企业避税行为会降低商业信用融资吗？

■朱冠平 黄志媛

一、引言

商业信用融资源于交易双方在频繁经济交往过程中形成的信任关系，是企业非正式融资不可或缺的渠道，深受民营企业青睐。相关研究显示，英国约有80%的企业会向客户提供商业信用，而美国也有约70%的公司提供了商业信用[1]。来自国泰安沪深A 股非ST 和金融保险类的数据显示，2020年我国3952家上市公司中仅1家上市公司无商业信用融资（应付账款、应付票据和预收账款之和）。更有学者指出，商业信用融资在某些年度甚至超过了企业从银行获得的借款[2]。现有研究分析了激进型战略[3]、企业社会责任[4]和社会信任[5]对商业信用融资的促进作用，也探讨了经济政策不确定性[6]、负面媒体报道[7]和财务舞弊行为[8]对商业信用融资的抑制作用。然而，鲜有文献考察企业避税行为对企业商业信用融资的影响。

企业避税作为管理者的一种机会主义行为，虽然会导致政府税收减少，但却在一定程度上给予企业经营弹性。传统避税理论认为避税活动是为了替股东节省现金，提高公司税后的盈余能力并缓解企业融资约束[9]。因而，管理层在做出避税决策时不存在代理问题。随着学者对避税行为的深入分析，这一观点逐渐受到质疑，学者发现避税活动带来的现金不一定能够增加企业的现金持有价值[10]，反而在代理理论的影响下，避税行为会导致如内幕交易、利益掏空、资产转移和寻租等代理问题[11]。激进的避税行为还将导致企业股价崩盘[12]、信息失真[13]、声誉损失[14]和债券违约风险[15]。基于此，为探讨企业避税行为是否会降低商业信用融资，本文以2009—2020年沪深A 股上市公司为研究样本，实证研究了企业避税行为对商业信用融资的影响及其作用机制。

本文的主要贡献在于：首先，拓展了避税行为经济后果的研究。已有研究主要关注了企业避税行为对信息失真[13]、声誉损失[14]、债券违约风险[15]和资本结构决策[16]的影响，本文则进一步将其纳入商业信用视角，发现企业避税行为还会给商业信用融资带来负面经济后果。其次，丰富了管理层代理成本理论。本文从代理成本的角度，研究管理层代理成本在企业避税行为与商业信用融资过程中的调节作用。研究发现，较高的代理成本会强化企业避税行为与商业信用融资之间的负向关系。最后，检验了行业性质和生命周期的异质性。考虑到制造业、成长期和民营企业对资金的需求量大，可能使其更加追求税收规避行为。研究发现，企业避税行为对商业信用融资的影响关系在制造业和成长期企业中更加显著。

二、理论分析与研究假设

（一）企业避税行为与商业信用融资

商业信用融资作为一种非正式融资渠道，本质上是企业通过延期支付货款或预收账款的形式占用供货商和客户资金的行为，也是企业外部融资的一种重要形式，能够极大缓解企业间的融资约束[17]。然而，商业信用融资依赖的是一种不完全契约关系，契约不完备性的存在将会增加机会主义发生的概率，可能导致寻租行为[18]。为避免这种机会主义和代理行为引发的风险以及减少坏账损失，供应商和销售商在制定企业商业信用政策时，会综合考虑企业的硬信息和软信息，动态调整企业的商业信用[19]。硬信息主要反映了企业的财务会计信息，如资产规模、债务压力、抵押能力和成长性等，而软信息则是高管代理动机、企业声誉和社会责任等。企业避税行为通常会对其软信息带来非常不利的影响：一方面，企业避税行为往往具有复杂性、不合法性和不透明性，避税行为的实施会显著增加公司信息传递的阻碍[20，21]，使得供应商和客户难以评估信用偿还能力，出于预防性动机，信用供给方倾向于减少信用供给。另一方面，避税行为还可能刺激管理层的寻租行为，从而加重企业中已存在的委托代理问题，导致企业经营风险、股价崩盘和债券违约风险增高[6，12，15]。基于风险防范，商业信用供给方同样也会对有避税行为的企业收紧信用政策。综上，本文提出如下假设：

