李 彬,劉小梅,姚 瑤

(西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院,陜西西安710061)

在資本結(jié)構(gòu)理論的研究中,以修正的MM理論為代表的眾多研究主要從稅收制度的制定和修訂層面探討了所得稅改革與資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系[1-2]。然而從稅收征管層面來看卻忽略了兩個問題:其一,雖然實(shí)際稅率的變化會促使企業(yè)改變其債務(wù)水平從而獲得更大的稅盾收益,影響到債務(wù)政策的激進(jìn)程度和企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整,但是現(xiàn)有研究多聚焦于2007年所得稅改革所帶來的稅率變動,而忽視了地方政府之間激烈的橫向稅收競爭對實(shí)際稅率變動的影響[3],對實(shí)際稅率變化的分析存在著一定的片面性。在我國,稅收征管強(qiáng)度存在著地區(qū)差異,造成企業(yè)實(shí)際稅率不盡相同。那么,稅收征管是否影響到企業(yè)債務(wù)決策?其二,修正的MM理論、資本結(jié)構(gòu)權(quán)衡理論和代理成本理論均認(rèn)為最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)是存在的。為了實(shí)現(xiàn)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)和企業(yè)價值最大化目標(biāo),企業(yè)將動態(tài)調(diào)整其實(shí)際資本結(jié)構(gòu),向最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)靠攏。那么,稅收征管強(qiáng)度的不同是否對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響?

稅收征管對企業(yè)債務(wù)決策和資本結(jié)構(gòu)的影響是顯而易見的。理論上,稅收征管具有“賦稅效應(yīng)”和“尋租效應(yīng)”[4]?！百x稅效應(yīng)”賦予了稅收征管部門依法向企業(yè)征稅的權(quán)利,稅收的征繳將降低企業(yè)的現(xiàn)金流量和留存利潤?！皩ぷ庑?yīng)”意味著企業(yè)向稅收征管部門開展尋租活動,尋租成本構(gòu)成了企業(yè)的隱性稅收支出。稅收征管的“賦稅效應(yīng)”和“尋租效應(yīng)”將增加企業(yè)財務(wù)負(fù)擔(dān)[5-6]和債務(wù)政策激進(jìn)的可能性,造成實(shí)際資本結(jié)構(gòu)與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的偏離。實(shí)踐中,稅收征管工作的強(qiáng)化將呈現(xiàn)常態(tài)化和持續(xù)化特點(diǎn)。在我國經(jīng)濟(jì)下行和稅收增速放緩的情況下,為穩(wěn)定稅收收入、堵塞稅收流失,稅收征管工作的強(qiáng)化勢在必行。例如,2015年10月13日,中央全面深化改革領(lǐng)導(dǎo)小組第17次會議審議通過了《深化國稅、地稅征管體制改革方案》,該方案不僅在中國稅收改革發(fā)展史上具有里程碑意義,而且對規(guī)范稅收征管秩序、強(qiáng)化稅收征管工作提出了更高的要求。

稅收是國家財政收入的主要源泉,是治國理政的重要基礎(chǔ)和支柱。面對經(jīng)濟(jì)下行和稅收增速放緩的境況,稅收征管工作的開展亟待強(qiáng)化。那么稅收征管所發(fā)揮的“賦稅效應(yīng)”和“尋租效應(yīng)”是否對企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性產(chǎn)生影響?在不同的稅收征管強(qiáng)度下,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度是否存在差異、調(diào)整方式是否相同?上述問題即是本文研究的主題。

一、理論分析

稅收征管對企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性具有如下三方面影響:

其一,稅收的強(qiáng)制性賦予了稅收分享企業(yè)利潤的權(quán)利,稅收的無償性決定了企業(yè)稅收的支出是企業(yè)利潤的無償流出。在一定程度上,企業(yè)的稅收支出是企業(yè)的一項(xiàng)潛在“損失”[7]。前景理論(prospect theory)指出,在面臨損失的前景下,企業(yè)通常選擇更為激進(jìn)或冒險的方式來減少或規(guī)避損失。稅收征管的強(qiáng)化意味著企業(yè)非法或灰色的避稅活動將受到強(qiáng)烈約束和打擊,避稅空間大為壓縮,企業(yè)的稅收支出將明顯增加,更為激進(jìn)的避稅方式成為企業(yè)的必然選擇。由于債務(wù)所產(chǎn)生的利息支出可以在稅前扣除,即債務(wù)能夠發(fā)揮稅盾效應(yīng)(tax shield),從而為企業(yè)提供了更加隱蔽的避稅手段。因此,稅收征管的強(qiáng)化促使企業(yè)采用債務(wù)手段來合理避稅的動機(jī)更加強(qiáng)烈,也促使企業(yè)的債務(wù)政策更為激進(jìn)。王躍堂等[1]檢驗(yàn)了債務(wù)稅盾在我國的適用性,發(fā)現(xiàn)企業(yè)所得稅稅率的變動與企業(yè)債務(wù)水平呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系,即伴隨著企業(yè)所得稅稅率的增加,企業(yè)的債務(wù)水平也提升了。

