減稅激勵、融資約束與企業(yè)脫實向虛

譚 雪, 李婧萱

(1.湖南師范大學(xué) 商學(xué)院,湖南 長沙 410081;2. 西南交通大學(xué) 經(jīng)濟管理學(xué)院,四川 成都 610031)

一、 引言

自西方發(fā)達國家掀起金融自由化、去工業(yè)化浪潮以來,實體企業(yè)“脫實向虛”的危害顯著。金融、房地產(chǎn)業(yè)汲取原本投向?qū)嶓w經(jīng)濟的資本,實體與虛擬經(jīng)濟逐漸脫節(jié),導(dǎo)致泡沫化嚴重,帶來一系列金融問題。近年來,我國實體經(jīng)濟走勢疲軟,2008年金融危機后,金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)持續(xù)走高,正處于新常態(tài)增長速度換擋期、結(jié)構(gòu)調(diào)整陣痛期、前期刺激政策消化期三期疊加的中國經(jīng)濟已然出現(xiàn)“脫實向虛”問題[1-2]。黨的十九大報告明確金融發(fā)展要服務(wù)于實體經(jīng)濟,完善金融監(jiān)管體系,防范系統(tǒng)性風險。因此,引導(dǎo)金融業(yè)服務(wù)于實體經(jīng)濟,緩解“脫實向虛”問題,是國家及各界廣泛關(guān)注的熱點。

與此同時,政府積極推進供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革,不僅多次在座談會、工作報告中強調(diào)減稅是供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要一環(huán),更是明確提出減稅降費預(yù)算目標,敦促減稅效應(yīng)落在實處,釋放企業(yè)活力。研究發(fā)現(xiàn),稅負變化影響企業(yè)投資水平與投資結(jié)構(gòu)。例如,增值稅轉(zhuǎn)型改革顯著增加企業(yè)投資[3],影響企業(yè)固定資產(chǎn)投資結(jié)構(gòu)[4],增值稅留抵退稅政策提高了固定資產(chǎn)投資[5]。同時,結(jié)構(gòu)性減稅政策調(diào)整了企業(yè)投資結(jié)構(gòu)[6],區(qū)域性稅收優(yōu)惠提高了企業(yè)異地投資動機[7]。此外,減稅激勵會促進對外直接投資的創(chuàng)新溢出[8],提高重污染企業(yè)的環(huán)保投資[9],加大風險投資企業(yè)、風險投資基金對初創(chuàng)科技型企業(yè)的資金扶持,進一步促進創(chuàng)業(yè)企業(yè)創(chuàng)新[10-11]。因此,減稅激勵是否對企業(yè)“脫實向虛”具有抑制作用,以及如何影響企業(yè)“脫實向虛”,有待進一步研究。

關(guān)于“脫實向虛”的影響因素可歸納為內(nèi)部因素及外部因素兩方面。在內(nèi)部因素上,股權(quán)質(zhì)押[12]、非國有股東治理[13]、混合所有制程度[14]、金字塔控股結(jié)構(gòu)[15]等股權(quán)結(jié)構(gòu)差異影響企業(yè)實體經(jīng)濟發(fā)展。高管金融背景[16]、團隊穩(wěn)定性[17]等高管特質(zhì)影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置。黨組織參與治理也對“脫實向虛”具有顯著影響[18]。在外部因素上,我國實行量化寬松貨幣政策,信貸資金供應(yīng)促進了企業(yè)實體投資[19]。此外,財政激勵政策提升了企業(yè)權(quán)益性投資[20],經(jīng)濟政策不確定性影響金融資產(chǎn)投資總量[1],政府審計抑制了國有企業(yè)金融化傾向[21]。在監(jiān)管層面,加強金融監(jiān)管能促進實體經(jīng)濟發(fā)展[22],而非處罰性監(jiān)管壓力增加了企業(yè)短期金融資產(chǎn)配置[23]。

綜上,企業(yè)“脫實向虛”的影響因素成為重要議題,但現(xiàn)有文獻側(cè)重于“脫實向虛”的金融化維度,且稅收研究大多停留在政策宏觀層面,少有文獻從企業(yè)層面量化分析稅收激勵對“脫實向虛”的影響機理。基于此,本文將以2009—2020年滬深A(yù)股上市公司為研究對象,試圖分析減稅激勵對企業(yè)“脫實”“向虛”兩維度的影響,厘清減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的作用機制和微觀層面異質(zhì)性,以期為實體企業(yè)緩解主營業(yè)務(wù)優(yōu)化和金融資產(chǎn)配置之間的矛盾提供經(jīng)驗證據(jù),為進一步優(yōu)化減稅降費政策、推動供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革、完善“脫虛向?qū)崱毕嚓P(guān)部署提供政策建議。

