实体企业金融化对税收激进的影响研究

戴罗仙 王崇阳 霍 艳

一、引 言

党的十九届五中全会明确提出，要坚持把发展经济的着力点放在实体经济上，构建金融有效支持实体经济的体制机制。目前，在国际贸易摩擦不断升级和国内产业结构调整的双重压力下，金融行业的迅猛发展使得越来越多的实体企业将资金投资于金融资产，实体企业金融化成为我国经济社会发展普遍存在的现象。具体来说，实体企业金融化是指非金融类企业为了获取更多的利益，不断增加对金融资产的投资，使金融资产占总资产的比重越来越高，而传统实体产业的投资额占企业总资产的比重却不断下降。实体企业保持适当的金融化程度有助于维持资金的流动性、提高资金的利用效率。但是，如果实体企业持有过多的金融资产则会造成经济“脱实向虚”，使风险在实体经济和虚拟经济之间进行跨业态交叉传递，严重制约我国经济的健康发展。

学术界对企业金融化的研究主要围绕正向的“蓄水池效应”和负向的“替代效应”展开。部分学者对实体企业的金融化行为持积极态度，认为企业将资金投资于金融资产具有“储蓄效应”，当企业面临资金问题时，可以通过卖出短期金融资产来获取现金，解决企业的资金难题（Ding et al.，2013）[1]，且金融化行为还能更有效地保护企业的主营业务，促进企业创新和平滑企业的投资波动（Demir，2009；刘贯春，2019）[2，3]。另一部分学者则从替代关系的角度进行考虑，对实体企业的金融化行为持消极态度。他们认为，实体企业金融化程度的提高会显著降低企业对传统实体产业的投资（张成思、张步昙，2016）[4]，阻碍企业创新（王红建等，2017）[5]，不利于经济的发展。当前，学术界对企业金融化经济后果的探讨并未得出一致的结论，企业金融化对税收激进的影响也是一个亟待厘清的问题。

税收激进是指企业通过税务规划或税收筹划活动减少纳税支出的管理行为。纳税意味着现金流出，企业为了减少因税款缴纳而产生的现金流出，会经常发生税收激进行为。企业金融化程度的提高，将增加企业的财务风险，企业出于预防动机，倾向于通过税收激进行为提高现金持有水平，此外，管理者的机会主义倾向也使企业更易发生税收激进行为。税收是国家财政收入的最重要来源，税收激进行为带来的税收流失问题影响着社会公平、经济秩序、国家稳定等多个方面，研究实体企业金融化与企业税收激进的关系对于促进社会公平、调控宏观经济等具有重要意义。

基于此，本文选择我国沪深A 股非金融类上市公司作为研究样本，在分析企业金融化对税收激进影响机理的基础上，实证检验实体企业金融化对税收激进的影响，并进一步考察融资约束、税收征管对两者关系的调节作用。

二、理论分析与研究假设

（一）实体企业金融化与税收激进

金融化行为使实体企业偏离了传统实体产业，将更多的资金投资于金融资产，这会减少企业正常经营资金投入，给企业带来财务风险（于建玲等，2021）[6]。为降低财务风险，企业倾向于持有较多现金，而税收激进是一种行之有效的增加现金持有水平的方式（Cai & Liu，2009）[7]。除了风险方面的考虑，实体企业还会出于“资本逐利”的目的而配置金融资产，这有助于提高企业的短期业绩，增加管理者的业绩报酬（阳旸等，2021）[8]。但随着金融化程度的提高，企业的业绩波动会加大，经营的不确定性也随之增加，管理者为了掩盖这些负面信息，往往会对其进行粉饰和加工，从而降低信息披露质量（邓超、彭斌，2021）[9]。信息质量下降使利益相关者难以准确评估企业真实经营情况，也使大股东难以对企业进行有效监督，这就为管理者利用信息优势，通过税收激进为自身牟利提供了条件和空间。管理者实施的税收激进行为通常较为隐蔽，这使得税收激进行为较难被发现，随着企业金融化程度的提高，管理者有更大的空间借助信息优势，通过提高企业税收激进程度来获取私利。