其二,稅收的“賦稅效應(yīng)”意味著企業(yè)將以現(xiàn)金流量流出的方式繳納稅金。稅收征管的強(qiáng)化導(dǎo)致企業(yè)實(shí)際稅率的提升和稅收負(fù)擔(dān)的增加[8],降低了企業(yè)現(xiàn)金儲備的數(shù)額和供給水平,增大了企業(yè)現(xiàn)金流量的壓力和財務(wù)負(fù)擔(dān)。為了滿足企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營需要和擴(kuò)大生產(chǎn)的投資需求,企業(yè)將提高債務(wù)水平,造成企業(yè)債務(wù)激進(jìn)行為的發(fā)生。布朗(Brown)等[9]發(fā)現(xiàn)為了有效緩解外部沖擊對研發(fā)活動資金投入的影響,企業(yè)積極地采取現(xiàn)金流量管理措施,為保持充裕的現(xiàn)金儲備而拓寬債務(wù)融資渠道、提高債務(wù)融資水平。

其三,由于稅收征管部門擁有獨(dú)一無二的稅收執(zhí)法權(quán),企業(yè)為了獲取稅收利益,通過非生產(chǎn)性支出,向稅收征收管理部門開展尋租活動[10]。在稅收征管強(qiáng)化的情境下,稅收征收環(huán)節(jié)更為嚴(yán)密、稅收征收程序更為嚴(yán)格和規(guī)范。企業(yè)為了獲得尋租效應(yīng),需要額外支付更多的尋租成本、承受更多的潛在風(fēng)險和不確定支出,例如為掩蓋以往年度尋租行為而發(fā)生的附加支出和因以往年度尋租行為的暴露而發(fā)生的稅款補(bǔ)繳和罰款等等?？梢钥闯?不論是尋租成本,還是源于尋租活動而發(fā)生的不確定支出都將造成企業(yè)現(xiàn)金流量的減少和財務(wù)壓力的增大。

基于上述分析,可以看出,隨著稅收征管的強(qiáng)化,將增加企業(yè)現(xiàn)金流量的支出水平和財務(wù)壓力[7-8],造成負(fù)債水平的提升,激發(fā)企業(yè)的債務(wù)激進(jìn)行為。由此,本文提出假設(shè):稅收征管的強(qiáng)化提升了企業(yè)債務(wù)政策的激進(jìn)性。

二、研究設(shè)計

(一)變量選擇與模型設(shè)定

1.稅收征管強(qiáng)度

借鑒徐(Xu)等[11-13]的研究,本文采用下述方式度量稅收征管強(qiáng)度(TAXE)。首先,基于模型(1),采用最小二乘法,分年度測算地區(qū)稅收收入與地區(qū)國內(nèi)生產(chǎn)總值比值(TAX/GDP)的預(yù)期值。然后,分別計算TAX/GDP的實(shí)際值與預(yù)期值的比值TAXG1、TAX/GDP的實(shí)際值與預(yù)期值的差值TAXG2,測度稅收征管強(qiáng)度。

TAXat/GDPat=β0+β1(IND1at/GDPat)+

β2(IND2at/GDPat)+β3(IMPat+EXPat)/GDPat+μat

(1)

其中,TAX表示某地區(qū)的年度稅收收入,GDP表示該地區(qū)的年度國內(nèi)生產(chǎn)總值,IND1和IND2分別表示地區(qū)第一產(chǎn)業(yè)和第二產(chǎn)業(yè)年度生產(chǎn)總值,IMP和EXP分別表示地區(qū)年度進(jìn)口總額和出口總額(采用平均匯率計算),μ表示隨機(jī)擾動項(xiàng),a和t分別表示地區(qū)和年度。由于稅收征管強(qiáng)度存在著行業(yè)和年度差異,為了降低上市公司行業(yè)特征和年度的影響,增強(qiáng)稅收征管強(qiáng)度的可比性和準(zhǔn)確性,分別計算TAXG1、TAXG2與其行業(yè)年度均值的差值。如果該差值大于0,表示稅收征管強(qiáng)度大(TAXE1、TAXE2取值為1),否則稅收征管強(qiáng)度小(TAXE1、TAXE2取值為0)。

2.債務(wù)政策激進(jìn)性

通過計算上市公司實(shí)際資本結(jié)構(gòu)與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的差額來度量債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG),差額越大表示債務(wù)政策激進(jìn)程度越高。

(1)實(shí)際資本結(jié)構(gòu)(LEV):鑒于對稅盾效應(yīng)的考慮,本文采用有息負(fù)債率來衡量實(shí)際資本結(jié)構(gòu)[1],即實(shí)際資本結(jié)構(gòu)等于有息債務(wù)與總資產(chǎn)的比值。有息債務(wù)等于一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債、長期借款、應(yīng)付債券與短期借款之和。

(2)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)(GLEV):企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)由公司特征、宏觀經(jīng)濟(jì)和行業(yè)年度特征等多種因素共同決定。借鑒已有研究[14-15],目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)模型設(shè)定如下:

GLEVit=α+βXit-1+vi

(2)

