任家華 郭輝

【摘要】風(fēng)險(xiǎn)投資有助于緩解企業(yè)的融資約束問(wèn)題，其監(jiān)督作用亦能減少企業(yè)的避稅行為。以2009～2016年主板上市公司為樣本，考察有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司的避稅情況，發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股對(duì)避稅行為有顯著的制約作用。另外，這種影響是通過(guò)降低融資約束這一中介途徑實(shí)現(xiàn)的。而在稅收征管強(qiáng)度較高的環(huán)境下，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)避稅行為的影響更為明顯。運(yùn)用PSM方法處理變量之間的內(nèi)生性問(wèn)題后發(fā)現(xiàn)，這種影響依然是顯著的。研究呈現(xiàn)了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)上市公司所發(fā)揮的外部治理作用和融資幫助，從而拓展了風(fēng)險(xiǎn)投資相關(guān)的研究文獻(xiàn)，對(duì)于監(jiān)控企業(yè)避稅、改善公司治理也存在重要的實(shí)踐意義。

【關(guān)鍵詞】風(fēng)險(xiǎn)投資；避稅行為；融資約束；稅收征管強(qiáng)度

【中圖分類號(hào)】F275.1【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】A【文章編號(hào)】1004-0994（2019）22-0142-10

【基金項(xiàng)目】教育部人文社會(huì)科學(xué)研究青年基金項(xiàng)目“風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)集聚對(duì)企業(yè)創(chuàng)新質(zhì)量提升的作用機(jī)制及經(jīng)濟(jì)后果研究——來(lái)自基金小鎮(zhèn)的證據(jù)”（項(xiàng)目編號(hào)：18YJC790199）；浙江工商大學(xué)浙商創(chuàng)業(yè)與發(fā)展中心2018年規(guī)劃課題“基于大數(shù)據(jù)的‘浙商智造與‘浙江制造融合發(fā)展研究”（項(xiàng)目編號(hào)：1030XJ0619014）；浙江工商大學(xué)研究生科研創(chuàng)新基金項(xiàng)目

一、引言

近年來(lái)，初創(chuàng)企業(yè)“融資難、融資貴”的問(wèn)題格外突出，作為初創(chuàng)企業(yè)的重要外部資金來(lái)源，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)緩解中小企業(yè)的融資約束問(wèn)題發(fā)揮著重要的作用。2017年度《中國(guó)創(chuàng)業(yè)投資發(fā)展報(bào)告》的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，2016年度我國(guó)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的數(shù)量已經(jīng)達(dá)到2045家，較上一年度增加了270家，增長(zhǎng)了15.2%。2016年度創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)管理資本總量達(dá)到8277.1億元，較上一年增加了1623.8億元，增幅為24.4%。截至2016年年底，全國(guó)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)累計(jì)投資項(xiàng)目達(dá)到19296個(gè)，累計(jì)投資金額達(dá)3765.2億元。由此看來(lái)，作為民間資本，風(fēng)險(xiǎn)投資充分發(fā)揮了拓展創(chuàng)業(yè)企業(yè)融資渠道的積極作用，促進(jìn)了我國(guó)創(chuàng)業(yè)企業(yè)的發(fā)展。因此，如何發(fā)揮風(fēng)險(xiǎn)投資在企業(yè)融資方面的作用是一個(gè)重要的研究課題。

企業(yè)引入風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的目的是融資，除此之外，風(fēng)險(xiǎn)投資的加入還能使企業(yè)獲得更多股權(quán)與債權(quán)投資者的支持[1]。即便是對(duì)于上市公司，風(fēng)險(xiǎn)投資也能夠發(fā)揮這種影響。一方面，風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)善于評(píng)估企業(yè)的真實(shí)價(jià)值，它們通過(guò)上市擇時(shí)行為選擇最好的上市時(shí)點(diǎn)，從而為企業(yè)贏得更多的股權(quán)資金[2]。另一方面，上市公司可借助風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)強(qiáng)化自身的社會(huì)網(wǎng)絡(luò)，進(jìn)而獲得更多的融資來(lái)源。然而，當(dāng)前研究雖然證實(shí)了風(fēng)險(xiǎn)投資為上市公司帶來(lái)的這種額外融資效應(yīng)，卻缺少對(duì)這種效應(yīng)深層影響的研究。因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)投資在緩解企業(yè)融資約束的同時(shí)，為了維護(hù)自身的股權(quán)價(jià)值，還會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生一定的監(jiān)督效應(yīng)。

為了探究這種融資效應(yīng)和監(jiān)督效應(yīng)，本文試圖從企業(yè)避稅行為入手進(jìn)行研究。具體而言，基于傳統(tǒng)的避稅觀點(diǎn)，當(dāng)企業(yè)避稅收益大于避稅成本時(shí)，進(jìn)行納稅籌劃有利于增加企業(yè)凈利潤(rùn)，提升企業(yè)價(jià)值。因此，風(fēng)險(xiǎn)投資從各個(gè)方面為企業(yè)帶來(lái)的融資問(wèn)題的改善使得企業(yè)避稅行為減少?；诒芏惖拇砝碚摚瑑蓹?quán)分離導(dǎo)致企業(yè)產(chǎn)生代理問(wèn)題，管理者會(huì)借助納稅籌劃的復(fù)雜財(cái)務(wù)活動(dòng)，為自己謀取私利的行為提供掩護(hù)[3]。而風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)在進(jìn)入企業(yè)的董事會(huì)后，能對(duì)管理層進(jìn)行更有效的監(jiān)督，從而抑制管理者的尋租行為。那么，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于上市公司的這兩種效應(yīng)是否真的減少了企業(yè)的避稅行為？在不同的稅收征管條件下，會(huì)發(fā)揮什么樣的調(diào)節(jié)效應(yīng)？這些問(wèn)題尚待回答，也為本文留下了研究空間。本文以我國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)為樣本，實(shí)證檢驗(yàn)了2009～2016年有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司的避稅情況。研究發(fā)現(xiàn)，較沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司而言，這些企業(yè)的避稅行為受到了抑制。進(jìn)一步研究影響機(jī)制發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)投資通過(guò)緩解企業(yè)的融資約束從而降低了企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，并且這種抑制機(jī)制在稅收征管強(qiáng)度高的地區(qū)更加顯著。這表明在稅收征管強(qiáng)度高的地區(qū)，風(fēng)險(xiǎn)投資能發(fā)揮對(duì)于外部稅收環(huán)境的補(bǔ)充作用。

