國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)融資
——基于稅收征管獨(dú)立性視角

葉永衛(wèi) 云 鋒 邵傳林

一、引言

為提升稅收治理能力、實(shí)現(xiàn)稅收治理現(xiàn)代化，近年來中央政府不斷強(qiáng)調(diào)要優(yōu)化稅收征管體制并相應(yīng)地出臺(tái)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(píng)級(jí)制度等。特別地，2018年中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《國(guó)稅地稅征管體制改革方案》，提出將國(guó)家稅務(wù)局和地方稅務(wù)局進(jìn)行合并。這一改革極大地加強(qiáng)了稅收征管機(jī)構(gòu)的獨(dú)立性，稅收征管效率得到進(jìn)一步提升。在此背景下，受改革影響的企業(yè)在國(guó)地稅合并之后無疑會(huì)面臨更強(qiáng)的稅收征管力度，從而承擔(dān)的稅收負(fù)擔(dān)也隨之上升。作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的決定因素之一，稅收成本的改變勢(shì)必會(huì)影響企業(yè)的債務(wù)融資行為，前期諸多文獻(xiàn)也指出企業(yè)會(huì)通過計(jì)算稅收成本、融資優(yōu)勢(shì)、定價(jià)信息以及債務(wù)的監(jiān)督治理效應(yīng)，來綜合確定其偏好的債務(wù)水平(Modigliani and Miller，1958；Graham，1996；Guedes and Tim，1996)。由此不難推斷，國(guó)地稅合并改革可能會(huì)對(duì)企業(yè)債務(wù)融資行為產(chǎn)生影響。基于此，本文試圖對(duì)如下問題進(jìn)行探討：國(guó)地稅合并是否會(huì)影響企業(yè)的債務(wù)融資行為？其背后的作用機(jī)制是什么？厘清這些問題不僅有助于深入理解國(guó)地稅合并改革產(chǎn)生的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)，而且可以為當(dāng)前的稅收征管體制改革提供一定的理論借鑒和實(shí)踐參考。

稅收負(fù)擔(dān)如何影響企業(yè)的信貸融資是公司金融領(lǐng)域的經(jīng)典話題。傳統(tǒng)的債務(wù)稅盾理論認(rèn)為，當(dāng)企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)上升時(shí)，企業(yè)有動(dòng)機(jī)增加債務(wù)融資規(guī)模，利用利息支出的稅前抵扣效應(yīng)減少稅收支出，達(dá)到合理避稅的目的(Modigliani and Miller，1963；Zwick，1977；Holland and Myers，1977；DeAngelo and Masulis，1980)。對(duì)于這一理論，諸多文獻(xiàn)通過考察企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)與債務(wù)融資之間的關(guān)系予以了證明。如Desai and Hines(2004)基于跨國(guó)公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，公司國(guó)外分支機(jī)構(gòu)所在地的稅率水平越高，企業(yè)的負(fù)債率越高，表現(xiàn)為稅率每提高10%，企業(yè)負(fù)債率會(huì)上升2.8%左右。陳超、饒育蕾(2003)在研究中國(guó)上市公司的資本結(jié)構(gòu)決定因素時(shí)也發(fā)現(xiàn)，公司所得稅稅率越高，長(zhǎng)期債務(wù)融資越多。同樣地，基于中國(guó)上市公司的面板數(shù)據(jù)，王躍堂等(2010)也得到了相似的結(jié)論。

然而，盡管較多文獻(xiàn)認(rèn)為在實(shí)際稅負(fù)上升的前提下，企業(yè)增加債務(wù)融資的現(xiàn)象可以借由“債務(wù)稅盾效應(yīng)”予以解釋，但部分文獻(xiàn)則認(rèn)為這一現(xiàn)象不一定是由債務(wù)稅盾效應(yīng)所致，也可能是出于流動(dòng)性約束效應(yīng)，由此提出了一種新的解釋，即流動(dòng)性約束效應(yīng)理論。不同于稅盾效應(yīng)理論的解釋，該理論認(rèn)為在企業(yè)實(shí)際稅負(fù)上升的前提下，企業(yè)增加債務(wù)融資不一定是為了獲取利息支出的稅盾價(jià)值，而是為了緩解稅收支出增加帶來的流動(dòng)性約束。具體而言，實(shí)際稅負(fù)上升會(huì)導(dǎo)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(dòng)性約束，企業(yè)相應(yīng)地會(huì)增加對(duì)外部資金的需求，表現(xiàn)為企業(yè)債務(wù)融資水平上升。由此不難理解，企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)與債務(wù)融資水平存在顯著的正相關(guān)關(guān)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(wù)杠桿的功效，這在一定程度上為流動(dòng)性約束效應(yīng)理論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

國(guó)地稅合并之后，新型的稅務(wù)機(jī)構(gòu)在國(guó)家稅務(wù)總局直接領(lǐng)導(dǎo)下實(shí)施垂直管理，這一管理模式使得稅收機(jī)構(gòu)的日常運(yùn)作較少地受到地方政府的干擾，并在局長(zhǎng)異地交流等制度下，稅收征管獨(dú)立性和征管效率均會(huì)得到進(jìn)一步加強(qiáng)(田彬彬、谷雨，2018)。在此背景下，企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)必然會(huì)上升。基于此，倘若國(guó)地稅合并帶來的實(shí)際稅負(fù)上升會(huì)引發(fā)企業(yè)增加債務(wù)融資，那么其背后的作用機(jī)制是什么？理論上來說，無論是為了獲取更高的債務(wù)稅盾價(jià)值還是為了緩解流動(dòng)性約束，企業(yè)均有動(dòng)機(jī)增加債務(wù)融資規(guī)模，因而不能簡(jiǎn)單通過考察國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模的線性關(guān)系來判別。對(duì)此，本文認(rèn)為可以通過進(jìn)一步考察國(guó)地稅合并對(duì)正規(guī)金融融資與非正規(guī)金融融資的差異化影響來識(shí)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(jìn)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(rèn)可，無法在稅前進(jìn)行抵扣(劉行等，2017)。因此，如果債務(wù)稅盾效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，企業(yè)將增加銀行貸款等正規(guī)金融融資，而不會(huì)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(yīng)。反之，如果流動(dòng)性約束效應(yīng)占主導(dǎo)地位，企業(yè)將首先增加商業(yè)信用融資(1)對(duì)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(qiáng)的商業(yè)信用融資需求；同時(shí)供應(yīng)商由于具有監(jiān)督優(yōu)勢(shì)和貨物清盤優(yōu)勢(shì)，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(dòng)性約束效應(yīng)占主導(dǎo)地位，企業(yè)將優(yōu)先增加商業(yè)信用融資。，以補(bǔ)充內(nèi)部現(xiàn)金流不足。

