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    企業(yè)避稅行為驅(qū)動實業(yè)金融化了嗎

    2022-03-16 05:45:44黃賢環(huán)
    關(guān)鍵詞:金融資產(chǎn)現(xiàn)金流實體

    黃賢環(huán),王 瑤

    (山西財經(jīng)大學(xué) 會計學(xué)院,太原 030006)

    一、引言

    伴隨全球經(jīng)濟下行和中國實體企業(yè)面臨的產(chǎn)能過剩、利潤下滑、投資回報周期較長等問題的出現(xiàn),實體企業(yè)將投資的視野逐步轉(zhuǎn)向了能夠在短期內(nèi)帶來高收益的金融和房地產(chǎn)等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域(杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018)[1~2]。最近,中國人民銀行調(diào)查統(tǒng)計司對5000戶工業(yè)企業(yè)2021年一季度財務(wù)狀況的調(diào)查數(shù)據(jù)就顯示:企業(yè)金融和房地產(chǎn)投資同比增長7.8%。這意味著在中國采取了一系列防范化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險的背景下,企業(yè)金融化的趨勢依然存在,并已成為中國發(fā)生系統(tǒng)性金融風(fēng)險的重要隱患,以及實現(xiàn)“六穩(wěn)”“六保”目標(biāo)的重要障礙。中國政府部門、中央領(lǐng)導(dǎo)人多次在重要場合和重要文件中強調(diào)“不走脫實向虛的路子”,而出于獲取管理權(quán)私利和控制權(quán)私利,高管和控股股東有動機進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資。因此,企業(yè)金融化是逐利動機下,第一類代理問題和第二類代理問題在投資活動上的重要體現(xiàn)。避稅行為則作為當(dāng)前企業(yè)普遍存在的一種行為。傳統(tǒng)的避稅代理觀從微觀層面著重考察了企業(yè)避稅對企業(yè)價值、投融資行為和公司治理效果等方面產(chǎn)生的影響(Kim et al.,2011;劉行和葉康濤,2013;Richardson et al.,2015;劉行和呂長江,2018)[3~6],以及審計師特征、內(nèi)部控制質(zhì)量、機構(gòu)投資者持股、會計信息質(zhì)量特征等對企業(yè)避稅的影響(王亮亮,2016;李青原和王露萌,2019)[7~8]。這些研究普遍認(rèn)為,企業(yè)避稅會提升企業(yè)的代理問題和信息不對稱程度,繼而影響到審計收費和企業(yè)投資效率,并最終影響企業(yè)價值。企業(yè)金融化水平則反映的是實體企業(yè)偏離主業(yè)對金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域的投資行為。那么企業(yè)避稅程度會對其金融化水平產(chǎn)生什么影響?進(jìn)一步地,這種影響的可能機制是什么?再者,內(nèi)部控制質(zhì)量、機構(gòu)投資者持股比例、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)等又是否會影響企業(yè)避稅程度與金融化水平的關(guān)系呢?回答以上問題,能夠為中國當(dāng)前“減稅降費”政策實施效果的提升,以及稅務(wù)部門進(jìn)行稅收監(jiān)管和抑制實體企業(yè)金融化趨勢提供微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。值得注意的是,以上文獻(xiàn)是以企業(yè)所得稅避稅為研究對象的,這主要是因為所得稅稅基存在較大操縱空間,而流轉(zhuǎn)稅稅基相對較明確,且近年來國家通過“金稅工程”對以增值稅為代表的流轉(zhuǎn)稅避稅進(jìn)行了較嚴(yán)格監(jiān)管;同時,考慮流轉(zhuǎn)稅數(shù)據(jù)相對較難獲取。借鑒以上企業(yè)避稅主流研究文獻(xiàn)的做法,本文所指的企業(yè)避稅行為專指企業(yè)所得稅的避稅行為。

    為回答以上問題,本文選擇2008—2017年中國滬深非金融和房地產(chǎn)行業(yè)樣本,實證分析企業(yè)避稅行為對其金融化水平的影響。研究結(jié)果表明,企業(yè)避稅行為驅(qū)動了實體企業(yè)金融化水平的提升,且主要是通過提升企業(yè)財富和代理成本的路徑實現(xiàn);進(jìn)一步研究表明,相對于內(nèi)部控制較弱的企業(yè)和非國有企業(yè),避稅行為會更加顯著地提升內(nèi)部控制質(zhì)量較好的企業(yè)和國有企業(yè)的金融化水平,然而機構(gòu)投資者持股的調(diào)節(jié)作用并不明顯。

    本文的研究貢獻(xiàn)在于:(1)已有文獻(xiàn)從審計師特征、內(nèi)部控制質(zhì)量、機構(gòu)投資者持股、會計信息質(zhì)量特征等方面對企業(yè)避稅的影響因素進(jìn)行了比較豐富的研究(王亮亮,2016;李青原和王露萌,2019)[7~8],同時,對企業(yè)避稅在企業(yè)投融資行為、公司治理、公司績效、審計師行為特征等方面的影響進(jìn)行了較深入研究(Kim et al.,2011;劉行和葉康濤,2013;Richardson et al.,2015;劉行和呂長江,2018)[3~6],但尚未有文獻(xiàn)考察企業(yè)避稅與金融化之間的關(guān)系。然而,深入探究企業(yè)避稅程度與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系,能夠深化企業(yè)避稅經(jīng)濟后果和金融化的影響因素研究,同時,對企業(yè)財務(wù)決策和稅收征管工作具有較好的借鑒意義,能夠為中國政府部門進(jìn)一步完善和實施稅收征管政策以及防范化解系統(tǒng)性重大風(fēng)險提供微觀層面證據(jù)。(2)將企業(yè)避稅的經(jīng)濟后果研究拓展到企業(yè)金融化水平上,并從企業(yè)避稅的“現(xiàn)金流效應(yīng)”“信息質(zhì)量效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”等方面,理論分析和實證檢驗了企業(yè)避稅對其金融化水平的影響。這有利于豐富“避稅代理觀”,并有助于更好地探究避稅對企業(yè)價值的影響路徑。(3)挖掘出企業(yè)避稅影響其金融化水平的路徑:企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度、企業(yè)避稅程度——代理成本——金融化程度。對企業(yè)避稅行為影響企業(yè)金融化水平的中介傳導(dǎo)機制的研究,能夠為認(rèn)識企業(yè)避稅和金融化的關(guān)系提供更深層次的邏輯和中間環(huán)節(jié)。(4)同時考察了內(nèi)部控制質(zhì)量、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、機構(gòu)投資者持股比例等橫截面差異對企業(yè)避稅程度與金融化水平關(guān)系的影響。這能夠揭示企業(yè)避稅程度影響企業(yè)金融化水平的約束條件,為理解企業(yè)避稅程度與金融化水平的關(guān)系提供了新的視角。

