風險投資、融資約束與避稅行為

任家華 郭輝

【摘要】風險投資有助于緩解企業的融資約束問題，其監督作用亦能減少企業的避稅行為。以2009～2016年主板上市公司為樣本，考察有風險投資背景的上市公司的避稅情況，發現風險投資機構持股對避稅行為有顯著的制約作用。另外，這種影響是通過降低融資約束這一中介途徑實現的。而在稅收征管強度較高的環境下，風險投資對避稅行為的影響更為明顯。運用PSM方法處理變量之間的內生性問題后發現，這種影響依然是顯著的。研究呈現了風險投資對上市公司所發揮的外部治理作用和融資幫助，從而拓展了風險投資相關的研究文獻，對于監控企業避稅、改善公司治理也存在重要的實踐意義。

【關鍵詞】風險投資；避稅行為；融資約束；稅收征管強度

【中圖分類號】F275.1【文獻標識碼】A【文章編號】1004-0994（2019）22-0142-10

【基金項目】教育部人文社會科學研究青年基金項目“風險投資機構集聚對企業創新質量提升的作用機制及經濟后果研究——來自基金小鎮的證據”（項目編號：18YJC790199）；浙江工商大學浙商創業與發展中心2018年規劃課題“基于大數據的‘浙商智造與‘浙江制造融合發展研究”（項目編號：1030XJ0619014）；浙江工商大學研究生科研創新基金項目

一、引言

近年來，初創企業“融資難、融資貴”的問題格外突出，作為初創企業的重要外部資金來源，風險投資對緩解中小企業的融資約束問題發揮著重要的作用。2017年度《中國創業投資發展報告》的統計數據顯示，2016年度我國創業風險投資機構的數量已經達到2045家，較上一年度增加了270家，增長了15.2%。2016年度創業風險投資機構管理資本總量達到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，全國創業風險投資機構累計投資項目達到19296個，累計投資金額達3765.2億元。由此看來，作為民間資本，風險投資充分發揮了拓展創業企業融資渠道的積極作用，促進了我國創業企業的發展。因此，如何發揮風險投資在企業融資方面的作用是一個重要的研究課題。

企業引入風險投資機構的目的是融資，除此之外，風險投資的加入還能使企業獲得更多股權與債權投資者的支持[1]。即便是對于上市公司，風險投資也能夠發揮這種影響。一方面，風險投資機構善于評估企業的真實價值，它們通過上市擇時行為選擇最好的上市時點，從而為企業贏得更多的股權資金[2]。另一方面，上市公司可借助風險投資機構的關系網絡強化自身的社會網絡，進而獲得更多的融資來源。然而，當前研究雖然證實了風險投資為上市公司帶來的這種額外融資效應，卻缺少對這種效應深層影響的研究。因為風險投資在緩解企業融資約束的同時，為了維護自身的股權價值，還會對企業產生一定的監督效應。

為了探究這種融資效應和監督效應，本文試圖從企業避稅行為入手進行研究。具體而言，基于傳統的避稅觀點，當企業避稅收益大于避稅成本時，進行納稅籌劃有利于增加企業凈利潤，提升企業價值。因此，風險投資從各個方面為企業帶來的融資問題的改善使得企業避稅行為減少。基于避稅的代理理論，兩權分離導致企業產生代理問題，管理者會借助納稅籌劃的復雜財務活動，為自己謀取私利的行為提供掩護[3]。而風險投資機構在進入企業的董事會后，能對管理層進行更有效的監督，從而抑制管理者的尋租行為。那么，風險投資對于上市公司的這兩種效應是否真的減少了企業的避稅行為？在不同的稅收征管條件下，會發揮什么樣的調節效應？這些問題尚待回答，也為本文留下了研究空間。本文以我國A股上市公司數據為樣本，實證檢驗了2009～2016年有風險投資背景的上市公司的避稅情況。研究發現，較沒有風險投資背景的上市公司而言，這些企業的避稅行為受到了抑制。進一步研究影響機制發現，風險投資通過緩解企業的融資約束從而降低了企業的避稅動機，并且這種抑制機制在稅收征管強度高的地區更加顯著。這表明在稅收征管強度高的地區，風險投資能發揮對于外部稅收環境的補充作用。

