■朱冠平 黃志媛

一、引言

商業(yè)信用融資源于交易雙方在頻繁經(jīng)濟(jì)交往過程中形成的信任關(guān)系，是企業(yè)非正式融資不可或缺的渠道，深受民營企業(yè)青睞。相關(guān)研究顯示，英國約有80%的企業(yè)會(huì)向客戶提供商業(yè)信用，而美國也有約70%的公司提供了商業(yè)信用[1]。來自國泰安滬深A(yù) 股非ST 和金融保險(xiǎn)類的數(shù)據(jù)顯示，2020年我國3952家上市公司中僅1家上市公司無商業(yè)信用融資（應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和）。更有學(xué)者指出，商業(yè)信用融資在某些年度甚至超過了企業(yè)從銀行獲得的借款[2]?，F(xiàn)有研究分析了激進(jìn)型戰(zhàn)略[3]、企業(yè)社會(huì)責(zé)任[4]和社會(huì)信任[5]對商業(yè)信用融資的促進(jìn)作用，也探討了經(jīng)濟(jì)政策不確定性[6]、負(fù)面媒體報(bào)道[7]和財(cái)務(wù)舞弊行為[8]對商業(yè)信用融資的抑制作用。然而，鮮有文獻(xiàn)考察企業(yè)避稅行為對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。

企業(yè)避稅作為管理者的一種機(jī)會(huì)主義行為，雖然會(huì)導(dǎo)致政府稅收減少，但卻在一定程度上給予企業(yè)經(jīng)營彈性。傳統(tǒng)避稅理論認(rèn)為避稅活動(dòng)是為了替股東節(jié)省現(xiàn)金，提高公司稅后的盈余能力并緩解企業(yè)融資約束[9]。因而，管理層在做出避稅決策時(shí)不存在代理問題。隨著學(xué)者對避稅行為的深入分析，這一觀點(diǎn)逐漸受到質(zhì)疑，學(xué)者發(fā)現(xiàn)避稅活動(dòng)帶來的現(xiàn)金不一定能夠增加企業(yè)的現(xiàn)金持有價(jià)值[10]，反而在代理理論的影響下，避稅行為會(huì)導(dǎo)致如內(nèi)幕交易、利益掏空、資產(chǎn)轉(zhuǎn)移和尋租等代理問題[11]。激進(jìn)的避稅行為還將導(dǎo)致企業(yè)股價(jià)崩盤[12]、信息失真[13]、聲譽(yù)損失[14]和債券違約風(fēng)險(xiǎn)[15]。基于此，為探討企業(yè)避稅行為是否會(huì)降低商業(yè)信用融資，本文以2009—2020年滬深A(yù) 股上市公司為研究樣本，實(shí)證研究了企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響及其作用機(jī)制。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：首先，拓展了避稅行為經(jīng)濟(jì)后果的研究。已有研究主要關(guān)注了企業(yè)避稅行為對信息失真[13]、聲譽(yù)損失[14]、債券違約風(fēng)險(xiǎn)[15]和資本結(jié)構(gòu)決策[16]的影響，本文則進(jìn)一步將其納入商業(yè)信用視角，發(fā)現(xiàn)企業(yè)避稅行為還會(huì)給商業(yè)信用融資帶來負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果。其次，豐富了管理層代理成本理論。本文從代理成本的角度，研究管理層代理成本在企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資過程中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn)，較高的代理成本會(huì)強(qiáng)化企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資之間的負(fù)向關(guān)系。最后，檢驗(yàn)了行業(yè)性質(zhì)和生命周期的異質(zhì)性。考慮到制造業(yè)、成長期和民營企業(yè)對資金的需求量大，可能使其更加追求稅收規(guī)避行為。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響關(guān)系在制造業(yè)和成長期企業(yè)中更加顯著。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資

