企业避税决策与创新活动：来自资源观的证据

◆李文贵 ◆商 影

内容提要：企业避税决策的经济后果一直是公司治理领域中的重点，但现有的文献研究尚未能形成一致结论。为此，基于“资源观”和“代理观”这两种相反的理论推演逻辑，从企业避税的层面深入分析税收决策对创新活动的影响。通过检验发现，企业的避税决策显著促进了研发支出和专利申请等创新活动，且避税决策的创新促进效应在行业竞争更激烈的企业更加明显。从进一步对有关具体作用机制的检验中发现，企业避税决策对创新活动的影响主要源自“资源观”而不是“代理观”。上述研究结论不仅从“资源观”的角度为发挥避税决策的创新促进效应提供了新的解释，有助于厘清有关税收决策经济后果的认识分歧，也对企业的财务决策和政府的税收征管政策具有重要的现实意义。

一、引言

近年来，世界各国不断提出降税、减税的各项政策，以促进经济的持续增长。例如，1980年全球企业的平均所得税率约为38.84%，2018年则降至约23.03%。在政府统一的税收政策框架下，企业之间的实际税率往往又存在很大差异，导致这种差异的一个重要原因在于企业内部普遍存在的避税行为（Chyz et al.，2018）。例如，世界银行在一项针对102个国家的大量企业展开的调查中发现，企业每收入1元钱，便会基于税负规避的目的平均隐藏大约0.213元（刘行和吕长江，2018）。

国内外学者比较广泛地分析了企业避税活动的经济后果。一种观点认为，企业合理的避税行为能降低企业的实际税率，减少企业现金流出，提升企业价值（De Simone and Stomberg，2012；Law and Mills，2015）。例如，陈德球等（2016）发现中小企业获取外部融资的困难较大，避税决策作为内部融资的有效方式，可以帮助企业有效积累资金以满足投资需求。避税决策通过降低企业税负，增加了企业的现金流量和实际财务实力（Law and Mills，2015），进而有助于企业建立行业竞争优势，在未来一段期间内获得更大的市场份额（刘行和吕长江，2018）。我们称之为避税决策的“资源观”。另一种观点则认为，企业虽然通过避税减轻了税负，但这会加重管理层自利与信息不对称，使企业为此承担大额的非税成本，进而损害企业价值（Desai et al.，2007；叶康涛和刘行，2014）。例如，避税会使企业的代理成本增加，加剧企业的过度投资（刘行和叶康涛，2013；叶康涛和刘行，2014）。Kim et al.（2011）认为避税决策加重了企业内外部的信息不透明度，管理层故意隐藏部分坏消息，坏消息集中爆发最终会引发股价崩盘。另外，管理者出于私利动机，可能通过在职消费、非效率投资等方式消耗企业避税而节约的现金（Harford et al.，2008），最终损害企业经营绩效；Bauer et al.（2015）则指出避税决策加重了大股东的掏空行为，我们称之为避税的“代理观”。

可见，现有文献研究对避税决策究竟如何影响企业决策和经营绩效尚存在较大分歧。正是这些分歧使我们认识到，在当前推动经济高质量发展的背景下，深入探讨“避税决策在企业创新中的作用”仍具有较强的现实意义。具体来说，本文拟回答如下三个问题：第一，公司的避税决策究竟如何影响企业创新？第二，企业所处的行业竞争环境是否会带来公司避税决策对企业创新影响的异质性？第三，公司避税决策作用于企业创新活动的具体作用机制究竟体现了“资源观”还是“代理观”？