較之現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文的貢獻(xiàn)在于對(duì)以下方面文獻(xiàn)的拓展：第一，運(yùn)用長(zhǎng)期樣本考察了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)避稅行為的影響。同時(shí)，采用PSM方法處理了內(nèi)生性問(wèn)題，使得研究結(jié)果更為可靠。因而，本文拓展了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)影響的現(xiàn)有研究。第二，探究了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于企業(yè)避稅的影響機(jī)制，發(fā)現(xiàn)了發(fā)揮中介效應(yīng)的變量，這為風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)行為的影響機(jī)制研究提供了參考。第三，從外部稅收監(jiān)管的角度考察了這種影響機(jī)制對(duì)于企業(yè)的治理效果，揭示了風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于企業(yè)避稅行為的真實(shí)影響。這表明風(fēng)險(xiǎn)投資即使對(duì)于企業(yè)的治理作用有限，但依然可以發(fā)揮對(duì)外部稅收監(jiān)管的補(bǔ)充作用。

二、理論分析和研究假設(shè)

（一）風(fēng)險(xiǎn)投資與企業(yè)避稅

從傳統(tǒng)的避稅理論來(lái)看，企業(yè)避稅的基本動(dòng)機(jī)來(lái)自于增加現(xiàn)金持有以緩解流動(dòng)性短缺問(wèn)題，資金問(wèn)題越嚴(yán)重，避稅收益越大。當(dāng)避稅收益超過(guò)避稅成本時(shí)，企業(yè)傾向于承擔(dān)稅務(wù)檢查風(fēng)險(xiǎn)而采取避稅行為[4]。

風(fēng)險(xiǎn)投資的介入會(huì)影響企業(yè)的避稅成本和收益狀況，進(jìn)而影響企業(yè)的避稅行為。如前文所述，風(fēng)險(xiǎn)投資作為優(yōu)秀的外部投資者，對(duì)于解決企業(yè)資金短缺問(wèn)題發(fā)揮著重要作用。首先，風(fēng)險(xiǎn)投資本身就是集聚了大量資金的長(zhǎng)期投資者，較易獲得來(lái)自于高凈值個(gè)人、上市公司、引導(dǎo)基金的充足資金[5]。因而，風(fēng)險(xiǎn)投資有足夠的實(shí)力為被投資企業(yè)提供有力的資金支持，直接幫助企業(yè)解決融資難題，減少企業(yè)的避稅行為。其次，風(fēng)險(xiǎn)投資為了獲得有限合伙人（LP）的資金支持，往往會(huì)和銀行、證券、私募等金融機(jī)構(gòu)建立關(guān)聯(lián)，從而使得自身在融資方面建立起廣泛的社會(huì)資本[6]。作為市場(chǎng)中介機(jī)構(gòu)，風(fēng)險(xiǎn)投資即便無(wú)法在短時(shí)間內(nèi)提供足夠的自有資金以解決企業(yè)的后續(xù)融資問(wèn)題，其也能借助和其他金融中介機(jī)構(gòu)的關(guān)系，為企業(yè)及時(shí)獲得后續(xù)融資，從而減少企業(yè)通過(guò)避稅手段提高流動(dòng)性的行為。這些都是通過(guò)緩解企業(yè)的融資問(wèn)題，從而減少企業(yè)避稅行為的。

從代理理論的角度來(lái)看，在兩權(quán)分離的情況下，公司的管理者有動(dòng)機(jī)謀求私人利益，而避稅行為便是一種很好的渠道，他們有動(dòng)機(jī)將避稅收益用于個(gè)人消費(fèi)[3]。因而，即使企業(yè)沒(méi)有面臨嚴(yán)重的資金短缺問(wèn)題，管理者也依然有可能向股東報(bào)告公司需要通過(guò)避稅提升企業(yè)價(jià)值，但實(shí)際上卻將避稅收益用于了個(gè)人消費(fèi)。同時(shí)，管理者也面臨著稅務(wù)處罰、設(shè)計(jì)納稅籌劃方案、應(yīng)付審計(jì)等方面的監(jiān)督，從而影響其逆向選擇行為。根據(jù)有效監(jiān)督假設(shè)，作為積極投資者之一的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)能夠發(fā)揮積極投資者的作用，通過(guò)自身的專業(yè)優(yōu)勢(shì)監(jiān)督管理者的利己行為，降低代理成本[7]。

首先，現(xiàn)有文獻(xiàn)已經(jīng)發(fā)現(xiàn)，風(fēng)險(xiǎn)投資往往通過(guò)IPO折價(jià)實(shí)現(xiàn)退出，進(jìn)而建立風(fēng)投聲譽(yù)以吸引下一輪投資人的投資[8]。因而在企業(yè)上市的前幾年，風(fēng)險(xiǎn)投資者有動(dòng)機(jī)激勵(lì)管理者提高企業(yè)在二級(jí)市場(chǎng)的表現(xiàn)，使得自身在IPO之后售股套現(xiàn)時(shí)期內(nèi)獲得足夠的收益[9]。對(duì)此，風(fēng)險(xiǎn)投資往往會(huì)給予管理層足夠的短期薪酬激勵(lì)，從而使得管理層能夠最大化短期內(nèi)的企業(yè)價(jià)值，促使股價(jià)上升，提高風(fēng)險(xiǎn)投資退出時(shí)的收益[10]。高薪酬有利于削弱管理者的自利動(dòng)機(jī)，使得管理者沒(méi)有必要通過(guò)復(fù)雜的避稅手段獲得個(gè)人利益。這緩解了企業(yè)的代理問(wèn)題，降低了管理者的避稅動(dòng)機(jī)。其次，風(fēng)險(xiǎn)投資者在投資標(biāo)的IPO之前所提供的價(jià)值增值服務(wù)是一種明顯的價(jià)值投資策略，他們看重投資標(biāo)的在未來(lái)的發(fā)展前景，因而通過(guò)不同的內(nèi)在管理機(jī)制建立了有效的公司治理架構(gòu)[11]。優(yōu)秀的公司治理層也能夠吸引其他機(jī)構(gòu)投資者購(gòu)買該企業(yè)的股票，進(jìn)而在企業(yè)上市之后發(fā)揮長(zhǎng)期的公司治理作用[12]。這些都加強(qiáng)了對(duì)管理層避稅行為的監(jiān)管。

