所有权性质、税收规避和商业信用模式

付 佳

(广东机电职业技术学院 经济贸易学院，广东 广州 510515)

一、引 言

已有文献研究了税收规避和商业信用的关系(付佳，2016)，而有关税收规避和商业信用模式的关系却没有进行进一步分析。而商业信用具有不同的模式，不同的模式反映了企业需要承担的成本的差异(刘凤委等，2009)。低成本的商业信用模式对于降低交易成本具有重大意义，而高成本的商业信用模式由于增加了交易成本而影响到企业的价值。而供应商之所以会给客户企业提供低成本的商业信用模式一方面源于供应商想尽快促成其产品的销售，另一方面在于供应商对客户企业有较为透明的信息，可是根据税收规避的代理观，税收规避会加剧企业与利益相关主体的信息不对称以及企业的代理问题，这将会使供应商减少给客户企业提供的低成本商业信用模式，而以安排预付账款等方式的高成本商业信用模式来规避风险。因此，本文从委托代理的视角研究税收规避和商业信用模式的关系。

文章以我国2005-2014 年沪深两市A 股类上市公司为研究样本，考察税收规避与企业商业信用模式的关系，基本的研究脉络是：首先，考察税收规避是否与商业信用模式具有显著的关系；然后，将样本按照所有权性质进行分组，考察不同所有权性质的企业其税收规避对商业信用模式的影响是否存在差异性。本文研究发现，税收规避会显著增加企业高成本的商业信用模式；所有权性质对税收规避与高成本的商业信用模式的关系具有调和作用，具体而言，国有企业的税收规避对高成本的商业信用模式影响较小或不显著，而非国有企业的税收规避行为会显著增加其高成本的商业信用模式，提高了企业的交易成本。

二、研究假设和检验模型

税收规避的代理观表明：税收规避往往需要利用复杂且不透明的活动以进行掩盖，这会加剧企业与利益相关主体的信息不对称，而在委托代理的现代公司制下管理者会在这种信息不对称下进行管理者寻租从而加剧企业的代理问题(Chen et al.，2005；Desai et al.，2006)。税收规避的代理观为研究所有权和经营权分离的现代公司制企业的税收规避问题提供了一个更为合理的分析视角(王静，张天西和郝东洋，2014)。

商业信用对于企业的发展具有重大意义(陆正飞和杨德明，2011)。但是商业信用具有不同的模式，而不同的模式反映了企业间的交易成本的差异。对于买方(客户企业)而言，应付票据是成本较高的一种商业信用模式，因为应付票据具有明确的付款人和付款日期，若企业到时无法进行支付将严重影响企业的声誉，应付票据相对于无票据的应付账款而言是成本相对较高的商业信用模式(刘凤委等，2009)；而应付账款则是一种成本较低的商业信用模式，因为买方(客户企业)不仅可以获得商品而且可以占用这批商品的资金。供应商愿意为企业提供何种模式的商业信用则取决于供应商与买方(客户企业)信任关系的程度，累计的信任关系有利于降低交易成本(陈运森和王玉涛，2010)。根据Burkart和Ellingsen(2004)的相关研究，供应商与客户企业的合作关系越持久，那么供应商对客户企业的经营情况、财务状况及当前所在行业的竞争情况等方面的信息优势越突出，信任程度越高，因此，拥有信息优势的供应商愿意为客户企业提供较低成本的商业信用模式。但是一旦企业进行税收规避时，税收规避加剧的信息不对称和代理问题会损害交易伙伴之间的信息优势，这将使商业信用供应商的信心大幅降低，以应付票据作为商业信用的模式对于供应商而言将更保险。根据以上对税收规避和商业信用模式的分析，本文提出第1个假设：

