稅收激勵(lì)、投資結(jié)構(gòu)偏向與企業(yè)價(jià)值

張　瑩　　王　雷

(1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，四川 成都 611130； 2.重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400045)

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稅收激勵(lì)、投資結(jié)構(gòu)偏向與企業(yè)價(jià)值

張瑩1王雷2

(1.西南財(cái)經(jīng)大學(xué) 財(cái)政稅務(wù)學(xué)院，四川 成都 611130； 2.重慶大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院，重慶 400045)

使用2002—2013年我國上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，并考察了股權(quán)性質(zhì)和地區(qū)差異的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：投資結(jié)構(gòu)偏向整體上并未對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生顯著影響，而稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)可以增加企業(yè)價(jià)值；稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)對企業(yè)價(jià)值的正向促進(jìn)作用僅存在于非國有和處于東部地區(qū)的企業(yè)中；2008年所得稅改革進(jìn)一步加強(qiáng)了稅收激勵(lì)對投資結(jié)構(gòu)價(jià)值效應(yīng)的影響。

稅收激勵(lì)；投資結(jié)構(gòu)；權(quán)益性投資；企業(yè)價(jià)值

隨著我國資本市場的快速發(fā)展，企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)也在逐漸改變，出現(xiàn)權(quán)益性投資偏向的現(xiàn)象。企業(yè)偏向權(quán)益性投資并不一定會形成現(xiàn)實(shí)的生產(chǎn)力，其規(guī)模不斷累積還有可能在長期吞噬實(shí)體經(jīng)濟(jì)(付文林 等，2014)。之前關(guān)于我國企業(yè)投資行為的研究多集中于企業(yè)固定資產(chǎn)投資決策問題，從公司治理(姜付秀 等，2009)、政府控制(辛清泉 等，2007)、融資約束(童盼 等，2005)等視角分析了企業(yè)固定資產(chǎn)投資效率問題。也有文獻(xiàn)關(guān)注了我國企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)偏向問題，郝穎等(2011)從政府干預(yù)的角度、郝穎等(2012)基于終級股東自利動機(jī)、趙靜等(2013)基于地方政府GDP競爭動機(jī)考察了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)分布及其對投資績效的影響。然而，關(guān)于稅收對我國企業(yè)投資特別是投資結(jié)構(gòu)的影響，卻未得到足夠重視。雖然付文林等(2014)分析了稅收激勵(lì)對企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的影響，但并未闡述其經(jīng)濟(jì)后果。

基于上述分析，本文旨在回答如下問題：一是稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向是否影響企業(yè)價(jià)值；二是上述影響在不同股權(quán)性質(zhì)和不同地區(qū)的企業(yè)中是否存在差異；三是2008年的所得稅改革是否會影響上述關(guān)系。本文的貢獻(xiàn)可能在于：從稅收激勵(lì)的視角考察企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值效應(yīng)，有助于豐富企業(yè)投資決策方面的文獻(xiàn)；實(shí)證檢驗(yàn)稅收激勵(lì)下企業(yè)投資行為及其后果，有助于深化稅收和企業(yè)財(cái)務(wù)行為方面的研究。此外，研究結(jié)論對我國國有企業(yè)改革和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型政策的制定和執(zhí)行具有借鑒意義，同時(shí)也為企業(yè)投資決策提供了一定的導(dǎo)向作用。

一、相關(guān)文獻(xiàn)評述

(一)稅收與企業(yè)投資

在實(shí)際經(jīng)濟(jì)運(yùn)行中，企業(yè)的投資決策是一個(gè)極為復(fù)雜且受到多重因素影響的過程，其中稅收政策等外部因素的沖擊就引起了學(xué)者們的關(guān)注。關(guān)于稅收與投資關(guān)系的理論分析始于Jorgenson(1963)、Hall et al.(1967)發(fā)展的新古典投資理論(Neoclassical Investment Theory)，他們指出資本使用成本受實(shí)際利率、稅率和資本折舊率等影響。之后，Lucas(1967)提出投資的“Q理論”，其在資本模型中加入了內(nèi)部和外部調(diào)整成本。有研究對稅收和企業(yè)投資的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，較有代表性的包括Hall et al.(1967)使用1929—1963年美國數(shù)據(jù)的研究、Cummins et al.(1996)分析OECD國家所得稅改革對投資的影響等。

近年來，我國學(xué)者也開始關(guān)注稅收對企業(yè)投資的影響。行偉波(2012)檢驗(yàn)了稅收因素如何影響社會投資數(shù)量；萬華林等(2012)分析了稅制改革對公司投資決策的影響；劉行等(2013)從避稅代理觀的視角考察了企業(yè)避稅活動對投資效率的影響；付文林等(2014)考察了稅收激勵(lì)對企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：企業(yè)投資支出具有偏向權(quán)益性投資的傾向，稅收激勵(lì)會對企業(yè)投資產(chǎn)生激勵(lì)效應(yīng)，且對權(quán)益性投資的激勵(lì)程度顯著大于固定資產(chǎn)投資。