商業(yè)信用融資作為一種非正式融資渠道，本質(zhì)上是企業(yè)通過延期支付貨款或預(yù)收賬款的形式占用供貨商和客戶資金的行為，也是企業(yè)外部融資的一種重要形式，能夠極大緩解企業(yè)間的融資約束[17]。然而，商業(yè)信用融資依賴的是一種不完全契約關(guān)系，契約不完備性的存在將會(huì)增加機(jī)會(huì)主義發(fā)生的概率，可能導(dǎo)致尋租行為[18]。為避免這種機(jī)會(huì)主義和代理行為引發(fā)的風(fēng)險(xiǎn)以及減少壞賬損失，供應(yīng)商和銷售商在制定企業(yè)商業(yè)信用政策時(shí)，會(huì)綜合考慮企業(yè)的硬信息和軟信息，動(dòng)態(tài)調(diào)整企業(yè)的商業(yè)信用[19]。硬信息主要反映了企業(yè)的財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)信息，如資產(chǎn)規(guī)模、債務(wù)壓力、抵押能力和成長性等，而軟信息則是高管代理動(dòng)機(jī)、企業(yè)聲譽(yù)和社會(huì)責(zé)任等。企業(yè)避稅行為通常會(huì)對其軟信息帶來非常不利的影響：一方面，企業(yè)避稅行為往往具有復(fù)雜性、不合法性和不透明性，避稅行為的實(shí)施會(huì)顯著增加公司信息傳遞的阻礙[20，21]，使得供應(yīng)商和客戶難以評估信用償還能力，出于預(yù)防性動(dòng)機(jī)，信用供給方傾向于減少信用供給。另一方面，避稅行為還可能刺激管理層的尋租行為，從而加重企業(yè)中已存在的委托代理問題，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)、股價(jià)崩盤和債券違約風(fēng)險(xiǎn)增高[6，12，15]?；陲L(fēng)險(xiǎn)防范，商業(yè)信用供給方同樣也會(huì)對有避稅行為的企業(yè)收緊信用政策。綜上，本文提出如下假設(shè)：

H1：企業(yè)避稅動(dòng)機(jī)越強(qiáng)，其能夠獲得的商業(yè)信用融資就越少。

（二）企業(yè)避稅行為、管理層代理成本與商業(yè)信用融資

委托代理問題一直是學(xué)者關(guān)注的焦點(diǎn)。當(dāng)股東與管理者利益不一致時(shí)，管理者往往傾向于追求自身利益最大化，從而導(dǎo)致代理成本的產(chǎn)生。一方面，高代理成本的企業(yè)往往伴隨著較低的內(nèi)部控制有效性、公司治理水平和外部審計(jì)監(jiān)督強(qiáng)度。而擁有高質(zhì)量的內(nèi)部控制、公司治理和外部審計(jì)監(jiān)督的企業(yè)，不僅能夠抑制管理層的權(quán)力尋租行為、道德風(fēng)險(xiǎn)和自身利益最大化傾向[22]，還能夠約束企業(yè)盈余操縱等避稅動(dòng)機(jī)[23，24]。另一方面，高代理成本的企業(yè)往往也存在信息透明度不高和信息嚴(yán)重不對稱等問題。信息的不透明給管理層實(shí)施避稅行為創(chuàng)造了機(jī)會(huì)，促使其更加愿意發(fā)起復(fù)雜的避稅行為，從而為自己謀求更多的關(guān)聯(lián)交易、尋租機(jī)會(huì)和代理收益[25]。此外，高代理成本的管理層也更加偏好稅收規(guī)避行為，這是因?yàn)楸芏惢顒?dòng)不僅能夠減少稅負(fù)、節(jié)省現(xiàn)金流、提升企業(yè)短期股價(jià)，還能夠與股東目標(biāo)保持一致，得到股東青睞[26]。相反，低代理成本的企業(yè)，其管理層可能會(huì)出于對股東和利益相關(guān)者負(fù)責(zé)，減少稅收規(guī)避行為，從而降低避稅行為帶來的不利后果。基于此，本文認(rèn)為較高的代理成本可能會(huì)加劇企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的負(fù)向關(guān)系。

H2：企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的負(fù)向關(guān)系在高代理成本中更加明顯。

三、數(shù)據(jù)選取與研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)選取

考慮到2008年次貸危機(jī)對全球經(jīng)濟(jì)造成沖擊，并且我國的稅收政策也主要從2008年開始不斷調(diào)整。因此，為了使數(shù)據(jù)在同一個(gè)時(shí)間段具有可比性，本文選取2009—2020年我國滬深A(yù) 股上市公司作為初始樣本。在初始樣本的基礎(chǔ)上，又按照如下標(biāo)準(zhǔn)進(jìn)行二次篩選：①剔除行業(yè)分類為金融業(yè)的上市公司；②剔除標(biāo)注了ST 的上市公司；③剔除數(shù)據(jù)存在缺失值或明顯異常（如資產(chǎn)為零等）的上市公司。通過以上篩選，本文最終獲得31298 個(gè)年度觀測值。此外，為避免數(shù)據(jù)極端值對實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，本文對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行了winsor 縮尾處理。本文使用的全部數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。

