山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

及财政实力较弱的地区中引发了企业“重数量、轻质

量”的“创新陷阱”，加剧了区域之间创新发展的“马

太效应”。地方政府隐性债务膨胀更容易诱发经济发

展较落后的地区陷入“经济落后—财政紧张—地方

政府隐性债务扩张—创新质量降低—经济落后”的

恶性循环，假说 H2b 得到验证。

表 7 基于区域财政实力的异质性检验

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.103

***

（4.117）

0.021

（0.862）

0.036

**

（2.216）

-0.033

**

（-2.186）

N 10566 10566 10705 10705

Panal A 财政收入异质性

高财政收入 低财政收入

变量 （1） （2） （3） （4）

adj. R

2 0.772 0.839 0.743 0.827

Panal B 财政压力异质性

变量

高财政压力 低财政压力

（1） （2） （3） （4）

inv_ pat cite_ pat inv_ pat cite_ pat

gov_debt

0.048

***

（2.842）

-0.027

*

（-1.726）

0.097

***

（4.270）

0.023

（1.026）

N 10220 10220 11056 11056

adj. R

2 0.750 0.830 0.763 0.834

七、结论与启示

（一）研究结论

地方政府隐性债务扩张不仅会带来系统性的

经济、金融风险隐患，也会对企业创新产生重要影

响。实证研究显示：第一，地方政府隐性债务加剧

了企业实质性创新“重数量、轻质量”的“创新陷

阱”，对中国高质量发展产生了不利影响；第二，地

方政府隐性债务通过挤占信贷资源、诱导企业金

融化抑制了企业发明创新，还导致了政府补贴的

激励扭曲，使得企业为争夺有限的补贴而更注重

发明创新数量的增加，却忽视了创新质量的提升；

第三，地方政府隐性债务不仅强化了政企关系较

好的企业陷入“重数量、轻质量”的“创新陷阱”，还

强化了创新质量的区域差距。

（二）对策建议

创新是我国实现中国式现代化的重要动力。地

方政府隐性债务扩张引发了企业“重数量、轻质量”

的“创新陷阱”，这不利于解决发展不充分问题，同

时地方政府隐性债务带来的区域创新质量差距又

不利于解决发展不平衡问题。基于以上结论，得出

三点政策启示。第一，严控债务规模，积极化解隐性

债务风险。从长期高质量发展与防范经济、金融风

险的角度来看，都应当坚持“严控新增+化解存量”

的基本思路，积极化解地方政府隐性债务。注重打

破地方政府对上级政府的救助预期，按照统一口径

建立隐性债务核算指标体系，建立地方债务风险监

测体系与隐性债务管理体制，加大对地方政府违规

举债行为的监管和政策执行力度。同时，还应当完

善央地财政关系、优化地方官员考核体系，从源头

抑制地方政府隐性债务的扩张。第二，注意地方政

府债务化解的区域差异性。对于地方债务治理方式

方法需要因地制宜，防止“一刀切”。尤其对于经济

欠发达地区，要注重加大转移支付力度，在地方政

府公开债券限额分配上适当予以倾斜，不断拓宽和

规范地方政府的融资渠道，通过“开源、节流”缓解

地方财政压力，避免对于地方隐性债务的依赖。同

时，对于这些地区也要坚持中央不救助原则，硬化

地方财政的预算约束，规范官员问责体制。第三，优

化政府对企业创新补贴的激励制度：一方面，注重

完善事前甄选、事中监管和事后评价机制，形成对

于专利质量长期科学的监控体制，避免企业为获得

政府补贴而进行短期行为；另一方面，强化普惠性补

贴政策实施力度，注重对人力资本等要素的补贴，为

企业高质量创新提供良好环境。

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·98·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

注释：

淤 数据来源于WIPO IP Statistics Data Center，https://www3.wipo.int/ipstats/。

于 参见：https://www.wipo.int/pressroom/zh/articles/2022/article_0011.html。

盂 发展型地方政府是指：发展中国家在向现代工业社会转变的过程中，以推动经济发展为主要目标，以长期担当经济发展

的主体力量为主要方式的政府模式（郁建兴、高翔，2012）[2]。

榆 例如，截至2022年末，青海和贵州的负债率（政府债务余额/GDP）均超过了60%，分别达84.3%和61.8%，而江苏、上海和广

东的经济实力强劲，负债率均低于20%。参见：https://finance.sina.com.cn/jjxw/2023-02-16/doc-imyfwptr2240559.shtml。

虞 参考 Hadlock and Pierce（2010）[34]建立衡量企业融资约束程度的模型：Pr（QUFC=1 or 0|Zit）=e

Zit （/ 1+e

Zit ），其中Zit=琢0+

琢1sizeit+琢2levit+琢（3 CashDiv/ta）it+琢4MBit+琢（5 NWC/ta）it+琢（6 EBIT/ta）it。上式中，size为总资产的自然对数；lev为资产负债率；CashDiv为

企业当年发放的现金股利；MB为企业市账比；NWC为净营运资本，等于营运资本-货币资金-短期投资；EBIT为息税前利润；ta为

总资产。第一步，按照年度对公司规模、公司年龄、现金股利支付率三个变量进行标准化处理，并根据标准化后的变量均值确定

虚拟变量QUFC，大于66%分位的样本其QUFC值为0，小于33%分位的样本其QUFC值为1。第二步，对上述模型进行Logit回归，以

P（r QUFC=1）的大小表示融资约束（FC）。

愚 金融化资产包括交易性金融资产、衍生金融资产、其他流动资产、发放贷款及垫款、可供出售金融资产、持有至到期资产

及投资性房地产。

舆 具体而言，以企业每年的研发补贴中值构建哑变量，对于研发补贴大于50%分位的样本其tecsubsidy值为1，小于50%分位

的样本其tecsubsidy值为0。下文中notaxsubsidy变量的构建方法与此类似，使用企业剔除税收优惠后的政府补贴的中值构建哑变

量，对于政府补贴大于50%分位的样本其notaxsubsidy值为1，小于50%分位的样本其notaxsubsidy值为0。

余 限于数据可得性，使用国泰安数据库中的专利数据，该数据截止日期为2017年。

俞 中心城市为省会城市和副省级城市。

逾 老工业基地参照《发展改革委关于印发全国老工业基地调整改造规划（2013-2022年）的通知》确定。

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（三）不足与展望

本文对地方政府隐性债务与创新发展之间

的关系进行了深入探讨，但在研究过程中仍存在

一些不足之处。第一，地方政府隐性债务的精准

测算仍待探索。由于存在基础数据可得性、统计

口径差异性等问题，地方政府隐性债务尤其是地

级市层面的隐性债务的精准测度仍然有待进一

步探索。未来应当通过挖掘大数据、加强实地调

研等手段，进一步获得更为丰富的地方政府隐性

债务数据，并在此基础上更为科学地对地级市层

面的隐性债务进行测算。第二，“重数量、轻质量”

的“创新陷阱”带来的经济后果仍待深入研究。

“重数量、轻质量”的“创新陷阱”是否会导致企业

竞争力下降？长期来看，是否将导致技术进步迟

缓？未来应从多方面对“创新陷阱”所带来的经济

后果展开实证分析。

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·99·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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［责任编辑：陈冬博］

董香书，等：地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

·100·

工商管理

Journal of Shanxi University of Finance and Economics

DOI 编码：10.13781/j.cnki.1007-9556.2023.12.008

2023年12月

第45卷 第12期

Dec.，2023

Vol.45 No.12

政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

——理论分析与研究展望

叶文辉，周 静

（云南财经大学 经济学院，云南 昆明 650221）

［摘 要］随着创新驱动战略的实施，如何有效发挥政府在企业创新体系中的作用受到了广泛关注。创新活动是一个系统

性的互动过程，多元创新主体与创新环境的相互作用形塑了企业创新活动的绩效。首先对企业创新的内涵、特点以及内外部影

响因素进行梳理，之后以此为基础，从政策“推力”、政策“拉力”以及政策组合之间的协同效应来探索创新支持政策对企业创新

的作用机制及其影响效果，最后对现有研究进行总结并对未来研究方向进行展望。

［关键词］企业创新；创新政策；政府补助；税收激励；政府采购

［中图分类号］F273.1 ［文献标志码］A ［文章编号］1007-9556（2023）12-0101-10

How do Policies’“Pushing Force”and“Pulling Force”

Affect Enterprise Innovation

——Theoretical Analysis and Research Prospect

YE Wen-hui, ZHOU Jing

（School of Economics, Yunnan University of Finance and Economics, Kunming 650221, China）

Abstract: Along with the implementation of the innovation-driven strategy, it has been widely concerned how to effectively play

the role of the government in enterprise innovation system. Innovation activity is a systematic interactive process. And the interaction

between multiple innovation subjects and innovation environment shapes the performance of enterprise innovation activities. This paper

firstly combed the connotation and characteristics of enterprise innovation, as well as its internal and external influencing factors.

Based on this, we selected both policies’“pushing force”and“pulling force”, as well as the synergy effect of policy mixes, to explore

the action mechanism and effects of innovation support policies on enterprise innovation. Finally, the thesis summarized existing

researches and looked forward to future research direction.

Key W ords: enterprise innovation; innovation policy; government subsidies; tax incentives; government procurement

［作者简介］叶文辉（1967—），男，四川仁寿人，云南财经大学经济学院教授，经济学博士，主要研究方向是公共经济与

国民经济；周 静（1992—），女，湖南常德人，云南财经大学经济学院博士研究生，主要研究方向是公共经济与

国民经济。

一、引言

近年来，中国企业面临着经营成本上升、环境规

制趋严、发达国家制造业回流等多种因素的挑战，导

致国际竞争力有所削弱。特别是在中美经贸摩擦升

级和新冠肺炎疫情爆发等突发事件之后，中国制造

业持续承受着压力。在这种背景下，创新成为提升企

业竞争优势的核心动力，它是解决“低端锁定”困境、

确保产业链安全、应对中美博弈并实现经济高质量

·101·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期 叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