    二、文獻(xiàn)綜述

    (一)企業(yè)金融化的影響因素研究

    關(guān)于實體企業(yè)金融化的影響因素研究。從宏觀因素看,金融部門資源供給的增加、資本的逐利性、惡劣的實業(yè)環(huán)境、滯后的金融市場、勞動力成本的提高、產(chǎn)能過剩、繁冗的稅費等擠壓了實體經(jīng)濟盈利空間,使實體企業(yè)紛紛進(jìn)入金融和房地產(chǎn)領(lǐng)域(Davis,2018;黃賢環(huán)等,2018)[9][2]。同時,貨幣政策寬松程度、國家監(jiān)管環(huán)境、部門和地方監(jiān)管政策等也會對企業(yè)金融化行為產(chǎn)生重要影響。例如,房產(chǎn)限購政策在抑制企業(yè)投資性房地產(chǎn)投資的同時,能夠促使企業(yè)聚焦主業(yè),增加對實體資產(chǎn)的投資,實現(xiàn)企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的“脫虛返實”,而經(jīng)濟政策不確定性對企業(yè)金融資產(chǎn)配置的總量和結(jié)構(gòu)都會產(chǎn)生影響,能夠抑制企業(yè)金融化趨勢(杜勇等,2017)[1]。可見,已有文獻(xiàn)關(guān)注到稅收政策對企業(yè)金融化的影響,但是這些文獻(xiàn)并沒有考察應(yīng)對稅收征管背景下的企業(yè)避稅行為對金融資產(chǎn)投資的影響。在微觀影響因素層面,金融渠道的高收益率會縮短企業(yè)管理層視野,降低固定資產(chǎn)、研發(fā)創(chuàng)新和新產(chǎn)品研發(fā)等實體投資,進(jìn)而導(dǎo)致非金融企業(yè)“脫實向虛”問題(Demir,2009)[10]。而企業(yè)高管特征在企業(yè)金融化中起到重要作用,如CEO、CFO、總經(jīng)理等的背景特征(杜勇等,2019)[11]。財務(wù)會計專業(yè)教育背景的CFO、機構(gòu)投資者,尤其是短期機構(gòu)投資者更加偏好金融資產(chǎn)的投資,提升了實體企業(yè)金融化程度(劉偉和曹瑜強,2018)[12]。進(jìn)一步地,公司治理水平較弱、管理層過度自信、集團內(nèi)部資本市場越活躍和多元化經(jīng)營的企業(yè)更傾向于持有金融資產(chǎn)(閆海洲和陳百助,2018;黃賢環(huán)和王瑤,2019)[13~14],而改善公司治理機制,提升內(nèi)部控制質(zhì)量可在一定程度上抑制企業(yè)金融化(王瑤和黃賢環(huán),2020)[15]。由此可見,在微觀影響因素方面,已有文獻(xiàn)著重探究了實體企業(yè)內(nèi)部治理機制對企業(yè)金融化水平的影響,而事實上企業(yè)對于納稅的態(tài)度和避稅行為很可能影響企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為,進(jìn)而影響金融化水平,但是鮮有文獻(xiàn)對此進(jìn)行必要的研究。

    (二)企業(yè)避稅行為的經(jīng)濟后果研究

    關(guān)于企業(yè)避稅行為的經(jīng)濟后果研究,已有文獻(xiàn)主要涉及三類研究:一是研究企業(yè)避稅對投融資活動的影響。劉行和葉康濤(2013)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)避稅程度越高,非效率投資越嚴(yán)重,且主要表現(xiàn)為過度投資,而完善的公司治理機制對這一效應(yīng)具有顯著的抑制作用[4]。然而,胡曉等(2017)的研究發(fā)現(xiàn),避稅對企業(yè)資本投資效率的影響具有兩面性,一方面會因融資壓力緩解而減少投資不足,另一方面卻因代理問題惡化而加劇過度投資[16]。企業(yè)避稅程度越高,其債務(wù)融資成本越高,且銀行會通過在貸款合同中設(shè)置較多的非價格條款和縮短貸款期限,以應(yīng)對公司信息不透明的問題(后青松等,2016)[17]。而融資約束越高的企業(yè),越有動機進(jìn)行避稅行為(Richardson et al.,2015;王亮亮,2016)[5][7],這反映出企業(yè)避稅能夠給企業(yè)帶來現(xiàn)金流,緩解融資約束。同時,劉行和呂長江(2018)研究發(fā)現(xiàn),避稅能夠幫助企業(yè)建立競爭優(yōu)勢,具有戰(zhàn)略效應(yīng),且在融資約束嚴(yán)重的企業(yè)更為顯著[6]。二是研究企業(yè)避稅對公司治理的影響。企業(yè)為了避稅往往會降低有關(guān)財務(wù)信息質(zhì)量,以此規(guī)避稅務(wù)部門監(jiān)管。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)內(nèi)部人會通過避稅行為所導(dǎo)致的信息不對稱對企業(yè)財富進(jìn)行大量的掏空和轉(zhuǎn)移(Desai et al.,2007)[18],而經(jīng)理人會通過避稅來隱藏壞消息,從而導(dǎo)致企業(yè)股票在未來出現(xiàn)暴跌的現(xiàn)象(Kim et al.,2011)[3]。葉康濤和劉行(2014)則研究發(fā)現(xiàn),上市公司避稅程度越高,內(nèi)部代理成本越高,企業(yè)避稅行為過程中,為了避免被稅務(wù)監(jiān)管部門發(fā)現(xiàn),往往采取非常復(fù)雜且不透明的交易活動以掩蓋其避稅行為[19]。三是研究企業(yè)避稅對審計師行為特征的影響。審計師在審計過程中將企業(yè)避稅作為一種審計風(fēng)險,因此,對避稅企業(yè)會收取更高的審計費用,以彌補審計風(fēng)險帶來的損失(Donohoe and Knechel,2014)[20]。劉笑霞等(2019)則研究認(rèn)為,審計師能夠識別出企業(yè)避稅行為,同時,內(nèi)部控制質(zhì)量和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)可以緩解稅收激進(jìn)度與審計師變更[21]。

    綜上所述,已有文獻(xiàn)從宏觀經(jīng)濟政策、微觀公司治理等角度研究了企業(yè)金融化的影響因素,同時,對企業(yè)避稅在投融資活動、公司治理、審計師行為特征以及企業(yè)績效等方面的經(jīng)濟后果進(jìn)行了研究。然而,鮮有文獻(xiàn)涉及企業(yè)避稅代理觀下,企業(yè)避稅行為如何影響實體企業(yè)偏離主業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資的金融化行為。而探討企業(yè)避稅程度與企業(yè)金融化水平之間的關(guān)系,對于當(dāng)前優(yōu)化調(diào)整“減稅降費”政策和抑制實體企業(yè)過度金融化,引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主業(yè)具有較好的理論和現(xiàn)實意義。