基于上述討論，本文以2015—2020年中國(guó)滬深A(yù)股非金融類上市公司作為研究對(duì)象，將2018年國(guó)地稅合并視為一項(xiàng)“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”，構(gòu)建雙重差分模型檢驗(yàn)國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模之間的關(guān)系。計(jì)量結(jié)果顯示，國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)規(guī)模之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，并且經(jīng)過安慰劑檢驗(yàn)、動(dòng)態(tài)效應(yīng)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(cè)試之后，這一結(jié)果依舊成立。這些結(jié)果充分表明，國(guó)地稅合并會(huì)顯著增加企業(yè)的債務(wù)規(guī)模。進(jìn)一步區(qū)分債務(wù)類型來看，國(guó)地稅合并未促使企業(yè)增加具有利息稅盾效應(yīng)的銀行貸款，而是促使企業(yè)增加了不具有利息稅盾效應(yīng)的商業(yè)信用，這說明國(guó)地稅合并影響企業(yè)債務(wù)規(guī)模的核心機(jī)制在于流動(dòng)性約束效應(yīng)而非債務(wù)稅盾效應(yīng)。隨后，本文進(jìn)一步對(duì)國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)規(guī)模之間的關(guān)系展開了異質(zhì)性分析，發(fā)現(xiàn)國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)規(guī)模的促進(jìn)作用更多地集中于非國(guó)有企業(yè)、融資約束嚴(yán)重的企業(yè)以及成本轉(zhuǎn)嫁能力較弱的企業(yè)。最后，本文還發(fā)現(xiàn)在國(guó)地稅合并之后，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和股利分配顯著下降以及財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著上升。

區(qū)別于以往研究，本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下三個(gè)方面：第一，本文首次考察國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)融資行為的影響。毋庸置疑，2018年的國(guó)地稅合并勢(shì)必會(huì)對(duì)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(tái)的時(shí)間較短、受限于數(shù)據(jù)，相關(guān)的研究尚且不足?；趥鶆?wù)稅盾效應(yīng)和流動(dòng)性約束效應(yīng)，本文考察了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)融資行為的影響并發(fā)現(xiàn)流動(dòng)性約束效應(yīng)是核心作用機(jī)制。該研究結(jié)論一方面有助于揭示國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)層面產(chǎn)生的微觀經(jīng)濟(jì)后果，另一方面也可以為后續(xù)相關(guān)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(dú)立性相關(guān)的文獻(xiàn)。地方稅務(wù)局由于隸屬于地方政府，其征稅行為受到地方政府稅收競(jìng)爭(zhēng)的干擾，在一定程度上缺乏獨(dú)立性和自主性，基于這一客觀事實(shí)前期文獻(xiàn)側(cè)重于討論稅收征管獨(dú)立性對(duì)企業(yè)避稅程度、稅收負(fù)擔(dān)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(xiàn)，本文基于2018年國(guó)地稅合并這一改革，探討了稅收征管獨(dú)立性加強(qiáng)對(duì)企業(yè)債務(wù)融資行為的影響，并進(jìn)一步揭示了其背后的核心影響機(jī)制，有助于拓展這一領(lǐng)域的研究文獻(xiàn)。第三，本文研究結(jié)論具有較強(qiáng)的政策涵義。本文發(fā)現(xiàn)，國(guó)地稅合并帶來的流動(dòng)性約束效應(yīng)增加了企業(yè)的融資需求，同時(shí)也對(duì)企業(yè)的整體經(jīng)營(yíng)狀況產(chǎn)生了負(fù)面沖擊。據(jù)此，政府部門在加強(qiáng)稅收征管、規(guī)范企業(yè)納稅行為的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)打好政策“組合拳”，輔以適當(dāng)?shù)臏p稅措施，以避免流動(dòng)性約束影響企業(yè)的正常運(yùn)營(yíng)。

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(xì)介紹了中國(guó)稅收征管體制改革歷程，并在此基礎(chǔ)上提出本文的研究問題；第三部分為研究設(shè)計(jì)，對(duì)本文的識(shí)別策略、核心變量定義以及數(shù)據(jù)來源及處理進(jìn)行說明；第四部分為實(shí)證結(jié)果分析，剖析了國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模的關(guān)系，并從多個(gè)維度進(jìn)行了穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分為異質(zhì)性分析與進(jìn)一步討論，首先分析了國(guó)地稅合并對(duì)不同類型企業(yè)的差異化影響；其次進(jìn)一步討論了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)狀況的影響；最后一部分為結(jié)論與政策建議，總結(jié)全文工作并針對(duì)研究結(jié)論提出相應(yīng)的政策建議。

二、制度背景和理論分析

(一)中國(guó)稅收征管體制改革歷程

縱觀中國(guó)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(guó)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(guó)家的稅收系統(tǒng)分拆為國(guó)家稅務(wù)局與地方稅務(wù)局。在經(jīng)歷了24年的分設(shè)后，國(guó)家稅務(wù)局和地方稅務(wù)局于2018年再次走向合并。

在1978年改革開放之前，中國(guó)的稅收征管體系較為簡(jiǎn)單。稅收收入絕大部分源自國(guó)有企業(yè)，地方政府具有征收權(quán)但不具有分享權(quán)，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(cái)政支出需求確定其支出重點(diǎn)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(jì)和組織財(cái)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(jí)包干”的財(cái)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(yù)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(chǔ)提供了激勵(lì)措施。然而，由于當(dāng)時(shí)央地稅收收入的劃分基礎(chǔ)是預(yù)算內(nèi)收入總額，進(jìn)而各地方政府為了增加自身分成，往往通過稅務(wù)部門將預(yù)算資金轉(zhuǎn)移到預(yù)算外收入。由于當(dāng)時(shí)的稅務(wù)系統(tǒng)隸屬于地方政府，中央政府很難監(jiān)測(cè)和糾正這一操作。因此，1980—1993年，地方政府的預(yù)算外收入占預(yù)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(cái)政收入?！皟蓚€(gè)比重”呈現(xiàn)出斷崖式下跌趨勢(shì)，全國(guó)財(cái)政收入占GDP比重從1983年的23%降至1993年的10.7%，與此同時(shí)中央財(cái)政收入占全國(guó)財(cái)政收入比重也從41%跌至22%。

