纳税信用评级与企业投资结构偏向:“投实”抑或“向虚”

闫慧慧

(上海财经大学 公共经济与管理学院,上海 200433)

一、引言

近年来,随着经济自由化与全球化,经济金融化格局逐渐形成,非金融企业实体投资意愿低迷,固定资产投资占比持续下滑,越来越多的非金融企业偏好投资于金融和房地产,导致我国实体经济出现了明显的 “脱实向虚”趋势[1]。金融资产投资在企业资产配置中的比重不断提高,一方面不利于金融市场的稳定,另一方面,由于金融资产投资并不能够提升企业实际生产能力,日益严峻的“向虚”趋势还可能损害实体经济发展。党的十九大报告指出,我国“实体经济水平有待提高”“必须把发展经济的着力点放在实体经济上”,只有建立在实体经济发展的坚实基础上,我国经济才能实现持续健康发展。如何调整企业投资结构,引导非金融企业投资回归固定资产等实体领域,是防范系统性金融风险,促进经济高质量发展的重要问题。

信用经济是市场经济的本质,是以信用形式表现的生产关系,且信用可以加快经济运转的节奏,是优化市场竞争环境、促进资本流动的重要因素[2]。近年来,中央政府相继出台了《社会信用体系建设规划纲要(2014—2020年)》《国务院办公厅关于运用大数据加强对市场主体服务和监管的若干意见》《国务院关于建立完善守信联合激励和失信联合惩戒制度加快推进社会诚信建设的指导意见》《中共中央办公厅 国务院办公厅关于加快推进失信被执行人信用监督、警示和惩戒机制建设的意见》等一系列文件,加快推进社会信用体系建设。其中,纳税信用是社会信用的重要组成部分,也是企业信用的重要体现。国家税务总局在2014年7月出台的《纳税信用管理办法(试行)》,其核心内容是根据纳税人在一定周期内的纳税情况做出纳税信用评级,将企业纳税信用划分为A、B、C、D四级(2018年4月起增设了M级),并主动向社会公布A级纳税信用企业名单。与强制性税收征管相比,纳税信用评级只“扬善”而不“惩恶”,因此也被称之为“柔性税收征管”。纳税信用评级制度将企业纳税信用明晰化,是深化税收征管改革、推进信用建设的重要举措之一。良好的纳税信用是企业参与市场竞争的重要资源,对于纳税信用为A级的企业,国家税务总局联合人民银行、银保监会等29个部门和单位,从项目审批、税收服务、财政资金使用、融资便利等18个领域给予41项政策优惠和绿色通道,体现出了明显的激励效应。一方面,评级信息的审核和A级名单的披露,能够对企业及其管理层形成外部监督和约束,提高企业信息透明度,降低企业盈余操纵,从而抑制企业金融资产投资的逐利性动机;另一方面,一系列的联合激励措施在缓解企业融资约束、降低企业实体投资成本等方面也起到了重要的作用,进而影响到企业在金融资产投资和实体投资的配置结构。

事实上,企业无论出于何种动机改变其实体投资和金融资产投资的配置结构,纳税信用评级均能够发挥重要的调节作用。那么,纳税信用评级作为一种创新性的税收征管方式,对企业投资结构偏向有什么样的影响,能否实现企业信用建设和投资结构优化的“双赢目标”?纳税信用评级作用于企业投资结构偏向的潜在机制是什么?厘清上述问题,不仅有助于正确认识和评估税收征管改革的政策效果,理解信用建设如何驱动实体企业投资结构的动态演化,还能够为促进我国经济实现可持续高质量发展、防范实体经济过度“虚化”提供微观证据与实践参考。

本文基于国家税务总局公布的纳税信用评级名单,匹配2009—2021年上市公司基本信息和财务数据,探究纳税信用评级制度对企业投资结构偏向的影响及其作用机制。研究结果表明,纳税信用评级披露可以引导A级企业投资结构偏向实体投资,表现为纳税信用评级为A可以显著促进企业实体投资的增加,并抑制金融资产投资。在经过一系列稳健性检验后该结论依然成立。机制分析发现,一是纳税信用评级能够增加A级企业商业信用融资和银行信贷融资规模,缓解企业融资约束进而减弱企业持有金融资产的预防性储蓄动机;二是纳税信用评级披露能够形成外部监督和约束,降低企业盈余管理,抑制管理层利用金融资产投资进行投机获利的动机;三是纳税信用评级为A能够降低实体投资成本,缩小实体投资收益率与金融资产投资收益率的差距,纠正企业逐利性动机;三种路径共同促使企业投资结构偏向实体投资。并且,在税收征管强度弱的地区,这一“投实”作用更为显著,证明纳税信用评级这一柔性税收征管对强制性税收征管起到了补充的作用。

与已有研究相比,本文的研究贡献主要体现在如下几个方面:一是从研究方法上来看,现有研究多采用混合最小二乘法[3]、固定效应模型[4][5][6]和传统DID模型[7][8]来评估纳税信用评级披露的政策效果。但混合最小二乘法和固定效应模型不能很好地解决内生性问题,而由于纳税信用等级实施动态调整管理,企业的纳税信用等级会存在间断式被评为A级的可能,因此传统双重差分法也就无法准确确定处理组与对照组。本文通过“首次为A”且“连续为A”两个条件筛选对照组与处理组,将纳税信用评级披露动态调整视为政策渐进推广过程,通过构建多时点双重差分模型来避免政策不延续等混淆因素的干扰,能够相对准确地评估纳税信用评级披露对企业投资结构偏向的影响,提高研究结论的稳健性。二是以往有关税收政策与企业投资行为的研究多集中于税收优惠与税制改革等方面,本文更关注纳税信用评级这一柔性税收征管方式对企业投资行为的影响及其作用机制,将柔性税收征管的经济后果研究进一步延伸至企业投资结构偏向和“脱虚向实”问题,尝试探讨“信用建设”与优化企业投资结构能否达到“双赢”的效果,为深化税收征管改革、利用税收征管方式引导微观企业行投资行为提供一定的经验证据,同时也丰富了有关税收征管和企业投资结构的相关文献资料。三是本研究以企业持有金融资产投资的“预防性动机”“投机逐利性动机”理论分析框架作为基础,对接纳税信用评级的现实功能,提出并验证了纳税信用评级通过缓解企业融资约束、降低盈余管理和降低实体投资成本等三条影响企业投资结构偏向的路径,将传统理论框架与现实实践功能相连接,为纳税信用评级职能发挥提供更多解释。

