稅收籌劃對企業可持續增長的影響研究
——基于研發投入視角

王建文，張玥瑾

（合肥工業大學 管理學院，安徽 合肥 230009）

一、引 言

隨著社會主要矛盾轉化，中國經濟已從數量型高速增長階段轉向高質量穩定增長的新階段。與此同時，新冠肺炎疫情、逆全球化以及戰爭等因素也給企業可持續增長的外部環境帶來更大的不確定性挑戰。因此，企業必須更加重視從內部挖掘潛力，提高內部資源利用效率，在增長速度與資源約束之間謀求平衡，從公司財務角度出發保障可持續增長。作為財務管理的重要構成，稅收籌劃是企業從內部挖潛的重要有效手段，同時，納稅環境也是現階段我國營商環境建設的重要內容之一。由于存在會稅差異，上市企業往往通過稅收規避方式進行稅收籌劃，這能夠最大程度地降低稅負，較為穩定地節約現金流，增加現金儲備，為包括研發投入在內的創新活動提供良好保障，從而有利于企業在實現穩定盈利的基礎上，進一步實現可持續增長。

研發投入是企業基于中長期戰略提高內部資源運用效率的根本性經營策略，是企業通過科技創新實現高質量發展的必由之路，也是實現可持續增長的主要路徑之一［1］。而主動、積極的稅收籌劃行為能夠提高企業現金流水平，為研發投入提供更多資金保障［2］。因此，本文將重點考察稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用及其持續性問題，以及研發投入在其中的中介效應，明確具體的作用機制。這不僅有利于幫助企業等市場主體借助稅收戰略精準地實現可持續增長，還能夠為政府打造優質營商環境、制定和調整相關科技創新政策奠定堅實的微觀實證基礎。

本研究貢獻主要在以下三個方面：一是彌補了已有文獻中有關稅收籌劃積極影響研究的不足，并將稅收籌劃的經濟后果拓展到企業可持續增長領域，豐富了相關研究，也為我國營商環境建設提供了微觀證據；二是考察了稅收籌劃影響企業可持續增長的傳導機制，將研發投入引入框架中進行實證分析，發現“稅收籌劃—研發投入—企業可持續增長”的作用路徑，為企業稅收籌劃提供更為充分的參考依據，也為國家全面完善科技創新政策提供證據支持；三是創新性地分別以融資約束和行業競爭度為調節變量，探討不同情境下稅收籌劃與企業可持續增長之間關系可能存在的差異，對更有針對性地提升我國企業可持續增長能力具有重要的參考價值。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

稅收籌劃從本質上講是企業在法律和政策允許的框架內，預先對投融資以及各項經營活動的安排籌劃，以達到最大稅后利益的目的。現階段，稅收規避作為上市企業進行稅收籌劃的主要方式，相關的經濟后果研究十分豐富，主要包括現金持有價值、企業價值和投資效率三個方面，但都尚未形成定論。從現金持有價值看，Foroughi 和Mohamadi（2014）［3］發現，企業稅收規避程度越高，現金持有價值越低；但陳勝藍和賈思遠（2016）［4］發現，企業稅收規避對現金持有價值具有正向凈效應；鄭寶紅和曹丹婷（2018）［5］進一步發現，在管理者和控股股東代理成本較低的企業中，稅收規避才會增加現金持有價值。從企業價值看，孫剛（2013）［6］發現，對于治理能力較差的企業，隨著稅務稽查強度增加，企業避稅會降低債務融資成本，使公司價值增加；但童錦治等（2015）［7］實證分析后發現，企業避稅總體上會提高債務融資成本，降低資金配置效率，無法提升企業價值；Kim等（2011）［8］也得出相似結論，認為避稅會增加企業代理成本，從而減少企業價值。從投資效率來看，Armstrong等（2012）［9］發現，企業避稅會使固定資產和研發投入增長下降，最終抑制企業投資效率；劉行和葉康濤（2013）［10］研究后也發現，避稅會引發過度投資，降低企業投資效率；洪金明等（2022）［11］則認為，我國上市公司稅收規避存在同伴效應，能夠提升企業投資效率。

