稅收規避、利率變動與企業投資行為

于欣

一、引言

政府收入離不開稅收，企業的生產經營與發展也無法避免稅收。自20 世紀后期以來，學術界對稅收問題的研究逐漸聚焦到企業稅收規避行為上，同時，對企業避稅產生的經濟后果也十分關注。2007 年起，我國開始實行新企業會計準則，由于稅法對資產和負債的計稅基礎與會計成本不同，企業進行稅務籌劃便成為可能。2008 年，我國進行了企業所得稅改革，新企業所得稅法對所得稅制度和政策進行了重大調整，越來越多的企業開始進行避稅。但理論上對企業避稅是否一定能夠提升企業的價值至今沒有確定的結論。通常認為，企業的投資行為是影響企業價值的重要途徑（Jensen，1993；Titman et al.，2004）。企業投資支出的多少，投資是否具有效率，直接影響到企業價值能否最大化，對企業的發展非常重要。因此，本文選擇以企業的投資行為作為切入點來探討企業避稅的經濟后果，并考慮利率變動對兩者之間關系的影響。

二、文獻綜述與研究假設

目前，學術界對企業稅收規避行為可能產生的經濟后果存在兩種主要觀點，即避稅的傳統觀和避稅的代理觀。傳統的稅收規避理論認為，企業避稅會成為企業緩解融資約束的有效方式之一。根據Graham 和 Tucker（2006），在不考慮其他成本和風險，以及成本小于預期收益的條件下，企業通過稅收規避，將向政府繳納的稅收資源留存于企業內部，可以增加企業的現金流量，因此有助于提高企業價值。Edwards et al.（2013）將那些面臨較高外部融資成本的企業，通過稅收規避在資金節約方面的優勢來暫時緩解融資約束的行為視為一種理智的策略選擇。Loester（2011）、Simone 和Stomberg（2015）的研究都支持企業從事稅收規避活動可能會促進公司價值的增加。因此，在不考慮其他成本以及在企業面臨融資困難的條件下，企業的避稅行為可能會通過緩解融資約束來增加或者改善企業的投資支出，發揮“投資促進效應”。

與避稅傳統觀不同，避稅代理觀在關注避稅收益的同時，還同時考慮避稅行為的各種成本，包括進行避稅籌劃的資源耗費、可能面臨的風險以及管理者尋租行為等。一方面，企業從事避稅活動會增加企業信息的不對稱程度。呂偉等（2011）基于中國上市公司的實證研究發現：稅收規避行為復雜、隱蔽和專業性的特點，會對資本市場理解、吸收企業信息產生一定的干擾和阻礙，進而降低企業股票的信息含量。而Kim et al.（2011）的研究也證實了企業當期從事稅收規避會使未來股價出現暴跌的概率明顯增加。另一方面，公司避稅是具有不同權利分布和利益訴求的股東和管理層之間的博弈（吳倩，2017）。當代理沖突存在時，管理者與所有者的利益不一致最終會使企業投資決策偏離股東價值最大化的目標（Jensen，1986）。在信息不對稱和代理沖突的影響下，企業稅收規避可能通過惡化投資環境、增加代理成本等抑制企業投資行為，此時認為稅收規避存在“投資抑制效應”。

綜上所述，基于避稅的傳統觀與避稅的代理觀，本文提出了企業避稅的“投資促進效應”與“投資抑制效應”。基于利率調整通常作為政府調控投資的主要手段，更容易影響企業投資的資本成本，因此考慮利率變動可能對避稅與投資關系的影響具有現實意義。

在利率上升時期，銀行信貸供給減少，企業外部融資成本上升，融資環境進一步惡化。另外高利率也會使消費者更傾向于儲蓄而削減部分消費，對企業當期營業收入或資金回籠都可能產生不利影響，進一步可能造成企業自身經濟拮據。企業稅收規避行為如果發生在市場基準利率較高時，可能會緩解企業資金短缺，改善企業當前資金與所面臨投資機會的不匹配問題，表現出更強的“投資促進效應”。

在利率下調時期，銀行信貸供給充足，此時外部融資成本相對較低，企業獲得資金更加容易，同時低利率相比高利率會使消費者減少儲蓄意愿，增加當期消費，進一步擴大企業當期營業收入或加速企業當期資金回籠。此時稅收規避行為的弊端就會逐漸顯現，避稅行為本身的高復雜度、高隱蔽性等特點，一方面嚴重影響了外部投資市場對企業財務狀況和未來發展的評估；另一方面為管理層通過相關交易從事機會主義活動提供了便利。因此，在市場利率較低時，企業的稅收規避行為對改善企業投資支出的作用很小，此時避稅的成本發揮主要作用，避稅行為可能導致企業投資率降低，表現出更強的“投資抑制效應”。