    三、理論分析與研究假設(shè)

    實體企業(yè)金融化是理性經(jīng)濟主體在逐利動機驅(qū)使下對金融領(lǐng)域的投資行為,在實業(yè)與金融業(yè)發(fā)展不協(xié)調(diào)的環(huán)境下,對金融資產(chǎn)的投資能夠在短期內(nèi)為企業(yè)帶來高于主業(yè)投資的收益(杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018)[1~2]。因此,在逐利動機下,實體企業(yè)傾向于將既有資金投資于金融領(lǐng)域,而非實業(yè)領(lǐng)域。再者,實體企業(yè)金融化是偏離主業(yè)的投資行為,是企業(yè)內(nèi)部代理問題的重要體現(xiàn)(杜勇等,2017)[1]。企業(yè)避稅由于具有“現(xiàn)金流效應(yīng)”,能夠給企業(yè)帶來額外的現(xiàn)金流,同時,會給企業(yè)帶來更加嚴(yán)重的代理問題,這就很可能影響到企業(yè)的金融資產(chǎn)投資行為。

    首先,企業(yè)避稅行為能帶來更加充裕的現(xiàn)金流,在逐利動機驅(qū)使下,企業(yè)會提升對金融資產(chǎn)的投資。一方面,稅收作為企業(yè)一項重要的現(xiàn)金流支出,企業(yè)避稅程度越高,留存在企業(yè)內(nèi)部的現(xiàn)金流越多,從而其財務(wù)實力越雄厚(劉行和呂長江,2018)[6]。因此,企業(yè)避稅具有較好的“現(xiàn)金流效應(yīng)”,能夠為企業(yè)補充現(xiàn)金流。已有研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)可以用避稅所節(jié)約的現(xiàn)金流進(jìn)行更大幅度的投資、更加頻繁的并購、更加密集的廣告營銷支出等(劉行和呂長江,2018)[6]。這意味著,實體企業(yè)在進(jìn)行避稅后,將有更多的現(xiàn)金流,而作為理性經(jīng)濟人,在逐利動機的驅(qū)使下,有動機將資金用于金融資產(chǎn)的投資。同時,作為內(nèi)部資金,避稅所帶來的現(xiàn)金流增加,是一種成本相對低廉的資金來源,這就更可能驅(qū)使企業(yè)將節(jié)稅所產(chǎn)生的現(xiàn)金流投資于能夠為其帶來短期高收益的金融領(lǐng)域,提升對金融資產(chǎn)的投資,是投資現(xiàn)金流流出的重要表現(xiàn)。另一方面,企業(yè)避稅能夠產(chǎn)生節(jié)稅效應(yīng),能夠在一定程度上緩解企業(yè)的融資約束(Law and Mills,2015)[22]。例如,劉行和呂長江(2018)發(fā)現(xiàn),融資約束越嚴(yán)重的企業(yè),越有可能通過稅收規(guī)避節(jié)約稅負(fù),以緩解融資困難[6]。Richardson等(2015)[5]和王亮亮(2016)[7]基于2008年金融危機的研究也發(fā)現(xiàn),在面對危機時,企業(yè)會提高避稅程度,且這種效應(yīng)在融資約束程度越高的企業(yè)表現(xiàn)更明顯。這表明,企業(yè)避稅能夠為企業(yè)帶來額外現(xiàn)金流,緩解企業(yè)融資約束,促進(jìn)企業(yè)投資活動。而相對于主業(yè)投資的長期性、利潤下滑等弊端,對金融資產(chǎn)的投資是一種高收益的投資行為,作為理性的經(jīng)濟主體在逐利動機的驅(qū)使下,企業(yè)傾向于將現(xiàn)金流投資于金融領(lǐng)域(杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018)[1~2]。因此,在逐利動機驅(qū)使下,企業(yè)避稅所帶來的現(xiàn)金流,能夠促進(jìn)企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資,表現(xiàn)出更嚴(yán)重的金融化現(xiàn)象。

    其次,企業(yè)避稅會加劇公司內(nèi)外部信息不對稱程度,加劇高管的逐利動機,進(jìn)而促使企業(yè)高管更傾向于金融投資。避稅行為作為一種隱蔽的企業(yè)行為,只有信息越不透明,或者信息不對稱程度越高時,越有操作的空間和可能性。因此,企業(yè)有意進(jìn)行避稅時,往往會降低企業(yè)信息的透明度,加劇公司內(nèi)外部信息的不對稱程度,以此達(dá)到避稅的目標(biāo),同時規(guī)避稅務(wù)部門的監(jiān)管。已有文獻(xiàn)已經(jīng)證實了以上觀點,例如,Desai等(2007)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)內(nèi)部人會通過避稅行為所導(dǎo)致的信息不對稱對企業(yè)財富進(jìn)行大量的掏空和轉(zhuǎn)移;避稅程度越高,信息透明度越低[18]。Kim等(2011)則發(fā)現(xiàn),經(jīng)理人會通過避稅來隱藏壞消息,從而導(dǎo)致企業(yè)股票在未來出現(xiàn)暴跌的現(xiàn)象[3]。企業(yè)避稅帶來的信息不對稱程度的提升,很可能使得經(jīng)理層和控股股東有動機獲取私利。由于薪酬業(yè)績敏感性的存在,經(jīng)理層有動機通過信息優(yōu)勢進(jìn)行具有高收益的金融資產(chǎn)投資,以便通過金融資產(chǎn)投資行為短期內(nèi)迅速提升企業(yè)業(yè)績,以獲取契約規(guī)定的薪酬或者超額報酬;同理,控股股東也有動機借助于企業(yè)避稅帶來的信息不對稱進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資以便獲取控制權(quán)私利(杜勇等,2017)[1]。因此,企業(yè)避稅帶來的信息不對稱程度提升,公司內(nèi)部代理問題越嚴(yán)重,越有可能推動企業(yè)進(jìn)行金融資產(chǎn)投資,提升金融化水平。