H1：企业避税动机越强，其能够获得的商业信用融资就越少。

（二）企业避税行为、管理层代理成本与商业信用融资

委托代理问题一直是学者关注的焦点。当股东与管理者利益不一致时，管理者往往倾向于追求自身利益最大化，从而导致代理成本的产生。一方面，高代理成本的企业往往伴随着较低的内部控制有效性、公司治理水平和外部审计监督强度。而拥有高质量的内部控制、公司治理和外部审计监督的企业，不仅能够抑制管理层的权力寻租行为、道德风险和自身利益最大化倾向[22]，还能够约束企业盈余操纵等避税动机[23，24]。另一方面，高代理成本的企业往往也存在信息透明度不高和信息严重不对称等问题。信息的不透明给管理层实施避税行为创造了机会，促使其更加愿意发起复杂的避税行为，从而为自己谋求更多的关联交易、寻租机会和代理收益[25]。此外，高代理成本的管理层也更加偏好税收规避行为，这是因为避税活动不仅能够减少税负、节省现金流、提升企业短期股价，还能够与股东目标保持一致，得到股东青睐[26]。相反，低代理成本的企业，其管理层可能会出于对股东和利益相关者负责，减少税收规避行为，从而降低避税行为带来的不利后果。基于此，本文认为较高的代理成本可能会加剧企业避税行为与商业信用融资的负向关系。

H2：企业避税行为与商业信用融资的负向关系在高代理成本中更加明显。

三、数据选取与研究设计

（一）数据选取

考虑到2008年次贷危机对全球经济造成冲击，并且我国的税收政策也主要从2008年开始不断调整。因此，为了使数据在同一个时间段具有可比性，本文选取2009—2020年我国沪深A 股上市公司作为初始样本。在初始样本的基础上，又按照如下标准进行二次筛选：①剔除行业分类为金融业的上市公司；②剔除标注了ST 的上市公司；③剔除数据存在缺失值或明显异常（如资产为零等）的上市公司。通过以上筛选，本文最终获得31298 个年度观测值。此外，为避免数据极端值对实证结果产生影响，本文对所有连续变量在1%和99%水平上进行了winsor 缩尾处理。本文使用的全部数据均来源于CSMAR数据库。

（二）研究设计

1.为了检验企业避税行为对商业信用融资的直接效应，本文借鉴陆正飞等[27]、Chod 等[28]、王瑶等[17]的做法，构建如下计量模型：

CT 为被解释变量即商业信用融资。现有学者普遍认为企业的商业信用融资主要有两种形式：一是应付账款[6，28]；二是应付账款、应付票据和预收账款之和[17，27]。考虑到预收账款属于客户基于信用而提供的先前资金，而应付票据也是供应商给予的信用，故本文选择第二种形式。此外，为避免企业收入规模带来的影响，本文借鉴黄兴孪等[29]、刘欢[30]的做法，具体而言，商业信用融资=（应付账款+应付票据+预收账款）/营业收入。该数值越大，企业能够获得的上下游商业信用融资就越多。

CTA为解释变量即企业避税行为。当前对企业避税行为仍难以准确测度，大部分学者采用间接测算的方式对企业避税行为进行测度。概括而言，企业既可以通过压低销售收入和变更销售时间，也可以通过虚增管理费用等降低利润，来实现避税行为。本文借鉴Desai 等[20]、魏志华等[31]的做法，采用会税差异来度量企业避税程度。具体而言，企业避税=（企业利润总额-应纳税所得额）/企业总资产。该数值越大，表明企业避税的程度越强；反之，企业避税的程度越弱。

Size、Lev、Cash、FAR、IAR、Big4、MSR 和Four 分别为企业规模、偿债能力、现金比率、固定资产比率、无形资产比率、外部审计能力、高管持股比例和公司治理水平控制变量。β为待估系数，μ为残差，it代表第i个企业在t年的观测数值。此外，为避免行业和时间因素也可能对企业商业信用融资结果产生影响，本文也控制了行业和时间效应。

2.为了检验管理层代理成本是否在企业避税行为与商业信用融资中扮演调节效应，本文借鉴Zhu等[32]的做法，构建如下分组计量模型：

其中，CT和CTA分别为商业信用融资和企业避税行为，其余解释同上。X 为管理层代理成本（MAC）调节变量，Xi为调节变量分组的临界点。本文借鉴Zhu 等[32]的做法，采用管理费用占营业收入之比作为管理层代理成本的代理变量。之所以采用分组检验方法，原因在于，相对于交互项调节检验方法而言，采用分组检验调节效应不仅能够采用均值、中位数和其他分位数等多种形式，而且不需要对交互项变量（CTA×MAC）进行去中心化处理。需要指出的是，与已有文献仅仅做单一分组调节效应相比，本文在做管理层代理成本调节效应检验时，分别采用均值、中位数和去中心50 分位数法对其进行检验。各变量的具体解释见表1：