(二)企業(yè)投資決策與企業(yè)價(jià)值

企業(yè)價(jià)值是企業(yè)未來創(chuàng)造的預(yù)期財(cái)富的現(xiàn)值，反映了企業(yè)預(yù)期的獲利能力和成長能力，主要受企業(yè)未來收益及投資者要求回報(bào)率的影響(Ohlson，1995)。企業(yè)的投資決策將影響公司未來收益，進(jìn)而作用于企業(yè)價(jià)值(McConnell et al.，1985)。然而，企業(yè)投資并不能在新古典的完美市場均衡條件下，自動實(shí)現(xiàn)效率改進(jìn)與結(jié)構(gòu)優(yōu)化，其資本的投向、規(guī)模及其形成資產(chǎn)的價(jià)值，不僅受企業(yè)所有權(quán)控制模式和資產(chǎn)屬性的影響(Shleifer et al.，1989；Stein，2001)，還因政府行為、法治水平等公司治理外部環(huán)境的差異而不同(Shleifer et al.，1997；La Porta et al.，2008)。因此，分析企業(yè)投資決策對價(jià)值的影響不能與外部制度環(huán)境和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)隔離開來。

從我國實(shí)際出發(fā)，一些研究考察了股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)投資效率和價(jià)值的影響，如：楊華軍等(2007)、廖冠民等(2014)對國有企業(yè)過度投資和承擔(dān)政策性負(fù)擔(dān)的分析；郝穎等(2011)、趙靜等(2013)指出政府對企業(yè)投資取向的干預(yù)將從規(guī)模和結(jié)構(gòu)兩方面損害投資效率。我國區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場化進(jìn)程存在的較大差異為檢驗(yàn)外部治理環(huán)境的影響提供了天然的實(shí)驗(yàn)場，與此相關(guān)的研究表明：良好的企業(yè)外部治理環(huán)境有利于優(yōu)化企業(yè)投資決策，進(jìn)而提高企業(yè)價(jià)值(劉行 等；2013；郝穎 等，2011；趙靜 等，2013；郝穎 等，2014)。

綜上，不難發(fā)現(xiàn)：已有研究更多是關(guān)注固定資產(chǎn)投資問題，而對企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的考察相對較少；有關(guān)稅收對企業(yè)投資決策和投資結(jié)構(gòu)偏向影響的研究未受到足夠關(guān)注；付文林等(2014)缺乏對稅收激勵(lì)下企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向經(jīng)濟(jì)后果的考察。為此，本文基于我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型期制度環(huán)境和企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)存在的差異，分析稅收激勵(lì)引致的企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)稅收激勵(lì)與企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值效應(yīng)

企業(yè)權(quán)益性投資的快速增長，與我國現(xiàn)行稅收制度、信貸資金配置結(jié)構(gòu)異化等存在很大關(guān)聯(lián)(付文林 等，2014)：一方面，我國企業(yè)按照注冊地進(jìn)行納稅申報(bào)，在財(cái)政分權(quán)體制下，地方政府為了確保本地財(cái)政收入往往具有稅收競爭的動機(jī)，在企業(yè)來本地投資時(shí)其會要求企業(yè)建立具有法人資格的子公司，從而表現(xiàn)為股權(quán)投資規(guī)模增加。而作為擁有壟斷資源審批權(quán)限的地方政府，也會主動提供相應(yīng)的優(yōu)惠，如低價(jià)提供土地資源或給予稅收優(yōu)惠等，誘致企業(yè)設(shè)立子公司以獲取相應(yīng)的壟斷資源，進(jìn)而增加股權(quán)投資規(guī)模。另一方面，我國對企業(yè)權(quán)益性投資提供了一定的稅收優(yōu)惠政策。雖然稅法規(guī)定企業(yè)權(quán)益性投資以投資人獲取的股息、紅利所得等形式征稅，但也規(guī)定對因權(quán)益性投資而產(chǎn)生的關(guān)聯(lián)投資收益實(shí)行免稅。在此制度背景下，作為理性人的企業(yè)管理者不僅有增加投資總規(guī)模的動機(jī)，也存在稅收激勵(lì)下增加股權(quán)投資規(guī)模的傾向。那么，稅收激勵(lì)下的投資結(jié)構(gòu)偏向是否會影響企業(yè)價(jià)值呢？

現(xiàn)有研究指出信息不對稱引發(fā)的經(jīng)理人逆向選擇、道德風(fēng)險(xiǎn)(Myers et al.，1984)和代理沖突(Jensen et al.，1976)是決定投資能否帶來價(jià)值增加的重要方面。由此，本文認(rèn)為投資結(jié)構(gòu)向權(quán)益性投資傾斜并不必然影響企業(yè)價(jià)值，這源于經(jīng)理人動機(jī)上的差異：如果經(jīng)理人出于理性考慮，通過增加權(quán)益性投資實(shí)現(xiàn)業(yè)務(wù)多元化和規(guī)模效應(yīng)，則會增加企業(yè)價(jià)值；如果經(jīng)理人增加權(quán)益性投資是出于構(gòu)建“帝國”的機(jī)會主義動機(jī)，則會導(dǎo)致投資效率下降，損害企業(yè)價(jià)值。