    最后,企業(yè)避稅會加劇企業(yè)內(nèi)外部代理問題,使得高管和控股股東出現(xiàn)更多的機會主義行為,提升對金融資產(chǎn)的投資。劉行和葉康濤(2013)的研究證實,企業(yè)避稅會提升企業(yè)代理成本[4]。企業(yè)避稅過程中,為了應(yīng)對稅務(wù)機關(guān)的查處,往往會采取非常復(fù)雜且不透明的交易行為,這就惡化了內(nèi)外部信息不對稱程度,導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)部人往往利用信息不透明的機會謀取私利(Desai and Dharmapala,2006;Desai et al.,2007;葉康濤和劉行,2014)[23][18~19]。換句話說,企業(yè)避稅行為導(dǎo)致企業(yè)高管有動機借助信息不透明的環(huán)境進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資,以便獲取管理權(quán)私利;而控股股東為了獲取控制權(quán)私利,也有動機將企業(yè)避稅帶來的現(xiàn)金流投資于金融領(lǐng)域。在兩權(quán)分離的背景下,由于激勵不相容和信息不對稱的存在,高管在金融資產(chǎn)配置中存在較大的自由裁量權(quán),有動機利用管理權(quán)獲取私利。杜勇等(2017)的研究就發(fā)現(xiàn),由于代理問題的存在,為了獲得短期超額報酬,管理層會縮短視野,傾向于金融資產(chǎn)投資進(jìn)行套利;同時,在中國股權(quán)高度集中的環(huán)境下,大股東具有金融資產(chǎn)配置的動機和能力,尤其代理問題越嚴(yán)重時,短期金融資產(chǎn)的投資越可能成為大股東獲取控制權(quán)私利的工具[1]。文春暉和任國良(2015)的研究也發(fā)現(xiàn),在金字塔結(jié)構(gòu)的掩護(hù)下,虛擬終極控制人熱衷于將資金投入房地產(chǎn)和金融等虛擬經(jīng)濟領(lǐng)域[24]。由此可見,企業(yè)避稅帶來的代理問題,很有可能促使高管和大股東傾向于進(jìn)行金融資產(chǎn)配置行為,從而提升金融化水平。

    綜上分析,企業(yè)避稅行為很可能通過“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”“企業(yè)避稅程度——代理問題——金融化程度”的傳導(dǎo)機制影響企業(yè)金融化水平。鑒于此,本文預(yù)期企業(yè)避稅程度越高,其金融化水平越高。

    四、研究設(shè)計

    (一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

    為檢驗企業(yè)避稅行為對金融化水平的影響,本文選擇2008—2017年中國滬深上市公司作為研究對象。由于2017年新出臺的金融工具準(zhǔn)則對金融資產(chǎn)進(jìn)行新的劃分,使得資產(chǎn)負(fù)債表中金融資產(chǎn)項目發(fā)生了增刪,為了統(tǒng)一金融化水平的測度,本文數(shù)據(jù)截至2017年。本文對搜集到的樣本數(shù)據(jù)作如下處理:刪除樣本缺失值;刪除資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本;刪除金融和房地產(chǎn)行業(yè)樣本;刪除存在異常值的樣本。經(jīng)過以上處理,本文一共取得了9066個樣本觀測值。為了緩解異常值對研究結(jié)論的影響,對相關(guān)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。本文樣本數(shù)據(jù)主要來自CSMAR和WIND數(shù)據(jù)庫。

    (二)變量界定

    1.金融化水平的界定。雖然金融化主題的研究是當(dāng)前的熱門話題,但對于金融化水平的測度已有文獻(xiàn)尚未達(dá)成一致的見解。借鑒學(xué)者(Demir,2009;杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018)研究[10][1~2],本文通過“(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資+投資性房地產(chǎn)凈額)/資產(chǎn)總額”計算實體企業(yè)金融化水平變量(Fin)的值。同時,借鑒已有研究(杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018)[1~2],在穩(wěn)健性檢驗部分對金融資產(chǎn)范疇進(jìn)行不同的界定,通過以下三種方式重新計算金融化水平:Fin0=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額)/資產(chǎn)總額;Fin1=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資)/資產(chǎn)總額;Fin2=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額)/資產(chǎn)總額。

    2.避稅程度的界定。根據(jù)已有文獻(xiàn)研究,企業(yè)避稅的測度主要存在兩種模式:第一種是實際所得稅稅率及其變體,第二類為企業(yè)的會計-稅收差異及其變體(劉行和葉康濤,2013)[4]。具體地:其一,由“名義利率-實際所得稅稅率”之差Rate表示,其中,實際所得稅稅率=(當(dāng)年所得稅費用-遞延所得稅費用)/會計利潤。這種方法能夠使企業(yè)避稅程度具有可比性,且值越大,避稅程度越高(劉行和葉康濤,2013)[4]。其二,按照“名義所得稅稅率-實際所得稅稅率”的5年平均值(從第t-4到第t期)進(jìn)行衡量。這種方法主要是出于對稅收返還、企業(yè)和稅收征管部門的稅務(wù)糾紛可能會持續(xù)幾年的考慮,因為僅僅使用當(dāng)期實際稅率衡量企業(yè)避稅可能并不合理(Dyreng et al.,2008)[25]。然而,因為這種方法需要樣本公司數(shù)據(jù)橫跨5年,會導(dǎo)致大量樣本數(shù)據(jù)損失。鑒于此,本文沒有考慮這一方法。其三,采用會計-稅收差異(Btd)刻畫避稅程度,Btd=(會計利潤-應(yīng)納稅所得額)/期初資產(chǎn)總額,值越大表明避稅越高;其中,應(yīng)納稅所得額=(所得稅費用-遞延所得稅費用)/名義所得稅稅率。其四,借鑒Desai和Dharmapala(2006)[23]的方法,使用扣除應(yīng)計利潤影響之后的會計-稅收差異(Ddbtd)反映企業(yè)避稅行為程度。Btdi,t=αTacci,t+μi+ξi,t,其中,Tacc為總應(yīng)計利潤,由“(凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流)/總資產(chǎn)”計算所得。μi表示公司i在樣本期間內(nèi)殘差的平均值,ξi,t表示t年度殘差與公司平均殘差μi的偏離度。Ddbtd=μi+ξi,t,代表Btd中不能被應(yīng)計利潤解釋的那一部分。借鑒已有文獻(xiàn)(劉行和葉康濤,2013;劉笑霞等,2019)[4][21]的主流做法,本文采用Btd和Ddbtd兩個指標(biāo)反映企業(yè)避稅程度。同時,在穩(wěn)健性檢驗部分,采用名義所得稅稅率與實際所得稅稅率之差Rate反映企業(yè)避稅程度。