其中,GLEV表示目標(biāo)資本結(jié)構(gòu),向量X是影響目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的因素集合,包括公司特征、宏觀經(jīng)濟(jì)和其他因素。v表示隨機(jī)擾動項(xiàng),i和t分別表示公司和年度。

公司特征因素包括:①公司規(guī)模(SIZE,主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)),公司規(guī)模越大,面臨的融資約束較小,其舉債能力較強(qiáng)[14]。②債務(wù)擔(dān)保能力(DGA),用固定資產(chǎn)凈額與總資產(chǎn)的比值表示,企業(yè)的擔(dān)保能力越強(qiáng),意味著資金籌措能力較強(qiáng)[16]。③非債務(wù)稅盾(NDT),用固定資產(chǎn)折舊與總資產(chǎn)的比值表示,權(quán)衡理論指出非債務(wù)稅盾對負(fù)債稅盾具有抵消效應(yīng),非債務(wù)稅盾越高的公司,其負(fù)債水平較低。④盈利能力(EAP),用息稅前利潤與總資產(chǎn)的比值表示,盈利能力越強(qiáng),企業(yè)償債能力越強(qiáng)[17]。⑤股權(quán)集中度(EQS),用第一大股東持股比例表示,股權(quán)集中度的提高有利于緩解股東的“搭便車”行為,進(jìn)而抑制管理層的非理性債務(wù)決策[18]。⑥成長能力(GOP),用股權(quán)市值與凈債務(wù)市值之和與總資產(chǎn)的比值表示,成長能力越強(qiáng),市場對企業(yè)的前景預(yù)期較好,企業(yè)的舉債能力較強(qiáng)[18]。

宏觀經(jīng)濟(jì)因素包括:①股票市場年收益率(SMR),用深圳成分指數(shù)年收益率或者上證綜合指數(shù)年收益率表示。②不良貸款總量(NPL),用金融機(jī)構(gòu)不良貸款余額的自然對數(shù)表示。③信貸總量(CAM),用金融機(jī)構(gòu)人民幣貸款總額的自然對數(shù)表示。通常而言,宏觀經(jīng)濟(jì)狀況較好時,企業(yè)的融資約束較小[19]。

其他因素包括行業(yè)(INDU)和年度(YEAR)。

本文分別采用非線性和線性度量方式估測目標(biāo)資本結(jié)構(gòu),以此應(yīng)對部分學(xué)者對線性測算準(zhǔn)確性的質(zhì)疑。①非線性估計方法:采用面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型(Panel Data Fractional Response Model)估算目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)[20],估算模型為E(LEVit|Xit-1)=G(α+βXit-1+μi)。其中,G(q)=exp(q)/[1+exp(q)]為Logistic概率分布函數(shù);向量X表示影響目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的因素集合,包括公司特征、宏觀經(jīng)濟(jì)和行業(yè)年度特征因素。借鑒帕普克(Papke)等[21]的研究,本文采用準(zhǔn)極大似然法則進(jìn)行估算。②線性估計方法:分別采用個體隨機(jī)效應(yīng)模型、極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型估計目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)。本文依次采用上述方法來測算目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)(GLEV),其中,GLEV1表示面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型下的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu),GLEV2、GLEV3和GLEV4分別表示個體隨機(jī)效應(yīng)模型、極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型下的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)。

(3)債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG):根據(jù)上述實(shí)際資本結(jié)構(gòu)(LEV)和目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)(GLEV),包括GLEV1、GLEV2、GLEV3和GLEV4的測算結(jié)果,可進(jìn)一步計算債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG),即實(shí)際資本結(jié)構(gòu)與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的差額。由于目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)有四種度量方式,因此債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG)的度量也有四種,DAG1、DAG2、DAG3和DAG4分別是基于面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型、個體隨機(jī)效應(yīng)模型、極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型和固定效應(yīng)模型計算目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)后得到的債務(wù)政策激進(jìn)性。其數(shù)值越高,表明實(shí)際資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的程度越大,也意味著實(shí)際負(fù)債水平高于目標(biāo)負(fù)債水平,企業(yè)的債務(wù)政策激進(jìn)性程度越高。

3.模型設(shè)定

借鑒王亮亮等[22]的研究,本文構(gòu)建模型(3)來檢驗(yàn)稅收征管強(qiáng)度(TAXE)與債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG)之間的關(guān)系。

DAGit=γ+ξTAXEit-1+δZit-1+εit

(3)

其中,DAG表示債務(wù)政策激進(jìn)性,包括DAG1、DAG2、DAG3和DAG4;向量Z是控制變量,包括公司特征、外部審計、公司治理和其他因素。

公司特征因素包括:①營運(yùn)能力(TAR),用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率表示,一般而言,營運(yùn)能力越強(qiáng),表明企業(yè)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)狀況良好,其債務(wù)政策激進(jìn)的程度較低。②現(xiàn)金流量情況(CFO),用每股自由現(xiàn)金流量表示,現(xiàn)金流量充裕,企業(yè)過度負(fù)債的可能性越小。③投資情況(INV),用資本投資額與總資產(chǎn)的比值表示,通常而言,伴隨著企業(yè)大規(guī)模的投資,負(fù)債數(shù)額增加,債務(wù)政策激進(jìn)的程度較高。

