企业避税行为驱动实业金融化了吗

黄贤环，王 瑶

（山西财经大学 会计学院，太原 030006）

一、引言

伴随全球经济下行和中国实体企业面临的产能过剩、利润下滑、投资回报周期较长等问题的出现，实体企业将投资的视野逐步转向了能够在短期内带来高收益的金融和房地产等虚拟经济领域（杜勇等，2017；黄贤环等，2018）［1～2］。最近，中国人民银行调查统计司对5000户工业企业2021年一季度财务状况的调查数据就显示：企业金融和房地产投资同比增长7.8%。这意味着在中国采取了一系列防范化解系统性金融风险的背景下，企业金融化的趋势依然存在，并已成为中国发生系统性金融风险的重要隐患，以及实现“六稳”“六保”目标的重要障碍。中国政府部门、中央领导人多次在重要场合和重要文件中强调“不走脱实向虚的路子”，而出于获取管理权私利和控制权私利，高管和控股股东有动机进行金融资产的投资。因此，企业金融化是逐利动机下，第一类代理问题和第二类代理问题在投资活动上的重要体现。避税行为则作为当前企业普遍存在的一种行为。传统的避税代理观从微观层面着重考察了企业避税对企业价值、投融资行为和公司治理效果等方面产生的影响（Kim et al.，2011；刘行和叶康涛，2013；Richardson et al.，2015；刘行和吕长江，2018）［3～6］，以及审计师特征、内部控制质量、机构投资者持股、会计信息质量特征等对企业避税的影响（王亮亮，2016；李青原和王露萌，2019）［7～8］。这些研究普遍认为，企业避税会提升企业的代理问题和信息不对称程度，继而影响到审计收费和企业投资效率，并最终影响企业价值。企业金融化水平则反映的是实体企业偏离主业对金融和房地产领域的投资行为。那么企业避税程度会对其金融化水平产生什么影响？进一步地，这种影响的可能机制是什么？再者，内部控制质量、机构投资者持股比例、产权性质等又是否会影响企业避税程度与金融化水平的关系呢？回答以上问题，能够为中国当前“减税降费”政策实施效果的提升，以及税务部门进行税收监管和抑制实体企业金融化趋势提供微观层面的经验证据。值得注意的是，以上文献是以企业所得税避税为研究对象的，这主要是因为所得税税基存在较大操纵空间，而流转税税基相对较明确，且近年来国家通过“金税工程”对以增值税为代表的流转税避税进行了较严格监管；同时，考虑流转税数据相对较难获取。借鉴以上企业避税主流研究文献的做法，本文所指的企业避税行为专指企业所得税的避税行为。

为回答以上问题，本文选择2008—2017年中国沪深非金融和房地产行业样本，实证分析企业避税行为对其金融化水平的影响。研究结果表明，企业避税行为驱动了实体企业金融化水平的提升，且主要是通过提升企业财富和代理成本的路径实现；进一步研究表明，相对于内部控制较弱的企业和非国有企业，避税行为会更加显著地提升内部控制质量较好的企业和国有企业的金融化水平，然而机构投资者持股的调节作用并不明显。

本文的研究贡献在于：（1）已有文献从审计师特征、内部控制质量、机构投资者持股、会计信息质量特征等方面对企业避税的影响因素进行了比较丰富的研究（王亮亮，2016；李青原和王露萌，2019）［7～8］，同时，对企业避税在企业投融资行为、公司治理、公司绩效、审计师行为特征等方面的影响进行了较深入研究（Kim et al.，2011；刘行和叶康涛，2013；Richardson et al.，2015；刘行和吕长江，2018）［3～6］，但尚未有文献考察企业避税与金融化之间的关系。然而，深入探究企业避税程度与企业金融化水平之间的关系，能够深化企业避税经济后果和金融化的影响因素研究，同时，对企业财务决策和税收征管工作具有较好的借鉴意义，能够为中国政府部门进一步完善和实施税收征管政策以及防范化解系统性重大风险提供微观层面证据。（2）将企业避税的经济后果研究拓展到企业金融化水平上，并从企业避税的“现金流效应”“信息质量效应”“代理成本效应”等方面，理论分析和实证检验了企业避税对其金融化水平的影响。这有利于丰富“避税代理观”，并有助于更好地探究避税对企业价值的影响路径。（3）挖掘出企业避税影响其金融化水平的路径：企业避税程度——现金流水平——金融化程度、企业避税程度——代理成本——金融化程度。对企业避税行为影响企业金融化水平的中介传导机制的研究，能够为认识企业避税和金融化的关系提供更深层次的逻辑和中间环节。（4）同时考察了内部控制质量、产权性质、机构投资者持股比例等横截面差异对企业避税程度与金融化水平关系的影响。这能够揭示企业避税程度影响企业金融化水平的约束条件，为理解企业避税程度与金融化水平的关系提供了新的视角。