增长的重要手段，而政策支持是促进企业创新的重

要因素。中国政府高度重视技术创新，通过制定战略

规划、提供财政资金支持等多种方式激励企业创新，

着力推动创新驱动型国家建设，并在此过程中形成

了具有中国特色的创新发展模式。在政府创新政策

的引导下，中国已成为全球创新强国。2022 年，中

国研发经费投入强度达 2.55%，超过了欧盟的平均

水平，研发经费投入位居全球第二，同时中国的专

利申请量居世界之首。然而，当前中国的很多科技

成果还在“沉睡”中，转化率较低的问题仍非常突出

（刘瑞明等，2021）[1]。在世界知识产权组织（WIPO）发

布的《2022 年全球创新指数》中，中国的创新指数排

名第 11 位。研发经费投入和创新指数排名形成了鲜

明对比，此时研究支持政策如何才能更加高效地提

升企业创新就变得尤为重要。为了回答该问题，本文

研究内容安排如下：首先，厘清企业创新的内涵、特

点以及内外部影响因素，为进一步分析提供基础；其

次，从供给侧与需求侧视角梳理支持政策对企业创

新的影响，以及政策组合对企业创新影响的协同效

应；最后，通过对现有文献进行理论梳理来展望未来

的研究方向，旨在为深入探索政府创新支持政策在

企业创新体系中的作用提供参考和借鉴。

二、企业创新的内涵、特征与影响因素

（一）企业创新的内涵

创新的概念最早由约瑟夫·熊彼特提出，1912

年熊彼特在《经济发展理论》中提出了创新理论，之

后又在《经济周期》和《资本主义、社会主义和民主》

中对创新理论进行了应用分析，最终形成了创新理

论体系。他认为，创新是通过将生产要素和生产条件

重新组合引入生产体系后，在破坏原有生产结构的

基础上创造新的结构，最终建立一个新的生产函数，

并且企业创新不能仅停留于发明，而是应该创造出

新利润、新技术、新产品等具有实际经济意义的结果

（郭国峰等，2007）[2]。也就是说，企业创新能通过一系

列的量变，推动企业实现降低成本、提高效率或增加

利润的质变，进而再循环往复，产生新的经济增长周

期。创新既包括与技术有关的产品创新和工业创新，

也包括与技术无关的组织管理创新和营销创新。此

后，有学者对历史文献进行了梳理，认为企业创新是

指在特定的经济社会环境中，企业通过生产、采纳、

消化吸收和应用有价值的新颖知识来更新和扩展产

品线、工艺、服务和制度（Mary and Marina，2010）[3]。

创新中的“新颖性”是相对于企业而言的，对整个经

济体来说可能并非是新的。因此，创新的技术来源可

以是企业的自主技术创新，也可以是外部引入的技

术。此外，创新不仅涉及知识的创造，还涉及知识的

应用，它们相辅相成，共同推动企业以及整个经济体

进步和发展。

（二）企业创新的特点

企业创新具有高风险与高收益的特点。创新是

一种具有开创性的活动，从研发创新投入到取得创

新成果再到创新成果转化、产品投入市场，需要企业

内部多个部门的协调与配合，并且还会受到外部环境

多种因素的影响，是一个复杂的系统工程，各个阶段

都充满着不确定性。企业进行创新活动需要投入大量

的人力与物力，且多数创新的周期较长，需要持续的

资金支持，这种高投入性在一定程度上形成了企业创

新的门槛。创新过程中的复杂性、不确定性以及高投

入性使得企业创新活动存在高风险，而与高风险所对

应的就是高收益。高收益是企业创新的主要动力源

泉，创新成果可以使得企业降低生产成本、提高生产

效率或者提供更能满足市场需求的产品，扩大市场占

有率，形成自己的核心竞争优势，甚至可以在一定时

期内形成技术垄断，最终获得超额利润。

企业创新还具有非竞争性和非排他性的特点。

当有新企业加入使用该创新成果时，不会影响其他

企业继续使用该成果，也就是说，当创新成果被研发

出来后，增加其使用者的边际成本为零。并且，企业

难以管控和防止其他未经授权的企业或经济组织使

用其技术创新成果，即便是借助国家的专利技术保

护制度，也无法对技术创新成果进行完备保护，甚至

在一定期限内很多技术创新的模仿是合法的。创新

的非竞争性与非排他性将引致创新的知识溢出与

“搭便车”行为。

（三）企业创新的影响因素

1.内部因素。影响企业创新的内部因素有很多，

如企业规模（冯根福等，2021）[4]、所有权性质及其结构

（王进富、张耀汀，2019）[5]、信息披露（张哲、葛顺奇，

2021）[6]、企业家精神（丁绒、罗军，2022）[7]等。由于公司

治理是企业创新的制度基础，并且企业创新投入的数

额、方向和类型等重大问题是由企业内部治理决定

的，所以本部分将着重梳理公司治理对企业创新的影

响。公司治理有两类基本机制：一类是监督机制，该机

制主要通过董事会和大股东对高层管理者的监督来

实现；另一类是激励机制，该机制主要通过管理层股

权和管理层薪酬来激励管理者为所有者的利益服务。

学者们对影响创新内部治理机制的讨论主要集中于

股权结构、高管激励、董事会治理等。

·102·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

股权结构设置是创新治理的基础，它决定了一

个公司最基本的治理架构，公司治理的各种问题均

可在股东层面找到根源（王奇波、宋常，2006）[8]。在股

权集中度方面，大股东的背景及其持股比例在一定

程度上决定了一个公司对创新的态度和对研发的支

持力度。大股东拥有较多股权，风险承担能力较强，

会更愿意进行创新投入（Muhammad et al.，2022）[9]。

但是，大股东也可能存在风险规避心理，不愿进行创

新投入（孙菁等，2021）[10]。并且，多个大股东的存在

还可能会导致监督过度，不利于企业的长远创新行

为（朱冰等，2018）[11]。在股权制衡度方面，股权制衡

可以减少管理者短视行为对创新绩效的负面影响，

有效约束大股东侵害其他股东权益和非效率投资行

为的发生，促使企业把资金配置到能够提升竞争优

势的创造活动中来，提高企业创新投入（张玉娟、汤

湘希，2018）[12]。但是，在股权制衡过程中，由于可能

存在股东之间的合谋或推诿，可能会不利于提高企

业的经营绩效（邓超等，2019）[13]。

高管在企业研发活动中处于主导地位，高管激

励是内部创新治理的关键着力点。对于高管激励，通

常采用薪酬激励和股权激励两种方式。在薪酬激励

方面，高管的薪酬水平设定能够有效地解决委托代理

矛盾和管理层风险厌恶问题，同时增强经理人投资创

新项目的动力，这有助于激发管理层为公司股东利益

最大化而努力。特别是在研发部门中，高管薪酬水平

的提高与企业研发专利数量和研发支出之间呈正相

关关系（叶涛等，2022；任广乾等，2022）[14，15]。但是，高

管薪酬作为一种短期激励机制容易诱发管理层的短

视行为，可能会造成高管注重企业短期效益的提高而

忽视企业创新投入。股权激励则是一种长期激励，其

将高管收入与企业股价相关联，使高管与股东之间的

利益具有协同属性，能够减轻代理问题，促进企业创

新活动的开展（任广乾等，2022；陈鹏程，2020）[15，16]。但

是，当高管持股比例过高时，出于对工作安全感的追

求，管理层可能会倾向于规避风险，选择风险性较低

的非研发项目（杨慧辉等，2018）[17]。

董事会监督一直被视为解决股东与管理层以及

控股股东与中小股东之间利益冲突的重要机制，现

有相关研究大都是从董事会规模、董事独立性等方

面探索其对企业创新的影响。董事会规模对企业的

权力结构具有重要影响，较大规模的董事会能够增

加知识、经验和技能等方面的多样性，从而实现知识

互补。此外，较大规模的董事会也有助于科学准确地

评估管理层的经营行为，抑制管理层的机会主义行

为，并降低管理层和董事会成员之间的信息不对称

程度，有利于推动企业技术创新活动的开展（刘建华

等，2019）[18]。但是，董事会规模过大会增加企业的组

织和协调成本，造成企业决策行为缓慢且存在“搭便

车”行为，出现董事不作为现象，不利于企业创新活

动的开展（蒋楠，2020）[19]。董事独立性也被认为是影

响创新投入的有效机制（Jiraporn et al.，2018）[20]，由

于独立董事与公司没有直接经济联系，为了达到树

立声誉的目的，更有动力对企业进行监督（周建等，

2016）[21]。但是，独立董事在获取企业经营信息时可

能并不完善，使得其对企业创新投入的评估可能存

在偏差（Ravina and Sapienza，2010）[22]。

2.外部因素。影响企业创新的外部因素有很多，

如基础设施建设（廖唐勇，2023）[23]、环境规制（张志新

等，2022）[24]、数字技术（方岚，2022）[25]、贸易政策不确

定性（张文宇、雷琳，2023）[26]等。本部分将着重从金融

市场、产品市场竞争、知识产权保护以及国际贸易方

面来梳理外部因素对企业创新的影响。制约企业创新

的一个重要因素就是融资约束，金融市场很大程度上

决定着企业是否有充足的创新资金，特别是对于中小

企业。企业的目标是追求利润最大化，创新成本与收

益对企业是否进行创新活动有着决定性的影响。融资

成本、产品市场竞争以及知识产权保护，从创新成本

与收益方面影响着企业创新决策以及能否获得超额

利润。此外，对外部技术的学习与引进是企业创新的

重要来源，特别是对于技术后发国家而言，这就决定

了国际贸易在企业创新中的重要地位。

（1）金融市场对企业创新的影响。创新活动通常

需要获得外部资金的支持，然而由于创新融资具有

风险高、信息不对称以及道德风险等特点，导致创新

活动很难得到外部融资的支持，并且推高了外部融

资成本（张璇等，2017）[27]。近年来，相关研究主要集

中于金融科技方面，金融科技不仅可以缓解企业创

新活动的融资约束，还可以通过矫正金融资源错配、

刺激消费需求来促进企业创新。首先，与传统金融相

比，金融科技可通过建立直接面向资金需求者的在

线交易平台降低企业创新融资成本。同时，也能够准

确匹配企业“小额、短期、频繁”的贷款需求，拓宽中

小企业的融资渠道，使得企业能够更加便捷和高效

地获取所需的资金支持，促进中小企业创新（唐松

等，2020；王小燕等，2019）[28，29]。其次，金融科技可以

利用技术手段搭建一套完善的风险防控体系，降低

银企间的信息不对称风险，提升信贷资源配置效率，

有效缓解金融资源错配问题（何涌、谢磊，2022）[30]。

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

·103·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

再次，通过缓解金融资源错配问题，金融科技可以

有效控制企业融资寻租行为，从而降低因寻租行为

所带来的额外成本（张璇等，2017）[27]。最后，金融科

技可以有效改善居民的金融抑制问题，刺激居民进

行更大“量”和更高“质”的消费，从而降低创新投入

的平均成本，引发企业加速创新来改进产品质量与

服务模式（杨先明、杨娟，2021）[31]。此外，还有学者研

究了金融聚集（龚勤林、宋明蔚，2021）[32]、金融竞争

（彭书舟，2021）[33]、绿色信贷（季宇等，2021）[34]等对企

业创新的影响。

（2）产品市场竞争对企业创新的影响。企业在做

创新决策时，会综合考虑自身特点以及市场环境的

变化。产品市场的竞争程度为影响企业创新决策的

一个重要因素，企业需要根据市场竞争的激烈程度

来评估创新所带来的收益，从而做出相应的创新战

略和投入决策（何玉润等，2015）[35]。在对内部治理的

影响方面，随着市场竞争的加剧，公司管理层会采取

积极措施来降低接管风险和雇佣风险，同时改善公

司治理，抑制代理成本，从而促进企业在日益激烈的

竞争中取得优势。同时，随着市场参与者数量的增

加，投资者和股东可以通过比较企业的业绩来评估

管理层的努力程度，强化对管理层的评价与监督（王

靖宇等，2019）[36]。此外，在充分竞争的产品市场中，

为了缓解融资约束，公司管理层倾向于通过提升信

息披露的数量和质量来缓解信息不对称问题，以确

保投资者和利益相关方能够更准确地评估企业的价

值和潜力（李慧云等，2020）[37]。在对创新决策的影响

方面，随着市场竞争的不断加剧，企业的盈利空间逐

渐被压缩，为了改变这种状况，企业会加大创新力

度，以寻求新的竞争优势，即这时市场竞争将推动企

业增加创新投入，促进企业在竞争中发展，表现为

“逃离效应”。然而，当竞争强度超过一定阈值时，企

业在承担创新风险的同时获得的创新边际收益也会

降低，那么企业可能就会减少创新活动，这时产品市

场的高强度竞争将抑制企业创新，表现为“熊彼特效

应”（Aghion et al.，2013；简泽等，2017）[38，39]。

（3）知识产权保护对企业创新的影响。知识产权

保护对企业创新活动决策具有“双刃剑”作用。一方