（二）研究設(shè)計(jì)

1.為了檢驗(yàn)企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的直接效應(yīng)，本文借鑒陸正飛等[27]、Chod 等[28]、王瑤等[17]的做法，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

CT 為被解釋變量即商業(yè)信用融資?，F(xiàn)有學(xué)者普遍認(rèn)為企業(yè)的商業(yè)信用融資主要有兩種形式：一是應(yīng)付賬款[6，28]；二是應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和[17，27]?？紤]到預(yù)收賬款屬于客戶基于信用而提供的先前資金，而應(yīng)付票據(jù)也是供應(yīng)商給予的信用，故本文選擇第二種形式。此外，為避免企業(yè)收入規(guī)模帶來的影響，本文借鑒黃興孿等[29]、劉歡[30]的做法，具體而言，商業(yè)信用融資=（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款）/營業(yè)收入。該數(shù)值越大，企業(yè)能夠獲得的上下游商業(yè)信用融資就越多。

CTA為解釋變量即企業(yè)避稅行為。當(dāng)前對企業(yè)避稅行為仍難以準(zhǔn)確測度，大部分學(xué)者采用間接測算的方式對企業(yè)避稅行為進(jìn)行測度。概括而言，企業(yè)既可以通過壓低銷售收入和變更銷售時(shí)間，也可以通過虛增管理費(fèi)用等降低利潤，來實(shí)現(xiàn)避稅行為。本文借鑒Desai 等[20]、魏志華等[31]的做法，采用會(huì)稅差異來度量企業(yè)避稅程度。具體而言，企業(yè)避稅=（企業(yè)利潤總額-應(yīng)納稅所得額）/企業(yè)總資產(chǎn)。該數(shù)值越大，表明企業(yè)避稅的程度越強(qiáng)；反之，企業(yè)避稅的程度越弱。

Size、Lev、Cash、FAR、IAR、Big4、MSR 和Four 分別為企業(yè)規(guī)模、償債能力、現(xiàn)金比率、固定資產(chǎn)比率、無形資產(chǎn)比率、外部審計(jì)能力、高管持股比例和公司治理水平控制變量。β為待估系數(shù)，μ為殘差，it代表第i個(gè)企業(yè)在t年的觀測數(shù)值。此外，為避免行業(yè)和時(shí)間因素也可能對企業(yè)商業(yè)信用融資結(jié)果產(chǎn)生影響，本文也控制了行業(yè)和時(shí)間效應(yīng)。

2.為了檢驗(yàn)管理層代理成本是否在企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資中扮演調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文借鑒Zhu等[32]的做法，構(gòu)建如下分組計(jì)量模型：

其中，CT和CTA分別為商業(yè)信用融資和企業(yè)避稅行為，其余解釋同上。X 為管理層代理成本（MAC）調(diào)節(jié)變量，Xi為調(diào)節(jié)變量分組的臨界點(diǎn)。本文借鑒Zhu 等[32]的做法，采用管理費(fèi)用占營業(yè)收入之比作為管理層代理成本的代理變量。之所以采用分組檢驗(yàn)方法，原因在于，相對于交互項(xiàng)調(diào)節(jié)檢驗(yàn)方法而言，采用分組檢驗(yàn)調(diào)節(jié)效應(yīng)不僅能夠采用均值、中位數(shù)和其他分位數(shù)等多種形式，而且不需要對交互項(xiàng)變量（CTA×MAC）進(jìn)行去中心化處理。需要指出的是，與已有文獻(xiàn)僅僅做單一分組調(diào)節(jié)效應(yīng)相比，本文在做管理層代理成本調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)時(shí)，分別采用均值、中位數(shù)和去中心50 分位數(shù)法對其進(jìn)行檢驗(yàn)。各變量的具體解釋見表1：