基于以上論述，本文提出假設(shè)1：

H1：上市時(shí)有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的企業(yè)，其避稅行為會(huì)受到抑制。

（二）風(fēng)險(xiǎn)投資與融資約束

企業(yè)內(nèi)外部融資存在成本上的差異，外源融資成本通常較高，這一般是由代理問(wèn)題導(dǎo)致的[13]。一方面，外部的資金供給方需要花費(fèi)大量的人力、物力成本來(lái)獲知資金需求方的真實(shí)運(yùn)營(yíng)狀況，他們往往會(huì)將由此產(chǎn)生的費(fèi)用體現(xiàn)在貸款利率中；另一方面，為了避免借款者利用信息不對(duì)稱進(jìn)行逆向選擇，進(jìn)而損害貸款者的利益[14]，在簽訂貸款協(xié)議時(shí)，貸款者也會(huì)要求借款者支付由此產(chǎn)生的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)。

而風(fēng)險(xiǎn)投資則從以下方面緩解了企業(yè)的融資約束：首先，風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)自創(chuàng)業(yè)初期就與創(chuàng)業(yè)者接觸，同時(shí)也在企業(yè)發(fā)展過(guò)程中起到“輔導(dǎo)”的作用，因而對(duì)于企業(yè)的融資信息十分清楚。這提高了企業(yè)的信息透明度，減少了貸款者獲取企業(yè)財(cái)務(wù)信息的困難，從而降低了他們?cè)谶M(jìn)行貸款決策時(shí)的信息搜集成本。這有利于避免產(chǎn)生額外的借款成本，緩解企業(yè)的融資約束[15]。其次，初創(chuàng)企業(yè)本身就存在著較大的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，因而風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)會(huì)借助其自身的投資經(jīng)驗(yàn)和專業(yè)知識(shí)識(shí)別出發(fā)展前景較好的企業(yè)。這免去了銀行等金融機(jī)構(gòu)篩選低風(fēng)險(xiǎn)企業(yè)的工作，因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的投資選擇向市場(chǎng)傳遞出企業(yè)業(yè)績(jī)良好、發(fā)展穩(wěn)定的信號(hào)[16]。同時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)入股對(duì)于銀行等其他金融機(jī)構(gòu)而言，也起到了一定的風(fēng)險(xiǎn)分散作用。二者都降低了企業(yè)的貸款風(fēng)險(xiǎn)，緩解了企業(yè)的融資約束。

基于以上論述，本文提出假設(shè)2：

H2：上市時(shí)有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的企業(yè)，其融資約束會(huì)得到緩解。

（三）風(fēng)險(xiǎn)投資與企業(yè)避稅：基于融資約束的中介效應(yīng)

就融資約束對(duì)避稅行為的影響而言，企業(yè)在面臨融資約束時(shí)，一方面會(huì)延遲甚至削減不必要的資金支出，例如廣告費(fèi)，這通常會(huì)對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)與發(fā)展產(chǎn)生長(zhǎng)期影響。另一方面，企業(yè)會(huì)盡可能地提高自身的投資效率。與之相比，避稅行為類似于一種獲得國(guó)家提供的無(wú)息貸款的行為[17]。作為企業(yè)的一種潛在的融資行為，在企業(yè)難以獲得外源融資時(shí)，能夠?yàn)槠髽I(yè)提供一定的資金來(lái)源。如果企業(yè)的會(huì)計(jì)處理符合準(zhǔn)則規(guī)定，那么這種行為就能夠?yàn)槠髽I(yè)提供短期的資金供給。因而激進(jìn)的納稅籌劃實(shí)際上是企業(yè)對(duì)于融資約束的應(yīng)對(duì)策略，這種行為受到融資約束的以下影響：

首先，在面臨融資約束時(shí)，相對(duì)于減少資金支出以至于失去良好的投資機(jī)會(huì)，或者是承擔(dān)高昂的融資成本以獲得必要的現(xiàn)金流，避稅行為所要承擔(dān)的成本都是較小的。對(duì)于企業(yè)而言，雖然企業(yè)的融資約束問(wèn)題難以預(yù)料，但只要企業(yè)有能力進(jìn)行納稅籌劃，那么這部分避稅收益便是企業(yè)潛在的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)準(zhǔn)備。企業(yè)在面臨融資約束時(shí)，可以通過(guò)延遲納稅而獲得一定量的流動(dòng)資金[18]。此時(shí)，風(fēng)險(xiǎn)投資通過(guò)發(fā)揮其認(rèn)證作用減少企業(yè)可能存在的代理問(wèn)題，為企業(yè)增加融資渠道，從而幫助企業(yè)抓住投資機(jī)會(huì)，并以股權(quán)投資的形式為企業(yè)注入資金。這使企業(yè)不動(dòng)用避稅這一財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)準(zhǔn)備，也能應(yīng)對(duì)融資約束問(wèn)題，從而減少了企業(yè)的避稅行為。

