葉永衛(wèi) 云 鋒 邵傳林

一、引言

為提升稅收治理能力、實現(xiàn)稅收治理現(xiàn)代化，近年來中央政府不斷強調(diào)要優(yōu)化稅收征管體制并相應地出臺了一系列改革措施。如2013年上線了“金稅三期工程”、緊接著2014年又推出了納稅信用評級制度等。特別地，2018年中共中央辦公廳、國務院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《國稅地稅征管體制改革方案》，提出將國家稅務局和地方稅務局進行合并。這一改革極大地加強了稅收征管機構的獨立性，稅收征管效率得到進一步提升。在此背景下，受改革影響的企業(yè)在國地稅合并之后無疑會面臨更強的稅收征管力度，從而承擔的稅收負擔也隨之上升。作為企業(yè)資本結構的決定因素之一，稅收成本的改變勢必會影響企業(yè)的債務融資行為，前期諸多文獻也指出企業(yè)會通過計算稅收成本、融資優(yōu)勢、定價信息以及債務的監(jiān)督治理效應，來綜合確定其偏好的債務水平(Modigliani and Miller，1958；Graham，1996；Guedes and Tim，1996)。由此不難推斷，國地稅合并改革可能會對企業(yè)債務融資行為產(chǎn)生影響?；诖耍疚脑噲D對如下問題進行探討：國地稅合并是否會影響企業(yè)的債務融資行為？其背后的作用機制是什么？厘清這些問題不僅有助于深入理解國地稅合并改革產(chǎn)生的微觀經(jīng)濟效應，而且可以為當前的稅收征管體制改革提供一定的理論借鑒和實踐參考。

稅收負擔如何影響企業(yè)的信貸融資是公司金融領域的經(jīng)典話題。傳統(tǒng)的債務稅盾理論認為，當企業(yè)的實際稅負上升時，企業(yè)有動機增加債務融資規(guī)模，利用利息支出的稅前抵扣效應減少稅收支出，達到合理避稅的目的(Modigliani and Miller，1963；Zwick，1977；Holland and Myers，1977；DeAngelo and Masulis，1980)。對于這一理論，諸多文獻通過考察企業(yè)稅收負擔與債務融資之間的關系予以了證明。如Desai and Hines(2004)基于跨國公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公司國外分支機構所在地的稅率水平越高，企業(yè)的負債率越高，表現(xiàn)為稅率每提高10%，企業(yè)負債率會上升2.8%左右。陳超、饒育蕾(2003)在研究中國上市公司的資本結構決定因素時也發(fā)現(xiàn)，公司所得稅稅率越高，長期債務融資越多。同樣地，基于中國上市公司的面板數(shù)據(jù)，王躍堂等(2010)也得到了相似的結論。

然而，盡管較多文獻認為在實際稅負上升的前提下，企業(yè)增加債務融資的現(xiàn)象可以借由“債務稅盾效應”予以解釋，但部分文獻則認為這一現(xiàn)象不一定是由債務稅盾效應所致，也可能是出于流動性約束效應，由此提出了一種新的解釋，即流動性約束效應理論。不同于稅盾效應理論的解釋，該理論認為在企業(yè)實際稅負上升的前提下，企業(yè)增加債務融資不一定是為了獲取利息支出的稅盾價值，而是為了緩解稅收支出增加帶來的流動性約束。具體而言，實際稅負上升會導致企業(yè)稅后的現(xiàn)金流減少，為緩解現(xiàn)金流減少帶來的流動性約束，企業(yè)相應地會增加對外部資金的需求，表現(xiàn)為企業(yè)債務融資水平上升。由此不難理解，企業(yè)的實際稅負與債務融資水平存在顯著的正相關關系(Dyreng et al.，2008；Goh et al.，2016；劉行等，2017)。王偉同等(2020)發(fā)現(xiàn)稅收減免政策總體上具有緩解企業(yè)融資約束的作用，從而發(fā)揮了降低債務杠桿的功效，這在一定程度上為流動性約束效應理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。

國地稅合并之后，新型的稅務機構在國家稅務總局直接領導下實施垂直管理，這一管理模式使得稅收機構的日常運作較少地受到地方政府的干擾，并在局長異地交流等制度下，稅收征管獨立性和征管效率均會得到進一步加強(田彬彬、谷雨，2018)。在此背景下，企業(yè)的實際稅負必然會上升?；诖?，倘若國地稅合并帶來的實際稅負上升會引發(fā)企業(yè)增加債務融資，那么其背后的作用機制是什么？理論上來說，無論是為了獲取更高的債務稅盾價值還是為了緩解流動性約束，企業(yè)均有動機增加債務融資規(guī)模，因而不能簡單通過考察國地稅合并與企業(yè)債務融資規(guī)模的線性關系來判別。對此，本文認為可以通過進一步考察國地稅合并對正規(guī)金融融資與非正規(guī)金融融資的差異化影響來識別。具體而言，銀行貸款等正規(guī)金融融資的利息支出可以在稅前進行抵扣，而商業(yè)信用、民間借貸等非正規(guī)金融的利息支出并不直接被稅法所認可，無法在稅前進行抵扣(劉行等，2017)。因此，如果債務稅盾效應占據(jù)主導地位，企業(yè)將增加銀行貸款等正規(guī)金融融資，而不會增加商業(yè)信用等非正規(guī)金融融資，這樣才能充分利用正規(guī)金融融資利息支出的稅盾效應。反之，如果流動性約束效應占主導地位，企業(yè)將首先增加商業(yè)信用融資(1)對于企業(yè)本身而言，一方面，商業(yè)信用可以緩解各生產(chǎn)鏈的現(xiàn)金流壓力，因而企業(yè)具有較強的商業(yè)信用融資需求；同時供應商由于具有監(jiān)督優(yōu)勢和貨物清盤優(yōu)勢，也愿意向客戶提供商業(yè)信用融資，由此企業(yè)可以較容易獲得商業(yè)信用融資。另一方面，由于金融抑制的存在，企業(yè)獲得銀行貸款的難度和成本較高。因此，若流動性約束效應占主導地位，企業(yè)將優(yōu)先增加商業(yè)信用融資。，以補充內(nèi)部現(xiàn)金流不足。