較之現有文獻，本文的貢獻在于對以下方面文獻的拓展：第一，運用長期樣本考察了風險投資對企業避稅行為的影響。同時，采用PSM方法處理了內生性問題，使得研究結果更為可靠。因而，本文拓展了風險投資對企業影響的現有研究。第二，探究了風險投資對于企業避稅的影響機制，發現了發揮中介效應的變量，這為風險投資對企業行為的影響機制研究提供了參考。第三，從外部稅收監管的角度考察了這種影響機制對于企業的治理效果，揭示了風險投資對于企業避稅行為的真實影響。這表明風險投資即使對于企業的治理作用有限，但依然可以發揮對外部稅收監管的補充作用。

二、理論分析和研究假設

（一）風險投資與企業避稅

從傳統的避稅理論來看，企業避稅的基本動機來自于增加現金持有以緩解流動性短缺問題，資金問題越嚴重，避稅收益越大。當避稅收益超過避稅成本時，企業傾向于承擔稅務檢查風險而采取避稅行為[4]。

風險投資的介入會影響企業的避稅成本和收益狀況，進而影響企業的避稅行為。如前文所述，風險投資作為優秀的外部投資者，對于解決企業資金短缺問題發揮著重要作用。首先，風險投資本身就是集聚了大量資金的長期投資者，較易獲得來自于高凈值個人、上市公司、引導基金的充足資金[5]。因而，風險投資有足夠的實力為被投資企業提供有力的資金支持，直接幫助企業解決融資難題，減少企業的避稅行為。其次，風險投資為了獲得有限合伙人（LP）的資金支持，往往會和銀行、證券、私募等金融機構建立關聯，從而使得自身在融資方面建立起廣泛的社會資本[6]。作為市場中介機構，風險投資即便無法在短時間內提供足夠的自有資金以解決企業的后續融資問題，其也能借助和其他金融中介機構的關系，為企業及時獲得后續融資，從而減少企業通過避稅手段提高流動性的行為。這些都是通過緩解企業的融資問題，從而減少企業避稅行為的。

從代理理論的角度來看，在兩權分離的情況下，公司的管理者有動機謀求私人利益，而避稅行為便是一種很好的渠道，他們有動機將避稅收益用于個人消費[3]。因而，即使企業沒有面臨嚴重的資金短缺問題，管理者也依然有可能向股東報告公司需要通過避稅提升企業價值，但實際上卻將避稅收益用于了個人消費。同時，管理者也面臨著稅務處罰、設計納稅籌劃方案、應付審計等方面的監督，從而影響其逆向選擇行為。根據有效監督假設，作為積極投資者之一的風險投資機構能夠發揮積極投資者的作用，通過自身的專業優勢監督管理者的利己行為，降低代理成本[7]。

首先，現有文獻已經發現，風險投資往往通過IPO折價實現退出，進而建立風投聲譽以吸引下一輪投資人的投資[8]。因而在企業上市的前幾年，風險投資者有動機激勵管理者提高企業在二級市場的表現，使得自身在IPO之后售股套現時期內獲得足夠的收益[9]。對此，風險投資往往會給予管理層足夠的短期薪酬激勵，從而使得管理層能夠最大化短期內的企業價值，促使股價上升，提高風險投資退出時的收益[10]。高薪酬有利于削弱管理者的自利動機，使得管理者沒有必要通過復雜的避稅手段獲得個人利益。這緩解了企業的代理問題，降低了管理者的避稅動機。其次，風險投資者在投資標的IPO之前所提供的價值增值服務是一種明顯的價值投資策略，他們看重投資標的在未來的發展前景，因而通過不同的內在管理機制建立了有效的公司治理架構[11]。優秀的公司治理層也能夠吸引其他機構投資者購買該企業的股票，進而在企業上市之后發揮長期的公司治理作用[12]。這些都加強了對管理層避稅行為的監管。

基于以上論述，本文提出假設1：

H1：上市時有風險投資背景的企業，其避稅行為會受到抑制。

（二）風險投資與融資約束

企業內外部融資存在成本上的差異，外源融資成本通常較高，這一般是由代理問題導致的[13]。一方面，外部的資金供給方需要花費大量的人力、物力成本來獲知資金需求方的真實運營狀況，他們往往會將由此產生的費用體現在貸款利率中；另一方面，為了避免借款者利用信息不對稱進行逆向選擇，進而損害貸款者的利益[14]，在簽訂貸款協議時，貸款者也會要求借款者支付由此產生的風險溢價。