表1 变量的名称、符号和计算

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表2为本文的描述性统计。由表2可知，商业信用融资（CT）均值为0.327，最大值为1.882，最小值为0.017，即非金融上市公司应付账款、应付票据和预收账款之和占营业收入的最高值达到1.882倍，而最小值仅0.017倍，表明商业信用融资在企业间存在较大差异性。管理层代理成本（MAC）均值为0.092，最小值为0.009，最大值为0.490，表明我国非金融上市公司的管理费用整体上约占营业收入的9.2%，且企业间的管理费用差异性较大。控制变量方面，企业规模（Size）均值为22.095，偿债能力（Lev）均值为0.425，现金比率（Cash）均值为0.046，固定资产比率（FAR）均值为0.215，无形资产比率（IAR）均值为0.045，外部审计（Big4）均值为0.058，高管持股比例（MSR）均值为0.073，公司治理水平（Four）均值为0.907，也基本与上市公司的现实情况一致，不存在明显的异常，表明本文所选取变量具有较好的代表性。

表2 描述性统计

（二）相关性分析

由相关性分析可知，企业避税行为与商业信用融资的相关系数在1%水平上显著为负，初步表明企业避税行为与商业信用融资之间存在显著负相关关系，即企业避税行为程度越高，越会向外界传递负面消息，进而导致企业商业信用融资下降，风险增加。控制变量方面，企业规模、偿债能力和公司治理水平与商业信用融资存在显著正相关，而现金比率、固定资产比率、无形资产比率和高管持股比例与商业信用融资显著负相关。此外，变量间的相关系数绝对值最大为0.465，说明变量间不存在严重的多重共线性问题。自变量方差膨胀因子VIF 测试，均在1—10以内，进一步证实变量间不存在严重的多重共线性问题。限于篇幅，相关性分析结果未汇报，留存备索。

（三）多元回归结果

1.企业避税行为与商业信用融资

表3汇报了本文的多元回归结果。表3（1）列结果显示，在未引入控制变量时，企业避税行为对商业信用融资的系数为-1.057，且在1%水平上显著，表明企业避税行为与商业信用融资呈显著负相关关系。在引入控制变量和解释变量后，其对应的调整R 方由0.346 上升到0.356，表明解释变量企业避税行为的加入，对模型结果具有一定的解释力度，是商业信用融资的影响因素之一。（3）列结果显示，企业避税行为对商业信用融资的系数为-0.578，且在1%水平上显著，表明企业避税行为对商业信用融资呈现显著的抑制关系，即非金融上市公司避税程度越高，越会向外界传递消极信息，增加了企业声誉风险，进而降低了企业商业信用融资，这支持了假设H1的成立。考虑到可能存在反向因果关系，即商业信用融资可能是企业避税行为的影响因素之一，本文对企业避税行为做进一步滞后期测试，结果见表3（4）至（6）列。（4）至（6）列结果显示，滞后1至3期企业避税行为对商业信用融资的系数分别为-0.361、-0.297 和-0.188，均在1%水平上显著为负，排除反向因果关系问题，表明企业避税行为会降低商业信用融资。

表3 企业避税行为与商业信用融资

2.企业避税行为、管理层代理成本与商业信用融资

为检验管理层代理成本对企业避税行为与商业信用融资的负向关系具有调节效应，本文借鉴Zhu等[32]调节效应检验做法，对管理层代理成本数据进行分组检验。具体而言，若管理费用率比3/4 分位数（P75）、平均值（Mean）和中位数（Median）更高时，则表示企业具有较高的管理层代理成本。相反，若管理费用率比1/4分位数（P25）、平均值和中位数更低时，则表示企业具有较低的管理层代理成本。表4汇报了管理层代理成本调节效应的回归结果。由表4可知，在对全样本基于去中心50分位数、均值和中位数划分后，企业避税行为对商业信用融资的降低效应在高代理成本组的系数分别为-0.588、-0.575和-0.575，且在1%水平上显著，其绝对值均比低代理成本组的系数更大，初步表明企业避税行为对商业信用融资的影响在高代理成本组更明显。进一步对组间系数进行似不相关差异性检验（SUEST），检验结果均显示组间的系数存在显著差异性。以上结果综合表明，管理层代理成本在企业避税行为与商业信用融资的负相关关系中具有正向调节效应，即较高的代理成本会加剧企业避税行为对商业信用融资的抑制作用。