二、文献回顾与研究假设

(一)文献回顾

1.企业投资偏向金融资产的动机。从企业金融化的动机来看,现有研究认为企业进行金融资产投资的动机主要有两种,即预防性动机和投机逐利性动机[1][9]。根据预防性储蓄理论,企业持有金融资产的预防性动机是指企业为了防止现金流冲击带来的资金短缺而持有流动性较高的金融资产[10]。金融资产相比于实体资产,具有较强的流动性和交易的便利性,当企业在经营活动中面临流动资金短缺和融资约束带来的风险时,企业可以将持有的金融资产在短时间内变现,缓解企业资金压力[11][12]。因此,预防性动机也称为“蓄水池”动机[13][14]。投机逐利性动机可以分为企业和代理人两个方面。从企业主体来看,逐利动机认为企业是以利润最大化为经营目标的自然人,当金融投资收益大于实体经济投资收益时,企业就会选择投资金融资产来替代实体经济投资[15];尤其是当企业业绩较低,融资能力较差时,为了减少账面亏损而更有动力投资收益率较高的金融资产[16][17]。从代理人主体来看,两类代理问题的存在诱使管理层和大股东为了投机套利而增加金融资产投资[18]。在美国等发达国家,企业金融化的动机主要是预防性储蓄动机[19],但就中国企业而言,由于银行信贷供给歧视、金融市场不完善等原因,企业金融化的主要动机是逐利动机,而非预防性储蓄动机[1][20]。

2.纳税信用评级制度及其经济后果。税收征管是各项税收政策有效实施的重要保障。强而有效的税收征管活动,能够规范企业纳税行为,抑制企业避税[21][22];同时,税收征管能够降低企业代理成本,降低信息不对称程度,对企业经营行为起到外部治理的作用,有助于提高企业的投资效率[23][24]。作为强制性税收征管方式的有益补充,相关研究表明纳税信用评级管理制度已经产生了一系列的经济效果。以数据共享和税务信用作为企业贷款的基础,纳税信用评级管理制度将“纳税信用”转化为“融资信用”,如联合激励中的“银税互动”政策显著提高了小微企业平均银行贷款可得性与贷款额度[25]。孙雪娇等首次从柔性税收征管的视角证实了纳税信用通过降低信息不对称和提高声誉的机制缓解了企业的融资约束,实现对传统强制性税收征管的有效补充[26]。事实上,纳税信用评级为A的企业相当于得到了政府的信用担保,更容易得到利益相关者的信任,形成“光环效应”[7];从而能够更容易获得商业融资和银行信用借款[3][4][5];同时,纳税信用评级披露A级名单,弱化了信息不对称,也降低了企业融资成本[27]。Wang等研究发现企业纳税诚信与企业债务成本显著负相关,当企业纳税信用评级为A时,其债务成本也会有所降低[28]。在缓解企业融资约束的问题下,孙红莉和雷根强进一步研究发现纳税信用评级为A可以促进企业创新产出,提高其创新效率[6]。冀云阳和高跃认为纳税信用评级管理制度契合了现代化税收治理的理念,发挥了“激励效应”和“约束效应”,能够显著提升企业的全要素生产率[8]。林晚发和顾乾坤从债券市场角度也证实了纳税信用评级管理制度存在的“激励效应”和“治理效应”,其研究表明相比于评级非A的企业,纳税信用评级为A的企业具有较高的债券发行率、较低的信用利差以及较高的信用评级[29]。总体上,现有相关研究已经取得了实质性进展,但现有研究更多关注纳税信用评级对企业纳税遵从、融资约束、企业创新及绩效方面,鲜有从实体投资和金融投资的配置结构角度去反映纳税信用评级对当前经济“脱实向虚”趋势的影响。本文将在这一方面进行有益的补充。

(二)机制分析与研究假设

本文认为纳税信用评级披露有助于缓解企业融资约束、降低盈余管理以及缩小实体投资和金融投资相对收益差距,这三方面因素均是驱动企业投资结构调整的重要因素。

首先,为了应对一定时期内的流动性风险和资金约束问题,企业通常会出于预防性动机而进行交易性金融资产等金融投资,以达到稳定现金流的目的。大量实证研究证实中国企业普遍面临着明显的资金约束,而信用评级、制度信用以及商业信用等与融资约束之间存在负向关系,可以缓解企业面临的资金约束问题[29][30][31]。具体到纳税信用评级管理制度,税务机关根据采集的纳税人历年信用信息对其在一定时期内的纳税信用状况进行评价,并且国家税务总局主动披露纳税信用评级为A级的企业名单,相当于为企业提供“信用担保”。一方面A级企业名单在市场主体之间形成一种“光环效应”,能够提高供应商和客户对企业的信任度,有利于企业获得更大的商业信用融资规模;另一方面,税务机关连同人民银行、银保监会等多个部门对纳税信用评级为A的企业实行融资便利及财政资金优先使用等联合激励措施,如税务局与银保监会联合推出的“银税互动”,银行将企业纳税信用评级作为提供贷款的参考,为企业提供融资便利。因此,纳税信用评级为A的企业能够获得更大规模的商业信用融资,也更容易从银行等信贷机构取得信贷融资,融资约束得到缓解,从而降低企业配置金融资产以缓解融资约束的预防性动机。与此同时,资本结构理论指出融资约束的缓解有助于企业采取积极有价值的投资策略。当融资约束不再是制约企业投资决策的瓶颈问题时,企业将精力专注于主业上,会选择购建固定资产、增加研发创新投入等有利于企业长远发展的实体投资,激励企业投资结构更加偏向实体投资。