而風險投資則從以下方面緩解了企業的融資約束：首先，風險投資機構自創業初期就與創業者接觸，同時也在企業發展過程中起到“輔導”的作用，因而對于企業的融資信息十分清楚。這提高了企業的信息透明度，減少了貸款者獲取企業財務信息的困難，從而降低了他們在進行貸款決策時的信息搜集成本。這有利于避免產生額外的借款成本，緩解企業的融資約束[15]。其次，初創企業本身就存在著較大的破產風險，因而風險投資機構會借助其自身的投資經驗和專業知識識別出發展前景較好的企業。這免去了銀行等金融機構篩選低風險企業的工作，因為風險投資機構的投資選擇向市場傳遞出企業業績良好、發展穩定的信號[16]。同時，風險投資機構入股對于銀行等其他金融機構而言，也起到了一定的風險分散作用。二者都降低了企業的貸款風險，緩解了企業的融資約束。

基于以上論述，本文提出假設2：

H2：上市時有風險投資背景的企業，其融資約束會得到緩解。

（三）風險投資與企業避稅：基于融資約束的中介效應

就融資約束對避稅行為的影響而言，企業在面臨融資約束時，一方面會延遲甚至削減不必要的資金支出，例如廣告費，這通常會對企業的經營與發展產生長期影響。另一方面，企業會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家提供的無息貸款的行為[17]。作為企業的一種潛在的融資行為，在企業難以獲得外源融資時，能夠為企業提供一定的資金來源。如果企業的會計處理符合準則規定，那么這種行為就能夠為企業提供短期的資金供給。因而激進的納稅籌劃實際上是企業對于融資約束的應對策略，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，相對于減少資金支出以至于失去良好的投資機會，或者是承擔高昂的融資成本以獲得必要的現金流，避稅行為所要承擔的成本都是較小的。對于企業而言，雖然企業的融資約束問題難以預料，但只要企業有能力進行納稅籌劃，那么這部分避稅收益便是企業潛在的財務風險準備。企業在面臨融資約束時，可以通過延遲納稅而獲得一定量的流動資金[18]。此時，風險投資通過發揮其認證作用減少企業可能存在的代理問題，為企業增加融資渠道，從而幫助企業抓住投資機會，并以股權投資的形式為企業注入資金。這使企業不動用避稅這一財務風險準備，也能應對融資約束問題，從而減少了企業的避稅行為。

其次，在資金短缺時，企業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，那么相對于其他投資而言，其收益至少是穩定的。一家正常運營的企業，每年都會承擔一定的納稅義務，減少這一義務便能增加既定的現金流。風險投資機構往往精通財務方面的專業知識，能夠為企業的投資決策提供建議。這種增值服務能夠提高企業既定資金的使用效率，既而提高企業的投資收益，這使得企業獲得的投資回報高于避稅行為所產生的收益。因而，企業能夠抓住更好的投資機會，從而放棄避稅這一存在一定風險的投資行為。

基于以上論述，本文提出假設3：

H3：風險投資能夠緩解企業的融資約束，從而減少企業的避稅行為。

（四）風險投資、企業避稅與稅收征管環境

稅收征管環境會對企業的避稅行為產生直接的影響。稅務機關一般以稅務檢查的形式了解企業的真實經營情況，之后，通過更加嚴格地審查稅收扣除項目和收入確認金額，發揮其作為外部監督者的作用[19]。然而，當期企業所采用的轉移定價、關聯方交易、企業合并等納稅籌劃方式都存在一定的隱蔽性，外部稅務監管很難真正杜絕。而且，稅務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。

要減少企業的避稅行為，不能單純依靠外部監管機構。風險投資一方面通過緩解融資約束來削弱企業的避稅動機，另一方面通過加強公司治理、減少代理成本對管理層的自利行為實現內部監控。這些都能從企業內部管理出發，實現對避稅行為的制約。但風險投資機構也絕非萬能，他們參與公司治理的根本目的是提高企業股價，實現套利退出。從某種程度上講，他們與企業存在利益一致性，因而對于企業避稅行為的監控不可能做到盡善盡美。基于此，本文認為外部的稅收征管強度和內部的風險投資緩解融資約束、加強公司治理的作用存在互補關系。