在理论上，根据资源观，避税决策节约的税负可以有效地缓解融资约束（Law and Mills，2015；陈德球等，2016），增加企业现金流量并提高财务水平，使企业有足够的内部经费投资于长期的创新活动。根据代理观，避税行为则会加重内部代理问题（Desai et al.，2007；Bauer et al.，2015），更严重的信息不对称导致“非税成本”大幅度增加（Desai et al.，2007），进而会抑制企业的创新活动。对此，本文采用2008—2017年中国非金融类A股上市公司的数据，通过实证检验发现，企业的避税决策显著促进了企业创新。同时，通过行业竞争环境对样本进行分组检验，发现避税决策对创新的促进效应在行业竞争环境较为激烈的企业中显著增强。在进一步检验部分，我们还对企业避税决策影响创新活动的具体作用机制展开了分析，发现避税决策有助于缓解企业的融资约束，进而验证了企业避税决策对创新活动的影响主要源自“资源观”而非“代理观”。

本文拟做出的贡献主要在于：首先，从创新活动的视角拓展和深化了企业避税决策经济后果的相关研究。现有文献着重关注了避税决策对企业投资决策、债务融资、股票市场反应以及市场价值的影响（Desai et al.，2007；刘行和叶康涛，2013；Kim et al.，2011），本文则揭示了避税决策对企业开展创新活动的积极作用及其具体机制。其次，从“资源观”的视角为避税决策的经济后果提供了新的实证证据。“资源观”和“代理观”是解释避税决策影响企业经营绩效的两种主要理论观点，叶康涛和刘行（2014）曾指出，避税决策的代理观在2008年所得税改革后可能不成立。本文采用上市公司在2008年所得税改革后的数据，通过实证检验发现“资源观”在避税决策影响创新活动的过程中发挥中介效应，更直接验证了“资源观”的作用。

二、理论分析与研究假说

（一）避税决策与企业创新

避税决策在世界各国企业中普遍存在，国内外文献对企业避税决策经济后果的研究主要形成了“资源观”和“代理观”等两种理论观点。

“资源观”着重关注避税决策能减少资金流出，缓解融资约束，增加企业的财务实力和企业价值（De Simone and Stomberg，2012；Law and Mills，2015）。税收负担是政府利用税法强制力获取企业利润的一种手段，较高的企业税率会大大减弱企业从内部获取资金的能力，外部融资成本会随之大幅上升（于文超等，2018）。合理的避税行为可以缓解融资约束，显著增加企业内部可利用的现金（Law and Mills，2015），有效地缓解企业融资难和成本高的问题。陈德球等（2016）的研究也支持了Law和Mills的观点，发现避税行为渐渐成为中小企业获取内源融资、缓解融资约束并应对外部风险的有效途径之一。另外，De Simone and Stomberg（2012）认为，如果企业在较长的一段时间内充分利用避税决策，则税收决策有助于企业价值增值。刘行和吕长江（2018）的研究还发现，避税决策可以促使企业在未来的行业竞争中获得更大的市场份额，取得更高的产品市场绩效，而且这种对市场份额的促进效应在融资约束严重的企业中更强。

“代理观”则强调了避税决策所引起的管理层私利以及大股东掏空等内部代理问题。叶康涛和刘行（2014）发现企业避税决策会加重企业内部代理问题，相应的代理成本也会显著增加。具体来说，管理者出于内部人的私利动机，通过在职消费、不合理的并购决策等方式消耗避税决策节约的现金流（Harford，Mansi，Maxwell，2008）。Chyz et al.（2018）还发现企业实际税率与管理层的离职存在显著关系，当企业避税的水平较低而实际税率较高的情况下，CEO更有可能被强制解雇。同时，避税决策会降低企业对管理层的监督，弱化企业的内部治理效率，降低会计信息质量以及信息透明度（陈冬和唐建新，2012；Balakrishnan et al.，2012；Chen and Chu，2015），加重企业的过度投资行为（刘行和叶康涛，2013），使管理层有意识地隐藏坏消息，最终增加企业股价的崩盘风险（Kim et al.，2011）。

