高源 胡琪 楊涵 張宇琪

[摘 要]文章以2010—2017年江蘇省上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究通貨膨脹預期與企業(yè)避稅、企業(yè)融資約束與企業(yè)避稅的關(guān)系以及不同通貨膨脹預期水平下，融資約束發(fā)揮作用的差異。研究發(fā)現(xiàn)，通貨膨脹預期越高、企業(yè)融資約束越大，企業(yè)避稅行為越激進。同時，隨著通貨膨脹預期的加劇，企業(yè)融資約束會進一步激發(fā)企業(yè)的避稅行為。上述結(jié)論在穩(wěn)健性檢驗后依然成立。文章結(jié)論拓展了企業(yè)避稅行為的影響機制，豐富了宏觀環(huán)境與微觀主體的互動關(guān)系，有助于政府的政策制定與稅務當局的有效監(jiān)管。

[關(guān)鍵詞]通貨膨脹預期;融資約束;企業(yè)避稅

[DOI]10.13939/j.cnki.zgsc.2021.02.009

1 引言

近年來，我國實體經(jīng)濟增速放緩，經(jīng)濟形勢較為低迷，企業(yè)外部生存環(huán)境不佳，因此各大企業(yè)的經(jīng)營策略往往會傾向于持有更多的現(xiàn)金以抵御外部風險。而獲取現(xiàn)金，提升流動性的方法大致分為兩類：一是通過融資增加現(xiàn)金流的流入;二是利用稅收籌劃等手段減少現(xiàn)金流的流出。

首先是融資約束。在完美市場假設下，企業(yè)內(nèi)部融資成本與外部融資成本相同，無融資約束。然而，在現(xiàn)實世界中，信息不對稱、代理問題以及企業(yè)性質(zhì)差異等問題導致企業(yè)面臨不同程度的融資約束。融資約束低的企業(yè)，融資成本較低，往往會通過籌資的方式來緩解融資約束;而融資約束高的企業(yè)，融資成本高，這些企業(yè)會傾向于選擇避稅來增加現(xiàn)金流，進而改善流動性。目前，對融資約束的研究主要集中在金融發(fā)展、現(xiàn)金持有水平、流動性管理以及投資效率等方面。解維敏，方紅星（2011）認為金融發(fā)展水平能影響企業(yè)獲取外部融資的渠道，改變企業(yè)的融資約束并促進對R&D項目的投資;王彥超（2009）認為，當選擇超額持有現(xiàn)金時，不受融資約束的企業(yè)容易發(fā)生過度投資，融資受限企業(yè)此傾向不明顯。

其次是避稅。企業(yè)所得稅作為盈利企業(yè)必須承擔的稅種之一，是政府的主要收入來源之一，同時也是企業(yè)的一項重要支出。盡管國家對法定稅率有所規(guī)定，但企業(yè)可以通過避稅手段，例如操縱非應稅項目等實現(xiàn)對所得稅費用的規(guī)避，可以將這部分稅收支出留在企業(yè)內(nèi)部，增加可用資金（劉行和葉康濤，2013）。企業(yè)避稅理論包括稅務機關(guān)外部治理理論、委托代理理論、公司代理機制等。避稅對于管理層、股東以及債權(quán)人均有潛在的經(jīng)濟效果（Hanlon和Heitzman，2010）。對于企業(yè)來說，企業(yè)所得稅是一項重要支出，如果企業(yè)能加強對非應稅項目的操縱與控制，就能通過合理避稅增加企業(yè)可用現(xiàn)金流（劉行和葉康濤，2013）。另有研究表明，治理完善的公司進行避稅才有利于提高企業(yè)價值，激進避稅未必能提升企業(yè)價值與股東財富。

