葉永衛(wèi) 曾 林 李佳軒

一、引言

納稅是企業(yè)一項(xiàng)重要的現(xiàn)金流支出，高稅負(fù)致使企業(yè)內(nèi)部留存的現(xiàn)金流減少，資金的短缺不利于企業(yè)有效地開展競爭，增加市場份額或者對競爭對手掠奪型的市場戰(zhàn)略進(jìn)行有效防御從而保住市場份額(Bolton and Scharfstein，1990)。因此，企業(yè)天然存在避稅、漏稅的激勵。事實(shí)上，前期研究也發(fā)現(xiàn)企業(yè)會通過避稅來建立競爭優(yōu)勢，從而贏得未來的行業(yè)市場份額(劉行、呂長江，2018)。由此，為保障稅收的足額征收，政府會采取各種強(qiáng)制性的稅收征管手段(如稅收稽查，處置，懲罰等)以規(guī)范企業(yè)的納稅行為。然而，在現(xiàn)實(shí)中，即使當(dāng)前的強(qiáng)制性征管體制已較為完備，企業(yè)偷稅、漏稅的行為依然不乏可見。以房地產(chǎn)企業(yè)為例，2010年房地產(chǎn)企業(yè)查補(bǔ)稅款為93194.93萬元(1)數(shù)據(jù)出處：《2011中國稅務(wù)稽查年鑒》。，而2016年房地產(chǎn)企業(yè)查補(bǔ)稅款更是高達(dá)2182600萬元(2)數(shù)據(jù)出處：《2017中國稅務(wù)稽查年鑒》。。由此可見，在強(qiáng)制性稅收征管之下，只要政府無償?shù)胤窒砥髽I(yè)的利潤，企業(yè)就天然存在避稅激勵，這也說明傳統(tǒng)的強(qiáng)制性征管方式存在實(shí)效性較低的問題(蔣建湘、李沫，2013)。

近年來，政府提出要通過深化稅收制度改革、創(chuàng)新監(jiān)管方式，來推進(jìn)納稅人誠信體系建設(shè)，實(shí)現(xiàn)企業(yè)規(guī)范納稅。在此背景下，國家稅務(wù)總局于2014年7月頒布了《納稅信用管理辦法》，該管理辦法核心內(nèi)容在于：國家稅務(wù)總局會根據(jù)企業(yè)的當(dāng)年納稅情況對企業(yè)做出納稅信用評級，將企業(yè)分成A、B、C、D四個(gè)等級。特別地，對于信用評級為A的納稅企業(yè)，稅務(wù)機(jī)關(guān)會聯(lián)合相關(guān)部門予以實(shí)行包括融資激勵措施在內(nèi)的多項(xiàng)激勵措施，并主動向社會公告名單。與以往的強(qiáng)制性稅收征管方式相比，納稅信用評級制度最大的不同在于其只為“揚(yáng)善”不為“懲惡”，反避稅稽查活動會公布企業(yè)的“黑名單”并進(jìn)行處罰，而納稅信用評級制度則是公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，并予以實(shí)行包括融資激勵措施在內(nèi)的多項(xiàng)激勵措施。可見，與強(qiáng)制性稅收征管的“約束性”不同(陳曉光，2016)，此次實(shí)施的《納稅信用管理辦法》具有明顯的“激勵性”特征，增加了企業(yè)主動納稅的自覺性。目前，該管理辦法除了在規(guī)范企業(yè)納稅行為方面發(fā)揮著重要作用之外，也在逐步發(fā)揮資源配置的功能。那么，該管理辦法是否在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新投資，推動企業(yè)轉(zhuǎn)型升級方面也扮演著重要角色？基于此，本研究試圖以《納稅信用管理辦法》的實(shí)施來刻畫激勵性稅收征管，基于這一新的視角，分析了激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響。

技術(shù)創(chuàng)新不僅是企業(yè)培育競爭優(yōu)勢的重要源泉，也是一國經(jīng)濟(jì)實(shí)現(xiàn)持續(xù)增長的重要引擎(Austin，1993；周煊等，2012)。黨的十九大報(bào)告指出，中國特色社會主義經(jīng)濟(jì)已然進(jìn)入“新時(shí)代”，并特別強(qiáng)調(diào)“深化科技體制改革、加快建設(shè)創(chuàng)新型國家步伐，建立以企業(yè)為主體、以市場為導(dǎo)向、產(chǎn)學(xué)研深度融合的技術(shù)創(chuàng)新體系”。在這一大背景下，探討稅收征管政策對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。此外，現(xiàn)行的稅收征管方式包括強(qiáng)制性稅收征管(如稽查、征稅、處置等)和非強(qiáng)制性稅收征管(如納稅信用評級制度)，但現(xiàn)有文獻(xiàn)更多地考察了強(qiáng)制性稅收征管的政策效應(yīng)，對于非強(qiáng)制性稅收征管的政策效應(yīng)則討論較少。更為重要的是，有關(guān)強(qiáng)制性稅收征管政策效應(yīng)的一些前期文獻(xiàn)在研究設(shè)計(jì)上尚存在缺陷，例如沒有充分考慮其他事件可能的干擾，因而內(nèi)生性問題并未得到很好的解決(孫雪嬌等，2019)。而本文則試圖以《納稅信用管理辦法》的實(shí)施來刻畫激勵性稅收征管，并以此作為“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，采用PSM-DID模型估計(jì)激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資影響的“凈效應(yīng)”。這可以為后續(xù)關(guān)于稅收征管政策效應(yīng)的研究提供方法和理論上的借鑒。

那么，激勵性稅收征管會如何影響企業(yè)的創(chuàng)新投資？理論上來講，激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響可能存在兩種對立的競爭性假說。一方面，國家稅務(wù)總局對納稅信用評級為A的企業(yè)會予以實(shí)施包括融資激勵措施在內(nèi)的多項(xiàng)激勵措施，這無疑為企業(yè)的融資提供了便利。此外，國家稅務(wù)總局公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，相當(dāng)于是向社會各界傳遞了一種官方認(rèn)可的積極信號，這在提高企業(yè)聲譽(yù)的同時(shí)，也在一定程度上緩解了銀企間的信息不對稱，極大地增加了企業(yè)貸款獲批的可能性。因此，激勵性稅收征管可能通過降低創(chuàng)新項(xiàng)目面臨的融資約束，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資。另一方面，國家稅務(wù)總局向社會公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，增加了企業(yè)的曝光率，企業(yè)受到媒體關(guān)注的壓力增大。在外界的高度關(guān)注下，企業(yè)將更傾向于削減諸如創(chuàng)新之類的高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目，而增加短期投資(Dai et al.，2015)。因此，激勵性稅收征管也可能因增加了企業(yè)的媒體關(guān)注程度而抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投資。