根据“资源观”，具体到企业避税决策对创新活动的影响。一方面，已有文献证实了融资约束对企业创新有显著的抑制作用（张璇，2017；Brown，2012），而企业避税决策可以缓解融资约束，增强企业的财务实力，使企业筹措更多的内部资金用于技术创新活动。另一方面，避税决策通过减少企业交纳的税金，能同时增加留存收益和股东权益（De Simone and Stomberg，2012；Law and Mills，2015；于文超等，2018；陈德球等，2016），进而为企业开展创新活动等价值增值活动提供更多资源。根据“代理观”，企业避税决策加重了内外部的信息不对称，显著降低管理层的监督和内部治理效率，同时助长了内部人的非效率投资行为等（叶康涛和刘行，2014；Chen and Chu，2015）。在股权结构相对比较集中的情况下，大股东还可能利用控股的股权优势，通过关联企业的特殊交易、信息操控等手段，占用避税决策节约的资金（姜付秀等，2015；谢德仁等，2016），进而对企业创新起到抑制作用。

因此，本文提出如下对立假设：

假设1A：在其他条件一定的情况下，企业的避税决策能显著促进创新活动（资源观）。

假设1B：在其他条件一定的情况下，企业的避税决策会显著抑制创新活动（代理观）。

（二）行业竞争、企业避税决策与创新活动

根据“资源观”，避税决策可以缓解企业的融资约束，促使企业开展更多的创新活动。然而，在不同的行业竞争环境下，企业对资源和资金的依赖程度存在一定差异。激烈的行业竞争环境会加重融资约束对企业经营决策的影响（吴昊旻等，2016）。越是竞争激烈的行业，企业增持现金以应对经营风险的动机越强，同时企业开展创新活动的意愿也可能越强。面对动态多变的外部竞争性环境，企业为了保持现有的市场地位、增强产品的竞争力甚至为了防止潜在进入者的威胁，必须积极开展研发投入等创新活动（Fresard，2010）。更多的创新活动意味着更大比例的资金投入，因此，对于那些处于高竞争性行业的企业而言，避税决策对创新活动的积极影响应更加显著。

根据“代理观”，避税决策引起管理层私利以及大股东掏空行为，从而对创新活动产生不利的影响。然而，市场竞争本身是一种重要的外部治理机制（Grossman and Hart，2010；刘志强和余明桂，2009）。在激烈的竞争环境中，要避免企业趋于经营劣势甚至走向经营不善，管理者必须减少实施机会主义或道德风险等自利行为，并更少懈怠而更努力地工作。也就是说，市场竞争本身有助于缓解企业的代理成本，提高经营效率（姜付秀等，2009），此时，避税决策所导致的代理问题可能被更强的市场竞争在一定程度上予以弱化。因此，在市场竞争更激烈的行业，避税决策对企业创新活动的消极作用应该更弱。

因此，本文提出如下假设：

假设2A：在其他条件一定的情况下，行业竞争环境能显著强化避税决策对创新活动的提升作用（资源观）。

假设2B：在其他条件一定的情况下，行业竞争环境能显著弱化避税决策对创新活动的抑制作用（代理观）。

三、研究设计

（一）样本与数据

本文的研究期间是2008—2017年，初始研究样本为沪深两市的A股上市公司。2008年的所有税改革将法定税率由33%统一下调至25%，企业面临的税收征管环境发生了比较重大的变化，故而将样本期间设定为2008年开始。在此基础上，根据现有文献（吴联生，2009；叶康涛和刘行，2014），我们对研究样本执行了如下筛选程序：（1）企业税前利润总额小于0时，避税决策变量Drate、BTD和DDBTD会出现较大误差，所以删除税前利润总额小于0的样本。（2）删除实际所得税率小于0以及大于1的样本；（3）删除金融行业的企业观测值；（4）删除当年属于ST的公司；（5）删除当年新上市的公司和资不抵债的公司。本文检验所用数据中，有关名义税率的数据来自Wind数据库，其余数据均来自深圳国泰安CSMAR数据库。