H1：税收规避行为会增加高成本的商业信用模式。

在我国，所有权性质不同的企业所面临的融资约束也存在较大的差异性。相较于非国有企业而言，国有企业能够得到政府部门较多的支持，政府对国有企业给予从财政补贴、银行贷款或者股市融资等方面的支持(林毅夫等，2004)，因而国有企业较少需要通过高成本的商业信用模式进行融资。另一方面，国有企业较好的融资能力会增加供应商对其能够还款的信心，因此国有企业的税收规避行为并不一定会显著作用于高成本的商业信用模式；但是非国有企业较多的依赖商业信用融资，其融资能力弱于国有企业，非国有企业的税收规避行为会大大增加其高成本的商业信用模式。因此，本文提出第2个假设：

H2：相比于国有企业，非国有企业的税收规避行为与高成本商业信用模式正向关系会更为显著。

为了检验上述假设的正确性，本文采用最小二乘法(OLS)运行如下模型：

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

模型中，Creditmode表示商业信用模式。根据财务理论，应付票据是一种成本较高的商业信用模式，因为应付票据具有明确的付款人和付款日期，若企业到时无法进行支付将严重影响企业的声誉，应付票据相对于无票据的应付账款而言是成本相对较高的商业信用模式。因此，借鉴刘凤委等(2009)和陈运森等(2010)，本文设置应付票据/(应付账款+应付票据)作为高成本商业信用模式的替代变量。DBTD为修正的会税差异。Manzonetal(2002)和Wilson(2009)均提出了用会税差异作为衡量企业税收规避的指标。会税差异在一定程度上反映了企业的税收规避行为, 但是这一指标并没有考虑盈余管理的影响(Hanlon和Heitzman,2010 ) 。于是Desai和Dharmapala(2006，2009 )对该指标做了进一步的改进, 形成了另一种常用的用于衡量企业税收规避行为的指标。具体的计算方法借鉴付佳(2016)，如模型：

其中BT为会税差异，BT=会计收益-应税收益，会计收益是指合并利润总额，应税收益是指当期所得税费用除以名义税率的所得值，TA为总资产，TACC为总应计利润，TACC=净利润-经营活动产生的净现金流，u表示企业在样本期间内残差的平均值，e则表示在第t年企业残差与残差均值的偏离程度。总之，u+e为会计与应税收益差异不能被总应计利润解释的部分即残差项,该指标能够更为准确地度量企业税收规避的大小。总之u+e值越大，企业的税收规避程度越高。同时本文还设置了交叉变量Soe*DBTD来考察所有权性质对税收规避与商业信用模式关系的调节作用。另外本文还借鉴刘凤委等(2009)和陆正飞等(2013)对于商业信用和商业信用模式有关控制变量的选取，本文设置资产负债率(Lev)、企业规模(Size)、资产收益率(ROA)、现金流量(Cfo)、第一大股东持股比例(TOP)、市场化进程(TM)、地区金融发展水平(Fin)、所有权性质(Soe)作为控制变量。同时本文还考虑行业因素和年度因素，设置行业虚拟变量(Industry),用来控制行业因素的影响；设置年份虚拟变量(Year)，用来控制宏观经济环境变化的影响。表1报告了各变量的定义及说明。

表1变量的定义及说明

变量名称变量代码变量定义被解释变量应付票据Pjzk应付票据/(应付票据+应付账款)解释变量税收规避DBTD残差u+e资产负债率Lev负债总额/资产总额公司规模Size总资产取自然对数资产收益率ROA净利润/平均资产总额控制变量现金流量比Cfo经营活动产生的现金流量净额/总资产第一大股东持股比例TOP第一大股东持股数/总股数市场化进程TM市场化进程指数(樊纲等，2011)地区金融发展水平Fin金融市场化指数(樊纲等，2011)最终控制人性质Soe是否国有，国有取1，非国有取0

三、样本与描述统计

文以我国沪深两市所有A 股类上市公司2005-2014年的数据为研究样本，共获得原始数据19756个，并执行以下剔除程序：(1)剔除金融类公司的观察值382个；(2)剔除所得税费用小于0或者大于税前利润总额的异常数据1233个，这一剔除处理是现在有关税收研究的常用程序(吴联生，2009；刘行等，2014)；(3)剔除亏损企业即利润总额小于0的数据1499个；(4)剔除财务变量缺失的数据768个。最终得到有效观测值15874个。本文的所有数据均来自国泰安数据库(CSMAR)和万德数据库(Wind)。