同樣地，在稅收激勵(lì)下，企業(yè)增加權(quán)益性投資也并不必然增加企業(yè)價(jià)值，可以從上述兩種稅收激勵(lì)的不同結(jié)果來進(jìn)行分析。一是，稅法規(guī)定的稅收優(yōu)惠會引導(dǎo)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的偏向，這種偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值將產(chǎn)生影響。一方面，稅法規(guī)定的稅收優(yōu)惠可以給企業(yè)帶來實(shí)實(shí)在在的好處，由此可能直接增加企業(yè)收入，從而提高企業(yè)價(jià)值；另一方面，由于稅收優(yōu)惠增加了企業(yè)可用的現(xiàn)金流量，從而可能加劇過度投資，或?yàn)榻?jīng)理人構(gòu)建“帝國”等非效率投資提供資金支持，最終導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值下降。

二是，地方政府出于稅收競爭而給予稅收減免等優(yōu)惠，并不一定能增加企業(yè)價(jià)值。地方政府為了保證本地財(cái)政收入往往具有進(jìn)行稅收競爭的動機(jī)，在企業(yè)來本地投資時(shí)會要求企業(yè)建立具有法人資格的子公司(付文林 等，2014)。企業(yè)為了獲取壟斷資源，也會配合地方政府的要求，從而表現(xiàn)為股權(quán)投資規(guī)模的增加。這也會帶來兩種結(jié)果：其一，地方政府提供稅收優(yōu)惠等吸引股權(quán)投資后，會讓企業(yè)承擔(dān)相應(yīng)的政策性負(fù)擔(dān)，這會降低企業(yè)整體的經(jīng)營效率(劉斌 等，2015)；其二，如果此時(shí)恰逢企業(yè)對外擴(kuò)張，相應(yīng)的稅收優(yōu)惠便可以直接增加企業(yè)的收益，因?yàn)闊o論是否存在稅收優(yōu)惠，企業(yè)都需要進(jìn)行異地?cái)U(kuò)張，這時(shí)借助稅收優(yōu)惠帶來的投資增加便可能提升企業(yè)價(jià)值。

整體而言，很難確定稅收激勵(lì)帶來的投資結(jié)構(gòu)偏向是增加還是減少企業(yè)價(jià)值，為此本文提出如下競爭性假設(shè)：

假設(shè)1a：保持其他條件不變，稅收激勵(lì)下的投資結(jié)構(gòu)偏向會增加企業(yè)價(jià)值；

假設(shè)1b：保持其他條件不變，稅收激勵(lì)下的投資結(jié)構(gòu)偏向會降低企業(yè)價(jià)值。

(二)稅收激勵(lì)、股權(quán)性質(zhì)與投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值效應(yīng)

就我國而言，國有企業(yè)與民營企業(yè)的投資行為存在著諸多差異，從而決定了投資的價(jià)值效應(yīng)也存在較大差別。首先，不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)進(jìn)行投資的動機(jī)不同。我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)時(shí)期特殊的財(cái)政分權(quán)體制和地方官員考評體制導(dǎo)致地方政府會極力通過其對地方國有企業(yè)的控制和干預(yù)來加大投資，進(jìn)而擴(kuò)大地方國有企業(yè)的規(guī)模。而作為聯(lián)接產(chǎn)權(quán)的紐帶，權(quán)益性投資對于迅速整合資源、擴(kuò)張企業(yè)規(guī)模具有十分顯著的效果(郝穎 等，2011)。但規(guī)模擴(kuò)張并不一定能帶來效益增加，這可能緣于國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)。廖冠民等(2014)指出：地方政府在設(shè)計(jì)國有企業(yè)高管晉升機(jī)制時(shí)引入政策性負(fù)擔(dān)指標(biāo)，盡管政府和高管都能從中獲益，企業(yè)也可以獲得一定的政治優(yōu)惠，但卻無法彌補(bǔ)經(jīng)濟(jì)效率的下降，最終導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值受損。而非國有企業(yè)無需主動承擔(dān)政策性任務(wù)，其經(jīng)營行為均以價(jià)值最大化為目標(biāo)，相比國有企業(yè)，民營企業(yè)的投資效率更高。其次，股權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)受到的融資約束也不同。雖然，我國進(jìn)行了一系列改革以硬化國有企業(yè)的預(yù)算約束，改善其經(jīng)營業(yè)績，但并沒有完全消除國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)，從而未能從根本上解決預(yù)算軟約束問題(林毅夫 等，2004)。同時(shí)，國有企業(yè)面臨的融資約束較小，這為其擴(kuò)大投資規(guī)模提供了資金支持。非國有企業(yè)卻很難以較低的成本獲取足夠的資金來滿足投資需求，由此帶來的融資約束一定程度上會抑制企業(yè)將資金運(yùn)用到無效率投資項(xiàng)目，進(jìn)而提高了投資效率，增加了企業(yè)價(jià)值。最后，關(guān)于企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向問題，考慮到不同類型的投資對GDP增長貢獻(xiàn)等方面存在差異，地方政府有動機(jī)干預(yù)國有企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)，從規(guī)模和結(jié)構(gòu)分布兩方面損害了投資效率(郝穎 等，2011；趙靜 等，2013)。