為加強(qiáng)規(guī)避地方政府對(duì)稅收征管的強(qiáng)干擾、解決空前的財(cái)政危機(jī)，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(guān)稅、消費(fèi)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(gè)人所得稅等；對(duì)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(guó)家稅收系統(tǒng)分設(shè)為國(guó)家稅務(wù)局(負(fù)責(zé)征收中央稅和共享稅)和地方稅務(wù)局(負(fù)責(zé)征收地方稅)。國(guó)家稅務(wù)局和地方稅務(wù)局在省、市、縣三級(jí)均設(shè)有分支機(jī)構(gòu)，其中國(guó)家稅務(wù)局系統(tǒng)在國(guó)家稅務(wù)總局的領(lǐng)導(dǎo)下實(shí)行垂直管理，每一級(jí)的國(guó)家稅務(wù)局直接對(duì)上一級(jí)部門負(fù)責(zé)，與地方政府并不存在隸屬關(guān)系，即地方政府無權(quán)干預(yù)任一級(jí)別國(guó)家稅務(wù)局的運(yùn)行。而地方稅務(wù)局則由地方政府管理，包括機(jī)構(gòu)設(shè)置、人員任命、運(yùn)營(yíng)資金的提供等。通過上述改革，地方政府對(duì)中央稅和地方稅的干預(yù)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(gè)人所得稅轉(zhuǎn)為共享稅。通常來說，當(dāng)一個(gè)稅種由地方稅轉(zhuǎn)變?yōu)楣蚕矶悤r(shí)，其征管機(jī)構(gòu)理應(yīng)也由地方稅務(wù)局轉(zhuǎn)變?yōu)閲?guó)家稅務(wù)局。但考慮到國(guó)地稅收系統(tǒng)為兩套獨(dú)立系統(tǒng)，企業(yè)的納稅信息由地方稅務(wù)局遷移至國(guó)家稅務(wù)局面臨諸多困難，中央政府對(duì)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(guó)家稅務(wù)局負(fù)責(zé)征收(2)政府原計(jì)劃將所有企業(yè)的企業(yè)所得稅征收轉(zhuǎn)交為國(guó)家稅務(wù)局。但由于國(guó)家和地方稅務(wù)局使用完全不同的稅收征管系統(tǒng)，轉(zhuǎn)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(wù)局負(fù)責(zé)征收。需要特別注意的是，中央企業(yè)的所得稅一直由國(guó)家稅務(wù)總局進(jìn)行征收。此外，考慮到港澳臺(tái)企業(yè)以及外資企業(yè)的特殊性，其所得稅也由國(guó)家稅務(wù)局進(jìn)行征收。由此，根據(jù)企業(yè)所得稅征收機(jī)構(gòu)的不同，中國(guó)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(guó)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(jìn)一步降低征納成本，提高征管效率，2018年中共中央辦公廳、國(guó)務(wù)院辦公廳聯(lián)合印發(fā)《國(guó)稅地稅征管體制改革方案》，提出將國(guó)家稅務(wù)局和地方稅務(wù)局進(jìn)行合并。至此，在經(jīng)歷了24年的分設(shè)后，國(guó)家稅務(wù)局和地方稅務(wù)局走向合并，此時(shí)企業(yè)所得稅全部由合并后的稅務(wù)局統(tǒng)一征收。從管理體制來看，合并后的稅務(wù)局在職權(quán)劃分上更接近于之前的國(guó)家稅務(wù)局，以國(guó)家稅務(wù)總局為主導(dǎo)，這使其常規(guī)運(yùn)營(yíng)受到地方政府的干擾較少，即合并后的稅務(wù)局的稅收征管獨(dú)立性得到了有效保障，且在局長(zhǎng)異地交流等制度下，稅收征管獨(dú)立性會(huì)得到進(jìn)一步加強(qiáng)(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(wù)局由于缺乏稅收征管獨(dú)立性，在地方政府的干預(yù)下會(huì)放松稅收征管，這導(dǎo)致了向地方稅務(wù)局繳納所得稅的企業(yè)存在較嚴(yán)重的征納問題。2018年的國(guó)地稅合并改革使得稅收?qǐng)?zhí)法機(jī)構(gòu)的獨(dú)立性明顯增強(qiáng)，這對(duì)原先向地方稅務(wù)局繳納所得稅的企業(yè)產(chǎn)生了極大影響。相反，由于國(guó)家稅務(wù)局本身在改革之前就具有較高的稅收征管獨(dú)立性，此前在國(guó)稅局繳納所得稅的企業(yè)則不會(huì)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(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)環(huán)境。

(二)理論分析

正如前文所述，國(guó)地合并合后稅務(wù)局的稅收征管獨(dú)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(qiáng)。毫無疑問，在此背景下，企業(yè)的避稅動(dòng)機(jī)與避稅程度都會(huì)顯著降低，進(jìn)而企業(yè)的實(shí)際稅收負(fù)擔(dān)增加。對(duì)于此前向地方稅務(wù)局繳納所得稅的企業(yè)而言，其在國(guó)地合并之前往往面臨更為寬松的稅收征管環(huán)境，實(shí)際稅負(fù)也相對(duì)較低(范子英、趙仁杰，2020)。因?yàn)榈胤秸诙愂崭?jìng)爭(zhēng)的激勵(lì)下，不僅提供各種隱性的稅收優(yōu)惠，甚至還會(huì)默許企業(yè)逃避國(guó)家稅務(wù)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(duì)于受國(guó)家稅務(wù)局征管的企業(yè)，受地方稅務(wù)局征管的企業(yè)的避稅程度更高。相反，對(duì)于向國(guó)家稅務(wù)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(guó)家稅務(wù)局的運(yùn)營(yíng)采取垂直管理模式，地方政府通過干預(yù)稅收?qǐng)?zhí)法“藏富于民”的做法難以實(shí)施。此外，局長(zhǎng)異地交流等制度也避免了人員長(zhǎng)期屬地固定帶來的“關(guān)系稅”和“人情稅”(田彬彬、谷雨，2018)。在國(guó)地稅合并之后，新型稅務(wù)局在職權(quán)劃分上更接近于之前的國(guó)家稅務(wù)局，且在管理體制上以國(guó)家稅務(wù)總局為主導(dǎo)，即新型稅務(wù)局具有較高的稅收征管獨(dú)立性。因此，此前向地方稅務(wù)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(fù)存在，并且會(huì)面臨空前的執(zhí)法力度。相反，此前一直在國(guó)家稅務(wù)局繳納所得稅的企業(yè)則不會(huì)受此次機(jī)構(gòu)合并的影響。概言之，國(guó)地稅合并之后，之前向地方稅務(wù)局納稅的企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)會(huì)上升。