基于上述討論，本文以2015—2020年中國滬深A股非金融類上市公司作為研究對象，將2018年國地稅合并視為一項“準自然實驗”，構建雙重差分模型檢驗國地稅合并與企業(yè)債務融資規(guī)模之間的關系。計量結果顯示，國地稅合并與企業(yè)債務規(guī)模之間存在顯著的正相關關系，并且經(jīng)過安慰劑檢驗、動態(tài)效應分析、改變被解釋變量定義以及改變研究樣本等一系列穩(wěn)健性測試之后，這一結果依舊成立。這些結果充分表明，國地稅合并會顯著增加企業(yè)的債務規(guī)模。進一步區(qū)分債務類型來看，國地稅合并未促使企業(yè)增加具有利息稅盾效應的銀行貸款，而是促使企業(yè)增加了不具有利息稅盾效應的商業(yè)信用，這說明國地稅合并影響企業(yè)債務規(guī)模的核心機制在于流動性約束效應而非債務稅盾效應。隨后，本文進一步對國地稅合并與企業(yè)債務規(guī)模之間的關系展開了異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的促進作用更多地集中于非國有企業(yè)、融資約束嚴重的企業(yè)以及成本轉嫁能力較弱的企業(yè)。最后，本文還發(fā)現(xiàn)在國地稅合并之后，企業(yè)的經(jīng)營績效和股利分配顯著下降以及財務風險顯著上升。

區(qū)別于以往研究，本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，本文首次考察國地稅合并對企業(yè)債務融資行為的影響。毋庸置疑，2018年的國地稅合并勢必會對微觀企業(yè)各方面的決策行為產(chǎn)生重大影響，但由于政策出臺的時間較短、受限于數(shù)據(jù)，相關的研究尚且不足。基于債務稅盾效應和流動性約束效應，本文考察了國地稅合并對企業(yè)債務融資行為的影響并發(fā)現(xiàn)流動性約束效應是核心作用機制。該研究結論一方面有助于揭示國地稅合并對企業(yè)層面產(chǎn)生的微觀經(jīng)濟后果，另一方面也可以為后續(xù)相關研究提供理論借鑒。第二，本文的研究有助于豐富稅收征管獨立性相關的文獻。地方稅務局由于隸屬于地方政府，其征稅行為受到地方政府稅收競爭的干擾，在一定程度上缺乏獨立性和自主性，基于這一客觀事實前期文獻側重于討論稅收征管獨立性對企業(yè)避稅程度、稅收負擔以及政府稅收收入的影響(范子英、田彬彬，2016；曹春方等，2017；田彬彬、谷雨，2018)。不同于這些文獻，本文基于2018年國地稅合并這一改革，探討了稅收征管獨立性加強對企業(yè)債務融資行為的影響，并進一步揭示了其背后的核心影響機制，有助于拓展這一領域的研究文獻。第三，本文研究結論具有較強的政策涵義。本文發(fā)現(xiàn)，國地稅合并帶來的流動性約束效應增加了企業(yè)的融資需求，同時也對企業(yè)的整體經(jīng)營狀況產(chǎn)生了負面沖擊。據(jù)此，政府部門在加強稅收征管、規(guī)范企業(yè)納稅行為的同時，應當打好政策“組合拳”，輔以適當?shù)臏p稅措施，以避免流動性約束影響企業(yè)的正常運營。

本文后續(xù)部分具體安排如下：第二部分為制度背景和理論分析，詳細介紹了中國稅收征管體制改革歷程，并在此基礎上提出本文的研究問題；第三部分為研究設計，對本文的識別策略、核心變量定義以及數(shù)據(jù)來源及處理進行說明；第四部分為實證結果分析，剖析了國地稅合并與企業(yè)債務融資規(guī)模的關系，并從多個維度進行了穩(wěn)健性檢驗；第五部分為異質(zhì)性分析與進一步討論，首先分析了國地稅合并對不同類型企業(yè)的差異化影響；其次進一步討論了國地稅合并對企業(yè)整體經(jīng)營狀況的影響；最后一部分為結論與政策建議，總結全文工作并針對研究結論提出相應的政策建議。

二、制度背景和理論分析

(一)中國稅收征管體制改革歷程

縱觀中國的稅收征管體制改革歷程，稅收系統(tǒng)的變革大致可歸納為“統(tǒng)—分—統(tǒng)”的過程。1994年分稅制改革之前，全國只有一套稅收系統(tǒng)，并且隸屬地方政府(范子英、田彬彬，2016)，分稅制改革后隸屬于中央政府的稅收系統(tǒng)成立，從此國家的稅收系統(tǒng)分拆為國家稅務局與地方稅務局。在經(jīng)歷了24年的分設后，國家稅務局和地方稅務局于2018年再次走向合并。

在1978年改革開放之前，中國的稅收征管體系較為簡單。稅收收入絕大部分源自國有企業(yè)，地方政府具有征收權但不具有分享權，所有稅收收入歸中央所有，中央政府根據(jù)各地方政府的財政支出需求確定其支出重點并統(tǒng)一分配收入，這一制度被稱為“統(tǒng)收統(tǒng)支”(也被稱為“吃大鍋飯”)。在“統(tǒng)收統(tǒng)支”體制下，地方政府發(fā)展經(jīng)濟和組織財政收入的積極性較弱(田彬彬、范子英，2016)。為激發(fā)地方政府稅收積極性，“劃分收支、分級包干”的財政體制(也被稱為“分灶吃飯”)于1980年正式被引入，自此稅收收入不再由中央政府統(tǒng)一分配，而是根據(jù)預先確定的分配方案在中央政府和地方政府之間分配，這一制度不僅保證了中央政府可以從地方政府獲得一定的稅收收入，而且還為地方政府建立收入基礎提供了激勵措施。然而，由于當時央地稅收收入的劃分基礎是預算內(nèi)收入總額，進而各地方政府為了增加自身分成，往往通過稅務部門將預算資金轉移到預算外收入。由于當時的稅務系統(tǒng)隸屬于地方政府，中央政府很難監(jiān)測和糾正這一操作。因此，1980—1993年，地方政府的預算外收入占預算收入的比例從48%上升至120%，這極大地挫傷了中央政府的財政收入?！皟蓚€比重”呈現(xiàn)出斷崖式下跌趨勢，全國財政收入占GDP比重從1983年的23%降至1993年的10.7%，與此同時中央財政收入占全國財政收入比重也從41%跌至22%。