基于上述分析，本文利用2010-2017年滬深A(yù)股上市企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)構(gòu)造企業(yè)創(chuàng)新投資的指標(biāo)，將其與上市企業(yè)的其他財(cái)務(wù)指標(biāo)相匹配，隨后采用PSM-DID模型開展系列實(shí)證檢驗(yàn)。其中，從外界媒體關(guān)注程度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)和技術(shù)密集度三個(gè)維度對激勵性稅收征管與企業(yè)創(chuàng)新投資的關(guān)系進(jìn)行了異質(zhì)性分析。進(jìn)一步，本文還重點(diǎn)考察了激勵性稅收征管影響企業(yè)創(chuàng)新投資的作用機(jī)制，并從安慰劑檢驗(yàn)、改變被解釋變量度量方法和調(diào)整匹配方法等多個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性測試。實(shí)證結(jié)果顯示，納稅信用評級制度實(shí)施后，納稅信用等級為A的企業(yè)，其創(chuàng)新投資顯著增加，且這一效應(yīng)在媒體關(guān)注程度低的企業(yè)、非國有企業(yè)及高新技術(shù)企業(yè)中更加明顯；作用機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，激勵性稅收征管一方面通過增加信貸融資規(guī)模進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生積極作用，另一方面通過增加市場關(guān)注壓力進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新投資帶來負(fù)面影響，但積極作用要遠(yuǎn)大于負(fù)面影響，從而激勵性稅收征管表現(xiàn)出對企業(yè)創(chuàng)新投資的“激勵效應(yīng)”。

較之以往文獻(xiàn)，本文的主要貢獻(xiàn)體現(xiàn)在：

第一，本文的研究為后續(xù)的相關(guān)研究提供了一個(gè)新的研究視角，同時(shí)提供了方法和理論上的借鑒。現(xiàn)有研究側(cè)重于討論強(qiáng)制性稅收征管對企業(yè)行為的約束效應(yīng)(葉康濤、劉行，2011；陳曉光，2016)，而本文則對激勵性稅收征管的經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行了研究，為后續(xù)關(guān)于稅收征管政策效應(yīng)的研究提供了一個(gè)新的研究視角。另外，本文以企業(yè)創(chuàng)新投資為切入點(diǎn)，利用《納稅信用管理辦法》的實(shí)施作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，采用PSM-DID模型考察納稅信用評級制度產(chǎn)生的政策效應(yīng)。從投入視角研究納稅信用評級制度對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的影響能有效規(guī)避創(chuàng)新產(chǎn)出存在時(shí)滯的問題。更為重要的是，相較于直接以納稅信用評級是否為A構(gòu)建核心變量的前期文獻(xiàn)(孫紅莉、雷根強(qiáng)，2019)，本文采用的PSM-DID模型方法設(shè)計(jì)既可使本文的實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果免受內(nèi)生性問題的干擾，也可以更加有效地識別納稅信用評級制度產(chǎn)生的凈效應(yīng)。

第二，本文的研究豐富了稅收征管、企業(yè)融資約束和企業(yè)創(chuàng)新三個(gè)領(lǐng)域的相關(guān)文獻(xiàn)?，F(xiàn)有關(guān)于稅收征管的研究主要集中在對強(qiáng)制性稅收征管政策效應(yīng)的討論上，例如強(qiáng)制性稅收征管對企業(yè)避稅行為(Li et al.，2018)和盈余管理行為的影響(葉康濤、劉行，2011)；關(guān)于企業(yè)融資約束的研究既包括其影響因素也包括其經(jīng)濟(jì)后果，如陳明利等(2018)、陽佳余(2012)等；而關(guān)于企業(yè)創(chuàng)新決定因素的研究則聚焦于企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制和外部制度環(huán)境，如Manso(2011)、Fang et al.(2017)、溫軍、馮根福(2018)等。本文的研究重點(diǎn)為激勵性稅收征管與企業(yè)創(chuàng)新投資的關(guān)系，并強(qiáng)調(diào)激勵性稅收征管降低企業(yè)的融資約束是核心作用機(jī)制，從而創(chuàng)新性地將上述三支文獻(xiàn)銜接起來。

第三，本文的研究對于當(dāng)前階段的“深化稅收制度改革”具有一定的政策啟示意義。本文以企業(yè)創(chuàng)新投資為切入點(diǎn)，考察“激勵性”稅收征管方式能否實(shí)現(xiàn)政策預(yù)期、發(fā)揮其“激勵效應(yīng)”？對于這一問題的研究不僅可以為稅務(wù)機(jī)關(guān)逐步引入并擴(kuò)大“激勵性”稅收征管的適用范圍，并不斷創(chuàng)新“激勵性”稅收征管的具體方式提供理論基礎(chǔ)，也可以為政府部門在其他監(jiān)管方面著力踐行“推進(jìn)誠信建設(shè)”、“創(chuàng)新監(jiān)管方式”提供一定的經(jīng)驗(yàn)借鑒，繼而為企業(yè)的轉(zhuǎn)型升級提供更好的服務(wù)。

本文余下部分作如下安排：第二部分系統(tǒng)梳理研究強(qiáng)制性稅收征管政策效應(yīng)的相關(guān)文獻(xiàn)，并以此為基礎(chǔ)，重點(diǎn)剖析激勵性稅收征管影響企業(yè)創(chuàng)新投資的理論基礎(chǔ)；第三部分詳細(xì)介紹實(shí)證模型構(gòu)建、變量的定義及說明和數(shù)據(jù)來源；第四部分基于2010-2017年中國上市企業(yè)的數(shù)據(jù)開展實(shí)證檢驗(yàn)，包括基準(zhǔn)回歸和以媒體關(guān)注程度、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與技術(shù)密集度作為分組依據(jù)的異質(zhì)性檢驗(yàn)，并進(jìn)一步提供了機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果和一系列穩(wěn)健性測試，尤其是采用多種解決方法來克服內(nèi)生性問題；第五部分總結(jié)全文并提出政策建議。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假說

(一)文獻(xiàn)綜述

正如前文所述，現(xiàn)有的研究大多關(guān)注了強(qiáng)制性稅收征管對企業(yè)行為的約束效應(yīng)(葉康濤、劉行，2011；陳曉光，2016)，而對激勵性稅收征管的政策效應(yīng)鮮有研究。有鑒于此，本文將針對性地對強(qiáng)制性稅收征管的相關(guān)研究進(jìn)行細(xì)致梳理，并在此基礎(chǔ)上結(jié)合當(dāng)前中國深化稅收體制改革的制度環(huán)境，重點(diǎn)剖析激勵性稅收征管如何影響企業(yè)的創(chuàng)新投資行為。