表2报告了各变量的描述性统计结果。从全样本来看,Pjzk的均值和中位数分别为0.185和0.092，这说明商业信用已成为我国企业融资的一种重要方式，并且较多企业采用的是高成本的商业信用模式。DBTD的平均值和中位数分别为0.034和0.038,这说明平均而言税收规避已成为企业间普遍存在的一种行为。Lev的最大值和最小值相差较大，说明所有A股上市企业中不同企业间的资本结构存在很大差别；Size的最大值和最小值分别为28.51和10.84，这说明在我国企业规模大小不一，存在一定差异；ROA的最大值和最小值分别为0.285和0.003，这说明不同上市公司的盈利能力各异。Cfo 的最小值和四分位数下限分别为-11.06和0.006，这表明约20%上市公司投资所需资金主要依靠外部融资。TOP 的四分位数下限和上限分别为24.49和48.72，说明有75% 以上公司第一大股东持股比例24.49%，达到了重大影响，约25%的第一大股东持股比例可能超过50%，达到了绝对控制。另外，TM的最大值和最小值分别为11.29和1.123，Fin的最大值和最小值分别为12.5和5.173，这说明我国各地区的市场化进程和金融发展水平存在很大差异。从国有样本和非国有样本来看,国有样本Pjzk的平均值为0.174，非国有样本Pjzk的平均值为0.194，这说明国有企业采用应付票据进行支付的比例要低于非国有企业，国有企业的交易成本较低；国有样本DBTD的平均值为0.046，非国有样本DBTD的平均值为0.024，这说明平均而言国有企业的税收规避程度略高一些；国有样本ROA的平均值为0.059,非国有样本ROA的平均值为0.069,这说明平均而言非国有企业的盈利能力高于国有企业的盈利能力,这与申慧慧等(2012)的研究结果一致；另外，国有企业的Lev、Size、Cfo、TOP、TM和Fin均高于非国有企业相应指标的平均值，这说明平均而言国有企业的融资能力、企业规模、现金流量、第一大股东持股比例、所在地区的市场化进程和金融发展水平均高于非国有企业相应指标的数值。

表2统计性描述

变量名称平均值标准差最小值四分位数下限中位数四分位数上限最大值样本数(1)全样本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)国有样本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)非国有样本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相关系数

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相关系数，右上方是Spearman相关系数。(2) ***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

表3报告了各自变量的相关系数。由表3可知，各自变量不存在显著的共线性。Pjzk与DBTD在1%的水平上显著正相关，这说明企业的税收规避行为会增加高成本的商业信用模式，这与本文的研究假设是一致的，当然，但是这只反映了税收规避与应付票据两个变量间的关系，具体的检验还需根据多元回归结果而定。同时企业的ROA、Cfo、TOP均与Pjzk在1%的置信水平显著负相关，这一方面说明资产收益率、现金流量比、第一大股东持股比例较高的企业其对高成本的商业信用需求减少，另一方面说明供应商对这一类企业比较有信心因而愿意为其安排低成本的商业信用。企业的Lev与高成本的商业信用模式显著正相关，这说明供应商对于已经负债较多的企业的还款能力存在担忧，因而以应付票据这种高成本商业信用方式来规避自身的风险。另外Fin与Pjzk显著正相关，这说明地区金融发展水平较高的地区，应付票据的使用比例较高，这与刘凤委等(2009)的研究结果一致。

