行业税收筹划与企业研发投入关系研究

王一帆 李星辰

摘 要：本文选取2009—2019年沪深A股上市企业的数据，运用OLS回归和SUR回归，研究了行业税收筹划对企业研发投入的影响。研究结果表明，行业税收筹划对企业研发投入产生抑制作用;基于产权性质的分组回归结果显示，国有企业的行业税收筹划对企业研发投入影响较小，非国有企业的行业税收筹划对企业研发投入产生显著的抑制作用;市场化程度和行业协会帮助程度对行业税收筹划与企业研发投入具有调节效应，具体地，行业税收筹划对企业研发投入的抑制作用会随着市场程度的提高而减弱，行业协会帮助程度高的地区，行业税收筹划抑制作用被削弱。本文的结论为我国企业与行业组织关系研究提供新的视角，也为税务部门制定税收政策提供了经验证据。

关键词：行业税收筹划;研发投入;产权性质;市场化程度;行业协会帮助程度

中图分类号：F124.4  文献标识码：A

文章编号：1000-176X（2021）05-0085-08

一、引 言

新制度经济学的交易费用经济学派认为，即使最简单的交易活动都有“治理机构”机制存在，其存在目的是为了保护交易主体免受风险侵害。通过制度设计，经济行为人可组织、整合上述行为方式并管理组织之间的关系。行业组织是一种社会组织。行业组织作为治理机制之一，可以组织和（强制）实施成员间的合作行为，通过行业组织影响政府公共政策的制定以防止减少本身和其他组织成员的利益。行业组织作为“产业联合体”，在促进企业自主创新、产业升级等方面，扮演越来越重要的角色，它的存在不仅增进了共同利益，还对行业内的不当行为进行约束。

近年来，国家积极倡导强化企业技术创新主体地位，技术创新体系建设取得一定进展，激励企业创新的政策措施逐步完善。2019年李克强总理在政府工作报告中提出，深入实施创新驱动发展战略，进一步提升创新能力和效率。十九届五中全会公报提出，“十四五”期间要坚持创新在我国现代化建设全局中的核心地位，提速创新型国家建设步伐。解维敏和方红星[1]认为，随着政府公共管理职能进一步明确并加强，企业正逐步成为技术创新的主体。其中，中小企业在这方面有着不可取代的地位。但总体而言，当前我国企业创新能力依然薄弱。吴祖光等[2]认为，近些年中小企业面临税负偏重的问题，高税负会使得税收活动扭曲企业投资行为，使企业不能为研发活动提供有效支持。税收活动对企业来说是固定时间的现金流出，有关税收的现金流出会削弱企业研发投入能力。国家已经制定并出台了一系列促进企业研发活动的税收优惠政策，旨在通过提供特定部门的利益，促进特定产业而不是更广泛的经济群体[3]，税收优惠政策的扶持对象往往是某一特定行业，而非具体企业。

通常企业在进行税收筹划时会根据其所在行业的税收优惠政策和激励利好政策决定税收筹划行为。这种税收优惠政策便是以行业为目标针对性推出的政策，刺激相关产业发展。已有研究[4]-[6]证实企业会出于竞争和战略原因对行业内其他企业的税收筹划行为作出回应，这意味着行业整体税收筹划水平会影响企业的税收筹划行为。Lambert等[7]认为，当企业的税收筹划活动偏离行业中标准企业税收筹划行为时可能会增加其现金流。本文试图研究以下问题：首先，行业税收筹划对企业研发投入产生怎样的影响？其次，企业研发投入受行业税收筹划影响与企业产权性质是否有关？