其次，在資金短缺時(shí)，企業(yè)傾向于最大限度地利用其可得資源，提高投資效率。如果將避稅行為也看做一種投資，那么相對(duì)于其他投資而言，其收益至少是穩(wěn)定的。一家正常運(yùn)營(yíng)的企業(yè)，每年都會(huì)承擔(dān)一定的納稅義務(wù)，減少這一義務(wù)便能增加既定的現(xiàn)金流。風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)往往精通財(cái)務(wù)方面的專業(yè)知識(shí)，能夠?yàn)槠髽I(yè)的投資決策提供建議。這種增值服務(wù)能夠提高企業(yè)既定資金的使用效率，既而提高企業(yè)的投資收益，這使得企業(yè)獲得的投資回報(bào)高于避稅行為所產(chǎn)生的收益。因而，企業(yè)能夠抓住更好的投資機(jī)會(huì)，從而放棄避稅這一存在一定風(fēng)險(xiǎn)的投資行為。

基于以上論述，本文提出假設(shè)3：

H3：風(fēng)險(xiǎn)投資能夠緩解企業(yè)的融資約束，從而減少企業(yè)的避稅行為。

（四）風(fēng)險(xiǎn)投資、企業(yè)避稅與稅收征管環(huán)境

稅收征管環(huán)境會(huì)對(duì)企業(yè)的避稅行為產(chǎn)生直接的影響。稅務(wù)機(jī)關(guān)一般以稅務(wù)檢查的形式了解企業(yè)的真實(shí)經(jīng)營(yíng)情況，之后，通過(guò)更加嚴(yán)格地審查稅收扣除項(xiàng)目和收入確認(rèn)金額，發(fā)揮其作為外部監(jiān)督者的作用[19]。然而，當(dāng)期企業(yè)所采用的轉(zhuǎn)移定價(jià)、關(guān)聯(lián)方交易、企業(yè)合并等納稅籌劃方式都存在一定的隱蔽性，外部稅務(wù)監(jiān)管很難真正杜絕。而且，稅務(wù)檢查要考慮征稅成本，要徹查一家上市公司的避稅行為在人力、物力資源方面消耗很大，因而外部的征稅效力總是有限的。

要減少企業(yè)的避稅行為，不能單純依靠外部監(jiān)管機(jī)構(gòu)。風(fēng)險(xiǎn)投資一方面通過(guò)緩解融資約束來(lái)削弱企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)，另一方面通過(guò)加強(qiáng)公司治理、減少代理成本對(duì)管理層的自利行為實(shí)現(xiàn)內(nèi)部監(jiān)控。這些都能從企業(yè)內(nèi)部管理出發(fā)，實(shí)現(xiàn)對(duì)避稅行為的制約。但風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)也絕非萬(wàn)能，他們參與公司治理的根本目的是提高企業(yè)股價(jià)，實(shí)現(xiàn)套利退出。從某種程度上講，他們與企業(yè)存在利益一致性，因而對(duì)于企業(yè)避稅行為的監(jiān)控不可能做到盡善盡美。基于此，本文認(rèn)為外部的稅收征管強(qiáng)度和內(nèi)部的風(fēng)險(xiǎn)投資緩解融資約束、加強(qiáng)公司治理的作用存在互補(bǔ)關(guān)系。

基于以上論述，本文提出假設(shè)4：

H4：在稅收征管強(qiáng)度高的地區(qū)，有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司的避稅行為將會(huì)受到更有效的制約。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來(lái)源

我國(guó)在2008年實(shí)施了一次重大的所得稅改革，并且經(jīng)歷了亞洲金融危機(jī)。另外，現(xiàn)有宏觀數(shù)據(jù)僅更新至2016年。為了避免宏觀經(jīng)濟(jì)和政策因素的影響以及數(shù)據(jù)本身的限制，本文的研究對(duì)象為2009 ～ 2016年所有A股上市公司數(shù)據(jù)。并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行如下篩選：①剔除ST和？ST類上市公司；②剔除金融類上市公司；③剔除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)中利潤(rùn)總額小于零的樣本；④剔除數(shù)據(jù)不完備的樣本；⑤對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行1%水平上的縮尾處理。數(shù)據(jù)經(jīng)處理后，最終本文得到13032個(gè)觀測(cè)值。名義稅率和股利支付額數(shù)據(jù)來(lái)自同花順iFind數(shù)據(jù)庫(kù)，宏觀數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)家統(tǒng)計(jì)局網(wǎng)站，其他數(shù)據(jù)均來(lái)源于國(guó)泰安Csmar數(shù)據(jù)庫(kù)。

（二）變量設(shè)計(jì)

1.因變量。企業(yè)避稅行為：借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的做法，本文采用會(huì)計(jì)—稅收差異（BTD）和名義稅率與實(shí)際稅率的差異（RATE）來(lái)衡量企業(yè)的避稅行為[20]。會(huì)計(jì)—稅收差異=（利潤(rùn)總額-應(yīng)納稅所得額）/年末總資產(chǎn)，名義稅率和實(shí)際稅率差異=名義稅率-當(dāng)期所得稅費(fèi)用/利潤(rùn)總額。對(duì)于以上兩個(gè)因變量，數(shù)值越大，表明企業(yè)的避稅程度越大。

2.自變量。風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股：由于各類文獻(xiàn)對(duì)于風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的認(rèn)定方法不一，本文在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上構(gòu)建以下度量方法[21]：一方面將在上市時(shí)前十大股東的股東名稱中帶有“風(fēng)險(xiǎn)投資”“創(chuàng)業(yè)投資”“創(chuàng)業(yè)資本投資”的上市公司認(rèn)定為有風(fēng)投持股的企業(yè)。另一方面，對(duì)于十大股東名稱中包含“投資公司”“科技投資”“高新投資”“創(chuàng)新投資”“技術(shù)改造投資”“科技產(chǎn)業(yè)投資”“技術(shù)投資”“信息產(chǎn)業(yè)投資”“高科技股份投資”“高科技投資”“高新技術(shù)產(chǎn)業(yè)投資”“投資有限公司”字樣的公司，則需要通過(guò)以下方法進(jìn)一步確認(rèn)：通過(guò)查閱中國(guó)科學(xué)技術(shù)發(fā)展戰(zhàn)略研究院科技投資研究所編制的2016和2017年度《中國(guó)創(chuàng)業(yè)投資發(fā)展報(bào)告》中的“附錄8：中國(guó)創(chuàng)業(yè)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)名錄”確定。考慮到外資風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)股東數(shù)量較少，因而采取手工查找認(rèn)定的方法。由此確定風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股虛擬變量VC。