為加強規(guī)避地方政府對稅收征管的強干擾、解決空前的財政危機，中央政府于1994年正式拉開分稅制改革序幕。一方面，將所有的稅種劃分為中央稅、地方稅和共享稅三類，并明確規(guī)定了中央和地方政府稅收分享規(guī)則。具體而言，中央稅包括關稅、消費稅、央企和外企所得稅等；地方稅包括地方企業(yè)所得稅、房產(chǎn)稅和個人所得稅等；對于稅收比重較大的增值稅，作為共享稅在中央與地方政府間按比例分配(中央75%、地方25%)。另一方面，中央政府還建立了隸屬于自己的稅收系統(tǒng)以防止地方政府干擾中央稅和共享稅的征收。由此，國家稅收系統(tǒng)分設為國家稅務局(負責征收中央稅和共享稅)和地方稅務局(負責征收地方稅)。國家稅務局和地方稅務局在省、市、縣三級均設有分支機構，其中國家稅務局系統(tǒng)在國家稅務總局的領導下實行垂直管理，每一級的國家稅務局直接對上一級部門負責，與地方政府并不存在隸屬關系，即地方政府無權干預任一級別國家稅務局的運行。而地方稅務局則由地方政府管理，包括機構設置、人員任命、運營資金的提供等。通過上述改革，地方政府對中央稅和地方稅的干預被最小化。

為增加額外稅收來支持1999年提出的“西部大開發(fā)戰(zhàn)略”，2002年中央政府推出了所得稅分享改革，將地方企業(yè)所得稅和個人所得稅轉為共享稅。通常來說，當一個稅種由地方稅轉變?yōu)楣蚕矶悤r，其征管機構理應也由地方稅務局轉變?yōu)閲叶悇站?。但考慮到國地稅收系統(tǒng)為兩套獨立系統(tǒng)，企業(yè)的納稅信息由地方稅務局遷移至國家稅務局面臨諸多困難，中央政府對所得稅征管做出如下規(guī)定：2002年1月1日之后成立的企業(yè)，其所得稅由國家稅務局負責征收(2)政府原計劃將所有企業(yè)的企業(yè)所得稅征收轉交為國家稅務局。但由于國家和地方稅務局使用完全不同的稅收征管系統(tǒng)，轉移現(xiàn)有企業(yè)的稅收征管面臨諸多困難。因此，只有2002 年之后成立的新公司才被納入改革范圍。，老企業(yè)的所得稅仍由地方稅務局負責征收。需要特別注意的是，中央企業(yè)的所得稅一直由國家稅務總局進行征收。此外，考慮到港澳臺企業(yè)以及外資企業(yè)的特殊性，其所得稅也由國家稅務局進行征收。由此，根據(jù)企業(yè)所得稅征收機構的不同，中國企業(yè)大致可區(qū)分為兩大類，第一類為地稅局征收所得稅的企業(yè)，第二類為國稅局征收所得稅的企業(yè)。這一模式一直延續(xù)至2017年。

為進一步降低征納成本，提高征管效率，2018年中共中央辦公廳、國務院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《國稅地稅征管體制改革方案》，提出將國家稅務局和地方稅務局進行合并。至此，在經(jīng)歷了24年的分設后，國家稅務局和地方稅務局走向合并，此時企業(yè)所得稅全部由合并后的稅務局統(tǒng)一征收。從管理體制來看，合并后的稅務局在職權劃分上更接近于之前的國家稅務局，以國家稅務總局為主導，這使其常規(guī)運營受到地方政府的干擾較少，即合并后的稅務局的稅收征管獨立性得到了有效保障，且在局長異地交流等制度下，稅收征管獨立性會得到進一步加強(范子英、田彬彬，2016；田彬彬、谷雨，2018)。

通過梳理上述制度背景可知，此前地方稅務局由于缺乏稅收征管獨立性，在地方政府的干預下會放松稅收征管，這導致了向地方稅務局繳納所得稅的企業(yè)存在較嚴重的征納問題。2018年的國地稅合并改革使得稅收執(zhí)法機構的獨立性明顯增強，這對原先向地方稅務局繳納所得稅的企業(yè)產(chǎn)生了極大影響。相反，由于國家稅務局本身在改革之前就具有較高的稅收征管獨立性，此前在國稅局繳納所得稅的企業(yè)則不會受到此次改革的影響。這一制度影響差異為本文采用雙重差分方法提供了良好的準自然實驗環(huán)境。

(二)理論分析

正如前文所述，國地合并合后稅務局的稅收征管獨立性得到明顯提高，減少了地方政府干擾，稅收征管力度加強。毫無疑問，在此背景下，企業(yè)的避稅動機與避稅程度都會顯著降低，進而企業(yè)的實際稅收負擔增加。對于此前向地方稅務局繳納所得稅的企業(yè)而言，其在國地合并之前往往面臨更為寬松的稅收征管環(huán)境，實際稅負也相對較低(范子英、趙仁杰，2020)。因為地方政府在稅收競爭的激勵下，不僅提供各種隱性的稅收優(yōu)惠，甚至還會默許企業(yè)逃避國家稅務局的稅收監(jiān)管(Cai and Treisman，2004；唐飛鵬、葉柳兒，2020)。如范子英、田彬彬(2013)發(fā)現(xiàn)相對于受國家稅務局征管的企業(yè)，受地方稅務局征管的企業(yè)的避稅程度更高。相反，對于向國家稅務局繳納所得稅的企業(yè)而言，其存在征納問題的可能性較小，原因在于國家稅務局的運營采取垂直管理模式，地方政府通過干預稅收執(zhí)法“藏富于民”的做法難以實施。此外，局長異地交流等制度也避免了人員長期屬地固定帶來的“關系稅”和“人情稅”(田彬彬、谷雨，2018)。在國地稅合并之后，新型稅務局在職權劃分上更接近于之前的國家稅務局，且在管理體制上以國家稅務總局為主導，即新型稅務局具有較高的稅收征管獨立性。因此，此前向地方稅務局納稅的企業(yè)享受隱性稅收優(yōu)惠或被放任逃稅的情況將不復存在，并且會面臨空前的執(zhí)法力度。相反，此前一直在國家稅務局繳納所得稅的企業(yè)則不會受此次機構合并的影響。概言之，國地稅合并之后，之前向地方稅務局納稅的企業(yè)的實際稅負會上升。