關于企業可持續增長的影響因素，也有不少學者開展了細致研究。Smith 等（2006）［12］發現，較大的管理層權力有利于提高企業資源配置效率，從而促進企業可持續增長；Uvarova等（2016）［13］發現，實施創新戰略有助于企業實現可持續增長；劉中燕和周澤將（2019）［14］發現，技術董事通過提高研發投入可以促進企業實現可持續增長；楊松令等（2021）［1］研究發現，新三板企業轉板上市后，多層次資本市場能幫助企業更好地進行自我成長，從而促進企業可持續增長。除此之外，配置金融資產［15］、高質量資產［16］也都能顯著提升企業可持續增長水平；而投資不足［17］、實際控制人的國有性質［18］、稅費負擔和政府補助［19］等則會降低企業經營效率，從而對企業可持續增長產生消極影響。

綜上所述，學界從不同角度對稅收規避和企業可持續增長分別展開研究，取得了豐富的理論成果。但是，關于如何保障企業可持續增長，現有研究鮮有從企業財務管理視角切入分析，也很少關注稅收籌劃對企業可持續增長可能存在的正向作用。因此，本文將稅收籌劃與企業可持續增長聯系在一起，并探討具體的作用機制，以拓展相關領域研究。

（二）稅收籌劃與企業可持續增長

企業的性質在于價值創造和價值實現［20］。從財務管理角度看，可持續增長反映了企業長期目標，是企業核心競爭力的終極體現，即企業成長與財務資源之間的匹配能力。其中，適度提高現金儲備水平是保障企業可持續增長的重要途徑。相關實證證據表明，通過合理配置金融資產，企業為主營業務發展提供了有效資金保障，從而能夠增強盈利能力，促進可持續增長［15］。企業避稅等稅收籌劃行為是提高現金儲備水平的一種有效手段，通過“現金流入效應”直接增加企業現金持有量，并進一步通過優化相關管理決策，間接影響企業現金流量規劃［21］。由此可初步推斷，企業稅收籌劃行為通過提高現金流穩健性，對可持續增長起到促進作用。

現金具有很強的流動性，持有現金有助于企業應對外部環境不確定性所帶來的沖擊［22］，會直接影響企業當期的可持續增長水平。企業在經營過程中，稅金支出占現金流出的比例較大，避稅行為通過提高企業當期資金儲備水平，從而提高了應對經營活動不確定性的能力。具體作用機制主要有：從企業管理視角看，合理的避稅行為有利于改善企業當期財務狀況，緩解財務危機，幫助企業建立競爭優勢［23］；從股東價值視角看，稅收籌劃給企業和股東帶來的收益大于可能帶來的成本，有利于企業更好地生存和發展［4］；從信號傳遞視角看，在貨幣政策緊縮期，企業實際稅負降低會被投資者視為當期利好信號，增強了投資者對企業的信心［24］。由此可見，避稅等稅收籌劃行為不僅增加了企業內部當期現金資源，還改善了市場價值，從而促進企業當期的可持續增長。基于此，本文提出假設1。

H1：稅收籌劃會促進企業當期的可持續增長。

進一步分析，稅收籌劃對企業可持續增長產生的促進作用具有持續性。也就是說，在若干年滯后期設定內，仍然能夠觀察到該作用所產生的影響。主要作用機理在于，基于稅收環境的相對穩定性和稅收規則影響企業資本結構等決策的廣泛性、深遠性等原因［25］，H1 提出過程中所總結的三項具體作用機制，在避稅行為后的一段時間內仍然可能繼續發生作用。但從“更長遠”來看，稅收規避帶來的信息不對稱和委托代理等問題［26］，如過度投資［27］、過度金融化［28］和管理自利［29］等，會不斷削弱上述促進效果，從而損害企業價值，最終降低企業可持續增長能力。基于此，本文提出子假設H1-1。

