李 彬,劉小梅,姚 瑤

(西安交通大學經濟與金融學院,陜西西安710061)

在資本結構理論的研究中,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構的關系[1-2]。然而從稅收征管層面來看卻忽略了兩個問題:其一,雖然實際稅率的變化會促使企業(yè)改變其債務水平從而獲得更大的稅盾收益,影響到債務政策的激進程度和企業(yè)資本結構的調整,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際稅率變動的影響[3],對實際稅率變化的分析存在著一定的片面性。在我國,稅收征管強度存在著地區(qū)差異,造成企業(yè)實際稅率不盡相同。那么,稅收征管是否影響到企業(yè)債務決策?其二,修正的MM理論、資本結構權衡理論和代理成本理論均認為最優(yōu)資本結構是存在的。為了實現(xiàn)最優(yōu)資本結構和企業(yè)價值最大化目標,企業(yè)將動態(tài)調整其實際資本結構,向最優(yōu)資本結構靠攏。那么,稅收征管強度的不同是否對企業(yè)資本結構調整產生影響?

稅收征管對企業(yè)債務決策和資本結構的影響是顯而易見的。理論上,稅收征管具有“賦稅效應”和“尋租效應”[4]。“賦稅效應”賦予了稅收征管部門依法向企業(yè)征稅的權利,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币馕吨髽I(yè)向稅收征管部門開展尋租活動,尋租成本構成了企業(yè)的隱性稅收支出。稅收征管的“賦稅效應”和“尋租效應”將增加企業(yè)財務負擔[5-6]和債務政策激進的可能性,造成實際資本結構與目標資本結構的偏離。實踐中,稅收征管工作的強化將呈現(xiàn)常態(tài)化和持續(xù)化特點。在我國經濟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,稅收征管工作的強化勢在必行。例如,2015年10月13日,中央全面深化改革領導小組第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和支柱。面對經濟下行和稅收增速放緩的境況,稅收征管工作的開展亟待強化。那么稅收征管所發(fā)揮的“賦稅效應”和“尋租效應”是否對企業(yè)債務政策激進性產生影響?在不同的稅收征管強度下,企業(yè)資本結構的調整速度是否存在差異、調整方式是否相同?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)債務政策激進性具有如下三方面影響:

其一,稅收的強制性賦予了稅收分享企業(yè)利潤的權利,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)通常選擇更為激進或冒險的方式來減少或規(guī)避損失。稅收征管的強化意味著企業(yè)非法或灰色的避稅活動將受到強烈約束和打擊,避稅空間大為壓縮,企業(yè)的稅收支出將明顯增加,更為激進的避稅方式成為企業(yè)的必然選擇。由于債務所產生的利息支出可以在稅前扣除,即債務能夠發(fā)揮稅盾效應(tax shield),從而為企業(yè)提供了更加隱蔽的避稅手段。因此,稅收征管的強化促使企業(yè)采用債務手段來合理避稅的動機更加強烈,也促使企業(yè)的債務政策更為激進。王躍堂等[1]檢驗了債務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)債務水平呈現(xiàn)顯著的正向關系,即伴隨著企業(yè)所得稅稅率的增加,企業(yè)的債務水平也提升了。

其二,稅收的“賦稅效應”意味著企業(yè)將以現(xiàn)金流量流出的方式繳納稅金。稅收征管的強化導致企業(yè)實際稅率的提升和稅收負擔的增加[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負擔。為了滿足企業(yè)的生產經營需要和擴大生產的投資需求,企業(yè)將提高債務水平,造成企業(yè)債務激進行為的發(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)金儲備而拓寬債務融資渠道、提高債務融資水平。

其三,由于稅收征管部門擁有獨一無二的稅收執(zhí)法權,企業(yè)為了獲取稅收利益,通過非生產性支出,向稅收征收管理部門開展尋租活動[10]。在稅收征管強化的情境下,稅收征收環(huán)節(jié)更為嚴密、稅收征收程序更為嚴格和規(guī)范。企業(yè)為了獲得尋租效應,需要額外支付更多的尋租成本、承受更多的潛在風險和不確定支出,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壓力的增大。