本文可能的研究贡献在于：首先，丰富了税收筹划经济后果的研究。社会科学中对一个问题的完整分析包括了“宏观—中观—微观”三个层面，已有关于税务筹划经济后果的文献主要聚焦于微观企业层面和宏观税收政策层面，而對于中观行业层面，目前鲜有文献关注。本文通过探究中观行业层面税收筹划对微观企业产生的影响，补充和完善了税收筹划经济后果的研究。其次，丰富了关于企业研发投入与行业税收筹划关系的研究。目前，已有文献大多关注企业所得税筹划对企业研发投入的影响[8]以及个人所得税筹划对企业创新的影响[9]，国内学者尚未有讨论行业税收筹划与企业研发投入的关系，政府制定的税收政策多是以行业作为对象，根据不同行业的不同特点制定不同的税率，税目的划分也往往与行业划分密切相关，相比于企业和个人税收筹划，研究行业税收筹划对企业研发投入的影响，有助于为政府在制定税收政策时提供更加直接的参考依据。

二、理论分析与假设提出

（一）行业税收筹划与企业研发投入的关系

行业组织作为社会组织的一部分，在治理经济活动中占据着重要地位[10]。已有研究表明，行业组织在企业税收筹划中发挥着举足轻重的作用，通常国家税务部门在制定税收政策时一般以行业为单位，如税收优惠政策通常是针对某一行业制定，其他行业无法享受不属于自身行业的税收优惠政策，说明以行业为中心制定的税收优惠政策具有专有性，享受税收优惠的机会在各行业之间是分散的。国家税务部门对外公布税收信息时，对于税收来源最细致的划分方法便是按行业划分，这足以看出行业组织对外的代表性。行业可以视为由多个企业构成的组织，这种组织可以通过专门的“行业方案”解决影响行业内纳税企业的共性问题[11]，以行业为中心研究行业税收筹划的必要性显而易见。Shiller[12]发现，行业内存在“同伴效应”，表现为个体受到参照同伴的群体行为影响，将自身行为倾向于同伴行为甚至达到一致。Kubick等[6]研究发现，行业中领头企业会根据行业自身特点进行税收筹划，行业中其他企业会对行业领头企业的税收筹划行为进行模仿，并且企业会出于避免成为“出头鸟”的动机对其税收筹划进行调整以响应行业内其他企业[4]。行业会影响企业税收筹划决策的执行和行为，行业内竞争会驱动企业采用行业偏好的税收筹划方式，可以产生与同行企业口径相当的现金流。若企业不与行业偏好的税收筹划方式进行趋同，会因为其与所在行业税收筹划行为的不同引起监管部门的注意，促使有关部门对其监管力度加大，导致企业需要付出额外成本以应对监管部门的监督[13]。为避免这种情况的发生，企业有动机会选择与行业趋同的税收筹划方案。

通过以上分析，受“同伴效应”影响，当企业向行业税收筹划行为靠拢时，会在企业原有基础上增加或者减少税收筹划行为，以期与行业税收筹划行为看齐，已有文献表明，企业自身税收筹划活动会影响企业对研发费用的投入。企业向行业税收筹划趋同后的税收筹划方案与企业投资和经营活动的契合度降低，进而导致税负支出与企业的现金需求匹配程度降低，为了保障自身持续经营和降低现金流风险，企业可能会减少投资风险较大的研发投入。基于以上分析，笔者提出如下假设：

H1：在其他条件相同的情况下，行业税收筹划与企业研发投入之间存在显著负相关关系。

（二）基于产权性质的分析

国有企业和非国有企业在经营目标与政策负担方面存在巨大差异。何玉润等[14]研究发现，国有企业在政策性扶持以及其他方面具有优势，这些扶持措施减小了国有企业的压力，使其在面对市场竞争等冲击时并不敏感，而对来自政府的压力更加敏感。因而，相比于非国有企业，“同伴效应”对国有企业产生的趋同压力更小。吴联生[15]发现，相比于非国有企业，国有企业进行税收筹划的动机更弱。因此，国有企业在进行税收筹划过程中更多受国家政策的影响，受行业税收筹划程度影响较小，为了迎合行业税收筹划而放弃适合自身的方案的动机较弱。而非国有企业因为缺少政策性扶持，对市场动态更加敏感，为了在行业中生存立足，“同伴效应”在非国有企业中影响更大，企业在税收筹划中更容易受到行业税收筹划程度的影响，更有动机选择向行业税收筹划方案趋同而非对自身最优的税收筹划方案，进而影响研发投入。基于以上分析，笔者提出如下假设：