表1 變量的名稱、符號和計(jì)算

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

表2為本文的描述性統(tǒng)計(jì)。由表2可知，商業(yè)信用融資（CT）均值為0.327，最大值為1.882，最小值為0.017，即非金融上市公司應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和占營業(yè)收入的最高值達(dá)到1.882倍，而最小值僅0.017倍，表明商業(yè)信用融資在企業(yè)間存在較大差異性。管理層代理成本（MAC）均值為0.092，最小值為0.009，最大值為0.490，表明我國非金融上市公司的管理費(fèi)用整體上約占營業(yè)收入的9.2%，且企業(yè)間的管理費(fèi)用差異性較大?？刂谱兞糠矫妫髽I(yè)規(guī)模（Size）均值為22.095，償債能力（Lev）均值為0.425，現(xiàn)金比率（Cash）均值為0.046，固定資產(chǎn)比率（FAR）均值為0.215，無形資產(chǎn)比率（IAR）均值為0.045，外部審計(jì)（Big4）均值為0.058，高管持股比例（MSR）均值為0.073，公司治理水平（Four）均值為0.907，也基本與上市公司的現(xiàn)實(shí)情況一致，不存在明顯的異常，表明本文所選取變量具有較好的代表性。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）相關(guān)性分析

由相關(guān)性分析可知，企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著為負(fù)，初步表明企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，即企業(yè)避稅行為程度越高，越會(huì)向外界傳遞負(fù)面消息，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資下降，風(fēng)險(xiǎn)增加?？刂谱兞糠矫?，企業(yè)規(guī)模、償債能力和公司治理水平與商業(yè)信用融資存在顯著正相關(guān)，而現(xiàn)金比率、固定資產(chǎn)比率、無形資產(chǎn)比率和高管持股比例與商業(yè)信用融資顯著負(fù)相關(guān)。此外，變量間的相關(guān)系數(shù)絕對值最大為0.465，說明變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。自變量方差膨脹因子VIF 測試，均在1—10以內(nèi)，進(jìn)一步證實(shí)變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。限于篇幅，相關(guān)性分析結(jié)果未匯報(bào)，留存?zhèn)渌鳌?/p>

（三）多元回歸結(jié)果

1.企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資

表3匯報(bào)了本文的多元回歸結(jié)果。表3（1）列結(jié)果顯示，在未引入控制變量時(shí)，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)為-1.057，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。在引入控制變量和解釋變量后，其對應(yīng)的調(diào)整R 方由0.346 上升到0.356，表明解釋變量企業(yè)避稅行為的加入，對模型結(jié)果具有一定的解釋力度，是商業(yè)信用融資的影響因素之一。（3）列結(jié)果顯示，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)為-0.578，且在1%水平上顯著，表明企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資呈現(xiàn)顯著的抑制關(guān)系，即非金融上市公司避稅程度越高，越會(huì)向外界傳遞消極信息，增加了企業(yè)聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)而降低了企業(yè)商業(yè)信用融資，這支持了假設(shè)H1的成立?？紤]到可能存在反向因果關(guān)系，即商業(yè)信用融資可能是企業(yè)避稅行為的影響因素之一，本文對企業(yè)避稅行為做進(jìn)一步滯后期測試，結(jié)果見表3（4）至（6）列。（4）至（6）列結(jié)果顯示，滯后1至3期企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)分別為-0.361、-0.297 和-0.188，均在1%水平上顯著為負(fù)，排除反向因果關(guān)系問題，表明企業(yè)避稅行為會(huì)降低商業(yè)信用融資。

表3 企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資

2.企業(yè)避稅行為、管理層代理成本與商業(yè)信用融資

為檢驗(yàn)管理層代理成本對企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的負(fù)向關(guān)系具有調(diào)節(jié)效應(yīng)，本文借鑒Zhu等[32]調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)做法，對管理層代理成本數(shù)據(jù)進(jìn)行分組檢驗(yàn)。具體而言，若管理費(fèi)用率比3/4 分位數(shù)（P75）、平均值（Mean）和中位數(shù)（Median）更高時(shí)，則表示企業(yè)具有較高的管理層代理成本。相反，若管理費(fèi)用率比1/4分位數(shù)（P25）、平均值和中位數(shù)更低時(shí)，則表示企業(yè)具有較低的管理層代理成本。表4匯報(bào)了管理層代理成本調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果。由表4可知，在對全樣本基于去中心50分位數(shù)、均值和中位數(shù)劃分后，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的降低效應(yīng)在高代理成本組的系數(shù)分別為-0.588、-0.575和-0.575，且在1%水平上顯著，其絕對值均比低代理成本組的系數(shù)更大，初步表明企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響在高代理成本組更明顯。進(jìn)一步對組間系數(shù)進(jìn)行似不相關(guān)差異性檢驗(yàn)（SUEST），檢驗(yàn)結(jié)果均顯示組間的系數(shù)存在顯著差異性。以上結(jié)果綜合表明，管理層代理成本在企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的負(fù)相關(guān)關(guān)系中具有正向調(diào)節(jié)效應(yīng)，即較高的代理成本會(huì)加劇企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的抑制作用。