國有企業(yè)和非國有企業(yè)的這些差異，導(dǎo)致企業(yè)在面臨諸如稅收激勵(lì)時(shí)，其投資決策及由此給企業(yè)帶來的價(jià)值提升也存在很大差別。但整體而言，民營企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)偏向更可能與市場機(jī)制相匹配，也更可能是從企業(yè)價(jià)值出發(fā)的，從而更可能帶來價(jià)值增加。為此，本文提出與假設(shè)1對應(yīng)的兩個(gè)假設(shè)：

假設(shè)2a：保持其他條件不變，企業(yè)的非國有性質(zhì)會加強(qiáng)稅收激勵(lì)下投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值增加效應(yīng)；

假設(shè)2b：保持其他條件不變，企業(yè)的非國有性質(zhì)會減弱稅收激勵(lì)下投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值損害效應(yīng)。

(三)稅收激勵(lì)、地區(qū)差異與投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值效應(yīng)

企業(yè)投資決策及其價(jià)值效應(yīng)也會受政府行為、法治水平、市場競爭等公司治理外部環(huán)境的影響(Shleifer et al.，1997；La Porta et al.，2008)。我國各地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場化進(jìn)程存在的較大差異為檢驗(yàn)上述理論提供了天然的實(shí)驗(yàn)場。一方面，良好的外部治理環(huán)境有利于優(yōu)化企業(yè)投資決策，進(jìn)而提高企業(yè)價(jià)值(郝穎 等，2011；劉行 等，2013；趙靜 等，2013)；另一方面，良好的政府質(zhì)量也強(qiáng)化了政策執(zhí)行效果。由此，本文推斷：在我國東部地區(qū)，較高的市場化程度、較低的政府干預(yù)和較好的法制環(huán)境等，以及較高的政策執(zhí)行度，有助于緩解企業(yè)投資偏離價(jià)值最大化的程度，從而提升企業(yè)價(jià)值。為此，本文提出：

假設(shè)3a：保持其他條件不變，稅收激勵(lì)下投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值增加效應(yīng)在東部地區(qū)更明顯；

假設(shè)3b：保持其他條件不變，稅收激勵(lì)下投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值損害效應(yīng)在東部地區(qū)更不明顯。

三、研究設(shè)計(jì)與樣本選擇

(一)研究設(shè)計(jì)

根據(jù)本文的研究邏輯，實(shí)證檢驗(yàn)將涉及三個(gè)問題：稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向是否影響企業(yè)價(jià)值；投資結(jié)構(gòu)偏向和企業(yè)價(jià)值的關(guān)系在不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中是否存在差異；不同地區(qū)的企業(yè)之間，其投資結(jié)構(gòu)偏向與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系是否不同。由此，本文的研究思路如下：

第一，借鑒姜付秀等(2011)的企業(yè)價(jià)值模型，并在其中加入稅收激勵(lì)、投資結(jié)構(gòu)偏向及兩者的交乘項(xiàng)，以考察稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向是否影響企業(yè)價(jià)值，具體模型為：

(1)

其中，Tobin Q為企業(yè)價(jià)值的代理變量，計(jì)算公式為：Tobin Q=公司市場價(jià)格/公司重置成本=(年末每股價(jià)格*年末流通股股份+年末每股凈資產(chǎn)*年末非流通股股份+年末負(fù)債合計(jì))/年末總資產(chǎn)。

Invest_Stru為企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的代理變量。按照付文林等(2014)，將企業(yè)投資區(qū)分為固定資產(chǎn)投資和權(quán)益性投資兩大類，其中，固定資產(chǎn)投資是指企業(yè)為購買固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金，權(quán)益性投資指企業(yè)為取得除現(xiàn)金等價(jià)物以外的交易性金融性資產(chǎn)、持有到期投資、可供出售金融資產(chǎn)而支付的現(xiàn)金，該指標(biāo)來自現(xiàn)金流量表中的“投資支付的現(xiàn)金”。本文使用權(quán)益性投資/固定資產(chǎn)投資作為衡量企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向的指標(biāo)，該指標(biāo)越大，說明向權(quán)益性投資偏向的程度越高。

ETR為企業(yè)實(shí)際所得稅稅率，用于表示企業(yè)面對的稅收激勵(lì)大小?？紤]到目前企業(yè)固定資產(chǎn)投資和權(quán)益性投資的納稅待遇差別主要在利潤分配環(huán)節(jié)，因而，本文參考付文林等(2014)，僅考慮企業(yè)所得稅。借鑒吳聯(lián)生(2009)，本文同時(shí)使用如下兩個(gè)方法計(jì)算企業(yè)實(shí)際所得稅稅率：ETR1=所得稅費(fèi)用/稅前會計(jì)利潤；ETR2=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/稅前會計(jì)利潤。這兩個(gè)指標(biāo)值越小，說明企業(yè)實(shí)際稅率越低，即企業(yè)面臨的稅收激勵(lì)程度越高。Invest_Stru*ETR表示兩者的交乘項(xiàng)，說明稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的影響。