H2：与国有企业相比，行业税收筹划对非国有企业研发投入的边际影响更大。

（三）基于调节效应的分析

上市公司的研发投入与企业经营环境息息相关。市场化可以提高创新要素的合理流动，降低制度冲突带来的摩擦协调成本，提高企业研发活动相关资源的配置效率，可以使有限的研发资源更多地投入适应市场需求的研发活动中。市场化程度高地区有利于市场的良性竞争，激发其对研发活动的追求，加强企业对于研发投入的意愿。市场化程度较高地区，企业会更重视研发投入的重要性，所以当企业对行业税收筹划进行趋同时，偏离企业自身最优筹划方案所产生的损失，企业会选择优先削减其他方面的投入而非研发投入进行弥补。基于以上分析，笔者提出如下假设：

H3：市场化程度的提高会减弱行业税收筹划行为对企业研发投入的抑制作用。

企业在制定税收筹划方案时会考虑行业的税收筹划水平，并基于“同伴效应”，会调整自身税收筹划方案使其与行业税收筹划水平趋同。行业协会作为行业中的互助性组织，可以对成员之间以及与外部其他行业之间的利益矛盾进行协调，并通过纵向沟通和横向协调等手段，维护行业整体利益。因此，在行业协会对成员企业帮扶程度高的行业可能通过以下两个路径为成员企业提供帮助，来降低行业税收筹划对企业研发投入产生的抑制作用。一方面，行业协会会积极进行内部成员之间的协调，使行业企业之间在进行税收筹划过程中本着互帮互助的原则，顾及行业中各成员企业的经营情况，从行业整体利益角度而非自身角度出发制定税收筹划方案，从而降低“同伴效应”对成员产生的负面效应;另一方面，行业协会会积极与政府部门进行沟通，将各成员企业的利益诉求传递到政府决策过程中，积极主动地为成员企业争取利益空间，包括税收方面的优惠，从而弥补企业为与行业税收筹划趋同而造成的消极影响。基于以上分析，笔者提出如下假设：

H4：行业协会帮助程度的提高会减弱行业税收筹划对企业研发投入的抑制作用。

三、研究设计

（一）样本选取与数据来源

本文选取2009—2019年沪深A股上市企业为研究对象。上市企业研发费用数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）与CSMAR数据库，本文将两个数据库相互补缺得到较全的研发费用数据。应交所得税数据源自Wind数据库，其他数据均来自CSMAR数据库。

在进行上述筛选后得到初始样本，在此基础上剔除了如下情形的样本：（1）金融行业样本;（2）模型包含变量缺失的样本;（3）利润总额不大于0的样本。综上，最终获得了8 871个观察值。为减少异常值对研究结论产生的影响，本文对模型中相关连续变量在1%和99%的水平上进行缩尾（Winsorize）处理。

（二）变量定义

1.被解释变量：企业研发投入（SRDBL）

本文根据解维敏和方红星[1]的研究，对于企业研发投入使用企业研发费用占企业总资产的百分比来表示。SRDBLi，t+1表示企业i第t+1年研发投入。

2.解释变量：行业税收筹划（IndCETR）

度量行业税收筹划的前提是对企业税收籌划进行度量。对企业层面税收筹划的度量，本文借鉴刘行和赵晓阳[16]的研究，采用现金流意义上的实际所得税率（CETR），CETR=企业实际所得税现金流支出/利润总额。其中，企业实际所得税现金流支出的算法借鉴刘行和赵晓阳[16]与刘骏和刘峰[17]的做法，用所得税费用减去递延所得税费用，再减去本期应交所得税发生额来表示企业实际所得税现金流支出。

通过上述方法求出CETR企业层面税收筹划程度后，按行业和年度进行分组求中位数得到IndCETR，在回归模型中解释变量为IndCETRjt，表示行业j在第t年的行业税收筹划。