表4 管理層代理成本調(diào)節(jié)效應(yīng)的回歸結(jié)果

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（一）直接效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.內(nèi)生性檢驗(yàn)。盡管前文使用的滯后期效應(yīng)回歸能在一定程度上緩解逆向因果內(nèi)生性問題，但卻未能解決遺漏變量和樣本選擇偏差帶來的內(nèi)生性問題。為此，本文進(jìn)一步采用另外三種方法解決內(nèi)生性問題。第一種是使用企業(yè)避稅行為的滯后項(xiàng)作為工具變量。滯后項(xiàng)不僅與自變量保持高度相關(guān)性，而且當(dāng)期的商業(yè)信用融資不可能影響過去的企業(yè)避稅行為，具有很好的外生性。兩階段結(jié)果如表5（1）和（2）列所示。第二種是使用扣除應(yīng)計(jì)利潤影響之后的會(huì)稅差異的殘差作為工具變量。該殘差值能解決可能遺失的遺漏變量。具體而言，借鑒Desai等[20]的做法，構(gòu)建CTA=β×TACC+μ+ξ，采用扣除應(yīng)計(jì)利潤（TACC）影響之后的會(huì)稅差異的殘差作為企業(yè)避稅行為變量。其中，（μ+ξ）為方程的殘差值，應(yīng)計(jì)利潤TACC=（凈利潤-經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金凈額）/總資產(chǎn)，μ為樣本殘差值，ξ為殘差μ的偏離度。兩階段結(jié)果如表5（3）和（4）列所示。第三種是使用傾向得分匹配法?？紤]到PSM 能夠解決樣本選擇偏差引起的內(nèi)生性問題，進(jìn)一步采用PSM 對結(jié)論進(jìn)行檢驗(yàn)。具體而言，將企業(yè)避稅行為以中位數(shù)劃分，設(shè)置虛擬變量，并以企業(yè)規(guī)模、償債能力、現(xiàn)金比率、固定資產(chǎn)比率、無形資產(chǎn)比率、外部審計(jì)、高管持股比例和公司治理水平作為協(xié)變量，回歸結(jié)果如表5（5）列所示。由表5（2）、（4）和（5）列的結(jié)果可知，在考慮工具變量和采用傾向得分匹配法后，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)依舊顯著為負(fù)，表明企業(yè)避稅行為會(huì)顯著降低企業(yè)的商業(yè)信用融資。

2.其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，更換因變量（CDT）?？紤]到部分學(xué)者也將應(yīng)付賬款作為商業(yè)信用融資代理指標(biāo)，本文參考Jory 等[6]的做法，采用應(yīng)付賬款占營業(yè)收入之比作為企業(yè)商業(yè)信用融資的代理變量，結(jié)果如表5（6）列所示。第二，采用面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)（FET）?？紤]到企業(yè)異質(zhì)性可能會(huì)影響企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的實(shí)證結(jié)果，本文借鑒扈文秀等[33]的做法，采用面板數(shù)據(jù)再次回歸，結(jié)果如表5（7）列所示。第三，更換樣本區(qū)間檢驗(yàn)（CST）?？紤]到樣本時(shí)間過長會(huì)帶來時(shí)間自相關(guān)，本文借鑒Zhu 等[32]的做法，將樣本時(shí)間縮減，選取近5年的數(shù)據(jù)再次回歸，結(jié)果如表5（8）列所示。由表5（6）至（8）列的結(jié)果可知，在考慮更換因變量、采用面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)和更換樣本區(qū)間檢驗(yàn)后，企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的系數(shù)分別為-0.343，-0.486 和-0.532，且均在1%水平上顯著，表明企業(yè)避稅行為會(huì)降低商業(yè)信用融資。以上綜合表明，本文多元回歸中關(guān)于企業(yè)避稅行為會(huì)顯著降低商業(yè)信用融資的結(jié)論是可靠和穩(wěn)健的。