現(xiàn)行的強(qiáng)制性稅收征管方式主要通過稽查、征稅和處置等方式以規(guī)范企業(yè)納稅行為。許多文獻(xiàn)認(rèn)為打擊偷稅漏稅、反避稅等強(qiáng)制性征管活動增加了企業(yè)的犯錯(cuò)成本，從而對企業(yè)行為具有“約束效應(yīng)”。Lennox et al.(2015)、陳曉光(2016)發(fā)現(xiàn)強(qiáng)有力的稅收征管可以有效抑制企業(yè)的避稅行為。同樣地，李維安、徐業(yè)坤(2013)發(fā)現(xiàn)政治身份能夠產(chǎn)生避稅效應(yīng)，擁有政治身份的企業(yè)實(shí)施了更多的稅收規(guī)避行為，但提高稅收征管力度能夠抑制政治身份的非法避稅效應(yīng)。以盈余管理為切入點(diǎn)，葉康濤、劉行(2011)通過研究得出強(qiáng)制性稅收征管作為一種有效的公司外部治理機(jī)制，可以通過增加盈余管理的所得稅成本，抑制公司的向上盈余管理行為；從大股東掏空的視角，曾亞敏、張俊生(2009)研究發(fā)現(xiàn)在稅收征管力度強(qiáng)的地區(qū)，大股東會較少出現(xiàn)占用上市公司資金或與上市公司發(fā)生關(guān)聯(lián)交易的現(xiàn)象。還有部分文獻(xiàn)則對強(qiáng)制性稅收征管產(chǎn)生的“征稅效應(yīng)”進(jìn)行了討論。于文超等(2018)認(rèn)為政府以稅收方式強(qiáng)制分享企業(yè)所得利潤，會減少企業(yè)留存收益和現(xiàn)金流，減弱企業(yè)內(nèi)部融資能力，繼而增加其外部融資需求和融資成本。而不同于于文超等(2018)的觀點(diǎn)， 潘越等(2013)基于中國上市企業(yè)的面板數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，強(qiáng)制性稅收征管能提升企業(yè)的債務(wù)融資能力，表現(xiàn)為在稅收征管力度的越強(qiáng)，企業(yè)越容易獲得債務(wù)融資，并且債務(wù)期限趨于延長，融資的成本也趨于下降。

由上述文獻(xiàn)可知，強(qiáng)制性稅收征管主要通過懲罰機(jī)制約束企業(yè)行為。激勵性稅收征管則與之不同，它主要是通過完備契約的激勵措施引導(dǎo)受監(jiān)管的企業(yè)自愿做出規(guī)范納稅的行為。兩種稅收征管方式類似于公司治理中的基于績效的高管解聘機(jī)制和基于績效的高管薪酬激勵機(jī)制，一種強(qiáng)調(diào)懲罰，另一種側(cè)重于獎勵，考察兩種截然不同的稅收征管方式，可為稅務(wù)部門踐行“創(chuàng)新監(jiān)管方式”提供一定的政策啟示。尤其是，前期研究更多地關(guān)注了強(qiáng)制性稅收征管方式對企業(yè)所產(chǎn)生的政策效應(yīng)，而對“激勵性”稅收征管的討論較少。因此，考察激勵性征管方式對企業(yè)產(chǎn)生的“激勵效應(yīng)”，并揭示其背后的作用機(jī)理是現(xiàn)有研究的一個(gè)重要方向。

(二)研究假說

激勵性稅收征管作為政府創(chuàng)新監(jiān)管方式，推進(jìn)社會信用體系建設(shè)的重要一環(huán)，對時(shí)下的稅收制度改革和微觀企業(yè)的發(fā)展壯大產(chǎn)生了重要影響。不同于強(qiáng)制性稅收征管對企業(yè)的“約束效應(yīng)”，激勵性稅收征管具有明顯的“激勵”特征，其激勵性主要體現(xiàn)在緩解企業(yè)融資約束方面。首先，激勵性稅收征管的聯(lián)合激勵措施有助于緩解企業(yè)的融資約束。國家稅務(wù)總局會聯(lián)合相關(guān)部門對納稅信用評級為A的企業(yè)實(shí)施聯(lián)合激勵措施，例如在信貸融資、財(cái)政資金使用、稅收服務(wù)等方面給予政策優(yōu)惠或提供綠色通道(孫雪嬌等，2019)，這意味著納稅信用評級為A的企業(yè)更容易從銀行部門獲得貸款。其次，激勵性稅收征管通過提升聲譽(yù)緩解了企業(yè)的融資約束。債務(wù)的代理成本理論認(rèn)為，債務(wù)人作為外部信息者，其權(quán)益容易受到公司股東侵占，因而債權(quán)人與控股股東之間的代理成本是企業(yè)融資約束產(chǎn)生的一個(gè)重要原因，而良好的聲譽(yù)可以幫助資金供求雙方建立信任，緩解債權(quán)人與企業(yè)控股股東之間的代理沖突，從而有助于企業(yè)獲得外部債務(wù)融資(葉康濤等，2010)。國家稅務(wù)總局公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，相當(dāng)于是向社會各界傳遞一種官方認(rèn)可的積極信號，這有助于企業(yè)聲譽(yù)的提升。因此，不難理解，納稅信用評級為A的企業(yè)將更容易獲得外部債務(wù)融資。最后，激勵性稅收征管有助于減少銀企間的信息不對稱，進(jìn)而對企業(yè)的信貸融資產(chǎn)生積極作用。由于信息不對稱，銀行部門在信貸過程中往往會要求企業(yè)必須提供足夠的抵押品，以及支付高昂的利息，這導(dǎo)致企業(yè)面臨嚴(yán)重信貸融資約束。在納稅信用評級過程中，稅務(wù)部門對企業(yè)的財(cái)務(wù)信息進(jìn)行嚴(yán)格核查，對企業(yè)的財(cái)務(wù)信息披露質(zhì)量起著鑒證作用。因此，企業(yè)的納稅信用評級若為A，則意味著其通過財(cái)務(wù)舞弊進(jìn)行避稅的行為較少，對外公布的財(cái)務(wù)信息質(zhì)量更高。這有助于減少銀企之間的信息不對稱，從而緩解企業(yè)的融資約束。