其次,金融资产在会计确认和计量上较为灵活,且具有较强的流动性和交易的便利性,能够在短期内获得大量收益,这为管理层利用金融资产投资进行盈余管理、粉饰企业经营业绩提供了较大的空间。一方面,由于我国资产与负债的非活跃市场较为普遍,管理层对以公允价值计量的金融资产配置决策拥有较大的自由裁量权。而管理层作为“自然人”,具有追求高额收益的自利动机,其可以利用这种裁量权调节公允价值变动损益,进而达到操控企业利润,获取超额收益的目的。另一方面,上市公司高管薪酬的激励约束机制存在着对公允价值收益非理性激励,但对公允价值损失却惩罚不足的现象,即“重奖轻罚”的不对称性。当管理层投资于金融资产而产生公允价值变动收益,其薪酬总额会随之增加,而公允价值损失对高管薪酬不会产生显著影响[32]。这就进一步刺激了管理层利用金融资产投资获得收益的动机。因此,相比于周期长、不确定性高的实体投资,管理层更有动机配置更多的金融资产投资。纳税信用评级披露作为一种柔性税收监管方式,对企业来说是一种外部监督和约束。首先,在纳税信用评级的过程中,税务机关对企业的涉税信息、账簿登记信息、税务审计信息以及银行、工商、海关等部分的外部信息进行稽查和评价,识别和监管企业关联及投机交易,并将评级信息上传至信息共享平台,提高了企业信息透明度,管理层利用金融资产投资操纵利润的盈余管理行为更容易被发现。其次,国家税务总局主动向社会公布纳税信用评级为A的企业名单,并实行动态更新,增加了企业的曝光率,缓解了企业与市场主体之间的信息不对称,在约束和监督管理层行为的同时,也增加了企业隐匿负面消息的机会成本,压缩了管理层利用金融资产投资粉饰业绩和谋取私利的盈余管理空间,抑制管理层利用金融资产投资进行投机获利的动机,进而减少金融资产投资,促使企业管理层更专注于有利企业高质量发展的实体投资业务。

最后,从企业利润最大化的角度来看,实体投资与金融资产投资的相对收益决定企业资产的配置方式,是影响企业投资结构偏向的重要因素。长期来看,纳税信用评级对企业的实体投资成本会产生重要的影响。国家税务总局会主动向社会披露纳税信用评级为 A 的纳税人名单,意味着评级为 A 的纳税人对外被披露了更多的高质量信息,具有较高的信用声誉。一方面,高质量的披露信息和良好声誉意味着企业违约的风险较低,同时也缓解了外部投资者和企业之间的信息不对称,降低外部投资者对企业的监督成本,因此,外部投资者会要求较低的风险回报,企业的资本使用者成本相应降低。另一方面,较高的企业诚信度提升了经销商对企业的经济满意度和社交满意度[33],经销商更加愿意与企业进行合作,减少了企业之间协商和交易成本。再者,国家税务总局将纳税信用A级企业名单上传至全国信用信息共享平台与其他政府部门和单位进行共享,相关部门在政策上对纳税信用A级企业更为支持,如绿色办税通道、优先办理相关业务、简化办理流程等相关便利措施,能够减少企业非必要的经营性开支以及寻租支出,使企业实体经营成本降低。而实体经营成本的降低改变实体投资和金融投资之间的相对收益,缩小了二者之间的差距。逐利空间的缩小,将会抑制企业配置金融资产的逐利性动机,企业会主动调整其投资结构,逐步回归有利于其可持续高质量发展的实体投资。

为了更好地了解微网领域某一分支的具体技术脉络,未来可以针对微网某一特定的技术分支展开可视化分析,更深地挖掘某一技术的发展脉络。这一系列的分析结果,能为微网领域的发展提供参考性的指导建议。

图1 纳税信用评级影响企业投资结构偏向的作用机制

基于以上分析,本文提出以下研究假设:

H1:纳税信用评级披露能够促使企业投资结构偏向实体投资,抑制企业投资结构“脱实向虚”趋势。

三、研究设计

(一)实证模型设计

为了排除可能存在的内生性问题,本文参考孙雪娇等[26]的研究,将纳税信用评级管理制度作为一项准自然实验,采用多期双重差分法考察纳税信用评级制度对企业投资结构偏向的影响,本文构建了如下计量模型:

Invest_Strui,t+1/Fixassi,t+1/Finassi,t+1=α0+α1Treati×Postt+∑∂i,tControlsi,t+yeart+firmi+εi,t

(1)

式(1)中,Invest_Strui,t+1、Fixassi,t+1和Finassi,t+1是本文的被解释变量,分别为企业投资结构偏向、企业实体投资和金融资产投资的代理变量,下标i代表企业,t代表年份。Treati表示样本企业是否为处理组的虚拟变量;Postt为纳税信用评级披露时间的虚拟变量;∑Controlsi,t代表企业基本特征和治理结构等一系列控制变量。yeart是年度固定效应,firmi为个体固定效应。在模型(1)中,交乘项Treat×Post的待估系数α1是本文关注的重点,它表示的是纳税信用评级为A对企业投资结构偏向的影响,如果纳税信用评级披露后促使企业投资结构偏向实体投资,则α1的系数显著大于0。