通貨膨脹預期是當期對未來通貨膨脹情況的預測。通貨膨脹預期能造成經(jīng)濟狀況惡化，嚴重時會侵蝕股東收益（Nelson，1976），當企業(yè)經(jīng)濟效益下降時，可能會通過避稅手段來獲取收益。汪猛和徐經(jīng)長（2016）發(fā)現(xiàn)，當預期通貨膨脹率上升時，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績將會明顯下降。將企業(yè)的現(xiàn)金流分為經(jīng)營活動現(xiàn)金流、投資活動現(xiàn)金流以及籌資活動現(xiàn)金流后發(fā)現(xiàn)，預期通貨膨脹率對經(jīng)營活動現(xiàn)金流的影響最為顯著（饒品貴和張會麗，2015）。

目前對企業(yè)避稅的研究范圍從投資活動、融資活動再到經(jīng)營活動、股利發(fā)放等，研究范圍廣，研究時間早，但國內(nèi)研究層次不夠深入，對影響機制的研究較少;關(guān)于通貨膨脹預期的文獻大多選取了“通貨膨脹預期對微觀企業(yè)行為的影響”這一角度，但關(guān)于通貨膨脹預期對企業(yè)避稅行為的影響并未涉及。而實際上，通貨膨脹預期作為宏觀經(jīng)濟中的不確定因素，對于企業(yè)避稅也會造成潛在的深遠的影響。

基于此，本研究旨在立足現(xiàn)實經(jīng)濟環(huán)境，探究企業(yè)對宏觀經(jīng)濟的事前管控并結(jié)合企業(yè)自身特性，據(jù)此對自身行為的調(diào)整。

其一，本文結(jié)合了宏觀經(jīng)濟因素與企業(yè)微觀行為，實現(xiàn)了宏觀經(jīng)濟政策與微觀層面企業(yè)行為的聯(lián)系與互動，拓展了對宏微觀層次結(jié)合的研究;其二，已有文獻多從改善公司治理環(huán)境著手，研究企業(yè)短期典型行為，如存貨水平、現(xiàn)金持有水平等，本文則通過實證檢驗了融資約束這一長期內(nèi)質(zhì)特性對企業(yè)微觀行為的影響，豐富了現(xiàn)有的文獻;其三，本文通過考察不同預期通貨膨脹水平下，融資約束對于企業(yè)避稅影響程度的大小，呈現(xiàn)了宏觀環(huán)境變動對影響機制的調(diào)節(jié)效應，有利于幫助政府更好地制定政策。

2 理論分析和研究假說

當發(fā)生通貨膨脹時，原材料等生產(chǎn)成本大幅上升。而在市場競爭條件下，企業(yè)的提價能力有限，不能完全覆蓋上漲的成本。另外，高通貨膨脹預期下，資本市場的股票價值處于被低估的狀態(tài)，企業(yè)的稅前利潤因通貨膨脹而降低（Modigliani和Cohn，1979）。通貨膨脹侵蝕企業(yè)利潤，這導致管理者為了自身利益需求或股東層面基于企業(yè)未來發(fā)展的考慮，通過激進避稅的方式增加收益，緩解利潤侵蝕?；谏鲜龇治觯岢霰疚牡牡谝粋€假設：

H1：通貨膨脹預期越高，企業(yè)避稅行為越激進。

當內(nèi)外部融資成本差異越大時，融資約束程度越大。為了避免錯失投資機會，面臨外部高昂的融資成本和狹窄的融資渠道，融資約束企業(yè)傾向于將較多現(xiàn)金流以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物的方式留在公司內(nèi)部。而避稅可以降低稅負，減少現(xiàn)金流出，幫助企業(yè)進行流動性管理，緩解融資約束。基于上述分析，提出本文的第二個假設：

H2： 企業(yè)融資約束越強，企業(yè)避稅行為越激進。

預期發(fā)生通貨膨脹時，企業(yè)會加大現(xiàn)在的貸款數(shù)目，擴大外部融資金額。當尋求外部融資的企業(yè)增多時，銀行或市場會提升融資門檻，提高融資成本，尋求更符合條件、更有投資價值的企業(yè)。對企業(yè)來說，外部融資難度加大，加劇了其融資約束。