外部審計因素包括:①審計質(zhì)量(BIG4),如果采用國際四大會計師事務(wù)所標(biāo)準(zhǔn),取值為1,否則為0。②審計意見類型(OPIT),如果標(biāo)準(zhǔn)無保留審計意見,取值為1,否則為0。一般而言,外部審計的監(jiān)督效率越高,企業(yè)發(fā)生財務(wù)風(fēng)險的可能性越低,債務(wù)激進(jìn)的程度也越低[23]。

公司治理因素包括:①兩權(quán)分離情況(SEP),用控制權(quán)與所有權(quán)的差值表示。②兩權(quán)合一情況(DUAL),如果董事長兼任總經(jīng)理,取值為1,否則為0。③交叉上市情況(CROS),如果交叉上市,取值為1,否則為0[24]。公司治理水平越高,企業(yè)發(fā)生非理性債務(wù)決策的可能性越低[25]。

其他因素包括行業(yè)(INDU)和年度(YEAR)。

鑒于稅收征管對債務(wù)政策激進(jìn)性的影響可能存在著滯后效應(yīng),模型中稅收征管(TAXE1、TAXE2)和向量Z均采用前一期的數(shù)據(jù)。對模型(3)采用多元線性回歸分析方法,如果變量TAXE1和TAXE2的回歸系數(shù)ξ顯著為正,則意味著稅收征管強(qiáng)度越大,債務(wù)政策激進(jìn)程度越高,研究假設(shè)得到驗(yàn)證。

(二)數(shù)據(jù)來源

數(shù)據(jù)來源于2016CSMAR數(shù)據(jù)庫和2016 RESSET數(shù)據(jù)庫,實(shí)證分析采用的軟件是STATA13。本文選取2003—2015年我國A股市場上市公司作為研究對象,并按照中國證監(jiān)會行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)對上市公司進(jìn)行行業(yè)劃分。本文所用的研究樣本篩選程序如下:(1)金融保險業(yè)由于其自身業(yè)務(wù)以及稅收征管程序所具有的特殊性,從本文所選擇的樣本中予以剔除;(2)對于主營業(yè)務(wù)收入為負(fù)或者為零,以及所有者權(quán)益為負(fù)的樣本,由于其違背了會計的持續(xù)經(jīng)營假設(shè),在本文中予以剔除;(3)對數(shù)據(jù)缺失的樣本予以剔除。經(jīng)過上述篩選程序,本文最終的觀測樣本數(shù)量為16 603個。

三、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表1所示。(1)稅收征管TAXE1、TAXE2的均值依次為0.452和0.467,標(biāo)準(zhǔn)差依次為0.498和0.499,說明稅收征管的強(qiáng)度適中,但是稅收征管的離散程度較為明顯,地區(qū)之間的稅收征管強(qiáng)度不盡相同。(2)債務(wù)政策激進(jìn)性DAG1、DAG2、DAG3和DAG4的均值依次為-0.100、0.006、0.007和-0.003,說明上市公司債務(wù)政策的激進(jìn)程度不高,其最小值依次為-0.348、-0.252、-0.252和-0.244,最大值依次為0.270、0.374、0.375和0.392,表明上市公司的債務(wù)政策激進(jìn)程度差異明顯。(3)營運(yùn)能力(TAR)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.507,表明中國上市公司的營運(yùn)能力存在著顯著的差異。(4)現(xiàn)金流量狀況(CFO)的均值和中值分別為-0.202和-0.063,表明上市公司普遍存在現(xiàn)金流短缺的狀況。(5)投資情況(INV)的標(biāo)準(zhǔn)差為0.078,表明上市公司投資規(guī)模具有一定的差異。(6)審計質(zhì)量(BIG4)、審計意見類型(OPIT)的均值依次為0.047和0.915,標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.211和0.278,說明上市公司在審計質(zhì)量、審計意見類型方面差異很大,但是普遍能夠得到會計師事務(wù)所出具的標(biāo)準(zhǔn)無保留意見。(7)兩權(quán)分離情況(SEP)、兩權(quán)合一情況(DUAL)和交叉上市情況(CROS)的均值分別為0.051、0.185和0.068,標(biāo)準(zhǔn)差分別為0.078、0.388和0.252,表明大部分上市公司存在控制權(quán)大于所有權(quán)的情況,但是只有18.5%的上市公司存在董事長兼任總經(jīng)理的狀況,且6.8%的上市公司實(shí)施了交叉上市。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