面，知识产权保护能够缓解创新活动的外部性问题，

减少“搭便车”现象，保障创新主体的投资回报和收

益，有利于激发创新行为，促进创新成果产生（黎文

靖等，2021）[40]。并且，知识产权保护有助于企业为投

资者披露更多研发信息，缓解资金供求双方的信息

不对称，从而缓解创新项目的融资约束，促进企业创

新（余长林、池菊香，2021；周泽将等，2022）[41，42]。另一

方面，企业创新不仅包括自主创新还包括模仿创新，

其中模仿创新与技术溢出紧密联系。强的知识产权

保护会影响先进技术转移与溢出的程度，将削弱企

业学习和引进先进技术以进行模仿创新的能力（王

钰等，2021）[43]。此外，过强的知识产权保护会弱化技

术领先型企业的创新动力，同时形成行业准入壁垒，

导致市场整体竞争不足，抑制企业创新。

（4）国际贸易对企业创新的影响。国际贸易主要

通过学习模仿、成本效应、竞争效应等影响企业创

新。首先，企业可通过了解国际市场获取最新信息，

也可通过进口高技术产品或技术服务，在对世界前

沿技术的模仿学习过程中逐渐提升创新能力（徐磊

等，2022）[44]。其次，出口拓展了企业的市场范围，将

增加企业利润空间，同时进口（尤其是中间品）可以

降低企业生产成本，使得企业拥有更多资源投入到

创新活动中（张杰、郑文平，2017）[45]。最后，在竞争程

度更为激烈的国际市场中，企业为了生存和发展，必

须提升技术创新水平才能保持竞争优势（Aghion et

al.，2018）[46]。然而，当企业的技术水平和世界前沿技

术差距较大时，技术落后的企业如果过分依赖外部

先进技术，可能会削弱企业内部创新的动力和能力，

使其减少对自主创新的投入，陷入低水平的模仿而

非高质量的创新，从而被迫“俘获”或“锁定”在全球

价值链中创新能力较低、附加值较低的生产组装环

节（王雄元、卜落凡，2019）[47]。

三、政府支持政策对企业创新的影响

企业创新活动为什么需要政府干预？由于企业

创新存在非竞争性与非排他性的特点，使得创新成

果产生的巨大社会经济效益不能全部转化为技术

创新者的自身利益，技术创新所有者的边际收益曲

线与社会边际曲线偏离。如果依照失真的信号来进

行创新决策，将产生资源的错误配置，导致全社会

难以实现帕累托最优。这说明，在创新领域市场是

失灵的，那么就需要政府的干预。政府支持政策不

仅需要从供给侧缓解企业创新的融资约束，也需要

从需求侧缓解企业创新的不确定性与高风险性。本

部分将探讨政策“推力”、政策“拉力”以及政策组合

对创新的影响。

（一）政策“推力”对企业创新的作用机制与影响

效果

1.政府补贴对企业创新的作用机制与影响效

果。部分学者认为政府补贴可以促进企业创新：首

先，通过政府补贴，企业能够获得额外的资金支持，

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

减轻了融资压力，并且政府补贴能够分担企业研发

成本、降低企业研发风险，激发企业的创新积极性，

从而促使企业提高研发投入（崔也光等，2020）[48]；其

次，政府补贴可以补偿企业研发活动所产生的外部

性，减少私人收益和社会收益之间的差距，鼓励企业

增加研发投入，促进技术创新和经济发展（夏清华、

黄剑，2019）[49]；再次，当企业获得政府资助时，可以

向外界传递政府对其研发项目的认可和支持，缓解

企业的融资约束问题（郭玥，2018）[50]；最后，政府补

贴能够诱发企业增加内部自主研发投入，从而带来

创新绩效的提升（伍健等，2018）[51]。也有部分学者认

为政府补贴对企业创新有消极影响：首先，在创新项

目投入总额固定的前提下，若政府创新补贴提高，可

能会导致企业对自身研发活动的投入减少，产生挤

出效应（李万福等，2017）[52]；其次，如果政府对某一

行业的创新补贴持续增加，将使得整个行业对创新

投入要素的需求也随之增加，从而导致这些要素的

价格上涨，这可能会导致获得补贴后的企业在创新

投入方面仍感到“捉襟见肘”（白旭云等，2019）[53]；再

次，高额创新补贴可能会诱使企业更倾向于与政府

官员建立密切联系，以获取更多的补贴资金，这种寻

租行为将降低企业对实际创新活动的投入与关注

（石军伟等，2022）[54]；最后，在监管缺失的情况下，企

业可能将创新补贴用于非研发性支出，可能会引发

事前的逆向选择和事后的道德风险等问题。综上，政

府补贴能否促进企业创新取决于积极影响和消极影

响之间的较量，具体结论可归纳为三类。

（1）政府补贴会促进企业创新，但主要有利于企

业短期技术创新，对于长期创新的激励则不足（李香

菊、杨欢，2019）[55]，且存在异质性。从补贴异质性来

看：创新补贴在促进企业研发投入和实质性创新产

出方面发挥着重要作用，而非创新补贴对企业的创

新活动并没有明显影响（郭玥，2018）[50]；来自中央

及省级政府的创新补贴效果要优于来自地市级的

创新补贴效果（宋砚秋等，2021）[56]。从企业异质性

来看：财政补贴在激励成熟期企业的研发创新方面

起到了显著促进作用，对于衰退期和成长期企业的

影响则相对较小（童锦治等，2018）[57]；企业规模越

大，政府研发资助的激励效应越大，并且对非国有

企业研发创新产出的促进效用要高于国有企业（郑

江淮、张玉昌，2019）[58]。

（2）政府补贴会抑制企业创新或没有显著影响。

章元等（2018）[59]研究得出，政府补贴存在“挤出效

应”，被补贴企业的自主创新明显下降，而购买引进

新技术显著增加，对长期创新激励的促进作用不显

著。寇明婷等（2019）[60]同样研究得出，政府研发补贴

政策与高新技术企业研发投入显著负相关，其中非

国有高新技术企业的“挤出效应”更加明显，然而政

府研发补贴政策对研发产出的影响并不显著。

（3）政府补贴对创新的影响是非线性的。王永贵

和李霞（2023）[61]研究发现，政府研发补助和实质性

绿色创新绩效之间呈现倒“U”型关系，“适度”的政

府研发补助有助于提升企业的实质性绿色创新绩

效。毛其淋和许家云（2015）[62]同样研究发现，只有适

度的研发补贴才能够有效激励企业进行产品创新，

高额补贴将导致企业的“寻补贴”行为，从而抑制企

业产品创新。

关于影响政府补贴效果的因素，可分为内部因

素和外部因素两类。从内部因素来看，内部控制（陈

红等，2018）[63]、薪酬激励（王旭、王非，2019）[64]、股权

制衡度（王旭、王兰，2020）[65]、股权集中度（沈毅、张

清正，2020）[66]等会影响政府补贴对企业创新的激励

效果，主要通过防范和控制研发风险、提升控制活动

与信息沟通、缓解代理冲突、降低信息不对称、减少

创新风险规避等影响政府补贴效果。从外部因素来

看，知识产权保护（毛其淋、许家云，2015）[62]、制度环

境（王宏伟、何亚鸥，2019）[67]、产品市场竞争（王俊

懿、赵凯，2023）[68]等会影响政府补贴对企业创新的

激励效果，主要通过提升创新预期收益、减少企业寻

租行为以及信息不对称引致的道德风险问题等影响

政府补贴效果，但数字普惠金融的发展强化了市场

作为资源要素配置中“看不见的手”的作用，从某种

程度上减弱了政府补助对企业创新的推动作用（陈

利等，2022）[69]。

2.税收激励对企业创新的作用机制与影响效

果。首先，税收激励可降低创新的边际成本，增加企

业的经营现金流，从而间接增加资金供给，同时降低

创新的设备投入成本。在这些因素的共同作用下，税

收激励可以增强企业对创新的投资动机和能力（白

旭云等，2019）[53]。其次，税收激励可以优化企业的内

部资源配置，促进企业创新。同时，还可降低直接补

贴过程中可能出现的寻租行为，减少企业的寻租成

本（胡凯、吴清，2018）[70]。最后，税收优惠可以通过影

响创新的成本粘性来增加其研发投入（胡华夏等，

2017）[71]。税收优惠对技术创新成果新颖性要求的缺

失可能会促使企业创新投入增加，但创新效率并没

有显著提升，即企业将更倾向于策略性创新而非实

质性创新（胡凯、吴清，2018）[70]。那么，在现实中税收

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

激励是否可以促进企业创新？现有相关研究结论可

归纳为三类。

（1）税收激励会促进企业创新，不论是在短期还

是长期都会起到激励作用（李香菊、杨欢，2019）[55]，

但具有异质性。从企业异质性来看：税收激励主要

对成熟期企业的创新产生了显著激励作用，对于

衰退期与成长期企业的影响则不显著（刘诗源等，

2020）[72]；对于大规模企业而言，税收激励能节约更

多的经营现金，其政策效果更为明显；非国有企业的

管理机制更加灵活，面临的市场竞争更加激烈且创

新约束较强，因此税收激励对该类企业创新的影响

更加显著（贺康等，2020）[73]。从税收异质性来看，研

发费用加计扣除政策的创新激励效果要优于优惠税

率政策（孙自愿等，2020）[74]。

（2）税收激励会抑制企业创新或没有显著影响。

胡凯和吴清（2018）[70]研究得出，与没有获得研发税

收激励的厂商相比，获得研发税收激励厂商的研发

支出显著增加，但并不具有更高的专利产出。杨国超

等（2017）[75]同样得出，高新技术企业认证所获得的

税收优惠可能会引发企业对研发费用数据的策略性

调整，而非实质性地增加研发投入，从而导致企业创

新绩效下降。

（3）税收激励对创新的影响是非线性的。冯海红

等（2015）[76]认为，税收优惠对企业研发投入的促进

作用存在最优政策力度门限，只有当税收优惠力度

处于最优门限区间内时，才能对企业的研发投入产

生显著正向激励效果。

影响税收激励效果的因素有：随着要素市场扭

曲程度的提高，税收优惠对企业研发投入的激励作

用受到了抑制（李香菊、杨欢，2019）[55]；知识产权保

护将提升研发税收激励引致的企业额外研发支出，

间接增加专利产出，缓解研发税收激励政策失灵的

风险（胡凯、吴清，2018）[70]。

（二）政策“拉力”对企业创新的作用机制与影响

效果

政府的创新支持政策更加注重供给侧，支持力

度虽然非常大，但激励效果尚需进一步提升。企业

在技术创新过程中所面临的困境不仅限于创新投

入和创新过程，需求侧问题诸如市场不确定性同样

限制了企业创新，这意味着对需求侧的关注需要得

到提升。基于此，本部分将梳理政府采购对企业创新

的影响。

政府采购对企业创新的作用机制：首先，企业的

生产供给会受到市场需求不确定性的影响，导致企

业对创新回报的预期不足，而政府采购可以直接创

造需求，为创新产品和服务提供最小市场规模，并

且创新采购合同传递的积极信号可以引致市场需

求（武威、刘玉廷，2020）[77]；其次，当政府部门充当

创新产品和服务的“领先用户”时，可以提供给企业

宝贵的市场需求信息，帮助企业更好地了解市场需

求，降低研发过程中的不确定性（张永安、关永娟，

2021）[78]；再次，政府创新采购不仅可以通过同期的

现金效应和未来的应收账款增加企业现金流的现值

来缓解创新约束（姜爱华、费堃桀，2021）[79]，还可以

通过向外部投资者传递积极信号进而撬动更多外部

资金流入来缓解创新融资约束（邓翔等，2018）[80]；最

后，政府监督和管理企业研发活动的产出也有助于

提升企业的竞争力和技术创新能力 （刘凤朝等，

2017）[81]。总体来看，政府采购不但可以通过外部拉

动作用对企业实施影响，也可以从内部推动企业创

新。但是，政府采购可能会产生地方保护现象，即通

过产品采购保护本地的弱势企业，甚至进行歧视性

采购或指定性采购，导致市场公平竞争环境扭曲，抑

制企业的技术创新动力（武威、刘玉廷，2020）[77]。此

外，寻租行为与“挑选赢家”行为也易导致创新资源

的错配与误配（陈劲等，2022）[82]。

现实中，政府采购是否能够促进企业创新？大部

分研究都认为，政府创新采购能够有效促进技术研

发投入，显著促进企业创新，但具有异质性。孙薇和

叶初升（2023）[83]研究得出：政府创新采购对中小企

业、民营企业以及战略性新兴行业企业的创新激励

作用更为显著；中央创新采购、本地创新采购以及研

究机构和大学的创新采购对企业创新的激励作用更

加显著。武威和刘玉廷（2020）[77]研究得出，异地政府

采购呈现出“溢出效应”，与企业创新呈显著正相关

关系，而本地政府采购则呈现出“保护效应”，与企业

创新呈显著负相关关系。与供给侧的政策“推力”不

同，政策“拉力”更注重创新产出而非创新投入，这将

使得政府采购支持企业自主创新存在“重应用、轻发

明”的现象。

影响政府采购效果的因素有：腐败治理可以正

向调节政府采购与企业双元创新之间的关系（陈劲

等，2022）[82]；优化营商环境能够显著放大政府采购