基于不同利率背景下企業稅收規避行為的不同效應理論分析，本文提出研究假設1 和假設2。

假設1：如果避稅發生在市場利率較高時，可能會通過緩解融資約束沖擊，改善企業的投資行為，避稅的“投資促進效應”占據主導地位。

假設2：如果避稅發生在市場利率較低時，可能會通過增加代理成本和信息不對稱，抑制企業的投資行為，避稅的“投資抑制效應”占據主導地位。

三、研究設計與實證分析

（一）樣本數據

本文所選初始樣本為2008-2017 年我國所有A 股上市公司，并進行下列剔除：（1）金融行業；（2）變量相關數據缺失較多或不連續；（3）企業稅前利潤總額小于等于零；（4）企業實際所得稅率小于零或者大于一（吳聯生，2009；Chen et al.，2010）。保留至少有三年主營業務收入的樣本。另外為了消除樣本異常值的影響，對所有連續變量上下1%分位數進行縮尾（Winsorize）處理。

（二）模型構建與變量說明

考慮企業稅收規避與投資行為可能存在雙向因果關系，構建如下聯立方程組，其中i=1，2，3……，t=2008，2009，…2017，采取三階段最小二乘法（3SLS）進行估計。

（1）主要變量

Ii,t/ Ki,t-1是被解釋變量企業投資率，用來衡量企業的投資行為，采用“構建固定資產、無形資產和其他資產支付的現金”與企業年初總資產的比例來測度，Ii,t表示企業當年的投資，Ki,t-1表示企業當年年初總資產。同時考慮到企業當期投資對上期投資行為的依賴性，在模型（1）中引入了企業投資率的一階滯后項Ii,t-1/ Ki,t-2，其中Ii,t-1表示企業上一年的投資支出，Ki,t-2表示企業上一年年初總資產。

ETR 為稅收規避程度，根據劉行、葉康濤（2013）等，依據企業名義所得稅率減去實際所得稅率的差值來判斷企業避稅的程度，其中，企業實際所得稅率通過所得稅費用/利潤總額來表示。

利率（r）是貨幣政策的價格型工具。參考張軍、龍少波（2013）與張前程（2014）等的研究，同時選取短期（6 個月）實際貸款利率（r1）以及長期（5 年）實際貸款利率（r2）作為利率變動的代理指標。

（2）控制變量

參考張前程（2014），劉行、葉康濤（2014），程小可等（2016）以及吳聯生（2009）等的研究，對其他可能影響企業投資率與企業避稅的主要因素（控制變量）進行了整理，在企業投資率方程中，需要控制的主要變量包括：凈現金流比率（CFi,t/ Ki,t-1）、托賓Q 值（Q）、營業收入增長率（Growth）、凈資產利潤率（Profit）、資產負債率（Lev）、 勞動力成本（Wage）、企業規模（Size）。在企業稅收規避方程中，主要的控制變量包括：名義稅率（Rate）、固定資產比例（PPE）、無形資產比例（Intang）、存貨比例（Inventory）、投資收益（ROI）、企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、企業業績水平（ROA）、企業上期虧損狀況（Loss）。另外，在聯立方程模型中同時加入企業產權性質（SOE）變量，并控制年度變量（Year）和行業效應（Industry）。

（三）描述性統計

表1 變量的描述性統計

表1 報告了主要變量描述性統計的結果，樣本期內企業的投資率均值為0.0588885（標準差為0.0711690），且存在一定的差異。企業稅收規避的衡量指標ETR 的中位數為0. 0009180，說明模型中大部分樣本企業的名義稅率與實際稅率的差值大于0，企業稅收規避可能較為普遍。ETR 的均值為-0. 0109018，主要原因是存在少數名義稅率遠遠小于實際稅率的企業。另外ETR 的標準差是0. 1169375，說明不同企業間稅負差異較大。短期實際利率以及長期實際利率的25%分位數與75%分位數的差值均在0.01 以上，說明樣本期內利率存在較大的波動。

（四）回歸結果與分析

1.基本回歸分析

表2 主要變量基本回歸結果

表2 報告了企業投資率與企業稅收規避聯立方程主要變量的基本回歸結果。從回歸結果來看，在不考慮利率時，企業稅收規避與企業投資行為的相關系數為正，但是并不顯著，說明一般情況下，在避稅的“投資促進效應”與“投資抑制效應”的雙重作用下，企業稅收規避對企業投資的影響并不明顯。在考慮了利率變動的影響后，無論是在短期實際利率還是長期實際利率下，企業稅收規避衡量指標（ETR）的系數以及企業稅收規避與實際利率的交互項（ETR*r）的系數，都在1%的水平上顯著，但符號不同。計算可知，當短期實際利率大于0.029（0.314/10.733）或長期實際利率大于0.037（0.623/16.783）時，企業稅收規避對企業投資支出的整體影響為正；而當短期實際利率小于0.029 或長期實際利率小于0.037 時，稅收規避對企業投資行為的影響則為負。說明企業面臨的實際利率高低是影響企業稅收規避與投資行為之間關系的重要因素，在實際利率較高的時候，企業稅收規避對投資行為的影響為正，避稅的“投資促進效應”占據主導地位，假說1 得到驗證；而在實際利率較低的時候，表現為與企業投資率負相關，避稅的“投資抑制效應”占據主導地位，假說2 得到驗證。