基于以上分析，提出本文假设1：实体企业金融化会显著提高企业税收激进程度，即实体企业金融化程度越高，企业税收激进程度就越高。

（二）融资约束的调节作用

企业面临的融资约束会影响企业金融化行为，当实体企业面临的融资约束程度较高时，持有金融资产的主要目的就是延续资金链和维持企业正常运转，企业倾向于投资持有期限较短、易于变现的金融资产。这在短期内能够缓解企业财务困境，但由于“影子银行”的利率通常高于银行利率，企业长期借助金融资产融资，会使“融资难”问题转变为“融资贵”问题，加重企业债务负担。随着金融资产配置水平的提高，融资约束程度较高的企业更容易感知到自由现金流的压力，为了应对未来可能出现的融资约束，实体企业更倾向于增加现金储备（Chang et al.，2014）[10]，从而提高企业税收激进程度。相反，当实体企业面临的融资约束程度较低时，金融化行为能够发挥“储蓄”作用，实体企业的资金量较为充裕，融资成本较低，融资需求较弱，这有利于企业开展正常的生产经营活动，维持企业正常运转。随着金融化程度的提高，足够的资金和实力使企业拥有较强的风险承担能力，企业实施税收激进行为的倾向将会降低。

鉴于此，提出本文假设2：实体企业面临的融资约束程度越高，企业金融化与税收激进程度的正相关关系越显著。

（三）税收征管力度的调节作用

根据有效税收理论，企业在对实施税收激进行为时，要权衡收益和成本。收益主要是指企业经营现金流量的增加以及企业能从税收激进行为中获得的利益，而成本包括税收激进行为被政府部门查处后，企业所遭受的声誉和经济损失，这意味着企业实施的税收激进行为会受到税收征管的影响。在我国，不同地区的税收征管力度存在差异，当税收征管力度较大时，企业税收激进行为被政府部门查处的概率较大，税收激进成本也较高。在税收征管过程中，政府部门会通过检查企业财务账目、监控企业运营情况等方式抑制侵害企业资源的“抽租”行为（曾亚敏、张俊生，2009）[11]。严格的税收征管能够有效缓解企业代理问题，抑制管理者的自利行为（朱凯、孙红，2014）[12]。随着企业金融化程度的提高，处在税收征管力度较大地区的实体企业将面临政府部门严格的税收征管，更高的税收激进成本会降低企业的税收激进程度。而在税收征管力度较弱的地区，政府部门对金融化程度较高的实体企业的监督力度较小，这给管理者实施税收激进行为提供了机会，从而提高企业的税收激进程度。

据此，提出本文假设3：在税收征管力度越小的地区，实体企业金融化与税收激进程度的正相关关系越显著。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2012-2020年我国沪深两市A 股非金融类上市公司为研究样本，按照以下步骤进行筛选：（1）剔除ST 类上市公司；（2）剔除部分变量数据缺失的公司；（3）参考吴联生（2009）[13]的研究，删除税前利润小于0、有效税率小于0 和大于1 的公司。为了减少由于极端值所导致的回归结果偏误，本文对所有连续变量进行了1%的winsorize 处理，最终共得到6993 个样本观测值。本文的名义所得税率来源于WIND 数据库，计算各地区税收征管力度的数据来源于《中国统计年鉴》，其他财务数据均来自于国泰安（CSMAR）数据库。

（二）变量定义

1．被解释变量

本文的被解释变量是税收激进程度（TAX_AG G）。Slemrod（2004）[14]在税收筹划的基础上提出了“税收激进”概念，认为税收激进是指对负有纳税义务的企业、单位或个人来说，尽管他们的行为已经超越了合法的界限，但并没有达到违法的范畴，是一种介于合法与不合法之间的避税行为。学术界通常将合法的节税行为和仅具有不违法性的避税行为统称为税收激进行为。本文所指的“税收激进”即为节税和避税行为。