对企业创新的正向激励效应（姜爱华等，2022）[84]；企

业高管的政府任职经历使得企业更加依赖通过“关

系”来获得政府采购订单，而非通过创新提升生产效

率，寻租行为将削弱政府采购对于企业创新的促进

作用（姜爱华、费堃桀，2021）[79]。

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

·106·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（三）政策组合对企业创新影响的协同性

在多策并举的背景下，部分企业获取了叠加性

的政策支持，但政策叠加并非能必然取得叠加性的

效果，其激励绩效与企业特征、叠加方式密切相关。

因此，有必要进一步分析政策组合对企业创新产生

了怎样的“合力”。

1.供给侧的政策组合。政府补贴和税收优惠在

实施上各具特点：政府补贴以直接支付的方式向企

业提供资金援助，具有典型的“事前扶持”特征，其作

用更加偏向于缓解企业的创新融资约束；税收优惠

则是政府对被鼓励企业减轻或免除税收负担的行

为，多以“事后扶持”为主，其作用更加偏向于引导企

业的资源配置（王桂军、张辉，2020）[85]。那么，两者组

合对企业的创新激励是形成了互补效应还是抵消效

应？现有研究得出两种结论。（1）两者之间形成互补

效应，能显著促进企业创新效率提升（张娜、杜俊涛，

2019）[86]，但组合效果存在异质性。从企业所处生命

周期来看，二者组合对成熟期企业的互补效应显著，

对成长期企业的抵消效应显著，对衰退期企业则无

显著影响（张永安、关永娟，2021）[78]。从所有制与企

业创新投入规模来看，相对于国有集体企业，民营

企业和外资企业更善于利用政府补贴与税收优惠，

可以从两者组合中获得更大的创新竞争优势和创

新回报。从企业创新投入规模来看，两者政策组合

对创新投入水平高的企业会产生互补效应，对创新

投入水平低的企业则会产生一定的抑制效应 （张

杰，2021）[87]。（2）两者之间形成抵消效应。王桂军和

张辉（2020）[85]研究得出，政府补贴与税收优惠的组

合实施显著降低了企业的创新能力，但如果产品市

场竞争提升，将优化企业的研发资金配置效率，那么

两者组合将提高企业的创新能力。

此外，还有学者研究了不同种类的税收优惠组

合对企业创新的影响。张杰（2021）[87]研究得出，研发

加计扣除政策和高新技术企业减税政策之间形成了

较为突出的互补效应，显著激励了企业创新，但对创

新投入规模低的企业而言两者组合存在抵消效应，

对国有集体企业而言激励作用不显著。

2.供给侧与需求侧的政策组合。供给侧和需求

侧的政策在推进企业创新方面各有优势，供给侧主

要致力于降低创新活动的成本，需求侧则重点在于

提升创新的市场激励。在共同推进企业创新的过程

中，需要两者相互协作：一方面，供给侧需要依靠需

求侧的“拉力”，尽管供给侧政策有助于降低企业创

新的成本，但企业创新的根本动力在于创新成果市

场化所带来的经济回报；另一方面，需求侧也需要供

给侧的“推力”，虽然需求侧政策降低了研发的不确

定性，增加了企业创新的市场激励，但创新活动需要

大量资金支持，所以需要直接有效的供给侧政策来

减缓融资约束。

在实际中，政策“拉力”和“推力”对企业创新的影

响是否形成了“合力”？孙薇和叶初升（2023）[83]研究得

出：政府补贴与政府采购政策的组合实现了研发成本

降低和市场激励提升的“双效合一”，从而在企业创新

方面产生了相互促进的协同效应，有效激励了企业

创新，但存在异质性，对创新领先型企业而言产生了

互补效应，对创新后进型企业则产生了抵消效应；两

者的协同性也因政策实施的先后顺序不同而存在差

异，“先供给侧补贴、后需求侧采购”实施策略对企业

创新的促进作用最大。孙忠娟等（2022）[88]从企业规

模出发研究得出，两侧政策组合对小企业存在抵消

效应，对大企业存在互补效应。此外，还有学者研究

了政府采购与税收优惠的政策组合，认为两者对企

业技术创新具有协同效应（豆士婷等，2019）[89]。

四、总结与展望

政策干预在企业创新体系中发挥着重要作用。

通过理论梳理可知，创新是一个系统性的互动过程，

涉及多个创新主体和创新环境的相互作用，从而塑造

企业创新的绩效。鉴于在企业创新体系中存在市场失

灵的情况，因此政府的干预措施是必要的。对政府在

企业创新体系中的作用以及干预效果的考察需要从

整体角度来进行。政府与企业之间的信息不对称问

题导致各种财政政策工具具有不完全契约性，从而可

能引发企业的逆向选择等策略性行为，影响政策工具

的效果。此外，各种政策工具之间存在相互作用，在评

估政策工具的创新绩效时需要采用综合性评估方法，

以提高评估的准确性。综上所述，尽管已有文献深入

研究了政府对企业创新体系的干预机制，并实证检验

了政府补贴、税收优惠和政府采购等政策工具对企业

创新的影响，但还有四个方面值得进一步研究。

第一，现有研究多是从某一种政府支持政策或

者某两种政府支持政策的组合方式来探讨其对企业

创新绩效的影响，而在实际情况下政府的支持行为

是一套综合的政策组合，不仅包括常见的政府补贴、

税收优惠、政府采购等内容，还包括其他更广泛类型

的政府支持企业创新行为要素，目前研究对这方面

缺乏深入挖掘。

第二，现有文献对政府创新支持政策的衡量主

要采用政府对企业创新补贴、税收优惠或者政府采购

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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的具体数额等方式，而忽视了政府补贴方式、税种优

惠方式、采购偏向以及政策实施的政府层级等对企业

创新绩效的影响，完善该方面研究对于政府部门制定

相关的支持企业创新政策具有更强的针对性。

第三，已有文献通常从静态角度考察支持政策

对企业创新的影响，而忽视了市场环境剧烈变化、技

术快速更迭背景下支持政策对企业创新的作用机

制、影响路径以及影响效果的动态变化。此外，在进

行政策检验时还需要注意到政策转化对企业创新的

影响是否存在时间上的滞后。

第四，现有关于企业创新的理论，部分是基于发

达国家成熟的现代企业制度、市场经济体制以及法

律制度体系，而中国的现实经济情况可能与其前提

假设存在偏离。在分析中国企业技术创新问题时，需

立足中国企业的现实情况以及中国的经济、制度发

展情况，理清不同类型企业的内部创新动力与所处

的外部环境，这将有助于解决提升我国企业技术创

新能力过程中存在的实际问题。

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

·108·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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［责任编辑：陈冬博］

叶文辉，等：政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

·110·

财务与会计

Journal of Shanxi University of Finance and Economics

DOI 编码：10.13781/j.cnki.1007-9556.2023.12.009

2023年12月

第45卷 第12期

Dec.，2023

Vol.45 No.12

企业数字化转型缘何增加了征税难度

——来自中国上市公司避税活动的证据

陈 凯，杨亚平

（暨南大学 经济学院，广东 广州 510632）

［摘 要］数字经济新业态正对传统税收征管模式造成挑战，在此背景下研究数字化转型对企业避税行为的影响。结果显

示，数字化转型加剧了企业的避税活动。机制分析显示，数字化转型通过帮助企业进行跨区域关联交易和增加企业信息不透明

度导致了税收规避活动增多。异质性分析显示，在媒体关注度较高、内部控制质量较好、会计信息可比程度较高的企业中，数字

化转型引致的避税效应较小。进一步研究发现，税收征管数字化是抑制企业利用数字技术避税的有效渠道。研究结论为政府部

门完善数字经济税收征管体系、抑制企业避税行为提供了理论和实证参考。

［关键词］数字化转型；企业避税；跨区域关联交易；信息不透明度；税收征管数字化

［中图分类号］F81；F49 ［文献标志码］A ［文章编号］1007-9556（2023）12-0111-12

W hy does Enterprise Digital Transformation Increase

the Difficulties of Taxation

——Evidence from the Tax Avoidance Activities of Chinese Listed Enterprises

CHEN Kai, YANG Ya-ping

（School of Economics, Jinan University, Guangzhou 510632, China）

Abstract: The new format of digital economy has formed a challenge to the traditional mode of tax collection and management. In

this context, this paper studied the impact of digital transformation on enterprise tax avoidance. The results showed that, digital

transformation has filed enterprises’tax avoidance activities. Mechanism analysis revealed that, the promoting channels here were

conducting cross-regional related transactions and increasing enterprises’information opacity. Heterogeneity analysis showed that, the

tax avoidance effect of digital transformation was smaller in the enterprises having a larger amount of media attention, better internal

control quality, and higher accounting information comparability. Further studies found that, the digitalization of tax collection and

management was an effective channel to restrain enterprises from using digital technology to avoid taxes. The research conclusions of

this paper have provided theoretical and empirical references for government departments to improve the tax collection and

management system of digital economy, and to restrain enterprises’tax avoidance behaviors.

Key W ords: digital transformation; enterprise tax avoidance; cross-regional related transaction; information opacity; digitalization of tax

collection and management

［基金项目］国家自然科学基金面上项目（72273051，71773040）

［作者简介］陈 凯（1995—），男，四川西昌人，暨南大学经济学院博士研究生，主要研究方向为国际投资、数字经济、企业经

济和财政税收；杨亚平（1977—），女，湖南湘乡人，暨南大学经济学院教授，博士生导师，主要研究方向为国际投

资、创新与产业升级，本文通讯作者。

·111·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期 陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