為控制其他因素的影響，本文在模型(1)中加入如下控制變量：Size代表企業(yè)規(guī)模，為年末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率，等于總負(fù)債/總資產(chǎn)；Growth表示企業(yè)的成長性，用主營業(yè)務(wù)收入增長率代替；CR1為第一大股東持股比例；Indep為董事會獨(dú)立性，等于獨(dú)立董事數(shù)量/董事會總規(guī)模；Dual為兩職分離，當(dāng)董事長和CEO非同一人擔(dān)任時(shí)取值1，否則為0；MSP為高管持股，等于高管持股總數(shù)/總股本；ROA為企業(yè)盈利能力，用總資產(chǎn)收益率表示；Invest分別表示企業(yè)的固定資產(chǎn)投資(Fixed_Invest)和權(quán)益性投資(Equity_Invest)的水平，使用固定資產(chǎn)投資/總資產(chǎn)和權(quán)益性投資/總資產(chǎn)表示；M表示上市公司所在省份的市場化指數(shù)。同時(shí)，我們還控制了行業(yè)和年度效應(yīng)。本文使用面板固定效應(yīng)模型運(yùn)行模型(1)，并重點(diǎn)考察Invest_Stru*ETR的符號及顯著性。

第二，為了考察股權(quán)性質(zhì)和企業(yè)所處地區(qū)差異對上述關(guān)系的影響，本文進(jìn)一步將所有樣本作如下劃分：一是按照企業(yè)實(shí)際控制人性質(zhì)將樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組；二是按照企業(yè)注冊地將企業(yè)分為東部地區(qū)組和中西部地區(qū)組*本文對東、中、西部地區(qū)的劃分按照國家統(tǒng)計(jì)局的標(biāo)準(zhǔn)：東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南11個(gè)省(市、自治區(qū))，其余省份劃為中西部地區(qū)。。在此基礎(chǔ)上，分別運(yùn)行模型(1)，并比較Invest_Stru*ETR的系數(shù)在各組間的顯著性及符號的差異。

(二)樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選擇2002—2013年的A股非金融業(yè)上市公司作為初始樣本，之所以從2002年開始，是考慮到2002年中央和地方開始實(shí)行對所得稅收入的分成。借鑒吳聯(lián)生(2009)，并結(jié)合本文所要考察的問題，我們對初始樣本進(jìn)行如下篩選：(1)剔除稅前會計(jì)利潤小于等于0的樣本，這是因?yàn)槎惽袄麧櫺∮诘扔?，ETR指標(biāo)將無法計(jì)算或計(jì)算的值存在異常；(2)剔除ETR大于1或小于0的樣本，這是為了防止異常值對分析結(jié)論產(chǎn)生影響；(3)剔除連續(xù)數(shù)據(jù)不足兩年的樣本，主要考慮到面板固定效應(yīng)回歸的穩(wěn)健性；(4)剔除研究所需數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終，本文共獲得16132個(gè)公司-年的觀測值。

本文所使用的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，實(shí)際控制人性質(zhì)取自色諾芬(CCER)數(shù)據(jù)庫。市場化指數(shù)的來自樊綱等(2011)，由于各地區(qū)的市場化指數(shù)在短期內(nèi)不會發(fā)生較大改變，為此本文使用2009年的值作為2010年及之后年份的替代。為了減少異常值對回歸結(jié)果的影響，我們還對除ETR之外的連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。

四、實(shí)證分析

(一)變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表1　變量的描述性統(tǒng)計(jì)

表2　主要變量的相關(guān)系數(shù)

注：表中為Pearson相關(guān)系數(shù)；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

表1為變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從中可見：上市公司Tobin Q的均值(中位數(shù))為1.777(1.423)，標(biāo)準(zhǔn)差為1.059，結(jié)合最小值和最大值的差距可知，各企業(yè)間市場價(jià)值的差距較為明顯。企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向(Invest_Stru)的均值為2.165，說明平均而言我國上市公司權(quán)益性投資比固定資產(chǎn)投資在規(guī)模上要大，標(biāo)準(zhǔn)差為8.607和最大值為67.242也說明不同企業(yè)間的差距較大。企業(yè)實(shí)際所得稅稅率ETR1(ETR2)的均值為0.212(0.228)，表明上市公司存在一定程度的稅收優(yōu)惠，其最大值和最小值分別為0.993(0.999)與0，主要是因?yàn)槲覀儎h除了實(shí)際所得稅稅率大于1和小于0的樣本。

各主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)報(bào)告在表2中，可以發(fā)現(xiàn)：Invest_Stru與Tobin Q之間顯著正相關(guān)，說明企業(yè)投資向權(quán)益性投資偏向能增加企業(yè)價(jià)值；表示稅收激勵(lì)的兩個(gè)變量ETR1、ETR2與Tobin Q之間顯著負(fù)相關(guān)，這表明企業(yè)實(shí)際所得稅稅率越低，企業(yè)價(jià)值越高；ETR1、ETR2與Invest_Stru之間顯著負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)實(shí)際所得稅稅率越低，企業(yè)權(quán)益性投資偏向的程度越高，這與付文林等(2014)的研究結(jié)論一致。