（二）模型设定与变量定义

为了检验企业避税决策对创新活动的影响，将待检验的模型设定如下：

模型（1）中，变量Innovation代表t+1年的企业创新水平。根据Cornaggia et al.（2015）、李文贵和余明桂（2015）以及周冬华等（2019），分别采用将研发支出（R&D）和专利申请（Inno1和Inno2）作为创新的替代变量。其中，研发支出（R&D）定义为企业研发费用占当年营业收入的比例，专利申请Inno1定义为Ln（企业发明专利+实用新型专利+外观设计专利+1）。一般认为，在企业的三类专利中，发明专利的创新性最强，所以，本文还将发明专利申请量加1，再取对数作为创新的衡量指标Inno2。

变量Taxavoid代表第t年的企业税收决策水平。现有文献一般采用两类指标衡量公司的避税决策（Hanlon和Heitzman，2010；刘行和吕长江，2018）：一是企业的实际所得税率以及实际与名义税率之差，二是企业的账税差异（会计-税收差异）及其变体。考虑到在2008年所得税改革后，高新技术以及小型微利企业享受着15%～20%的税收优惠，各公司的名义税率不尽相同（吴联生，2009），因此，本文主要使用企业名义所得税率减去实际所得税率的差额（Drate）来反映企业避税决策。变量Drate的取值越高，表示企业避税程度越高。在稳健性检验部分，本文也使用账税差异（BTD和DDBTD）等指标衡量公司避税决策水平。根据前文相应的理论分析，如果企业避税决策能提升创新活动，则系数显著为正，否则系数显著为负。

模型（1）中Controls代表一系列控制变量。基于现有文献（Chang et al.，2015；李文贵和余明桂，2015；周冬华等，2019），本文加入了反映公司财务特征、治理特征等方面的相关指标，具体定义如下：（1）企业规模（Size），定义为期末总资产的自然对数；（2）成长性（Gsale），定义为企业营业收入的年增长率；（3）负债水平（Lev），定义为企业期末总负债除以期末总资产；（4）现金流（Cfo），用经营现金流量除以总资产表示；（5）业绩水平（Roa），用总资产净利润率表示；（6）第一大股东持股比例（Top1）；（7）公司成立年限取对数（Age）；（8）名义利率（Taxrate），各公司的名义利率各不相同，故作为控制变量进行控制。除此之外，模型中还控制了行业效应和年份效应。

模型（2）是在模型（1）的基础上加入了变量HHIi,t以及交互项Taxavoidi,t∗HHIi,t。HHI代表行业竞争的强度，利用赫芬达尔指数的平均值将总样本分为行业竞争强度较大和行业竞争较小等两类，并根据模型（2）进行回归。

（三）描述性统计特征

表1报告了主要变量的描述性统计特征。为了消除极端值的影响，我们对连续变量进行了上下1%水平的Winsorize处理。数据显示，研发支出变量R&D的平均值只有0.0202，意味着研发投入占营业收入的比重平均只有2.02%，表明样本企业总体上研发投入的强度不高，远远低于高科技公司的研发投入水平。以国内知名高科技公司华为和阿里巴巴为例，2018年两家公司的研发费用分别是1015亿元和247亿元，占各自当年营业收入的14.1%和15.65%。变量Inno1、Inno2的平均值分别是1.6960和1.1870，大于中位数1.3860和0.6930，25分位数皆为0。这说明目前在专利申请的角度，不同公司之间的创新水平差距较大。一部分公司专利申请量较大且分布在较高水平，另一部分公司专利申请量较少甚至为零，上市公司整体的专利创新现状并不乐观。

避税决策变量Drate的平均值和中位数分别为-0.0131和0.0005，说明一半以上的上市公司存在避税行为。根据叶康涛和刘行（2014）的计算，中国上市公司1999—2012年名义税率与实际税率的差额平均值为-0.0010，略小于本文的平均值。这可能表明2008年后，随着企业所得税改革制度的深入实施，企业税收决策的动机随着税率的降低而有所降低。变量DDBTD的平均值接近于0，与叶康涛等（2014）的计算结果比较一致，这可能源于对应取值模型的残差。企业的名义税率Taxrate的中位数和平均值分别为0.1500和0.1900，表明样本期间有不少样本企业均享受了所得税税收优惠。为了避免这些税收优惠可能对本文检验结果的干扰，回归时还将名义税率Taxrate作为控制变量加入模型，甚至在进一步研究中删除优惠税率的公司样本，然后再进行回归以增加结论的稳健性。