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

二、研究設計

(一)變量選擇與模型設定

1.稅收征管強度

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)國內生產總值比值(TAX/GDP)的預期值。然后,分別計算TAX/GDP的實際值與預期值的比值TAXG1、TAX/GDP的實際值與預期值的差值TAXG2,測度稅收征管強度。

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)的年度國內生產總值,IND1和IND2分別表示地區(qū)第一產業(yè)和第二產業(yè)年度生產總值,IMP和EXP分別表示地區(qū)年度進口總額和出口總額(采用平均匯率計算),μ表示隨機擾動項,a和t分別表示地區(qū)和年度。由于稅收征管強度存在著行業(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,增強稅收征管強度的可比性和準確性,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,表示稅收征管強度大(TAXE1、TAXE2取值為1),否則稅收征管強度小(TAXE1、TAXE2取值為0)。

2.債務政策激進性

通過計算上市公司實際資本結構與目標資本結構的差額來度量債務政策激進性(DAG),差額越大表示債務政策激進程度越高。

(1)實際資本結構(LEV):鑒于對稅盾效應的考慮,本文采用有息負債率來衡量實際資本結構[1],即實際資本結構等于有息債務與總資產的比值。有息債務等于一年內到期的非流動負債、長期借款、應付債券與短期借款之和。

(2)目標資本結構(GLEV):企業(yè)目標資本結構由公司特征、宏觀經濟和行業(yè)年度特征等多種因素共同決定。借鑒已有研究[14-15],目標資本結構模型設定如下:

GLEVit=α+βXit-1+vi

(2)

其中,GLEV表示目標資本結構,向量X是影響目標資本結構的因素集合,包括公司特征、宏觀經濟和其他因素。v表示隨機擾動項,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[14]。②債務擔保能力(DGA),用固定資產凈額與總資產的比值表示,企業(yè)的擔保能力越強,意味著資金籌措能力較強[16]。③非債務稅盾(NDT),用固定資產折舊與總資產的比值表示,權衡理論指出非債務稅盾對負債稅盾具有抵消效應,非債務稅盾越高的公司,其負債水平較低。④盈利能力(EAP),用息稅前利潤與總資產的比值表示,盈利能力越強,企業(yè)償債能力越強[17]。⑤股權集中度(EQS),用第一大股東持股比例表示,股權集中度的提高有利于緩解股東的“搭便車”行為,進而抑制管理層的非理性債務決策[18]。⑥成長能力(GOP),用股權市值與凈債務市值之和與總資產的比值表示,成長能力越強,市場對企業(yè)的前景預期較好,企業(yè)的舉債能力較強[18]。

宏觀經濟因素包括: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),用金融機構不良貸款余額的自然對數(shù)表示。③信貸總量(CAM),用金融機構人民幣貸款總額的自然對數(shù)表示。通常而言,宏觀經濟狀況較好時,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資本結構,以此應對部分學者對線性測算準確性的質疑。①非線性估計方法:采用面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型(Panel Data Fractional Response Model)估算目標資本結構[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表示影響目標資本結構的因素集合,包括公司特征、宏觀經濟和行業(yè)年度特征因素。借鑒帕普克(Papke)等[21]的研究,本文采用準極大似然法則進行估算。②線性估計方法:分別采用個體隨機效應模型、極大似然隨機效應模型和固定效應模型估計目標資本結構。本文依次采用上述方法來測算目標資本結構(GLEV),其中,GLEV1表示面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型下的目標資本結構,GLEV2、GLEV3和GLEV4分別表示個體隨機效應模型、極大似然隨機效應模型和固定效應模型下的目標資本結構。