回顾已有研究成果，税收激进程度常用的衡量指标有两种，一种是实际税率，第二种是会计税收差异。我国的税收政策具有独特性，不同类型的企业适用的税率可能并不相同，同时还不同程度地享受国家给予的税收优惠政策，因此使用第一种衡量指标不能很好地衡量税收激进程度，并且在税收征管实务中，政府部门也常使用第二种指标来衡量税收激进程度。综上考虑，本文选择使用最为广泛的会计税收差异来度量实体企业税收激进程度。

（1）会计税收差异（BTD）

会计账面与实际税负差异（BTD）的数值越大，意味着实体企业税收激进程度越高。具体来说，BTD＝（税前会计利润-应纳税所得额）／上一年末资产总额，应纳税所得额＝（所得税费用-递延所得税费用）／名义所得税率。

（2）扣除应计利润后的会计税收差异（DDBTD）

上述BTD 指标还可能受到其他影响因素的干扰，例如制度差异、盈余管理等，因此本文借鉴Desai& Dharmapala（2006）[15]的研究成果，用剔除应计利润影响后的会计税收差异来衡量税收激进程度，并应用固定效应残差法对BTD 指标进行改进。其计算公式为：

在计算公式（1）和（2）中，TAi,t为总应计利润，总应计利润=（税后利润-经营活动现金流量净额）/上一年末资产总额；μi为BTD 中不跟随时间变化的固有属性部分；δi,t表示BTD 中随时间变动的部分。DDBTD 值越大，表示实体企业的税收激进程度越高。

2．解释变量

本文的解释变量是企业金融化（FIN）。实体企业金融化是指实体企业（主要指非金融类企业）的资本运作倾向增加，企业持有的金融资产占总资产的比重日益增加，对传统实体产业的投资逐渐减少。这意味着企业将投资重心放在金融领域而非传统实体产业领域，企业利润来源中金融渠道的获利逐步占据主导地位。实体企业的资产配置结构能够反映企业金融化程度，本文使用金融资产与资产总额的比值来衡量实体企业的金融化水平，具体计算公式为：

FIN=（持有至到期投资+金融衍生工具+交易性金融资产+可供出售金融资产+投资性房地产+发放贷款及垫款）/资产总额

3．调节变量

（1）融资约束（SA）

参考刘莉亚等（2015）[16]的研究，本文采用Hadlock 和Pierce 构建的SA 指数来度量企业面临的融资约束程度。该指标是目前学术界主流的一种衡量融资约束的指标，它不考虑具有内生性特征融资变量的影响，计算较为方便，且较为稳定。具体的计算公式为：

其中，Size 为资产总额的自然对数，Age 为企业的上市年限。

（2）税收征管力度（TE）

本文借鉴曾亚敏和张俊生的研究成果[11]，用各地征税的实际金额与预期金额的比值来衡量企业所面临的税收征管力度，并依据下列模型来估算我国各省、自治区及直辖市预期能够征收的税款总额：

在计算公式（3）中，Ti,t为我国各省、自治区及直辖市当年末的本地税收收入；IND1i,t为我国各省、自治区及直辖市当年末的第一产业产值；IND2i,t为我国各省、自治区及直辖市当年末的第二产业产值；OPENi,t为我国各省、自治区及直辖市当年末的进出口总额；GDPi,t为我国各省、自治区及直辖市当年末的国内生产总值。

通过计算公式（3）的拟合，可以得出各地预测的税款征收金额（Ti,t/GDPi,t_EST）。企业面临的税收征管力度这一变量是真实的Ti,t/GDPi,t和拟合的Ti,t/GDPi,t_EST 的比值。该指标越大，意味着企业面临的税收征管力度越大。