本文的主要貢獻可能在于:(1)擴展企業(yè)“脫實向虛”研究維度?，F(xiàn)有文獻側(cè)重探討企業(yè)“脫實向虛”金融化維度的影響因素及經(jīng)濟后果,本文則將“脫實向虛”擴展為實體化和金融化兩個維度同時進行研究,分析減稅對二者的影響機制和作用效果,這是對企業(yè)投資領(lǐng)域文獻的有益補充。(2)豐富企業(yè)減稅效應(yīng)的研究。本文系統(tǒng)檢驗減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的影響路徑和作用機制,探討融資約束的中介效應(yīng)和股權(quán)激勵、股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)效應(yīng),將為“脫實向虛”的治理提供微觀的經(jīng)驗證據(jù)。

二、 理論分析與研究假設(shè)

(一) 減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”

實物期權(quán)理論認為,一項實體資產(chǎn)投資進行之后,其沉沒成本與機會成本已經(jīng)發(fā)生,具有不可逆性[24]。因此,企業(yè)對固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和長期資產(chǎn)的投資會更加審慎。一方面,當企業(yè)預(yù)期未來現(xiàn)金流水平短缺時,會推遲投資時間和減少當前投資規(guī)模以預(yù)防潛在風險的發(fā)生。另一方面,一項投資的流動性取決于投資可逆性,投資資金在投資可逆性越強的項目中越容易被收回。而固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)及長期資產(chǎn)投資可逆性弱,加上在融資約束嚴重的環(huán)境下企業(yè)容易陷入流動性危機,因此,減稅激勵能夠促進實體投資。首先,減稅激勵為企業(yè)帶來直接、快速的增量利潤,提高企業(yè)的盈利能力[9]。這種增量利潤在一定程度上彌補了實體投資的沉沒成本和機會成本,對沖實體投資前期高額的成本費用,穩(wěn)定企業(yè)利潤及盈利波動,進而降低企業(yè)對實體投資的謹慎程度。其次,減稅激勵不僅緩解了企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流短缺,還提高了企業(yè)稅后預(yù)期收益率,增加投資機構(gòu)的投資意愿,吸引外部風險投資[10],進而緩解融資約束。良好的融資環(huán)境能避免企業(yè)陷入流動性危機,為實體投資提供資金支持,提高企業(yè)實體投資意愿。綜上,減稅激勵使得企業(yè)緩解對未來現(xiàn)金流短缺引起的財務(wù)困境的恐慌,進而減少對短期暴利的追求,專注企業(yè)主營業(yè)務(wù)發(fā)展,更新固定資產(chǎn)設(shè)備,研發(fā)創(chuàng)新新產(chǎn)品,增加產(chǎn)品市場競爭力。基于此,本文提出如下假設(shè):

H1a:減稅激勵能夠提高企業(yè)實體投資,即抑制企業(yè)“脫實”。

在我國經(jīng)濟總體下行,實體經(jīng)濟投資回報率低于金融投資回報率背景下,投資實業(yè)或創(chuàng)新研發(fā)等實體活動的企業(yè)稅后回報率低,因而被迫退出市場,而參與了金融投資等高投資回報的企業(yè)則留在市場中,這加劇了整個市場的“向虛”情況。同時,由于金融投資具有可逆性、回報周期短的特征,在企業(yè)稅負過重和融資難的大環(huán)境下,企業(yè)金融化現(xiàn)象愈發(fā)明顯。

企業(yè)配置金融資產(chǎn)可能導(dǎo)致“擠出效應(yīng)”和“蓄水池效應(yīng)”?！皵D出效應(yīng)”認為企業(yè)配置金融資產(chǎn)的目的是投機套利,資金短缺時該動機更明顯?！靶钏匦?yīng)”認為,企業(yè)將在資金充裕時購買金融資產(chǎn),在資金短缺時出售金融資產(chǎn)以服務(wù)主業(yè)。在我國,學(xué)者已證實金融化的“擠出效應(yīng)”大于“蓄水池效應(yīng)”[25],即企業(yè)在可獲得資金增加時,投機套利動機減弱,實體投資動機增強。因此,減稅激勵能夠緩解企業(yè)金融化。首先,減稅激勵縮小了實體投資與金融投資間的回報率差異[26]。稅負是企業(yè)利潤重要影響因素,減稅激勵帶來的增量利潤提升企業(yè)盈利能力,降低企業(yè)生產(chǎn)性成本,增加實體經(jīng)濟利潤,在一定程度上降低管理層投機套利動機。其次,減稅激勵增加了企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流,吸引外部投資資金,緩解融資約束。這使得企業(yè)獲取資金難度減小,管理者預(yù)期可支配現(xiàn)金流保有量增多,降低了管理層由于業(yè)績匱乏或資金短缺而配置金融資產(chǎn)投機套利的傾向。減稅降低了企業(yè)經(jīng)營面臨的支出,減少了企業(yè)資金獲取難度和投資套利動機?；诖?本文提出如下假設(shè):

H1b:減稅激勵能夠緩解企業(yè)金融化,即抑制企業(yè)“向虛”。

(二) 減稅激勵、融資約束與企業(yè)“脫實向虛”