給定國(guó)地稅合并會(huì)致使這類企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)上升，那么其債務(wù)融資規(guī)模也可能隨之上升，其背后的作用邏輯可從兩個(gè)不同的角度進(jìn)行解釋。一方面，債務(wù)稅盾理論認(rèn)為，由于債務(wù)的利息支出可以在稅前進(jìn)行扣除，企業(yè)有動(dòng)機(jī)通過增加債務(wù)規(guī)模來最大化債務(wù)利息的稅前抵扣效應(yīng)，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(guān)的實(shí)證研究為該理論提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)(Gordon and Lee，2001；王躍堂等，2010；王偉同等，2020)。因此，當(dāng)國(guó)地稅合并導(dǎo)致企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)增加時(shí)，企業(yè)管理層會(huì)更傾向于提高債務(wù)水平以獲取更大的債務(wù)稅盾價(jià)值，借以規(guī)避國(guó)地稅合并帶來的稅收負(fù)擔(dān)，本文將這一機(jī)制稱之為債務(wù)稅盾效應(yīng)假說。另一方面，國(guó)地稅合并促使企業(yè)債務(wù)規(guī)模上升不必然是債務(wù)稅盾效應(yīng)驅(qū)動(dòng)，也可能是流動(dòng)性約束效應(yīng)。既有研究發(fā)現(xiàn)，實(shí)際稅負(fù)高的企業(yè)留存于企業(yè)內(nèi)部的稅后現(xiàn)金流低于實(shí)際稅負(fù)低的企業(yè)。因此，為了滿足生產(chǎn)、經(jīng)營(yíng)和投資等系列活動(dòng)的現(xiàn)金流，實(shí)際稅負(fù)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(wù)規(guī)模(Law and Mills，2015；Edwards et al.，2015；劉行等，2017)。由此，當(dāng)國(guó)地稅合并導(dǎo)致企業(yè)實(shí)際稅負(fù)增加時(shí)，為緩解稅收負(fù)擔(dān)帶來的流動(dòng)性約束，企業(yè)有動(dòng)機(jī)增加債務(wù)融資規(guī)模，本文將這一機(jī)制稱之為流動(dòng)性約束效應(yīng)假說。

基于上述分析，無論是出于獲取債務(wù)利息的稅前抵扣價(jià)值的考慮，還是基于緩解流動(dòng)性約束的目的，在國(guó)地稅合并的背景之下企業(yè)均有動(dòng)機(jī)增加債務(wù)融資規(guī)模。由此，本文提出如下幾個(gè)重點(diǎn)研究的問題：國(guó)地稅合并是否及會(huì)對(duì)企業(yè)債務(wù)融資行為產(chǎn)生怎樣的影響？國(guó)地稅合并通過何種機(jī)制影響了企業(yè)債務(wù)融資行為？債務(wù)稅盾效應(yīng)還是流動(dòng)性約束效應(yīng)？抑或是兩者皆有？

三、計(jì)量模型、變量和數(shù)據(jù)

(一)計(jì)量模型

為考察國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)融資決策的影響，本文將2018年國(guó)地稅合并改革視為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建了如下的雙重差分模型：

(1)

在上式中，下標(biāo)i和下標(biāo)t分別代表企業(yè)和時(shí)期；被解釋變量Debt表示企業(yè)的債務(wù)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(zhǎng)性、股權(quán)集中度、托賓Q值和固定資產(chǎn)占比等。進(jìn)一步地，為排除不隨時(shí)間變化的企業(yè)固有特征以及宏觀經(jīng)濟(jì)因素對(duì)參數(shù)估計(jì)的影響，本文還控制了個(gè)體固定效應(yīng)μi和時(shí)間固定效應(yīng)γt。

在計(jì)量模型(1)中，核心解釋變量Treat×Post的估計(jì)系數(shù)α1是本文的關(guān)注重點(diǎn)，其反映了實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)在2018年國(guó)地稅合并之后的債務(wù)規(guī)模差異。若α1顯著為正，說明相對(duì)于對(duì)照組企業(yè)，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的債務(wù)規(guī)模在國(guó)地稅合并之后顯著上升；反之，若α1顯著為負(fù)，則說明相對(duì)于對(duì)照組企業(yè)，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的債務(wù)規(guī)模在國(guó)地稅合并之后顯著下降。根據(jù)前文的理論分析，本文預(yù)期α1顯著為正。

(二)變量的定義及說明

結(jié)合既有研究，本文對(duì)變量的度量方式進(jìn)行界定。首先，借鑒Rajan and Zingales(1998)、谷祺等(2006)的做法，采用債務(wù)總額的自然對(duì)數(shù)來度量企業(yè)的債務(wù)規(guī)模，同時(shí)采用債務(wù)總額與總資產(chǎn)的比值作為度量指標(biāo)進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。其次，對(duì)于處理變量Treat和政策沖擊變量Post，采用虛擬變量法進(jìn)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(dāng)樣本觀測(cè)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(duì)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(zhǎng)性Growth、股權(quán)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(jìn)行度量，詳細(xì)說明請(qǐng)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(jì)

為驗(yàn)證前文提出的研究問題，本文選取滬深A(yù)股上市企業(yè)作為研究對(duì)象，時(shí)間跨度為2015—2020年。選擇這一區(qū)間的原因在于，國(guó)地稅合并發(fā)生在2018年，6年的時(shí)間跨度既可以兼顧樣本的充裕性和平衡性，還能避免因時(shí)間跨度過長(zhǎng)引入其他政策沖擊帶來的混淆效應(yīng)。本文使用的數(shù)據(jù)均來源于國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)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(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下預(yù)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)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(duì)參數(shù)估計(jì)的干擾，本文對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行前后各1%水平的縮尾處理。