當企業(yè)預計要發(fā)生通貨膨脹預期時，它們會提高存貨持有水平，以應對未來采購和缺貨成本的上升（饒品貴、岳衡、姜國華，2016）。而采購原材料、管理存貨等減少了當期的現(xiàn)金持有，增加了資金需求?？紤]到通貨膨脹預期的存在使得外部融資難度增加，企業(yè)會更加依賴內(nèi)部融資，這進一步加深了企業(yè)的融資約束?；谏鲜龇治?，提出本文的第三個假設：

H3： 高通貨膨脹預期會強化融資約束與企業(yè)激進避稅之間的關(guān)系。

3 研究設計

3.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國從2008年1月1日起施行國務院頒布的新企業(yè)所得稅法實施條例，該條例將企業(yè)所得稅稅率調(diào)整至25%，這一變動會給企業(yè)避稅行為帶來顯著改變。此外，全球金融危機使得各國經(jīng)濟政策紛紛波動，對通貨膨脹預期和企業(yè)融資約束影響較大，故本研究以江蘇省滬深A股上市公司2010—2017年數(shù)據(jù)為樣本。此外，測量通貨膨脹預期指標延伸至前后一期數(shù)據(jù)，故本研究有關(guān)通貨膨脹預期的數(shù)據(jù)為2009—2018年。通過對樣本進行如下處理：①剔除ST和 PT類企業(yè)樣本;②剔除金融行業(yè)類樣本;③剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失樣本，最終確定106家樣本公司10148個觀測值。其中控制變量數(shù)據(jù)來源于CSMAR，其余變量數(shù)據(jù)來源于Wind，其中宏觀數(shù)據(jù)（INDEX指數(shù)、月度CPI）通過國家統(tǒng)計局官網(wǎng)統(tǒng)計年鑒和中國人民銀行官網(wǎng)調(diào)查問卷結(jié)果進行收集。本文對所有多元回歸進行了公司層面的Cluster處理，并用Stata對所有連續(xù)變量在1%和99%分位進行Winsorize處理。

3.2 變量選取與定義

3.2.1 融資約束

目前學術(shù)界大多使用KZ指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)來衡量融資約束。根據(jù)我國企業(yè)面臨的融資約束情況，本文借鑒Lamont（2001）等和張銘洪（2018）等的研究思路，構(gòu)建KZ指數(shù)模型以衡量企業(yè)融資約束水平，用FC表示。FC指數(shù)值越大，代表企業(yè)融資約束程度越高。其中，Cashflow表示報告期內(nèi)經(jīng)營活動現(xiàn)金流/期初固定資產(chǎn)，TobinQ表示市場價值B（股權(quán)市值+靜債務市值）/期末總資產(chǎn)，Leverage代表企業(yè)債務（短期借款+應付票據(jù)+一年內(nèi)到期的非流動負債+長期借款+應付票據(jù)）/期末總資產(chǎn)，Dividends代表報告期內(nèi)支付普通股股利/期初固定資產(chǎn)，Cashholdings代表報告期內(nèi)期末現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/期初固定資產(chǎn) FC=-1.002cashflow+0.283TobinQ+3.139Leverage-39.368dividents-1.315cashhodings