在企業避稅行為方程中，企業稅收規避程度與企業投資率之間顯著正相關，企業避稅活動的融資緩解作用和資金節約優勢，可能會使企業的投資支出與投資機會越多，越傾向于進行更多的稅收規避活動來滿足相應的資金需求。表明企業稅收規避與企業投資行為之間確實存在著復雜的因果關系，驗證了本文采用聯立方程組，通過三階段最小二乘法（3SLS）進行回歸是正確的。

2.進一步回歸分析

前文的研究表明，利率變動顯著影響企業稅收規避對企業投資支出行為的作用效果。在利率較高時，避稅帶來的現金流節約可以看作是一種替代性的內源融資方式，但對面臨不同融資約束程度的企業來說，其相對邊際效應也可能是不同的，由此對企業投資支出的影響也可能存在差異。一般認為，國有企業通常面臨軟預算約束，社會資源豐富，融資能力比較強，在不同利率背景下，國有企業的稅收規避活動對企業投資可能不存在顯著的雙重效應。另外，不同行業類別的企業因為行業性質、自身特征以及對資產的特定需求等，可能在面臨同樣的市場利率變動情況下，也會表現出明顯不同的作用反饋。因此，本文在總樣本回歸的基礎上，進一步分樣本回歸檢驗不同性質的企業避稅活動對企業投資行為的影響差異。

（1）區分產權性質

本文將樣本上市公司按照實際控制人屬性進行分類，對國有企業樣本和非國有企業樣本分別進行了聯立方程回歸，結果見表3。

表3 區分產權性質有關變量回歸結果

表3 報告了區分產權性質主要變量的回歸結果。與前文推論不同，無論是國有上市企業還是非國有上市企業，回歸結果都顯示在企業投資行為方程中，ETR以及ETR 與長短期利率的交互項系數都在5%的水平上顯著，且符合基本回歸分析中的避稅活動在不同利率水平下對投資行為存在不同效應的結論。對于國有企業的避稅活動在不同利率背景下，對投資支出存在顯著的促進和抑制效應，分析其原因可能是：第一，利率市場化的推行以及完成，一定程度上改變了國有企業原來資金運用扭曲的狀態，使得國有企業不得不面臨預算約束的硬化和更為嚴格的信貸約束，改善了國有企業原本過度依賴國家以及政府的預算機制、融資結構等問題，最終使其逐步理順與政府以及銀行之間的關系，更好地發揮市場配置資源的作用；第二，國有企業改革也取得了一定成效，企業的經營效率逐漸提高，市場化程度有所上升，對利率政策也有了一定敏感性。

（2）區分行業性質

本文參照中國證監會的《上市公司行業分類指引》（2012 版），在所有行業子樣本中選取了樣本量最大且數據相對完整的兩個行業，回歸結果見表4。

表4 部分主要行業有關變量回歸結果

表4 顯示了部分行業主要變量的回歸系數。其中，制造業約占到總樣本數量的2/3。在制造業企業投資行為方程中，稅收規避衡量指標ETR 的系數顯著為負，ETR 與長短期實際利率的交互項系數顯著為正，表明在利率高于一定水平后，避稅活動會促進制造業企業的投資行為，稅收規避的“投資促進效應”發揮主要作用，而當利率低于一定水平，企業借款成本較低時，制造業企業的避稅活動又會抑制企業的投資支出，其“投資抑制效應”發揮主要作用。批發和零售業是樣本數量僅次于制造業的行業，其回歸系數結果與制造業截然不同。在企業投資率方程中，ETR 以及ETR 與利率的交互項系數都不顯著，表明企業稅收規避、利率變動等因素對批發和零售業企業投資行為不存在顯著影響。這可能與批發和零售業的行業特點有關，擁有固定資產或者無形資產比例較低，滿足持續經營所需的投資支出活動比較少，對利率變動普遍不敏感，通過避稅活動影響投資支出的動機非常弱，因此稅收規避甚至利率變動對企業投資支出的作用效果比較弱。

通過對比制造業與批發零售業之間的系數差異，可以發現不同行業由于投資需求以及投資彈性等的不同，其避稅行為對企業投資的經濟后果也可能會隨之有所不同，因此在分析避稅活動對企業產生的投資影響時也要考慮到所分析企業本身的行業特征和發展特點，以使結論更為準確全面。