表1 描述性统计特征

四、实证检验结果与分析

（一）避税决策与企业创新活动

在控制变量方面，第一大股东持股比例Top1的系数分别在1%，5%以及5%以内的水平上显著为负，说明第一大股东持股比例越高，越不利于企业开展创新活动。企业的名义利率Taxrate系数在1%的水平上显著为负，说明企业实际承担的所得税税负越高，越不利于企业的技术创新投入和专利申请产出。这与林洲钰等（2013）发现优惠税率政策显著促进企业技术创新的结论相一致。

表2报告了全样本对模型1的检验结果，被解释变量分别是研发支出R&D、专利申请总量Inno1和发明专利Inno2。前三列仅控制行业和年度效应而未加入其他相关控制变量，此时，避税决策变量Drate的系数取值分别为0.0121、0.7140和0.5880，并始终在1%的水平上显著为正。第（4）列至第（6）列中进一步加入了反映企业财务特征的其他控制变量，数据显示，避税决策变量Drate的系数取值分别为0.0141、0.7900以及0.6580，仍然均在1%的水平上高度显著为正。这表明，企业的避税决策与研发费用、专利申请等创新投入和产出显著正相关。在经济意义方面，根据后三列，企业的避税程度每增加一个单位（名义税率减去实际税率的差额每增加一个百分点），将导致企业的研发投入R&D增加0.0141个单位，这相当于研发投入平均值的69.80%（0.0141/0.0202），专利申请总量Inno1增加0.7900个单位，相当于平均值的46.58%（0.7900/1.6960）；发明专利Inno2增加0.6580个单位，相当于平均值的55.43%（0.6580/1.1870）。这表明企业的避税决策对创新活动具有不容忽视的经济影响。

在控制变量方面，第一大股东持股比例Top1的系数分别在1%，5%以及5%以内的水平上显著为负，说明第一大股东持股比例越高，越不利于企业开展创新活动。企业的名义利率Taxrate系数在1%的水平上显著为负，说明企业实际承担的所得税税负越高，越不利于企业的技术创新投入和专利申请产出，这与林洲钰等（2013）发现优惠税率政策显著促进企业技术创新的结论相一致。（注：本文所有图表中***、**、*分别表示1%、5%和10%的显著水平，括号内为基于稳健标准误修正的t值。）

表2 税收决策对企业创新的影响

以上结果表明，当企业实施避税决策时，其研发投入显著增加；同时，发明专利和专利申请总量等创新产出也随之大幅增加。这意味着，企业的避税决策显著促进了研发支出和专利申请等创新活动，与本文提出的假设1A的分析一致，为企业避税决策的“资源观”提供了实证证据，但不支持“代理观”的理论推演。

（二）行业竞争环境、税收决策与企业创新

表3报告的是在不同行业竞争环境下，避税决策对创新的促进效应是否存在显著的异质性。模型的被解释变量分别是研发支出R&D和发明专利申请量Inno2，所有回归均控制了企业财务特征、行业效应和年度效应。此时，变量Drate仍然分别在5%和1%的水平上显著为正。交互项Drate*HHI的系数为0.0134和0.2800，分别在1%和10%的水平上显著为正。这表明，行业竞争环境会显著强化避税决策对企业创新活动的积极作用。也就是说，在更激烈的竞争环境中，避税决策促进创新活动的作用显著更大，这与我们提出的假设2A相符，进一步支持有关避税决策资源观的分析逻辑。此外，变量HHI_的系数均在1%的水平上显著为正，且系数分别是0.0060和0.2060，这说明激烈的行业竞争环境有助于促使企业开展创新活动，与Fresard（2010）发现企业在竞争环境中往往会积极开展研发活动的结论相一致。