    3.控制變量的選取。借鑒杜勇等(2019)[11]、黃賢環(huán)等(2021)[26]的研究,本文控制了以下因素的影響:企業(yè)規(guī)模Size,以企業(yè)資產(chǎn)總額取自然對數(shù)表示;財務(wù)杠桿Lev,通過“負(fù)債總額/資產(chǎn)總額”計算所得;現(xiàn)金流Cf,通過“經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量/資產(chǎn)總額”計算所得;成長能力Growth,以營業(yè)收入增長率表示,通過“(本年營業(yè)收入-上年營業(yè)收入)/上年營業(yè)收入”計算所得;盈利能力Roe,以凈資產(chǎn)收益率表示;有形債務(wù)占比Tang,通過“(短期借款+長期借款+應(yīng)付債券)/資產(chǎn)總額”計算所得;產(chǎn)權(quán)性質(zhì)Soe,若為國有控股企業(yè),則取值為1,否則取值為0;股權(quán)集中度First,以“第一大股東持股比例”表示;二職合一Dual,若董事長與總經(jīng)理為同一人則取值為1,否則取值為0;董事會規(guī)模Board,以董事會人數(shù)表示;獨立董事規(guī)模Indirect,通過“獨立董事人數(shù)/董事會人數(shù)”求得;管理費用增長率Manage,通過“(當(dāng)期管理費用-上期管理費用)/上期管理費用”計算所得;銀企關(guān)系Relation,以“非流動負(fù)債合計/負(fù)債總額”計算所得;營運資本W(wǎng)capital,以“(流動資產(chǎn)-流動負(fù)債)/資產(chǎn)總額”表示;主業(yè)獲利Mb,以“(營業(yè)收入-營業(yè)成本)/利潤總額”表示;金融活動獲利Finact,以“(投資收益+公允價值變動收益+匯兌收益)/利潤總額”表示。同時,還控制了年度Year和行業(yè)Ind。

    (三)模型設(shè)計

    為檢驗實體企業(yè)避稅行為與其金融化水平之間的關(guān)系,本文設(shè)計以下實證模型:

    其中,F(xiàn)in為被解釋變量,表示實體企業(yè)金融化水平;Ddbtd和Btd表示企業(yè)避稅程度。當(dāng)α1顯著為正時,說明企業(yè)避稅會顯著提升金融化水平,反之則能夠抑制實體企業(yè)金融化水平;ε則為模型擾動項。

    五、實證分析

    (一)變量描述性統(tǒng)計

    表1報告了變量描述性統(tǒng)計結(jié)果。從表1中可以看出,實體企業(yè)金融化水平Fin,最大值趨于1,最小值趨于0,均值為0.199,1/4分位數(shù)為0.018,這反映出當(dāng)前中國實體企業(yè)普遍存在金融化現(xiàn)象,但是金融化水平差異較大。從企業(yè)避稅程度看,Ddbtd的最大值為0.298,最小值為-0.357,均值為0.005,3/4分位數(shù)為0.048;Btd的最大值為0.181,最小值為-0.273,3/4分位數(shù)為0.031,以上描述性統(tǒng)計結(jié)果與劉行和葉康濤(2013)[4]的研究基本一致。這也表明中國實體企業(yè)避稅程度差異較大,且由于中國稅收征管比較嚴(yán)格,有一部分企業(yè)的應(yīng)納稅額所得額比會計利潤要大。其余變量描述性統(tǒng)計結(jié)果,在此不一一贅述。

    表1 變量描述性統(tǒng)計

    (二)實證結(jié)果

    表2報告了企業(yè)避稅與金融化水平的回歸結(jié)果。表2列(1)顯示,企業(yè)避稅程度Ddbtd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0.606,在1%的水平上顯著;表2列(2)顯示,企業(yè)避稅程度Btd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0.621,在1%的水平上顯著。以上回歸結(jié)果表明,實體企業(yè)避稅程度越高,其金融化水平也越高。企業(yè)避稅的很大動機在于規(guī)避稅收征管,給企業(yè)帶來更多的現(xiàn)金流,降低稅費繳納的現(xiàn)金流支出,而在逐利動機的驅(qū)使下,比較充裕的現(xiàn)金流會使得企業(yè)將現(xiàn)金流投資于金融領(lǐng)域獲取可觀的收益,提升企業(yè)金融化水平。另一方面也反映出,企業(yè)避稅可能會導(dǎo)致信息更加不透明,帶來更加嚴(yán)重的代理問題,而這種代理問題的存在會驅(qū)動高管和控股股東擁有更大的動機進(jìn)行金融資產(chǎn)投資,以獲取管理權(quán)私利和控制權(quán)私利。

    表2 主檢驗結(jié)果

    表2(續(xù))

    從控制變量來看,現(xiàn)金流水平Cf、成長能力Growth、銀企關(guān)系Relation與金融化水平Fin的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正,表明現(xiàn)金流越充裕、成長能力和銀企關(guān)系越好的企業(yè),越有動機從事高收益和高風(fēng)險的金融領(lǐng)域投資,提升企業(yè)的金融化水平。此外,金融活動獲利水平Finact越高的企業(yè),其金融化水平越高,這表明實體企業(yè)出于逐利動機,會選擇比實業(yè)利潤更高的金融領(lǐng)域進(jìn)行投資,以獲取更高的投資收益。然而,企業(yè)規(guī)模Size與金融化水平Fin的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù),這反映出規(guī)模較大的企業(yè)越不愿意從事金融投資,這有可能是因為規(guī)模較大的企業(yè)自身市場占有率較高,核心競爭力較強,且一般公司治理和內(nèi)部控制制度相對較完善,代理問題可能較低,更愿意集中精力做好主業(yè);也有可能是因為規(guī)模越大的實體企業(yè),其轉(zhuǎn)換成本越高,迫使實體企業(yè)維持已有的實業(yè)投資,以保持企業(yè)的運轉(zhuǎn)。凈資產(chǎn)收益率Roe與實體企業(yè)金融化水平Fin的回歸系數(shù)則顯著為負(fù),這表明盈利能力整體較好的企業(yè),可能并不愿意進(jìn)行金融化。有形債務(wù)占比Tang與實體企業(yè)金融化Fin的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù),這反映出有形債務(wù)占比Tang越高的企業(yè),由于其轉(zhuǎn)換成本、沉沒成本較高,難以擺脫主業(yè)直接進(jìn)行金融資產(chǎn)的投資。營運資金占比Wcapital與實體企業(yè)金融化Fin的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù)。進(jìn)一步地,主業(yè)收入占比Mb與實體企業(yè)金融化水平的回歸系數(shù)則在1%的水平上顯著為負(fù),這表明當(dāng)實體企業(yè)主業(yè)利潤越高時,企業(yè)越不愿意從事自己并不熟悉、且風(fēng)險較高的金融領(lǐng)域投資。