(二)指标选取及度量方式

本文从企业实体投资、金融资产投资和企业投资结构三个方面来反映纳税信用评级对企业投资偏向的影响。参考徐光伟等[34]、胡奕明等[13]的相关研究,本文采用企业固定资产、在建工程、工程物资以及无形资产之和与企业总资产的比值衡量企业实体投资,即企业投资“投实”的代理变量(Fixassi,t+1);采用货币资金、持有至到期投资净额、交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产净额、长期股权投资净额、应收股利净额、应收利息净额等之和比上企业总资产衡量企业金融资产投资,即企业投资“向虚”的代理变量(Finassi,t+1)。但单独考察企业投资的“投实”抑或是“向虚”并不能从整体结构上反映出企业投资结构偏向,因此本文进一步采用企业实体投资与金融投资的比值作为企业投资偏向的代理变量(Invest_Strui,t+1),并进行了取对数处理。该指标越大,说明企业投资结构更加偏向实体投资,即企业投资结构“投实”的程度更大。考虑到纳税信用评级披露对企业投资结构的影响可能存在一定滞后性,同时也为了进一步消除由于同期数据之间相关而导致的内生性问题,本文将被解释变量均推后了一期。

本文的核心解释变量为交乘项Treat×Post。因为《纳税信用管理办法(试行)》从2014年开始实施,并于2015年4月首次在国家税务总局网站公布纳税信用评级为A的企业名单,因此本文将2015年视为政策发生年。考虑到纳税人的纳税信用等级评定后,主管税务机关实施动态管理,对不符合相应纳税评级等级条件的企业,可以降低其纳税信用等级,因此样本期间内存在企业间断式被评为A级的可能,为了更准确地评估纳税信用评级披露对企业投资结构的净效应,本文构建多时点双重差分模型。具体来说,在样本期内如果观测到企业纳税信用评级为A,则归为处理组,Treat取值为1;而如果企业纳税信用从未评级为A,则归为对照组,取值为0。Post为政策虚拟变量,自2009年开始,企业从首次纳税信用评级披露为A级的那一年开始,且后续年份连续纳税信用等级披露为A的取值为1,在首次纳税信用评级为A之前取值为0。由此Treat 与Post 交互形成的处理组企业为特定年份开始连续纳税信用评级披露为A级的企业,而对照组企业则是样本期纳税信用等级从未是A级的企业,剔除了那些样本期内间或纳税信用等级为A的样本,以规避政策不延续等混淆因素,更准确地识别政策效应。

借鉴相关研究,本文控制了企业规模(Size)、企业年龄(Age)、资产负债率(Dar)、发展速度(Growth)以及现金流(Cash)、盈利水平(Roa)、投资机会(TQ)等企业基本特征变量。同时,考虑到企业治理结构对企业投资决策的影响,本文控制了企业产权性质股权集中度(Concent)、独立董事占比(Indepent)、两职兼任(Double)和企业性质(Own)。变量定义详见表1。

表1 变量定义表

(三)数据来源和描述性统计

本文选取2009—2021年中国沪深A股上市公司作为初始研究样本。根据以往研究经验,本文按照以下步骤对数据进行了筛选:①剔除金融保险行业和房地产行业;②剔除样本期内ST、*ST和 PT 等状态异常的企业;③剔除核心变量和控制变量取值上存在严重缺失的样本;④为了消除极端值的影响,对涉及的连续变量在 1%和99%分位上进行了Winsorize 处理。最后共得到14099个样本。本文使用的上市公司基本财务数据来源于国泰安CSMAR数据库。

表2列出了本文主要变量的描述性统计的结果。可以看出,企业投资结构偏向Invest_Stru的平均值为0.2073,最大值为3.2944,最小值为-3.8354,说明不同样本间投资结构偏向差异较大。其中,实体投资Fixass在总资产中占比均值0.3122,中位数为0.2849,说明企业进行的实体投资规模平均约占总资产的31.22%;金融投资Finass的均值为0.2411,中位数为0.2046,说明相当一部分企业进行了较大规模的金融投资。区分处理组和对照组的虚拟变量Treat均值为0.8047,说明有80.47%的样本纳税信用等级被评过A级,其余控制变量取值均处于合理区间。

表2 主要变量描述性统计

四、实证结果分析

(一)基准回归结果

表3第(1)～(3)列为纳税信用评级披露影响企业投资结构偏向的基准回归结果。从第(1)列可以发现,当不纳入任何控制变量时,纳税信用评级为A对企业投资结构偏向的影响系数为0.2095,在1%的水平上显著为正,表明在不控制其他因素的情况下,纳税信用评级披露对企业投资结构偏向产生正向促进作用,即纳税信用评级披露能够促进企业投资结构偏向实体投资。第(2)列和第(3)列逐渐加入企业基本特征控制变量和治理结构控制变量,可以发现纳税信用评级交乘项Treat×Post的系数有所下降,但依然在1%的水平上显著为正,说明排除企业基本特征变量和治理结构变量的影响,纳税信用评级为A与企业投资结构偏向Invest_Stru依然显著正相关,这意味着纳税信用评级披露促进企业投资结构偏向实体投资的结论具有稳健性。从经济意义上来说,Invest_Stru用来测量企业投资结构倾向,该指标越大,说明企业投资结构更偏向实体投资。也就是说,相比于纳税信用评级为非A的企业,纳税信用评级为A的企业其投资结构更加偏向实体投资,即纳税信用评级为A具有促进企业投资结构偏向实体投资的作用,验证了本文的研究假设。