由上可知，激勵性稅收征管有助于緩解企業(yè)面臨的融資約束，而融資約束的緩解將促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新，這一觀點(diǎn)已被大多數(shù)前期文獻(xiàn)所證實(shí)。例如，Brown et al.(2009)認(rèn)為資金是企業(yè)創(chuàng)新投資最為關(guān)鍵的要素投入，融資約束的緩解意味著充裕的資金投入，這有助于企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目的開展。周開國等(2017)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的融資約束越寬松，企業(yè)協(xié)同創(chuàng)新的參與意愿和支出越高。還有部分文獻(xiàn)也間接說明了緩解融資約束會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生積極影響。其背后邏輯是銀行業(yè)競爭加劇，增加了貸款的可獲得性，進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)創(chuàng)新(Amore et al.，2013；Chava et al.，2013；唐清泉、巫岑，2015)。有鑒于此，本文提出激勵性稅收征管影響企業(yè)創(chuàng)新投資的“融資約束”假說：

假說Ha：激勵性稅收征管有助于企業(yè)的創(chuàng)新投資。

然而，除了上述的積極作用之外，激勵性稅收征管也可能對企業(yè)的創(chuàng)新投資產(chǎn)生消極影響。國家稅務(wù)總局向社會公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，無疑會增加企業(yè)的曝光率，企業(yè)受到的媒體關(guān)注程度增加。陽丹、夏曉蘭(2015)指出，較之西方成熟資本市場，中國的資本市場起步較晚，目前尚處于不成熟階段，投資者的專業(yè)化水平也相對較低，更容易受媒體輿論的引導(dǎo)。因此，媒體關(guān)注程度的增加也就意味著企業(yè)經(jīng)理人受到的市場壓力也隨之增加。在媒體關(guān)注引致的市場壓力之下，更多關(guān)于企業(yè)的媒體報(bào)道，尤其是負(fù)面的媒體報(bào)道，會誘發(fā)企業(yè)經(jīng)理人更偏好短期投資的短視行為(Dai et al.，2015)。因?yàn)橐坏┩顿Y項(xiàng)目失敗導(dǎo)致企業(yè)短期的業(yè)績下滑，便會引起市場投資者的“圍觀”以及眾多媒體的爭相報(bào)道，使得企業(yè)經(jīng)理人的自身聲譽(yù)遭受損失，進(jìn)而影響其薪酬和晉升機(jī)會。而企業(yè)創(chuàng)新投資項(xiàng)目的長周期、高風(fēng)險(xiǎn)特征決定了即便是能力較高的經(jīng)理人進(jìn)行創(chuàng)新投資也會面臨很大的失敗風(fēng)險(xiǎn)(Stein，1989)，短期經(jīng)營業(yè)績也通常不盡人意(溫軍、馮根福，2012；楊廣道等，2017)。而且，創(chuàng)新產(chǎn)出成果要轉(zhuǎn)化成具有市場競爭力的成熟產(chǎn)品也并非一蹴而就，需要?dú)v經(jīng)一定時(shí)間。也就是說，即便創(chuàng)新投資項(xiàng)目成功，也不可能短時(shí)間內(nèi)給企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績帶來很大的提升，這更加降低了企業(yè)經(jīng)理人進(jìn)行創(chuàng)新的激勵?；诖?，本文認(rèn)為激勵性稅收征管帶來的媒體關(guān)注壓力不利于企業(yè)的創(chuàng)新投資，因此，提出與前述“融資約束”假說相對立的“市場壓力”假說：

假說Hb：激勵性稅收征管不利于企業(yè)的創(chuàng)新投資。

三、回歸模型、變量定義與數(shù)據(jù)來源

(一)回歸模型的構(gòu)建

為排除可能存在的內(nèi)生性問題，本文首先采用得分傾向性匹配的方法為納稅信用評級為A的企業(yè)選取對照企業(yè)，然后構(gòu)建如下的雙重差分模型來估計(jì)激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資影響的“凈效應(yīng)”：

RDi,t=β0+β1Posti+β2Treatt+β3Posti×Treatt+β4Xi,t+εi,t

(1)

其中，下標(biāo)i和t依次代表企業(yè)及時(shí)期；被解釋變量RD表示企業(yè)的創(chuàng)新投資；Post為是否發(fā)生政策沖擊的虛擬變量；Treat為納稅信用評級是否為A的虛擬變量；X表示一系列的控制變量。進(jìn)一步地，本文引入時(shí)間和企業(yè)兩個(gè)維度的雙重固定效應(yīng)以緩解可能存在的遺漏變量問題。此外，為剔除異方差和個(gè)體相關(guān)性給估計(jì)結(jié)果帶來的影響，本文對標(biāo)準(zhǔn)誤在企業(yè)層面進(jìn)行聚類調(diào)整。

在上述模型(1)中，交乘項(xiàng)(Post×Treat)的待估計(jì)系數(shù)β3是本文的關(guān)注重點(diǎn)，它刻畫的是《納稅信用管理辦法》的實(shí)施對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響。如果β3顯著為正，則表明激勵性稅收征管有助于提升企業(yè)的研發(fā)投資，即支持本文的研究假說Ha；若β3顯著為負(fù)，則研究假說Hb成立。需要特別說明的是，盡管本文控制了一系列企業(yè)層面的控制變量和多個(gè)維度的固定效應(yīng)，但是在利用回歸模型(1)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)時(shí)，依舊可能會產(chǎn)生估計(jì)偏誤。有鑒于此，本文在穩(wěn)健性測試部分采用變換指標(biāo)定義的方法進(jìn)行參數(shù)再估計(jì)，同時(shí)還進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。

(二)主要變量的定義及說明

企業(yè)創(chuàng)新投資(LnRD、RD_s)：本文采用企業(yè)研發(fā)支出的自然對數(shù)值(3)企業(yè)的研發(fā)支出為零時(shí)，不能作自然對數(shù)處理，因此對于研發(fā)支出為零的企業(yè)，本文直接令LnRD等于零。(LnRD)以及研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比例來衡量，因?yàn)檠邪l(fā)支出是企業(yè)創(chuàng)新能力的一個(gè)理想的代理測量(Cohen and Levinthal，1990；張璇等，2017)，研發(fā)支出多的企業(yè)意味著企業(yè)能更好地將掌握的信息和資源轉(zhuǎn)化為創(chuàng)新。這里要特別說明的是，專利數(shù)量也是衡量企業(yè)創(chuàng)新一個(gè)常用指標(biāo)，但利用專利數(shù)量來衡量企業(yè)創(chuàng)新存在時(shí)滯性問題，而本文考察的是激勵性稅收征管的政策效應(yīng)，其效應(yīng)主要體現(xiàn)在當(dāng)期或近期。因此，就本文研究問題而言，采用研發(fā)支出衡量企業(yè)創(chuàng)新是一個(gè)更為合理的選擇。