(3)債務政策激進性(DAG):根據(jù)上述實際資本結構(LEV)和目標資本結構(GLEV),包括GLEV1、GLEV2、GLEV3和GLEV4的測算結果,可進一步計算債務政策激進性(DAG),即實際資本結構與目標資本結構的差額。由于目標資本結構有四種度量方式,因此債務政策激進性(DAG)的度量也有四種,DAG1、DAG2、DAG3和DAG4分別是基于面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型、個體隨機效應模型、極大似然隨機效應模型和固定效應模型計算目標資本結構后得到的債務政策激進性。其數(shù)值越高,表明實際資本結構偏離目標資本結構的程度越大,也意味著實際負債水平高于目標負債水平,企業(yè)的債務政策激進性程度越高。

3.模型設定

借鑒王亮亮等[22]的研究,本文構建模型(3)來檢驗稅收征管強度(TAXE)與債務政策激進性(DAG)之間的關系。

DAGit=γ+ξTAXEit-1+δZit-1+εit

(3)

其中,DAG表示債務政策激進性,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營運能力(TAR),用總資產周轉率表示,一般而言,營運能力越強,表明企業(yè)資產周轉狀況良好,其債務政策激進的程度較低。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)過度負債的可能性越小。③投資情況(INV),用資本投資額與總資產的比值表示,通常而言,伴隨著企業(yè)大規(guī)模的投資,負債數(shù)額增加,債務政策激進的程度較高。

外部審計因素包括:①審計質量(BIG4),如果采用國際四大會計師事務所標準,取值為1,否則為0。②審計意見類型(OPIT),如果標準無保留審計意見,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)生財務風險的可能性越低,債務激進的程度也越低[23]。

公司治理因素包括:①兩權分離情況(SEP),用控制權與所有權的差值表示。②兩權合一情況(DUAL),如果董事長兼任總經理,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政策激進性的影響可能存在著滯后效應,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度越大,債務政策激進程度越高,研究假設得到驗證。

(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)劃分標準對上市公司進行行業(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)務收入為負或者為零,以及所有者權益為負的樣本,由于其違背了會計的持續(xù)經營假設,在本文中予以剔除;(3)對數(shù)據(jù)缺失的樣本予以剔除。經過上述篩選程序,本文最終的觀測樣本數(shù)量為16 603個。

三、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結果如表1所示。(1)稅收征管TAXE1、TAXE2的均值依次為0.452和0.467,標準差依次為0.498和0.499,說明稅收征管的強度適中,但是稅收征管的離散程度較為明顯,地區(qū)之間的稅收征管強度不盡相同。(2)債務政策激進性DAG1、DAG2、DAG3和DAG4的均值依次為-0.100、0.006、0.007和-0.003,說明上市公司債務政策的激進程度不高,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政策激進程度差異明顯。(3)營運能力(TAR)的標準差為0.507,表明中國上市公司的營運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)的標準差為0.078,表明上市公司投資規(guī)模具有一定的差異。(6)審計質量(BIG4)、審計意見類型(OPIT)的均值依次為0.047和0.915,標準差分別為0.211和0.278,說明上市公司在審計質量、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所出具的標準無保留意見。(7)兩權分離情況(SEP)、兩權合一情況(DUAL)和交叉上市情況(CROS)的均值分別為0.051、0.185和0.068,標準差分別為0.078、0.388和0.252,表明大部分上市公司存在控制權大于所有權的情況,但是只有18.5%的上市公司存在董事長兼任總經理的狀況,且6.8%的上市公司實施了交叉上市。

表1 變量的描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

變量之間的相關性分析包括Pearson相關系數(shù)檢驗和Spearman等級相關系數(shù)檢驗。在Pearson相關系數(shù)檢驗中,TAXE1與DAG1、DAG2、DAG3和DAG4的相關系數(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政策激進性呈現(xiàn)顯著的正向關系。在Spearman等級相關系數(shù)檢驗中,稅收征管與債務政策激進性的相關關系仍然成立。需要關注的是,TAXE1與TAXE2之間的Pearson相關系數(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都是反映債務政策激進性的變量,盡管它們之間的相關系數(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,發(fā)現(xiàn)其他變量的方差膨脹因子的最大值遠小于10,對應的容忍度遠大于0.1,說明不存在嚴重的多重共線性現(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度(TAXE)與債務政策激進性(DAG)的關系,回歸分析結果如表2所示。從中可見,在TAXE1和TAXE2的回歸結果中,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,上市公司債務政策激進的程度更高。因此可以得出,稅收征管強度越大,上市公司的債務政策越激進。

