的投資者具有信息優(yōu)勢和更敏銳的判斷力；同時，機構(gòu)投資者持股比例的提升，能夠強化和改善公司治理水平，降低高管和控股股東的代理問題（Desai and Dharmapala，2006；Kim et al.，2011；劉行和葉康濤，2013）［23］［3～4］。然而，也有文獻(xiàn)認(rèn)為，機構(gòu)投資者的引入并未起到監(jiān)督高管和控股股東的作用，對改善公司治理的作用并不明顯。因此，本部分嘗試考察機構(gòu)投資者持股差異對企業(yè)避稅程度和金融化水平關(guān)系的影響。本文以基金持股比例反映機構(gòu)投資者在公司治理中的作用，同時，按照機構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)將樣本劃分為機構(gòu)投資者持股較低組和機構(gòu)投資者持股較高組。如表12所示，無論機構(gòu)投資者持股比例較高還是較低，企業(yè)避稅都會顯著提升企業(yè)金融化水平。進(jìn)一步地，通過似不相關(guān)估計檢驗Suest發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅程度對兩組樣本金融化水平的提升作用的強度并不存在差異。這可能是因為，中國上市公司中機構(gòu)投資者持股比例較低，還不足以充分發(fā)揮機構(gòu)投資者在公司治理中的積極作用。

表12 機構(gòu)投資者持股的檢驗結(jié)果

3.考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異。在中國，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異會給企業(yè)投融資行為產(chǎn)生較大的影響。國有企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)體量較大，一般具有較高的市場份額，公司治理的各項機制相對較完善，擁有獨特的政治資源，而且能夠相對比較容易地取得政府的扶持，進(jìn)而能夠從銀行等金融機構(gòu)以比較便捷和低成本的方式取得信貸資金（杜勇等，2017；黃賢環(huán)等，2018）［1～2］。然而，非國有企業(yè)由于規(guī)模相對較小，公司治理的各項機制相對較薄弱，而且較少存在政治關(guān)聯(lián)和政府的扶持。因此，非國有企業(yè)融資相對較困難，且融資成本相對較高?？梢灶A(yù)期，相對于非國有企業(yè)，企業(yè)避稅對國有企業(yè)的金融化行為具有更強的推動作用。如表13所示，按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將企業(yè)劃分為國企和非國企。從表13中的回歸結(jié)果可以看出，無論是國企還是非國企，企業(yè)避稅都會顯著提升企業(yè)金融化水平。通過似不相關(guān)估計檢驗Suest發(fā)現(xiàn)，相對于非國企，企業(yè)避稅對國企金融化水平的提升作用更強。這表明，企業(yè)避稅和國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)帶來的融資便捷度、低價融資成本能夠共同推動企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。

表13 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的檢驗結(jié)果

七、研究結(jié)論與政策啟示

（一）研究結(jié)論

基于中國企業(yè)普遍存在的避稅行為和金融化趨勢，本文實證分析了企業(yè)避稅程度與金融化水平之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明，企業(yè)避稅程度顯著提升了金融化水平，這種效應(yīng)的產(chǎn)生是借助于避稅帶來的“現(xiàn)金流效應(yīng)”“信息質(zhì)量效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”等實現(xiàn)；同時，研究還發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅對內(nèi)部控制質(zhì)量較好的企業(yè)和國有企業(yè)金融化水平的提升作用更加顯著。本文研究結(jié)論能夠豐富避稅代理觀框架下企業(yè)避稅的經(jīng)濟后果以及企業(yè)金融化影響因素的研究，并拓寬企業(yè)避稅和金融化的研究領(lǐng)域，同時，對于“減稅降費”政策的優(yōu)化調(diào)整和防范化解實體企業(yè)金融化趨勢下可能帶來的系統(tǒng)性金融風(fēng)險具有較好的實踐意義。

（二）政策啟示

基于以上研究結(jié)論，本文的政策啟示：（1）企業(yè)避稅的動機在于降低企業(yè)稅負(fù)，將財富留存于企業(yè)。企業(yè)避稅行為會顯著提升企業(yè)金融化水平，而有效抑制企業(yè)過度金融化、防范化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險是當(dāng)前中國政府的重要任務(wù)之一。因此，為了更好地實現(xiàn)“防風(fēng)險”目標(biāo)，政府部門應(yīng)該進(jìn)一步優(yōu)化和調(diào)整稅收征管政策，并切實降低實體企業(yè)成本和稅負(fù)，有效減少甚至杜絕企業(yè)避稅現(xiàn)象，積極引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主業(yè)。（2）企業(yè)避稅通過“現(xiàn)金流效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”等提升企業(yè)金融化水平。因此，在中國實現(xiàn)“防風(fēng)險”“六穩(wěn)”“六保”目標(biāo)的過程中需要強化稅收監(jiān)管，完善稅收征管制度，有效遏制企業(yè)避稅行為所導(dǎo)致的信息不對稱和代理問題。同時，加強對偷稅、漏稅等過度稅務(wù)籌劃行為的懲罰力度。（3）內(nèi)部控制有效性和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)避稅和金融化水平的關(guān)系存在顯著調(diào)節(jié)作用，而機構(gòu)投資者持股這一外部監(jiān)督治理機制對企業(yè)避稅并沒有發(fā)揮其應(yīng)有的作用。因此，防范化解企業(yè)避稅、促進(jìn)實體企業(yè)金融化提升可能帶來的金融風(fēng)險的過程中，有必要進(jìn)一步完善內(nèi)外部監(jiān)督機制，加強對內(nèi)部控制制度體系的建設(shè)和發(fā)揮機構(gòu)投資者等外部監(jiān)督治理機制的作用。