政策沖擊的虛擬變量(Post)：Post是本文的解釋變量之一，其構(gòu)建方法為：當(dāng)樣本觀測值的時(shí)間位于《納稅信用管理辦法》實(shí)施當(dāng)年及之前年度，Post取值為0；當(dāng)樣本觀測值的時(shí)間位于《納稅信用管理辦法》實(shí)施之后年度，Post取值為1。

企業(yè)分組的虛擬變量(Treat)：Treat為本文的另一個(gè)解釋變量，其構(gòu)建方法如下：當(dāng)目標(biāo)企業(yè)的納稅信用評級在《納稅信用管理辦法》實(shí)施后被評為 A 時(shí)，則Treat取值為 1，視為實(shí)驗(yàn)組；否則，取值Treat為 0，視為對照組。這里有兩點(diǎn)需要說明：第一，借鑒孫雪嬌等(2019)的做法，為使研究樣本更加純凈，本文僅使用第一批納稅信用評級為A的企業(yè)作為實(shí)驗(yàn)組，即2015年納稅信用評級為A的企業(yè)；第二，本文并非直接采用納稅信用評級非A的所有企業(yè)作為對照組，而是通過傾向性得分匹配的方法(1∶1最近鄰匹配)在同行業(yè)來選取對照企業(yè)。用于匹配的變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、負(fù)債率(LEV)、企業(yè)年齡(Age)、成長性(Growth)、盈利能力(ROA)、現(xiàn)金流量(CFO)以及避稅程度(BTax)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)中的匹配變量與方法亦是如此，僅匹配比例改為1∶2。

除了上述指標(biāo)之外，參考前期文獻(xiàn)(Tong et al.，2014；張璇等，2017)，本文選取了如下指標(biāo)來作為控制變量：企業(yè)規(guī)模(Size)、負(fù)債率(LEV)、企業(yè)年齡(Age)、成長性(Growth)、盈利能力(ROA)、現(xiàn)金流量(CFO)、管理層持股(MSH)、股權(quán)集中度(Top1)?？刂谱兞慷x與計(jì)算的詳細(xì)說明如表1所示。

表1 控制變量的定義及說明

(三)數(shù)據(jù)來源

本文選取在上海證券交易所和深圳證券交易所上市的A股上市公司作為初始樣本，時(shí)間跨度為2010-2017年。之所以選擇這一時(shí)期作為研究窗口，原因在于：要比較《納稅信用管理辦法》實(shí)施前后企業(yè)創(chuàng)新投資的變化，目標(biāo)企業(yè)至少在政策實(shí)施前后保有一定的數(shù)據(jù)。根據(jù)以往研究的經(jīng)驗(yàn)，本文對初始樣本作如下處理：第一、刪除財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的企業(yè)樣本；第二、剔除金融類以及ST、ST*類企業(yè)樣本。本文所使用的企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)以及其他財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。為避免樣本中異常值所造成的回歸估計(jì)偏差，本文對所有連續(xù)型變量進(jìn)行了前后1%水平的Winsorize處理。經(jīng)處理，本文一共得到6442個(gè)樣本觀測值。后文匯報(bào)的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果及回歸結(jié)果均是經(jīng)處理后所得樣本的分析結(jié)果。

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。不難看出，企業(yè)的研發(fā)支出自然對數(shù)值(LnRD)均值為12.559，標(biāo)準(zhǔn)差為7.923，說明不同企業(yè)間的創(chuàng)新投資規(guī)模存在一定差距。與此同時(shí)，企業(yè)研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的均值為0.014，表明中國上市企業(yè)研發(fā)投資強(qiáng)度較小，尚有待提升。其余變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果，如企業(yè)年齡(Age)、成長性(Growth)、盈利能力(ROA)、現(xiàn)金流量(CFO)等，均未發(fā)現(xiàn)異常之處，與前期文獻(xiàn)的統(tǒng)計(jì)結(jié)果較為一致，詳細(xì)的描述統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表2。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果

(一)基準(zhǔn)回歸

為說明回歸結(jié)果的可靠性，本文在納入核心解釋變量的基礎(chǔ)上，采用逐步增加控制變量方式進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。表3報(bào)告了模型(1)的全樣本回歸結(jié)果。容易看出，無論采用研發(fā)支出的自然對數(shù)值(LnRD)還是采用研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比值(RD_s)作為被解釋變量，交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)均為正值，而且通過了1%或5%水平的顯著性檢驗(yàn)。這些結(jié)果充分表明，《納稅信用管理辦法》實(shí)施之后，納稅信用評級為A的企業(yè)的研發(fā)支出顯著增加，即激勵性稅收征管有助于企業(yè)的創(chuàng)新投資，研究假說Ha得到驗(yàn)證。這意味著，相較于激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生的抑制作用(即前文的市場壓力假說)，其產(chǎn)生的積極作用(即前文的融資約束假說)更為明顯。事實(shí)上，資金作為企業(yè)創(chuàng)新投資最為關(guān)鍵的要素投入，充裕的資金必然有助于創(chuàng)新活動的開展(Brown et al.，2009)。因此，不難理解，有助于緩解企業(yè)融資約束的激勵性稅收征管會促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投資。

(二)異質(zhì)性分析I：媒體關(guān)注程度的影響

盡管表3為激勵性稅收征管促進(jìn)企業(yè)的創(chuàng)新投資提供了諸多經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但是這主要集中于整體層面，而沒有關(guān)注不同類型企業(yè)之間的異質(zhì)性。因此，本文的異質(zhì)性分析緊緊圍繞企業(yè)的外界關(guān)注程度、融資約束和技術(shù)密集度等方面差異展開，將全樣本劃分為兩組進(jìn)行子樣本估計(jì)，以期提供更加有說服力的實(shí)證結(jié)果。

表3 激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響

首先，本文從企業(yè)外界關(guān)注程度的視角展開異質(zhì)性分析。依據(jù)Dai et al.(2015)可知，企業(yè)所面臨的媒體關(guān)注是影響其投資決策的重要因素，媒體關(guān)注程度較高的企業(yè)面臨更大的市場壓力，其投資決策更為保守，為避免因投資項(xiàng)目失敗被媒體報(bào)道而對企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響，這類企業(yè)通常會減少周期長、風(fēng)險(xiǎn)高的創(chuàng)新投資項(xiàng)目，而更青睞于風(fēng)險(xiǎn)較低的短期投資項(xiàng)目。由此，本文從媒體關(guān)注的角度刻畫企業(yè)的外界關(guān)注程度，并預(yù)測在媒體關(guān)注程度低的企業(yè)中，激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用更加明顯。