融資約束：現(xiàn)有文獻(xiàn)在衡量融資約束時(shí)，主要使用以下三類指標(biāo)：①運(yùn)用單個(gè)和企業(yè)融資約束相關(guān)的指標(biāo)進(jìn)行衡量，如企業(yè)規(guī)模、現(xiàn)金持有量、利息保障倍數(shù)、股利支付水平、地區(qū)金融發(fā)展深度等。這類指標(biāo)雖然簡(jiǎn)單明了，且與其他變量之間的相關(guān)性很容易解釋，但往往只能反映企業(yè)某一部分的融資約束情況。②運(yùn)用敏感度指標(biāo)進(jìn)行測(cè)度。投資—現(xiàn)金流敏感度和現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感度雖然在現(xiàn)有文獻(xiàn)中得到廣泛使用，但往往會(huì)使得模型本身趨于復(fù)雜。并且，它們只適用于研究融資約束受到了哪些因素的影響，不適合本文的研究。③運(yùn)用WW、SA、KZ指數(shù)進(jìn)行度量，這類指標(biāo)因計(jì)算指數(shù)的分項(xiàng)指標(biāo)變量之間存在相互影響，因而使得計(jì)算指標(biāo)數(shù)值的回歸方程存在多重共線性，但這些指數(shù)本身能更全面地反映企業(yè)的融資約束狀況。由于本文關(guān)注的是最終計(jì)算出的融資約束狀況，而不是單個(gè)分項(xiàng)指標(biāo)變量，并且多重共線性不會(huì)影響模型整體的擬合程度，因而本文采用第三種指標(biāo)衡量辦法。

文章借鑒現(xiàn)有研究，選擇KZ指數(shù)衡量企業(yè)的融資約束[22]。計(jì)算步驟為：①計(jì)算貨幣資金/上年末總資產(chǎn)（Cash）、經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流量/上年末總資產(chǎn)（Cashflow）、資產(chǎn)負(fù)債率（Leverage）、現(xiàn)金股利額/上年末總資產(chǎn)（Dividend）和托賓Q值（TobinQ）五個(gè)變量。②生成五個(gè)相應(yīng)的虛擬變量，當(dāng)Cash、Cash？ flow、Dividend小于變量中位數(shù)時(shí)，相應(yīng)的虛擬變量取1，否則取0；當(dāng)Leverage、TobinQ大于變量中位數(shù)時(shí)，相應(yīng)的虛擬變量取1，否則取0。③將五個(gè)虛擬變量相加，得到DKZ。④以DKZ為因變量，以Cash、Cashflow、Leverage、Dividend和TobinQ為自變量，采用序次邏輯回歸方法（Ordered Logistic Regression）進(jìn)行回歸，得到各自變量的回歸系數(shù)值?；貧w結(jié)果如表1所示。⑤將回歸系數(shù)與各樣本自變量相乘即可計(jì)算出每家上市公司每年的KZ指數(shù)，KZ指數(shù)值越大，表明公司的融資約束問(wèn)題越嚴(yán)重。

稅收征管強(qiáng)度：根據(jù)已有研究，本文用各省份年度稅收收入與預(yù)測(cè)稅收收入之比來(lái)衡量每個(gè)省份的稅收征管強(qiáng)度TE[23]。為了計(jì)算出每個(gè)省份的預(yù)測(cè)稅收收入，本文根據(jù)以下模型進(jìn)行OLS回歸：

其中：TAX為各省份年末稅收收入；IND1為各省份年末第一產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；IND2為各省份年末第二產(chǎn)業(yè)產(chǎn)值；TEIV為各省份年末進(jìn)出口總額；GDP為各省份年末的地區(qū)生產(chǎn)總值。根據(jù)以上回歸結(jié)果，得出因變量的預(yù)測(cè)值，即預(yù)測(cè)的稅收收入。稅收征管強(qiáng)度TE為因變量實(shí)際值與估計(jì)值的比值。實(shí)際征收稅款相對(duì)于預(yù)計(jì)征收稅款的比重越大，稅收征管強(qiáng)度越大。進(jìn)一步以中位數(shù)為截點(diǎn)將樣本分為稅收征管強(qiáng)度高和低兩組，以虛擬變量DTE表示。這樣做的理由如下：同一省份企業(yè)的稅收強(qiáng)度是相同的，因而該變量并非通常意義上的連續(xù)變量，不適合作為交叉項(xiàng)；使用分組檢驗(yàn)后，除了可以借助Suest檢驗(yàn)組間差異，還可以觀察組內(nèi)變量的顯著性。

3.控制變量。借鑒已有研究[24]，本文選取了一系列可能影響企業(yè)避稅行為的變量。具體變量定義見(jiàn)表2。

（三）模型設(shè)計(jì)

本文主要使用OLS回歸模型，并通過(guò)中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ涂疾烊谫Y約束的中介效應(yīng)。同時(shí)，為了在一定程度上處理異方差問(wèn)題，使用公司層面的聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤估計(jì)量。模型設(shè)計(jì)如下，其中，i表示樣本企業(yè)，t表示樣本報(bào)告期，變量TAX_AV代表BTD、RATE兩種避稅行為的度量方式。Control1為表2中所有控制變量，Control2在Control1基礎(chǔ)上去掉了LEV，因?yàn)镵Z指數(shù)中有財(cái)務(wù)杠桿比率的分項(xiàng)指標(biāo)；Year為時(shí)間層面的固定效應(yīng)，用來(lái)控制時(shí)間趨勢(shì)對(duì)企業(yè)避稅程度的影響；Industry為行業(yè)層面的固定效應(yīng)，通過(guò)行業(yè)虛擬變量控制；Province為地區(qū)層面的固定效應(yīng)，通過(guò)省份虛擬變量控制；ε為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