3.调节变量：市场化指数（Mktindex）和行业协会帮助程度（Asshelp）

本文借鉴孙世强和陶秋燕[18]与黄宇虹和捷梦吟[19]的研究方法，选择市场化指数以及市场化指数中行业协会帮助程度指标作为调节变量，检验它们在行业税收筹划对企业研发投入的调节效应。市场化指数数据来自樊纲2016版，缺失数据按已有数据平均增长率进行计算。Mktindexit表示企业i第t年所在地区的市场化指数;Asshelpit表示企业i第t年所在地区的行业协会帮助程度指数。

4.控制变量

借鉴Benfratello等[18]、解维敏和方红星[1]及吴祖光等[2]的研究，本文控制如下变量：资产收益率（Roa），以年末税前利润/总资产表示;资产负债率（Lev），以年末总负债/总资产表示;企业规模（Size），以年末总资产的自然对数表示;董事会规模（Boardsize），以董事会人数的自然对数表示;市账比（MB），以年末股票总市值比净资产表示;托宾Q值（TBQ），以（总资产+权益市场价值-权益账面价值）/总资产表示;企业年龄（Age），以成立年限的自然对数表示;企业产权性质（SOE），该变量为虚拟变量，如果企业最终控制人为国有，SOE取1，否则取0;资本密集度（Capit），以总资产与销售额之比表示。同时，本文还控制了年度（Year）和行业（Industry）虚拟变量。

（三）模型设计

为检验行业税收筹划对企业研发投入的影响，参照刘行和赵晓阳[16]的研究，本文建立如下模型：

SRDBLi，t+1=β0+β1IndCETRjt+∑10j=2β2Controls+∑Yeart+∑Industryi+εit（1）

基于调节效应的分析模型如下：

SRDBLi，t+1=β0+β1IndCETRjt+β2IndCETRjt×Mktindexit+β3Mktindexit/Asshelpit+∑12j=4βjControls+∑Yearit+∑Industryit+εit（2）

注：Controls表示所有控制变量。

四、实证检验与分析

（一）描述性统计分析

表1报告了变量的描述性统计结果。企业研发投入（SRDBLi，t+1）的均值为0.047，中位数为0.037，标准差为0.044，说明各企业之间的研发投入差异较大，企业对研发活动投入的力度不相同。行业税收筹划（IndCETRit）的均值为0.104，最小值为0.000，中位数为0.110，最大值为0.201，行业平均所得税明显降低，说明企业研发投入的存在确实降低了企业所得税，进而降低了企业所处行业的所得税率，结合标准差0.036来看，各行业税收筹划行为差异较大。调节变量Mktindexit与Asshelpit的标准差分别为2.056与4.846，说明不同地区的市场化程度指数与行业协会帮助程度指数差异很大。

（二）相关性分析

表2列示了回归模型中主要变量的Pearson相关系数，从被解释变量和解释变量之间的相关系数来看，变量SRDBLi，t+1与回归模型中的其他变量都显著相关，并且相关系数都在1%的水平上显著;SRDBLi，t+1与IndCETRjt之间显著负相关，验证了H1。由表2的结果发现，IndCETRjt与Asshelpit和Boardsizeit两个变量之间呈现负相关但不显著;Mktindexit与MBit之间呈现正相关但不显著;Asshelpit与Roait、Levit和Sizeit之间负相关但不显著，与MBit之间正相关但不显著;Roait与Boardsizeit两变量之间正相关但不显著。

（三）基准回归分析

行业税收筹划与企业研发投入基准回归分析结果如表3所示。

表3中的列（1）与列（2）报告了H1与H2的回归结果。从列（1）的回归结果看，行业税收筹划（IndCETR）的估计系数为-0.054且在1%的水平上显著，说明行业税收筹划行为抑制了企业研发活动的进行，证实了本文的H1，也就是说，行业组织影响了企业对于自身税收筹划行为的选择，行业组织所偏好的税收筹划行为对于企业来说并不适合，但企业为避免产生其他成本不得不去响应行业偏好的税收筹划行为，限制了企业自身研发投入。进一步在多元回归过程中计算主要变量的方差膨胀因子（VIF），其中，解释变量的方差膨胀因子（VIF）为1.890，控制变量方差膨胀因子（VIF）最大值为3.800，限于篇幅，控制变量的方差膨胀因子（VIF）不进行列举，留存备索。说明主要变量之间不存在严重多重共线性问题。