表5 直接效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

（二）調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

考慮到管理層在全樣本中間百分之五十部分代理成本動(dòng)機(jī)比較模糊，故在調(diào)節(jié)效應(yīng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)中，本文僅以高分位數(shù)（3/4分位數(shù)）作為高代理成本組，以低分位數(shù)（1/4 分位數(shù)）作為低代理成本組[1]，并采用如下三種方式進(jìn)行管理層代理成本調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)：（1）更換自變量。考慮到以會(huì)稅差異（扣除應(yīng)納稅所得額的利潤總額占資產(chǎn)的比）作為企業(yè)避稅行為可能帶來測量偏差，致使本文的結(jié)論不可靠，因此進(jìn)一步以扣除應(yīng)計(jì)利潤影響之后的會(huì)稅差異的殘差作為企業(yè)避稅行為的另一代理變量，結(jié)果如表6（1）和（2）列所示。（2）更換因變量?？紤]到應(yīng)付賬款是企業(yè)商業(yè)信用中最重要的部分，本文借鑒Jory等[6]的做法，采用應(yīng)付賬款占營業(yè)收入之比作為企業(yè)商業(yè)信用融資的另一代理變量，結(jié)果如表6（3）和（4）列所示。（3）傾向得分匹配?？紤]到傾向得分匹配法能夠最大化減小樣本自選擇偏差和解決內(nèi)生性問題，本文借鑒扈文秀等[33]的做法，采用傾向得分匹配后的樣本檢驗(yàn)管理層代理成本的調(diào)節(jié)效應(yīng)，結(jié)果如表6（5）和（6）列所示。在分別更換自變量、更換因變量和采用傾向得分匹配法后，由表6（1）、（3）和（5）列的結(jié)果可知，在高代理成本組，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)分別為-0.947、-0.356 和-0.478，且均在1%水平上顯著。而表6（2）、（4）和（6）列的結(jié)果顯示，在低代理成本組，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)分別為-0.213、-0.052 和-0.191，且分別在5%、10%和5%水平上顯著。系數(shù)差異檢驗(yàn)進(jìn)一步表明，高代理成本將會(huì)顯著增加避稅行為對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。以上綜合表明，前文關(guān)于管理層代理成本在企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資的負(fù)相關(guān)關(guān)系中扮演正向調(diào)節(jié)效應(yīng)的結(jié)論是可靠和穩(wěn)健的，即較高的代理成本，將會(huì)加劇避稅行為對商業(yè)信用融資的破壞。

表6 調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

六、進(jìn)一步分析

（一）企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資：考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

非國企作為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要組成部分，在我國經(jīng)濟(jì)社會(huì)建設(shè)中發(fā)揮著重要的作用。相較于國企而言，非國企不需要兼具太多非經(jīng)濟(jì)目標(biāo)，盈利目標(biāo)更為突顯。此外，非國企更難獲得銀行貸款青睞，面臨融資約束較多，這可能會(huì)增加其避稅動(dòng)機(jī)，從而導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資下降。基于此，本文認(rèn)為企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響可能在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)上表現(xiàn)出明顯的差異性。表7（1）和（2）列結(jié)果顯示，避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)在國企和非國企組分別為-0.514和-0.609，且均在1%水平上顯著，但系數(shù)值差異性檢驗(yàn)結(jié)果顯示不存在差異性影響。綜合表明，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的負(fù)相關(guān)作用在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中未表現(xiàn)出明顯的差異性影響。

（二）企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資：考慮行業(yè)性質(zhì)

制造業(yè)作為中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展的發(fā)動(dòng)機(jī)，決定著中國在經(jīng)濟(jì)全球化中的國際分工地位，尤其是戰(zhàn)略性高科技制造業(yè)，更是能夠引領(lǐng)全球技術(shù)變革。相較于非制造業(yè)，制造業(yè)對機(jī)器廠房等固定資產(chǎn)的依賴度更高、投入的資金更多和投資周期更長，也更容易受到外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境沖擊的影響[34]，這可能導(dǎo)致制造業(yè)更傾向于避稅行為，從而降低商業(yè)信用融資。基于此，本文認(rèn)為企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響可能在不同行業(yè)性質(zhì)上表現(xiàn)出明顯的差異性。表7（3）和（4）列的結(jié)果顯示，避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)在制造業(yè)和非制造業(yè)組分別為-0.631和-0.494，均在1%水平上顯著，且系數(shù)差異性檢驗(yàn)也支持在10%水平上存在顯著差異性影響。綜合表明，避稅行為對商業(yè)信用融資的負(fù)相關(guān)作用在制造企業(yè)表現(xiàn)得更加明顯。