    (三)穩(wěn)健性檢驗

    1.改變關(guān)鍵變量的測度方法。已有文獻(xiàn)(杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018;黃賢環(huán)和王瑤,2019)[1~2][14]對實體企業(yè)金融化進(jìn)行了比較廣泛的研究,但是對其測度尚未統(tǒng)一,這主要在于對金融資產(chǎn)的范疇認(rèn)識有所不同。部分學(xué)者認(rèn)為長期股權(quán)投資不應(yīng)該納入到金融資產(chǎn)的范疇,因為對子公司、合營企業(yè)和聯(lián)營企業(yè)的投資很可能是對主業(yè)的擴張,而并非是一種偏離主業(yè)的金融化行為。因此,基于這種觀點,把長期股權(quán)投資從金融資產(chǎn)的范疇剔除,構(gòu)建Fin0=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+投資性房地產(chǎn)凈額)/資產(chǎn)總額。另外,根據(jù)企業(yè)會計準(zhǔn)則的規(guī)定,投資性房地產(chǎn)并不在金融資產(chǎn)的范疇,只是由于市場上人為炒作的原因,使得房地產(chǎn)有了金融資產(chǎn)的屬性(黃賢環(huán)等,2018;杜勇等,2019)[2][11]。鑒于此,構(gòu)建Fin1=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額+長期股權(quán)投資)/資產(chǎn)總額。同時,綜合前述兩個原因,構(gòu)建Fin2=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+發(fā)放貸款和墊款+可供出售金融資產(chǎn)凈額+持有至到期投資凈額)/資產(chǎn)總額。表3報告了改變金融化測度方式的回歸結(jié)果。從表3中可以看出,無論是Ddbtd還是Btd,與Fin0、Fin1、Fin2的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。進(jìn)一步表明企業(yè)避稅提升了金融化水平。由此可以看出,即便改變實體企業(yè)金融化的測度方式,依然得到與主檢驗一致的研究結(jié)論。

    表3 替換金融化變量的檢驗結(jié)果

    表4報告了同時改變金融化水平和企業(yè)避稅程度測度方式的回歸結(jié)果。從表4中的回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),企業(yè)避稅程度Rate與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0.055,在1%的水平上顯著;同時,企業(yè)避稅程度Rate與金融化水平指標(biāo)Fin0、Fin1、Fin2都在1%的水平上顯著為正。以上回歸結(jié)果表明,即便同時替換企業(yè)避稅程度和金融化水平的測度方式,依然得到與主檢驗一致的研究結(jié)論,即企業(yè)避稅程度越高,金融化水平越高。這進(jìn)一步表明,本文研究結(jié)論具有較好的穩(wěn)健性。

    表4 替換金融化和避稅變量的檢驗結(jié)果

    進(jìn)一步地,借鑒劉貫春等(2017)[27]的做法,為了克服“避稅程度”與“金融化水平”兩指標(biāo)設(shè)計上可能存在的既有相關(guān)性,以及兩者之間存在的反向因果問題,本部分繼續(xù)按照分行業(yè)分年度均值設(shè)計了兩個企業(yè)避稅程度指標(biāo)Mean_Ddbtd與Mean_Btd;接著,若實際避稅程度Ddbtd大于分行業(yè)分年度避稅程度均值Mean_Ddbtd,設(shè)置變量Mee=1,否則取值為0;同時,若實際避稅程度Btd大于分行業(yè)分年度避稅程度均值Mean_Btd,設(shè)置變量Mbtd=1,否則取值為0。經(jīng)過以上變量設(shè)定,將變量Mee和Mbtd分別代入基準(zhǔn)模型進(jìn)行回歸,結(jié)果如表5所示。從表5中可以看出,企業(yè)避稅程度越是高于分行業(yè)分年度均值時,其金融化水平越高。這就表明,企業(yè)避稅行為會驅(qū)動其金融化行為,與主檢驗結(jié)論一致。

    表5 以分行業(yè)分年度避稅程度均值設(shè)定避稅程度指標(biāo)的回歸結(jié)果

    2.考慮內(nèi)生性問題。主檢驗部分研究結(jié)論表明,企業(yè)避稅會顯著提升企業(yè)金融化水平。相反,金融化程度較高的企業(yè)在一定程度上反映其存在較嚴(yán)重的代理問題,而這一問題的產(chǎn)生又主要是因為信息不對稱的存在(杜勇等,2017)[1]。可見,金融化水平越高的企業(yè),其信息不透明度越高,而這必然給企業(yè)管理層避稅提供了較好的環(huán)境。由此可見,企業(yè)避稅程度和金融化水平之間很可能存在反向因果關(guān)系。為緩解自變量與因變量之間的反向因果關(guān)系帶來的內(nèi)生性問題,本部分借鑒劉貫春等(2017)[27]的做法,分別以企業(yè)避稅程度Ddbtd和Btd的滯后一期作為工具變量進(jìn)行2sls回歸。這是因為,自變量的滯后一期是前定變量,與當(dāng)期自變量相關(guān),但不會受到當(dāng)期因變量的影響,因此,對自變量作滯后一期處理能夠較好地應(yīng)對因變量與自變量之間相互影響帶來的內(nèi)生性問題。通過弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn),采用Ddbtd的滯后一期為工具變量時第一階段的F統(tǒng)計量為78.3411,而以Btd的滯后一期作為工具變量時,第一階段的F統(tǒng)計量為187.867。可見,以Ddbtd和Btd的滯后一期作為工具變量不存在弱工具變量問題。從表6可以看出,考慮反向因果關(guān)系、遺漏關(guān)鍵變量和變量測度誤差后的回歸結(jié)果依然表明實體企業(yè)避稅程度越高,其金融化水平越高。這進(jìn)一步驗證了主檢驗部分的研究結(jié)論。

    表6 內(nèi)生性的檢驗結(jié)果(1)

    表6(續(xù))

    進(jìn)一步地,分別以Mee和Mbtd為工具變量進(jìn)行兩階段回歸,這樣做的好處在于Mee和Mbtd是二分類變量,能夠較好滿足相關(guān)性和外生性的要求。通過弱工具變量檢驗發(fā)現(xiàn),第一階段回歸F統(tǒng)計量的值大于10,即不存在弱識別問題。回歸結(jié)果如表7所示,表7列(1)和列(2)顯示,以Mee為工具變量進(jìn)行兩階段回歸,Ddbtd的回歸系數(shù)依然在1%的水平上顯著為正;從表7列(3)和列(4)可以看出,以Mbtd為工具變量進(jìn)行回歸,Btd的回歸系數(shù)也在1%的水平顯著為正。以上實證回歸結(jié)果表明,考慮了內(nèi)生性問題之后,依然得到與主檢驗一致的研究結(jié)論。

    表7 內(nèi)生性的檢驗結(jié)果(2)

    3.僅考慮制造業(yè)企業(yè)樣本。實體企業(yè)主要由制造業(yè)企業(yè)構(gòu)成。制造業(yè)企業(yè)以生產(chǎn)和銷售產(chǎn)品為主業(yè),是典型的實體企業(yè),是支撐中國經(jīng)濟發(fā)展的重要支柱產(chǎn)業(yè)。近年來,由于產(chǎn)能過剩、產(chǎn)品滯銷、利潤下滑以及回報周期長等原因,使得較多的實體企業(yè)紛紛涉足金融和房地產(chǎn)行業(yè),表現(xiàn)出嚴(yán)重的“脫實向虛”現(xiàn)象(黃賢環(huán)等,2018;杜勇等,2019)[2][11]?;诖?,本部分僅選擇制造業(yè)企業(yè)的樣本進(jìn)行檢驗。如表8所示,當(dāng)僅考慮制造業(yè)企業(yè)樣本時,企業(yè)避稅程度Ddbtd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)為0.579,在1%的水平上顯著;實體企業(yè)避稅程度Btd與金融化水平Fin的回歸系數(shù)則為0.701,在1%的水平上顯著。這進(jìn)一步表明,實體企業(yè)避稅程度越高,其金融化水平越高,得到與主檢驗一致的研究結(jié)論。