在控制變量方面,營運能力(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,表明營運能力越強、現(xiàn)金流量充裕的企業(yè),其債務政策激進程度越小。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,其債務政策激進程度越大。審計質量(BIG4)、審計意見類型(OPIT)的回歸系數(shù)顯著為負,表明外部審計的監(jiān)督效率越高,企業(yè)的債務政策激進程度越小。兩權分離情況(SEP)、兩權合一情況(DUAL)的回歸系數(shù)依次顯著為正和負,表明公司治理對企業(yè)債務政策具有一定的影響。

表2 稅收征管強度對債務政策激進性的影響

注:(1)被解釋變量為債務政策激進性(DAG),其中,DAG1基于面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型計算,DAG2基于GLS隨機效應模型計算,DAG3基于極大似然隨機效應模型計算,DAG4基于固定效應模型計算。(2)TAXE表示稅收征管強度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標準誤均經過White異方差修正處理。(4)括號內為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

四、拓展性分析

(一)宏觀經濟狀況的影響

在研究稅收征管對企業(yè)債務政策激進性的關系以及對企業(yè)資本結構調整的影響時,企業(yè)所處的宏觀經濟環(huán)境是不可忽視的影響因素。眾所周知,2012年是我國經濟增速的分水嶺,2012年之前我國GDP增長較快,宏觀經濟處于高速發(fā)展階段。2012年及之后我國GDP增速普遍降低,宏觀經濟處于中高速增長階段。經濟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度將大為增加?？梢钥闯?稅收征管強度隨著宏觀經濟狀況的變化而不盡相同。因此,為了考察宏觀經濟狀況對研究結論的影響,我們將把樣本拆分為經濟高速增長階段(2012年之前)和經濟中高速增長階段(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政策激進性的關系。

在不同經濟增速下,稅收征管對上市公司債務政策激進性影響的實證分析結果如表3所示。經濟高速增長情形(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政策激進性具有顯著的正向影響。經濟中高速增長情形(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政策激進性仍舊具有顯著的正向影響。

表3 宏觀經濟狀況對稅收征管與債務政策激進性關系的影響

續(xù)表3

注:(1)被解釋變量為債務政策激進性(DAG),其中,DAG1基于面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型計算,DAG2基于GLS隨機效應模型計算,DAG3基于極大似然隨機效應模型計算,DAG4基于固定效應模型計算。(2)TAXE表示稅收征管強度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標準誤均經過White異方差修正處理。(4)括號內為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

為進一步檢驗稅收征管與上市公司債務政策激進性的關系在經濟高速增長(2012年之前)和經濟中高速增長(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)差異性進行檢驗。其對應的系數(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,相對于中國經濟高速發(fā)展階段(2012年之前),在經濟中高速發(fā)展階段(2012年及之后)中,稅收征管強度與企業(yè)債務政策激進性之間的正向關系更為強烈。也就是說,在經濟增長緩慢的情形下,稅收征管強度越大,企業(yè)債務政策激進性發(fā)生的可能性更高。這可能是因為在經濟增速較緩慢的時期,稅收征管部門迫于稅收壓力進一步強化稅收征管,企業(yè)為獲取債務稅盾效應,更容易發(fā)生債務政策激進行為。