（四）分组回归分析

根据产权性质将样本分为国有和非国有进行分组回归，并进一步基于普通最小二乘法（OLS）回归和似无相关模型（SUR）回归对组间系数差异进行检验，结果如表3的列（2）所示。由表2的列（2）可知，在OLS回归中，产权性质为国有组时行业税收筹划（IndCETR）的系数为-0.039，产权性质为非国有组的系数为-0.071，两组系数都在1%水平上显著，表明两组产权性质的企业研发投入都会受到行业组织偏好的税收筹划行为影响产生抑制作用。通过SUR检验结果，行业税收筹划（IndCETR）组间系数差异性的P值为0.020，国有组和非国有组的行业税收筹划对研发投入影响差异在5%水平上显著，系数差异得到统计学上的支持。表明在行业中，当产权性质为国有时对于行业组织偏好的税收筹划行为国有企业并不会积极地去趋同，进而国有企业研发投入受到行业税收筹划的影响小于非国有企业，H2得到了验证。非国有企业则会对行业组织偏好的税收筹划行为进行相对积极响应，影响了企业自身研发投入;行业税收筹划对非国有企业研发投入的边际影响相较于国有企业更大。

（五）基于市场化程度和行业协会帮助程度的调节效应分析

本文借鉴孙世强和陶秋燕[19]与黄宇虹和捷梦吟[20]的研究方法，通过市场化程度和行业协会帮助程度，进而检验行业税收筹划对企业研发投入的影响。行业协会对企业帮助程度指标隶属于市场化指数中市场中介组织发育分项指标，市场中介组织发育程度是市场完善程度的重要指标，而行业协会作为行业组织的一种表现方式，以行业协会对企业的帮助程度來体现行业组织对企业的影响。

为验证市场化程度和行业协会对企业帮助程度背景下，行业税收筹划对企业研发投入的影响，在模型（1）中分别加入市场化指数（Mktindex）以及行业税收筹划与市场化指数交互项，行业协会对企业帮助程度（Asshelp）以及行业税收筹划与行业协会对企业帮助程度交互项进行全样本回归，结果如表4所示。在加入变量Mktindex以及交互项IndCETRjt×Mktindexit进行全样本回归结果见表4列（1），交互项IndCETRjt×Mktindexit系数为-0.019，在1%的水平上显著，表明了市场化程度会减弱行业税收筹划对企业税收筹划的抑制作用。而在加入变量Asshelp以及交互项IndCETRjt× Asshelpit进行全样本回归见表4列（2），交互项IndCETRjt×Asshelpit系数为-0.005，在1%的水平上显著，说明行业协会对企业的帮助程度减弱了行业税收筹划对企业研发投入的抑制作用。

通过加入市场化指数和行业协会帮助程度，笔者发现，行业税收筹划对企业研发投入的抑制作用随着市场化指数的增强而减弱，说明市场化程度高的地区较市场化程度低的地区，其行业税收筹划的抑制作用降低，企业研发投入受影响较小。行业税收筹划对企业研发投入的抑制作用随着行业协会帮助程度的增强而减弱，表明了行业协会的存在起到积极作用，降低了行业税收筹划的抑制作用。这与之前的研究结论一致[21-22]，行业组织发挥了其在社会中的积极作用。

（六）稳健性检验

为了保证本文研究结论的可靠性，本文进行如下的稳健性检验。

（一）在企业层面进行聚类

之前已经以行业分类进行回归，聚类分析可以在行业内分类基础上，探究企业之间的差异，故本文的稳健性检验选择以企业为聚类进行回归，如表5列（1）展示，在企业层面进行聚类，结果依旧在1%的水平上显著为负，研究结论依然成立。