模型（2）為初始模型，考察風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)避稅行為的直接影響，以此檢驗(yàn)H1。模型（3）為中介效應(yīng)模型，考察風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)融資約束的影響，以此檢驗(yàn)H2。模型（4）為中介效應(yīng)模型，考察風(fēng)險(xiǎn)投資影響企業(yè)避稅時(shí)融資約束所起到的中介效應(yīng)，以此檢驗(yàn)H3。此外，在模型（4）的基礎(chǔ)上按照稅收征管強(qiáng)度分組，以此檢驗(yàn)H4。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表3所示。從表3中可以看出，2009 ～ 2016年我國(guó)滬深A(yù)股的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股比例為15.4%。這略高于吳超鵬等[1]的發(fā)現(xiàn)，表明從風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股年份來(lái)看，我國(guó)上市公司中風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股較少。這與風(fēng)險(xiǎn)投資將IPO作為主要退出手段有關(guān)，它們?cè)谏鲜械那皫啄昃涂紤]出售股權(quán)獲利。

RATE、BTD的平均值分別為-3.3%和-0.001，這略高于蔡宏標(biāo)等[25]2004～2012年的研究數(shù)據(jù)，表明近年來(lái)企業(yè)避稅行為略有增加。RATE、BTD均值為負(fù)說(shuō)明我國(guó)稅法對(duì)于應(yīng)納稅所得額的核算依然較為嚴(yán)格，即從總體上來(lái)看，我國(guó)依然將稅收征管工作放在一個(gè)較為重要的位置，嚴(yán)厲打擊各種偷漏稅行為。

此外，稅收征管強(qiáng)度TE的最大值和最小值分別為1.469和0.666，表明我國(guó)各地區(qū)間稅收征管強(qiáng)度的差異較大，這為本土企業(yè)的跨省避稅行為提供了途徑。KZ的均值為0.672，中位數(shù)為0.95，二者差異不大，表明我國(guó)上市公司的融資約束狀況接近于正態(tài)分布。KZ的最大值為5.627，最小值為-5.872，差異較大，表明我國(guó)上市公司間的資金實(shí)力差異很大。

均值差異檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表4。由表4中數(shù)據(jù)可知，相對(duì)于沒(méi)有風(fēng)投持股的企業(yè)，有風(fēng)投參與的企業(yè)避稅行為顯著更少，平均稅率差異低1.6%，平均會(huì)計(jì)—稅收差異低0.004。這表明風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股影響了企業(yè)的避稅行為，使得企業(yè)納稅行為得到了規(guī)范。而在控制變量的差異性方面，存在風(fēng)險(xiǎn)投資背景的上市公司的規(guī)模較小，負(fù)債水平、第一大股東持股比例較低，這表明風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)往往會(huì)投資那些體量小、杠桿低、股權(quán)分散但更具發(fā)展前景的企業(yè)。另外，受到風(fēng)投影響的上市公司具有更低的固定資產(chǎn)、存貨密度和投資收益，但具有更高的資產(chǎn)報(bào)酬率，表明風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)會(huì)選擇那些資金流轉(zhuǎn)快的企業(yè)，通過(guò)自身的資本推動(dòng)企業(yè)業(yè)績(jī)的提升。

中位數(shù)差異檢驗(yàn)結(jié)果見(jiàn)表5。由表5中數(shù)據(jù)可知，與均值差異檢驗(yàn)的結(jié)果分析相似，中位數(shù)差異的數(shù)值、方向和顯著性水平都沒(méi)有較大改變。這支持了以上均值差異結(jié)果的分析，表明上述變量的差異并不是受到極端值影響而出現(xiàn)的。

（二）主要回歸結(jié)果分析

風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于企業(yè)避稅行為的影響的回歸結(jié)果見(jiàn)表6。從表6中第（1）、（2）列來(lái)看，相對(duì)于無(wú)風(fēng)險(xiǎn)投資支持的公司，有風(fēng)險(xiǎn)投資支持的公司的稅率差異以及會(huì)計(jì)—稅收差異都顯著下降了。其中，稅率差異降低了1.609%，會(huì)計(jì)—稅收差異降低了0.00308，顯著性水平為1%。同時(shí)，為了考察系數(shù)的經(jīng)濟(jì)意義顯著性，將估計(jì)系數(shù)分別除以各自因變量的中位數(shù)，結(jié)果分別為160.09%和100.03%，表明相對(duì)于因變量而言估計(jì)系數(shù)有著較大的影響。

這說(shuō)明風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股發(fā)揮了其治理效應(yīng)，通過(guò)某些影響使得上市公司避稅行為得到了遏制。可能包括為企業(yè)提供充足資金而削弱上市公司的避稅動(dòng)機(jī)，以及吸引有效的機(jī)構(gòu)投資者進(jìn)一步發(fā)揮長(zhǎng)期治理作用。進(jìn)而使得上市公司減少風(fēng)險(xiǎn)較高的避稅活動(dòng)，更加嚴(yán)格地執(zhí)行收入認(rèn)定和稅前抵扣，從而使得實(shí)際稅負(fù)與名義稅負(fù)的差距縮小。因此，H1得到了驗(yàn)證。

風(fēng)險(xiǎn)投資通過(guò)緩解融資約束的中介效應(yīng)對(duì)企業(yè)避稅行為施加影響。第（3）列回歸結(jié)果顯示，有風(fēng)險(xiǎn)投資支持的公司融資約束得到顯著的緩解，其KZ指數(shù)下降了0.14282，顯著性水平為1%。另外，第（4）、（5）列結(jié)果顯示，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)避稅行為的影響系數(shù)的絕對(duì)值分別下降了0.122%和0.00003，但在1%的水平上顯著。融資約束對(duì)企業(yè)的避稅行為有著顯著的正向影響，其中，稅率差異降低了2.98%，會(huì)計(jì)—稅收差異降低了0.00148，顯著性水平為1%。同時(shí)，相應(yīng)的Sobel檢驗(yàn)Z值分別為-16.87和-3.432，在 1%的水平上顯著，表明中介效應(yīng)是存在的。