(二)產權性質的影響

國有企業(yè)與非國有企業(yè)的經營管理活動存在著一定的差異。首先,在企業(yè)經營目標方面,相對于非國有企業(yè)而言,國有企業(yè)不僅承擔著國有資產保值、增值的任務,而且承載著更多的就業(yè)崗位保障、經濟和社會穩(wěn)定等社會責任目標[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政府部門來任命。政府部門對國有企業(yè)的管理者進行業(yè)績考核時,不僅關注企業(yè)的利潤數(shù)額,而且關注其納稅水平、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。因此,國有企業(yè)采用債務稅盾效應來合理避稅的動機相對較弱,稅收征管的強化對其債務政策激進性的影響有限。為了考察在不同的產權性質中稅收征管與企業(yè)債務政策激進性的關系是否存在差異,我們把樣本拆分為國有產權樣本和非國有產權樣本,進行對比分析。

產權性質對稅收征管與上市公司債務政策激進性關系的影響分析結果如表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政策激進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政策激進性呈現(xiàn)顯著的正向關系。

為進一步檢驗稅收征管與上市公司債務政策激進性的關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)差異性進行檢驗。其對應的系數(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,稅收征管強度與企業(yè)債務政策激進性之間的正向關系更為強烈。也就是說,伴隨著稅收征管強度的加大,非國有上市公司為獲取債務稅盾效應,更容易發(fā)生債務政策激進行為。

表4 產權性質對稅收征管與債務政策激進性關系的影響

續(xù)表4

注:(1)被解釋變量為債務政策激進性DAG,其中,DAG1基于面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型計算,DAG2基于GLS隨機效應模型計算,DAG3基于極大似然隨機效應模型計算,DAG4基于固定效應模型計算。(2)TAXE表示稅收征管強度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標準誤均經過White異方差修正處理。(4)括號內為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平顯著。

(三)稅收征管對資本結構調整速度和調整方式的影響分析

在上述分析中,本文采用了實際資本結構與目標資本結構的差值度量債務政策激進性。結果表明,隨著稅收征管強度的增大,上市公司的債務政策激進程度更高,即上市公司的實際資本結構偏離目標資本結構的程度越高。修正的MM理論、資本結構權衡理論和代理成本理論指出企業(yè)不僅存在著最優(yōu)資本結構,而且為了實際資本結構向最優(yōu)資本結構靠攏,促進企業(yè)價值最大化目標的實現(xiàn),企業(yè)將對資本結構進行動態(tài)調整。在本部分中,我們將揭示稅收征管與企業(yè)資本結構動態(tài)調整的關系,考察稅收征管強度對企業(yè)資本結構調整速度和調整路徑的影響。

1.稅收征管對資本結構調整速度的影響

(1)模型構建

基準模型。借鑒黃繼承等[14,26]的研究,構建資本結構調整速度的基準模型如下:

LEVit-LEVit-1=λ+ξ(GLEVit-LEVit-1)+εit

(4)

其中,LEVit-LEVit-1為資本結構趨向目標資本結構調整的幅度。目標資本結構(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)項和資本結構調整速度。鑒于調整成本的影響,資本結構調整通常是非完全狀態(tài)的調整[27],即0<ξ<1。

資本結構調整速度模型。將模型(2)與模型(4)相結合[19],得到資本結構調整速度模型如下:

LEVit=θ+(1-ξ)LEVit-1+ψZit-1+εit

(5)

擴展的基準模型。為了能夠研究稅收征管強度與資本結構調整速度的關系,在模型(5)的基礎上引入稅收征管強度,及其與資本結構的交互項TAXEit-1×LEVit-1,得到如下擴展的基準模型:

LEVit=φ+βTAXEit-1+(1-ξ)LEVit-1+

γTAXEit-1×LEVit-1+ψZit-1+εit

(6)

對模型(6)進行整理后,ξ-γTAXEit-1表示在引入稅收征管后的資本結構調整速度ξTAXE。根據(jù)模型(6),ξ介于0和1之間。稅收征管強度(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度大(TAXE=1)的情況下,其資本結構調整速度(ξTAXE=1)明顯小于在稅收征管強度小(TAXE=0)時的資本結構調整速度(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度大(TAXE=1)情況下的資本結構調整速度(ξTAXE=1)明顯大于在稅收征管強度小(TAXE=0)時的資本結構調整速度(ξTAXE=0),即ξTAXE=1>ξTAXE=0。