3.2.2 通貨膨脹預期

本文使用的通貨膨脹預期的衡量指標為預期通貨膨脹率，因為預期通貨膨脹率較難測量，且受到許多因素的影響，已有的研究采用了多種衡量方式，沒有統(tǒng)一的衡量標準。饒品貴（2013）將未來物價指數(shù)（INDEX）模型、簡單菲利普斯曲線以及時間序列模型進行比較得出（INDEX）模型測量出的預期通貨膨脹率更為穩(wěn)定和準確。本文參考饒品貴和張會麗（2015）選?。↖NDEX）模型進行衡量。其中未來物價預期指數(shù)反映了居民對下季度物價水平的判斷，而月度環(huán)比CPI則用于計算實際通貨膨脹率。本文選取2009—2018年月度未來物價預期指數(shù)以及月度環(huán)比CPI（將上個月作為基期=100）計算預期通貨膨脹率。具體計算方法如下。①連續(xù)相乘月度CPI計算出季度環(huán)比CPI;②定義季度實際通貨膨脹率為INF，用公式INF =（本季度環(huán)比 CPI - 100） /100×100計算出其數(shù)值;③為了消除異方差影響將INDEX指數(shù)對數(shù)化;④根據(jù)如下模型進行滾動回歸得到預期通貨膨脹率，記為EI;最后對季度EI數(shù)據(jù)結(jié)果加總得到年度EI數(shù)據(jù)。

3.2.3 企業(yè)避稅

企業(yè)避稅的衡量指標主要分為兩類：實際稅率與會計-稅收差異。本文采取會計—稅收差異（BTD）以及扣除總應計項的會計—稅收差異（DD-BTD）作為避稅程度衡量的變量，回歸模型如下：

BTD=利潤總額-應納稅所得額，應納稅所得額=（當期所得稅費用-遞延所得稅費用）/名義所得稅率;TA為應計總項，其值為（營業(yè)利潤-經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量）/期初總資產(chǎn)，DD-BTD為模型 中BTD與TA回歸結(jié)果的差值。

3.2.4 控制變量

本文借鑒LAW等、劉行和葉康（2013）等和劉慧龍等的研究，選擇以下控制變量：Size（年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)）、PPER（固定資產(chǎn)占比）、INTANGER（無形資產(chǎn)占比）、LEV（資產(chǎn)負債率）、INVENT（存貨密集度）、RATE（名義稅率）、是否八大（為我國排名前八審計機構(gòu)審計取1，否則取0）、SOE（是否國企，是取1，否則取0）、INDUSTRY（行業(yè)，制造業(yè)取1，否則取0）

3.3 模型構(gòu)建

基于上文變量分析，為了驗證本文假設，引入交互項進行混合OLS回歸，構(gòu)建模型（1）：

4 描述性統(tǒng)計

本文被解釋變量、解釋變量及控制變量的描述統(tǒng)計結(jié)果如表3表示。企業(yè)避稅程度（BTD）均值為0.0515518，說明我國上市公司存在避稅行為，但總體上避稅程度不高。最大值與最小值兩者差異較大，說明我國各上市公司之間的避稅程度存在一定差異，且部分上市公司可能未實行避稅。通貨膨脹預期（EI）均值為0.860%，方差為0.0085992，說明2010—2017年我國上市公司的通貨膨脹預期平均水平較低，通貨膨脹預期波動不大。融資約束（FC）均值為1.425529，表明有相當一部分上市公司受到融資約束的影響，同時也體現(xiàn)了對上市公司融資約束研究的必要性。各控制變量的均值、最大值與最小值均在恰當范圍之中，且與其他相關(guān)文獻比對均相近。

為了進一步檢驗通貨膨脹預期與企業(yè)避稅的關(guān)系，本文將通貨膨脹預期進行排序并劃分為高通貨膨脹預期組和低通貨膨脹預期組，進行均值差異t檢驗和中位數(shù)差異檢驗。高通貨膨脹預期組的避稅程度（BTD）均值為0.0479262，低通貨膨脹預期組的避稅程度均值為0.04668，兩組均值差異檢驗t值為-0.2464，在1%水平上顯著，中位數(shù)差異檢驗結(jié)果為3.2327，在1%水平上顯著。檢驗結(jié)果體現(xiàn)了高低通貨膨脹預期組之間的企業(yè)避稅程度存在顯著差異，通貨膨脹預期越高，避稅程度越高，初步驗證H1。