為驗(yàn)證上述推斷，本文遵照既有文獻(xiàn)的做法，采用企業(yè)當(dāng)年被報(bào)刊新聞報(bào)道(4)企業(yè)被報(bào)刊新聞報(bào)道次數(shù)的數(shù)據(jù)來源于金禾數(shù)據(jù)庫。的次數(shù)來衡量企業(yè)的媒體關(guān)注程度。本文將報(bào)刊新聞報(bào)道的次數(shù)高于均值的企業(yè)歸類為高媒體關(guān)注組；否則，則歸類為低媒體關(guān)注組。表4匯報(bào)了基于企業(yè)媒體關(guān)注程度的分組估計(jì)結(jié)果。容易發(fā)現(xiàn)，無論采用研發(fā)支出的自然對數(shù)值(LnRD)還是采用研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比值(RD_s)作為被解釋變量，低媒體關(guān)注組的交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)為正值，且通過了1%或5%水平的顯著性檢驗(yàn)；而高媒體關(guān)注組的交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)雖為正值，但卻不顯著。并且經(jīng)檢驗(yàn)，低媒體關(guān)注組的交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)要顯著大于高媒體關(guān)注組。這些結(jié)果充分說明，相對于高媒體關(guān)注的企業(yè)，激勵性稅收征管對低媒體關(guān)注企業(yè)的創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用更加明顯。

表4 異質(zhì)性分析I：基于媒體關(guān)注程度高低的分組檢驗(yàn)

(三)異質(zhì)性分析II：產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響

其次，本文從企業(yè)融資約束的視角展開異質(zhì)性分析。前文提到，激勵性稅收征管可以降低企業(yè)的信貸融資成本、增加信貸融資規(guī)模，繼而緩解了企業(yè)創(chuàng)新投資面臨的融資約束?；诖?，本文認(rèn)為在融資約束程度高的企業(yè)中，激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用更加明顯。為驗(yàn)證這一推斷，本文遵照既有文獻(xiàn)的做法(Almeida et al.，2004)，從所有制形式的維度對企業(yè)面臨的融資約束狀況進(jìn)行刻畫。較之非國有企業(yè)，國有企業(yè)存在規(guī)模優(yōu)勢及天然的政治資源優(yōu)勢，融資渠道更加多元化，因而自身并不會面臨很嚴(yán)重的融資約束困擾。而非國有企業(yè)的規(guī)模相對較小，在信貸融資中通常因抵押物、擔(dān)保的不足而飽受歧視(Brandt and Li，2003；方軍雄，2007)，所以“融資難、融資貴”一直是困擾非國有企業(yè)長期發(fā)展的問題?；诖?，本文將國有企業(yè)歸類為低融資約束組，而非國有企業(yè)歸類為高融資約束組。

表5匯報(bào)了基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組估計(jì)結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，無論采用研發(fā)支出的自然對數(shù)值(LnRD)還是采用研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比值(RD_s)作為被解釋變量，非國有企業(yè)組的交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)為正值，且通過了1%或10%水平的顯著性檢驗(yàn)；而國有企業(yè)組的交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)雖為正值，但卻不顯著。并且可以看出，非國有企業(yè)組的交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)要顯著大于國有企業(yè)組。這些結(jié)果充分說明，相對于國有企業(yè)，激勵性稅收征管對非國有企業(yè)的創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用更加明顯。

表5 異質(zhì)性分析II：基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)

(四)異質(zhì)性分析III：技術(shù)密集度的影響

最后，雖然納稅信用評級為A的企業(yè)能夠更容易獲得信貸融資支持，從而緩解企業(yè)創(chuàng)新項(xiàng)目面臨的融資困境，但理論上來說，這種融資約束緩解效應(yīng)對于不同技術(shù)密集度的企業(yè)理應(yīng)會產(chǎn)生不同的影響。對于高技術(shù)密集度的企業(yè)而言，其研發(fā)活動更為頻繁，研發(fā)資金的需求量也相對較大，所以激勵性稅收征管的融資約束緩解效應(yīng)對高技術(shù)密集度企業(yè)的影響會更為明顯?；诖耍疚母鶕?jù)是否獲得高新技術(shù)企業(yè)認(rèn)定作為企業(yè)技術(shù)密集度的代理變量，將高新技術(shù)企業(yè)視為技術(shù)密集度較高的企業(yè)，將非高新技術(shù)企業(yè)視為技術(shù)密集度較低的企業(yè)，隨后進(jìn)行分組估計(jì)。

表6匯報(bào)了基于技術(shù)密集度的分組估計(jì)結(jié)果。觀察結(jié)果可知，無論采用研發(fā)支出的自然對數(shù)值(LnRD)還是采用研發(fā)支出占主營業(yè)務(wù)收入的比值(RD_s)作為被解釋變量，高新技術(shù)企業(yè)組的交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)為正值，通過了1%或10%水平的顯著性檢驗(yàn)，而且高新技術(shù)企業(yè)組的交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)要顯著大于非高新技術(shù)企業(yè)組。這些結(jié)果充分說明，相對于非高新技術(shù)企業(yè)，激勵性稅收征管對高新技術(shù)企業(yè)的創(chuàng)新投資的促進(jìn)作用更加明顯。

表6 異質(zhì)性分析III：基于技術(shù)密集度的分組檢驗(yàn)

(五)作用機(jī)制檢驗(yàn)

本文的理論分析認(rèn)為，激勵性稅收征管一方面可以促使企業(yè)的信貸融資規(guī)模增加，繼而緩解企業(yè)融資約束，有助于企業(yè)的創(chuàng)新投資；另一方面，激勵性稅收征管也會給企業(yè)帶來更多關(guān)注，在關(guān)注壓力下企業(yè)管理層的投資決策趨于謹(jǐn)慎，從而削減具有高風(fēng)險(xiǎn)性的創(chuàng)新投資。而在基礎(chǔ)回歸中，計(jì)量結(jié)果顯示，激勵性稅收征管促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資。針對這一結(jié)果，一個(gè)自然而然的問題是：上述結(jié)果是由單一渠道(即融資約束渠道)導(dǎo)致的，還是兩條渠道(融資約束渠道和關(guān)注壓力渠道)共同作用產(chǎn)生的？在這一部分，本文將對上述兩條渠道進(jìn)行驗(yàn)證，以揭示激勵性稅收征管影響企業(yè)創(chuàng)新投資的作用機(jī)制。具體地，本文采用溫忠麟、葉寶娟(2014)提出的中介效應(yīng)檢驗(yàn)方法進(jìn)行檢驗(yàn)，構(gòu)建的中介效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