給定國地稅合并會致使這類企業(yè)的實際稅負上升，那么其債務融資規(guī)模也可能隨之上升，其背后的作用邏輯可從兩個不同的角度進行解釋。一方面，債務稅盾理論認為，由于債務的利息支出可以在稅前進行扣除，企業(yè)有動機通過增加債務規(guī)模來最大化債務利息的稅前抵扣效應，以降低企業(yè)成本支出(Modigliani and Miller，1963；Haugen and Senbet，1981；王素榮、張新民，2006)。大量稅收相關的實證研究為該理論提供了經(jīng)驗證據(jù)(Gordon and Lee，2001；王躍堂等，2010；王偉同等，2020)。因此，當國地稅合并導致企業(yè)稅收負擔增加時，企業(yè)管理層會更傾向于提高債務水平以獲取更大的債務稅盾價值，借以規(guī)避國地稅合并帶來的稅收負擔，本文將這一機制稱之為債務稅盾效應假說。另一方面，國地稅合并促使企業(yè)債務規(guī)模上升不必然是債務稅盾效應驅動，也可能是流動性約束效應。既有研究發(fā)現(xiàn)，實際稅負高的企業(yè)留存于企業(yè)內(nèi)部的稅后現(xiàn)金流低于實際稅負低的企業(yè)。因此，為了滿足生產(chǎn)、經(jīng)營和投資等系列活動的現(xiàn)金流，實際稅負高的企業(yè)具有更高的外部融資需求，即表現(xiàn)為更高的債務規(guī)模(Law and Mills，2015；Edwards et al.，2015；劉行等，2017)。由此，當國地稅合并導致企業(yè)實際稅負增加時，為緩解稅收負擔帶來的流動性約束，企業(yè)有動機增加債務融資規(guī)模，本文將這一機制稱之為流動性約束效應假說。

基于上述分析，無論是出于獲取債務利息的稅前抵扣價值的考慮，還是基于緩解流動性約束的目的，在國地稅合并的背景之下企業(yè)均有動機增加債務融資規(guī)模。由此，本文提出如下幾個重點研究的問題：國地稅合并是否及會對企業(yè)債務融資行為產(chǎn)生怎樣的影響？國地稅合并通過何種機制影響了企業(yè)債務融資行為？債務稅盾效應還是流動性約束效應？抑或是兩者皆有？

三、計量模型、變量和數(shù)據(jù)

(一)計量模型

為考察國地稅合并對企業(yè)債務融資決策的影響，本文將2018年國地稅合并改革視為一項準自然實驗，構建了如下的雙重差分模型：

(1)

在上式中，下標i和下標t分別代表企業(yè)和時期；被解釋變量Debt表示企業(yè)的債務規(guī)模；Treat和Post分別表示處理變量和政策沖擊變量。X代表一系列企業(yè)層面的控制變量，依次包括企業(yè)規(guī)模、盈利能力、企業(yè)年齡、企業(yè)成長性、股權集中度、托賓Q值和固定資產(chǎn)占比等。進一步地，為排除不隨時間變化的企業(yè)固有特征以及宏觀經(jīng)濟因素對參數(shù)估計的影響，本文還控制了個體固定效應μi和時間固定效應γt。

在計量模型(1)中，核心解釋變量Treat×Post的估計系數(shù)α1是本文的關注重點，其反映了實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)在2018年國地稅合并之后的債務規(guī)模差異。若α1顯著為正，說明相對于對照組企業(yè)，實驗組企業(yè)的債務規(guī)模在國地稅合并之后顯著上升；反之，若α1顯著為負，則說明相對于對照組企業(yè)，實驗組企業(yè)的債務規(guī)模在國地稅合并之后顯著下降。根據(jù)前文的理論分析，本文預期α1顯著為正。

(二)變量的定義及說明

結合既有研究，本文對變量的度量方式進行界定。首先，借鑒Rajan and Zingales(1998)、谷祺等(2006)的做法，采用債務總額的自然對數(shù)來度量企業(yè)的債務規(guī)模，同時采用債務總額與總資產(chǎn)的比值作為度量指標進行穩(wěn)健性檢驗。其次，對于處理變量Treat和政策沖擊變量Post，采用虛擬變量法進行度量。具體度量方式為：(1)如果企業(yè)原先在地稅局繳納所得稅，Treat賦值為1，否則賦值為0；(2)當樣本觀測值處于2018年及之后年份，Post賦值為 1，否則賦值為0。與以往研究的度量方式一致(Berk et al.，2010；劉曉光、劉元春，2019)，對于控制變量：企業(yè)規(guī)模Size、盈利能力Roa、企業(yè)年齡Age、企業(yè)成長性Growth、股權集中度Top1、托賓Q值Tobin和固定資產(chǎn)占比Fa，采用如下方式進行度量，詳細說明請見表1，此處不再贅述。

表1 控制變量的定義及說明

(三)樣本選擇和變量的描述性統(tǒng)計

為驗證前文提出的研究問題，本文選取滬深A股上市企業(yè)作為研究對象，時間跨度為2015—2020年。選擇這一區(qū)間的原因在于，國地稅合并發(fā)生在2018年，6年的時間跨度既可以兼顧樣本的充裕性和平衡性，還能避免因時間跨度過長引入其他政策沖擊帶來的混淆效應。本文使用的數(shù)據(jù)均來源于國泰安數(shù)據(jù)庫的公司研究模塊。在獲得初始數(shù)據(jù)之后，根據(jù)以往研究慣例，本文對數(shù)據(jù)進行了如下預處理：(1)剔除金融類企業(yè)樣本；(2)剔除樣本區(qū)間內(nèi)所有的ST類企業(yè)樣本；(3)剔除財務數(shù)據(jù)缺失嚴重的企業(yè)樣本；(4)剔除所有資不抵債的企業(yè)樣本。此外，為排除數(shù)據(jù)中異常值對參數(shù)估計的干擾，本文對所有連續(xù)變量進行前后各1%水平的縮尾處理。