二、文献综述

（一）企业金融化的影响因素研究

关于实体企业金融化的影响因素研究。从宏观因素看，金融部门资源供给的增加、资本的逐利性、恶劣的实业环境、滞后的金融市场、劳动力成本的提高、产能过剩、繁冗的税费等挤压了实体经济盈利空间，使实体企业纷纷进入金融和房地产领域（Davis，2018；黄贤环等，2018）［9］［2］。同时，货币政策宽松程度、国家监管环境、部门和地方监管政策等也会对企业金融化行为产生重要影响。例如，房产限购政策在抑制企业投资性房地产投资的同时，能够促使企业聚焦主业，增加对实体资产的投资，实现企业投资结构的“脱虚返实”，而经济政策不确定性对企业金融资产配置的总量和结构都会产生影响，能够抑制企业金融化趋势（杜勇等，2017）［1］。可见，已有文献关注到税收政策对企业金融化的影响，但是这些文献并没有考察应对税收征管背景下的企业避税行为对金融资产投资的影响。在微观影响因素层面，金融渠道的高收益率会缩短企业管理层视野，降低固定资产、研发创新和新产品研发等实体投资，进而导致非金融企业“脱实向虚”问题（Demir，2009）［10］。而企业高管特征在企业金融化中起到重要作用，如CEO、CFO、总经理等的背景特征（杜勇等，2019）［11］。财务会计专业教育背景的CFO、机构投资者，尤其是短期机构投资者更加偏好金融资产的投资，提升了实体企业金融化程度（刘伟和曹瑜强，2018）［12］。进一步地，公司治理水平较弱、管理层过度自信、集团内部资本市场越活跃和多元化经营的企业更倾向于持有金融资产（闫海洲和陈百助，2018；黄贤环和王瑶，2019）［13～14］，而改善公司治理机制，提升内部控制质量可在一定程度上抑制企业金融化（王瑶和黄贤环，2020）［15］。由此可见，在微观影响因素方面，已有文献着重探究了实体企业内部治理机制对企业金融化水平的影响，而事实上企业对于纳税的态度和避税行为很可能影响企业金融资产投资行为，进而影响金融化水平，但是鲜有文献对此进行必要的研究。

（二）企业避税行为的经济后果研究

关于企业避税行为的经济后果研究，已有文献主要涉及三类研究：一是研究企业避税对投融资活动的影响。刘行和叶康涛（2013）研究发现，企业避税程度越高，非效率投资越严重，且主要表现为过度投资，而完善的公司治理机制对这一效应具有显著的抑制作用［4］。然而，胡晓等（2017）的研究发现，避税对企业资本投资效率的影响具有两面性，一方面会因融资压力缓解而减少投资不足，另一方面却因代理问题恶化而加剧过度投资［16］。企业避税程度越高，其债务融资成本越高，且银行会通过在贷款合同中设置较多的非价格条款和缩短贷款期限，以应对公司信息不透明的问题（后青松等，2016）［17］。而融资约束越高的企业，越有动机进行避税行为（Richardson et al.，2015；王亮亮，2016）［5］［7］，这反映出企业避税能够给企业带来现金流，缓解融资约束。同时，刘行和吕长江（2018）研究发现，避税能够帮助企业建立竞争优势，具有战略效应，且在融资约束严重的企业更为显著［6］。二是研究企业避税对公司治理的影响。企业为了避税往往会降低有关财务信息质量，以此规避税务部门监管。研究发现，企业内部人会通过避税行为所导致的信息不对称对企业财富进行大量的掏空和转移（Desai et al.，2007）［18］，而经理人会通过避税来隐藏坏消息，从而导致企业股票在未来出现暴跌的现象（Kim et al.，2011）［3］。叶康涛和刘行（2014）则研究发现，上市公司避税程度越高，内部代理成本越高，企业避税行为过程中，为了避免被税务监管部门发现，往往采取非常复杂且不透明的交易活动以掩盖其避税行为［19］。三是研究企业避税对审计师行为特征的影响。审计师在审计过程中将企业避税作为一种审计风险，因此，对避税企业会收取更高的审计费用，以弥补审计风险带来的损失（Donohoe and Knechel，2014）［20］。刘笑霞等（2019）则研究认为，审计师能够识别出企业避税行为，同时，内部控制质量和产权性质可以缓解税收激进度与审计师变更［21］。

综上所述，已有文献从宏观经济政策、微观公司治理等角度研究了企业金融化的影响因素，同时，对企业避税在投融资活动、公司治理、审计师行为特征以及企业绩效等方面的经济后果进行了研究。然而，鲜有文献涉及企业避税代理观下，企业避税行为如何影响实体企业偏离主业进行金融资产投资的金融化行为。而探讨企业避税程度与企业金融化水平之间的关系，对于当前优化调整“减税降费”政策和抑制实体企业过度金融化，引导实体企业回归主业具有较好的理论和现实意义。