（三）企業(yè)避稅行為與商業(yè)信用融資：考慮生命周期

企業(yè)生命周期各階段的避稅行為動(dòng)機(jī)不一樣。本文重點(diǎn)分析成長期和成熟期企業(yè)。這是因?yàn)樵诔鮿?chuàng)期和衰退期，企業(yè)存在盈利危機(jī)并面臨較高的不確定性。相較于成熟期而言，成長期企業(yè)對資金的依賴性要更高，面臨的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)也較高，這可能加強(qiáng)了企業(yè)的避稅行為動(dòng)機(jī)，進(jìn)而降低商業(yè)信用融資?；诖?，本文認(rèn)為企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響可能在不同的企業(yè)生命周期表現(xiàn)出明顯的差異性。成長期和成熟期的劃分參照侯巧銘等[35]的做法，當(dāng)企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)、投資活動(dòng)和籌資活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流分別為正、負(fù)和正時(shí)，屬于成長期，而當(dāng)企業(yè)經(jīng)營活動(dòng)、投資活動(dòng)和籌資活動(dòng)產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流分別為正、負(fù)和負(fù)時(shí)，則屬于成熟期。表7（5）和（6）列的結(jié)果顯示，企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的系數(shù)在成長期和成熟期組分別為-0.592 和-0.309，且均在1%水平上顯著。進(jìn)一步對其進(jìn)行系數(shù)差異性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示存在顯著性差異，表明企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的負(fù)相關(guān)作用在成長期企業(yè)表現(xiàn)得更加明顯。

表7 進(jìn)一步分析檢驗(yàn)

七、結(jié)論與啟示

商業(yè)信用融資作為一種不可或缺的信用形式，是重要的非正式融資渠道，對民營企業(yè)而言，更是其賴以生存發(fā)展的融資來源。如何獲取更多商業(yè)信用融資逐漸成為學(xué)術(shù)界關(guān)注的問題。本文利用2009—2020 中國滬深A(yù) 股上市公司的數(shù)據(jù)，實(shí)證考察了企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)避稅行為會(huì)顯著降低其商業(yè)信用融資。在經(jīng)過反向因果關(guān)系、內(nèi)生性檢驗(yàn)和更換因變量等穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，該結(jié)論依舊成立。本文還發(fā)現(xiàn)，較高的代理成本會(huì)加劇企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的負(fù)向關(guān)系。此外，在異質(zhì)性分析中，本文發(fā)現(xiàn)企業(yè)避稅行為對商業(yè)信用融資的影響在制造業(yè)和成長期中表現(xiàn)得更加明顯，而在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中無差異性影響。

基于上述研究，本文對企業(yè)治理提供如下幾點(diǎn)建議：第一，審慎使用避稅行為。盡管避稅行為能為股東節(jié)省稅負(fù)，但也會(huì)造成信息成本、聲譽(yù)風(fēng)險(xiǎn)和信用融資下降。在當(dāng)前企業(yè)依然面臨融資難、融資成本高的情形下，企業(yè)應(yīng)更加看重交易雙方所形成的信用融資，減少對避稅行為的追求。第二，加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)督體系建設(shè)。管理層作為企業(yè)的執(zhí)行者，往往會(huì)基于自身利益最大化，傾向于追求尋租行為、經(jīng)理帝國構(gòu)建和盈余操縱，導(dǎo)致高代理成本。企業(yè)應(yīng)加強(qiáng)內(nèi)部控制體系建設(shè)，如增強(qiáng)對管理層在資產(chǎn)管理、財(cái)務(wù)報(bào)告和決策分析時(shí)的監(jiān)管，從而約束管理層的道德風(fēng)險(xiǎn)、逆向選擇和機(jī)會(huì)主義。第三，增強(qiáng)避稅行為考核評估。避稅行為作為一種機(jī)會(huì)主義動(dòng)機(jī)驅(qū)動(dòng)的行為，對企業(yè)價(jià)值有損。企業(yè)不僅要加強(qiáng)對避稅行為的監(jiān)管，如詳細(xì)記錄避稅的內(nèi)容、時(shí)間、方法和所涉及的金額，還需建立避稅行為考核機(jī)制，如對不合理避稅進(jìn)行處罰?！?/p>