表2匯報了變量的描述性統(tǒng)計結果。從表2的全樣本描述性統(tǒng)計結果可知，企業(yè)的債務規(guī)模Debt的均值為21.1789，標準差為1.6886，這表明企業(yè)間的債務規(guī)模存在一定差異。處理變量Treat的均值為0.2884，這意味著樣本中實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)分別占28.84%和71.16%。政策沖擊變量Post的均值為0.5554，這表明政策沖擊前后的樣本大約各占一半。其他變量的描述性統(tǒng)計未見異常，可大致排除異常值對參數(shù)估計的干擾。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結果分析

(一)基準回歸結果

為考察稅收征管獨立性對企業(yè)債務融資決策的影響，本文基于計量模型(1)對全樣本進行了回歸，結果見表3。其中，第(1)列僅控制了個體固定效應和時間固定效應，本文關注的交互項(Treat×Post)估計系數(shù)顯著為正，這表明相較于對照組企業(yè)，實驗組企業(yè)的債務規(guī)模在國地稅合并之后顯著增加。考慮到企業(yè)規(guī)模、年齡以及盈利能力等企業(yè)特征變量也會直接影響企業(yè)的債務融資決策，本文在第(2)—(3)列逐步納入了控制變量?；貧w結果顯示，交互項的估計系數(shù)仍然顯著為正。另外，考慮到時間序列相關性和異方差可能會對估計結果造成影響，在第(4)列中本文對回歸系數(shù)的標準差在企業(yè)層面進行聚類調(diào)整。觀察結果可知，交互項的估計系數(shù)仍然顯著為正。進一步，以第(4)列為例對估計結果的經(jīng)濟顯著性進行闡述。給定交互項的估計系數(shù)為0.0714，這表明在國地稅合并之后，實驗組企業(yè)的債務規(guī)模較于對照組企業(yè)提升了7.14%。由此可見，稅收征管獨立性確實能夠促使企業(yè)增加債務融資。

表3 基準回歸結果

需要指出的是，本文的邏輯起點是國地稅合并會影響企業(yè)的避稅行為，進而影響企業(yè)其他財務決策行為，如投資、并購及融資等。事實上，在前文的理論分析部分，本文也明確提出國地稅合并會給企業(yè)造成流動性約束進而促進企業(yè)債務融資，其背后的邏輯是：國地稅合并會提高企業(yè)實際稅負，即企業(yè)避稅減少。由此，要確保表3基準回歸所得結論成立，還需進一步驗證國地稅合并是否確實會減少企業(yè)的避稅行為。借鑒Zimmerman(1983)、范子英、趙仁杰(2020)的方法，本文采用實際稅負作為企業(yè)避稅程度的代理變量。具體而言，以所得稅費用與營業(yè)收入的比值Tax1作為被解釋變量進行回歸。進一步，本文還構建了兩個指標用于穩(wěn)健性檢驗，分別為：Tax2=(應繳所得稅-遞延所得稅負債)/營業(yè)收入；Tax3=(應繳所得稅-遞延所得稅負債)/利潤總額。表4匯報了回歸結果。可以發(fā)現(xiàn)，無論是以哪種方式來度量企業(yè)的實際稅負，交互項的估計系數(shù)均為正值，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗，這些結果可以充分說明，國地稅合并改革確實會減少企業(yè)的避稅行為，具體表現(xiàn)為企業(yè)的實際稅負上升。

表4 國地稅合并與企業(yè)實際稅負

(二)債務稅盾效應和流動性約束效應的識別

根據(jù)前文的理論分析可知，國地稅合并促使企業(yè)增加債務融資存在兩種截然不同的影響機制，包括債務稅盾效應和流動性約束效應。理論上來講，如果債務稅盾效應占據(jù)主導地位，那么企業(yè)將更傾向于進行計息的銀行貸款融資，因為利息支出的稅盾效應可以減少企業(yè)的所得稅支出。因此，可以通過考察國地稅合并對企業(yè)銀行貸款規(guī)模的影響區(qū)分兩種機制。借鑒前期文獻的做法(李歡等，2018)，本文以銀行貸款總額的自然對數(shù)Loan作為被解釋變量，隨后進行回歸分析，結果如表5第(1)—(2)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交互項的估計系數(shù)均未通過10%水平的顯著性檢驗，這說明國地稅合并之后，企業(yè)的銀行貸款規(guī)模并未顯著上升，從而否定了債務稅盾效應機制，間接表明流動性約束效應機制可能占據(jù)主導地位。

為驗證流動性約束效應的存在，本文進一步考察了國地稅合并對企業(yè)商業(yè)信用規(guī)模的影響。既有文獻指出，當企業(yè)面臨嚴重的流動性約束時，增加商業(yè)信用融資是一種有效的應對之策(王彥超、林斌，2008)。由此可以推斷，國地稅合并之后，企業(yè)避稅難度增加導致企業(yè)稅后現(xiàn)金流下降，此時企業(yè)將增加商業(yè)信用來緩解流動性約束?；诖耍疚慕梃b陳勝藍、馬慧(2018)的做法，采用應付賬款、應付票據(jù)和預收賬款之和的自然對數(shù)來作為商業(yè)信用TC的度量指標，回歸結果見表5第(3)—(4)列。不難看出，無論采取何種模型設定方式，交互項的估計系數(shù)均為正值，且至少通過了10%水平的顯著性檢驗，這些結果充分說明國地稅合并之后，企業(yè)的商業(yè)信用規(guī)模顯著上升，從而確認了流動性約束效應機制的存在。結合表5第(1)—(2)列的結果可知，國地稅合并影響企業(yè)債務融資決策的核心作用機制在于流動性約束效應而非債務稅盾效應。