三、理论分析与研究假设

实体企业金融化是理性经济主体在逐利动机驱使下对金融领域的投资行为，在实业与金融业发展不协调的环境下，对金融资产的投资能够在短期内为企业带来高于主业投资的收益（杜勇等，2017；黄贤环等，2018）［1～2］。因此，在逐利动机下，实体企业倾向于将既有资金投资于金融领域，而非实业领域。再者，实体企业金融化是偏离主业的投资行为，是企业内部代理问题的重要体现（杜勇等，2017）［1］。企业避税由于具有“现金流效应”，能够给企业带来额外的现金流，同时，会给企业带来更加严重的代理问题，这就很可能影响到企业的金融资产投资行为。

首先，企业避税行为能带来更加充裕的现金流，在逐利动机驱使下，企业会提升对金融资产的投资。一方面，税收作为企业一项重要的现金流支出，企业避税程度越高，留存在企业内部的现金流越多，从而其财务实力越雄厚（刘行和吕长江，2018）［6］。因此，企业避税具有较好的“现金流效应”，能够为企业补充现金流。已有研究发现，企业可以用避税所节约的现金流进行更大幅度的投资、更加频繁的并购、更加密集的广告营销支出等（刘行和吕长江，2018）［6］。这意味着，实体企业在进行避税后，将有更多的现金流，而作为理性经济人，在逐利动机的驱使下，有动机将资金用于金融资产的投资。同时，作为内部资金，避税所带来的现金流增加，是一种成本相对低廉的资金来源，这就更可能驱使企业将节税所产生的现金流投资于能够为其带来短期高收益的金融领域，提升对金融资产的投资，是投资现金流流出的重要表现。另一方面，企业避税能够产生节税效应，能够在一定程度上缓解企业的融资约束（Law and Mills，2015）［22］。例如，刘行和吕长江（2018）发现，融资约束越严重的企业，越有可能通过税收规避节约税负，以缓解融资困难［6］。Richardson等（2015）［5］和王亮亮（2016）［7］基于2008年金融危机的研究也发现，在面对危机时，企业会提高避税程度，且这种效应在融资约束程度越高的企业表现更明显。这表明，企业避税能够为企业带来额外现金流，缓解企业融资约束，促进企业投资活动。而相对于主业投资的长期性、利润下滑等弊端，对金融资产的投资是一种高收益的投资行为，作为理性的经济主体在逐利动机的驱使下，企业倾向于将现金流投资于金融领域（杜勇等，2017；黄贤环等，2018）［1～2］。因此，在逐利动机驱使下，企业避税所带来的现金流，能够促进企业对金融资产的投资，表现出更严重的金融化现象。

其次，企业避税会加剧公司内外部信息不对称程度，加剧高管的逐利动机，进而促使企业高管更倾向于金融投资。避税行为作为一种隐蔽的企业行为，只有信息越不透明，或者信息不对称程度越高时，越有操作的空间和可能性。因此，企业有意进行避税时，往往会降低企业信息的透明度，加剧公司内外部信息的不对称程度，以此达到避税的目标，同时规避税务部门的监管。已有文献已经证实了以上观点，例如，Desai等（2007）研究发现，企业内部人会通过避税行为所导致的信息不对称对企业财富进行大量的掏空和转移；避税程度越高，信息透明度越低［18］。Kim等（2011）则发现，经理人会通过避税来隐藏坏消息，从而导致企业股票在未来出现暴跌的现象［3］。企业避税带来的信息不对称程度的提升，很可能使得经理层和控股股东有动机获取私利。由于薪酬业绩敏感性的存在，经理层有动机通过信息优势进行具有高收益的金融资产投资，以便通过金融资产投资行为短期内迅速提升企业业绩，以获取契约规定的薪酬或者超额报酬；同理，控股股东也有动机借助于企业避税带来的信息不对称进行金融资产的投资以便获取控制权私利（杜勇等，2017）［1］。因此，企业避税带来的信息不对称程度提升，公司内部代理问题越严重，越有可能推动企业进行金融资产投资，提升金融化水平。

最后，企业避税会加剧企业内外部代理问题，使得高管和控股股东出现更多的机会主义行为，提升对金融资产的投资。刘行和叶康涛（2013）的研究证实，企业避税会提升企业代理成本［4］。企业避税过程中，为了应对税务机关的查处，往往会采取非常复杂且不透明的交易行为，这就恶化了内外部信息不对称程度，导致企业内部人往往利用信息不透明的机会谋取私利（Desai and Dharmapala，2006；Desai et al.，2007；叶康涛和刘行，2014）［23］［18～19］。换句话说，企业避税行为导致企业高管有动机借助信息不透明的环境进行金融资产的投资，以便获取管理权私利；而控股股东为了获取控制权私利，也有动机将企业避税带来的现金流投资于金融领域。在两权分离的背景下，由于激励不相容和信息不对称的存在，高管在金融资产配置中存在较大的自由裁量权，有动机利用管理权获取私利。杜勇等（2017）的研究就发现，由于代理问题的存在，为了获得短期超额报酬，管理层会缩短视野，倾向于金融资产投资进行套利；同时，在中国股权高度集中的环境下，大股东具有金融资产配置的动机和能力，尤其代理问题越严重时，短期金融资产的投资越可能成为大股东获取控制权私利的工具［1］。文春晖和任国良（2015）的研究也发现，在金字塔结构的掩护下，虚拟终极控制人热衷于将资金投入房地产和金融等虚拟经济领域［24］。由此可见，企业避税带来的代理问题，很有可能促使高管和大股东倾向于进行金融资产配置行为，从而提升金融化水平。