四、实证结果分析

(一)税收规避对高成本商业信用模式的影响

表4报告了税收规避与高成本商业信用模式的回归结果。由表4可知，Pjzk与DBTD在1%的置信水平上显著正相关，即税收规避会增加应付票据的使用比例，增加企业的交易成本，研究结果与本文的假设1一致。税收规避提高企业高成本的商业信用模式的使用比例这是因为税收规避加剧的信息不对称和代理问题会损害交易伙伴之间的信息优势，这将使商业信用供应商的信心大幅降低，以应付票据作为商业信用的模式对于供应商而言将更保险。同时交叉变量Soe*DBTD与Pjzk显著负相关，这说明所有权性质在税收规避与高成本商业信用模式的关系中具有负向调节作用。在控制变量方面，Lev与Pjzk显著正相关，这说明企业负债越多，应付票据的使用比例越高；Fin与Pjzk显著正相关，这说明地区金融化水平会影响企业票据的使用, 地区金融化水平越高, 企业票据信用形式将更多地被使用(刘凤委等，2009)；ROA、Cfo、TOP均与Pjzk显著负相关，这说明企业盈利能力越高，供应商对企业还债能力存在担忧而采用企业票据的形式来安排使用信用以规避自身的风险，另外现金流量比高的企业其对高成本的商业信用需求减少，同时也说明供应商对这一类企业比较有信心因而愿意为其安排低成本的商业信用；TM与Pjzk显著负相关，这说明地区市场化进程越高，企业间的贸易活动越频繁，企业越容易建立相互信任的关系，因此企业间较少使用票据形式来安排商业信用；Soe与Pjzk显著负相关，这说明国有企业的交易成本较低。

表4税收规避对商业信用模式的影响

变量类型Pjzk模型解释变量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∗∗∗控制变量(-11．74)TOP-0．000∗∗∗(-3．29)TM-0．003∗(-1．87)

续表4

变量类型Pjzk模型Fin0．012∗∗∗(5．18)Soe-0．040∗∗∗(-9．37)行业效应Industry控制年度效应Year控制常数项Intercept-0．456∗∗∗(-12．83)样本数N15874拟合度Adj-R20．094F值F72．63

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

(二)不同所有权性质企业的税收规避对商业信用模式的影响

表5报告了不同所有权性质企业的税收规避与商业信用模式的回归结果。由表5可知，国有企业的DBTD与Pjzk不显著，而非国有企业DBTD与Pjzk在1%的置信水平上显著正相关，因此相比于国有企业，非国有企业的税收规避行为与高成本商业信用模式正向关系会更为显著，这与本文的假设2一致。这说明国有企业能够得到政府部门较多的支持，政府对国有企业给予从财政补贴、银行贷款或者股市融资等方面的支持(林毅夫等，2004)，因而国有企业较少需要通过商业信用进行融资。另一方面，国有企业较好的融资能力会增加供应商对其能够还款的信心，因此国有企业的税收规避行为并不一定会显著作用于高成本的商业信用模式；但是非国有企业较多的依赖商业信用融资，其融资能力弱于国有企业，非国有企业的税收规避行为会大大增加其高成本的商业信用模式。另外在控制变量方面，国有企业的Lev、ROA、TOP、TM对Pjzk的影响系数均大于对非国有企业的影响。

表5不同所有权性质下税收规避对商业信用模式的影响

国有Pjzk非国有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)

续表5

国有Pjzk非国有PjzkFin0．0050．011∗∗∗(1．50)(3．17)行业效应控制控制年度效应控制控制Intercept-0．075-0．693∗∗∗(-1．57)(-12．68)N70738801Adj-R20．1300．103F51．1749．34

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

(三)稳健性检验

1.商业信用模式指标替换

对于买方企业而言，除了应付票据以外，预付账款无疑是成本较高的另一种商业信用模式，因为预付账款是在买方还未收到商品时提前将资金使用权让渡给了供应商。因此在稳健性检验部分，借鉴刘凤委等(2009)，本文设置预付账款/总资产作为高成本商业信用模式的另一个替代变量。表6报告了替换了高成本商业信用模式后的回归结果，由表6可知,DBTD与YZK在5%的置信水平上显著正相关,国有企业的税收规避与预付账款不显著,非国有企业的税收规避与预付账款在1%的置信水平上显著,因此相比于国有企业，非国有企业的税收规避行为与高成本商业信用模式正向关系会更为显著。以上各结论均与前文假设基本一致，稳健性检验通过。