表3 行业竞争环境、避税决策与创新活动

（三）稳健性检验

尽管前面的分析能够为避税决策与创新活动的关系提供一定证据，为了保证研究结论稳健性，本文还进行了以下检验。

1.4 疗效判定标准 治愈：患者治疗后下腹不适、腹痛及阴道出血等临床症状消失，超声复查结果提示包块消失或缩小范围大于50% ，血β-hCG水平恢复正常范围。出现以下任何一项评估为失败：患者治疗前后腹痛、阴道出血、下腹不适等临床症状未见缓解甚至加重，超声复查包块未缩小或进展；血β-hCG水平未恢复正常。

1.检验税收决策对不同期间创新活动的影响

表2和表3的被解释变量是未来一期的研发支出和专利申请，其中，研发支出是创新投入指标，专利申请是创新产出指标。考虑到创新产出可能需要较长的时间，这里再次采用当期的研发支出、未来二期和未来三期的专利申请衡量企业创新活动。即模型的被解释变量分别设定为当期的研发支出R&D、t+2以及t+3期专利申请变量Inno1、Inno2，重新代入模型（1）进行实证检验。表4报告了相应的回归结果。数据显示，解释变量Darte始终在1%的水平上显著为正，且系数分别为0.0212、0.6600、0.5630、0.5800以及0.5180。这说明企业的避税程度与当期的研发投入以及未来三年内的创新产出也存在着显著的正相关关系，进一步验证了本文的假设1A。

表4 检验避税决策对不同期间企业创新的影响

2.对删除所得税税收优惠的样本重新进行回归

前面的检验始终采用全样本数据，考虑到2008年所得税改革后，具有高新技术认定以及小型微利资质企业的名义税率在部分年度低于25%，并享受加计扣除的税收优惠，因此，上市公司的名义税率可能各不相同（吴联生，2009）。并且，高新技术企业的创新能力较强，这可能对前面的检验结果产生一定程度的干扰。所以，这里我们进一步剔除名义税率小于25%的样本观测值，利用模型（1）重新进行OLS回归分析。表5报告了该部分的回归结果。所得税名义税率为25%的观测值共计6750，占全样本的53.47%（6750/16125），而享受所得税税率优惠的观测值占46.53%。类似地，被解释变量分别为R&D、Inno1和Inno2，解释变量Drate的系数相应为0.0065、0.7590和0.6710，且回归系数均在1%的统计水平上显著，与表2至表4的结果基本一致。

表5 删除享受税收优惠的样本观测值重新进行回归

3.采用其他指标衡量避税决策

这里再采用第二类避税指标，即账税差异（BTD）以及扣除应计利润影响之后的账税差异（DDBTD）来衡量企业的避税决策。具体而言，根据Desai and Dharmapala（2009）以及叶康涛和刘行（2014），BTD和DDBTD采用以下模型（3）计算：

其中，TACC等于（净利润-经营活动产生的净现金流）／总资产的值。µi表示公司i在样本期间内残差的平均值，εi,t表示t年度残差与公司平均残差µi的偏离度。DDBTD=µi+εit，代表BTD中不能被应计利润解释的那一部分。BTD和DDBTD的指标越大，表示样本企业从事与避税决策有关的活动可能性就越大。表6报告了相应的检验结果。

表6 用避税决策的不同指标检验结论的稳健性

Roa 0.0349*** 0.0750*** 0.0360*** 0.0690***（5.80） （10.13） （6.03） （9.39）Top1 -0.0091*** -0.0092*** -0.0074*** -0.0075***（-6.30） （-6.37） （-5.13） （-5.18）Age -0.0087*** -0.0087*** -0.0075*** -0.0074***（-25.76） （-25.69） （-22.17） （-22.10）Taxrate -0.1560*** -0.1560*** -0.1410*** -0.1410***（-30.67） （-30.50） （-27.93） （-27.83）_cons 0.0826*** 0.0828*** 0.0709*** 0.0711***（18.23） （18.23） （15.77） （15.78）Industry Yes Yes Yes Yes Year Yes Yes Yes Yes N 15833 15791 15833 15791 R2 0.4358 0.4355 0.4273 0.4271 adj.R2 0.4346 0.4342 0.4260 0.4258