H1-1：稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用在一定時期內具有持續性。

（三）研發投入的中介作用

作為第一生產力，科技與創新是企業可持續增長的動力和源泉。從財務角度看，由于科技創新活動的結果具有不確定性等特點，相關企業往往面臨較大的融資約束，對研發支出構成抑制［30］。特別對于民營企業來說，融資成本更高，利率彈性更大，融資來源更少［31］。因此，與借貸等外源融資相比，內源融資更具可操作性。避稅等稅收籌劃行為通過“節流”方式，提高企業現金儲備水平，有效增加了內源融資資金來源，能夠從研發資金投入角度提高科技創新活動的可行性和活躍度。相關研究結果也對此提供了證據支持：稅收規避能夠提高企業的創新活動水平［32］，在競爭激烈的行業中尤為明顯［33］。

變量的描述性統計結果見表2 所列。SGR 值在-0.023～0.354之間，均值為0.075，可見，樣本企業可持續增長能力存在明顯差異。DDBTD的最小值為-0.071，最大值為0.078，存在負值，原因在于我國對應納稅所得額的定義比較嚴格，導致在稅收征管實務中，有的企業應納稅所得額超過了賬面利潤。RD的均值為0.022，即研發投入占企業年末總資產的平均水平為2.2%，說明研發投入水平整體不高；最小值為0，說明有的企業甚至沒有研發投入。

H2：研發投入在稅收籌劃與企業可持續增長之間發揮中介作用。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文選取我國滬深A 股上市公司2011—2020年數據進行實證研究。為提高研究的穩健性，對數據處理如下：①剔除金融類上市公司；②剔除被ST、*ST、PT 的公司；③剔除財務數據缺失、異常的公司；④為防止避稅指標的計算結果出現較大誤差，剔除稅前利潤為零及以下的公司，共獲取17 675個樣本觀測值。此外，為避免極端值對回歸結果的不利影響，對所有連續變量在1%和99%的水平上作縮尾處理。數據主要來源于CSMAR 數據庫和Wind數據庫，實證分析采用Stata16.0軟件。

（二）變量定義

1.企業可持續增長能力

企業可持續增長能力是其保持長期競爭優勢、實現持續盈利的能力。借鑒劉斌等（2002）［39］的研究，運用可持續增長靜態模型對企業可持續增長能力進行度量，即可持續增長率（SGR）=銷售凈利率×收益留存率×（1+產權比率）/［1/總資產周轉率-銷售凈利率×收益留存率×（1+產權比率）］。

2.企業避稅程度

模型制備后立即尾iv給藥，給藥體積為5mL/kg，模型組給予等體積0.9%氯化鈉注射液。給藥后繼續禁食禁水，24 h后用CO2吸入處死，沿賁門向上鈍性分離并剪取食管約3～4 cm，沿縱軸將食管剪開，生理鹽水沖洗干凈，鋪平，肉眼觀察病變程度并評分（評分方法見表1），計算食管炎抑制率。

這個謎底到20世紀80年代時才小小的揭開了一角。據張三爺的孫子張家善先生講，張三爺在世時，每年除夕，必供上張、趙、馬三姓牌位，說是自己武功的祖師，并說張、趙、馬三位是明末清初人，是明朝武將，明亡后隱居山林，創拳傳拳自娛。對于三位祖師，張三爺自己也只知其姓，不知其名。后來張三爺又得過深州李武師、鄚州李武師指點，博采眾長，融會貫通，已非是某人某家某派的專一武功了，而張三爺也不想創造新拳，所以對拳種門派就閉口不談了。這里說句題外話，據我的推測，以張三爺的年齡和當年的江湖地位，出身深州的李姓武師，有資格指點他的，恐怕只有一個——形意祖師李洛能。

3.研發投入強度

（4）碾壓。母體瀝青混合料的鋪筑要嚴格控制骨架空隙率，因此在碾壓時要選擇碾壓機械和碾壓遍數。同普通瀝青混合料一樣碾壓工藝分為初壓、復壓和終壓三個階段，其具體碾壓工藝為：初壓使用12t鋼輪壓路機碾壓1遍；復壓采用靜壓法碾壓1～2遍；終壓使用＜7t鋼輪壓路機進行收光。要求壓實度控制在95%～100%。