(二)稅收激勵(lì)、投資結(jié)構(gòu)偏向與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的回歸結(jié)果

表3　稅收激勵(lì)、股權(quán)投資偏向與企業(yè)價(jià)值

注：t值已根據(jù)公司個(gè)體進(jìn)行聚類調(diào)整(Cluster)；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表4　主要變量在國有和非國有組間的差異檢驗(yàn)

注：差異檢驗(yàn)分別使用均值的T檢驗(yàn)和中位數(shù)的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)，差異檢驗(yàn)欄報(bào)告的是相應(yīng)的t值或z值；***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

表3為稅收激勵(lì)、股權(quán)投資偏向與企業(yè)價(jià)值關(guān)系的回歸結(jié)果。從中可見：首先，Invest_Stru的系數(shù)在四個(gè)回歸中均為正，但都不顯著，說明整體而言，權(quán)益性投資偏向的程度并未對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生顯著影響；ETR1和ETR2的系數(shù)在四個(gè)回歸中都為負(fù)，但均不顯著。其次，本文重點(diǎn)關(guān)注的變量，ETR1*Invest_Stru和ETR2*Invest_Stru的回歸系數(shù)均為負(fù)，且都在10%水平上顯著，這說明稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向顯著地增加了企業(yè)價(jià)值，假設(shè)1a得到證實(shí)。

(三)按股權(quán)性質(zhì)分組的回歸結(jié)果

為了考察企業(yè)股權(quán)性質(zhì)在對上述關(guān)系的影響，本文按照企業(yè)實(shí)際控制人的性質(zhì)將樣本劃分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組。首先，運(yùn)用單變量分析考察主要變量在兩組之間的差異，結(jié)果報(bào)告在表4中。從中不難看出，國有企業(yè)的樣本數(shù)量為9741，占總樣本的60.38%；而主要變量在兩組之間存在顯著的差別：與非國有企業(yè)組相比，國有企業(yè)實(shí)際所得稅稅率(ETR1和ETR2)的均值和中位數(shù)均較高，Tobin Q的均值和中位數(shù)均較低，權(quán)益性投資結(jié)構(gòu)偏向(Invest_Stru)的均值較低而中位數(shù)較高。

為更清楚地說明稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的影響在兩組間的差距，分別使用國有和非國有組的樣本運(yùn)行模型(1)，結(jié)果報(bào)告在表5中，其中，第(1)和(2)列報(bào)告的是國有企業(yè)組的運(yùn)行結(jié)果，第(3)和(4)列報(bào)告的是非國有企業(yè)組的運(yùn)行結(jié)果。從中可見，在國有企業(yè)組中，ETR1*Invest_Stru和ETR2*Invest_Stru的回歸系數(shù)均為負(fù)，但都不顯著；而在非國有企業(yè)組中，無論是ETR1*Invest_Stru還是ETR2*Invest_Stru的回歸系數(shù)均為負(fù)，且都達(dá)到10%的顯著性水平。這說明在不同股權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中，稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的影響存在顯著差異，在存在稅收激勵(lì)的情況下，僅有非國有企業(yè)的權(quán)益性投資偏向才能增加企業(yè)價(jià)值，這與假設(shè)2a一致。

表5　按股權(quán)性質(zhì)分組回歸的結(jié)果

注：t值已根據(jù)公司個(gè)體進(jìn)行聚類調(diào)整(Cluster)；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

表6　主要變量在東部地區(qū)和中西部地區(qū)間的差異檢驗(yàn)

注：差異檢驗(yàn)分別使用均值的T檢驗(yàn)和中位數(shù)的Wilcoxon秩和檢驗(yàn)，差異檢驗(yàn)欄報(bào)告的是相應(yīng)的t值或z值，***、**、*分別表示顯著性水平為1%、5%和10%。

(四)按地區(qū)分組的回歸結(jié)果

本文按照國家統(tǒng)計(jì)局公布的地區(qū)分類標(biāo)注將全部企業(yè)按照注冊地分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)。已有研究指出，我國東部地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平總體水平較高，市場化程度、法治水平較高，政府對企業(yè)的干預(yù)程度相對較低，企業(yè)的外部治理環(huán)境較優(yōu)。同樣地，我們首先考察各變量在東部和中西部地區(qū)間的差異，具體結(jié)果報(bào)告在表6中。整體而言，東部地區(qū)上市公司所占的比重占絕對優(yōu)勢(約占64.05%)，企業(yè)價(jià)值(Tobin Q)在地區(qū)間的差異并不顯著，而東部地區(qū)的Invest_Stru和所得稅實(shí)際稅率(ETR1和ETR2)的均值和中位數(shù)均顯著高于中西部地區(qū)。