變量VC與KZ指數(shù)顯著負(fù)相關(guān)，表明風(fēng)險(xiǎn)投資緩解了企業(yè)的融資約束。VC的系數(shù)減小但顯著，以及融資約束和避稅行為顯著正相關(guān)，表明融資約束發(fā)揮了部分中介作用，使得企業(yè)的避稅行為得到了遏制。風(fēng)險(xiǎn)投資通過(guò)直接投資提高企業(yè)的資金持有量，并因其社會(huì)資本而吸引更多的投資者，或是為企業(yè)提供認(rèn)證效應(yīng)以幫助企業(yè)獲得信貸融資。融資約束的緩解能幫助企業(yè)獲得足夠的運(yùn)營(yíng)資金，進(jìn)而減少企業(yè)避稅所能帶來(lái)的收益，抑制企業(yè)避稅行為。因此，H2和H3得到了驗(yàn)證。

在不同稅收征管強(qiáng)度下，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)避稅行為的影響的回歸結(jié)果見(jiàn)表7。表7顯示，在稅收征管強(qiáng)度高的樣本中，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于避稅行為的抑制作用是顯著的，其稅率差異和會(huì)計(jì)—稅收差異分別下降了2.4%和0.008，顯著性水平為1%。而在稅收征管強(qiáng)度低的樣本中，風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股變量的影響系數(shù)皆有所下降，稅率差異下降了0.5%，不顯著，會(huì)計(jì)—稅收差異下降了0.008，顯著性水平為5%。Suest檢驗(yàn)中的卡方檢驗(yàn)chi2（1）值分別為2.94和3.1，在10%的水平上顯著，表明在不同的稅收征管強(qiáng)度下，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)避稅行為的影響是存在差異的。

這表明稅收征管強(qiáng)度越大，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于企業(yè)避稅行為的制約作用就越強(qiáng)。稅收征管的力度反映了企業(yè)所處的稅收環(huán)境。稅收征管力度大，往往表現(xiàn)為納稅執(zhí)法力度的加大、稅務(wù)檢查的頻率增加、納稅申報(bào)的審查更為嚴(yán)格，這使得企業(yè)面臨更高的避稅成本，進(jìn)而減少了避稅行為。這與風(fēng)險(xiǎn)投資的內(nèi)部治理機(jī)制相得益彰，互為補(bǔ)充。因此，H4得到了驗(yàn)證。

（三）內(nèi)生性檢驗(yàn)

在企業(yè)發(fā)展的早期階段，風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)會(huì)對(duì)初創(chuàng)企業(yè)進(jìn)行多輪篩選，以發(fā)掘那些真正具有發(fā)展前景的“明日之星”，這表明風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于被投資企業(yè)有很強(qiáng)的選擇性。有風(fēng)投背景的企業(yè)可能本身就具有較好的發(fā)展前景，從而能夠獲得足夠的融資，也具有較弱的避稅動(dòng)機(jī)。這可能使得本文的研究產(chǎn)生系統(tǒng)性偏差，即企業(yè)的避稅行為可能是由其他不可觀測(cè)因素導(dǎo)致的。

為了解決這一問(wèn)題，文章采用傾向得分匹配（PSM）方法對(duì)樣本進(jìn)行處理。在這里，將有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的企業(yè)作為處理組，將沒(méi)有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的企業(yè)作為對(duì)照組。通過(guò)觀察處理組的平均處理效應(yīng)ATT判斷匹配后的結(jié)果，即處理組與匹配到的對(duì)照組之間的總體差異。該處理效應(yīng)通過(guò)以下方法計(jì)算得到：①計(jì)算處理組中每個(gè)樣本的RATE（BTD）與對(duì)應(yīng)樣本的RATE（BTD）的差，若對(duì)應(yīng)樣本不止一個(gè)則求均值；②對(duì)上一步得出的差值求平均值 ATT。表8反映了使用不同匹配方法之后的結(jié)果，括號(hào)中為顯著性檢驗(yàn)所獲得的t值。借鑒已有文獻(xiàn)的做法[26]，通過(guò)六種方式進(jìn)行傾向得分匹配，分別是一對(duì)一匹配、近鄰匹配（k=3）、卡尺匹配（cal=0.01）、半徑匹配（cal=0.01）、核匹配、局部線性回歸匹配，并用自助法得到所有匹配結(jié)果的ATT，迭代次數(shù)為100次。由于后五種匹配的結(jié)果幾乎一致，因此本文只報(bào)告了前兩種匹配的結(jié)果。其中，匹配結(jié)果（1）、（2）使用的是一對(duì)一匹配，匹配結(jié)果（3）、（4）使用的是一對(duì)三匹配。結(jié)果顯示，處理組與匹配到的對(duì)照組之間的總體差異是顯著的，表明是否具有風(fēng)險(xiǎn)投資背景將會(huì)對(duì)相應(yīng)的因變量造成顯著影響。

進(jìn)一步將所有匹配結(jié)果中滿足共同支撐假設(shè)的樣本篩選出來(lái)（_support=1）重新進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表9。結(jié)果發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股虛擬變量對(duì)于企業(yè)避稅行為的影響系數(shù)變化不大，依然是負(fù)向顯著的。表明在處理了內(nèi)生性問(wèn)題之后，風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于企業(yè)的避稅行為依然有顯著的抑制作用，進(jìn)一步支持了H1。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了檢驗(yàn)結(jié)果是否穩(wěn)健，進(jìn)一步驗(yàn)證前述假說(shuō)，下文更換了被解釋變量后進(jìn)行回歸。參考已有文獻(xiàn)的做法，使用SA指數(shù)替代KZ指數(shù)進(jìn)行回歸[27]。相比KZ指數(shù)而言，SA指數(shù)的構(gòu)成較為簡(jiǎn)單，但也能說(shuō)明問(wèn)題。本文在Control的基礎(chǔ)上去除了SIZE，因?yàn)镾A指數(shù)中有公司規(guī)模的分項(xiàng)指標(biāo)。回歸結(jié)果見(jiàn)表10的第（1）列，主要結(jié)論與前文一致。