參考劉鳳根等（2022）［41］的做法，用研發投入與期末總資產之比來度量研發投入強度，并記為RD。

4.控制變量

經過長時間連續記錄多片新陰極板的導電片變化發現，銅導電片上的變化是有一定規律的：新的陰極板導電片裝入電解槽內，首先變為翠綠色，然后漸漸變為深綠色，這是因為導電片表面生成的堿式碳酸銅與電解液溢出的酸霧逐漸發生反應；分布也呈現一定的規律，同一電解槽兩端的陰極板導電片由翠綠變為深綠色時間較長，電解槽中間部分的陰極板銅導電片由翠綠變為深綠色時間較短，這是由于槽中間處酸霧溢出量比電解槽兩端的進液和下液端大，酸霧溢出量大加速了反應(5)的進行。

借 鑒楊松令等（2021）［1］、劉中燕和周澤將（2019）［14］、劉夢凱和謝香兵（2021）［15］等的研究設計，加入公司特征、財務狀況和公司治理等不同維度的控制變量，包括企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、現金流比率（Cashflow）、成長能力（Growth）、董事會規模（Board）、獨立董事比例（Indep）、兩職合一（Dual）、產權性質（SOE）和股權集中度（Top1）。此外，為了消除行業特征差異以及隨時間變化的宏觀經濟環境的影響，本文還設置了行業（Ind）和年度（Year）虛擬變量。

各變量定義具體見表1所列。

（三）模型構建

參考已有研究，設計模型（1）來檢驗H1 及H1-1：

國內外已有研究中，企業避稅程度的衡量方法主要有兩種：一是企業實際所得稅稅率及其變體，二是企業會稅差異（BTD）及其變體。由于第一種方法可比性差，且主要適用于西方情境，本文采用第二種方法來衡量企業避稅程度。BTD=（稅前會計利潤-應納稅所得額）/期末總資產，該數值越大，說明企業避稅程度越高。其中，應納稅所得額=（當年企業所得稅費用-遞延所得稅費用）/名義所得稅率。在此基礎上，Desai 和Dharmapala（2006）［29］使用扣除應計利潤影響后的會稅差異（DDBTD）來補充度量企業避稅程度。BTD 和DDBTD可以分別表示為BTDi,t=αTACCi,t+μi+εi,t和DDBTDi,t=μi+εi,t。其中：應計利潤總額TACC=（凈利潤-經營活動產生的現金流量凈額）/期末總資產；μi為樣本期企業i殘差的平均值；εi,t為t年度殘差偏離企業i平均殘差μi的程度。可見，DDBTD代表BTD中不能被應計利潤解釋的部分，從而剔除了相關因素的干擾。這里參照胡耘通等（2021）［40］的做法，采用DDBTD指標反映避稅程度。

同時，設計模型（2）、模型（3）來檢驗H2：

近年來,開關柜局部放電的檢測一直是國內外眾多學者的研究熱點和難點,一些檢測方法也應運而生,例如弧光檢測、超聲波檢測[3-4]、超高頻檢測以及音頻聲事件檢測等。高壓開關柜在封閉的環境下運行,因此,為檢修工作不會影響開關柜的正常運作,廣大學者都更加傾向于采用非侵入式檢測。局部放電的過程往往伴隨著發光發熱、電暈聲甚至擊穿聲,這一過程便可以按照可聽聲的范圍,利用音頻事件檢測的方法進行開關柜的檢修與維護。同時,根據聲音信號的傳播特點,利用音頻事件檢測還可以準確定位故障源[5-7]。但是,目前的研究的特征主要是MFCC特征。MFCC是語音識別的常用特征之一,但是用于非語音識別上,實際效果還需要驗證。

金粉世家中的男人們，有三種。一種是野心勃勃的政客；一種是花天酒地的紈绔子弟；一種是奮發向上的熱血青年。幾乎有些模式化了。對比而言，女性的形象就要豐富許多。

運用模型（1）考察稅收籌劃對企業可持續增長的影響，回歸結果參見表3（I）列。企業避稅程度DDBTD的回歸系數為0.465，且在1%水平上顯著。這表明，DDBTD 與SGR 之間呈現顯著的正相關關系，說明稅收籌劃對企業當期可持續增長產生促進作用，H1 得以驗證。為了進一步考察稅收籌劃對企業可持續增長的影響是否具有持續性，對SGR滯后1—3 期進行回歸分析，結果見表3（II）—（IV）列。企業避稅程度DDBTD 的回歸系數分別為0.302、0.233和0.172，均為正值且顯著，說明稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用具有持續性。觀察可見，滯后1期的系數小于滯后2期的系數，滯后2期的系數又小于滯后3期的系數，這說明稅收籌劃對可持續增長的促進作用在逐年衰減，持續時間是有限的。由此，H1-1得到驗證。