表5 銀行貸款VS商業(yè)信用

(三)流動性約束效應再驗證

前文發(fā)現(xiàn)，國地稅合并影響企業(yè)債務融資決策的核心作用機制在于流動性約束效應而非債務稅盾效應。然而，這一結論成立還有一個重要前提：國地稅合并會給企業(yè)帶來流動性約束。因此，接下來本文將對流動性約束效應進行再驗證。

首先，本文直接檢驗了國地稅合并如何影響企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流。如果國地稅合并會導致實驗組企業(yè)稅費支出增加進而帶來流動性約束效應，那么政策效果應該直接體現(xiàn)在企業(yè)當期經(jīng)營現(xiàn)金流層面。表6第(1)列匯報了國地稅合并對企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流的回歸結果。不難發(fā)現(xiàn)，交互項的估計系數(shù)為-0.0171，且通過了1%水平的顯著性檢驗，這一結果表明國地稅合并對企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流形成了負向沖擊。其次，本文從整體層面考察了國地稅合并對企業(yè)融資約束的影響。一方面，根據(jù)預防性儲蓄理論可知，當企業(yè)面臨嚴重的融資約束時，企業(yè)會持有更多現(xiàn)金以保證未來的流動性?；谶@一邏輯，國地稅合并帶來的流動性約束效應理應會促使企業(yè)增加現(xiàn)金持有。據(jù)此，本文采用貨幣資金與總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)現(xiàn)金持有的度量指標并進行回歸，結果見表6第(2)列。觀察結果可知，交互項的估計系數(shù)顯著為正，這說明國地稅合并之后，企業(yè)的現(xiàn)金持有增加，從而證實了流動性約束效應。另一方面，既有文獻指出，企業(yè)面臨的融資約束越嚴重，現(xiàn)金持有-現(xiàn)金流敏感度越強(Almeida et al.，2004)。如果流動性約束效應成立，企業(yè)的現(xiàn)金持有-現(xiàn)金流敏感度在國地稅合并之后理應上升?；谶@一思路，本文采用企業(yè)現(xiàn)金持有增量ΔCash作為被解釋變量，并將經(jīng)營現(xiàn)金流與核心解釋變量交乘，以構建三重交互項Cflow×Treat×Post進行回歸，結果見于表6第(3)列?？梢钥闯?，三重交互項的估計系數(shù)顯著為正，這一結果說明國地稅合并顯著強化了企業(yè)的現(xiàn)金持有-現(xiàn)金流敏感度。最后，本文考察了國地稅合并對企業(yè)資本支出的影響。通常來說，當企業(yè)面臨流動性約束，其資本支出理應會有所減少。據(jù)此，參考Gary et al.(2009)、靳慶魯?shù)?2015)的方法，本文采用購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金的差值表示企業(yè)資本支出Inv(采用企業(yè)總資產(chǎn)進行標準化)，回歸結果見表6第(4)列。觀察結果可知，交互項的估計系數(shù)顯著為負，這說明國地稅合并顯著降低了企業(yè)的資本支出水平。綜上可知，國地稅合并確實會給企業(yè)帶來流動性約束。

表6 流動性約束效應再驗證

(四)平行趨勢檢驗

雙重差分方法的應用前提是平行趨勢假設，即實驗組和對照組要存在共同變動趨勢。具體到本文，即是在國地稅合并改革(2018年)之前，實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的債務規(guī)模變化趨勢保持平行。此外，新政策從出臺到落地通常需要一段時間，需要確認政策的實施效果是否存在滯后效應。針對上述問題，本文采用事件研究法對國地稅合并改革的動態(tài)效應進行評估，用于檢驗平行趨勢并確認改革政策發(fā)揮作用的具體時點。借鑒Jacobson et al.(1993)和Chen et al.(2018)的做法，本文以政策沖擊前一年(即2017年)為基期構建了年度虛擬變量Yeart并將其與處理變量Treat交乘，構建如下計量模型：

(2)

上式中，θt刻畫了國地稅合并改革在第t年對企業(yè)債務規(guī)模的實際影響，其他變量的定義與計量模型(1)無差別。圖1匯報了交互項的逐年估計系數(shù)及95%置信區(qū)間?？梢园l(fā)現(xiàn)，交互項的估計系數(shù)在2015—2017年未通過10%水平的顯著性檢驗，這表明實驗組和對照組的企業(yè)債務規(guī)模在國地稅合并改革之前不存在顯著差異，滿足平行趨勢假設。進一步，交互項的估計系數(shù)在2018—2020年顯著為正，這些結果說明國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的促進作用持續(xù)存在于政策實施當年以及隨后兩年。

圖1 動態(tài)效應分析

(五)穩(wěn)健性測試

為進一步確認表3基準回歸結果的可信度，本文分別從安慰劑檢驗、替換被解釋變量、改變模型設定方式以及改變研究樣本等多個維度進行了穩(wěn)健性測試。

安慰劑檢驗。盡管計量模型(1)控制了一系列企業(yè)特征變量及時間固定效應和個體固定效應，但是仍不可避免地會存在遺漏不可觀測因素的可能性。為排除這一干擾，本文借鑒Chetty et al.(2009)、劉貫春等(2021)的方法進行反事實估計。具體而言，將所有企業(yè)的處理變量數(shù)值構造一個備選矩陣，利用隨機抽樣技術將元素隨機分配到各企業(yè)，生成一個虛假的處理變量Treat_F，隨后將其與政策沖擊變量進行交乘，從而構造一個“虛假”的核心解釋變量Treat_F×Post。理論上講，構造出的“虛假”核心解釋變量與企業(yè)債務規(guī)模沒有任何關系，即其估計系數(shù)理應與零無顯著差異。為便于闡述原理，記計量模型(1)的解釋變量矩陣為X且估計系數(shù)矩陣為β。假定ε=γω+e，滿足E[X,ω]≠0且E[X,e]=0，即參數(shù)估計偏誤是由于遺漏了重要的不可觀測變量。此時，本文的估計結果可以表示為：

(3)