一、引言

数字经济正成为我国经济高质量发展的重要引

擎，国家互联网信息办公室发布的《数字中国发展报

告（2022 年）》显示，2022 年我国数字经济规模达

50.2 万亿元人民币，位居世界第二。与 2021 年相比，

我国数字经济规模增长迅速，名义增长率为 10.3%，

占国内生产总值的比重由 2021 年的 39.8%提升至

41.5%。然而，在数字经济新业态蓬勃发展的背景下，

政府对企业的传统税收征管模式正面临挑战。不同

于传统商业模式，数字化发展产生了系列新经济模

式和产品，数字经济的隐蔽性和流动性特征打破了

传统征税的以票控税模式，容易导致课税对象不明

确、税收边界模糊等问题（黄丽君，2023）[1]。此外，数字

化发展强调企业具备高效信息处理和运用能力，若

企业相对于税收监管部门具备更强的信息优势，则

意味着企业隐匿交易信息的可能性会增大，可能会

导致税务部门无法有效监管和识别企业运用数字化

技术进行的避税活动（李香菊、谢永清，2022）[2]。因此，

在数字化时代如何保障国家税收安全受到了学者广

泛关注。现有文献主要通过定性方法探讨数字化发

展对我国税收监管的挑战，较少使用系统的实证方

法来分析二者之间的关系。本文将在数字经济理论

框架下实证分析企业数字化转型与避税活动的关

系，以期为数字化发展背景下的税收监管提供帮助。

避税是企业为节约税收支出，将国家利益转化

为股东利益的一种企业活动。企业避税行为减少了国

家税收收入，不利于收入的第二次分配。当前企业避

税行为较为普遍，根据国家税务总局数据显示，2022

年我国反避税收入达 469 亿元，因此企业避税问题

是备受关注的税收征管问题。在数字经济迅猛发展

的趋势下，有研究认为现有税制难以保障政府的征

税权及税收利益，数字化会为税收征管带来挑战（李

蕊、李水军，2020）[3]，即数字经济的发展极有可能为

企业带来新的避税方式。当前，数字化与企业避税的

关系尚不明确。张乾等（2022）[4]研究认为，数字化转

型通过增加关联交易加剧了企业避税活动。与之相

反，有部分文献却发现企业数字化转型能够提高企

业信息透明度，从而抑制企业的税收规避行为（张萌

等，2022）[5]。由此可见，虽然有少量研究讨论了数字

化与企业避税之间的关联，但得出的结论并不一致。

所以，应进一步研究数字化发展与企业避税的关系，

这可在补充现有数字经济与税收征管相关研究文献

的同时，为完善数字经济税收制度提供有益参考。

本文使用 2007—2021 年中国上市公司数据研

究企业数字化转型与避税的关系，与现有研究相比，

可能的边际创新主要体现在三个方面。第一，现有关

于数字化转型与企业避税关系的研究尚未得到确切

一致的结论，这可能是因为数字化转型的衡量指标

存在差异。本研究使用文本分析词频结合企业数字

化资产的方法衡量数字化转型程度，并将数字化创

新指标纳入稳健性检验，较为客观地验证了企业数

字化转型与避税的关系，是对现有文献的补充和完

善。第二，现有文献在研究数字化转型与企业避税行

为时，更多偏向于分析数字化的影响效应，而忽略了

避税活动的特征。为完善相关研究，在此结合现有数

字经济理论和企业避税理论，从传统避税路径出发，

找到了数字化发展导致企业避税行为增多的跨区域

关联交易机制和企业信息不透明度提升机制，在为

数字化发展和政府税收监管提供新的研究视角的

同时，研究内容和结论也更加契合当前税收征管面

临数字经济新业态挑战的经济现实。第三，从企业

的媒体关注度、内部控制质量和会计信息可比度三

个方面分析了数字化发展对企业避税行为影响的

异质性，丰富了现有文献研究内容。此外，在得到数

字化发展将加剧企业避税行为的结论后，进一步验

证了税收征管数字化抑制企业利用数字技术进行

避税的可行性，研究结论可为完善数字经济税收征

管体系提供一定的理论和实证参考。

二、文献综述和研究假说

（一）文献综述

企业数字化发展是新型数字技术和企业传统生

产、管理、销售模式的结合（孙天昊、王妍，2023）[6]。虽

然企业数字化转型面临高度不确定性和高昂的转型

成本（杨亚平、陈凯，2023）[7]，但数字技术的应用极大

提高了企业的信息获取与处理能力，也提升了企业生

产率和创新研发效率（Loebbecke and Picot，2015）[8]。

毫无疑问，数字化转型是企业未来发展的主要趋势。

在数字化潮流迅速展开的同时，数字经济的范围

定义尚不明晰。虽然现有研究不断为数字经济范

围界定和规模核算提出新的方法（胡亚茹、张日权，

2023）[9]，但经济社会统计理论和实践方法仍未能完

全适应数字化盈利模式的快速创新以及数据要素的

价值衡量方式的不断更新（许宪春等，2021）[10]。数字

经济范围界定的模糊以及数字交易的虚拟性质导致

了经济主体之间的交易行为难以精准确定。此外，新

一代信息技术和数字技术对传统经济模式和企业盈

利模式形成了颠覆，使得传统税收制度难以适应数

字经济发展的步伐（谷成等，2022）[11]。所以，数字化

·112·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

发展增加了税收监管难度，对我国现有税收征管体

系造成了巨大挑战（胡连强等，2019）[12]。当前较多学

者从不同方面阐述了政府税收征管在数字化背景下

面临的困境及应对方式（李蕊、李水军，2020；谷成

等，2022）[3，11]，但缺乏系统的实证研究来验证数字化

转型与税收监管的具体关系。特别地，企业作为数字

化发展和纳税的双重主体，详细分析数字化转型对

企业纳税活动的影响有助于更好理解数字经济如何

对现有税收征管体系造成了挑战。目前，关于数字化

转型与企业纳税活动研究的文献较为稀缺，为本文

研究提供了较大空间。

缩减税收支出是管理者实现企业利润最大化目

标的途径之一。利用税收规避行为，公司管理者能够

操纵财务信息，影响公众对企业的认知（Kim et al.，

2011）[13]，从而改变公司价值和经营绩效（Desai and

Dharmapala，2006）[14]。所以，税收规避行为在现代企

业管理活动中相当普遍（Crocker and Slemrod，2005）[15]。

隐瞒收入、夸大支出、转让定价等方式是企业进行税

收规避的常用手段（于明洋等，2022）[16]。企业税收规

避行为降低了政府税收收入，不利于国家税收安全，

打击企业避税行为是各国政府面临的共同难题（李金

艳、胡尚华，2021）[17]。影响企业税收规避行为的因素

较为广泛，包括地区税收执法力度（范子英、田彬彬，

2013）[18]、区域税收政策（马光荣、程小萌，2022）[19]和企

业管理能力（代彬等，2016）[20]等。近年来，部分学者开

始关注数字经济与企业避税的关系。张乾等（2022）[4]

以国家电子商务示范城市作为数字化政策冲击，研究

发现企业数字化转型提高了企业避税程度。张萌等

（2022）[5] 用企业年报中的数字化词频衡量数字化转

型，认为数字化转型能够抑制企业避税活动。

通过上述文献梳理可以发现，数字化发展为企

业避税行为带来的具体效应并未形成统一结论。产

生以上结果的原因可能是，作者衡量数字化转型程

度的指标不一致。现有认为数字化转型能够抑制企

业避税的文献均使用年报词频作为数字化转型的衡

量指标，并且在此类文献中信息透明度被认为是数

字化抑制避税行为的主要渠道。然而，企业年报文本

内容具有较强主观性和可操作性，已有研究发现年

报文本具有文过饰非效应，企业年报文本越复杂，其

避税越严重（于明洋等，2022）[16]。因此，在利用文本

方法分析数字化转型对企业避税的影响时，过度强

调数字化后果可能会导致结果偏误。为弥补上述缺

陷，本文在现有文献基础上使用更为客观的数字化

衡量方式，并紧密贴合企业传统避税路径来分析数

字化转型与企业税收规避的关系，以期对现有研究

进行补充和完善。

（二）研究假说

本文结合现有理论，从跨地区经营、增加企业信

息不透明度两个渠道分析数字化转型对企业税收规

避的影响。

1.跨地区经营渠道。在“税收洼地”或者“避税天

堂”建立公司，通过关联交易进行利润转移是企业避

税的主要方式（赵仁杰、周小昶，2022）[21]。然而，通过

与异地关联公司进行交易来实施避税活动也存在阻

碍。一方面，信息传递理论认为，由于信息不对称和

区域市场壁垒的存在，企业进行异地资本配置存在

天然的信息和资源劣势（Portes and Rey，2005）[22]。在

利用跨区域关联交易进行避税时，由于不同区域间

的信息沟通整合效率较低，使得企业异地资本流动

难度加大（曹春方、贾凡胜，2020）[23]。根据现有数字

经济研究理论，企业数字化转型能够增强其信息处

理能力，缓解异地发展的信息不对称，推动企业异

地资本流动，有助于企业异地关联公司的建立（刘

粮等，2022）[24]，从而为避税活动提供便利。另一方

面，企业通过建立异地公司进行关联交易避税需

要统筹协调不同地区子公司的战略、架构、资源和

人员，这就增加了企业的管理难度和成本（Ahern et

al.，2015）[25]。然而，数字技术的应用能够颠覆企业管

理经营模式，使企业管理更加智能化、精准化，有助

于提升管理效率（Malone et al.，1987）[26]，帮助企业实

现对异地关联公司的高效统筹调度，从而获得更多

避税机会。综上，数字化转型通过推动异地关联公司

的建立和管理，增加了企业利用关联交易进行避税

的可行性。基于分析，提出假说 H1。

H1：数字化转型通过推动企业进行跨地区关联

交易增加了企业避税。

2.增加信息不透明度渠道。通过复杂且不透明

的经营管理活动隐瞒信息是企业避税的另一种重要

方式，企业信息透明度越差，越有利于其避税行为

（Balakrishnan et al.，2019）[27]。部分研究认为，数字化

转型提高了企业的信息分享和搜集效率，并增加了

与外界的信息沟通渠道，因此提高了信息透明度，

抑制了企业避税（张萌等，2022）[5]。该结论只强调了

数字化对企业自身信息处理能力的提升，却忽略了

外界信息识别能力对企业信息透明度的影响。实际

上，数字化转型通过信息渠道对企业避税活动产生

的影响可以分别从内部信息处理和外部信息获取

两方面进行分析。

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·113·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

首先，内部信息处理方面。内部信息处理方面主

要指企业内部对信息的搜集、处理及控制能力，企业

内部信息处理能力越强，越能准确、及时地分析和处

理各类经营活动和财务信息，进而识别出潜在避税

机会（Gallemore and Labro，2015）[28]。数字化转型具备

提升企业内部信息控制质量的作用，数字技术极大

提高了企业的信息搜集识别能力，降低了内部信息

传递和处理成本（戚聿东、肖旭，2020）[29]，可见数字

化转型对企业内部信息控制能力的提升为企业寻找

避税机会、操纵经营信息提供了极大便利。

其次，外部信息获取方面。对外界隐匿企业内

部信息是企业遮掩避税活动的主要方式。对于上市

公司来说，年报信息是外界了解企业经营管理状况

的主要途径，而数字化转型企业对年报信息披露具

有较大操作空间（董明晴、张嘉伟，2023）[30]。在数字

经济发展初期，数字化资产、数字化交易的定义并

不明确，通过对企业年报等外部公开信息增加数字

化发展状况披露能够增加披露信息的识别难度，为

数字化转型企业隐匿交易信息提供了便利。企业通

过对披露信息进行修饰以及引入大量数字经济专

业词汇，可加大信息披露解读难度，从而借数字化

信息的“文过饰非”为企业掩饰避税行为提供渠道

（于明洋等，2022）[16]。大量的数字经济发展信息披

露实质上加大了外界对企业信息的解读难度，从而

降低了企业信息透明度。综上，数字化转型为企业

操纵信息披露提供了更多途径，降低了外界对企业

信息识别的准确性，可为避税活动提供遮掩。基于

分析，提出假说 H2。

H2：数字化转型通过增加企业信息不透明度加

剧了企业避税活动。

三、研究设计

（一）模型设计

为检验数字化转型对企业避税的影响，本文使

用固定效应模型作为基准回归模型进行估计。模型

具体形式如下：

TAit=茁0+茁1Digitalit+移

n

i=1 酌iXit+Firmi+Cityc+Yeart+

Indush伊Yeart+uit （1）

其中，TAit 表示企业 i 在第 t 年的避税程度，

Digitalit 是企业 i 在第 t 年的数字化转型程度，Xit

表示控制变量，Firmi 表示企业固定效应，Cityc 为城

市固定效应，Indush 为行业固定效应，Yeart 为年份

固定效应，Indush伊Yeart 为行业-年份固定效应，uit

是随机误差项。

（二）变量定义

1.解释变量：企业避税程度（Rate_diff）。依照现

有研究常用做法（许红梅、李春涛，2020）[31]，使用名

义所得税率减去实际所得税率的差额来代表企业避

税程度（Rate_diff）。由于我国不同类型企业具有不

同的税收优惠政策，导致了企业名义所得税率并不

一致。此时，实际所得税率不能较好地反映企业的避

税程度，而名义所得税率和实际所得税率的差额能

更好反映企业的避税行为，该值越大，说明企业避税

程度越高。

2.被解释变量：企业数字化转型程度（Digital）。

上市公司年报中的数字化企业词频数量是目前衡量

企业数字化转型程度的主要方式（吴非等，2021）[32]，

但使用企业年报内容具有较强主观性。所以，本文首

先参考吴非等（2021）[32]的做法，计算出企业年报中

数字化词频的数量，之后参考王宇等（2020）[33]衡量

信息技术硬件投资的方式，筛选出公司的固定资产

明细项目中与数字化相关的固定资产投资金额，并

计算数字化固定资产占总固定资产投资的比例，最

后将企业数字化转型词频与数字化固定资产投资比

例相乘，以此代表企业数字化转型程度。

3.控制变量。现有文献在研究企业避税问题时

多选择企业财务特征作为控制变量（Li，2008）[34]。参

考已有文献，本文选择了企业资产规模、资产负债

率、资本收益率、资本密集度、董事和经理是否两职

合一、企业年龄、现金持有量、企业价值、股票回报

率、企业性质作为控制变量。此外，还控制了企业固

定效应和年份固定效应。为排除城市不同税率对回

归结果的干扰，进一步控制了企业注册地城市固定

效应。最后，还控制了行业 - 年份高维固定效应，以

排除行业层面的税率变化及政策冲击对回归结果的

潜在影响。文中变量除比率和虚拟变量外，均进行了

对数化处理。变量的描述性统计如表 1 所示。

变量符号 变量名称 变量定义 平均值 标准差 最小值 最大值

Rate_diff 避税程度 名义所得税率-实际所得税率 0.005 0.109 -0.537 0.323

Digital 数字化转型程度 Ln（字化词频伊数字化固定资产投资占比+1） 1.205 1.362 0.000 4.935

ROA 资本收益率 净利润/总资产 0.054 0.041 0.002 0.211

表 1 变量定义与描述性统计

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·114·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