掀開一個黑色遮陽網，栽培香菇的大棚里幽暗而濕潤，矮矮的菇木密密排列著，鮮嫩的香菇就在這些菇木上靜靜生長，如同童話故事里小精靈的村莊。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

可持續增長理論表明，創新是企業可持續增長的必要條件。對中小板企業來說，加大技術創新力度是提高業績的根本路徑［34］；對創業板企業來說，研發投入與績效正相關［35］；對我國A股企業尤其是高新技術企業來說，增加研發投入或加強對企業技術創新資金支持，會顯著提升企業盈利能力或財務可持續發展能力［36-37］。也有學者發現，制造業企業的研發投入不僅與當期績效呈現正相關，而且在設立兩年滯后期后考察，這種關系仍然顯著［38］。由此可見，研發投入能夠提升企業績效，從而促進企業當期和后期的可持續增長。從具體的作用機制來看，這種正向影響主要源于研發投入對生產成本的降低作用、對營業收入的提高作用以及對相對競爭優勢的形成和鞏固作用。總而言之，隨著市場競爭程度加深，稅收籌劃在增加研發投入中的作用更加不容忽視，而更高水平的研發投入為企業可持續增長又提供了更為可靠的保障。據此，本文提出假設2。

表2 變量描述性統計

（二）基本假設檢驗

其中：i表示樣本；t表示年份；j=［0，3］，用以表示滯后期數；εit、σit、θit分別表示各個模型的殘差。模型（1）用于檢驗稅收籌劃對企業可持續增長的影響及其持續性。針對H1，應觀察j=0時α1的方向和顯著性，如果α1顯著大于0，說明稅收籌劃促進企業當期可持續增長。針對H1-1，應觀察j=［1，3］時α1的方向和顯著性，以驗證該影響是否具有持續性。針對H2，應觀察模型（2）中的β1和模型（3）中的γ1、γ2，如果β1顯著大于0，說明稅收籌劃促進企業當期研發投入；如果α1、β1、γ1在j=0時均顯著，則說明研發投入在稅收籌劃對企業當期可持續增長的影響中發揮中介效應；觀察γ2在j=［1，3］時的方向和顯著性，能夠判斷研發投入中介作用的持續性。進一步觀察，如果γ1顯著小于α1，則說明研發投入起部分中介作用；若γ1不顯著，則說明研發投入起完全中介作用。

表3 基本假設的檢驗結果

（三）中介效應檢驗

運用模型（2）觀察稅收籌劃對企業研發投入的影響，回歸結果見表4（I）列。DDBTD 的回歸系數為0.055，且在1%的水平上顯著，可見稅收籌劃促進企業當期研發投入。模型（3）的回歸結果見表4（II）列。DDBTD 的回歸系數為0.437，RD 的回歸系數為0.508，均在1%水平上顯著，說明研發投入顯著促進了企業當期可持續增長。依據逐步回歸分析原理，可以做出判斷，研發投入在稅收籌劃與企業當期可持續增長之間起中介作用。進一步比較模型（1）和模型（3）的回歸結果，DDBTD 的回歸系數從0.465降到0.437，說明研發投入在稅收籌劃與可持續增長之間發揮部分中介效應。

運用模型（3），將稅收籌劃對企業可持續增長滯后1—3期進行回歸分析，結果見表4（Ⅲ）—（V）列。DDBTD的回歸系數分別為0.276、0.211和0.159，均為正值且顯著，說明加入中介變量后，稅收籌劃對企業可持續增長的影響仍然具有持續性。進一步觀察，滯后1期的系數小于滯后2期的系數，滯后2期的系數又小于滯后3期的系數，說明加入中介變量后，稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用仍在逐年衰減，持續時間是有限的。由此，H2 得到驗證。此外，進行Sobel檢驗，結果顯示z值為8.137，p值為0，再次驗證了中介效應在1%水平上顯著存在。