综上分析，企业避税行为很可能通过“企业避税程度——现金流水平——金融化程度”“企业避税程度——代理问题——金融化程度”的传导机制影响企业金融化水平。鉴于此，本文预期企业避税程度越高，其金融化水平越高。

四、研究设计

（一）样本选择与数据来源

为检验企业避税行为对金融化水平的影响，本文选择2008—2017年中国沪深上市公司作为研究对象。由于2017年新出台的金融工具准则对金融资产进行新的划分，使得资产负债表中金融资产项目发生了增删，为了统一金融化水平的测度，本文数据截至2017年。本文对搜集到的样本数据作如下处理：删除样本缺失值；删除资产负债率大于1的样本；删除金融和房地产行业样本；删除存在异常值的样本。经过以上处理，本文一共取得了9066个样本观测值。为了缓解异常值对研究结论的影响，对相关连续变量进行上下1%的缩尾处理。本文样本数据主要来自CSMAR和WIND数据库。

（二）变量界定

1.金融化水平的界定。虽然金融化主题的研究是当前的热门话题，但对于金融化水平的测度已有文献尚未达成一致的见解。借鉴学者（Demir，2009；杜勇等，2017；黄贤环等，2018）研究［10］［1～2］，本文通过“（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+长期股权投资+投资性房地产净额）／资产总额”计算实体企业金融化水平变量（Fin）的值。同时，借鉴已有研究（杜勇等，2017；黄贤环等，2018）［1～2］，在稳健性检验部分对金融资产范畴进行不同的界定，通过以下三种方式重新计算金融化水平：Fin0＝（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额）／资产总额；Fin1＝（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+长期股权投资）／资产总额；Fin2＝（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额）／资产总额。

2.避税程度的界定。根据已有文献研究，企业避税的测度主要存在两种模式：第一种是实际所得税税率及其变体，第二类为企业的会计-税收差异及其变体（刘行和叶康涛，2013）［4］。具体地：其一，由“名义利率-实际所得税税率”之差Rate表示，其中，实际所得税税率＝（当年所得税费用-递延所得税费用）／会计利润。这种方法能够使企业避税程度具有可比性，且值越大，避税程度越高（刘行和叶康涛，2013）［4］。其二，按照“名义所得税税率-实际所得税税率”的5年平均值（从第t-4到第t期）进行衡量。这种方法主要是出于对税收返还、企业和税收征管部门的税务纠纷可能会持续几年的考虑，因为仅仅使用当期实际税率衡量企业避税可能并不合理（Dyreng et al.，2008）［25］。然而，因为这种方法需要样本公司数据横跨5年，会导致大量样本数据损失。鉴于此，本文没有考虑这一方法。其三，采用会计-税收差异（Btd）刻画避税程度，Btd＝（会计利润-应纳税所得额）／期初资产总额，值越大表明避税越高；其中，应纳税所得额＝（所得税费用-递延所得税费用）／名义所得税税率。其四，借鉴Desai和Dharmapala（2006）［23］的方法，使用扣除应计利润影响之后的会计-税收差异（Ddbtd）反映企业避税行为程度。Btdi，t＝αTacci，t+μi+ξi，t，其中，Tacc为总应计利润，由“（净利润-经营活动产生的净现金流）／总资产”计算所得。μi表示公司i在样本期间内残差的平均值，ξi，t表示t年度残差与公司平均残差μi的偏离度。Ddbtd＝μi+ξi，t，代表Btd中不能被应计利润解释的那一部分。借鉴已有文献（刘行和叶康涛，2013；刘笑霞等，2019）［4］［21］的主流做法，本文采用Btd和Ddbtd两个指标反映企业避税程度。同时，在稳健性检验部分，采用名义所得税税率与实际所得税税率之差Rate反映企业避税程度。

3.控制变量的选取。借鉴杜勇等（2019）［11］、黄贤环等（2021）［26］的研究，本文控制了以下因素的影响：企业规模Size，以企业资产总额取自然对数表示；财务杠杆Lev，通过“负债总额／资产总额”计算所得；现金流Cf，通过“经营活动产生的现金净流量／资产总额”计算所得；成长能力Growth，以营业收入增长率表示，通过“（本年营业收入-上年营业收入）／上年营业收入”计算所得；盈利能力Roe，以净资产收益率表示；有形债务占比Tang，通过“（短期借款+长期借款+应付债券）／资产总额”计算所得；产权性质Soe，若为国有控股企业，则取值为1，否则取值为0；股权集中度First，以“第一大股东持股比例”表示；二职合一Dual，若董事长与总经理为同一人则取值为1，否则取值为0；董事会规模Board，以董事会人数表示；独立董事规模Indirect，通过“独立董事人数／董事会人数”求得；管理费用增长率Manage，通过“（当期管理费用-上期管理费用）／上期管理费用”计算所得；银企关系Relation，以“非流动负债合计／负债总额”计算所得；营运资本Wcapital，以“（流动资产-流动负债）／资产总额”表示；主业获利Mb，以“（营业收入-营业成本）／利润总额”表示；金融活动获利Finact，以“（投资收益+公允价值变动收益+汇兑收益）／利润总额”表示。同时，还控制了年度Year和行业Ind。