文中所使用的数据主要来自于 CSMAR 数据

库、CNRDS 数据库、中国海关数据库、上市公司企

业年报和省级政府工作报告，数据时间跨度为

2007—2021 年。在选取上市公司数据时，剔除掉金

融类上市企业和 ST 企业，并对上市公司数据进行

了 1%和 99%分位数下的缩尾处理。

四、实证结果与分析

（一）基准回归

表 2 汇报了数字化转型对企业避税程度影响的

基准回归结果。列（1）是未加入任何控制变量时的回

归结果，可见 Digital 的系数显著为正，即数字化转

型加剧了企业避税活动。列（2）是加入企业控制变量

后的回归结果，此时 Digital 的系数仍显著为正，但

系数值相较于列（1）略有下降。列（3）是进一步加入

企业固定效应和年份固定效应后的结果，可见

Digital 的系数仍在 1%的置信水平下显著为正，再一

次说明数字化转型能够帮助企业避税。在第（4）列

中，我们还控制了城市固定效应和行业 - 年份高维

固定效应，此时 Digital 的系数值为 0.005 5，且在 1%

的置信水平下显著。以上基准回归结果说明，数字化

转型明显增加了企业避税程度。

（二）稳健性检验

1.替换被解释变量。当前存在多种衡量企业避

税程度的指标，采用不同的衡量指标有助于缓解

使用单一指标估计带来的偏误，因此本部分使用

其他避税衡量指标进行稳健性检验。首先，参考刘

行和赵晓阳（2019）[35]的做法，用调整的企业现金

所得税率（TA_CETR）表示企业避税程度，该指标

越大，代表企业避税程度越高。其次，参考 Desai and

变量符号 变量名称 变量定义 平均值 标准差 最小值 最大值

Assets 资产规模 总资产加 1 取对数 22.096 1.308 19.716 26.171

Tobinq 企业价值 总市值/总资产 2.187 1.993 0.000 10.867

Cap 资本密集度 总资产/销售收入 2.395 1.890 0.390 12.131

Lev 资产负债率 总负债/总资产 0.413 0.204 0.049 0.877

Return 股票回报率 企业股票年个股回报率 0.009 0.011 0.000 0.059

Cash 现金持有量 现金持有量取对数 20.360 1.326 17.222 24.192

Age 企业年龄 企业年龄加 1 取对数 2.783 0.398 1.406 3.476

Same 两职合一 若企业董事长、总经理为同一人，则赋值为 1，否则为 0 0.281 0.444 0.000 1.000

Soe 企业性质 若企业为国有企业，则赋值为 1，否则为 0 0.364 0.479 0.000 1.000

表 1（续）

表 2 基准回归

Lev

-0.0259

***

（0.0065）

-0.0522

***

（0.012）

-0.0518

***

（0.0143）

企业固定效应 控制 控制

Same

0.0048

（0.0073）

0.0364

***

（0.0102）

0.0328

***

（0.0118）

Return

0.0214

（0.0686）

0.158

*

（0.0824）

0.3380

***

（0.0956）

Soe

0.0024

（0.0015）

-0.0099

（0.007）

-0.0165

**

（0.0081）

Cash

-0.0047

***

（0.001）

-0.0008

（0.0017）

0.0007

（0.0019）

Tobinq

-0.0024

***

（0.0006）

-0.0037

***

（0.0008）

-0.0030

***

（0.0009）

Age

-0.0025

（0.0017）

0.0129

（0.0107）

-0.0040

（0.0117）

常数项

-0.0075

***

（0.0008）

-0.0255

*

（0.0150）

0.0592

（0.0592）

0.1190

*

（0.0701）

年份固定效应 控制 控制

城市固定效应 控制

行业-年份

固定效应

控制

观测值 18564 18564 18564 18564

R

2 0.006 0.088 0.387 0.423

变量

（1） （2） （3） （4）

RATE_diff RATE_diff RATE_diff RATE_diff

Digital

0.0063

***

（0.0004）

0.0059

***

（0.0005）

0.0076

***

（0.0011）

0.0055

***

（0.0012）

ROA

0.7660

***

（0.0211）

0.9190

***

（0.0366）

0.7910

***

（0.0432）

Assets

0.0039

***

（0.0012）

-0.0047

（0.003）

-0.0065

*

（0.0036）

Cap

0.0019

***

（0.0004）

0.0048

***

（0.0011）

0.0042

***

（0.0014）

注：括号中是聚类到企业层面的稳健标准误，*、**、*** 分别

表示在 10%、5%和 1%的水平上显著，下同。

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·115·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

Dharmapala（2006）[14]的研究，使用排除盈余管理影

响后的税会差异（DDBTD）作为衡量企业避税程度

的指标，其值越大，说明企业避税程度越高。表 3

第（1）和（2）列分别汇报了用以上两种企业避税指

标作为被解释变量的回归结果，可以看出数字化

转型对企业避税的影响系数均显著为正，与基准

回归结果并无差异。这说明，无论使用上述何种企

业避税衡量方式，数字化转型会加剧企业避税行

为的结论都成立。

2.替换核心解释变量。相较于词频和固定资产

占比，数字化技术创新数量能更客观反映企业的

数字化发展能力，因此本部分使用企业数字化技

术创新数量（Digital2）作为数字化转型的衡量指标

进行稳健性检验。参考张米尔等（2022）[36]的方法，

对上市公司专利申请的 IPC 分类号进行筛选，用

企业当年申请的数字化专利数量作为核心解释变

量代入基准回归模型进行回归，结果见表 3 第（3）

列。可以看出，数字化转型对企业避税活动的影响

系数仍显著为正，虽然系数显著性略有下降，但结

果与基准回归相一致。

3.考虑样本自选择效应。企业数字化转型和税

收规避行为是管理层基于企业发展特征做出的经

营管理决策，因此基准回归模型可能存在样本自

选择问题。为缓解样本选择问题对回归结果的干

扰，在此使用 Heckman 两步法进行稳健性检验。首

先，计算企业数字化转型程度的平均值，并据此将

企业分为高数字化组和低数字化组，创建一个新的

变量 Digital_ firmit，若企业处于高数字化组，则

Digital_ firmit 赋值为 1，否则赋值为 0。之后，利用基

准回归中的控制变量，使用 probit 回归计算出 IMR

值，并将其代入基准回归模型。表 3 第（4）列显示了

Heckman 两阶段模型第二阶段的回归结果，可以看

出 IMR 的系数显著为正，说明使用 Heckman 两阶段

模型是合适的。Digital 的系数值为 0.005 4，且在 1%

的水平下显著，说明在使用 Heckman 两阶段模型处

理样本自选择问题后，数字化转型会加剧企业避税

活动的结论依然成立。

4.剔除高数字化资产储备行业样本。互联网、电

信和通讯行业的数字化资产储备较高，以词频和固

定资产占比的方式较难衡量此类企业的真实数字化

转型水平。为排除此类企业对回归结果的干扰，进一

步剔除互联网、电信和通讯行业的企业样本进行稳

健性检验。回归结果如表 3 第 （5）列所示，可见

Digital 的系数值为 0.004 3，且在 1%的置信水平下

显著，说明在排除高数字化资产储备行业企业后得

出的结果依然支持基准回归结论。

5.DID 方法估计。基准回归中我们使用固定效

应模型进行了估计，但由于存在遗漏变量、度量误差

等问题，固定效应模型的估计结果可能存在较大偏

误，而估计外生事件冲击效应的 DID 方法能较好解

决以上问题。使用“宽带中国”试点城市政策作为数

字化发展的政策冲击，DID 模型的估计结果如表 3

第（6）列所示。可以看出，使用“宽带中国”试点城市

政策对企业避税有显著正向作用，该结果与基准回

归相一致，再次验证了数字化转型会提高企业避税

程度的结论。

表 3 稳健性检验

变量

（1） （5） （6）

TA_CETR RATE_diff RATE_diff

Digital

0.0031

***

（0.0011）

0.0043

***

（0.0014）

Digital2

Broadband

0.0082

**

（0.00390）

IMR

常数项 控制 控制 控制

企业/城市/年份固定效应 控制 控制 控制

行业-年份固定效应 控制 控制 控制

（2）

DDBTD

0.0021

**

（0.0008）

控制

控制

控制

（3） （4）

RATE_diff RATE_diff

0.0054

***

（0.00012）

0.0053

*

（0.0027）

0.0791

***

（0.0264）

控制 控制

控制 控制

控制 控制

观测值 15080 18564 5972 18564 15642 18581

R

2 0.647 0.318 0.493 0.423 0.417 0.421

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·116·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

（三）内生性检验

数字化转型需要大量投入，所以企业避税收入

可能会反过来影响数字化转型决策，从而导致双向

因果问题。此外，由于遗漏变量、度量误差等问题的

存在，基准回归结果可能会受到内生性干扰，为此使

用工具变量两阶段最小二乘回归模型对潜在的内生

性问题进行处理。

首先，参考赵涛等（2020）[37]的做法，用 1984

年各城市每百万人邮电局数量和上一年全国互

联网用户数的交乘项作为工具变量。一方面，当

地历史邮电局数量反映了该地曾经的信息技术基

础设施水平，全国互联网用户数反映了互联网技术

的普及程度，这会影响到后续阶段互联网技术和数

字技术的应用，所以满足相关性条件。另一方面，历

史邮电局数量和全国互联网用户数均与企业避税

没有明显关系，所以与随机误差项不相关，满足排

他性条件。使用 1984 年各城市每百万人邮电局数

量和上一年全国互联网用户数的交乘项作为工具

变量的 2SLS 回归结果如表 4 第（1）和（2）列所示。

可以看出，在第一阶段的回归结果中，所选取的工

具变量对数字化转型有显著正向影响，即相关性条

件满足。在第二阶段的回归结果中，Digital 的回归

系数值为 0.006 3，且在 10%的置信水平下显著，与

基准回归结果相一致。此外，Kleibergen-Paap Wald

rk F 和 Kleibergen-Paap rk LM 的检验结果显示不存

在弱工具变量和识别不足问题。

其次，参考贺梅和王燕梅（2023）[38]的做法，使

用数字化转型滞后一期和城市地形起伏度倒数

的交乘项作为工具变量进行 2SLS 估计。利用核

心变量滞后项作为工具变量是现有研究的常见

做法，但不能较好满足排他性条件。地形起伏度反映

了区域海拔高度和地表切割程度，这会影响数字基

础设施建设。但是，地形起伏度与企业避税行为关联

性较小，在满足相关性的同时，数字化转型滞后一期

和城市地形起伏度倒数的交乘项能更好满足工具变

量的排他性条件。以数字化转型滞后一期和城市地

形起伏度倒数的交乘项作为工具变量的 2SLS 回归

结果如表 4 第（3）和（4）列所示。Kleibergen-Paap

Wald rk F 和Kleibergen-Paap rk LM 的检验结果显

示，工具变量不存在弱工具变量问题和识别不足问

题，所以工具变量的选取具有合理性。在第一阶段

的回归结果中，所选取工具变量对数字化转型有显

著正向影响，说明满足相关性条件。在第二阶段的

回归结果中，Digital 的回归系数值为0.005 6，且在

10%的置信水平下显著，说明数字化转型将加剧企

业避税活动。

最后，依照移动平均份额法的思想，以企业所

隶属地区的数字化转型程度与 2008 年全国数字化

转型增长率的交乘项构造 Bartik 工具变量进行内

生性检验，该工具变量能够保证与内生变量的相关

性，同时又与随机误差项无关。以 Bartik 工具变量

进行 2SLS 的回归结果如表 4 第（5）和（6）列所示。

Kleibergen-Paap Wald rk F 和 Kleibergen-Paap rk LM

值验证了 Bartik 工具变量不存在弱工具变量和识

别不足的问题。第一阶段的回归结果显示，Bartik

工具变量对企业数字化转型有显著正向影响，即

二者之间有明显相关关系。第二阶段的回归结果

显示，Digital 的系数值为 0.008，且在 10%的置信

水平下显著，该结果再一次验证了数字化转型会

加剧企业避税活动。

表 4 内生性检验

Digital Digital RATE_diff

Digital

0.008

*

（0.0018）

IV1

0.8200

***

（0.2378）

IV2

Bartik

0.9014

***

（0.2267）

常数项 控制 控制 控制

企业/城市/年份固定效应 控制 控制 控制

RATE_diff

0.0063

*

（0.0037）

控制

控制

Digital RATE_diff

0.0056

*

（0.0031）

0.5319

***

（0.1423）

控制 控制

控制 控制

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

变量 第一阶段 第二阶段 第一阶段 第二阶段 第一阶段 第二阶段

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·117·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