變量之間的相關(guān)性分析包括Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)和Spearman等級相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)。在Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)中,TAXE1與DAG1、DAG2、DAG3和DAG4的相關(guān)系數(shù)依次為0.038、0.047、0.047和0.050,均在1%的水平上顯著;TAXE2與DAG1、DAG2、DAG3和DAG4的相關(guān)系數(shù)依次為0.040、0.048、0.049和0.053,均在1%的水平上顯著,表明稅收征管與債務(wù)政策激進(jìn)性呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系。在Spearman等級相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)中,稅收征管與債務(wù)政策激進(jìn)性的相關(guān)關(guān)系仍然成立。需要關(guān)注的是,TAXE1與TAXE2之間的Pearson相關(guān)系數(shù)為0.960,在1%的水平上顯著,由于TAXE1與TAXE2都是反映稅收征管的變量,不會同時出現(xiàn)在同一個回歸模型中,故不存在多重共線性問題;DAG1、DAG2、DAG3和DAG4都是反映債務(wù)政策激進(jìn)性的變量,盡管它們之間的相關(guān)系數(shù)較大,也不會同時出現(xiàn)在同一個回歸模型中,也不存在多重共線性現(xiàn)象。此外,通過多重共線性檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)其他變量的方差膨脹因子的最大值遠(yuǎn)小于10,對應(yīng)的容忍度遠(yuǎn)大于0.1,說明不存在嚴(yán)重的多重共線性現(xiàn)象。

(三)回歸分析

基于模型(3),采用多元線性回歸分析方法考察稅收征管強(qiáng)度(TAXE)與債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG)的關(guān)系,回歸分析結(jié)果如表2所示。從中可見,在TAXE1和TAXE2的回歸結(jié)果中,TAXE的回歸系數(shù)均分別為0.009、0.011、0.011和0.011,且均在1%的水平上顯著。表明相對于TAXE1和TAXE2取值為0的情況,在TAXE1和TAXE2取值為1時,上市公司債務(wù)政策激進(jìn)的程度更高。因此可以得出,稅收征管強(qiáng)度越大,上市公司的債務(wù)政策越激進(jìn)。

在控制變量方面,營運(yùn)能力(TAR)、現(xiàn)金流量情況(CFO)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù),表明營運(yùn)能力越強(qiáng)、現(xiàn)金流量充裕的企業(yè),其債務(wù)政策激進(jìn)程度越小。投資情況(INV)的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正,表明企業(yè)投資規(guī)模越大,其債務(wù)政策激進(jìn)程度越大。審計質(zhì)量(BIG4)、審計意見類型(OPIT)的回歸系數(shù)顯著為負(fù),表明外部審計的監(jiān)督效率越高,企業(yè)的債務(wù)政策激進(jìn)程度越小。兩權(quán)分離情況(SEP)、兩權(quán)合一情況(DUAL)的回歸系數(shù)依次顯著為正和負(fù),表明公司治理對企業(yè)債務(wù)政策具有一定的影響。

表2 稅收征管強(qiáng)度對債務(wù)政策激進(jìn)性的影響

注:(1)被解釋變量為債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG),其中,DAG1基于面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型計算,DAG2基于GLS隨機(jī)效應(yīng)模型計算,DAG3基于極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型計算,DAG4基于固定效應(yīng)模型計算。(2)TAXE表示稅收征管強(qiáng)度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均經(jīng)過White異方差修正處理。(4)括號內(nèi)為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

四、拓展性分析

(一)宏觀經(jīng)濟(jì)狀況的影響

在研究稅收征管對企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性的關(guān)系以及對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響時,企業(yè)所處的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境是不可忽視的影響因素。眾所周知,2012年是我國經(jīng)濟(jì)增速的分水嶺,2012年之前我國GDP增長較快,宏觀經(jīng)濟(jì)處于高速發(fā)展階段。2012年及之后我國GDP增速普遍降低,宏觀經(jīng)濟(jì)處于中高速增長階段。經(jīng)濟(jì)增速的趨緩造成稅收挖潛增收較為困難。為了緩解稅收增收乏力的現(xiàn)狀,滿足我國財政收入的需要,稅收征收管理部門的工作壓力和工作強(qiáng)度將大為增加?？梢钥闯?稅收征管強(qiáng)度隨著宏觀經(jīng)濟(jì)狀況的變化而不盡相同。因此,為了考察宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對研究結(jié)論的影響,我們將把樣本拆分為經(jīng)濟(jì)高速增長階段(2012年之前)和經(jīng)濟(jì)中高速增長階段(2012年及之后)兩個子樣本分別考察稅收征管與上市公司債務(wù)政策激進(jìn)性的關(guān)系。

在不同經(jīng)濟(jì)增速下,稅收征管對上市公司債務(wù)政策激進(jìn)性影響的實(shí)證分析結(jié)果如表3所示。經(jīng)濟(jì)高速增長情形(2012年之前)下,共計10 348個樣本觀測值,TAXE的回歸系數(shù)分別在10%或5%的水平上顯著為正,表明稅收征管對債務(wù)政策激進(jìn)性具有顯著的正向影響。經(jīng)濟(jì)中高速增長情形(2012年及之后)下,共計6 255個樣本觀測值,TAXE1的回歸系數(shù)分別為0.016、0.022、0.021、0.021,TAXE2的回歸系數(shù)分別為0.016、0.022、0.022、0.021,均在1%的水平上顯著為正,表明稅收征管對債務(wù)政策激進(jìn)性仍舊具有顯著的正向影響。