（二） 变更主要变量的度量方式

其一，以RDBL来替代企业研发投入。RDBL企业研发投入强度，使用企业研发费用占企业营业收入的百分比来表示。將RDBL带入回归模型，从表5的列（2）可以看到，企业研发投入强度（RDBL）与行业税收筹划（IndCETR）的估计系数为-0.242，且在1%的水平上显著，与前文假设一致，验证了行业税收筹划行为对企业研发投入的抑制作用。

其二，变更行业税收筹划度量。第一，用CETR行业及年度分组下的平均数（IndmeanCETR）代入模型检验结论是否成立;第二，变更ETR的计算方式，将ETR的计算方式变更为当期应缴所得税/税前收入，行业及年度分组下取中位数（IndETR）代入模型;第三，将行业及年度进行分组取中位数的方式计算出的行业税收筹划（IndETR）减去该年度企业个体层面税收筹划（ETR）的差值作为行业税收筹划的度量变量（IndETR-ETR），检验研究结论的稳健性。结果如表5的列（3）、列（4）和列（5）所示。回归结果显示，当取行业中企业CETR的平均数作为衡量行业税收筹划指标时，研发投入SRDBL与行业税收筹划IndmeanCETR在1%的水平上显著为负;而当变换行业税收筹划指标度量方式时，研发投入SRDBL与行业税收筹划IndETR在1%的水平上显著为负，表明了行业税收筹划行为对企业研发投入的抑制作用。研发投入SRDBL与差值变量（IndETR-ETR）的参数为0.004，在5%的水平上显著为正，表明企业税收筹划程度越低于行业税收筹划水平，企业研发投入越多;企业税收筹划程度越向行业水平靠拢，越会抑制企业的研发投入。

五、结论与启示

（一）结论

本文以2009—2019年A股上市企业数据为样本，研究了行业税收筹划对企业研发投入的影响，并进一步探究影响行业税收筹划对企业研发投入产生抑制作用的因素。研究发现，行业税收筹划与企业研发投入显著负相关，也就是说，行业税收筹划对企业研发投入产生抑制作用;非国有企业相较于国有企业更容易受到行业组织的影响;市场化程度以及行业协会对企业的帮助程度会减弱行业税收筹划对企业研发投入的抑制作用。

（二）启示

本文研究结论对于制定税收政策以及设立行业组织具有一定的启示：第一，现有税收政策的制定一般以行业为单位，制定税收优惠政策的初衷是鼓励企业进行研发活动。本文研究表明，行业组织的存在影响了企业自身税收筹划行为，进而影响了企业研发投入，所以税务部门在制定税收政策时，不仅需要从行业整体出发，还需要深入行业中不同企业进行调研，确保制定的税收优惠政策让更多企业受益。第二，启示国家深化国有企业改革，激发国有企业的创新动力。在我国经济体制从计划经济体制向市场经济体制转型过程中，国有企业改革一直是我国经济体制改革的中心环节，国有企业改革的深化对建立和完善社会主义市场经济体制、坚持和完善社会主义基本经济制度具有关键意义。要继续推进国有经济布局优化和结构调整，使国有企业按照市场经济规律运行，实现国有企业与非国有企业公平地参与市场竞争。第三，各省份的市场化发展水平和程度不尽相同，市场化指数本身表明了各省份体制改革方面的差距，也体现了各省份之间经济增长的差异，需要相关部门在政策上缩小差距，刺激经济增长。第四，在市场中行业组织是其所处行业的代表，设立行业组织的初衷是团结行业内的企业，但本文研究结果表明，行业组织虽然形成一体，但其在一定程度上对企业行为产生抑制作用，限制了企业对自身行为的选择，故监管部门需要对行业组织如行业协会的建立、运行和退出进行监管，避免行业组织演变成“小团体”，需要对行业组织加以约束，保护行业下所有企业的权益。

参考文献：

[1] 解维敏，方红星.金融发展、融资约束与企业研发投入[J].金融研究，2011，（5）：171-183.