五、机制检验

前文理论分析认为，跨区域关联交易的增多和

企业信息不透明度的增加是数字化转型加剧企业避

税的两个渠道，本部分将对这两个机制进行检验。

首先，对跨区域关联交易增多机制进行检验。在

不同地区子公司间进行关联交易，将利润转移至税

率较低的地区是企业避税的常见方式。数字化转型

为企业管理不同地区子公司进而通过统筹协调各区

域子公司资源进行避税活动提供了便利，因此数字

化转型导致的企业异地关联交易增多可能是加剧企

业避税活动的渠道。为验证该机制，分别选用上市公

司本国异地子公司数量和关联交易指数作为跨区域

关联交易的代理指标。其中，异地子公司数量

（Offsite_sub）使用与企业注册地不同省份的子公司

数量表示；关联交易指数（Related_tran）用公司与关

联方之间的商品交易类、提供或接受劳务关联交易

金额之和除以年末总资产来衡量，该指标值越大，

说明关联交易规模越大。将以上两个指标作为被解

释变量的回归结果如表 5 第（1）和（2）列所示，可

以看出数字化转型对企业异地子公司数量有显著

正向影响，说明数字化转型有助于企业异地子公司

的建立，这为企业进行关联交易提供了便利。此

外，数字化转型对企业关联交易规模的影响系数同

样显著为正，即数字化转型增加了企业关联交易规

模。通过实证检验可以发现，数字化转型对两个跨

区域关联交易的代理指标均有显著正向作用，说明

数字化转型导致的跨区域关联交易增多是加剧企

业避税活动的机制之一。

其次，对信息不透明度增加机制进行检验。隐

瞒企业信息、增加信息不透明度是税收规避的重要

手段。数字化转型通过新技术的运用更新了企业的

经营管理模式和生产技术，为企业发展提供了更多

方向。但是，数字化技术、产品的信息披露加大了审

计监管部分对企业信息的识别难度，这可能会促使

企业增加避税活动，因此企业信息不透明度增加可

能是数字化转型加剧企业避税活动的渠道之一。鉴

于此，使用企业年报可读性和审计费用作为企业信

息不透明度的代理指标。其中，上市企业年报可读

性（Readability）使用基于 Word2vec 神经网络语言

模型构建的文本可读性指数进行衡量，其值越大，

说明文本可读性越高；审计费用（Audit_ fee）为上

市公司年度审计费用总额的对数，审计费用越高，

说明企业交易信息环境越复杂，信息透明度越低。

用以上两个变量作为被解释变量的回归结果如表5

第（3）和（4）列所示。可以看出，数字化转型对文本

可读性指数有显著负向影响，说明数字化转型降

低了企业年报的文本可读性，提高了阅读难度。此

外，数字化转型对企业审计费用有明显正向影响，

说明数字化转型通过提高信息不透明度增加了企

业的审计费用。以上两个回归结果说明，数字化转

型通过增加企业信息不透明度导致企业避税活动

加剧的机制成立。

六、异质性分析

（一）媒体关注度异质性

由于信息不对称的存在，媒体信息是社会公众

表 5 机制检验

变量

（1） （2） （3） （4）

Offsite_sub Related_tran Readability Audit_ fee

Digital

0.0590

***

（0.0103）

0.0023

*

（0.0012）

-0.1510

***

（0.0538）

0.0282

***

（0.0048）

常数项 控制 控制 控制 控制

观测值 14363 17923 18561 17964

R

2 0.854 0.757 0.536 0.923

企业/城市/

年份固定效应

控制 控制 控制 控制

行业-年份

固定效应

控制 控制 控制 控制

Digital Digital RATE_diff

行业-年份固定效应 控制 控制 控制

RATE_diff

控制

Digital RATE_diff

控制 控制

（1） （2） （3） （4） （5） （6）

变量 第一阶段 第二阶段 第一阶段 第二阶段 第一阶段 第二阶段

Kleibergen-Paap Wald rk F 315.65 269.63 1894.11

Kleibergen-Paap rk LM 251.19

*** 462.34

*** 616.30

***

观测值 15798 16269 17114

表 4（续）

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·118·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

获取企业信息的主要途径，也是企业接受外部监

督的重要方式。媒体关注度增加会使企业获得更

多社会曝光，从而降低公司信息不透明度。因为数

字化转型对企业信息操纵能力的提升是导致避税

程度加剧的主要机制，而媒体关注度会改变企业

面临的外界信息环境，另外对上市企业的报道也

将通过股票价格变动来约束企业管理者的行为，

所以有必要进一步讨论在不同媒体关注度情况下

数字化转型对企业避税的影响。基于以上分析，我

们使用数字化转型和媒体关注度的交乘项来检验

可能存在的异质性。其中，媒体关注度（Media）用报

刊媒体报道中出现的企业名称数量表示。回归结

果如表 6 第（1）列所示，可以看出数字化转型和媒

体关注度交乘项的系数显著为负，说明在媒体关

注度越高的企业中，数字化转型对企业避税活动

的促进作用越小。原因是，企业避税活动需要复杂

且不透明的信息环境，而媒体关注度较高的企业

受到的社会监督较多，信息环境较为透明，因此在

媒体关注度高的企业中数字化转型对其避税活动

的促进效应可能会受到抑制。综上，数字化转型的

企业避税加剧效应存在媒体关注度异质性。

（二）内部控制质量异质性

内部控制是企业内部管理、监督、制衡企业各项

经营活动的机制，其最重要的作用是畅通企业管理

系统，控制企业内部风险，保证企业合规运营和财务

报告及相关信息真实完整。企业内部控制质量差异

可能会改变数字化转型对企业避税的影响。首先，避

税活动与内部控制的合规经营及其信息真实目标相

违背，因此在高内部控制质量企业中进行避税行为

的难度较大。其次，内部关联交易是数字化加剧企业

避税的渠道，而内部控制是抑制企业不规范行为、约

束关联交易的主要途径，所以高质量的内部控制机

制可能会抑制数字化转型加剧企业避税的效应。鉴

于此，有必要进一步分析数字化转型影响企业避税

的内部控制质量异质性。基于分析，通过构造上市企

业内部控制 KZ 指数和数字化转型的交乘项来检验

内部控制质量的异质性。其中，内部控制质量（IC）用

DIB 迪博内部控制与风险管理数据库获取的内部控

制指数的对数值表示，该值越大，说明企业内部控制

越强。回归结果如表 6 第（2）列所示，可以看出数字

化转型与内部控制交乘项的系数显著为负，说明企

业内部控制质量越高，数字化转型带来的税收规避

效应越弱。综上，在数字化转型加剧企业避税活动的

效应中存在内部控制质量异质性。

（三）会计信息可比性异质性

会计信息可比性指不同公司间财务信息内容的

一致性程度，是会计信息质量的衡量标准之一。企业

会计信息可比性越高，越有助于投资者和审计监管

部门对企业财务信息进行核查。在数字化转型影响

企业避税行为的过程中存在会计信息质量异质性：

一方面，较高的会计信息可比性能够帮助税务监管

部门将企业财务信息与同行进行对比，减少了企业

在财务上进行避税活动的空间；另一方面，会计信息

可比性降低了企业利用数字技术进行关联交易的可

行性，而且规范、一致的会计信息内容也不利于企业

利用数字经济活动来掩盖真实企业财务内容。所以，

在会计信息可比性较高的企业中，数字化转型带来

的避税活动更易被识别，数字化转型对企业避税的

促进作用可能会更小。为验证以上分析，构造数字化

转型和会计信息可比性的交乘项来识别异质性效

应。其中，会计信息可比性（Trans）用盈余 - 收益模

型进行估计（Franco et al.，2011）[39]。异质性检验结果

见表6 第（3）列，可以看出数字化转型和会计信息可

比性交乘项的系数显著为负，说明在会计信息可比

性越高的企业中，数字化转型带来的税收规避效应

越会受到抑制。综上，在数字化转型影响企业避税

的效应中存在会计信息可比性异质性。

表 6 异质性分析

变量

（1） （2） （3）

RATE_diff RATE_diff RATE_diff

Digital

0.0076

***

（0.0018）

0.0029

（0.0022）

0.0069

***

（0.0026）

Media

0.0006

（0.0007）

Digital伊Media

-0.0004

*

（0.0003）

IC

-0.0018

（0.0066）

行业-年份固定效应 控制 控制 控制

观测值 18189 16964 18556

R

2 0.423 0.430 0.424

Digital伊IC

-0.0056

*

（0.0034）

Trans

0.0301

***

（0.0078）

Digital伊Trans

-0.0068

*

（0.0038）

常数项 控制 控制 控制

企业/城市/

年份固定效应

控制 控制 控制

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·119·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

七、进一步讨论：税收征管数字化的影响

前文实证研究显示，数字化转型会加剧企业避

税行为，因此在数字化背景下如何治理企业避税行

为、维护我国税收征管安全是亟需解决的问题。为

此，我们在前文研究结论的基础上进一步引入税收

征管数字化，以此讨论维护政府税收安全对抑制企

业利用数字经济进行避税活动的影响。

在税收监管部门的数字技术运用能力弱于企业

的情况下，企业能够通过数字化发展增加信息不透

明度、帮助企业进行跨地区关联交易来转移利润。所

以，要克服数字化发展引致的税收监管问题，提高税

收征管部门的数字化能力是关键。一方面，数字技术

在税收征管中的引用有助于增强监管部门的数据采

集和分析能力，进而精准识别纳税人的涉税需求和

纳税习惯，这将大大降低企业利用信息不透明进行

避税活动的可能性。另一方面，数字技术与税收征管

的结合在提高征税效率和精准度的同时，也有助于

培养精通税收业务和数字技术手段的人才，进而高

效识别企业经营管理活动，有效防止企业利用数字

技术通过关联交易和隐匿交易进行税收规避。基于

分析，本文认为税收监管数字化是抑制数字经济时

代企业避税的有效方式。

为验证上述猜想，本文使用调节效应模型，构造

税收征管数字化和企业数字化转型的交乘项进行实

证检验。其中，税收征管数字化用两个变量衡量：第

一个变量是金税三期政策的实施（Golden_tax），金税

三期政策自 2013 年起在全国各地区分批实施，该政

策是以大数据和云计算技术为依托的税收技术变

革，在税收数据的收集、共享、处理等方面均有较大

突破，因此金税三期是我国税收征管系统的一次重

大数字化升级；第二个变量是各省政府工作报告中

有关数字化的词频数量（Govern_digital），政府工作

报告中的数字化词频数量反映了政府对数字化技

术运用的关注程度，能够在很大程度上反映出该地

区政府的数字化发展理念和现状。税务征管部门作

为政府部门的组成之一，政府工作报告中的数字化

词频数量能在一定程度上反映出税收征管的数字

化程度。表 7 第（1）列是以金税三期作为税收征管

数字化代理变量的回归结果，可以看出企业数字化

转型和金税三期交乘项的系数显著为负。表 7 第（2）

列是以政府工作报告数字化词频数作为税收征管

数字化代理变量的回归结果，可见企业数字化转型

与政府工作报告数字化词频数交乘项的系数依然

显著为负。以上结果说明，在税收征管数字化程度

越高的地区，数字化转型引致的企业避税效应越

小，即税收征管数字化能够有效防止企业利用数字

技术开展税收规避活动。

八、结论和建议

（一）研究结论

在数字化技术快速发展的背景下，数字经济新

业态与企业管理新模式对传统税收征管造成了巨大

冲击。本文使用中国上市企业数据研究了数字化转

型对企业避税活动的影响。研究结论显示，数字化转

型显著增加了企业避税活动，且在进行多种稳健性

检验和内生性检验后该结论依然成立。机制研究发

现，数字化转型可通过帮助企业进行跨区域关联交

易和增加信息不透明度导致避税活动增多。此外，数

字化转型带来的企业避税效应存在异质性，在媒体

关注度较高、内部控制质量较好、会计信息可比度较

强的企业中，数字化转型引致的税收规避效应较小。

最后，还分析了税收征管数字化治理企业利用数字

技术开展避税活动的作用，结果发现税收征管数字

化能有效抑制企业通过数字化发展进行税收规避行

为，因此税收征管数字化是解决数字经济时代税收

征管问题的可行方式。

（二）对策建议

基于研究结论，提出三点政策建议以供参考。第

一，数字经济发展为企业带来了更多的避税空间，

为维护国家税收安全，税收征管部门应该加强数

表 7 税收征管数字化的影响

变量

（1） （2）

RATE_diff RATE_diff

Digital

0.0088

***

（0.0017）

0.0128

***

（0.0041）

Golden_tax

0.0179

***

（0.0054）

Digital伊Golden_tax

-0.0055

***

（0.002）

Govern_digital

0.00458

*

（0.0025）

Digital伊Govern_digital

-0.0025

*

（0.0013）

常数项 控制 控制

企业/城市/年份固定效应 控制 控制

行业-年份固定效应 控制 控制

观测值 18564 18564

R

2 0.424 0.423

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·120·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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（2）：12-21.