上述回归结果表明,受到纳税信用评级披露的影响,纳税信用为A级的企业投资结构偏向显著提高,即投资结构偏向实体投资,但这种提高可能存在以下情形:一是实体投资增加,金融资产投资不变;二是实体投资不变,金融资产投资减少;三是实体投资和金融资产投资都增加,但实体投资增加的幅度相对更大等情形。为了进一步探讨纳税信用评级对企业投资结构倾向的内在影响路径,本文分别考察了纳税信用评级对企业实体投资和金融资产投资的影响。表3中第(4)和第(5)列分别为实体投资和金融资产投资的回归结果。可以看出,纳税信用评级为A可以显著激励企业实体投资,表现为第(4)列Treat×Post回归系数显著为正;而纳税信用评级为A对企业金融资产投资具有显著的抑制作用,表现为第(5)列中Treat×Post的回归系数在5%的水平下显著为负。说明纳税评级为A对企业投资结构偏向实体投资的影响主要表现为促进实体投资增加的同时,同时抑制企业金融资产投资。这进一步说明了纳税信用评级为A具有激励企业投资结构偏向实体投资的效果。

表3 纳税信用评级对企业投资结构偏向的影响

(二)稳健性检验

1.平行趋势检验。双重差分法使用的前提条件是处理组和对照组满足平行趋势的假设,即在纳税信用评级披露之前,企业投资结构偏向在处理组与对照组之间应具有共同趋势。为此,本文将纳税信用评级信息披露的前一年作为基期,将样本期内年份虚拟变量与Treat的交乘项作为解释变量进行回归。从图2平行趋势假定的检验结果来看,在评级信息披露之前,年份虚拟变量与Treat交乘项的回归系数不显著,说明在纳税信用评级披露之前,处理组与对照组的变化趋势是一致的,不存在显著差异。而在评级披露之后,年份虚拟变量与Treat交乘项的回归系数显著为正,即纳税信用评级披露后评级为A的企业投资结构偏向了实体投资,样本通过了双重差分法估计所需的平行趋势检验。这表明,处理组在纳税信用评级信息披露前后的投资结构的变化是由政策实施引起的,而不是单纯的时间效应。

2.PSM-DID。企业的纳税信用评级等级是税务机关根据内部的企业涉税信息、历史信用信息以及其他相关部门的外部信息进行综合评定的。可能存在相比于纳税信用等级非A的企业,A级企业本身实体经营较好,企业内部治理结构良好,因而企业实体投资意愿较强的情况。另外,经营状况良好的企业参与纳税信用评级申请的主动性也会更高,这就导致纳税信用评级的结果可能并不是随机的。为了排除这一内生性问题,保证处理组和对照组在各特征变量方面不存在显著差异,本文采用倾向得分匹配双重差分法(PSM-DID)对基准结果进行稳健性检验。考虑到2015年纳税信用评级披露的政策效应可能已经出现,本文仅对评级披露影响前的样本(即2009—2014年的样本)进行匹配。具体做法如下:以基准回归中的控制变量作为协变量,采用近邻匹配(1∶4)、半径匹配以及核匹配等三种匹配方法进行逐年匹配,并且只保留在各匹配年份均处在共同取值范围内的样本点,最后采用基准回归模型仅对这些位于共同取值范围内的样本进行检验,回归结果如表4中第(1)～(3)列所示。可以看出,无论采用何种匹配方法,交乘项Treat×Post的回归系数均在10%的水平上显著为正。这说明企业投资结构偏向实体投资,确实是由纳税信用评级为A导致的,而不是源于处理组和对照组内在的差异,证明了本文基准结果的稳健性。

图2 平行趋势检验

表4 稳健性检验(一)

3.反向双重差分检验。纳税信用评级作为一种柔性税收征管方式,税务机关不仅对于纳税信用等级为A的纳税人予以实行多项激励措施,同时对于B、C、D等级纳税人实施不同程度严格的纳税管理。尤其是对于D级纳税人,税务机关与相关部门还对其实施了联合惩戒措施,如加强出口退税审核,限量供应增值税普通发票,政府采购、投融资、资质审核等方面予以限制或禁止。一方面,如果纳税信用评级披露对企业投资结构偏向实体投资的影响是因为对A级企业的激励机制,那么这种对投资结构的激励效应对纳税信用非A的企业就不会存在。换句话说,当企业纳税信用等级由A级调整为非A级后,其企业投资结构应该不会有显著变化,即不会出现“脱实向虚”的现象。另一方面,因为对D级纳税人惩戒措施的存在,企业投资结构偏向实体投资有可能不是因为纳税信用等级为A的激励作用,而是惩戒措施使得非A级的企业变得“更差”,即其投资结构更加偏向金融资产投资。为了排除上述两个问题的存在,本文进行了反向双重差分检验。具体做法为:首先,将2015—2021年纳税信用等级一直是A的企业作为对照组,设置Treat_f变量取值为0;而在样本期内如果观测到企业纳税信用评级为非A,则归为处理组,Treat_f取值为1。设置政策虚拟变量Post_f,自2015年开始,从企业纳税信用评级首次为非A的那一年开始,且后续年份连续纳税信用等级为非A的取值为1,在首次纳税信用等级为非A之前取值为0。由此Treat_f与Post_f交互形成的处理组企业为特定年份开始连续纳税信用评级为非A的企业,而对照组企业则是样本期纳税信用等级一直是A级的企业。然后按照基准回归模型进行实证检验。结果如表4中第(4)列所示,可以看出反向双重差分交乘项的回归系数并不显著。即企业纳税信用等级由A调整为非A并没有对企业投资结构偏向产生影响,企业投资结构不会因为纳税信用等级为非A而出现“脱实向虚”的现象,排除上述两种问题的存在,证明了本文实证结果的稳健性。