表4 管理层代理成本调节效应的回归结果

五、稳健性检验

（一）直接效应的稳健性检验

1.内生性检验。尽管前文使用的滞后期效应回归能在一定程度上缓解逆向因果内生性问题，但却未能解决遗漏变量和样本选择偏差带来的内生性问题。为此，本文进一步采用另外三种方法解决内生性问题。第一种是使用企业避税行为的滞后项作为工具变量。滞后项不仅与自变量保持高度相关性，而且当期的商业信用融资不可能影响过去的企业避税行为，具有很好的外生性。两阶段结果如表5（1）和（2）列所示。第二种是使用扣除应计利润影响之后的会税差异的残差作为工具变量。该残差值能解决可能遗失的遗漏变量。具体而言，借鉴Desai等[20]的做法，构建CTA=β×TACC+μ+ξ，采用扣除应计利润（TACC）影响之后的会税差异的残差作为企业避税行为变量。其中，（μ+ξ）为方程的残差值，应计利润TACC=（净利润-经营活动产生的现金净额）/总资产，μ为样本残差值，ξ为残差μ的偏离度。两阶段结果如表5（3）和（4）列所示。第三种是使用倾向得分匹配法。考虑到PSM 能够解决样本选择偏差引起的内生性问题，进一步采用PSM 对结论进行检验。具体而言，将企业避税行为以中位数划分，设置虚拟变量，并以企业规模、偿债能力、现金比率、固定资产比率、无形资产比率、外部审计、高管持股比例和公司治理水平作为协变量，回归结果如表5（5）列所示。由表5（2）、（4）和（5）列的结果可知，在考虑工具变量和采用倾向得分匹配法后，企业避税行为对商业信用融资的系数依旧显著为负，表明企业避税行为会显著降低企业的商业信用融资。

2.其他稳健性检验。第一，更换因变量（CDT）。考虑到部分学者也将应付账款作为商业信用融资代理指标，本文参考Jory 等[6]的做法，采用应付账款占营业收入之比作为企业商业信用融资的代理变量，结果如表5（6）列所示。第二，采用面板数据检验（FET）。考虑到企业异质性可能会影响企业避税行为与商业信用融资的实证结果，本文借鉴扈文秀等[33]的做法，采用面板数据再次回归，结果如表5（7）列所示。第三，更换样本区间检验（CST）。考虑到样本时间过长会带来时间自相关，本文借鉴Zhu 等[32]的做法，将样本时间缩减，选取近5年的数据再次回归，结果如表5（8）列所示。由表5（6）至（8）列的结果可知，在考虑更换因变量、采用面板数据检验和更换样本区间检验后，企业避税行为与商业信用融资的系数分别为-0.343，-0.486 和-0.532，且均在1%水平上显著，表明企业避税行为会降低商业信用融资。以上综合表明，本文多元回归中关于企业避税行为会显著降低商业信用融资的结论是可靠和稳健的。

表5 直接效应的稳健性检验

（二）调节效应的稳健性检验

考虑到管理层在全样本中间百分之五十部分代理成本动机比较模糊，故在调节效应稳健性检验中，本文仅以高分位数（3/4分位数）作为高代理成本组，以低分位数（1/4 分位数）作为低代理成本组[1]，并采用如下三种方式进行管理层代理成本调节效应的稳健性检验：（1）更换自变量。考虑到以会税差异（扣除应纳税所得额的利润总额占资产的比）作为企业避税行为可能带来测量偏差，致使本文的结论不可靠，因此进一步以扣除应计利润影响之后的会税差异的残差作为企业避税行为的另一代理变量，结果如表6（1）和（2）列所示。（2）更换因变量。考虑到应付账款是企业商业信用中最重要的部分，本文借鉴Jory等[6]的做法，采用应付账款占营业收入之比作为企业商业信用融资的另一代理变量，结果如表6（3）和（4）列所示。（3）倾向得分匹配。考虑到倾向得分匹配法能够最大化减小样本自选择偏差和解决内生性问题，本文借鉴扈文秀等[33]的做法，采用倾向得分匹配后的样本检验管理层代理成本的调节效应，结果如表6（5）和（6）列所示。在分别更换自变量、更换因变量和采用倾向得分匹配法后，由表6（1）、（3）和（5）列的结果可知，在高代理成本组，企业避税行为对商业信用融资的系数分别为-0.947、-0.356 和-0.478，且均在1%水平上显著。而表6（2）、（4）和（6）列的结果显示，在低代理成本组，企业避税行为对商业信用融资的系数分别为-0.213、-0.052 和-0.191，且分别在5%、10%和5%水平上显著。系数差异检验进一步表明，高代理成本将会显著增加避税行为对企业商业信用融资的影响。以上综合表明，前文关于管理层代理成本在企业避税行为与商业信用融资的负相关关系中扮演正向调节效应的结论是可靠和稳健的，即较高的代理成本，将会加剧避税行为对商业信用融资的破坏。