基于以上論述，本文提出假設4：

H4：在稅收征管強度高的地區，有風險投資背景的上市公司的避稅行為將會受到更有效的制約。

三、研究設計

（一）數據來源

我國在2008年實施了一次重大的所得稅改革，并且經歷了亞洲金融危機。另外，現有宏觀數據僅更新至2016年。為了避免宏觀經濟和政策因素的影響以及數據本身的限制，本文的研究對象為2009 ～ 2016年所有A股上市公司數據。并對數據進行如下篩選：①剔除ST和？ST類上市公司；②剔除金融類上市公司；③剔除財務數據中利潤總額小于零的樣本；④剔除數據不完備的樣本；⑤對連續變量進行1%水平上的縮尾處理。數據經處理后，最終本文得到13032個觀測值。名義稅率和股利支付額數據來自同花順iFind數據庫，宏觀數據來自國家統計局網站，其他數據均來源于國泰安Csmar數據庫。

（二）變量設計

1.因變量。企業避稅行為：借鑒現有文獻的做法，本文采用會計—稅收差異（BTD）和名義稅率與實際稅率的差異（RATE）來衡量企業的避稅行為[20]。會計—稅收差異=（利潤總額-應納稅所得額）/年末總資產，名義稅率和實際稅率差異=名義稅率-當期所得稅費用/利潤總額。對于以上兩個因變量，數值越大，表明企業的避稅程度越大。

2.自變量。風險投資機構持股：由于各類文獻對于風險投資機構的認定方法不一，本文在現有文獻的基礎上構建以下度量方法[21]：一方面將在上市時前十大股東的股東名稱中帶有“風險投資”“創業投資”“創業資本投資”的上市公司認定為有風投持股的企業。另一方面，對于十大股東名稱中包含“投資公司”“科技投資”“高新投資”“創新投資”“技術改造投資”“科技產業投資”“技術投資”“信息產業投資”“高科技股份投資”“高科技投資”“高新技術產業投資”“投資有限公司”字樣的公司，則需要通過以下方法進一步確認：通過查閱中國科學技術發展戰略研究院科技投資研究所編制的2016和2017年度《中國創業投資發展報告》中的“附錄8：中國創業風險投資機構名錄”確定。考慮到外資風險投資機構股東數量較少，因而采取手工查找認定的方法。由此確定風險投資機構持股虛擬變量VC。

融資約束：現有文獻在衡量融資約束時，主要使用以下三類指標：①運用單個和企業融資約束相關的指標進行衡量，如企業規模、現金持有量、利息保障倍數、股利支付水平、地區金融發展深度等。這類指標雖然簡單明了，且與其他變量之間的相關性很容易解釋，但往往只能反映企業某一部分的融資約束情況。②運用敏感度指標進行測度。投資—現金流敏感度和現金—現金流敏感度雖然在現有文獻中得到廣泛使用，但往往會使得模型本身趨于復雜。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運用WW、SA、KZ指數進行度量，這類指標因計算指數的分項指標變量之間存在相互影響，因而使得計算指標數值的回歸方程存在多重共線性，但這些指數本身能更全面地反映企業的融資約束狀況。由于本文關注的是最終計算出的融資約束狀況，而不是單個分項指標變量，并且多重共線性不會影響模型整體的擬合程度，因而本文采用第三種指標衡量辦法。

文章借鑒現有研究，選擇KZ指數衡量企業的融資約束[22]。計算步驟為：①計算貨幣資金/上年末總資產（Cash）、經營凈現金流量/上年末總資產（Cashflow）、資產負債率（Leverage）、現金股利額/上年末總資產（Dividend）和托賓Q值（TobinQ）五個變量。②生成五個相應的虛擬變量，當Cash、Cash？ flow、Dividend小于變量中位數時，相應的虛擬變量取1，否則取0；當Leverage、TobinQ大于變量中位數時，相應的虛擬變量取1，否則取0。③將五個虛擬變量相加，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）進行回歸，得到各自變量的回歸系數值。回歸結果如表1所示。⑤將回歸系數與各樣本自變量相乘即可計算出每家上市公司每年的KZ指數，KZ指數值越大，表明公司的融資約束問題越嚴重。