表4 中介效應的檢驗結果

五、穩健性檢驗

（一）內生性檢驗

新聞報紙并沒有想象中那么公正客觀，它是意識形態的傳播工具，更多的是代表其所屬國家的利益。本研究從語言學的角度分析了中美兩國對“一帶一路”戰略的觀點和態度，從中也可以看出，國家間的關系并非一成不變，而是由它們之間的共同利益決定的。因此，人們也可以從不同的新聞報道中看出國家之間關系的轉變。本研究也提醒廣大讀者們用批判的思維去閱讀新聞報道，把握其中的真相。同時也希望國內的媒體朋友們通過更好地使用語言工具打造積極的中國形象，從而助力“一帶一路”的偉大實現。

表5 內生性檢驗結果

（二）替換可持續增長能力指標

參考覃志剛等（2021）［43］的做法，在回歸模型中加入各地區人均GDP（單位：萬元），用來控制地區間經濟發展水平差異對本文研究結論可能產生的影響，回歸結果見表10 所列。檢驗結果與前文基本保持一致，說明本文主要研究結論仍然成立。

表6 替換可持續增長指標的檢驗結果

續表6

（三）替換避稅程度指標

參考劉行和葉康濤（2013）［10］的研究，結合我國稅收環境，采用名義所得稅率與實際所得稅率之差（RATE）來衡量企業避稅程度，該差額越大，表明企業避稅程度越高。替換指標后的回歸結果見表7所列，可以看出各主要變量回歸系數變化幅度很小，檢驗結果與替換變量前具有一致性，說明本文主要研究結論仍然成立。

表7 替換避稅指標的檢驗結果

（四）替換研發投入指標

為進一步驗證研發投入中介效應的穩健性，把研發投入的衡量指標替換為企業研發人員占比（RN），替換指標后的回歸結果見表8 所列。各主要變量回歸系數的變化幅度很小，檢驗結果與替換變量前具有一致性，說明本文主要研究結論仍然成立。

為考察內生性問題，引入代表同年度、同行業企業避稅程度的均值指標Mean_DDBTD。如果企業的避稅程度DDBTD 大于Mean_DDBTD，設置變量MDDBTD=1，否則取值為0。MDDBTD 屬于二分類變量，能夠較好地滿足工具變量相關性和外生性的要求。因此，可借鑒黃賢環和王瑤（2022）［28］的做法，以MDDBTD為工具變量進行2SLS回歸。此外，選擇Cragg-Donald Wald F statistic 做弱工具變量檢驗，結果顯示統計量大于10%的臨界值且顯著，可以認為該工具變量選擇是合理的。加入工具變量后，回歸結果見表5 所列。觀察（I）列，第一階段回歸結果顯示MDDBTD 和DDBTD 的相關系數為0.034，并且顯著，說明具有很強的相關性；觀察（II）列，第二階段DDBTD的系數為0.435，該值為正且顯著。可見，在解決了可能存在的內生性問題后，稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用仍然成立。

表8 替換研發投入指標的檢驗結果

續表8

（五）替換樣本

制造業企業在樣本企業中占據主要地位，是我國實體經濟的有力支柱，在經濟高質量發展過程中發揮著關鍵作用。制造業企業具有較強的合理避稅潛力，對科技創新的現實需求也較強。基于此，本文單獨選擇制造業樣本企業進行檢驗，回歸結果見表9所列。檢驗結果與前文基本保持一致，說明本文主要研究結論仍然成立。

與此同時，雖然刑事立法政策也只有通過納入刑事立法途徑才可在司法過程中發揮更為有效、更為明確的作用，但法律是社會治安的最后屏障。與法律的保守性、穩定性相伴的僵化性所導致的法律規范不能適應于社會實際情況和實際需要的現象廣泛地存在于各個國家。因而，在刑事法律尚不完備的時期，刑事立法政策可以直接成為定罪量刑的根據;在刑事法治已經基本確立的今天，刑事立法政策對刑事司法仍起著重要的指導功能，一定程度上能夠彌補法律空白，產生重要的社會影響。