為了進一步檢驗融資約束與企業(yè)避稅的關(guān)系，本文將融資約束程度從小到大進行排序，將排名靠前33%（包含33%）的劃分為弱融資約束公司組，排名靠后33%（包含33%）的劃分為強融資約束公司組。用Stata軟件進行了均值差異t檢驗和中位數(shù)差異檢驗，用以比較強弱融資約束公司之間的避稅程度差異。強融資約束組的避稅程度（BTD）均值為0.0429538，弱融資約束組的避稅程度均值為0.0589278，兩組均在1%水平上顯著。檢驗結(jié)果表明融資約束程度不同，企業(yè)避稅程度也不同，企業(yè)融資約束程度越高，企業(yè)避稅越激進，初步驗證H2。描述性統(tǒng)計見表1。

5 相關(guān)性分析

變量之間的相關(guān)系數(shù)均小于或接近0.5，表明變量之間無多重共線性。企業(yè)避稅程度（BTD）與通貨膨脹預期（EI）呈正相關(guān)關(guān)系，與假設H1的預期相符，相關(guān)系數(shù)較小且在1%水平下顯著，表明兩者不存在明顯的共線性。企業(yè)避稅程度（BTD）與融資約束（FC）呈正相關(guān)關(guān)系，假設H2得到初步驗證，相關(guān)系數(shù)也較小但不顯著，表明兩者也不存在明顯的共線性。

6 實證檢驗結(jié)果及分析

表2第二列和第五列報告了通貨膨脹預期與企業(yè)避稅的回歸結(jié)果。當被解釋變量為BTD時，通貨膨脹預期（EI）的系數(shù)為2.234，且在1%的置信水平上顯著;當被解釋變量為DDBTD時，通貨膨脹預期（EI）的系數(shù)為2.205，且在1%的置信水平上顯著。上述結(jié)果表明，通貨膨脹預期與企業(yè)避稅呈正相關(guān)關(guān)系，通貨膨脹預期會激發(fā)企業(yè)的避稅行為，假設H1得到驗證。

表2第一列和第四列報告了企業(yè)融資約束與企業(yè)避稅的回歸結(jié)果。根據(jù)該結(jié)果，不論是用BTD還是DDBTD衡量避稅水平，融資約束（FC）的系數(shù)均為0.002，且在1%的置信水平上顯著。因此，企業(yè)融資約束與企業(yè)避稅呈正相關(guān)關(guān)系，企業(yè)的融資約束會激發(fā)企業(yè)的避稅行為，假設H2得到驗證。

表2第三列和第六列給出了交互項EI×FC與各企業(yè)避稅水平的回歸結(jié)果?；貧w系數(shù)均顯著為正，由此，可以得出結(jié)論：通貨膨脹預期越高，企業(yè)融資約束對企業(yè)避稅的促進作用越顯著，假設H3得到驗證。7 穩(wěn)健型檢驗

參考已有文獻，衡量融資約束的方法一般有三種：WW指數(shù)、SA指數(shù)和KZ指數(shù)。上文首先使用了KZ指數(shù)模型進行回歸，在此代入WW指數(shù)進行回歸檢驗穩(wěn)健性;其次，更換衡量通貨膨脹預期的指標菲利普斯曲線得到EI2，代替EI進行穩(wěn)健性檢驗。得到WW指數(shù)的系數(shù)在1%和10%的水平上顯著為負，同時EI2系數(shù)也十分顯著。由于篇幅有限，在此不詳細列出實證結(jié)果。