表3 宏觀經(jīng)濟(jì)狀況對稅收征管與債務(wù)政策激進(jìn)性關(guān)系的影響

續(xù)表3

注:(1)被解釋變量為債務(wù)政策激進(jìn)性(DAG),其中,DAG1基于面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型計算,DAG2基于GLS隨機(jī)效應(yīng)模型計算,DAG3基于極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型計算,DAG4基于固定效應(yīng)模型計算。(2)TAXE表示稅收征管強(qiáng)度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均經(jīng)過White異方差修正處理。(4)括號內(nèi)為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)稅收征管與上市公司債務(wù)政策激進(jìn)性的關(guān)系在經(jīng)濟(jì)高速增長(2012年之前)和經(jīng)濟(jì)中高速增長(2012年及之后)樣本組的差異是否顯著,本文采用組間回歸系數(shù)差異性進(jìn)行檢驗(yàn)。其對應(yīng)的系數(shù)差異F值分別為24.339、40.096、39.209、35.903、23.473、42.384、41.470和36.267,均在1%的水平上顯著。這表明,相對于中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展階段(2012年之前),在經(jīng)濟(jì)中高速發(fā)展階段(2012年及之后)中,稅收征管強(qiáng)度與企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性之間的正向關(guān)系更為強(qiáng)烈。也就是說,在經(jīng)濟(jì)增長緩慢的情形下,稅收征管強(qiáng)度越大,企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性發(fā)生的可能性更高。這可能是因?yàn)樵诮?jīng)濟(jì)增速較緩慢的時期,稅收征管部門迫于稅收壓力進(jìn)一步強(qiáng)化稅收征管,企業(yè)為獲取債務(wù)稅盾效應(yīng),更容易發(fā)生債務(wù)政策激進(jìn)行為。

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

國有企業(yè)與非國有企業(yè)的經(jīng)營管理活動存在著一定的差異。首先,在企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)方面,相對于非國有企業(yè)而言,國有企業(yè)不僅承擔(dān)著國有資產(chǎn)保值、增值的任務(wù),而且承載著更多的就業(yè)崗位保障、經(jīng)濟(jì)和社會穩(wěn)定等社會責(zé)任目標(biāo)[2]。其次,在管理層的個人需求方面,國有企業(yè)的管理者往往由相關(guān)政府部門來任命。政府部門對國有企業(yè)的管理者進(jìn)行業(yè)績考核時,不僅關(guān)注企業(yè)的利潤數(shù)額,而且關(guān)注其納稅水平、有無重大安全事故和員工穩(wěn)定性等等。最后,國有企業(yè)更具有規(guī)模優(yōu)勢和壟斷優(yōu)勢,其資金更為雄厚,抵御外部因素影響的能力更強(qiáng)。因此,國有企業(yè)采用債務(wù)稅盾效應(yīng)來合理避稅的動機(jī)相對較弱,稅收征管的強(qiáng)化對其債務(wù)政策激進(jìn)性的影響有限。為了考察在不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)中稅收征管與企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性的關(guān)系是否存在差異,我們把樣本拆分為國有產(chǎn)權(quán)樣本和非國有產(chǎn)權(quán)樣本,進(jìn)行對比分析。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對稅收征管與上市公司債務(wù)政策激進(jìn)性關(guān)系的影響分析結(jié)果如表4所示。國有上市公司情形下,共計9 094個樣本觀測值,TAXE回歸系數(shù)均為0.003,盡管回歸系數(shù)為正,但是不顯著,表明稅收征管對債務(wù)政策激進(jìn)性不再具有顯著性的影響。非國有上市公司情形下,共計7 509個樣本觀測值,TAXE的回歸系數(shù)分別為0.010、0.009或0.008,在1%或5%的水平上顯著,表明稅收征管與債務(wù)政策激進(jìn)性呈現(xiàn)顯著的正向關(guān)系。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)稅收征管與上市公司債務(wù)政策激進(jìn)性的關(guān)系在國有上市公司樣本組和非國有上市公司樣本組的差異是否顯著,本文采用組間回歸系數(shù)差異性進(jìn)行檢驗(yàn)。其對應(yīng)的系數(shù)差異F值分別為11.519、9.960、 9.550、 6.465、 11.626、 10.728、 10.287和6.353,在1%或5%水平上顯著。這表明,相對于國有上市公司而言,在非國有上市公司中,稅收征管強(qiáng)度與企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性之間的正向關(guān)系更為強(qiáng)烈。也就是說,伴隨著稅收征管強(qiáng)度的加大,非國有上市公司為獲取債務(wù)稅盾效應(yīng),更容易發(fā)生債務(wù)政策激進(jìn)行為。

表4 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對稅收征管與債務(wù)政策激進(jìn)性關(guān)系的影響

續(xù)表4

注:(1)被解釋變量為債務(wù)政策激進(jìn)性DAG,其中,DAG1基于面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型計算,DAG2基于GLS隨機(jī)效應(yīng)模型計算,DAG3基于極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型計算,DAG4基于固定效應(yīng)模型計算。(2)TAXE表示稅收征管強(qiáng)度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均經(jīng)過White異方差修正處理。(4)括號內(nèi)為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。