表6 调节效应的稳健性检验

六、进一步分析

（一）企业避税行为与商业信用融资：考虑产权性质

非国企作为我国经济发展的重要组成部分，在我国经济社会建设中发挥着重要的作用。相较于国企而言，非国企不需要兼具太多非经济目标，盈利目标更为突显。此外，非国企更难获得银行贷款青睐，面临融资约束较多，这可能会增加其避税动机，从而导致企业商业信用融资下降。基于此，本文认为企业避税行为对商业信用融资的影响可能在不同产权性质上表现出明显的差异性。表7（1）和（2）列结果显示，避税行为对商业信用融资的系数在国企和非国企组分别为-0.514和-0.609，且均在1%水平上显著，但系数值差异性检验结果显示不存在差异性影响。综合表明，企业避税行为对商业信用融资的负相关作用在产权性质中未表现出明显的差异性影响。

（二）企业避税行为与商业信用融资：考虑行业性质

制造业作为中国经济高速发展的发动机，决定着中国在经济全球化中的国际分工地位，尤其是战略性高科技制造业，更是能够引领全球技术变革。相较于非制造业，制造业对机器厂房等固定资产的依赖度更高、投入的资金更多和投资周期更长，也更容易受到外部经济环境冲击的影响[34]，这可能导致制造业更倾向于避税行为，从而降低商业信用融资。基于此，本文认为企业避税行为对商业信用融资的影响可能在不同行业性质上表现出明显的差异性。表7（3）和（4）列的结果显示，避税行为对商业信用融资的系数在制造业和非制造业组分别为-0.631和-0.494，均在1%水平上显著，且系数差异性检验也支持在10%水平上存在显著差异性影响。综合表明，避税行为对商业信用融资的负相关作用在制造企业表现得更加明显。

（三）企业避税行为与商业信用融资：考虑生命周期

企业生命周期各阶段的避税行为动机不一样。本文重点分析成长期和成熟期企业。这是因为在初创期和衰退期，企业存在盈利危机并面临较高的不确定性。相较于成熟期而言，成长期企业对资金的依赖性要更高，面临的经营风险也较高，这可能加强了企业的避税行为动机，进而降低商业信用融资。基于此，本文认为企业避税行为对商业信用融资的影响可能在不同的企业生命周期表现出明显的差异性。成长期和成熟期的划分参照侯巧铭等[35]的做法，当企业经营活动、投资活动和筹资活动产生的净现金流分别为正、负和正时，属于成长期，而当企业经营活动、投资活动和筹资活动产生的净现金流分别为正、负和负时，则属于成熟期。表7（5）和（6）列的结果显示，企业避税行为对商业信用融资的系数在成长期和成熟期组分别为-0.592 和-0.309，且均在1%水平上显著。进一步对其进行系数差异性检验，结果显示存在显著性差异，表明企业避税行为对商业信用融资的负相关作用在成长期企业表现得更加明显。

表7 进一步分析检验

七、结论与启示

商业信用融资作为一种不可或缺的信用形式，是重要的非正式融资渠道，对民营企业而言，更是其赖以生存发展的融资来源。如何获取更多商业信用融资逐渐成为学术界关注的问题。本文利用2009—2020 中国沪深A 股上市公司的数据，实证考察了企业避税行为对商业信用融资的影响。研究发现，企业避税行为会显著降低其商业信用融资。在经过反向因果关系、内生性检验和更换因变量等稳健性检验后，该结论依旧成立。本文还发现，较高的代理成本会加剧企业避税行为对商业信用融资的负向关系。此外，在异质性分析中，本文发现企业避税行为对商业信用融资的影响在制造业和成长期中表现得更加明显，而在产权性质中无差异性影响。

基于上述研究，本文对企业治理提供如下几点建议：第一，审慎使用避税行为。尽管避税行为能为股东节省税负，但也会造成信息成本、声誉风险和信用融资下降。在当前企业依然面临融资难、融资成本高的情形下，企业应更加看重交易双方所形成的信用融资，减少对避税行为的追求。第二，加强内部监督体系建设。管理层作为企业的执行者，往往会基于自身利益最大化，倾向于追求寻租行为、经理帝国构建和盈余操纵，导致高代理成本。企业应加强内部控制体系建设，如增强对管理层在资产管理、财务报告和决策分析时的监管，从而约束管理层的道德风险、逆向选择和机会主义。第三，增强避税行为考核评估。避税行为作为一种机会主义动机驱动的行为，对企业价值有损。企业不仅要加强对避税行为的监管，如详细记录避税的内容、时间、方法和所涉及的金额，还需建立避税行为考核机制，如对不合理避税进行处罚。■