（三）模型设计

为检验实体企业避税行为与其金融化水平之间的关系，本文设计以下实证模型：

其中，Fin为被解释变量，表示实体企业金融化水平；Ddbtd和Btd表示企业避税程度。当α1显著为正时，说明企业避税会显著提升金融化水平，反之则能够抑制实体企业金融化水平；ε则为模型扰动项。

五、实证分析

（一）变量描述性统计

表1报告了变量描述性统计结果。从表1中可以看出，实体企业金融化水平Fin，最大值趋于1，最小值趋于0，均值为0.199，1／4分位数为0.018，这反映出当前中国实体企业普遍存在金融化现象，但是金融化水平差异较大。从企业避税程度看，Ddbtd的最大值为0.298，最小值为-0.357，均值为0.005，3／4分位数为0.048；Btd的最大值为0.181，最小值为-0.273，3／4分位数为0.031，以上描述性统计结果与刘行和叶康涛（2013）［4］的研究基本一致。这也表明中国实体企业避税程度差异较大，且由于中国税收征管比较严格，有一部分企业的应纳税额所得额比会计利润要大。其余变量描述性统计结果，在此不一一赘述。

表1 变量描述性统计

（二）实证结果

表2报告了企业避税与金融化水平的回归结果。表2列（1）显示，企业避税程度Ddbtd与金融化水平Fin的回归系数为0．606，在1%的水平上显著；表2列（2）显示，企业避税程度Btd与金融化水平Fin的回归系数为0．621，在1%的水平上显著。以上回归结果表明，实体企业避税程度越高，其金融化水平也越高。企业避税的很大动机在于规避税收征管，给企业带来更多的现金流，降低税费缴纳的现金流支出，而在逐利动机的驱使下，比较充裕的现金流会使得企业将现金流投资于金融领域获取可观的收益，提升企业金融化水平。另一方面也反映出，企业避税可能会导致信息更加不透明，带来更加严重的代理问题，而这种代理问题的存在会驱动高管和控股股东拥有更大的动机进行金融资产投资，以获取管理权私利和控制权私利。

表2 主检验结果

表2（续）

从控制变量来看，现金流水平Cf、成长能力Growth、银企关系Relation与金融化水平Fin的回归系数都在1%的水平上显著为正，表明现金流越充裕、成长能力和银企关系越好的企业，越有动机从事高收益和高风险的金融领域投资，提升企业的金融化水平。此外，金融活动获利水平Finact越高的企业，其金融化水平越高，这表明实体企业出于逐利动机，会选择比实业利润更高的金融领域进行投资，以获取更高的投资收益。然而，企业规模Size与金融化水平Fin的回归系数则在1%的水平上显著为负，这反映出规模较大的企业越不愿意从事金融投资，这有可能是因为规模较大的企业自身市场占有率较高，核心竞争力较强，且一般公司治理和内部控制制度相对较完善，代理问题可能较低，更愿意集中精力做好主业；也有可能是因为规模越大的实体企业，其转换成本越高，迫使实体企业维持已有的实业投资，以保持企业的运转。净资产收益率Roe与实体企业金融化水平Fin的回归系数则显著为负，这表明盈利能力整体较好的企业，可能并不愿意进行金融化。有形债务占比Tang与实体企业金融化Fin的回归系数则在1%的水平上显著为负，这反映出有形债务占比Tang越高的企业，由于其转换成本、沉没成本较高，难以摆脱主业直接进行金融资产的投资。营运资金占比Wcapital与实体企业金融化Fin的回归系数则在1%的水平上显著为负。进一步地，主业收入占比Mb与实体企业金融化水平的回归系数则在1%的水平上显著为负，这表明当实体企业主业利润越高时，企业越不愿意从事自己并不熟悉、且风险较高的金融领域投资。