表2匯報(bào)了變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2的全樣本描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，企業(yè)的債務(wù)規(guī)模Debt的均值為21.1789，標(biāo)準(zhǔn)差為1.6886，這表明企業(yè)間的債務(wù)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(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)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(jì)未見異常，可大致排除異常值對(duì)參數(shù)估計(jì)的干擾。

表2 變量的描述性統(tǒng)計(jì)

四、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

為考察稅收征管獨(dú)立性對(duì)企業(yè)債務(wù)融資決策的影響，本文基于計(jì)量模型(1)對(duì)全樣本進(jìn)行了回歸，結(jié)果見表3。其中，第(1)列僅控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，本文關(guān)注的交互項(xiàng)(Treat×Post)估計(jì)系數(shù)顯著為正，這表明相較于對(duì)照組企業(yè)，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的債務(wù)規(guī)模在國(guó)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(huì)直接影響企業(yè)的債務(wù)融資決策，本文在第(2)—(3)列逐步納入了控制變量?；貧w結(jié)果顯示，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。另外，考慮到時(shí)間序列相關(guān)性和異方差可能會(huì)對(duì)估計(jì)結(jié)果造成影響，在第(4)列中本文對(duì)回歸系數(shù)的標(biāo)準(zhǔn)差在企業(yè)層面進(jìn)行聚類調(diào)整。觀察結(jié)果可知，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)仍然顯著為正。進(jìn)一步，以第(4)列為例對(duì)估計(jì)結(jié)果的經(jīng)濟(jì)顯著性進(jìn)行闡述。給定交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為0.0714，這表明在國(guó)地稅合并之后，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)的債務(wù)規(guī)模較于對(duì)照組企業(yè)提升了7.14%。由此可見，稅收征管獨(dú)立性確實(shí)能夠促使企業(yè)增加債務(wù)融資。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

需要指出的是，本文的邏輯起點(diǎn)是國(guó)地稅合并會(huì)影響企業(yè)的避稅行為，進(jìn)而影響企業(yè)其他財(cái)務(wù)決策行為，如投資、并購(gòu)及融資等。事實(shí)上，在前文的理論分析部分，本文也明確提出國(guó)地稅合并會(huì)給企業(yè)造成流動(dòng)性約束進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)債務(wù)融資，其背后的邏輯是：國(guó)地稅合并會(huì)提高企業(yè)實(shí)際稅負(fù)，即企業(yè)避稅減少。由此，要確保表3基準(zhǔn)回歸所得結(jié)論成立，還需進(jìn)一步驗(yàn)證國(guó)地稅合并是否確實(shí)會(huì)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(shí)際稅負(fù)作為企業(yè)避稅程度的代理變量。具體而言，以所得稅費(fèi)用與營(yíng)業(yè)收入的比值Tax1作為被解釋變量進(jìn)行回歸。進(jìn)一步，本文還構(gòu)建了兩個(gè)指標(biāo)用于穩(wěn)健性檢驗(yàn)，分別為：Tax2=(應(yīng)繳所得稅-遞延所得稅負(fù)債)/營(yíng)業(yè)收入；Tax3=(應(yīng)繳所得稅-遞延所得稅負(fù)債)/利潤(rùn)總額。表4匯報(bào)了回歸結(jié)果?？梢园l(fā)現(xiàn)，無論是以哪種方式來度量企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均為正值，且至少通過了5%水平的顯著性檢驗(yàn)，這些結(jié)果可以充分說明，國(guó)地稅合并改革確實(shí)會(huì)減少企業(yè)的避稅行為，具體表現(xiàn)為企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)上升。

表4 國(guó)地稅合并與企業(yè)實(shí)際稅負(fù)

(二)債務(wù)稅盾效應(yīng)和流動(dòng)性約束效應(yīng)的識(shí)別

根據(jù)前文的理論分析可知，國(guó)地稅合并促使企業(yè)增加債務(wù)融資存在兩種截然不同的影響機(jī)制，包括債務(wù)稅盾效應(yīng)和流動(dòng)性約束效應(yīng)。理論上來講，如果債務(wù)稅盾效應(yīng)占據(jù)主導(dǎo)地位，那么企業(yè)將更傾向于進(jìn)行計(jì)息的銀行貸款融資，因?yàn)槔⒅С龅亩惗苄?yīng)可以減少企業(yè)的所得稅支出。因此，可以通過考察國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)銀行貸款規(guī)模的影響區(qū)分兩種機(jī)制。借鑒前期文獻(xiàn)的做法(李歡等，2018)，本文以銀行貸款總額的自然對(duì)數(shù)Loan作為被解釋變量，隨后進(jìn)行回歸分析，結(jié)果如表5第(1)—(2)列所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均未通過10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這說明國(guó)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(wù)稅盾效應(yīng)機(jī)制，間接表明流動(dòng)性約束效應(yīng)機(jī)制可能占據(jù)主導(dǎo)地位。

為驗(yàn)證流動(dòng)性約束效應(yīng)的存在，本文進(jìn)一步考察了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)商業(yè)信用規(guī)模的影響。既有文獻(xiàn)指出，當(dāng)企業(yè)面臨嚴(yán)重的流動(dòng)性約束時(shí)，增加商業(yè)信用融資是一種有效的應(yīng)對(duì)之策(王彥超、林斌，2008)。由此可以推斷，國(guó)地稅合并之后，企業(yè)避稅難度增加導(dǎo)致企業(yè)稅后現(xiàn)金流下降，此時(shí)企業(yè)將增加商業(yè)信用來緩解流動(dòng)性約束?；诖?，本文借鑒陳勝藍(lán)、馬慧(2018)的做法，采用應(yīng)付賬款、應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款之和的自然對(duì)數(shù)來作為商業(yè)信用TC的度量指標(biāo)，回歸結(jié)果見表5第(3)—(4)列。不難看出，無論采取何種模型設(shè)定方式，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)均為正值，且至少通過了10%水平的顯著性檢驗(yàn)，這些結(jié)果充分說明國(guó)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(rèn)了流動(dòng)性約束效應(yīng)機(jī)制的存在。結(jié)合表5第(1)—(2)列的結(jié)果可知，國(guó)地稅合并影響企業(yè)債務(wù)融資決策的核心作用機(jī)制在于流動(dòng)性約束效應(yīng)而非債務(wù)稅盾效應(yīng)。