2.税收规避指标替换

Manzon et al(2002)和Wilson(2009)均提出了用总资产标准化后的会税差异(BTD)作为衡量企业避税的指标，DBTD指标也是基于BTD指标的基础上进行改进的。会税差异反映了企业的税收规避行为, 其具体计算公式为：BTD =(会计收益-应税收益)/总资产，其中会计收益是指合并利润总额，应税收益是指当期所得税费用除以名义税率的所得值。总之，BTD值越高，企业的税收规避程度越高。表7报告了替换税收规避指标后的回归结果，其结论与原文假设一致，稳健性检验通过。

3.自选择偏误

对于税收规避会增加高成本的商业信用模式这一结论，可能存在自选择偏误，即只能获得高成本商业信用模式的企业不得不进行税收规避来增加企业的现金流，降低交易成本。因此，为了避免在回归结果中可能存在的自选择偏误，借鉴Chen et al(2010)、刘行等(2013)以及张兆国等(2015)的研究，本采用Heckman 两阶段回归法进行稳健性检验。具体而言，我们首先建立了一个企业税收规避的概率模型①，对该模型进行Probit 回归之后，获得公司是否进行税收规避的Inverse Mills Ratio( 即IMR) 值，然后将IMR值作为控制变量加入到原模型重新进行回归。表8报告了采用Heckman 自选择偏差模型修正之后的回归结果，其结论与本文研究假设基本一致，稳健性检验通过。

4.计量方法替换

本文主体部分利用的是混合OLS 回归进行分析，但是由于本文有关的数据属于非平衡的面板数据，借鉴饶品贵和姜国华(2013)，我们也分别采用面板数据的随机效应和固定效应重新运行原模型。经过方程的固定效应F统计量的检验及随机效应Hausman 检验，我们发现相比于随机效应本文更适合采用固定效应的估计形式。因此在稳健性检验部分我们采用固定效应的估计形式替换混合OLS回归。表9报告了固定效应估计形式的回归结果，其结论与本文研究假设一致，稳健性检验通过。

表6替换商业信用模式指标

全样本国有非国有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)行业效应控制控制控制年度效应控制控制控制Intercept0．061∗∗∗0．051∗∗∗0．052∗∗∗(8．24)(5．11)(4．40)N1587470738801Adj-R20．0580．0530．070F44．0219．9632．78

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

表7替换税收规避指标

全样本Pjzk国有Pjzk非国有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)

续表7

全样本Pjzk国有Pjzk非国有PjzkFin0．012∗∗∗0．0050．011(5．25)(1．50)(3．16)Soe-0．042∗∗∗(-10．92)行业效应控制控制控制年度效应控制控制控制Intercept-0．440∗∗∗-0．074-0．684∗∗∗(-12．42)(-1．56)(-12．53)N1587470738801Adj-R20．1010．1310．105F78．1951．7250．25

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

表8自选择偏误

全样本国有非国有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)行业效应控制控制控制年度效应控制控制控制Intercept-0．534∗∗∗-0．073-0．901∗∗∗(-14．09)(-1．41)(-14．99)N1433266327700Adj-R20．1090．1330．119F73．8547．4348．05

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

表9计量方法替换

全样本国有非国有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)行业效应控制控制控制年度效应控制控制控制Intercept-0．791∗∗∗-0．566∗∗∗-0．725∗∗∗(-11．91)(-5．55)(-8．67)N1587470738801Adj-R20．0340．040．044F29．6416．8621．84

注：(1)***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；(2)括号中为t值.