（三）稳健性检验

1.改变关键变量的测度方法。已有文献（杜勇等，2017；黄贤环等，2018；黄贤环和王瑶，2019）［1～2］［14］对实体企业金融化进行了比较广泛的研究，但是对其测度尚未统一，这主要在于对金融资产的范畴认识有所不同。部分学者认为长期股权投资不应该纳入到金融资产的范畴，因为对子公司、合营企业和联营企业的投资很可能是对主业的扩张，而并非是一种偏离主业的金融化行为。因此，基于这种观点，把长期股权投资从金融资产的范畴剔除，构建Fin0＝（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产净额）／资产总额。另外，根据企业会计准则的规定，投资性房地产并不在金融资产的范畴，只是由于市场上人为炒作的原因，使得房地产有了金融资产的属性（黄贤环等，2018；杜勇等，2019）［2］［11］。鉴于此，构建Fin1＝（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+长期股权投资）／资产总额。同时，综合前述两个原因，构建Fin2＝（交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款和垫款+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额）／资产总额。表3报告了改变金融化测度方式的回归结果。从表3中可以看出，无论是Ddbtd还是Btd，与Fin0、Fin1、Fin2的回归系数都在1%的水平上显著为正。进一步表明企业避税提升了金融化水平。由此可以看出，即便改变实体企业金融化的测度方式，依然得到与主检验一致的研究结论。

表3 替换金融化变量的检验结果

表4报告了同时改变金融化水平和企业避税程度测度方式的回归结果。从表4中的回归结果可以发现，企业避税程度Rate与金融化水平Fin的回归系数为0．055，在1%的水平上显著；同时，企业避税程度Rate与金融化水平指标Fin0、Fin1、Fin2都在1%的水平上显著为正。以上回归结果表明，即便同时替换企业避税程度和金融化水平的测度方式，依然得到与主检验一致的研究结论，即企业避税程度越高，金融化水平越高。这进一步表明，本文研究结论具有较好的稳健性。

表4 替换金融化和避税变量的检验结果

进一步地，借鉴刘贯春等（2017）［27］的做法，为了克服“避税程度”与“金融化水平”两指标设计上可能存在的既有相关性，以及两者之间存在的反向因果问题，本部分继续按照分行业分年度均值设计了两个企业避税程度指标Mean_Ddbtd与Mean_Btd；接着，若实际避税程度Ddbtd大于分行业分年度避税程度均值Mean_Ddbtd，设置变量Mee＝1，否则取值为0；同时，若实际避税程度Btd大于分行业分年度避税程度均值Mean_Btd，设置变量Mbtd＝1，否则取值为0。经过以上变量设定，将变量Mee和Mbtd分别代入基准模型进行回归，结果如表5所示。从表5中可以看出，企业避税程度越是高于分行业分年度均值时，其金融化水平越高。这就表明，企业避税行为会驱动其金融化行为，与主检验结论一致。

表5 以分行业分年度避税程度均值设定避税程度指标的回归结果

2．考虑内生性问题。主检验部分研究结论表明，企业避税会显著提升企业金融化水平。相反，金融化程度较高的企业在一定程度上反映其存在较严重的代理问题，而这一问题的产生又主要是因为信息不对称的存在（杜勇等，2017）［1］。可见，金融化水平越高的企业，其信息不透明度越高，而这必然给企业管理层避税提供了较好的环境。由此可见，企业避税程度和金融化水平之间很可能存在反向因果关系。为缓解自变量与因变量之间的反向因果关系带来的内生性问题，本部分借鉴刘贯春等（2017）［27］的做法，分别以企业避税程度Ddbtd和Btd的滞后一期作为工具变量进行2sls回归。这是因为，自变量的滞后一期是前定变量，与当期自变量相关，但不会受到当期因变量的影响，因此，对自变量作滞后一期处理能够较好地应对因变量与自变量之间相互影响带来的内生性问题。通过弱工具变量检验发现，采用Ddbtd的滞后一期为工具变量时第一阶段的F统计量为78．3411，而以Btd的滞后一期作为工具变量时，第一阶段的F统计量为187．867。可见，以Ddbtd和Btd的滞后一期作为工具变量不存在弱工具变量问题。从表6可以看出，考虑反向因果关系、遗漏关键变量和变量测度误差后的回归结果依然表明实体企业避税程度越高，其金融化水平越高。这进一步验证了主检验部分的研究结论。

表6 内生性的检验结果（1）

表6（续）

进一步地，分别以Mee和Mbtd为工具变量进行两阶段回归，这样做的好处在于Mee和Mbtd是二分类变量，能够较好满足相关性和外生性的要求。通过弱工具变量检验发现，第一阶段回归F统计量的值大于10，即不存在弱识别问题。回归结果如表7所示，表7列（1）和列（2）显示，以Mee为工具变量进行两阶段回归，Ddbtd的回归系数依然在1%的水平上显著为正；从表7列（3）和列（4）可以看出，以Mbtd为工具变量进行回归，Btd的回归系数也在1%的水平显著为正。以上实证回归结果表明，考虑了内生性问题之后，依然得到与主检验一致的研究结论。