表5 銀行貸款VS商業(yè)信用

(三)流動(dòng)性約束效應(yīng)再驗(yàn)證

前文發(fā)現(xiàn)，國(guó)地稅合并影響企業(yè)債務(wù)融資決策的核心作用機(jī)制在于流動(dòng)性約束效應(yīng)而非債務(wù)稅盾效應(yīng)。然而，這一結(jié)論成立還有一個(gè)重要前提：國(guó)地稅合并會(huì)給企業(yè)帶來流動(dòng)性約束。因此，接下來本文將對(duì)流動(dòng)性約束效應(yīng)進(jìn)行再驗(yàn)證。

首先，本文直接檢驗(yàn)了國(guó)地稅合并如何影響企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流。如果國(guó)地稅合并會(huì)導(dǎo)致實(shí)驗(yàn)組企業(yè)稅費(fèi)支出增加進(jìn)而帶來流動(dòng)性約束效應(yīng)，那么政策效果應(yīng)該直接體現(xiàn)在企業(yè)當(dāng)期經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流層面。表6第(1)列匯報(bào)了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流的回歸結(jié)果。不難發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)為-0.0171，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，這一結(jié)果表明國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流形成了負(fù)向沖擊。其次，本文從整體層面考察了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)融資約束的影響。一方面，根據(jù)預(yù)防性儲(chǔ)蓄理論可知，當(dāng)企業(yè)面臨嚴(yán)重的融資約束時(shí)，企業(yè)會(huì)持有更多現(xiàn)金以保證未來的流動(dòng)性?；谶@一邏輯，國(guó)地稅合并帶來的流動(dòng)性約束效應(yīng)理應(yīng)會(huì)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(biāo)并進(jìn)行回歸，結(jié)果見表6第(2)列。觀察結(jié)果可知，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這說明國(guó)地稅合并之后，企業(yè)的現(xiàn)金持有增加，從而證實(shí)了流動(dòng)性約束效應(yīng)。另一方面，既有文獻(xiàn)指出，企業(yè)面臨的融資約束越嚴(yán)重，現(xiàn)金持有-現(xiàn)金流敏感度越強(qiáng)(Almeida et al.，2004)。如果流動(dòng)性約束效應(yīng)成立，企業(yè)的現(xiàn)金持有-現(xiàn)金流敏感度在國(guó)地稅合并之后理應(yīng)上升。基于這一思路，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(yíng)現(xiàn)金流與核心解釋變量交乘，以構(gòu)建三重交互項(xiàng)Cflow×Treat×Post進(jìn)行回歸，結(jié)果見于表6第(3)列?？梢钥闯?，三重交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，這一結(jié)果說明國(guó)地稅合并顯著強(qiáng)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(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)資本支出的影響。通常來說，當(dāng)企業(yè)面臨流動(dòng)性約束，其資本支出理應(yīng)會(huì)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(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)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(zhǎng)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(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化)，回歸結(jié)果見表6第(4)列。觀察結(jié)果可知，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，這說明國(guó)地稅合并顯著降低了企業(yè)的資本支出水平。綜上可知，國(guó)地稅合并確實(shí)會(huì)給企業(yè)帶來流動(dòng)性約束。

表6 流動(dòng)性約束效應(yīng)再驗(yàn)證

(四)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

雙重差分方法的應(yīng)用前提是平行趨勢(shì)假設(shè)，即實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組要存在共同變動(dòng)趨勢(shì)。具體到本文，即是在國(guó)地稅合并改革(2018年)之前，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)的債務(wù)規(guī)模變化趨勢(shì)保持平行。此外，新政策從出臺(tái)到落地通常需要一段時(shí)間，需要確認(rèn)政策的實(shí)施效果是否存在滯后效應(yīng)。針對(duì)上述問題，本文采用事件研究法對(duì)國(guó)地稅合并改革的動(dòng)態(tài)效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估，用于檢驗(yàn)平行趨勢(shì)并確認(rèn)改革政策發(fā)揮作用的具體時(shí)點(diǎn)。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(gòu)建了年度虛擬變量Yeart并將其與處理變量Treat交乘，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

(2)

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

圖1 動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

(五)穩(wěn)健性測(cè)試

為進(jìn)一步確認(rèn)表3基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可信度，本文分別從安慰劑檢驗(yàn)、替換被解釋變量、改變模型設(shè)定方式以及改變研究樣本等多個(gè)維度進(jìn)行了穩(wěn)健性測(cè)試。

安慰劑檢驗(yàn)。盡管計(jì)量模型(1)控制了一系列企業(yè)特征變量及時(shí)間固定效應(yīng)和個(gè)體固定效應(yīng)，但是仍不可避免地會(huì)存在遺漏不可觀測(cè)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(jìn)行反事實(shí)估計(jì)。具體而言，將所有企業(yè)的處理變量數(shù)值構(gòu)造一個(gè)備選矩陣，利用隨機(jī)抽樣技術(shù)將元素隨機(jī)分配到各企業(yè)，生成一個(gè)虛假的處理變量Treat_F，隨后將其與政策沖擊變量進(jìn)行交乘，從而構(gòu)造一個(gè)“虛假”的核心解釋變量Treat_F×Post。理論上講，構(gòu)造出的“虛假”核心解釋變量與企業(yè)債務(wù)規(guī)模沒有任何關(guān)系，即其估計(jì)系數(shù)理應(yīng)與零無顯著差異。為便于闡述原理，記計(jì)量模型(1)的解釋變量矩陣為X且估計(jì)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(jì)偏誤是由于遺漏了重要的不可觀測(cè)變量。此時(shí)，本文的估計(jì)結(jié)果可以表示為：

(3)

圖2 安慰劑檢驗(yàn)