五、研究结论与启示

本文以我国2005-2014年沪深两市A 股类上市公司为研究样本，基于委托代理视角考察企业的税收规避行为对商业信用模式的影响，本文的研究发现，税收规避增加企业高成本的商业信用模式，所有权性质对税收规避与高成本商业信用模式具有负向的调节作用。具体而言，国有企业的税收规避行为对高成本的商业信用模式影响较小或不显著，非国有企业的税收规避行为则会大大增加企业高成本的商业信用模式，增加企业的交易成本。

本文的政策启示在于：第一，税收规避会增加企业高成本的商业信用模式，加大了企业间的交易成本，这启示企业决策者在进行税收规避行为时要全面考虑，既要考虑税收规避对企业的益处，如减少企业的现金流出，同时也要考虑税收规避行为对企业交易成本的影响从而间接上加大企业的现金流出。第二，国有企业的税收规避对高成本的商业信用模式影响较小或不显著，即国有企业相比于非国有企业其税收规避的成本较小，因此，为了减少企业的交易成本，非国有企业在财务决策安排上更需要考虑是否需要采取税收规避行为。

[注释]

① 借鉴Chen et al(2010) 、刘行等( 2013)以及张兆国等(2015)，本文设置了如下关于企业税收规避概率的实证模型:

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

其中，Dum_DBTD是企业税收规避程度的虚拟变量，当企业当年度的税收规避程度大于样本中位数时，Dum_DBTD取1，否则为0。另外除前文已定义的变量外，Grow表示营业收入增长率；PPE 表示企业的资本密集度，等于固定资产净值占总资产的比重；Intan等于无形资产净值占总资产的比重； EQ等于投资收益占总资产的比重；Inv表示存货密集度，等于期末存货净值占总资产的比重；LOSS 表示企业上年是否亏损，当公司上一年度的净利润小于0 时，LOSS 取1，否则为0.

[1] 白恩来.构建地方创新体系的财政政策研究[J].财经理论研究,2017,(1):74-80.

[2] 付佳.制度环境、税收规避和商业信用[J].华东经济管理,2016,(5):117-124.

[3] 刘凤委,李琳,薛云奎.信任、交易成本与商业信用模式[J].经济研究,2009,(8):60-72.

[4] Chen K-P,Chu C Y C.Internal Control Versus External Manipulation:A Model of Corporate Income Tax Evasion[J].The RAND Journal of Economics,2005,36(1):151-164.

[5] Desai M.,Dharmapala D.Corporate Tax Avoidence and High-Powered in-Centives.Journal of Financial Economics,2006,79(1):145-79.

[6] 王静,郝东洋,张天西.税收规避、公司治理与管理者机会主义行为[J].山西财经大学学报,2014,(3):77-89.

[7] 陆正飞,杨德明.商业信用、替代性融资，还是买方市场[J].管理世界,2011,(4):6-14.

[8] 陈运森,王玉涛.审计质量、交易成本和商业信用模式[J].审计研究,2010,(6):77-85.

[9] Burkart,M.,Ellingsen,T..In-kind Finance:A Theory of Trade Credit[J].Journal of American Economic Review,2004,94(3):569-590.

[10] 林毅夫,李志赟.政策性负担、道德风险与预算软约束[J].经济研究,2004,(2):17-27.

[11] Manzon,Jr.G.B.Plesko,G.A..The Relation between Financial and Tax Reporting Measures of Income[J].Tax Law Review,2002,55(3):175-214.

[12] Wilson,R.An examination of corporate tax shelter participants[J].The Accounting Review,2009,84(3):969-999.

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

[14] Desai,M.,Dharmapala,D.Corporate Tax Avoidance and Firm Value[J].Review of Economics and Statistics,2009,91(3): 537-546.

[15] 吴联生.国有股权、税收优惠与公司税负[J].经济研究,2009,(10):109-120.

[16] 刘行,叶康涛.企业的避税活动会影响投资效率吗[J].会计研究,2013,(6):47-53.

[17] 申慧慧,于鹏,吴联生.国有股权、环境不确定性与投资效率[J].经济研究,2012,(7):113-126.

[18] Chen,S.,Chen,X.,Cheng,Q.,Shevlin,T.Are Family Firms More Tax Aggressive Than Non-family Firms?[J].Journal of Financial Economics,2010,95(1):41-61.

[19] 张兆国,郑宝红,李明.公司治理、税收规避和现金持有价值[J].南开管理评论,2015,(1):15-24.

[20] 饶品贵,姜国华.货币政策对银行信贷与商业信用互动关系影响研究[J].经济研究,2013,(1):68-83.