表7 内生性的检验结果（2）

3.仅考虑制造业企业样本。实体企业主要由制造业企业构成。制造业企业以生产和销售产品为主业，是典型的实体企业，是支撑中国经济发展的重要支柱产业。近年来，由于产能过剩、产品滞销、利润下滑以及回报周期长等原因，使得较多的实体企业纷纷涉足金融和房地产行业，表现出严重的“脱实向虚”现象（黄贤环等，2018；杜勇等，2019）［2］［11］。基于此，本部分仅选择制造业企业的样本进行检验。如表8所示，当仅考虑制造业企业样本时，企业避税程度Ddbtd与金融化水平Fin的回归系数为0．579，在1%的水平上显著；实体企业避税程度Btd与金融化水平Fin的回归系数则为0.701，在1%的水平上显著。这进一步表明，实体企业避税程度越高，其金融化水平越高，得到与主检验一致的研究结论。

表8 制造业企业样本的检验结果

六、进一步分析

（一）影响机制检验

前文基于理论分析和实证检验得出，企业避税行为会显著提升实体企业金融化水平。然而，这其中的作用机理还停留于理论分析层面。因此，本部分尝试挖掘出企业避税对其金融化水平的影响路径，以期为理解企业避税影响金融化的关系提供中间环节和更深层次的逻辑。

企业通过避税行为可以降低所得税费的现金流支出，而将现金流留存于企业，提升企业的可用资金。现金流充裕的企业在逐利动机的驱使下，更倾向于将资金投资于能够为其带来短期绩效的金融资产领域，从而表现出更高的金融化水平。因此，企业避税影响金融化水平可能的路径为：“企业避税程度——现金流水平——金融化程度”。同时，前文理论分析中从企业避税的“信息质量效应”“代理成本效应”阐述其对企业金融化水平的影响，并基于已有文献研究发现，企业避税行为会导致企业信息更加不透明，代理问题更加严重，进而降低投资效率，且导致高管和控股股东有动机和能力获取管理权私利或控制权私利（Kim等，2011；Desai等，2007；叶康涛和刘行，2014）［3］［18～19］。而对具有高收益特征的金融资产的投资，是实现管理权私利和控制权私利的重要方式。值得注意的是，信息不对称最直接的结果就是在企业内外部产生严重的代理问题，因此，代理成本效应能够在很大程度上代表信息质量程度。基于此，本文挖掘出企业避税影响金融化水平的第二条可能路径为：“企业避税程度——代理成本——金融化程度”。

针对“企业避税程度——现金流水平——金融化程度”的路径，本文以经营活动产生的现金净流量Cf作为中介变量，构建中介效应模型，考察第一条路径是否成立。值得说明的是，由于通过模型Btdi，t＝αTacci，t+μi+ξi，t，拟合企业避税程度Ddbtd的过程中，式中Tacc为总应计利润，由“（净利润-经营活动产生的净现金流）／总资产”计算所得。若再以Cf作为中介变量进行中介机制检验会产生自回归的问题。鉴于此，本部分仅考虑因变量为Btd时的中介机制是否成立。如表9所示，从表9列（2）可以看出，企业避税的确提升了企业现金流；而表9列（3）反映，Btd与Cf联合对企业金融化水平的回归系数都在1%的水平上显著为正。这表明企业避税的确通过提升企业现金流，在逐利动机驱使下，会显著提升其对金融资产的投资。因此，路径一“企业避税程度——现金流水平——金融化程度”得到验证。

表9 现金流效应检验

针对第二条路径的检验，本部分借鉴叶康涛和刘行（2014）［19］的研究，以总资产周转率Taturn反映代理问题的严重程度，该值越小，代理问题越严重。如表10所示，从表10列（1）和列（3）可以看出，企业避税变量Ddbtd和Btd都能够显著降低企业总资产周转率，表明企业避税行为的确提升了企业代理成本和信息不对称程度。进一步地，从表10列（2）和列（4）可以看出，无论是企业避税变量还是企业代理成本变量都在1%的水平上显著，且企业避税变量显著为正。这表明企业避税的确通过提升企业代理问题严重程度，进而提升企业金融化水平。因此，路径二“企业避税行为——代理成本——金融化程度”得到验证。

表10 避税代理成本效应检验

（二）横截面差异分析

1.考虑内部控制质量差异。内部控制是企业治理层、管理层、监事会和员工等制定和实施的，旨在保证财产的安全完整、财务报告信息质量、经营的合规性和效率性与效果性的内部治理机制。一方面，内部控制质量具有信号传递效应，良好的内部控制能够向市场传递出积极的信号，有助于提升企业的融资能力和降低融资成本；另一方面，高质量的内部控制能够有效监督和约束企业违规行为（王瑶和黄贤环，2020）［15］。企业避税作为一项税务筹划活动，合理范围内的税务筹划是允许的，也是有利于降低企业税负，促进企业发展，但是过度的税收筹划存在违法违规的可能。同时，高质量的内部控制能够有效监督约束高管和控股股东获取私利的行为，提升企业效率。基于以上分析，本部分采用迪博内部控制指数测度内部控制质量。具体地，内部控制质量IC＝迪博内部控制指数／100。如表11所示，按照内部控制质量IC的中位数作为分组依据，将样本数据划分为内部控制质量较好组和内部控制质量较差组。从表11中可以看出，无论内部控制质量较好组还是内部控制质量较差组，企业避税程度与企业金融化的回归系数都在1%的水平上显著为正。这表明，无论内部控制质量如何，企业避税行为都会显著提升企业金融化水平。通过似不相关估计检验Suest发现，相对于内部控制质量较差组，企业避税行为对内部控制质量较好组企业金融化水平的提升作用更强。这可能是因为，内部控制质量越好，其信号传递效应越明显，外部融资越便捷，且融资成本相对更低，在逐利动机驱使下，强化了企业避税带来的现金流对企业金融化水平的提升作用。