其中，TA為總的應(yīng)計(jì)利潤(rùn)，μ表示企業(yè)自身不隨時(shí)間因素變化的組內(nèi)差異，ξ表示企業(yè)避稅行為的變動(dòng)效應(yīng)，在進(jìn)行固定效應(yīng)模型回歸前先將TA和BTD除以年末總資產(chǎn)?；貧w后得到殘差的預(yù)測(cè)值DD_BTD，即為會(huì)計(jì)—稅收差異中不能被應(yīng)計(jì)利潤(rùn)項(xiàng)目解釋的部分?；貧w結(jié)果見(jiàn)表10的第（2）列，主要結(jié)論與前文一致。

同時(shí)，選用中小板和創(chuàng)業(yè)板樣本進(jìn)行回歸。這是因?yàn)橹行“?、?chuàng)業(yè)板企業(yè)往往規(guī)模較小，有著更大的發(fā)展空間。風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)于中小板、創(chuàng)業(yè)板企業(yè)的參與程度也較高。在該子樣本中，擁有風(fēng)險(xiǎn)投資背景的觀測(cè)值占到30.24%，因而可能更容易發(fā)現(xiàn)風(fēng)險(xiǎn)投資與企業(yè)避稅行為的真實(shí)關(guān)系?；貧w結(jié)果見(jiàn)表10中第（3）、（4）列，主要結(jié)論與前文一致。

最后，考慮風(fēng)險(xiǎn)投資影響的滯后性，用滯后一期的自變量數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表10中第（5）、（6）列，主要結(jié)論與前文一致。

五、研究結(jié)論

現(xiàn)有文獻(xiàn)在考察外部的積極投資者對(duì)于企業(yè)避稅行為的影響時(shí)，往往會(huì)從機(jī)構(gòu)投資者的角度出發(fā)考察其治理效果。本文單獨(dú)考察了進(jìn)入時(shí)間較早、為企業(yè)的成長(zhǎng)期投入資金的風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的影響。考慮到風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)主要從融資方面對(duì)企業(yè)造成影響，因此本文希望以企業(yè)的融資約束作為主要研究視角。然而，現(xiàn)有文獻(xiàn)缺少對(duì)風(fēng)險(xiǎn)投資緩解企業(yè)融資約束后的進(jìn)一步影響研究。因此，本文以融資約束作為切入點(diǎn)，考察風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)對(duì)企業(yè)融資約束的緩解是否會(huì)影響企業(yè)避稅行為。文章通過(guò)OLS回歸和PSM方法檢驗(yàn)這一觀點(diǎn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：①風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)持股與企業(yè)融資約束之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即風(fēng)險(xiǎn)投資緩解了上市公司的融資約束；②風(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)融資約束的影響最終使得企業(yè)避稅行為減少；③當(dāng)企業(yè)所面臨的稅收征管強(qiáng)度較大時(shí)，這種抑制作用更為明顯。

本文的研究也存在一定的局限性，因?yàn)轱L(fēng)險(xiǎn)投資對(duì)企業(yè)的影響難以衡量，致使內(nèi)生性問(wèn)題可能較為嚴(yán)重，因而借助某些特殊事件采用事件研究法、斷點(diǎn)回歸、雙重差分模型等計(jì)量方法將更有利于發(fā)現(xiàn)其中的真實(shí)內(nèi)在關(guān)系。同時(shí)，文章所使用的因變量度量方法關(guān)注于企業(yè)理論稅率與實(shí)際稅率的差異。而現(xiàn)有文獻(xiàn)直接用企業(yè)的有效稅率進(jìn)行度量，發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者也可能存在這種短期行為[27，28]。這可能是自變量的選擇不同所導(dǎo)致的，但也表明這兩種度量方式反映了企業(yè)避稅的兩種不同模式。

當(dāng)前，我國(guó)正處于風(fēng)險(xiǎn)投資蓬勃發(fā)展時(shí)期，這與我國(guó)正在努力營(yíng)造“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”的創(chuàng)新環(huán)境是分不開(kāi)的。本文的研究為以下方面提供了實(shí)踐上的參考價(jià)值：一是風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)有動(dòng)機(jī)為企業(yè)提供融資服務(wù)，進(jìn)而提升企業(yè)價(jià)值，這對(duì)于初創(chuàng)企業(yè)的發(fā)展有著重要作用。因而要鼓勵(lì)創(chuàng)業(yè)企業(yè)在解決融資需求時(shí)引入風(fēng)險(xiǎn)投資，為風(fēng)險(xiǎn)投資進(jìn)入資本市場(chǎng)提供優(yōu)惠政策，這對(duì)于解決中小企業(yè)資金問(wèn)題有著重要作用。二是政府引導(dǎo)基金應(yīng)當(dāng)考慮與風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的合作，利用自身資金優(yōu)勢(shì)和風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)專業(yè)優(yōu)勢(shì)之間的互補(bǔ)效應(yīng)提高引導(dǎo)基金的投資效率。這將使風(fēng)險(xiǎn)投資機(jī)構(gòu)的影響覆及更多的企業(yè)，對(duì)于提高引導(dǎo)基金的產(chǎn)業(yè)輻射和帶動(dòng)作用具有良好的促進(jìn)效應(yīng)。三是加強(qiáng)稅收征管，增強(qiáng)征管環(huán)境與企業(yè)內(nèi)部治理之間的互補(bǔ)效應(yīng)，強(qiáng)化征管機(jī)構(gòu)和投資者之間的信息溝通。這有利于兼顧內(nèi)外監(jiān)管上的優(yōu)勢(shì)，建立有效的稅收監(jiān)管架構(gòu)。

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作者單位：浙江工商大學(xué)財(cái)務(wù)與會(huì)計(jì)學(xué)院，杭州310018