    表8 制造業(yè)企業(yè)樣本的檢驗結(jié)果

    六、進(jìn)一步分析

    (一)影響機制檢驗

    前文基于理論分析和實證檢驗得出,企業(yè)避稅行為會顯著提升實體企業(yè)金融化水平。然而,這其中的作用機理還停留于理論分析層面。因此,本部分嘗試挖掘出企業(yè)避稅對其金融化水平的影響路徑,以期為理解企業(yè)避稅影響金融化的關(guān)系提供中間環(huán)節(jié)和更深層次的邏輯。

    企業(yè)通過避稅行為可以降低所得稅費的現(xiàn)金流支出,而將現(xiàn)金流留存于企業(yè),提升企業(yè)的可用資金?,F(xiàn)金流充裕的企業(yè)在逐利動機的驅(qū)使下,更傾向于將資金投資于能夠為其帶來短期績效的金融資產(chǎn)領(lǐng)域,從而表現(xiàn)出更高的金融化水平。因此,企業(yè)避稅影響金融化水平可能的路徑為:“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”。同時,前文理論分析中從企業(yè)避稅的“信息質(zhì)量效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”闡述其對企業(yè)金融化水平的影響,并基于已有文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)避稅行為會導(dǎo)致企業(yè)信息更加不透明,代理問題更加嚴(yán)重,進(jìn)而降低投資效率,且導(dǎo)致高管和控股股東有動機和能力獲取管理權(quán)私利或控制權(quán)私利(Kim等,2011;Desai等,2007;葉康濤和劉行,2014)[3][18~19]。而對具有高收益特征的金融資產(chǎn)的投資,是實現(xiàn)管理權(quán)私利和控制權(quán)私利的重要方式。值得注意的是,信息不對稱最直接的結(jié)果就是在企業(yè)內(nèi)外部產(chǎn)生嚴(yán)重的代理問題,因此,代理成本效應(yīng)能夠在很大程度上代表信息質(zhì)量程度?;诖耍疚耐诰虺銎髽I(yè)避稅影響金融化水平的第二條可能路徑為:“企業(yè)避稅程度——代理成本——金融化程度”。

    針對“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”的路徑,本文以經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金凈流量Cf作為中介變量,構(gòu)建中介效應(yīng)模型,考察第一條路徑是否成立。值得說明的是,由于通過模型Btdi,t=αTacci,t+μi+ξi,t,擬合企業(yè)避稅程度Ddbtd的過程中,式中Tacc為總應(yīng)計利潤,由“(凈利潤-經(jīng)營活動產(chǎn)生的凈現(xiàn)金流)/總資產(chǎn)”計算所得。若再以Cf作為中介變量進(jìn)行中介機制檢驗會產(chǎn)生自回歸的問題。鑒于此,本部分僅考慮因變量為Btd時的中介機制是否成立。如表9所示,從表9列(2)可以看出,企業(yè)避稅的確提升了企業(yè)現(xiàn)金流;而表9列(3)反映,Btd與Cf聯(lián)合對企業(yè)金融化水平的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。這表明企業(yè)避稅的確通過提升企業(yè)現(xiàn)金流,在逐利動機驅(qū)使下,會顯著提升其對金融資產(chǎn)的投資。因此,路徑一“企業(yè)避稅程度——現(xiàn)金流水平——金融化程度”得到驗證。

    表9 現(xiàn)金流效應(yīng)檢驗

    針對第二條路徑的檢驗,本部分借鑒葉康濤和劉行(2014)[19]的研究,以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率Taturn反映代理問題的嚴(yán)重程度,該值越小,代理問題越嚴(yán)重。如表10所示,從表10列(1)和列(3)可以看出,企業(yè)避稅變量Ddbtd和Btd都能夠顯著降低企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率,表明企業(yè)避稅行為的確提升了企業(yè)代理成本和信息不對稱程度。進(jìn)一步地,從表10列(2)和列(4)可以看出,無論是企業(yè)避稅變量還是企業(yè)代理成本變量都在1%的水平上顯著,且企業(yè)避稅變量顯著為正。這表明企業(yè)避稅的確通過提升企業(yè)代理問題嚴(yán)重程度,進(jìn)而提升企業(yè)金融化水平。因此,路徑二“企業(yè)避稅行為——代理成本——金融化程度”得到驗證。

    表10 避稅代理成本效應(yīng)檢驗

    (二)橫截面差異分析

    1.考慮內(nèi)部控制質(zhì)量差異。內(nèi)部控制是企業(yè)治理層、管理層、監(jiān)事會和員工等制定和實施的,旨在保證財產(chǎn)的安全完整、財務(wù)報告信息質(zhì)量、經(jīng)營的合規(guī)性和效率性與效果性的內(nèi)部治理機制。一方面,內(nèi)部控制質(zhì)量具有信號傳遞效應(yīng),良好的內(nèi)部控制能夠向市場傳遞出積極的信號,有助于提升企業(yè)的融資能力和降低融資成本;另一方面,高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效監(jiān)督和約束企業(yè)違規(guī)行為(王瑤和黃賢環(huán),2020)[15]。企業(yè)避稅作為一項稅務(wù)籌劃活動,合理范圍內(nèi)的稅務(wù)籌劃是允許的,也是有利于降低企業(yè)稅負(fù),促進(jìn)企業(yè)發(fā)展,但是過度的稅收籌劃存在違法違規(guī)的可能。同時,高質(zhì)量的內(nèi)部控制能夠有效監(jiān)督約束高管和控股股東獲取私利的行為,提升企業(yè)效率?;谝陨戏治?,本部分采用迪博內(nèi)部控制指數(shù)測度內(nèi)部控制質(zhì)量。具體地,內(nèi)部控制質(zhì)量IC=迪博內(nèi)部控制指數(shù)/100。如表11所示,按照內(nèi)部控制質(zhì)量IC的中位數(shù)作為分組依據(jù),將樣本數(shù)據(jù)劃分為內(nèi)部控制質(zhì)量較好組和內(nèi)部控制質(zhì)量較差組。從表11中可以看出,無論內(nèi)部控制質(zhì)量較好組還是內(nèi)部控制質(zhì)量較差組,企業(yè)避稅程度與企業(yè)金融化的回歸系數(shù)都在1%的水平上顯著為正。這表明,無論內(nèi)部控制質(zhì)量如何,企業(yè)避稅行為都會顯著提升企業(yè)金融化水平。通過似不相關(guān)估計檢驗Suest發(fā)現(xiàn),相對于內(nèi)部控制質(zhì)量較差組,企業(yè)避稅行為對內(nèi)部控制質(zhì)量較好組企業(yè)金融化水平的提升作用更強。這可能是因為,內(nèi)部控制質(zhì)量越好,其信號傳遞效應(yīng)越明顯,外部融資越便捷,且融資成本相對更低,在逐利動機驅(qū)使下,強化了企業(yè)避稅帶來的現(xiàn)金流對企業(yè)金融化水平的提升作用。