表11 内部控制质量的检验结果

2.考虑机构投资者持股差异。在企业股权结构中引入机构投资者持股成为当前国内外企业流行的做法。机构投资者持股被认为比一般的投资者具有信息优势和更敏锐的判断力；同时，机构投资者持股比例的提升，能够强化和改善公司治理水平，降低高管和控股股东的代理问题（Desai and Dharmapala，2006；Kim et al.，2011；刘行和叶康涛，2013）［23］［3～4］。然而，也有文献认为，机构投资者的引入并未起到监督高管和控股股东的作用，对改善公司治理的作用并不明显。因此，本部分尝试考察机构投资者持股差异对企业避税程度和金融化水平关系的影响。本文以基金持股比例反映机构投资者在公司治理中的作用，同时，按照机构投资者持股比例的中位数将样本划分为机构投资者持股较低组和机构投资者持股较高组。如表12所示，无论机构投资者持股比例较高还是较低，企业避税都会显著提升企业金融化水平。进一步地，通过似不相关估计检验Suest发现，企业避税程度对两组样本金融化水平的提升作用的强度并不存在差异。这可能是因为，中国上市公司中机构投资者持股比例较低，还不足以充分发挥机构投资者在公司治理中的积极作用。

表12 机构投资者持股的检验结果

3.考虑产权性质差异。在中国，产权性质的差异会给企业投融资行为产生较大的影响。国有企业规模和资产体量较大，一般具有较高的市场份额，公司治理的各项机制相对较完善，拥有独特的政治资源，而且能够相对比较容易地取得政府的扶持，进而能够从银行等金融机构以比较便捷和低成本的方式取得信贷资金（杜勇等，2017；黄贤环等，2018）［1～2］。然而，非国有企业由于规模相对较小，公司治理的各项机制相对较薄弱，而且较少存在政治关联和政府的扶持。因此，非国有企业融资相对较困难，且融资成本相对较高。可以预期，相对于非国有企业，企业避税对国有企业的金融化行为具有更强的推动作用。如表13所示，按照产权性质将企业划分为国企和非国企。从表13中的回归结果可以看出，无论是国企还是非国企，企业避税都会显著提升企业金融化水平。通过似不相关估计检验Suest发现，相对于非国企，企业避税对国企金融化水平的提升作用更强。这表明，企业避税和国有产权性质带来的融资便捷度、低价融资成本能够共同推动企业金融资产投资行为。

表13 产权性质的检验结果

七、研究结论与政策启示

（一）研究结论

基于中国企业普遍存在的避税行为和金融化趋势，本文实证分析了企业避税程度与金融化水平之间的关系。研究结果表明，企业避税程度显著提升了金融化水平，这种效应的产生是借助于避税带来的“现金流效应”“信息质量效应”“代理成本效应”等实现；同时，研究还发现，企业避税对内部控制质量较好的企业和国有企业金融化水平的提升作用更加显著。本文研究结论能够丰富避税代理观框架下企业避税的经济后果以及企业金融化影响因素的研究，并拓宽企业避税和金融化的研究领域，同时，对于“减税降费”政策的优化调整和防范化解实体企业金融化趋势下可能带来的系统性金融风险具有较好的实践意义。

（二）政策启示

基于以上研究结论，本文的政策启示：（1）企业避税的动机在于降低企业税负，将财富留存于企业。企业避税行为会显著提升企业金融化水平，而有效抑制企业过度金融化、防范化解系统性金融风险是当前中国政府的重要任务之一。因此，为了更好地实现“防风险”目标，政府部门应该进一步优化和调整税收征管政策，并切实降低实体企业成本和税负，有效减少甚至杜绝企业避税现象，积极引导实体企业回归主业。（2）企业避税通过“现金流效应”“代理成本效应”等提升企业金融化水平。因此，在中国实现“防风险”“六稳”“六保”目标的过程中需要强化税收监管，完善税收征管制度，有效遏制企业避税行为所导致的信息不对称和代理问题。同时，加强对偷税、漏税等过度税务筹划行为的惩罚力度。（3）内部控制有效性和产权性质对企业避税和金融化水平的关系存在显著调节作用，而机构投资者持股这一外部监督治理机制对企业避税并没有发挥其应有的作用。因此，防范化解企业避税、促进实体企业金融化提升可能带来的金融风险的过程中，有必要进一步完善内外部监督机制，加强对内部控制制度体系的建设和发挥机构投资者等外部监督治理机制的作用。