表6第（1）和（2）列将当期研发投入R&D作为被解释变量，变量BTD和DDBTD的系数分别为0.0486以及0.0376，均在1%的水平上显著。第（3）列和第（4）列报告了以t+1期R&D作为被解释变量的回归结果，BTD和DDBTD的系数分别是0.0390和0.0311，均在1%以内的水平上显著。以上实证结果表明企业的避税决策显著增加了创新层面的研发投入，进一步验证了本文的假设1A。

4.自选择问题：Heckman两阶段模型

对于避税决策显著促进创新活动这一结论，可能存在样本的自选择偏差问题。企业的创新能力越强，技术创新活动越多，企业就需要投资更多的技术经费，在此情况下往往会选择避税决策。因此，避税决策可能是高创新水平企业的一种自选择行为。为了解决可能的自选择问题，我们通过Heckman两阶段模型予以检验（刘行和叶康涛，2013）。首先，我们利用原有的样本数据，构建了一个虚拟变量Taxavoid_（公司名义利率大于实际利率时Taxavoid_取值为1，否则为0）。接着，通过Probit模型获得相对应公司是否避税的IMR值，然后将IMR值加入主回归模型（1）中重新进行回归。相关检验结果报告于表7。

表7 Heckman两阶段回归

Taxrate 9.3850*** -0.1920*** -11.0300*** -11.1400***（23.57） （-12.44） （-13.93） （-16.47）M_Drate 5.8910***（5.25）_cons -1.8620*** 0.0964*** -5.0620*** -4.4830***（-4.26） （15.27） （-15.62） （-16.19）Year Yes Yes Yes Yes Industry Yes Yes Yes Yes N 16125 16125 16125 16125 R2 0.4148 0.4699 0.4118 adj.R2 0.4135 0.4688 0.4105

第（1）列显示了利用Heckman第一阶段模型进行Probit回归的结果。其中，我们设置同行业平均避税水平M_Drate为排除性约束变量。回归结果表明，企业当年度的销售收入增长率、现金流量、盈利能力、大股东持股比例、企业成立年限以及名义利率的高低，都会对企业当年是否实施避税决策产生显著的影响。排除性约束变量M_Drate显著为正，说明同行业其他企业避税水平越高，本企业当年度越有可能采取避税行为，满足排除性约束变量的选择条件。列（2）至列（4）显示了第二阶段的回归结果。IMR系数在1%以内的水平上显著为负，这说明样本存在选择偏差，通过Heckman二阶段模型进行调整较为恰当。企业避税决策Drate的系数分别是0.0143、0.6640以及0.5270，并且均在1%的水平上显著（t值分别为7.48、6.74、6.27）。这表明，在控制了避税决策的自选择偏差后，避税决策依然能够显著促进企业创新，本文的结论保持不变。

五、避税决策影响企业创新的具体作用机制分析

根据第二部分的理论分析，如果避税决策影响创新活动是源自“资源观”，那么应呈现出促进效应；如果避税决策影响创新活动是源自“代理观”，那么应呈现出抑制效应。表2至表7均反映了避税决策对企业创新的促进作用，也就是说符合资源观的理论推演。然而，避税决策是否的确是通过缓解融资约束进而提升企业的创新，我们拟进行更直接地检验。