進(jìn)一步，分別在東部地區(qū)和中西部地區(qū)樣本中運(yùn)行模型(1)，結(jié)果列示于表7中，其中，第(1)和(2)列報(bào)告的是東部地區(qū)樣本組的回歸結(jié)果，第(3)和(4)列報(bào)告的是中西部地區(qū)樣本組的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，在東部地區(qū)樣本中，ETR1*Invest_Stru 和ETR2*Invest_Stru的回歸系數(shù)均為負(fù)，且分別達(dá)到10%和5%的顯著性水平，這說明稅收激勵(lì)引致下的投資結(jié)構(gòu)偏向顯著地增加了企業(yè)價(jià)值；但在中西部地區(qū)樣本中，兩者的回歸系數(shù)均不顯著，說明在稅收激勵(lì)下的投資結(jié)構(gòu)偏向并未增加企業(yè)價(jià)值。上述結(jié)果與假設(shè)3a相一致。

表7　按地區(qū)分組的回歸結(jié)果

注：t值已根據(jù)公司個(gè)體進(jìn)行聚類調(diào)整(Cluster)；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(五)進(jìn)一步考慮2008年所得稅改革的影響

2008年的所得稅改革可能通過影響企業(yè)實(shí)際所得稅稅率，進(jìn)而影響稅收的激勵(lì)作用。為此，本文設(shè)置所得稅改革的虛擬變量(Reform)，當(dāng)樣本處于2002—2007年間時(shí)，Reform取值0；當(dāng)處于2008—2013年間時(shí)，Reform取值1。在此基礎(chǔ)上，將Reform與ETR* Invest_Stru進(jìn)行交乘，考察其系數(shù)的符號及顯著性。為了簡便起見，本文只報(bào)告了以ETR1作為稅收激勵(lì)代理變量的回歸結(jié)果(以ETR2為代理變量的回歸結(jié)果與此類似)，具體見表8：(1)ETR1*Invest_Stru的系數(shù)在總樣本、非國有企業(yè)組和東部地區(qū)組中均在10%的水平上顯著為負(fù)，這表明在考慮所得稅改革的影響后，上文的分析結(jié)果未發(fā)生變化；(2)Reform*ETR1的系數(shù)在總樣本、非國有企業(yè)組和東部地區(qū)中均在10%的水平上顯著為負(fù)，說明所得稅改革進(jìn)一步加強(qiáng)了非國有企業(yè)和東部地區(qū)稅收激勵(lì)對企業(yè)價(jià)值的正向影響；(3)Reform*ETR1*Invest_Stru的回歸系數(shù)在總樣本、非國有企業(yè)組中均在5%的水平上顯著為負(fù)，表明所得稅改革之后，稅收激勵(lì)引致的非國有企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的正向影響得到顯著增強(qiáng)。該系數(shù)在中西部地區(qū)中也在10%水平上顯著為負(fù)，表明所得稅改革之后，稅收激勵(lì)對投資結(jié)構(gòu)偏向和企業(yè)價(jià)值的關(guān)系在中西部地區(qū)的企業(yè)中發(fā)生了變化。

2008年的所得稅改革之所以促進(jìn)了稅收激勵(lì)對投資結(jié)構(gòu)效率的影響，原因可能在于：一是2008年的所得稅改革對不同類型企業(yè)的所得稅率的影響不同，但整體而言，降低了平均所得稅率，這可能進(jìn)一步增加稅收激勵(lì)下投資結(jié)構(gòu)偏向的價(jià)值效應(yīng)；二是已有研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)所得稅改革促進(jìn)了企業(yè)資本投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化(李嘉明 等，2007)。而所得稅改革的激勵(lì)效應(yīng)在中西部地區(qū)的影響更大，可能緣于中西部地區(qū)對稅收激勵(lì)政策更加敏感(李成，2008)。

表8　考慮2008年稅收改革影響的回歸結(jié)果

注：t值已根據(jù)公司個(gè)體進(jìn)行聚類調(diào)整(Cluster)；***、**、*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。

(六)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證文中結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行了如下的穩(wěn)健性測試：

(1)借鑒付文林等(2014)的做法，一是利用上市公司稅收返還數(shù)據(jù)代替ETR，重復(fù)文中的回歸，相關(guān)結(jié)果未發(fā)生顯著變化；二是只使用制造業(yè)樣本重復(fù)文中的回歸，以控制生產(chǎn)技術(shù)和行業(yè)結(jié)構(gòu)變化對回歸結(jié)果的影響，結(jié)果亦未發(fā)生顯著變化。

(2)采用不同的企業(yè)價(jià)值代理變量，我們使用經(jīng)行業(yè)調(diào)整的Tobin Q，即Tobin Q/行業(yè)Tobin Q的中位數(shù)，來代替文中的Tobin Q，重復(fù)文中的回歸，結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。

(3)改變實(shí)際所得稅率的計(jì)算方法，我們參考吳聯(lián)生(2009)，使用其他兩種方法計(jì)算的實(shí)際所得稅稅率替換文中的ETR1和ETR2，分別為：ETR3=所得稅費(fèi)用/(稅前會計(jì)利潤-遞延所得稅費(fèi)用/法定稅率)，ETR4=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/(稅前利潤- 遞延稅款變化額/法定稅率)。在此基礎(chǔ)上，重復(fù)文中相關(guān)檢驗(yàn)，結(jié)果也未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化。