(2)實證結果

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

表5 稅收征管對資本結構調整速度影響的分析結果

注:(1)被解釋變量為滯后一期的實際資本結構(LEV)。(2)TAXE表示稅收征管強度,包括TAXE1和TAXE2。(3)回歸系數(shù)的標準誤均經過White異方差修正處理。(4)括號內為t值,*、**、***分別表示在10%、5%、1%水平上顯著。

2.稅收征管對資本結構調整方式的影響

(1)模型構建

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

表6 稅收征管對資本結構調整方式影響的分析結果

注:(1)被解釋變量為資本結構調整方式CSA。(2)TAXE表示稅收征管強度,包括TAXE1和TAXE2。(3)資本結構的調整方式(CSA),其中,CSA1基于面板數(shù)據(jù)分數(shù)響應模型計算,CSA2基于GLS隨機效應模型計算,CSA3基于極大似然隨機效應模型計算,CSA4基于固定效應模型計算。(4)回歸系數(shù)的標準誤均經過White異方差修正處理。(5)括號內為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度的公司而言,面臨高稅收征管強度的公司,其所有者權益的變化程度大于負債的變化程度,公司更傾向于采用權益方式調整資本結構。如果回歸系數(shù)ω顯著為負,則意味著相對于面臨低稅收征管強度的公司而言,面臨高稅收征管強度的公司更傾向于采用負債方式調整資本結構。

(2)實證結果

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構調整方式的關系,回歸結果如表6所示。在TAXE1的回歸結果中,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益調整方式調整資本結構。在TAXE2的回歸結果中,TAXE的回歸系數(shù)分別為0.024、0.025、0.025和0.025,對應的顯著性水平都是1%,表明相對于稅收征管強度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益調整方式調整資本結構。因此可以得出,稅收征管強度越大,上市公司更傾向于選擇權益方式調整資本結構。究其原因,稅收征管強度越大,企業(yè)債務政策的激進程度越高,為了實現(xiàn)最優(yōu)資本結構,企業(yè)則將增加權益、降低債務水平。

五、穩(wěn)健性檢驗

為了考察稅收征管變量不同的測度方式對研究結果的影響,本文采用變量替代法測試研究結果的穩(wěn)健性。(1)借鑒徐(Xu)等[11]的研究,基于模型(1),采用TAX/GDP的實際值與預期值的比值(TAXG1)、TAX/GDP的實際值與預期值的差值(TAXG2),度量稅收征管強度。(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度。經過上述替代測試,研究結果沒有發(fā)生顯著變化。

六、結論

本文在理論分析稅收征管對企業(yè)債務激進性影響的基礎上,以2003—2015年我國A股市場上市公司作為研究對象進行了實證檢驗。研究發(fā)現(xiàn),稅收征管強度對企業(yè)債務政策激進性存在著顯著的正向影響,即稅收征管強度越大,企業(yè)的債務政策越激進。此外,宏觀經濟狀況和產權性質分別對稅收征管與企業(yè)債務政策激進性的關系具有顯著的調節(jié)作用。相對于中國經濟高速發(fā)展階段而言,在經濟中高速發(fā)展階段中,稅收征管與企業(yè)債務政策激進性之間的正向關系更為強烈。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)債務政策激進性之間的正向關系更為強烈。進一步的研究還發(fā)現(xiàn),稅收征管對資本結構的動態(tài)調整影響顯著,稅收征管強度越大,企業(yè)資本結構調整的速度越慢。在資本結構的動態(tài)調整過程中,稅收征管強度越大,企業(yè)越傾向于通過權益調整的方式優(yōu)化資本結構。本文的研究不僅有助于將企業(yè)債務決策和資本結構動態(tài)調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”和“尋租效應”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。