LnRDi,t=β0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+Xi,t+εi,t

(2)

Medi,t=α0+α1Postt+α2Treati+α3Postt×Treati+Xi,t+εi,t

(3)

LnRDi,t=γ0+γ1Postt+γ2Treati+γ3Postt×Treati+γ4Med+Xi,t+εi,t

(4)

模型(3)中的Med表示中介變量，在本文中具體是指信貸融資規(guī)模(Loan)和媒體關(guān)注程度(News)，前者采用長期借款與短期借款之和除以企業(yè)總資產(chǎn)來衡量、后者采用企業(yè)當(dāng)年被報(bào)刊新聞報(bào)道的次數(shù)來衡量。其他變量定義均與前文一致。在上述三個(gè)模型中α3和γ4是我們重點(diǎn)關(guān)注的系數(shù)，在中介效應(yīng)檢驗(yàn)顯著的前提下，α3×γ4的絕對值衡量了中介效應(yīng)的大小。

表7匯報(bào)了上述檢驗(yàn)的回歸結(jié)果，其中第2-3列是融資約束渠道的檢驗(yàn)結(jié)果，第4-5列為關(guān)注壓力渠道檢驗(yàn)結(jié)果。對于融資約束渠道，第2列回歸結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為信貸融資規(guī)模時(shí)，交乘項(xiàng)(Trea*Post)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，在第3列回歸中，信貸融資規(guī)模與交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均顯著為正，這說明融資約束渠道存在，即激勵性稅收征管增加了企業(yè)的信貸融資規(guī)模進(jìn)而促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資，這一渠道的中介效應(yīng)大小為|α3×γ4|≈0.0886。而對于關(guān)注壓力渠道，第4列的結(jié)果顯示，當(dāng)被解釋變量為媒體關(guān)注程度時(shí)，交乘項(xiàng)(Trea*Post)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，在第5列回歸中，交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，而媒體關(guān)注程度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這表明關(guān)注壓力渠道也存在，即激勵性稅收征管增加了企業(yè)受到的關(guān)注壓力進(jìn)而抑制了企業(yè)的創(chuàng)新投資，這一中介效應(yīng)的大小為|α3×γ4|≈0.0010。

表7 作用機(jī)制檢驗(yàn)

上述的回歸結(jié)果不僅為證實(shí)了本文的理論分析，而且還揭示了激勵性稅收征管影響企業(yè)創(chuàng)新投資的機(jī)制：一方面，激勵性稅收征管會通過增加企業(yè)的信貸融資規(guī)模、緩解企業(yè)的融資約束，進(jìn)而對企業(yè)的創(chuàng)新投資產(chǎn)生積極作用；另一方面，激勵性稅收征管也會增加企業(yè)受到的關(guān)注壓力，導(dǎo)致管理層的投資決策謹(jǐn)慎化，從而對企業(yè)創(chuàng)新投資造成負(fù)面影響。但由于激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的積極作用要大于負(fù)面影響(0.0886>0.0010)，激勵性稅收征管由此表現(xiàn)出對企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極作用。

(六)穩(wěn)健性測試

為對前文研究結(jié)論的可靠性進(jìn)行驗(yàn)證，本文從平行趨勢檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)以及替換核心指標(biāo)的定義方式等多個(gè)角度開展穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

首先，本文進(jìn)行了平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)。采用雙重差分方法考察某一政策的政策效應(yīng)需要滿足一個(gè)前提條件：實(shí)驗(yàn)組與對照組的因變量變化在該政策實(shí)施前要滿足平行趨勢的假定(Roberts and Whited，2013)。對于本文而言則是，納稅信用評級為A的企業(yè)與納稅信用評級非A的企業(yè)，兩者的創(chuàng)新投資變化在《納稅信用管理辦法》實(shí)施前存在共同趨勢(即平行趨勢)。因此，為了進(jìn)一步驗(yàn)證納稅信用評級為A的企業(yè)的創(chuàng)新投資是由激勵性稅收征管引起的，而非時(shí)間效應(yīng)導(dǎo)致，本文進(jìn)行了如下的平行趨勢檢驗(yàn)：生成政策實(shí)施前后每一年的年度虛擬變量，并將其與Treat進(jìn)行交乘，然后進(jìn)行回歸。平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示，容易看出，《納稅信用管理辦法》實(shí)施前的年度虛擬變量與Treat的交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)并不顯著，這說明在《納稅信用管理辦法》實(shí)施前，納稅信用評級為A的企業(yè)與納稅信用評級非A的企業(yè)的創(chuàng)新投資變化存在共同趨勢，即滿足平行趨勢的前提假設(shè)。

表8 平行趨勢檢驗(yàn)結(jié)果

其次，本文進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)。前文提到，采用雙重差分方法考察某一政策的政策效應(yīng)需要滿足平行趨勢假設(shè)，其實(shí)，合理的分組設(shè)計(jì)也是利用雙重差分方法的關(guān)鍵步驟。對于本文而言，如果納稅信用評級為A的企業(yè)的創(chuàng)新投資確實(shí)是由激勵性稅收征管引起的，那么將納稅信用評級為A及非A的企業(yè)隨機(jī)進(jìn)行分組，構(gòu)造本文的Treat，則前文的結(jié)論理應(yīng)不復(fù)存在?；谶@一思想，本文通過隨機(jī)抽樣的方式構(gòu)建了虛假的實(shí)驗(yàn)組與對照組，并采用模型(1)進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)(重復(fù)500次)，并對每次回歸得到的解釋變量系數(shù)的t值進(jìn)行統(tǒng)計(jì)。500次回歸得到的解釋變量系數(shù)的t值統(tǒng)計(jì)結(jié)果如圖1所示，可以發(fā)現(xiàn)，t值主要集中分布于0附近，這意味著在500次回歸中解釋變量的回歸系數(shù)幾乎都是不顯著的。上述結(jié)果表明，本文對于實(shí)驗(yàn)組和對照組的劃分是合理的，同時(shí)也進(jìn)一步驗(yàn)證了前文基礎(chǔ)回歸結(jié)果的可靠性。

圖1 安慰劑檢驗(yàn)