    表11 內(nèi)部控制質(zhì)量的檢驗結(jié)果

    2.考慮機構(gòu)投資者持股差異。在企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)中引入機構(gòu)投資者持股成為當(dāng)前國內(nèi)外企業(yè)流行的做法。機構(gòu)投資者持股被認(rèn)為比一般的投資者具有信息優(yōu)勢和更敏銳的判斷力;同時,機構(gòu)投資者持股比例的提升,能夠強化和改善公司治理水平,降低高管和控股股東的代理問題(Desai and Dharmapala,2006;Kim et al.,2011;劉行和葉康濤,2013)[23][3~4]。然而,也有文獻(xiàn)認(rèn)為,機構(gòu)投資者的引入并未起到監(jiān)督高管和控股股東的作用,對改善公司治理的作用并不明顯。因此,本部分嘗試考察機構(gòu)投資者持股差異對企業(yè)避稅程度和金融化水平關(guān)系的影響。本文以基金持股比例反映機構(gòu)投資者在公司治理中的作用,同時,按照機構(gòu)投資者持股比例的中位數(shù)將樣本劃分為機構(gòu)投資者持股較低組和機構(gòu)投資者持股較高組。如表12所示,無論機構(gòu)投資者持股比例較高還是較低,企業(yè)避稅都會顯著提升企業(yè)金融化水平。進(jìn)一步地,通過似不相關(guān)估計檢驗Suest發(fā)現(xiàn),企業(yè)避稅程度對兩組樣本金融化水平的提升作用的強度并不存在差異。這可能是因為,中國上市公司中機構(gòu)投資者持股比例較低,還不足以充分發(fā)揮機構(gòu)投資者在公司治理中的積極作用。

    表12 機構(gòu)投資者持股的檢驗結(jié)果

    3.考慮產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異。在中國,產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的差異會給企業(yè)投融資行為產(chǎn)生較大的影響。國有企業(yè)規(guī)模和資產(chǎn)體量較大,一般具有較高的市場份額,公司治理的各項機制相對較完善,擁有獨特的政治資源,而且能夠相對比較容易地取得政府的扶持,進(jìn)而能夠從銀行等金融機構(gòu)以比較便捷和低成本的方式取得信貸資金(杜勇等,2017;黃賢環(huán)等,2018)[1~2]。然而,非國有企業(yè)由于規(guī)模相對較小,公司治理的各項機制相對較薄弱,而且較少存在政治關(guān)聯(lián)和政府的扶持。因此,非國有企業(yè)融資相對較困難,且融資成本相對較高??梢灶A(yù)期,相對于非國有企業(yè),企業(yè)避稅對國有企業(yè)的金融化行為具有更強的推動作用。如表13所示,按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將企業(yè)劃分為國企和非國企。從表13中的回歸結(jié)果可以看出,無論是國企還是非國企,企業(yè)避稅都會顯著提升企業(yè)金融化水平。通過似不相關(guān)估計檢驗Suest發(fā)現(xiàn),相對于非國企,企業(yè)避稅對國企金融化水平的提升作用更強。這表明,企業(yè)避稅和國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)帶來的融資便捷度、低價融資成本能夠共同推動企業(yè)金融資產(chǎn)投資行為。

    表13 產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的檢驗結(jié)果

    七、研究結(jié)論與政策啟示

    (一)研究結(jié)論

    基于中國企業(yè)普遍存在的避稅行為和金融化趨勢,本文實證分析了企業(yè)避稅程度與金融化水平之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明,企業(yè)避稅程度顯著提升了金融化水平,這種效應(yīng)的產(chǎn)生是借助于避稅帶來的“現(xiàn)金流效應(yīng)”“信息質(zhì)量效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”等實現(xiàn);同時,研究還發(fā)現(xiàn),企業(yè)避稅對內(nèi)部控制質(zhì)量較好的企業(yè)和國有企業(yè)金融化水平的提升作用更加顯著。本文研究結(jié)論能夠豐富避稅代理觀框架下企業(yè)避稅的經(jīng)濟后果以及企業(yè)金融化影響因素的研究,并拓寬企業(yè)避稅和金融化的研究領(lǐng)域,同時,對于“減稅降費”政策的優(yōu)化調(diào)整和防范化解實體企業(yè)金融化趨勢下可能帶來的系統(tǒng)性金融風(fēng)險具有較好的實踐意義。

    (二)政策啟示

    基于以上研究結(jié)論,本文的政策啟示:(1)企業(yè)避稅的動機在于降低企業(yè)稅負(fù),將財富留存于企業(yè)。企業(yè)避稅行為會顯著提升企業(yè)金融化水平,而有效抑制企業(yè)過度金融化、防范化解系統(tǒng)性金融風(fēng)險是當(dāng)前中國政府的重要任務(wù)之一。因此,為了更好地實現(xiàn)“防風(fēng)險”目標(biāo),政府部門應(yīng)該進(jìn)一步優(yōu)化和調(diào)整稅收征管政策,并切實降低實體企業(yè)成本和稅負(fù),有效減少甚至杜絕企業(yè)避稅現(xiàn)象,積極引導(dǎo)實體企業(yè)回歸主業(yè)。(2)企業(yè)避稅通過“現(xiàn)金流效應(yīng)”“代理成本效應(yīng)”等提升企業(yè)金融化水平。因此,在中國實現(xiàn)“防風(fēng)險”“六穩(wěn)”“六保”目標(biāo)的過程中需要強化稅收監(jiān)管,完善稅收征管制度,有效遏制企業(yè)避稅行為所導(dǎo)致的信息不對稱和代理問題。同時,加強對偷稅、漏稅等過度稅務(wù)籌劃行為的懲罰力度。(3)內(nèi)部控制有效性和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)避稅和金融化水平的關(guān)系存在顯著調(diào)節(jié)作用,而機構(gòu)投資者持股這一外部監(jiān)督治理機制對企業(yè)避稅并沒有發(fā)揮其應(yīng)有的作用。因此,防范化解企業(yè)避稅、促進(jìn)實體企業(yè)金融化提升可能帶來的金融風(fēng)險的過程中,有必要進(jìn)一步完善內(nèi)外部監(jiān)督機制,加強對內(nèi)部控制制度體系的建設(shè)和發(fā)揮機構(gòu)投資者等外部監(jiān)督治理機制的作用。

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