借鉴Baron and Kenny（1987）以及温忠麟等（2004）提出的中介效应检验方法，本文将检验的具体步骤分为3步：第一，检验企业避税决策与创新活动之间的关系，考察模型（4A）中系数β1的显著性水平；第二，检验企业避税决策对融资约束（KZ指数）的影响，考察模型（4B）中系数δ1的显著性；第三，同时分析企业避税决策和融资约束对创新活动的影响，考察模型（4C）中γ1和γ2的显著性。如果模型（4A）中的β1、模型（4B）中δ1以及模型（4C）中系数γ1和γ2皆显著，且模型（4C）中系数γ1相比模型（4A）中系数β1显著下降，同时Sobel检验结果显著，则证明资源观具有部分的中介效应；如果模型（4A）中的β1、模型（4B）中δ1、模型（4C）中系数γ2皆显著，但模型（4C）中系数γ1不显著，Sobel检验结果显著，则证明资源观具有完全中介效应。相应的模型设定为：

模型（4B）中被解释变量是融资约束，借鉴Lamont（2001），以KZ指数予以衡量。具体的计算公式为“-1.002*Cashflow/TA+0.263*TobinQ+3.139*Lev-39.368*Dividends/TA-1.315*CashHoldings/TA”。其中，TA是年初总资产余额，Cashflow代表经营活动产生的现金净流量，Dividends是企业期末发放现金股利的数额，CashHoldings是现金以及现金等价物的期末余额，Lev和TobinQ分别是企业的资产负债率和TobinQ值。KZ指数分别从经营性净现金流、现金持有量、现金股利发放水平、资产负债程度以及企业成长性等5个方面综合衡量企业的融资约束，是一种较为全面的衡量指标。KZ指数越大，意味着企业当年面临的融资约束越大。

中介效应相关检验结果如表8所示。PanelA是中介效应的回归结果，PanelB是Sobel检验的结果。R&D、Inno1分别代表研发投入以及专利申请层面的创新活动。从第（1）列和第（2）列的路径模型（4A）中可见，避税决策与研发投入以及专利产出等创新活动之间存在显著的正相关关系。从第（3）列的路径模型（4B）中，避税决策Drate对融资约束KZ的系数是-0.5740，并在1%以内的水平上显著，这表明企业的避税决策能够有效缓解融资约束。在第（4）列和第（5）列中，当我们把中介因子KZ放入基本模型中后，Drate的系数分别从0.0168、0.7780下降至0.0164和0.7700，t值也从8.67、7.80下降至8.45。和7.71。同时，KZ的系数分别在1%以及10%的水平上显著为负。相应地，Sobel检验的Z值分别为3.8530以及1.6540，并分别在1%和10%的水平上统计显著。上述结果表明，避税决策对研发投入和专利申请等创新活动的促进作用是通过缓解融资约束来实现的。

表8 避税决策影响创新活动的作用机制

六、结论

本文基于2008—2017年中国A股上市公司的数据，对企业避税决策对创新活动进行理论分析和实证检验。分别采用研发投入（R&D）和专利申请（Inno1和Inno2）衡量企业创新水平，用名义税率和实际税率的差额Drate衡量企业避税决策，检验结果发现：企业的避税决策显著促进了研发支出和专利申请等创新活动。然后，我们根据赫芬达尔指数对行业竞争环境进行分组，检验发现避税决策的创新促进效应在行业竞争更激烈的企业显著更强。本文还进一步区分了“资源观”和“代理观”在避税决策影响企业创新中的作用，检验结果支持避税决策的“资源观”，即企业避税决策主要是通过缓解融资约束影响创新活动的。通过剔除税收优惠的观测值、采用其他指标衡量税收决策、Heckman两阶段检验等多种方法，为企业避税决策有助于促进创新活动提供了比较稳健的证据。

本文的研究结论不仅有效地拓展了有关创新活动影响因素的相关研究，还进一步深化了避税决策的理论研究。叶康涛和刘行（2014）证实了避税决策的“代理观”，但是他们也指出在2008年所得税改革后，避税决策与代理成本之间不存在显著的相关关系。本文则从资源观的角度，为2008年以后企业税收决策影响创新活动提供了新的理论依据。在实践层面，本文的发现有助于全面认识企业避税决策在不同行业竞争环境中对创新活动的促进作用。同时，上述发现有助于澄清企业税收决策在创新层面的争议，对进一步深化所得税改革具有重要的现实意义。