8 結(jié)論

本文采用2010—2017年江蘇省上市公司數(shù)據(jù)為樣本，從宏微觀結(jié)合的角度探究企業(yè)的避稅行為。研究結(jié)果表明：其一，由于通貨膨脹會侵蝕企業(yè)利潤，企業(yè)會選擇避稅的方式增加收益以彌補損失。因此，通貨膨脹預期越高，企業(yè)的避稅行為越激進。其二，為把握投資機會或推進已有項目，在外部融資成本較高的情況下，企業(yè)會減少現(xiàn)金流支出以增強內(nèi)部融資可靠性，緩解融資約束。因此，企業(yè)的融資約束會加劇企業(yè)的避稅行為。其三，通貨膨脹預期下，隨著外部融資門檻的提升、成本的增加以及企業(yè)自身的現(xiàn)金流需求，企業(yè)面臨更加嚴峻的融資約束。因此，隨著通貨膨脹預期的加劇，企業(yè)融資約束與避稅行為之間的關(guān)系更為顯著。

本文的研究結(jié)論對江蘇省政府、稅務當局具有一定參考價值。對政府而言，在制定宏觀政策時，應當有效管理、引導通貨膨脹預期;同時，政府應助力完善金融市場，從政策上幫扶企業(yè)的融資約束困境，避免其激進避稅的可能。對稅務當局而言，在對企業(yè)進行稅務征管時，關(guān)注企業(yè)自身所面臨的融資約束的同時，也應當注意宏觀環(huán)境——通貨膨脹預期的變化。

參考文獻：

[1]饒品貴，岳衡，姜國華.通貨膨脹預期與企業(yè)存貨調(diào)整行為[J].經(jīng)濟學（季刊），2016（2）;499-526.

[2]饒品貴，張會麗.通貨膨脹預期與企業(yè)現(xiàn)金持有行為[J].金融研究，2015（1）;101-116.

[3]黎文靖，鄭曼妮.通貨膨脹預期、企業(yè)成長性與企業(yè)投資[J].統(tǒng)計研究，2016（5）;34-42.

[4]汪猛，徐經(jīng)長.企業(yè)避稅、通貨膨脹預期與經(jīng)營業(yè)績[J].會計研究，2016（5）;40-47，95.

[5]李青原，吳素云，王紅建.通貨膨脹預期與企業(yè)銀行債務融資[J].金融研究，2015（11）;124-141.

[6]陳作華，方紅星.融資約束、內(nèi)部控制與企業(yè)避稅[J].管理科學，2018，31（3）：125-139.

[7]張銘洪，張海峰，張睿.融資約束對企業(yè)避稅行為的異質(zhì)性影響——來自上市公司的證據(jù)[J].稅務研究，2018（1）：93-99.

[8]王亮亮.金融危機沖擊、融資約束與公司避稅[J].南開管理評論，2016，19（1）：155-168.

[9]蔡宏標，饒品貴.機構(gòu)投資者、稅收征管與企業(yè)避稅[J].會計研究，2015（10）：59-65，97.

[10]張兆國，鄭寶紅，李明.公司治理、稅收規(guī)避和現(xiàn)金持有價值——來自我國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].南開管理評論，2015，18（1）：15-24.

[11]葉康濤，劉行.公司避稅活動與內(nèi)部代理成本[J].金融研究，2014（9）：158-176.

[12]范子英，田彬彬.稅收競爭、稅收執(zhí)法與企業(yè)避稅[J].經(jīng)濟研究，2013，48（9）：99-111.

[13]劉行，葉康濤.企業(yè)的避稅行為會影響投資效率嗎？[J].會計研究，2013（6）：47-53，96.

[14]解維敏，方紅星.金融發(fā)展、融資約束與企業(yè)研發(fā)投入[J].金融研究，2011（5）：171-183.

[15]連玉君，彭方平，蘇治.融資約束與流動性管理行為[J].金融研究，2010（10）：158-171.

[16]王彥超.融資約束、現(xiàn)金持有與過度投資[J].金融研究，2009（7）：121-133.

[17]連玉君，程建.投資—現(xiàn)金流敏感性：融資約束還是代理成本？[J].財經(jīng)研究，2007（2）：37-46.