4.安慰剂检验。如果纳税信用为A级的企业其投资结构偏向实体投资确实是由纳税信用评级披露这一原因所导致的,而不是其他任何纳税信用等级都普遍存在的现象,那么在样本企业中随机抽取一些企业,将其纳税信用评级设定为A级,进行基准回归检验,将不会出显著的回归结果。本文借鉴孙雪娇等[26]的做法,在研究样本中随机抽取纳税信用评级为A的企业,Treat_false赋值为1,其他赋值为0,采用基准回归模型(1)进行500次重复回归,回归结果统计分析见表5和图3。可以看出,Treat_false×Post系数显著不为0的情况占比较小,即本文构造的虚拟纳税信用评级为A 的样本不存在基准回归的实证结果,说明纳税信用为A的企业其投资结构偏向实体投资确实是由纳税信用评级披露所导致的,而不是来源于其他偶然因素。

表5 虚拟处理效应回归结果的统计分布

5.考虑异质性处理效应的稳健性检验。现有多时点DID的理论研究指出,多时点DID有一个潜在的问题是异质性处理效应。在双向固定效应的设定下,多时点DID的估计系数是各个时期效果的加权平均。由于个体处理时点的差异,较早接受处理的样本很可能作为较晚处理样本的对照组,从而导致估计系数偏误[35]。为了解决异质性处理效应问题,首先,本文采用Gardner提出的插补估计量进行异质性稳健检验[36],Treat×Post的回归系数为0.1364,在10%的水平上显著为正,且与基准回归结果相接近,说明本文基准回归结果具有稳健性。其次,本文采用Sun 和Abraham提出的特定群组事件研究回归法来考察基准回归结果在考虑异质性处理效应时的平行趋势与动态影响[37]。结果如图4所示,企业纳税信用被评为A级前的年份里,处理组与对照组在投资结构偏向上具有相同的趋势。上述结果表明,本文多期双重差分法的估计结果不存在明显偏误。纳税信用评级为A能够促进企业投资结构偏向实体投资,回归结果较为稳健。

图3 500次安慰剂检验结果

图4 特定群组事件研究图

6.其他稳健性检验。首先,为了检验本文核心被解释变量的度量方式是否影响基准回归结果,本文借鉴杜勇等[18]采用固定资产、在建工程和工程物资来衡量企业实体投资;同时,参考彭俞超等[20]的研究,将金融资产定义为交易性金融资产、衍生金融资产、持有至到期投资、投资性房地产和可供出售金融资产等五项资产之和。用两者之比重新构造企业投资结构偏向变量Invest_Stru2,带入模型(1)进行回归,回归结果见表6第(1)列所示。其次,2014年财政部针对“六大行业”和“四大领域”的企业实施了固定资产加速折旧政策,该项政策允许企业新购进的固定资产可采用缩短折旧年限或加速折旧的方法在设备购入初期计提大量折旧,对企业固定资产等实体投资起到了显著的促进作用[38][39],因此本文的结论可能受到固定资产加速折旧政策的影响。为了排除固定资产加速折旧政策对本文结果的干扰,本文删除了固定资产加速折旧政策在2014年和2015年所涉及的“六大行业”和“四大领域”,采用剩下的样本重新对本文的结果进行估计,表6中的第(2)列报告了回归结果。然后,为了进一步控制处理组和对照组个体间原有的时间趋势差异,本文在模型(1)的方程中进一步加入纳税信用评级披露之前(即2015年之前)企业主要财务变量均值(包括企业资产负债率、经济活动现金流、盈利能力、总资产增长率、股权集中度等)与时间固定效应的交叉项,回归结果见表6第(3)列所示。最后,考虑到不同区域和行业也会出台一系列产业政策来激励企业投资,从而有可能导致纳税信用评级对企业投资偏向的影响估计产生偏误。本文进一步加入省份、省份时间以及行业、行业时间固定效应,来控制不同行业和地区的经济政策对本文回归结果的干扰,表6中列(4)汇报了控制高维固定效应的回归结果。可以看出,无论是替换核心变量指标、排除政策干扰,还是增加控制前定变量时间趋势、控制高维固定效应,回归结果均未发生实质性改变,仍然支持本文结论。

表6 稳健性检验(二)

五、进一步分析

(一)作用机制检验

上述实证结果表明,纳税信用评级披露能够促进企业投资结构偏向实体投资。为了进一步探讨这一结果背后存在的机制解释,结合本文理论机制分析部分的阐述,本部分从“融资约束缓解”“外部监督”以及“相对收益缩小”这三条路径出发,探究纳税信用评级对企业投资结构偏向的影响机制。

1.纳税信用评级的融资约束缓解机制。上文分析中指出,纳税信用评级为A所形成的“光环效应”和“联合激励”措施能够增加企业商业信用融资和银行信贷融资规模,缓解了企业面临的融资约束问题,进而降低企业配置金融资产的预防性动机。因此,纳税信用评级为A的企业能够获得更多的商业信用融资和银行信贷融资是这一机制的前提条件,有必要对这一前提条件进行检验。借鉴已有研究,本文采用企业应付账款、应付票据及预收账款三者之和与总资产比值作为衡量企业商业信用融资的替代变量;以企业银行短期贷款和长期贷款之和占总资产比例作为银行信贷融资的替代变量,回归结果如表7中第(1)～(2)列所示,Treat×Post的回归系数均显著为正,说明纳税信用评级为A的企业能够获取更多的商业信用融资和银行信贷融资,进而缓解了企业的融资约束,这与刘京焕等[5][29]的研究结果相一致。