第三，本文替換核心指標(biāo)的定義方式，并重新回歸。本文采用企業(yè)是否進(jìn)行研發(fā)活動構(gòu)建虛擬變量ProRD的方法(5)構(gòu)建一個(gè)虛擬變量，研發(fā)支出等于零則這一變量取值為0，否則，取值為1。、以及采用研發(fā)支出與企業(yè)總資產(chǎn)的比值RD_a來重新定義企業(yè)的創(chuàng)新投資，并利用模型(1)進(jìn)行全樣本回歸，回歸結(jié)果列示于表9?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是以ProRD還是RD_a作為被解釋變量，交乘項(xiàng)(Treat*Post)的估計(jì)系數(shù)大體上都顯著為正，僅在第1列回歸中，交乘項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)不顯著，但其符號仍然為正，且接近顯著。因此，替換核心指標(biāo)定義的穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果與基礎(chǔ)回歸基本一致。

表9 變換核心指標(biāo)定義的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

第四，本文改變PSM的匹配方式生成新樣本，重新回歸。在基礎(chǔ)回歸中，本文按照1∶1的比例進(jìn)行有放回的最近鄰匹配，為實(shí)驗(yàn)組尋找對照組。在這一部分，本文進(jìn)行了匹配方法的敏感性測試，具體而言是，改變了PSM的匹配尺度，按照1∶2的比例進(jìn)行有放回的最近鄰匹配(匹配變量保持不變)，構(gòu)造新的對照組，然后采用模型(1)進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果列示于表10。容易看出，交乘項(xiàng)(Treat* Post)的估計(jì)系數(shù)都顯著為正，與基礎(chǔ)回歸結(jié)果相比，未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。

表10 改變匹配方法的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

最后，本文控制了省份-年度固定效應(yīng)。在基準(zhǔn)回歸的過程中，本文雖然控制了年度固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)，但可能仍然遺漏了一些重要的影響因素，比如各個(gè)省份的產(chǎn)業(yè)政策不同，企業(yè)獲得的創(chuàng)新補(bǔ)貼、政策支持也有所差異，如果一些納稅評級為A的企業(yè)獲得補(bǔ)貼和政策支持與得到A評級的年份接近，那么基準(zhǔn)回歸結(jié)果就不足以說明納稅評級制度促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資?；诖耍疚倪M(jìn)一步對省份-年度固定效應(yīng)進(jìn)行了控制，結(jié)果列示于表11。不難看出，結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，仍然支持本文的研究假說。

表11 加入更多維度固定效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

五、研究結(jié)論

本文以2014年實(shí)施的納稅信用評級制度刻畫激勵性稅收征管，基于這一新的視角，分析了激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響。理論分析表明，激勵性稅收征管對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響可能存在兩種對立的競爭性假說。一方面，國家稅務(wù)總局公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，相當(dāng)于是向社會各界傳遞了一種官方認(rèn)可的積極信號，這在提高企業(yè)聲譽(yù)的同時(shí)，也在一定程度上緩解了銀企間的信息不對稱，極大地增加了企業(yè)貸款獲批的可能性。因此，激勵性稅收征管可能通過降低創(chuàng)新項(xiàng)目面臨的融資約束促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資。另一方面，國家稅務(wù)總局向社會公布納稅信用評級為A的企業(yè)名單，增加了企業(yè)的曝光率，企業(yè)受到媒體關(guān)注的壓力增大。在外界的高度關(guān)注下，企業(yè)進(jìn)行投資決策時(shí)將變得更加謹(jǐn)慎，從而更傾向于削減諸如創(chuàng)新之類的高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目。

為對驗(yàn)證上述兩種對立假說，本文利用2010-2017年滬深A(yù)股上市企業(yè)研發(fā)支出數(shù)據(jù)構(gòu)造企業(yè)創(chuàng)新投資的指標(biāo)，將其與上市企業(yè)的其他財(cái)務(wù)指標(biāo)相匹配，采用PSM-DID模型開展系列實(shí)證檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，納稅信用評級制度實(shí)施后，納稅信用等級為A的企業(yè)，其創(chuàng)新投資顯著增加，且這一效應(yīng)在媒體關(guān)注程度低的企業(yè)和非國有企業(yè)中更加明顯。進(jìn)一步的作用機(jī)制檢驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，激勵性稅收征管一方面通過增加信貸融資規(guī)模進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生積極作用，另一方面通過增加市場關(guān)注壓力進(jìn)而對企業(yè)創(chuàng)新投資造成負(fù)面影響，但積極作用要遠(yuǎn)大于負(fù)面影響，從而激勵性稅收征管表現(xiàn)出對企業(yè)創(chuàng)新投資的“激勵效應(yīng)”。此外，從改變被解釋變量度量方法及調(diào)整匹配方法等多個(gè)方面進(jìn)行穩(wěn)健性測試，尤其是采用隨機(jī)分組方法重新構(gòu)造實(shí)驗(yàn)組和對照組，進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)，結(jié)論依舊成立。本文研究表明，在《納稅信用管理辦法》實(shí)施后，納稅信用評級為A的企業(yè)受助于相關(guān)部門提供的融資便利以及社會聲譽(yù)的提升，信貸融資規(guī)模顯著增加，這很大程度上緩解了創(chuàng)新項(xiàng)目所面臨的外部融資約束，從而促進(jìn)了企業(yè)的創(chuàng)新投資。

本文的研究具有以下兩方面的政策啟示。第一，本文的一個(gè)重要發(fā)現(xiàn)是，激勵性稅收征管帶來的融資便利對企業(yè)的創(chuàng)新投資發(fā)揮了積極作用，同時(shí)其帶來的市場關(guān)注壓力則對企業(yè)創(chuàng)新投資產(chǎn)生了負(fù)面影響。因此，為最大化激勵性稅收征管的積極作用，企業(yè)應(yīng)提高對管理層創(chuàng)新投資的失敗容忍度，以減少高市場關(guān)注壓力下管理層的短視行為；對于政府而言，應(yīng)該進(jìn)一步為企業(yè)提供融資便利，拓寬企業(yè)融資渠道。第二，本文的研究可以為稅務(wù)部門的稅收征管改革提供一定的政策借鑒。不同于強(qiáng)制性稅收征管對企業(yè)形成的“約束效應(yīng)”，《納稅信用管理辦法》這一稅收征管政策對企業(yè)具有明顯“激勵效應(yīng)”。因此，《納稅信用管理辦法》可以為強(qiáng)制性稅收征管提供有效補(bǔ)充，通過強(qiáng)制性稅收征管的懲罰機(jī)制打擊企業(yè)偷稅、漏稅行為，同時(shí)通過《納稅信用管理辦法》的激勵措施引導(dǎo)受監(jiān)管的企業(yè)自愿做出規(guī)范納稅的行為，實(shí)現(xiàn)兩種稅收征管方式的協(xié)同效應(yīng)，這對于稅務(wù)部門深化稅收制度改革、推進(jìn)納稅人誠信體系建設(shè)具有重要意義。