字化转型趋势下的企业税收管理，完善相应法律

法规，防止企业利用数字技术进行税收规避，减少

税源流失。第二，鉴于提高企业媒体关注度、内部

控制质量和会计信息可比度有利于减少企业利用

数字化技术进行避税的空间，因此政府和税收监

管部门应当积极引导建立更加高效、透明的对企

业进行社会监督的机制，这在防止企业避税的同

时也有助于完善市场运行机制。第三，税收征管数

字化能够有效应对数字经济对传统税收管理制度

造成的冲击，所以政府税收征管部门应当积极培

养具备数字技能的税务人才，推进数字技术在税

收征管中的运用，这在提高税收管理水平的同时，

也有助于税收监管部门提高对市场交易数据和企

业财务信息的识别分析效率。

（三）不足与展望

本文在研究过程中尚存在一些不足有待改进：

第一，数字化转型是一个复杂的过程，尽管已使用数

字化词频、数字化固定资产金额和数字专利申请数

量多个指标对数字化转型程度进行了测度，但依然

难以精准刻画企业的真实数字化转型水平，未来需

进一步完善测算方法；第二，虽在现有研究理论的基

础上分析了数字化转型影响企业避税过程中的信息

不透明度增加机制和关联交易增多机制，但数字化

对企业的影响是多样的，在机制方面未来仍有深入

挖掘的空间；第三，本文认为数字化转型增加企业信

息透明度是其加剧企业避税的一个渠道，但当前研

究对这一论点仍存在分歧，未来研究可更深入、详细

地分析数字化转型对企业信息透明度的影响。

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·121·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

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［责任编辑：陈冬博］

陈 凯，等：企业数字化转型缘何增加了征税难度

·122·

2023年12月 Journal of Shanxi University of Finance and Economics

第45卷 第12期

Dec.，2023

Vol.45 No.12

国民经济管理

乡村振兴驱动共同富裕：逻辑、特征与政策保障

田祥宇（1-1）

住房财富与影子教育支出

——对影子教育治理的思考

李建龙，吕 萍（1-13）

数字经济促进了中国统一大市场形成吗

汪阳昕，黄漫宇（1-24）

普惠性人力资本投入如何推动城乡共同富裕

杨思涵，佟孟华（2-1）

数字经济如何助力农民增收

——理论分析与经验证据

王子凤，张桂文（2-16）

共同富裕目标下个人慈善捐赠的代际传递

李 容，张 凯，曹 斌（2-29）

个人风险偏好与家庭生育决策

——基于微观调查数据的新证据

王浩名，柳清瑞（3-1）

互联网使用与女性生育意愿

——兼论中国女性生育意愿的结构性降低

蒲艳萍，张岚欣，袁柏惠（3-14）

大学文凭还有助于农家子弟提升社会阶层地位吗

——以体制内身份获取优势为研究视角

何兴邦（3-30）

空气质量与城市劳动力供给

——基于居民退休意愿的视角

倪一宁，王自锋，马野青（4-1）

农户生计恢复力与家庭教育期望

——基于 CFPS 数据的实证分析

周云波，杨家奇（4-16）

“寂静”的大多数：噪声污染与居民幸福感

高子茗，吕 洋（5-1）

地方政府竞争行为异化：人才竞争何以转变为

人口竞争 郎 玫，赵亚鹏，李雨珈（5-15）

创新人才集聚如何影响城市生态财富

鲍鹏程，黄 磊（5-28）

数字经济、人口红利与共同富裕

王园园，冯祥玉（6-1）

产品生产能力提升、生产结构复杂性与经济增长

——基于产品空间理论的实证分析

董一一，宋 宇（6-14）

数字技术使用、农业生产社会化服务与农户经营性

收入差距

——基于 CLDS 数据的实证研究

徐 静，万俊毅，韩 亮（6-33）

农村住房会影响农村居民社会阶层认同吗

——基于微观调查数据的证据

董 渤，王玉庭，李哲敏（6-45）

知识的力量：金融知识与收入阶层向上流动

——基于中等收入群体扩容的视角

向雪风，张 路（7-1）

平等抑或固化

——数字技术能否促进农村居民代际职业流动

王 月，张强强，霍学喜（7-16）

自贸试验区制度创新促进经济高质量发展了吗

戴 翔，张铨稳（7-30）

中国经济高质量发展：一个文献述评

胡 畔（7-43）

文化差异和劳动力跨境流动

——基于中国对外劳务输出的事实证据

马慧洁，李銮淏，夏杰长（8-1）

收入机会不平等的再测度

——基于马克思分配正义理论的视角

刘 波，胡宗义，龚志民（8-16）

《山西财经大学学报》2023 年总目录

·123·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期 2023 年总目录

创新、人力资本与城镇劳动收入

闫里鹏，牟俊霖，王 阳（8-31）

高质量发展阶段中国劳动收入占比的经济效应

焦音学，柏培文（9-1）

消费意愿下降还是有效供给不足

——中国居民消费长期增长疲软成因

贺京同，张 斌，魏 哲（9-18）

性别观念与家庭能源堆叠消费

——基于微观调查数据的经验证据

田艳平，李佳锶（9-35）

男性退休存在“退休—消费之谜”吗

——基于家庭生活消费视角的 CHFS 新证据

霍伟东，吕晨炜（9-49）

数字经济如何驱动高质量消费：理论与经验

吴顺利，徐卓君（10-1）

农民工与城镇职工的工资差异：扩大还是缩小

——来自中国流动人口监测调查（CMDS）的经验证据

胡 雯，罗千峰，张锦华（10-16）

最低工资缩小性别收入差距：证据与机制

王慧敏，薛启航，魏 建（10-32）

“老有所养”能否促进“老有所为”

——社会养老保险对农村老年人社会参与的影响

孔泽宇，严新明（11-1）

“降费”能“稳就业”吗

——来自养老保险法定缴费率下调政策的准自然实验

李 波，潘小庆（11-17）

人口老龄化与数字经济叠加对就业的影响

肖周燕，张亚飞（11-32）

社会资本与环境治理

——基于公众参与视角的研究

郭 金（11-46）

数字技术创新、跨行业技术溢出与企业环境绩效

——基于上市公司数字专利研发视角

申晨荣，高 波（12-1）

人工智能政策的经济效应

——基于 2015 年人工智能政策的准自然实验

孙昊颖，李胜会（12-16）

金融与投资

中国家庭慈善捐赠意愿的生命周期之谜

——来自中国家庭追踪调查 2010—2018 的微观证据

祖 巧，刘渝琳（1-40）

替代还是互补：公共教育财政与家庭教育储蓄

——来自中国家庭追踪调查（CFPS）的经验证据

龚钰涵，张锦华，陈博欧（2-45）

“稳金融”与“稳就业”冲突吗

——基于债务融资与企业劳动力雇佣视角

刘彩霞，陈学胜，谢雁翔（2-59）

数字金融、数字鸿沟与居民消费

贺建风，吴 慧（3-43）

银行竞争影响企业杠杆操纵吗

范 润，翟淑萍（4-31）

数字金融发展与家庭教育支出增长

——基于 CFPS 面板数据的实证分析

闫思宇，程雅雯，陈晓宇（5-43）

共同富裕背景下个体禀赋如何影响慈善捐赠

刘一伟，和宇航（6-60）

科技金融政策与关系型贷款

——基于国有企业的视角

杨 蕊，侯晓辉（7-54）

“提信用”能“稳就业”吗

——来自纳税信用评级披露的经验证据

闫慧慧（7-69）

地区间财力差异、中央转移支付与社会救助均等化

任 斌，林 义，周宇轩（8-47）

高质量就业：理论探索与研究展望

——基于财政政策与货币政策协同作用的研究背景

杜 剑，徐筱彧，杨 杨（8-58）

“数”竞天择：数字革命与银行业结构转型

罗 欣，何小钢，况雅琴（9-64）

市场潜能、政府财政竞争与区域收入差距

梁文明，叶阿忠（10-47）

财政金融协同能否破解研发投入结构失衡困境

付馨苇，谢家智（11-60）

·124·

山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

普惠金融数字化、公共服务均等化与农民农村

共同富裕

——基于县域统计数据的实证分析

冉光和，张 翔（12-30）

地方政府偿债压力如何影响企业社会保险实际缴费

——兼论地方债治理与社会保险征收主体改革的影响

曾祥金，位晓琳，冯梦龙（12-44）

产业经济

产业结构服务化优化了中国居民收入分配格局吗

刘海燕，魏作磊，陈丽娴（1-57）

数字化赋能、要素替代与产业结构转型

宋 培，白雪洁，李 琳（1-69）

中国产业转移的技术升级效应

妥燕方，孔令池（2-73）

产业结构升级、教育提升与中国城镇女性就业

——基于教育水平与产业结构协同发展的视角

马光明（3-56）

“一带一路”倡议的文化贸易促进效应

李 月，王 飞（3-69）

数字技术与农业高质量发展

——基于数字生产力的视角

杨军鸽，王琴梅（4-47）

数字经济发展能否破解服务业结构升级滞后之谜

——来自中国城市面板数据的经验证据

杨秀云，从振楠，刘岳虎（4-64）

数字经济实现了绿色创新“增量提质”吗

——基于异质环境关注视角

吕德胜，王 珏，唐青青（5-55）

人力资本集聚、数字经济发展与“产业—消费”

协同升级 周国富，董子祎，申 博（6-70）

企业并购、供应链集中度与能源统一大市场

——来自能源企业的经验证据

续慧泓，宋陆涛，牛岚甲（7-83）

国家高新区、科技创新与产业集聚

——基于空间双重差分模型的实证分析

马丽亚，戴宏伟（8-70）

土地流转下农村一二三产业融合的增收效应

余晋晶，葛 扬（9-78）

服务机器人与女性就业

王亚丽，苏 剑，高子茗（10-62）

数字经济研究：进展与展望

戎爱萍（10-74）

数字经济、市场潜能与乡村振兴

——基于双重机器学习的因果推断

田 坤，黄 坤，行伟波（11-73）

电子商务发展与农村非农就业增长

——基于 CFPS 数据的分析

陈建垒，王 纯（12-57）

数字技术赋能农民增收：作用机制与影响效应

苏 群，邢怀振，刘 晨（12-72）

工商管理

风险投资组合、企业上游协作与关键核心技术突破

——基于高端医疗设备行业的实证研究

冯 婷，郭立宏，董建卫（1-85）

数字化转型会提升企业劳动投资效率吗

周冬华，万贻健（2-87）

数字化转型、合作伙伴动态性与企业双元创新

董 瑶，张樨樨，易 涛（2-102）

超常增长与数字化转型

——来自制造业上市公司的经验证据

赵 磊，赵纳晖，杜雨晴（3-82）

议价能力、商业信用与企业绩效

——基于融资约束视角的分析 张泽宇（3-98）

经济发展目标契合与企业技能人才结构优化

胡 玥，马新啸（4-79）

数字创新韧性与高技术产业创新：机制与效应

胡甲滨，俞立平，张宏如（4-95）

互联网化与企业间工资差距

——基于中国工业企业微观数据的研究

洪小羽，谢建国，任桐瑜（5-69）

数字化转型改善企业创新“低端锁定”困境了吗

——基于知识溢出的视角

刘东阁，庞瑞芝（5-84）

2023 年总目录

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山西财经大学学报 2023 年 第 12 期

异质性股东引入与企业创新质量

——来自中国 A 股上市公司的经验证据

范明珠，王 京，徐璟娜（5-99）

家族企业交接班意愿与企业社会责任

陈怡欣，靳瑞杰（6-85）

长期导向韧性、数字化转型与家族企业国际创业

伍兆祥，代吉林，李胜文（6-99）

亲清政商关系与企业高质量发展

——基于企业交易成本的视角

李 雪，罗进辉，黄泽悦（7-98）

网络基础设施建设、资源配置效率与关键核心

技术突破 杨 壮，吴福象，龚恩泽（8-86）

“有求必应”还是“求而不得”

——薪酬信息披露、寻求偏好与员工工作重塑

王文婷，杨俊青（9-94）

双碳背景下环境规制与企业 ESG 表现

——基于宏观和微观双层机制的实证

黄大禹，谢获宝，邹梦婷（10-83）

企业数字化转型与绿色创新差异化

李宁娟，彭 其，舒成利（10-97）

技术壁垒、创新激励与企业全要素生产率

——基于动态视角的理论与实证分析

王冠宇，马野青（11-86）

明星分析师第一名关注与企业数字技术创新

夏范社，何德旭（11-100）

地方政府隐性债务加剧“创新陷阱”了吗

——基于上市企业实质性创新的证据

董香书，赵梦超，王晋梅（12-87）

政策“推力”与“拉力”如何影响企业创新

——理论分析与研究展望

叶文辉，周 静（12-101）

财务与会计

精准问询：来自年报问询和控股股东股权

质押的证据 连玉君，刘 畅（1-99）

贸易政策不确定性、企业现金持有水平与债务违约风险

——来自沪深 A 股上市公司的经验证据

李梓旗，于双丽，乔桂明（1-115）

探索式创新与企业韧性

——来自新三板上市公司的证据

冯 挺，祝志勇（2-116）

应披尽披还是形象美化

——绿色信贷政策与企业环境信息披露

陈启博（3-112）

人力资本异质性与高新技术企业创新绩效

——基于创新行为的非线性检验

沈亚男，陈锦鹏（4-112）

数字化转型与困境企业债务违约风险

周 灿，章激扬（5-113）

产业政策的微观共同富裕效应

——来自企业内部分配的证据

王铷州，董明晴（6-113）

会计师事务所变更和企业社会责任表现

——“声誉补偿”还是“声誉叠加”

杨 钦，邓雯丹（7-112）

增值税留抵退税能否降低企业商业信用需求

赵祎曈，梁 鹏（8-100）

名副其实还是盛名难副：纳税信用评级与企业避税

王三法，钟廷勇（8-113）

税收努力、宏观税负与区域经济高质量发展

——基于长三角 41 城市的实证

田时中，王龙祥（9-111）

数字化转型与管理层信息披露行为

——信息传递还是印象管理

董明晴，张嘉伟（10-113）

税收激励与研发外包

——基于研发费用加计扣除政策的检验

薛迎迎（11-112）

企业数字化转型缘何增加了征税难度

——来自中国上市公司避税活动的证据

陈 凯，杨亚平（12-111）

2023 年总目录

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