表9 制造業樣本企業的檢驗結果

續表9

（六）控制地區經濟發展水平

借鑒靳曙暢（2019）［42］充分考慮股東、債權人利益的做法，用“企業可持續發展率”來衡量企業可持續增長能力。企業可持續發展率（SUS）=凈資產回報率×收益留存率/（1-凈資產回報率×收益留存率）。替換指標后的回歸結果見表6所列，可以看出各主要變量回歸系數變化幅度很小，檢驗結果與替換變量前具有一致性，說明本文主要研究結論仍然成立。

老年人跌倒發生率高、后果嚴重，是高齡老年人首位傷害死因，對個人、家庭以及社會都帶來巨大的負擔［1］。在老年人跌倒的危險因素中，患慢性病是一個很重要的因素，老年人隨著年齡的增加，機體功能衰退，應變能力減退，各種慢性病的患病率逐漸增加［2］。防范住院患者跌倒或墜床是醫院護理質量管理中的一個重要方面，也是評價醫院醫療護理質量的一個重要指標［3］。本研究通過對2012年在我院內科住院老年人進行平衡指數測定，并且通過機器數據語言獲取患者跌倒的風險指數及來源，有針對性給予防跌倒宣教，效果滿意，現報道如下。

表10 控制地區經濟發展水平的檢驗結果

六、進一步分析

考慮稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用，可能會受到相關調節變量影響。本文從融資約束和行業競爭度兩個角度出發，進一步探討這兩個具體情境對基本假設的影響，為相關企業決策提供科學的實證依據，也為政府因地制宜和分類施策提供參考。

（一）融資約束的調節作用

由于我國金融市場不夠完善，仍屬于弱式或半強式有效市場，因此企業廣泛面臨著融資約束問題，即融資渠道窄、融資成本高。這導致大部分上市企業常常不能通過資本市場高效地籌集生產經營活動所需要的資金，從而影響企業可持續增長。當企業面臨的融資約束問題越嚴重，能從外部獲得的融資金額就越少。此時，企業為了滿足自身可持續增長的需求，便會加大對稅收規避這種成本較低的內部融資方式的依賴程度［44］。因此，融資約束越嚴重，越有可能強化稅收籌劃對企業可持續增長的促進作用。

本文參考 Hadlock 和 Pierce（2010）［45］的做法，首先，將樣本觀測值分別按照企業規模（企業總資產的自然對數）、企業年齡（觀測年度-企業成立年度）從小到大進行排序，取企業規模、企業年齡排前33%觀測值的交集作為低融資約束組（FC=0），取企業規模、企業年齡排后33%觀測值的交集作為高融資約束組（FC=1）。其次，選取資產負債率（Lev）、市場價值與賬面價值之比（MB）、凈營運資本與總資產之比（NWC/TA）和息稅前利潤與總資產之比（EBIT/TA）四個融資約束相關度量指標與FC 共同構建Logit 回歸模型，并根據上述樣本求出各個系數的估計值，得到計算公式為：

最后，利用該公式計算出所有樣本企業的融資約束程度（FC）。該數值越大，說明企業面臨的融資約束越嚴重。以模型（1）為基礎，加入融資約束程度（FC）與企業避稅程度（DDBTD）的交乘項FC×DDBTD，對融資約束做進一步的調節效應檢驗，相關結果見表11 所列。在（I）列中，交乘項FC×DDBTD 的回歸系數為0.394，并且顯著，說明融資約束在稅收籌劃與企業可持續增長之間發揮正向調節作用。

⑤Krugman P．，“What Should Trade Negotiators Negotiate about?”Journal of Economic Literature，1997，35(1)，pp．113 ～120．