为了进一步佐证纳税信用评级为A是否通过缓解融资约束进而促进企业投资结构偏向实体投资,本文采用分组回归的方式来探究纳税信用评级披露对不同融资约束企业投资结构偏向的影响。如果融资约束缓解是纳税信用评级披露促进企业投资结构偏向实体投资的重要路径,那么在理论上,纳税信用评级披露对融资约束程度较强企业的投资结构偏向“投实”的促进效应将更为显著。现有研究中有关融资约束测量的方法主要有单变量法和综合指数法。其中,代表性的综合指数法有 KZ指数、WW指数以及SA指数。相比于KZ指数,WW指数除了考虑企业自身财务特征,还考虑企业外部行业特征,对信贷约束具有较好的代表性,体现了公司外部融资约束程度,与本文研究纳税信用评级通过“信用担保”、“银税互动”等方式缓解企业外源性融资约束相一致,因此本文采用WW指数测度企业融资约束,并按照分位区间,将高三分之一分位定义为高融资约束企业,低三分之一定义为低融资约束企业。考虑到WW指数可能存在内生性,本文也采用较强外生性的SA指数衡量融资约束。表7中第(3)～(6)列展示了具体的分组回归结果,其中H表示高融资约束的公司,L表示低融资约束的公司。可以看出,在高融资约束组,交乘项Treat×Post的回归系数至少在5%的水平上显著为正,而在低融资约束组,Treat×Post的回归系数均不显著。本文进一步对分组中Treat×Post回归系数进行组间差异检验,经验p值均通过显著性检验,这说明纳税信用评级对企业投资结构偏向实体投资的促进作用在高融资约束企业中更为显著,由此证明了纳税信用评级披露存在“激励效应”,通过缓解企业融资约束促进企业投资结构偏向实体投资。

表7 纳税信用评级的融资约束机制

2.纳税信用评级的外部监督机制。机制分析中指出,纳税信用评级管理通过评级指标审核以及A级名单披露,提高了企业信息透明度,对管理层形成一种外部监督和约束,进而压缩管理层利用金融资产进行盈余管理的空间,降低企业金融资产投资,最终促进企业投资结构偏向实体投资。为了验证这一机制,首先,本文检验纳税信用评级为A是否降低了企业盈余管理程度。现有研究中广泛采用修正的琼斯模型计算的操纵性应计项目的绝对值来度量盈余管理程度,该值越大,表明企业应计盈余管理程度越高。表8中的第(1)列是纳税信用评级为A与企业盈余管理的回归结果。结果显示,Treat×Post的回归系数在10%的水平下显著为负,说明纳税信用评级为A可以显著降低企业盈余管理。

同样,为了进一步佐证这一机制,本文进行了分组回归检验。盈余管理程度较高的企业,其信息透明度往往较低。如果纳税信用评级存在外部监督机制,那么纳税信用评级对企业投资结构偏向实体投资的促进作用在信息透明度低企业中应更为显著。本文选取有无分析师追踪关注和沪深交易所披露的上市公司信息披露质量等级两种情境来代理企业信息透明度并进行分组回归。分析师是资本信息市场重要的中介之一,通过挖掘上市公司更多隐秘信息,并对外发布,可以有效降低投资者和管理者之间的信息不对称程度,起到了外部监督的作用。因此,相比于有分析师追踪关注的企业(Analyst=1),没有分析师关注的企业(Analyst=0)信息透明度更低。沪深交易所依据上市公司信息披露质量从高到低划分为A、B、C、D四个等级,相比于信息披露质量为C级和D级的企业(Trans=0),信息披露质量为A级和B级的企业(Trans=1)信息透明度更高。根据以上两种情境,本文将样本分为四组,按照模型(1)分别进行回归,结果如表8中第(2)～(5)列。结果发现,交乘项Treat×Post系数在无分析师追踪关注的企业及信息披露质量为C级和D级的企业中显著为负,而在其他组中不显著,即纳税信用评级为A对企业投资结构偏向“投实”的促进作用在信息透明度低的企业中更为显著;且两组组间系数差异性检验的经验p值均在1%的水平上显著。上述回归结果验证了纳税信用评级为A发挥的外部监督作用,通过提高企业信息透明度,降低企业盈余管理,促进企业投资结构偏向实体投资。

表8 纳税信用评级的企业治理机制

3.纳税信用评级的相对收益机制。如果纳税信用评级披露能够降低A级企业的实体投资成本,而对金融投资收益没有显著影响,那么实体投资相对于金融投资的收益就会有所上升。根据逐利性动机,企业将会选择投资相对更多的实体投资。基于此,本文借鉴徐光伟等的研究,同时考察纳税信用评级对实体投资成本(Fix_cost)和金融投资收益(Fin_income)两者的影响[34],以检验纳税信用评级为A是否通过降低企业实体投资成本进而影响企业投资结构。检验结果如表9中第(1)和第(2)列所示。可以看出,在第(1)列对实体投资成本的回归中,交乘项Treat×Post系数在5%的水平上显著为负,说明纳税信用评级披露能够降低企业实体投资的成本;但在第(2)列对金融投资收益的回归中,Treat×Post系数并不显著,纳税信用披露并没有对企业金融投资收益产生影响。从相对收益差异的角度,借鉴李小林等的研究,本文进一步考察了纳税信用评级披露对实体收益率与金融收益率之差(gap_rev)的影响[40],如表9中第(3)列所示,Treat×Post对gap_rev的回归系数显著为正,意味着纳税信用评级披露能够增加A级企业实体投资相对于金融资产投资的收益,即缩小二者之间的收益差距。这些结果表明,纳税信用评级披露通过降低A级企业实体投资成本,调节了实体投资与金融资产投资之间的相对收益,从而抑制企业从事金融资产投资的逐利性动机,进而“纠正”企业投资结构 “脱实向虚”的趋势。这在一定程度上与孙红莉和雷根强[6]、冀云阳和高跃[8]等得出的纳税信用评级有助于企业提高创新效率和全要素生产率,促进经济高质量发展的结论相一致。