4．控制变量

参考已有研究，本文使用独立董事比例（DIR）、企业规模（SIZE）、固定资产比率（GM）、企业成长性（EG）、股权集中度（FIRST）、资产收益率（ROA）、存货密集度（INVENT）、流动比率（LR）、亏损状况（LOSS）、市账比（MB）等作为控制变量。为了避免行业、年度等因素对回归模型的干扰，本文还设置了年度和行业的虚拟变量。具体变量说明见表1。

表1 变量设计

（三）模型构建

在运用面板数据进行回归分析之前，通过F 检验和豪斯曼检验发现，本文适合应用固定效应模型，同时构建如下三个模型。

首先，为了验证假设1，构建以下待检验的回归模型（4）：

其次，为了验证假设2，构建以下待检验的回归模型（5），在模型（4）的基础上，进一步研究融资约束是否会对企业金融化与税收激进的关系产生调节作用。

最后，为了验证假设3，本文构建回归模型（6），在模型（4）的基础上，进一步研究实体企业面临的税收征管力度是否会对企业金融化与税收激进的关系产生调节作用。

四、实证分析

（一）描述性统计分析

为了观察各变量样本数据的主要分布情况和差异程度，本文进行描述性分析，具体结果见表2。由表2 可知，税收激进变量的最小值与最大值间的差距较大，表明我国不同公司间的税收激进程度存在较大差距；两个税收激进指标的均值分别为-0.028和-0.016，这两者均为负值，是因为我国税法对企业应纳税所得额的判定较为严格，企业会计利润小于企业应纳税所得额，且两者的绝对值较小，意味着我国大多数企业存在税收激进行为；企业金融化的最大值为32.5%，最小值为0%，意味着不同实体企业会进行不同程度的金融资产投资。通过对融资约束统计结果的观察发现，实体企业所遭遇的融资约束程度是不同的。税收征管力度的最大值和最小值分别为1.482 和0.68，说明我国不同地区税收征管的严格程度存在差异，有的地区税收征管力度较弱，而有的地区税收征管力度较强，存在较大的差异。其他变量的统计结果均处于合理的范围内。

表2 描述性统计结果

（二）基本回归结果

运用模型（4）对假设1 进行验证，实证结果如表3 所示。其中，运用基本会计税收差异（BTD）衡量税收激进的结果显示，企业金融化（FIN）的系数为0.0342，具有显著性；当运用剔除应计利润影响后的会计税收差异（DDBTD）衡量税收激进时，回归结果显示企业金融化（FIN）的系数为0.0302，具有显著性。两个结果均表明企业金融化程度的提高会使实体企业的税收激进程度显著提高，假设1 得到验证。

表3 实体企业金融化与税收激进的回归结果

注：括号内的数值是统计量的t 值；***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平（下同）。

（三）融资约束的调节作用

为了检验融资约束的调节作用，运用模型（5）检验假设2，具体回归结果如表4 所示。从回归结果来看，无论是运用基本会计税收差异衡量税收激进，还是运用剔除应计利润影响后的会计税收差异衡量税收激进，两者的实证结果均具有显著性，即企业金融化（FIN）的系数均显著为正，交乘项（FIN*SA）的回归系数也显著为正，结果与预期相同，说明融资约束会强化实体企业金融化与税收激进之间的正向作用，假设2 得到验证。

表4 实体企业金融化、融资约束与税收激进的回归结果

（四）税收征管的调节作用

除融资约束外，税收征管也会影响实体企业金融化与税收激进之间的关系。本文运用模型（6）检验税收征管的调节作用，回归结果如表5 所示。在运用基本会计税收差异衡量税收激进的回归结果中，企业金融化（FIN）的系数为0.141，具有显著性，企业金融化与税收征管力度交乘项（FIN*TE）的系数为-0.108，也具有显著性；在运用剔除应计利润影响后的会计税收差异衡量税收激进的回归结果中，企业金融化（FIN）的系数为0.153，企业金融化与税收征管力度交乘项（FIN*TE）的系数为-0.124，均具有显著性，结果与预期相同，说明税收征管力度会抑制企业金融化对税收激进的影响，支持了本文假设3。