（3）拓展性分析

本文進一步從投資效率方面對上述投資率模型進行了拓展性分析。從企業非效率投資的具體衡量模型來看，目前文獻中采用較多的是 Richardson 模型，主要利用該模型中的殘差ε 來判斷各公司的投資效率：

模型（3）中，INVi，t表示企業當年新增的投資額，INVi，t-1表示企業上一年新增的投資額。Cashi，t-1指企業上一年現金持有量； Sizei，t-1指上一年年末企業規模；Growthi，t-1指企業上一年的營業收入增長率；Loss 為企業盈虧衡量指標；ROIi,t為企業當年的投資收益；ROAi,t為企業當年的業績水平。對模型（3）的回歸結果見表5，各變量的系數都在1%的水平上顯著。

表5 投資效率回歸結果

通常認為，當企業預期外的資本投資額（εi,t）的值小于0 時說明投資不足，大于0 時則代表投資過度。本文對εi,t取絕對值，表示企業的非效率投資，對εi,t和ETR 進行了相關系數檢驗，結果為0.0530，并且在1%的水平上顯著，說明企業稅收規避對企業非效率投資存在一定正相關關系。

表6 投資效率與避稅指標的相關系數

進一步，我們區分了投資不足與投資過度兩個分樣本又分別進行了相關系數檢驗，結果見表7，檢驗發現當εi,t＞0，即企業投資行為表現為投資過度時，εi,t與ETR 的相關系數為0.0857，且在1%的水平上顯著，而εi,t＜0 時的ETR與εi,t之間相關系數為負，但并不顯著。相關系數檢驗的結果表明避稅活動與企業過度投資行為之間存在著正向相關性。

表7 區分投資不足與投資過度分樣本系數檢驗

企業避稅的“投資促進效應”雖然能夠在利率較高時改善企業的投資行為，增加企業投資支出，但也可能導致進一步擴大企業過度投資規模，進而增加了非效率投資。當避稅的“投資抑制效應”占據主導地位時，避稅活動會加劇企業信息不對稱和代理沖突問題，惡化企業投資環境，引發管理者機會主義，甚至選擇投資一些凈現值為負的投資項目。

（五）穩健性檢驗

為了進一步驗證結論的穩健性，本文同時使用“會計—稅收差異（DDBTD）” 來替代聯立方程中的ETR，具體而言，DDBTD 可通過下列模型求得：

其中，BTD 通過企業稅負差異與企業資產總額的比值來表示。TACC 代表企業總應計利潤，μi代表模型（4）中的固有特征，該部分不受時間影響；εi,t則代表模型（4）中的變動特征，DDBTD=μi+εi,t，用來衡量企業的稅收規避程度，其他變量以及回歸模型與前文一致。

回歸結果表明，在企業投資率方程中，DDBTD 的回歸系數顯著為負，交互項DDBTD *r1 與DDBTD *r2 的回歸系數都顯著為正，驗證了本文假設1 和假設2。另外，在不考慮利率影響的一般情況下，DDBTD 作為企業避稅指標對企業投資率的回歸結果依然不顯著，此處不再詳細列示。

四、研究結論與展望

本文的研究結論表明，（1）不考慮利率變動的情況下，在避稅活動的“投資促進效應”與“投資抑制效應”的共同作用下，企業稅收規避對企業投資行為的影響并不明顯。（2）考慮利率變動因素影響后，企業稅收規避對企業投資行為的影響隨利率變動而呈現出顯著差異。當市場利率較高時，避稅行為的融資約束緩解作用凸顯，此時避稅的“投資促進效應”占據主導地位，使得避稅行為對企業投資支出表現出正向作用。當利率較低時，避稅行為的弊端以及代理成本效應顯著，此時避稅的“投資抑制效應”占據主導地位，避稅行為對企業投資支出表現出負向影響。（3）進一步，本文又考慮了企業產權性質與行業特征的影響，發現避稅活動對國有企業與非國有企業投資行為的作用方向一致。另外，研究還發現不同行業由于持續經營活動的投資需求以及投資彈性等的不同，其避稅行為對企業投資的經濟后果也可能會隨之有所不同。（4）本文還從投資效率方面進行了簡單的拓展性分析，發現企業稅收規避與企業非效率投資存在一定正相關關系，并且主要體現在避稅活動與企業過度投資行為之間。

由于自身能力有限，本文相關研究仍存在些許不足，目前存在多種稅收規避衡量方法被廣泛運用于企業避稅相關文獻，是否能夠以及如何有效地將衡量企業稅收規避的多種指標方法進行整合，是后續可以進一步完善的方向。