(二)对强制性税收征管的补充效应

现有研究认为纳税信用评级作为一种柔性税收征管方式,是对传统强制性税收征管方式的有益补充。那么对企业投资结构偏向的影响,是否会存在“柔性”方式对“强制”方式的补充作用?相比于传统强制性税收征管所具有的约束作用和治理作用,纳税信用评级管理措施体现了现代税收的治税理念。如果纳税信用评级能够起到对强制性税收征管的补充作用,那么本文预期纳税信用评级披露对企业投资结构偏向实体投资的促进作用在税收征管强度较弱的企业中会更为显著。借鉴诸多学者的做法,采用实际税收收入与预期税收收入的比值Taxe①度量各地区税收征管强度,并将其与纳税信用评级披露(Treat×Post)的交乘项纳入计量模型进行回归,结果如表9中第(4)列所示。交乘项Treat×Post×Taxe系数在1%的水平上显著为负,说明在税收征管强度较弱的企业中,纳税信用评级对企业投资结构偏向实体投资的促进作用更加凸显,意味着当强制性税收征管措施有所欠缺时,纳税信用评级披露这一柔性税收征管对强制性税收征管具有补充作用。

表9 纳税信用评级的相对收益机制以及互补效应

六、研究结论与政策建议

作为传统强制性税收征管的有益补充,纳税信用评级管理是我国社会信用建设的重要组成部分。纳税信用建设能否引导经济“脱虚向实”,实现“双赢”目标是本文重点探讨的问题。基于此,本文以2009—2021年沪深A股非金融企业纳税信用评级数据为基础,采用多期双重差分法实证检验纳税信用评级披露对企业投资结构偏向的影响。研究结果显示:第一,纳税信用评级披露可以显著促进企业投资结构偏向实体投资,表现为纳税信用评级为A激励企业增加实体投资,并抑制金融资产投资。第二,纳税信用评级披露能够增加企业商业信用融资和银行信贷融资,进而通过缓解企业面临的融资约束,激励企业投资结构偏向实体投资,具体表现在纳税信用评级对企业投资结构的“投实”影响在融资约束较高的企业中更为显著。第三,纳税信用评级披露在无分析师关注以及公司信息披露质量等级低的企业中更加凸显,说明纳税信用评级披露制度能够发挥一定的外部监督作用,通过提高企业信息透明度,降低企业利用金融资产投资进行盈余操纵行为,促进企业投资结构偏向实体投资。第四,纳税信用评级披露能够降低企业实体投资成本,缩小实体投资与金融资产投资的收益差距,促进企业投资结构“脱虚向实”。第五,纳税信用评级披露这一柔性税收征管对强制性税收征管具有补充作用,当税收征管强度较弱时,纳税信用评级对企业投资结构偏向的促进作用更为显著。

基于研究发现,本文提出如下政策建议:一是纳税信用评级披露制度作为传统税收征管方式的有益补充,在提高企业纳税遵从度、完善社会信用体系建设的同时,能够通过激励效应、外部监督以及声誉机制进一步引导企业投资结构偏向实体投资,表现出“信用建设”和“脱虚向实 ”的双赢效果,有利于市场经济平稳健康发展。因此,税务部门应当进一步完善纳税信用评级披露制度,科学设置纳税信用评级指标,准确识别企业纳税信用级别。除了目前公布的A级纳税人名单,可以考虑逐步公布B、C、D和M等其他纳税信用级别的企业名单,充分发挥纳税信用评级披露制度的激励效应和监督作用。同时,将纳税信用评级各项指标得分信息和评级结果作为识别企业纳税信用和风险的“二维码”,依托大数据扩大纳税信用评级信息的共享和应用范围,以发挥对企业投资决策行为的更大引导作用。二是在当前非金融企业实体投资持续低迷而金融化趋势不断加剧的事实下,如何降低市场主体之间信息不对称,缓解企业面临的资金约束,进一步降低实体经营成本是引导经济“脱虚向实”亟需探讨的问题。本文发现纳税信用评级披露制度能够向市场传递一定的企业信用声誉信息,降低企业与投资者之间的信息不对称,提高企业商业信用额度和银行信贷规模,进而影响企业投资者决策。因此,税务机关及相关政府部门应当进一步增加和多样化联合激励措施,提高联合激励的力度,切实发挥纳税信用评级披露的“激励效应”;同时,扩大纳税信用评级信息的共享主体和应用范围,要求企业在进行经营交易时披露自身的纳税信用等级,以降低市场主体之间信息不对称程度。三是对企业自身来说,纳税信用是企业社会信用的重要组成部分,纳税信用评级为A可以缓解企业内部信息不对称,为企业带来“光环效应”,获得更多投资者的关注。企业不仅可以获得融资便利等“物质”奖励,同时也可以提升社会声誉等软实力。企业应当积极参与纳税信用评级管理,加强自身的信用建设,进一步提升企业的治理水平,建立良好的声誉形象。尤其当企业面临较为严重的融资约束问题、分析师跟踪人数少以及信息披露质量评级较低等情境时,企业更应该借助良好的纳税信用评级披露以获得更多的社会资源和关注度。

注释：