其他穩(wěn)健性測(cè)試。除了上述工作之外，本文還進(jìn)行了一系列的穩(wěn)健性測(cè)試。首先，為檢驗(yàn)不同的被解釋變量定義方式是否會(huì)影響基準(zhǔn)結(jié)果，本文以債務(wù)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(jié)果報(bào)告于表7第(1)列。其次，實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)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(zhǔn)回歸中對(duì)這些變量進(jìn)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(duì)參數(shù)估計(jì)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(jìn)行參數(shù)再估計(jì)。具體過程是，以基準(zhǔn)回歸中的所有控制變量作為匹配變量進(jìn)行1 ∶1匹配，為實(shí)驗(yàn)組企業(yè)尋找對(duì)照組企業(yè)，根據(jù)匹配成果的樣本進(jìn)行重新回歸，結(jié)果報(bào)告于表7第(2)列。再次，為檢驗(yàn)不同的模型設(shè)定方式是否會(huì)影響基準(zhǔn)結(jié)果，本文做了如下工作：①考慮到計(jì)量模型(1)中的控制變量較少考慮公司治理層面的指標(biāo)，本文將以下三個(gè)變量納入計(jì)量模型(1)，分別是董事會(huì)規(guī)模(以董事會(huì)人數(shù)來度量)、兩職合一(以董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理來度量)和獨(dú)立董事占比(以獨(dú)立董事人數(shù)與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比值來度量)，重新回歸的結(jié)果報(bào)告于表7第(3)列；②考慮到不同行業(yè)的時(shí)變差異(如產(chǎn)業(yè)政策、發(fā)展周期在不同時(shí)期的潛在差異)可能會(huì)對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果造成影響，本文在計(jì)量模型(1)的基礎(chǔ)上納入行業(yè)-時(shí)間交互固定效應(yīng)，回歸結(jié)果報(bào)告于表7第(4)列；③為排除企業(yè)初始特征的差異對(duì)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的潛在干擾，本文借鑒劉貫春等(2021)的方法，計(jì)算出企業(yè)規(guī)模、盈利能力、成長(zhǎng)性、年齡、托賓Q值、固定資產(chǎn)占比和股權(quán)集中度等控制變量的事前均值(即2015—2017年)，并將其與時(shí)間趨勢(shì)的交互項(xiàng)納入計(jì)量模型(1)，回歸結(jié)果報(bào)告于表7第(5)列。最后，為檢驗(yàn)改變研究樣本是否會(huì)影響基準(zhǔn)結(jié)果，本文做了如下兩方面工作：①考慮到政策實(shí)施當(dāng)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(shí)施當(dāng)年即2018年的樣本觀測(cè)值，結(jié)果報(bào)告于表7第(6)列；②為了增強(qiáng)實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)之間的可比性，以及保證樣本的對(duì)稱性，本文將非平衡面板轉(zhuǎn)化為平衡面板后重新回歸，結(jié)果報(bào)告于表7第(7)列。觀察表7的回歸結(jié)果，不難發(fā)現(xiàn)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果相比，穩(wěn)健性測(cè)試的結(jié)果并未發(fā)生根本性改變。

表7 其他穩(wěn)健性測(cè)試

五、異質(zhì)性分析與進(jìn)一步討論

(一)異質(zhì)性分析

根據(jù)前文研究結(jié)果可知，國(guó)地稅合并促使企業(yè)增加債務(wù)規(guī)模的核心機(jī)制在于流動(dòng)性約束效應(yīng)，為提供更多經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，進(jìn)一步驗(yàn)證該結(jié)論，本文接下來對(duì)國(guó)地稅合并與企業(yè)債務(wù)規(guī)模之間的關(guān)系進(jìn)行細(xì)致的異質(zhì)性分析。

資金豐裕程度的重要性。國(guó)地稅合并之后，企業(yè)避稅難度增加，實(shí)際稅負(fù)上升意味著企業(yè)的支出成本上漲，進(jìn)而對(duì)企業(yè)的內(nèi)部現(xiàn)金流產(chǎn)生負(fù)向沖擊。在此背景下，為緩解流動(dòng)性約束，企業(yè)將增加債務(wù)融資。如果這一效應(yīng)真實(shí)存在，那么國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)規(guī)模的正向作用理應(yīng)在資金豐裕程度較低的企業(yè)更為明顯。為驗(yàn)證這一理論推斷，本文基于企業(yè)資金豐裕程度進(jìn)行了分組估計(jì)。具體而言，首先，從所有制形式和融資約束兩個(gè)維度對(duì)企業(yè)的資金豐裕程度進(jìn)行刻畫，這一做法背后邏輯在于：相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)和高融資約束企業(yè)，國(guó)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(guó)有企業(yè)憑借著其政治優(yōu)勢(shì)可以享受更多政策扶持，因而其資金豐裕程度相對(duì)較高。然后，根據(jù)企業(yè)所有制將企業(yè)分為非國(guó)有企業(yè)和國(guó)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(jì)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(yán)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(jìn)行分樣本回歸，結(jié)果報(bào)告于表8。觀察結(jié)果可知，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在非國(guó)有企業(yè)和高融資約束企業(yè)顯著為正，但在國(guó)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(yàn)，并且前者系數(shù)遠(yuǎn)大于后者。這些結(jié)果表明，國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)規(guī)模的促進(jìn)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(yàn)

成本轉(zhuǎn)嫁能力的重要性。稅費(fèi)支出作為企業(yè)一項(xiàng)重要的成本支出，如果企業(yè)具有較強(qiáng)的成本轉(zhuǎn)嫁能力，可以將這項(xiàng)成本支出部分轉(zhuǎn)嫁給消費(fèi)者或經(jīng)銷商，那么國(guó)地稅合并帶來的流動(dòng)性約束效應(yīng)理應(yīng)會(huì)更弱。換言之，國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)規(guī)模的促進(jìn)作用在成本轉(zhuǎn)嫁能力較弱的企業(yè)中更為明顯。為驗(yàn)證這一理論推斷，本文基于企業(yè)成本轉(zhuǎn)嫁能力進(jìn)行了分組估計(jì)。既有文獻(xiàn)指出，企業(yè)的成本轉(zhuǎn)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(jìng)爭(zhēng)程度緊密相關(guān)，高人均收入水平地區(qū)的企業(yè)和高競(jìng)爭(zhēng)行業(yè)內(nèi)的企業(yè)，其成本轉(zhuǎn)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(jìng)爭(zhēng)程度兩個(gè)維度刻畫企業(yè)的成本轉(zhuǎn)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(zhuǎn)嫁能力較強(qiáng)的企業(yè)，將東部地區(qū)的企業(yè)歸為成本轉(zhuǎn)嫁能力較弱的企業(yè)，這一做法的合理性在于：中國(guó)東西部經(jīng)濟(jì)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(duì)較低；②以赫芬達(dá)爾指數(shù)HHI度量企業(yè)所屬行業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)程度，將高競(jìng)爭(zhēng)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(zhuǎn)嫁能力較弱的企業(yè)，將低競(jìng)爭(zhēng)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(zhuǎn)嫁能力較強(qiáng)的企業(yè)。表9報(bào)告了基于企業(yè)成本轉(zhuǎn)嫁能力的分組檢驗(yàn)結(jié)果。觀察回歸結(jié)果可知，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在中西部地區(qū)企業(yè)中和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)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(yàn)，并且估計(jì)系數(shù)明顯大于東部地區(qū)的企業(yè)和行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度較低的企業(yè)。這些結(jié)果充分表明，國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)規(guī)模的促進(jìn)作用在成本轉(zhuǎn)嫁能力較弱的企業(yè)中更為明顯。