圖2 安慰劑檢驗

其他穩(wěn)健性測試。除了上述工作之外，本文還進行了一系列的穩(wěn)健性測試。首先，為檢驗不同的被解釋變量定義方式是否會影響基準結果，本文以債務總額與企業(yè)總資產(chǎn)的比值作為被解釋變量，重新回歸的結果報告于表7第(1)列。其次，實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的一些特征變量可能存在顯著差異，盡管本文在基準回歸中對這些變量進行了控制，但仍然無法完全排除兩組企業(yè)系統(tǒng)性差異對參數(shù)估計造成的影響。因此，為排除這一潛在干擾，本文采用PSM-DID的方法進行參數(shù)再估計。具體過程是，以基準回歸中的所有控制變量作為匹配變量進行1 ∶1匹配，為實驗組企業(yè)尋找對照組企業(yè)，根據(jù)匹配成果的樣本進行重新回歸，結果報告于表7第(2)列。再次，為檢驗不同的模型設定方式是否會影響基準結果，本文做了如下工作：①考慮到計量模型(1)中的控制變量較少考慮公司治理層面的指標，本文將以下三個變量納入計量模型(1)，分別是董事會規(guī)模(以董事會人數(shù)來度量)、兩職合一(以董事長是否兼任總經(jīng)理來度量)和獨立董事占比(以獨立董事人數(shù)與董事會總人數(shù)的比值來度量)，重新回歸的結果報告于表7第(3)列；②考慮到不同行業(yè)的時變差異(如產(chǎn)業(yè)政策、發(fā)展周期在不同時期的潛在差異)可能會對基準回歸結果造成影響，本文在計量模型(1)的基礎上納入行業(yè)-時間交互固定效應，回歸結果報告于表7第(4)列；③為排除企業(yè)初始特征的差異對基準回歸結果的潛在干擾，本文借鑒劉貫春等(2021)的方法，計算出企業(yè)規(guī)模、盈利能力、成長性、年齡、托賓Q值、固定資產(chǎn)占比和股權集中度等控制變量的事前均值(即2015—2017年)，并將其與時間趨勢的交互項納入計量模型(1)，回歸結果報告于表7第(5)列。最后，為檢驗改變研究樣本是否會影響基準結果，本文做了如下兩方面工作：①考慮到政策實施當年樣本可能存在雜音(葉永衛(wèi)、李增福，2020)，本文刪除了政策實施當年即2018年的樣本觀測值，結果報告于表7第(6)列；②為了增強實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)之間的可比性，以及保證樣本的對稱性，本文將非平衡面板轉化為平衡面板后重新回歸，結果報告于表7第(7)列。觀察表7的回歸結果，不難發(fā)現(xiàn)，與基準回歸結果相比，穩(wěn)健性測試的結果并未發(fā)生根本性改變。

表7 其他穩(wěn)健性測試

五、異質(zhì)性分析與進一步討論

(一)異質(zhì)性分析

根據(jù)前文研究結果可知，國地稅合并促使企業(yè)增加債務規(guī)模的核心機制在于流動性約束效應，為提供更多經(jīng)驗證據(jù)，進一步驗證該結論，本文接下來對國地稅合并與企業(yè)債務規(guī)模之間的關系進行細致的異質(zhì)性分析。

資金豐裕程度的重要性。國地稅合并之后，企業(yè)避稅難度增加，實際稅負上升意味著企業(yè)的支出成本上漲，進而對企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流產(chǎn)生負向沖擊。在此背景下，為緩解流動性約束，企業(yè)將增加債務融資。如果這一效應真實存在，那么國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的正向作用理應在資金豐裕程度較低的企業(yè)更為明顯。為驗證這一理論推斷，本文基于企業(yè)資金豐裕程度進行了分組估計。具體而言，首先，從所有制形式和融資約束兩個維度對企業(yè)的資金豐裕程度進行刻畫，這一做法背后邏輯在于：相對于非國有企業(yè)和高融資約束企業(yè)，國有企業(yè)和低融資約束企業(yè)的融資渠道更為豐富多樣，尤其是國有企業(yè)憑借著其政治優(yōu)勢可以享受更多政策扶持，因而其資金豐裕程度相對較高。然后，根據(jù)企業(yè)所有制將企業(yè)分為非國有企業(yè)和國有企業(yè)；根據(jù)融資約束SA指數(shù)(3)借鑒Hadlock and Pierce(2010)的做法，SA指數(shù)的計算公式為：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。其中，SA指數(shù)越大，企業(yè)融資約束越嚴重。，將中位數(shù)以上的企業(yè)視為高融資約束企業(yè)，中位數(shù)以下企業(yè)視為低融資約束企業(yè)。最后，依次進行分樣本回歸，結果報告于表8。觀察結果可知，交互項的估計系數(shù)在非國有企業(yè)和高融資約束企業(yè)顯著為正，但在國有企業(yè)和低融資約束企業(yè)未通過10%水平的顯著性檢驗，并且前者系數(shù)遠大于后者。這些結果表明，國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的促進作用在資金豐裕程度較低的企業(yè)更為凸顯。

表8 基于企業(yè)資金豐裕程度的分組檢驗

成本轉嫁能力的重要性。稅費支出作為企業(yè)一項重要的成本支出，如果企業(yè)具有較強的成本轉嫁能力，可以將這項成本支出部分轉嫁給消費者或經(jīng)銷商，那么國地稅合并帶來的流動性約束效應理應會更弱。換言之，國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的促進作用在成本轉嫁能力較弱的企業(yè)中更為明顯。為驗證這一理論推斷，本文基于企業(yè)成本轉嫁能力進行了分組估計。既有文獻指出，企業(yè)的成本轉嫁能力與企業(yè)所處地區(qū)的人均收入水平以及所屬行業(yè)的競爭程度緊密相關，高人均收入水平地區(qū)的企業(yè)和高競爭行業(yè)內(nèi)的企業(yè)，其成本轉嫁能力越弱(Chava et al.，2019；劉貫春等，2021)。有鑒于此，本文采用地區(qū)人均收入水平和行業(yè)競爭程度兩個維度刻畫企業(yè)的成本轉嫁能力，具體做法為：①直接將中西部地區(qū)的企業(yè)歸為成本轉嫁能力較強的企業(yè)，將東部地區(qū)的企業(yè)歸為成本轉嫁能力較弱的企業(yè)，這一做法的合理性在于：中國東西部經(jīng)濟發(fā)展不協(xié)調(diào)，較之東部地區(qū)，中西部的人均收入相對較低；②以赫芬達爾指數(shù)HHI度量企業(yè)所屬行業(yè)的競爭程度，將高競爭行業(yè)(即HHI位于中位數(shù)以下的行業(yè))內(nèi)的企業(yè)歸為成本轉嫁能力較弱的企業(yè)，將低競爭行業(yè)(即HHI位于中位數(shù)以上的行業(yè))內(nèi)的企業(yè)歸為成本轉嫁能力較強的企業(yè)。表9報告了基于企業(yè)成本轉嫁能力的分組檢驗結果。觀察回歸結果可知，交互項的估計系數(shù)在中西部地區(qū)企業(yè)中和行業(yè)競爭程度較高的企業(yè)中均為正值，且通過了1%水平的顯著性檢驗，并且估計系數(shù)明顯大于東部地區(qū)的企業(yè)和行業(yè)競爭程度較低的企業(yè)。這些結果充分表明，國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的促進作用在成本轉嫁能力較弱的企業(yè)中更為明顯。