稅收征管強度：根據已有研究，本文用各省份年度稅收收入與預測稅收收入之比來衡量每個省份的稅收征管強度TE[23]。為了計算出每個省份的預測稅收收入，本文根據以下模型進行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業產值；IND2為各省份年末第二產業產值；TEIV為各省份年末進出口總額；GDP為各省份年末的地區生產總值。根據以上回歸結果，得出因變量的預測值，即預測的稅收收入。稅收征管強度TE為因變量實際值與估計值的比值。實際征收稅款相對于預計征收稅款的比重越大，稅收征管強度越大。進一步以中位數為截點將樣本分為稅收征管強度高和低兩組，以虛擬變量DTE表示。這樣做的理由如下：同一省份企業的稅收強度是相同的，因而該變量并非通常意義上的連續變量，不適合作為交叉項；使用分組檢驗后，除了可以借助Suest檢驗組間差異，還可以觀察組內變量的顯著性。

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避稅行為的變量。具體變量定義見表2。

（三）模型設計

本文主要使用OLS回歸模型，并通過中介效應檢驗模型考察融資約束的中介效應。同時，為了在一定程度上處理異方差問題，使用公司層面的聚類穩健標準誤估計量。模型設計如下，其中，i表示樣本企業，t表示樣本報告期，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基礎上去掉了LEV，因為KZ指數中有財務杠桿比率的分項指標；Year為時間層面的固定效應，用來控制時間趨勢對企業避稅程度的影響；Industry為行業層面的固定效應，通過行業虛擬變量控制；Province為地區層面的固定效應，通過省份虛擬變量控制；ε為隨機誤差項。

模型（2）為初始模型，考察風險投資對企業避稅行為的直接影響，以此檢驗H1。模型（3）為中介效應模型，考察風險投資對企業融資約束的影響，以此檢驗H2。模型（4）為中介效應模型，考察風險投資影響企業避稅時融資約束所起到的中介效應，以此檢驗H3。此外，在模型（4）的基礎上按照稅收征管強度分組，以此檢驗H4。

四、實證分析

（一）描述性統計

變量的描述性統計如表3所示。從表3中可以看出，2009 ～ 2016年我國滬深A股的風險投資機構持股比例為15.4%。這略高于吳超鵬等[1]的發現，表明從風險投資機構持股年份來看，我國上市公司中風險投資機構持股較少。這與風險投資將IPO作為主要退出手段有關，它們在上市的前幾年就考慮出售股權獲利。

RATE、BTD的平均值分別為-3.3%和-0.001，這略高于蔡宏標等[25]2004～2012年的研究數據，表明近年來企業避稅行為略有增加。RATE、BTD均值為負說明我國稅法對于應納稅所得額的核算依然較為嚴格，即從總體上來看，我國依然將稅收征管工作放在一個較為重要的位置，嚴厲打擊各種偷漏稅行為。

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

均值差異檢驗結果見表4。由表4中數據可知，相對于沒有風投持股的企業，有風投參與的企業避稅行為顯著更少，平均稅率差異低1.6%，平均會計—稅收差異低0.004。這表明風險投資機構持股影響了企業的避稅行為，使得企業納稅行為得到了規范。而在控制變量的差異性方面，存在風險投資背景的上市公司的規模較小，負債水平、第一大股東持股比例較低，這表明風險投資機構往往會投資那些體量小、杠桿低、股權分散但更具發展前景的企業。另外，受到風投影響的上市公司具有更低的固定資產、存貨密度和投資收益，但具有更高的資產報酬率，表明風險投資機構會選擇那些資金流轉快的企業，通過自身的資本推動企業業績的提升。

中位數差異檢驗結果見表5。由表5中數據可知，與均值差異檢驗的結果分析相似，中位數差異的數值、方向和顯著性水平都沒有較大改變。這支持了以上均值差異結果的分析，表明上述變量的差異并不是受到極端值影響而出現的。

（二）主要回歸結果分析

風險投資對于企業避稅行為的影響的回歸結果見表6。從表6中第（1）、（2）列來看，相對于無風險投資支持的公司，有風險投資支持的公司的稅率差異以及會計—稅收差異都顯著下降了。其中，稅率差異降低了1.609%，會計—稅收差異降低了0.00308，顯著性水平為1%。同時，為了考察系數的經濟意義顯著性，將估計系數分別除以各自因變量的中位數，結果分別為160.09%和100.03%，表明相對于因變量而言估計系數有著較大的影響。