（二）行業競爭度的調節作用

行業競爭度是指企業所處行業中競爭的激烈程度。在競爭激烈的行業中，企業盈利空間被壓縮，創造現金流的能力被削弱，這會影響到企業戰略選擇和財務決策，企業管理層往往會選擇更為激進的避稅行為［46］，以謀求充裕的資金儲備來支撐自身可持續增長。而且，市場競爭激烈會讓管理層基于業績的壓力，作出有利于提升企業競爭優勢的決策，從而提高經營效率，促進可持續增長。因此，行業競爭越激烈，越有可能增強稅收籌劃對企業可持續增長的積極作用。

參照劉曉華和張利紅（2016）［47］的做法，用赫芬達爾指數（HHI）表示行業競爭度，公式為其中，Si為企業i的市場份額，即該企業營業收入與整個行業總營業收入之比。制造業使用二級行業分類，其他行業使用一級行業分類。考慮HHI值越大，意味著市場集中度越高，所以這里采用HHI指數的反向指標FHHI衡量行業競爭程度，FHHI與行業競爭程度正相關。在模型（1）的基礎上，引入FHHI與DDBTD 的交乘項FHHI×DDBTD 對行業競爭度的調節作用做進一步分析，結果見表11所列。在（II）列中，交乘項FHHI×DDBTD 的回歸系數為0.723，并且顯著，說明企業面臨的行業競爭越激烈，稅收籌劃與企業可持續增長之間的正向關系越明顯。

表11 調節作用的檢驗結果

七、結論與建議

為研究稅收籌劃與企業可持續增長關系，本文選取2011—2020 年滬深兩市A 股非金融類公司財務數據，在理論分析基礎上進行實證研究。研究結果表明：第一，稅收籌劃會顯著促進企業當期可持續增長，并且該促進作用在一定時期內具有持續性；第二，通過中介效應檢驗發現，企業避稅對研發投入具有顯著的正向影響，企業通過避稅增加的現金流提高研發投入強度，從而促進可持續增長水平提升，得出研發投入發揮部分中介作用的結論；第三，通過調節效應檢驗得出，融資約束和行業競爭度分別在稅收籌劃與企業可持續增長之間發揮正向的調節作用。

基于以上研究結論，本文提出如下建議：①政府應通過營商環境建設打造優質稅收環境。可依據世界銀行營商環境評價指標體系中納稅指標的要求，從便利性和時間成本及兩者設立依據、總稅收與繳費率以及稅后流程等三個層面打造優質稅收環境，充分保障納稅人合法權益。②企業應重視科學的稅收籌劃管理。運用合法的稅收籌劃權利，節約資金，提高現金儲備，以保障可持續增長。③政府和企業要進一步重視研發投入和技術創新在實現企業可持續增長中的作用。政府應采取更多的政策措施激勵企業創新，企業要重視科技創新管理，穩步提高研發投入水平，提高相對競爭優勢，不斷增強發展后勁，促進可持續增長。④企業要正視促進效應持續性的相關問題。由于稅收籌劃和研發投入對可持續增長的間接或直接促進作用都是隨時間推移而衰減的，因此，企業要構建動態稅收戰略和建立穩定的研發投入機制，以提高可持續增長的穩健性。⑤政府應進一步完善多層次資本市場建設，有效緩解企業面臨的融資約束。避稅的空間畢竟是有限的，所節省或增加的現金流對可持續增長的支撐作用也是有限的。更加有效地實現企業可持續增長所需的資金保障，有賴于建立強式有效的多層次資本市場。⑥政府要維護好良性的市場競爭機制，減少對企業的干預。政府要通過深化體制機制改革，鞏固市場競爭機制，充分利用市場競爭促進企業實現可持續增長。

本文設定的邊界條件將在下面依次說明，在只對水下船體阻力研究時，邊界條件設定的比較簡單，在粘性模型中選擇RNG k-ε 模型，在對材料進行定義時，需要添加液體水，對船舶在不同的航速時需要對inlet-water速度進行相應的設定，例如當船舶的航速在12 knots時，將inlet-water速度設定為6.1733m/s2，如果要研究船舶處于空氣和水兩種介質中的阻力，要使用VOF模型，并追蹤空氣、水二相流的自由液面，在靜水面劃分不同介質的流域，即靜水面以上為空氣部分，靜水面以下為液體水部分，對船舶航行的阻力進行計算，應保證船舶水線面與氣液相界面保持一致。