表9 基于企業(yè)成本轉嫁能力的分組檢驗

(二)進一步討論

到目前為止，本文證實了2018年國地稅合并改革會通過強化流動性約束效應促使企業(yè)增加債務規(guī)模，但與此同時，企業(yè)整體經(jīng)營狀況會發(fā)生怎樣的變化仍不得而知。有鑒于此，本文接下來進一步討論2018年國地稅合并改革的其他經(jīng)濟后果。

理論上來說，流動性約束的存在會導致企業(yè)資源無法得到及時有效的配置，這可能會損害企業(yè)的經(jīng)營績效。例如，流動性約束會致使投資項目的資金無法及時到位甚至出現(xiàn)短缺，進而降低投資回報率。為此，本文分別以資產(chǎn)收益率Roa和利潤增長率Profit為被解釋變量，考察了國地稅合并對企業(yè)經(jīng)營績效的實際影響。結果如表10第(1)—(2)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，交互項的估計系數(shù)分別為-0.0137和-0.3217，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗，這些結果充分說明，國地稅合并改革的流動性約束效應導致企業(yè)的資產(chǎn)收益率和利潤增長率顯著下降。進一步地，國地稅合并改革的流動性約束效應還體現(xiàn)在企業(yè)的財務風險層面和股利分配層面。一般而言，如果國地稅合并改革的流動性約束效應會導致企業(yè)整體經(jīng)營狀況變差，那么企業(yè)的財務風險將增大、股利分配將減少。為了驗證這一推斷，本文借鑒張小茜、孫璐佳(2017)的方法，計算了企業(yè)的Zscore指數(shù)用以度量財務風險指數(shù)(4)財務風險指數(shù)的計算公式為：Zscore=6.56*X1+3.26*X2+6.72*X3+1.05*X4+3.25。其中，X1為營運資本與總資產(chǎn)的比值；X2為留存收益與總資產(chǎn)的比值；X3為息稅前利潤與總資產(chǎn)的比值；X4為所有者權益的賬面價值與總負債的比值。為便于解讀結果，本文對Zscore指數(shù)作相反數(shù)處理，此時值越大表示企業(yè)財務風險越大。，同時以是否分配股利Div的虛擬變量來度量企業(yè)的股利分配狀況，隨后將其作為被解釋變量進行回歸。結果如表10第(3)—(4)列所示，不難看出，對于企業(yè)的財務風險Zscore，交互項的估計系數(shù)顯著為正，說明國地稅合并導致企業(yè)的財務風險顯著上升；對于企業(yè)的股利分配Div，交互項的估計系數(shù)顯著為負，表明國地稅合并導致企業(yè)的股利分配顯著減少。

表10 進一步討論

由上述結果可知，國地稅合并改革的流動性約束效應會導致企業(yè)的整體經(jīng)營狀況變得更加糟糕，具體表現(xiàn)為企業(yè)的資產(chǎn)收益率和利潤增長率顯著下降、財務風險顯著上升以及股利分配顯著減少，從而制約了企業(yè)的發(fā)展速度。

六、結論與政策建議

作為企業(yè)一項重要的成本組成部分，稅收支出與企業(yè)的債務融資行為緊密相關。本文基于2018年國地稅合并這一重要的稅收征管體制改革，從征管獨立性的角度探究了國地稅合并對企業(yè)債務融資行為的影響，并進一步識別了其背后的核心作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：(1)相對于此前在國家稅務局繳納所得稅的企業(yè)，此次國地稅合并能夠顯著增加先前在地方稅務局繳納所得稅的企業(yè)的債務規(guī)模；(2)區(qū)分債務類型來看，國地稅合并未顯著增加具有利息稅盾效應的銀行貸款融資，而是顯著增加了不具有利息稅盾效應的商業(yè)信用融資，從而否定了債務稅盾效應假說，支持了流動性約束效應假說；(3)通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在非國有企業(yè)、高融資約束企業(yè)以及成本轉嫁能力較弱的企業(yè)中，國地稅合并對企業(yè)債務規(guī)模的促進作用更為凸顯；(4)進一步研究發(fā)現(xiàn)，國地稅合并會對企業(yè)的整體經(jīng)營狀況產(chǎn)生負面沖擊，具體表現(xiàn)為企業(yè)的經(jīng)營績效和股利分配顯著下降以及財務風險顯著上升。

結合前文的理論分析和上述的研究結論，本文所衍生的政策含義非常直接。一方面，由于新型稅務局的垂直管理模式提升了稅收執(zhí)法機構的征管獨立性進而顯著打擊了企業(yè)偷稅漏稅行為。因此，在今后的稅收征管體制改革中，應繼續(xù)推行垂直管理的運營模式，以提高稅收征管效率、規(guī)范企業(yè)納稅行為；另一方面，國地稅合并引致的流動性約束，增加了企業(yè)的債務融資需求并對企業(yè)的整體經(jīng)營產(chǎn)生了負面沖擊。這意味著政府在加強稅收征管、規(guī)范企業(yè)納稅行為的同時，應當打好政策“組合拳”，輔以適當?shù)臏p稅措施以及為企業(yè)提供融資便利，以避免流動性約束對企業(yè)的正常運營產(chǎn)生的不利影響。