這說明風險投資機構持股發揮了其治理效應，通過某些影響使得上市公司避稅行為得到了遏制。可能包括為企業提供充足資金而削弱上市公司的避稅動機，以及吸引有效的機構投資者進一步發揮長期治理作用。進而使得上市公司減少風險較高的避稅活動，更加嚴格地執行收入認定和稅前抵扣，從而使得實際稅負與名義稅負的差距縮小。因此，H1得到了驗證。

風險投資通過緩解融資約束的中介效應對企業避稅行為施加影響。第（3）列回歸結果顯示，有風險投資支持的公司融資約束得到顯著的緩解，其KZ指數下降了0.14282，顯著性水平為1%。另外，第（4）、（5）列結果顯示，風險投資對企業避稅行為的影響系數的絕對值分別下降了0.122%和0.00003，但在1%的水平上顯著。融資約束對企業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%，會計—稅收差異降低了0.00148，顯著性水平為1%。同時，相應的Sobel檢驗Z值分別為-16.87和-3.432，在 1%的水平上顯著，表明中介效應是存在的。

變量VC與KZ指數顯著負相關，表明風險投資緩解了企業的融資約束。VC的系數減小但顯著，以及融資約束和避稅行為顯著正相關，表明融資約束發揮了部分中介作用，使得企業的避稅行為得到了遏制。風險投資通過直接投資提高企業的資金持有量，并因其社會資本而吸引更多的投資者，或是為企業提供認證效應以幫助企業獲得信貸融資。融資約束的緩解能幫助企業獲得足夠的運營資金，進而減少企業避稅所能帶來的收益，抑制企業避稅行為。因此，H2和H3得到了驗證。

在不同稅收征管強度下，風險投資對企業避稅行為的影響的回歸結果見表7。表7顯示，在稅收征管強度高的樣本中，風險投資對于避稅行為的抑制作用是顯著的，其稅率差異和會計—稅收差異分別下降了2.4%和0.008，顯著性水平為1%。而在稅收征管強度低的樣本中，風險投資機構持股變量的影響系數皆有所下降，稅率差異下降了0.5%，不顯著，會計—稅收差異下降了0.008，顯著性水平為5%。Suest檢驗中的卡方檢驗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度下，風險投資對企業避稅行為的影響是存在差異的。

這表明稅收征管強度越大，風險投資對于企業避稅行為的制約作用就越強。稅收征管的力度反映了企業所處的稅收環境。稅收征管力度大，往往表現為納稅執法力度的加大、稅務檢查的頻率增加、納稅申報的審查更為嚴格，這使得企業面臨更高的避稅成本，進而減少了避稅行為。這與風險投資的內部治理機制相得益彰，互為補充。因此，H4得到了驗證。

（三）內生性檢驗

在企業發展的早期階段，風險投資機構會對初創企業進行多輪篩選，以發掘那些真正具有發展前景的“明日之星”，這表明風險投資對于被投資企業有很強的選擇性。有風投背景的企業可能本身就具有較好的發展前景，從而能夠獲得足夠的融資，也具有較弱的避稅動機。這可能使得本文的研究產生系統性偏差，即企業的避稅行為可能是由其他不可觀測因素導致的。

為了解決這一問題，文章采用傾向得分匹配（PSM）方法對樣本進行處理。在這里，將有風險投資背景的企業作為處理組，將沒有風險投資背景的企業作為對照組。通過觀察處理組的平均處理效應ATT判斷匹配后的結果，即處理組與匹配到的對照組之間的總體差異。該處理效應通過以下方法計算得到：①計算處理組中每個樣本的RATE（BTD）與對應樣本的RATE（BTD）的差，若對應樣本不止一個則求均值；②對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果，括號中為顯著性檢驗所獲得的t值。借鑒已有文獻的做法[26]，通過六種方式進行傾向得分匹配，分別是一對一匹配、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果的ATT，迭代次數為100次。由于后五種匹配的結果幾乎一致，因此本文只報告了前兩種匹配的結果。其中，匹配結果（1）、（2）使用的是一對一匹配，匹配結果（3）、（4）使用的是一對三匹配。結果顯示，處理組與匹配到的對照組之間的總體差異是顯著的，表明是否具有風險投資背景將會對相應的因變量造成顯著影響。