(4)考慮增值稅轉(zhuǎn)型對文中結(jié)果的影響。我們采取了兩種處理辦法：一是刪除增值稅轉(zhuǎn)型涉及的樣本(包括試點(diǎn)地區(qū)的樣本)，重復(fù)文中檢驗(yàn)，結(jié)果未發(fā)生實(shí)質(zhì)變化；二是直接加入增值稅轉(zhuǎn)型變量，使用雙重差分法(DID)檢驗(yàn)增值稅轉(zhuǎn)型是否影響企業(yè)的投資結(jié)構(gòu)偏向。為了考察的方便，我們僅使用制造業(yè)樣本實(shí)施上述檢驗(yàn)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，增值稅轉(zhuǎn)型并未影響企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向。由此可以認(rèn)為，即使考慮增值稅轉(zhuǎn)型的影響，文中的結(jié)論仍然成立。

綜上可知，本文的研究結(jié)論是穩(wěn)健和可靠的。

五、結(jié)論與政策建議

本文使用2002—2013年我國上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向與企業(yè)價(jià)值的關(guān)系，并考察了股權(quán)性質(zhì)和地區(qū)差異的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向整體上并未對企業(yè)價(jià)值產(chǎn)生顯著影響，但考慮稅收激勵(lì)因素后，由稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向會顯著增加企業(yè)價(jià)值；(2)結(jié)合股權(quán)性質(zhì)和地區(qū)差異的分析表明，上述正面效應(yīng)僅僅存在于非國有和東部地區(qū)的上市公司中；(3)結(jié)合2008年所得稅改革的分析發(fā)現(xiàn)，2008年所得稅改革進(jìn)一步加強(qiáng)了稅收激勵(lì)對企業(yè)價(jià)值的正面促進(jìn)作用，在非國有企業(yè)樣本中，所得稅改革還增強(qiáng)了稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的促進(jìn)作用，但所得稅改革之后，在中西部地區(qū)，稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向?qū)ζ髽I(yè)價(jià)值的正面影響得到加強(qiáng)。

本文結(jié)論表明，我國整體上的稅收改革思路是正確的，稅收激勵(lì)確實(shí)能增加企業(yè)價(jià)值，而且2008年的所得稅改革進(jìn)一步加強(qiáng)了這一正面效應(yīng)。但將企業(yè)投資結(jié)構(gòu)偏向納入分析框架后，上述結(jié)論在股權(quán)性質(zhì)和地區(qū)制度環(huán)境不同的情況下存在明顯差異，國有企業(yè)和中西部地區(qū)的樣本中，稅收激勵(lì)引致的投資結(jié)構(gòu)偏向并未帶來企業(yè)價(jià)值的增加。本研究不僅有利于進(jìn)一步了解稅收與企業(yè)投資的關(guān)系，也能夠?yàn)槠髽I(yè)的投資決策和政府部門的相關(guān)工作提供重要的借鑒。據(jù)此，我們提出如下建議：一是落實(shí)民營企業(yè)的稅收優(yōu)惠政策，增加對民營企業(yè)的投資激勵(lì)，同時(shí)規(guī)范對國有企業(yè)的稅收激勵(lì)政策；二是中西部地區(qū)的政府和企業(yè)應(yīng)積極加強(qiáng)基礎(chǔ)制度建設(shè)，同時(shí)借鑒發(fā)達(dá)省份的先進(jìn)經(jīng)驗(yàn)，進(jìn)一步優(yōu)化對企業(yè)稅收激勵(lì)的政策措施；三是不斷深化國有企業(yè)改革，推進(jìn)混合所有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展，把競爭激勵(lì)效果更好、投資效率更高的民營資本引入國有資本領(lǐng)域。

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(責(zé)任編輯張建軍)

Tax Incentives, Deviations of Investment Structure and Firm Value

ZHANG Ying1WANG Lei2

(1. School of Public Finance and Taxation, Southwestern University of Finance and Economics, Chengdu 611130;2. School of Economics and Business Administration, Chongqing University, Chongqing 400045)

This paper empirically studies the relation between deviations of investment structure caused by tax incentives and firm value, and the impact of ownership property and regional difference by using China′s A-share listed firms during the year 2002-2013. The results indicate that deviations of investment structure does not affect the firm value on the whole, while the deviations of investment structure caused by tax incentives increase the enterprise value. However, the relationship exists only in corporates which are non-state and locate in the eastern region. Further studies combined with the 2008 tax reform show that this reform promotes the influence of tax incentives on valve effect of investment structure.

tax incentives; investment structure; equity investment; firm value

2015-09-16

張瑩(1985--)，女，甘肅天水人，西南財(cái)經(jīng)大學(xué)財(cái)政稅務(wù)學(xué)院博士生。

中央高校基本科研業(yè)務(wù)費(fèi)研究項(xiàng)目“資本利得稅的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究”(JBK1407045)。

F275

A

1001-6260(2016)05-0136-11

王雷(1981--)，男，安徽宿州人，重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院博士生。