表9 基于企業(yè)成本轉(zhuǎn)嫁能力的分組檢驗(yàn)

(二)進(jìn)一步討論

到目前為止，本文證實(shí)了2018年國(guó)地稅合并改革會(huì)通過強(qiáng)化流動(dòng)性約束效應(yīng)促使企業(yè)增加債務(wù)規(guī)模，但與此同時(shí)，企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)狀況會(huì)發(fā)生怎樣的變化仍不得而知。有鑒于此，本文接下來進(jìn)一步討論2018年國(guó)地稅合并改革的其他經(jīng)濟(jì)后果。

理論上來說，流動(dòng)性約束的存在會(huì)導(dǎo)致企業(yè)資源無法得到及時(shí)有效的配置，這可能會(huì)損害企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效。例如，流動(dòng)性約束會(huì)致使投資項(xiàng)目的資金無法及時(shí)到位甚至出現(xiàn)短缺，進(jìn)而降低投資回報(bào)率。為此，本文分別以資產(chǎn)收益率Roa和利潤(rùn)增長(zhǎng)率Profit為被解釋變量，考察了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的實(shí)際影響。結(jié)果如表10第(1)—(2)列所示，可以發(fā)現(xiàn)，交互項(xiàng)的估計(jì)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(yàn)，這些結(jié)果充分說明，國(guó)地稅合并改革的流動(dòng)性約束效應(yīng)導(dǎo)致企業(yè)的資產(chǎn)收益率和利潤(rùn)增長(zhǎng)率顯著下降。進(jìn)一步地，國(guó)地稅合并改革的流動(dòng)性約束效應(yīng)還體現(xiàn)在企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)層面和股利分配層面。一般而言，如果國(guó)地稅合并改革的流動(dòng)性約束效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)狀況變差，那么企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)將增大、股利分配將減少。為了驗(yàn)證這一推斷，本文借鑒張小茜、孫璐佳(2017)的方法，計(jì)算了企業(yè)的Zscore指數(shù)用以度量財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)(4)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)指數(shù)的計(jì)算公式為：Zscore=6.56*X1+3.26*X2+6.72*X3+1.05*X4+3.25。其中，X1為營(yíng)運(yùn)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(rùn)與總資產(chǎn)的比值；X4為所有者權(quán)益的賬面價(jià)值與總負(fù)債的比值。為便于解讀結(jié)果，本文對(duì)Zscore指數(shù)作相反數(shù)處理，此時(shí)值越大表示企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)越大。，同時(shí)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(jìn)行回歸。結(jié)果如表10第(3)—(4)列所示，不難看出，對(duì)于企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)Zscore，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為正，說明國(guó)地稅合并導(dǎo)致企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著上升；對(duì)于企業(yè)的股利分配Div，交互項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明國(guó)地稅合并導(dǎo)致企業(yè)的股利分配顯著減少。

表10 進(jìn)一步討論

由上述結(jié)果可知，國(guó)地稅合并改革的流動(dòng)性約束效應(yīng)會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的整體經(jīng)營(yíng)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(rùn)增長(zhǎng)率顯著下降、財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)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(jié)論與政策建議

作為企業(yè)一項(xiàng)重要的成本組成部分，稅收支出與企業(yè)的債務(wù)融資行為緊密相關(guān)。本文基于2018年國(guó)地稅合并這一重要的稅收征管體制改革，從征管獨(dú)立性的角度探究了國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)融資行為的影響，并進(jìn)一步識(shí)別了其背后的核心作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)：(1)相對(duì)于此前在國(guó)家稅務(wù)局繳納所得稅的企業(yè)，此次國(guó)地稅合并能夠顯著增加先前在地方稅務(wù)局繳納所得稅的企業(yè)的債務(wù)規(guī)模；(2)區(qū)分債務(wù)類型來看，國(guó)地稅合并未顯著增加具有利息稅盾效應(yīng)的銀行貸款融資，而是顯著增加了不具有利息稅盾效應(yīng)的商業(yè)信用融資，從而否定了債務(wù)稅盾效應(yīng)假說，支持了流動(dòng)性約束效應(yīng)假說；(3)通過異質(zhì)性分析發(fā)現(xiàn)，在非國(guó)有企業(yè)、高融資約束企業(yè)以及成本轉(zhuǎn)嫁能力較弱的企業(yè)中，國(guó)地稅合并對(duì)企業(yè)債務(wù)規(guī)模的促進(jìn)作用更為凸顯；(4)進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)地稅合并會(huì)對(duì)企業(yè)的整體經(jīng)營(yíng)狀況產(chǎn)生負(fù)面沖擊，具體表現(xiàn)為企業(yè)的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和股利分配顯著下降以及財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)顯著上升。

結(jié)合前文的理論分析和上述的研究結(jié)論，本文所衍生的政策含義非常直接。一方面，由于新型稅務(wù)局的垂直管理模式提升了稅收?qǐng)?zhí)法機(jī)構(gòu)的征管獨(dú)立性進(jìn)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(yīng)繼續(xù)推行垂直管理的運(yùn)營(yíng)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(guó)地稅合并引致的流動(dòng)性約束，增加了企業(yè)的債務(wù)融資需求并對(duì)企業(yè)的整體經(jīng)營(yíng)產(chǎn)生了負(fù)面沖擊。這意味著政府在加強(qiáng)稅收征管、規(guī)范企業(yè)納稅行為的同時(shí)，應(yīng)當(dāng)打好政策“組合拳”，輔以適當(dāng)?shù)臏p稅措施以及為企業(yè)提供融資便利，以避免流動(dòng)性約束對(duì)企業(yè)的正常運(yùn)營(yíng)產(chǎn)生的不利影響。