進一步將所有匹配結果中滿足共同支撐假設的樣本篩選出來（_support=1）重新進行回歸，回歸結果見表9。結果發現風險投資機構持股虛擬變量對于企業避稅行為的影響系數變化不大，依然是負向顯著的。表明在處理了內生性問題之后，風險投資對于企業的避稅行為依然有顯著的抑制作用，進一步支持了H1。

（四）穩健性檢驗

為了檢驗結果是否穩健，進一步驗證前述假說，下文更換了被解釋變量后進行回歸。參考已有文獻的做法，使用SA指數替代KZ指數進行回歸[27]。相比KZ指數而言，SA指數的構成較為簡單，但也能說明問題。本文在Control的基礎上去除了SIZE，因為SA指數中有公司規模的分項指標。回歸結果見表10的第（1）列，主要結論與前文一致。

其中，TA為總的應計利潤，μ表示企業自身不隨時間因素變化的組內差異，ξ表示企業避稅行為的變動效應，在進行固定效應模型回歸前先將TA和BTD除以年末總資產。回歸后得到殘差的預測值DD_BTD，即為會計—稅收差異中不能被應計利潤項目解釋的部分。回歸結果見表10的第（2）列，主要結論與前文一致。

同時，選用中小板和創業板樣本進行回歸。這是因為中小板、創業板企業往往規模較小，有著更大的發展空間。風險投資對于中小板、創業板企業的參與程度也較高。在該子樣本中，擁有風險投資背景的觀測值占到30.24%，因而可能更容易發現風險投資與企業避稅行為的真實關系。回歸結果見表10中第（3）、（4）列，主要結論與前文一致。

最后，考慮風險投資影響的滯后性，用滯后一期的自變量數據進行回歸，回歸結果見表10中第（5）、（6）列，主要結論與前文一致。

五、研究結論

現有文獻在考察外部的積極投資者對于企業避稅行為的影響時，往往會從機構投資者的角度出發考察其治理效果。本文單獨考察了進入時間較早、為企業的成長期投入資金的風險投資機構的影響。考慮到風險投資機構主要從融資方面對企業造成影響，因此本文希望以企業的融資約束作為主要研究視角。然而，現有文獻缺少對風險投資緩解企業融資約束后的進一步影響研究。因此，本文以融資約束作為切入點，考察風險投資機構對企業融資約束的緩解是否會影響企業避稅行為。文章通過OLS回歸和PSM方法檢驗這一觀點，結果發現：①風險投資機構持股與企業融資約束之間存在顯著的負相關關系，即風險投資緩解了上市公司的融資約束；②風險投資對企業融資約束的影響最終使得企業避稅行為減少；③當企業所面臨的稅收征管強度較大時，這種抑制作用更為明顯。

本文的研究也存在一定的局限性，因為風險投資對企業的影響難以衡量，致使內生性問題可能較為嚴重，因而借助某些特殊事件采用事件研究法、斷點回歸、雙重差分模型等計量方法將更有利于發現其中的真實內在關系。同時，文章所使用的因變量度量方法關注于企業理論稅率與實際稅率的差異。而現有文獻直接用企業的有效稅率進行度量，發現機構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致的，但也表明這兩種度量方式反映了企業避稅的兩種不同模式。

當前，我國正處于風險投資蓬勃發展時期，這與我國正在努力營造“大眾創業、萬眾創新”的創新環境是分不開的。本文的研究為以下方面提供了實踐上的參考價值：一是風險投資機構有動機為企業提供融資服務，進而提升企業價值，這對于初創企業的發展有著重要作用。因而要鼓勵創業企業在解決融資需求時引入風險投資，為風險投資進入資本市場提供優惠政策，這對于解決中小企業資金問題有著重要作用。二是政府引導基金應當考慮與風險投資機構的合作，利用自身資金優勢和風險投資機構專業優勢之間的互補效應提高引導基金的投資效率。這將使風險投資機構的影響覆及更多的企業，對于提高引導基金的產業輻射和帶動作用具有良好的促進效應。三是加強稅收征管，增強征管環境與企業內部治理之間的互補效應，強化征管機構和投資者之間的信息溝通。這有利于兼顧內外監管上的優勢，建立有效的稅收監管架構。

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作者單位：浙江工商大學財務與會計學院，杭州310018