[2] 吴祖光，万迪昉，吴卫华.税收对企业研发投入的影响：挤出效应与避税激励——来自中国创业板上市公司的经验证据[J].研究与发展管理，2013，（5）：1-11.

[3] Lazzarini， S.Strategizing by the Government： Can Industrial Policy Create Firm-Level Competitive Advantage？[J]. Strategic Management Journal， 2015， 36（1）：97-112.

[4] Armstrong，C.S.，Glaeser，S.， Kepler，J.D.Strategic Reactions in Corporate Tax Avoidance [J].Journal of Accounting & Economics， 2019，68（1）：1-26.

[5] Bird，A.，Edwards，A.，Ruchti，T.Taxes and Peer Effects[J]. The Accounting Review，2018，93（5）：97-117.

[6] Kubick，T.R.， Lynch， D.P.， Mayberry， M.A. Product Market Power and Tax Avoidance： Market Leaders， Mimicking Strategies，and Stock Returns[J].The Accounting Review，2015，90（2）：675-702.

[7] Lambert， R.，Leuz，C.， Verrecchia，R. Accounting Information， Disclosure and the Cost of Capital[J]. Journal of Accounting Research，2007，45（2）：385-420.

[8] 施先旺，刘馨月.企业的避税行为会促进技术创新吗[J].财会月刊，2017，（23）：32-40.

[9] 江轩宇，朱琳，伊志宏.工薪所得税筹划与企业创新[J].金融研究，2019，（7）：135-154.

[10] Hollingsworth，R. Comment on ‘The Complex Economic Organization of Capitalist Economies （by Richard R. Nelson） [J]. Capitalism and Society， 2013， 6（1）：1-6.

[11] Heitzman，S.，Ogneva，M.Industry Tax Planning and Stock Returns[J].The Accounting Review，2019， 94（5）：219-246.

[12] Shiller， R.J. Narrative Economics[J].The American Economic Review ，2017， 107（4）：967-1004.

[13] 罗家德，侯贵松，谢朝霞，等.中国商业行业协会自组织机制的案例研究——中西监督机制的差异[J].管理学报，2013，（5）：639-648+656.

[14] 何玉润，林慧婷，王茂林.产品市场竞争、高管激励与企业创新——基于中国上市公司的经验证据[J].财贸经济，2015，（2）：125-135.

[15] 吴联生.国有股权、税收优惠与公司税负[J].经济研究，2009，（10）：109-120.

[16] 刘行，赵晓阳.最低工资标准的上涨是否会加剧企业避税？[J].经济研究，2019，（10）：121-135.

[17] 刘骏，刘峰.财政集权、政府控制与企业税负——来自中国的证据[J].会计研究，2014，（1）：21-27+94.

[18] Benfratello，L.，Schiantarelli，F.，Sembenelli，A.Banks and Innovation： Microeconometric Evidence on Italian Firms[J]. Journal of Financial Economics，2008， 90（2）：97-217.

[19] 孙世强，陶秋燕.小微企业关系强度、知识共享与其创新绩效关系研究——吸收能力的调节效应[J].科学决策，2019，（5）：14-33.

[20] 黄宇虹，捷梦吟.关系、社会资本与小微企业创新[J].科研管理，2018，（11）：27-39.

[21] 贺绍奇.行业自律与行政监管联动关系转型与建构——以证券市场行业协会行业自律为例[J].经济法研究，2019，（1）：203-218.

[22] 纪莺莺.转型国家与行业协会多元关系研究——一种组织分析的视角[J].社会学研究，2016，（2）：149-169+244.

（責任编辑：于振荣）

作者简介：

王一帆（1992-），女（回族），辽宁锦州人，博士研究生，主要从事资本市场财务与会计方面的研究。E-mail：jessiewyl@163.com

李星辰（通讯作者）（1991-），男，山东临沂人，博士研究生，主要从事资本市场财务与会计方面的研究。E-mail：lixingchenjt@163.com