表5 实体企业金融化、税收征管力度与税收激进的回归结果

（五）稳健性检验

为了检验上述实证结果的稳健性，本文用替换解释变量的方式进行稳健性检验。参考张昭等（2018）[17]的做法，将投资性房地产剔除后重新构建实体企业金融化的衡量指标（Fin），考察其对企业税收激进程度的影响。检验结果与基准回归一致，如表6 所示。

表6 稳健性检验回归分析结果

五、结论与建议

（一）研究结论

通过以上研究，本文得出如下结论。

1．实体企业金融化程度越高，税收激进程度越大。一方面，随着实体企业金融化程度的提高，企业面临的风险越来越高，为了应对风险，企业倾向于提高税收激进程度；另一方面，随着实体企业金融化程度的提高，企业信息质量下降，这给管理者通过税收激进行为为自身牟利提供了便利，导致企业税收激进程度提高。

2．融资约束能够强化实体企业金融化与税收激进之间的正向作用。随着企业金融资产配置水平的提高，融资约束程度较高的实体企业更容易感知到现金流压力，从而倾向于通过提高税收激进程度的方式增加企业现金储备。

3．实体企业金融化对税收激进的影响会随着税收征管力度的减弱而加剧。在税收征管力度较低的地区，政府部门对实体企业的监督力度较小，给管理者实施税收激进行为提供了机会，导致实体企业金融化与税收激进程度的正相关关系愈加显著。

（二）政策建议

基于以上结论，为促进企业健康发展，保障国家利益不被侵害，有必要进一步加强监管，完善相关政策。

1．依据实体企业金融化程度锁定税收激进企业。政府部门可以根据实体企业的金融化程度，锁定税收激进程度较高的企业，再对这些企业实施专门税务检查，及时纠正企业的不合理甚至违法避税行为。政府部门可以利用金税四期信息系统，评价实体企业金融化程度，将金融化程度较高的实体企业列为重点关注对象。

2．加强对实体企业金融投资行为的管控。一方面，政府部门应要求实体企业加强对金融资产配置情况的披露，如要求实体企业在财务报表附注中增加对金融资产投资情况的数据披露，对需要声明的金融资产投资单列金融投资公告；另一方面，政府部门可以制定关于实体企业金融化行为的法律文件，允许实体企业在规定的范围内进行金融资产投资，对违反规定的实体企业给予一定的处罚。

3．制定提高企业流动性的税收激励政策。政府部门可以制定适当的税收政策，激励实体企业提高自身的流动性。例如，对实体企业发生的存货减值损失、应收账款坏账等，在实体企业缴税时允许更大程度的税前扣除。在这种税收政策的激励下，实体企业不仅可以提高流动性，弱化融资约束的负面影响，还能更好地适应外部融资环境。

4．完善延期缴税制度。为了减少融资约束带来的负面影响，政府部门可以在保障国家税款足额征收的前提下，完善延期缴税制度。虽然我国《税收征收管理法》规定，如果纳税人存在特殊困难，可以申请延期缴纳税款。但是，在现实操作中存在两个问题：一方面，政府部门对上述特殊困难的认定具有较强的主观性，很难实现制度的目标；另一方面，企业需要提交的材料较多，办理手续较为复杂，申请成本也较高。所以，建议政府部门利用金税四期系统，完善财务模块，增加对实体企业财务状况、融资约束等情况的评价估量，利用系统的筛选功能，帮助政府部门快速判断满足特殊困难条件的企业，从而减少政府部门主观评价的影响，简化企业申请延期纳税的手续，降低申请成本。