(三)稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和調(diào)整方式的影響分析

在上述分析中,本文采用了實(shí)際資本結(jié)構(gòu)與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的差值度量債務(wù)政策激進(jìn)性。結(jié)果表明,隨著稅收征管強(qiáng)度的增大,上市公司的債務(wù)政策激進(jìn)程度更高,即上市公司的實(shí)際資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的程度越高。修正的MM理論、資本結(jié)構(gòu)權(quán)衡理論和代理成本理論指出企業(yè)不僅存在著最優(yōu)資本結(jié)構(gòu),而且為了實(shí)際資本結(jié)構(gòu)向最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)靠攏,促進(jìn)企業(yè)價值最大化目標(biāo)的實(shí)現(xiàn),企業(yè)將對資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行動態(tài)調(diào)整。在本部分中,我們將揭示稅收征管與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的關(guān)系,考察稅收征管強(qiáng)度對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和調(diào)整路徑的影響。

1.稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響

(1)模型構(gòu)建

基準(zhǔn)模型。借鑒黃繼承等[14,26]的研究,構(gòu)建資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的基準(zhǔn)模型如下:

LEVit-LEVit-1=λ+ξ(GLEVit-LEVit-1)+εit

(4)

其中,LEVit-LEVit-1為資本結(jié)構(gòu)趨向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的幅度。目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)(GLEV)的計算來源于模型(2),計算方法包括非線性計算(GLEV1)和線性計算(GLEV2、GLEV3和GLEV4)。λ、ξ分別表示常數(shù)項(xiàng)和資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度。鑒于調(diào)整成本的影響,資本結(jié)構(gòu)調(diào)整通常是非完全狀態(tài)的調(diào)整[27],即0<ξ<1。

資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度模型。將模型(2)與模型(4)相結(jié)合[19],得到資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度模型如下:

LEVit=θ+(1-ξ)LEVit-1+ψZit-1+εit

(5)

擴(kuò)展的基準(zhǔn)模型。為了能夠研究稅收征管強(qiáng)度與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的關(guān)系,在模型(5)的基礎(chǔ)上引入稅收征管強(qiáng)度,及其與資本結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)TAXEit-1×LEVit-1,得到如下擴(kuò)展的基準(zhǔn)模型:

LEVit=φ+βTAXEit-1+(1-ξ)LEVit-1+

γTAXEit-1×LEVit-1+ψZit-1+εit

(6)

對模型(6)進(jìn)行整理后,ξ-γTAXEit-1表示在引入稅收征管后的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度ξTAXE。根據(jù)模型(6),ξ介于0和1之間。稅收征管強(qiáng)度(TAXE)為取值0或1的虛擬變量。如果回歸系數(shù)γ顯著大于0,則意味著在稅收征管強(qiáng)度大(TAXE=1)的情況下,其資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度(ξTAXE=1)明顯小于在稅收征管強(qiáng)度小(TAXE=0)時的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度(ξTAXE=0),即ξTAXE=1<ξTAXE=0。反之,如果回歸系數(shù)γ顯著小于0,則意味著在稅收征管強(qiáng)度大(TAXE=1)情況下的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度(ξTAXE=1)明顯大于在稅收征管強(qiáng)度小(TAXE=0)時的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度(ξTAXE=0),即ξTAXE=1>ξTAXE=0。

(2)實(shí)證結(jié)果

根據(jù)引入稅收征管后的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度擴(kuò)展的基準(zhǔn)模型,分別采用GLS隨機(jī)效應(yīng)估計、極大似然隨機(jī)效應(yīng)估計和固定效應(yīng)估計,研究稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響,具體回歸結(jié)果如表5所示。在TAXE1的回歸結(jié)果中,資本結(jié)構(gòu)與稅收征管強(qiáng)度交叉項(xiàng)(LEV×TAXE)的回歸系數(shù)分別為0.025、0.025和0.062,均在1%的水平上顯著,表明相對于稅收征管強(qiáng)度TAXE1取值為0的情況,在TAXE1取值為1時,上市公司的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更低。在TAXE2的回歸結(jié)果中,LEV×TAXE的回歸系數(shù)分別為0.025、0.025和0.061,對應(yīng)的顯著性水平都是1%,表明相對于稅收征管強(qiáng)度TAXE2取值為0的情況,在TAXE2取值為1時,上市公司的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更低。因此可以得出,稅收征管強(qiáng)度越大,上市公司資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度越低。

表5 稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度影響的分析結(jié)果

注:(1)被解釋變量為滯后一期的實(shí)際資本結(jié)構(gòu)(LEV)。(2)TAXE表示稅收征管強(qiáng)度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均經(jīng)過White異方差修正處理。(4)括號內(nèi)為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

2.稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整方式的影響

(1)模型構(gòu)建

會計恒等式“資產(chǎn)=負(fù)債+所有者權(quán)益”表明資本結(jié)構(gòu)調(diào)整方式包括負(fù)債調(diào)整方式和權(quán)益調(diào)整方式。借鑒已有研究,本文通過計算所有者權(quán)益變動程度與負(fù)債變動程度的差值,反映資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整方式(CSA)。如果差值越大,說明所有者權(quán)益的變化程度大于負(fù)債的變化程度,意味著企業(yè)傾向采用權(quán)益方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。所有者權(quán)益變動程度等于所有者權(quán)益的當(dāng)期值與其期初值的差額,再除以期初資產(chǎn)。負(fù)債變動程度等于負(fù)債的當(dāng)期值與其期初值的差額,再除以期初資產(chǎn)。為了揭示稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整方式的影響,模型構(gòu)建如下:

表6 稅收征管對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整方式影響的分析結(jié)果

注:(1)被解釋變量為資本結(jié)構(gòu)調(diào)整方式CSA。(2)TAXE表示稅收征管強(qiáng)度,包括TAXE1和TAXE2。(3)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整方式(CSA),其中,CSA1基于面板數(shù)據(jù)分?jǐn)?shù)響應(yīng)模型計算,CSA2基于GLS隨機(jī)效應(yīng)模型計算,CSA3基于極大似然隨機(jī)效應(yīng)模型計算,CSA4基于固定效應(yīng)模型計算。(4)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)誤均經(jīng)過White異方差修正處理。(5)括號內(nèi)為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

CSAit=α+ωTAXEit-1+λDAGit-1+βXit-1+μi

(7)

其中,如果回歸系數(shù)ω顯著為正,則意味著相對于面臨較低稅收征管強(qiáng)度的公司而言,面臨高稅收征管強(qiáng)度的公司,其所有者權(quán)益的變化程度大于負(fù)債的變化程度,公司更傾向于采用權(quán)益方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。如果回歸系數(shù)ω顯著為負(fù),則意味著相對于面臨低稅收征管強(qiáng)度的公司而言,面臨高稅收征管強(qiáng)度的公司更傾向于采用負(fù)債方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。

(2)實(shí)證結(jié)果

基于模型(7),本文采用多元線性回歸分析方法研究稅收征管與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整方式的關(guān)系,回歸結(jié)果如表6所示。在TAXE1的回歸結(jié)果中,TAXE的回歸系數(shù)均為0.025,且均在1%的水平上顯著,表明相對于稅收征管強(qiáng)度TAXE1取值為0的情況,在TAXE1取值為1時,上市公司更傾向于采用權(quán)益調(diào)整方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。在TAXE2的回歸結(jié)果中,TAXE的回歸系數(shù)分別為0.024、0.025、0.025和0.025,對應(yīng)的顯著性水平都是1%,表明相對于稅收征管強(qiáng)度TAXE2取值為0的情況,在TAXE2取值為1時,上市公司更傾向于采用權(quán)益調(diào)整方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。因此可以得出,稅收征管強(qiáng)度越大,上市公司更傾向于選擇權(quán)益方式調(diào)整資本結(jié)構(gòu)。究其原因,稅收征管強(qiáng)度越大,企業(yè)債務(wù)政策的激進(jìn)程度越高,為了實(shí)現(xiàn)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu),企業(yè)則將增加權(quán)益、降低債務(wù)水平。

五、穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了考察稅收征管變量不同的測度方式對研究結(jié)果的影響,本文采用變量替代法測試研究結(jié)果的穩(wěn)健性。(1)借鑒徐(Xu)等[11]的研究,基于模型(1),采用TAX/GDP的實(shí)際值與預(yù)期值的比值(TAXG1)、TAX/GDP的實(shí)際值與預(yù)期值的差值(TAXG2),度量稅收征管強(qiáng)度。(2)分別按照行業(yè)均值、行業(yè)中值和年度行業(yè)中值等三種方式,重新度量稅收征管強(qiáng)度。經(jīng)過上述替代測試,研究結(jié)果沒有發(fā)生顯著變化。

六、結(jié)論

本文在理論分析稅收征管對企業(yè)債務(wù)激進(jìn)性影響的基礎(chǔ)上,以2003—2015年我國A股市場上市公司作為研究對象進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究發(fā)現(xiàn),稅收征管強(qiáng)度對企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性存在著顯著的正向影響,即稅收征管強(qiáng)度越大,企業(yè)的債務(wù)政策越激進(jìn)。此外,宏觀經(jīng)濟(jì)狀況和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分別對稅收征管與企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性的關(guān)系具有顯著的調(diào)節(jié)作用。相對于中國經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展階段而言,在經(jīng)濟(jì)中高速發(fā)展階段中,稅收征管與企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性之間的正向關(guān)系更為強(qiáng)烈。相對于國有企業(yè)而言,在非國有企業(yè)中,稅收征管與企業(yè)債務(wù)政策激進(jìn)性之間的正向關(guān)系更為強(qiáng)烈。進(jìn)一步的研究還發(fā)現(xiàn),稅收征管對資本結(jié)構(gòu)的動態(tài)調(diào)整影響顯著,稅收征管強(qiáng)度越大,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的速度越慢。在資本結(jié)構(gòu)的動態(tài)調(diào)整過程中,稅收征管強(qiáng)度越大,企業(yè)越傾向于通過權(quán)益調(diào)整的方式優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)。本文的研究不僅有助于將企業(yè)債務(wù)決策和資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響因素拓展至稅收征收和管理層面,而且為探討稅收征管的“賦稅效應(yīng)”和“尋租效應(yīng)”對企業(yè)決策的影響及其功效差異提供了新的證據(jù)和研究素材。