首先,減稅激勵提高企業(yè)內(nèi)源融資空間。廣義上,稅收是企業(yè)成本的重要組成部分。減稅激勵使得企業(yè)盈余公積金和未分配利潤增多,從而增加企業(yè)當前可支配現(xiàn)金流水平,增強企業(yè)內(nèi)部融資能力,減少對股權(quán)融資、債權(quán)融資的需求,進而減少資本成本,緩解企業(yè)融資約束。其次,減稅激勵提升企業(yè)外源融資空間。投資者會衡量投資收益和風險大小,若監(jiān)督成本高于投資收益,則投資者不會投資資金,即便投資也會要求資金的高回報來補償成本。減稅激勵提高了企業(yè)稅后收益率,降低了企業(yè)生產(chǎn)性成本,傳遞企業(yè)運行和盈利情況良好的信號。減稅激勵通過向銀行等金融機構(gòu)或者風險投資者發(fā)送信號,減少信貸軟約束,吸引風險投資等進入企業(yè),拓展外部融資渠道[27]。最后,減稅激勵降低企業(yè)避稅動機。為了保持未來的持續(xù)現(xiàn)金流,企業(yè)會通過各種合法、非合法避稅行為粉飾報表,加劇信息不對稱程度,使得投資者無法獲取真實情況。在信息不對稱情況下,投資者為保障資金安全選擇謹慎投資,從而加大企業(yè)融資成本。因此稅負減少能降低企業(yè)避稅動機,有利于企業(yè)融資約束的緩解。

融資約束程度影響企業(yè)金融資產(chǎn)配置。當企業(yè)面臨融資約束減弱時,企業(yè)融資難度降低,管理者預(yù)期可支配現(xiàn)金流保有量增多,緩解了流動性壓力,減少了投機套利動機,使企業(yè)有足夠資金投入主業(yè)活動中。基于此,本文提出如下假設(shè):

H2:減稅激勵通過緩解融資約束影響企業(yè)“脫實向虛”。

三、 研究設(shè)計

(一) 數(shù)據(jù)選取

本文選取滬深兩市2009—2020年A股所有上市公司為樣本,并做了如下處理:(1)由于ST公司數(shù)據(jù)不符合市場實情且有失公允,如納入將增大實證結(jié)果誤差,故剔除了*ST、ST公司;(2)由于金融、房地產(chǎn)行業(yè)金融屬性強,實體經(jīng)濟屬性弱,故剔除金融、房地產(chǎn)行業(yè)公司;(3)由于退市公司存在數(shù)據(jù)失真和數(shù)據(jù)缺失的問題影響檢驗結(jié)果,故剔除退市、存在缺漏值的公司;(4)剔除企業(yè)實際所得稅率異常的樣本;(5)剔除稅前利潤總額小于等于0的樣本。經(jīng)過處理,最終獲得28610個樣本數(shù)據(jù)。減稅激勵數(shù)據(jù)來自wind數(shù)據(jù)庫,通過計算得出減稅激勵指標。實體投資、金融化計算數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR),行業(yè)代碼依據(jù)證監(jiān)會2012年分類標準,制造業(yè)上市企業(yè)較多,因此取二級分類細化研究,其他行業(yè)取一級分類。其他變量信息均來自公司年報、wind數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)。同時為避免極端值影響,進一步提高樣本數(shù)據(jù)有效性,本文對連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize縮尾處理。

(二) 變量定義與模型設(shè)定

為驗證假設(shè)H1,探究企業(yè)減稅激勵與實體企業(yè)“脫實向虛”的關(guān)系,參考已有研究[28],本文設(shè)計如下模型:

Invest/Fin=α0+α1Taxcut+α2Size+α3Lev+α4Roa+α5Indep+α6Dual+α7Top1+α8Inst+α9Occupy+Year+Industry+ε

(1)

參考許偉等人的研究[3],本文用企業(yè)購買和處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金除以總資產(chǎn)來衡量實體投資(Invest)。由于金融投資與實體投資的擠壓效應(yīng)、企業(yè)對風險的規(guī)避,本文預(yù)期減稅激勵正向影響企業(yè)實體投資。

Fin為企業(yè)金融化程度,采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比值來定義,由于貨幣資金無法像其他金融資產(chǎn)一樣產(chǎn)生投資收益,并且其中一部分來源于公司經(jīng)營活動,因此本文對金融資產(chǎn)的定義并未包括貨幣資金。同時,隨著房地產(chǎn)業(yè)的迅猛發(fā)展,企業(yè)投資房地產(chǎn)的動機傾向于短期謀利,房地產(chǎn)已具備金融產(chǎn)品屬性,故本文將其包含在金融資產(chǎn)定義中。具體按照如下公式:

Fin=(交易性金融資產(chǎn)+衍生金融資產(chǎn)+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+長期股權(quán)投資凈額)/資產(chǎn)總計對于解釋變量減稅激勵Taxcut,現(xiàn)有文獻用稅率的差額衡量[9],本文參考了此類做法。具體而言,考慮到不同年份同一行業(yè)減稅宏觀政策變化影響,同一年份的不同行業(yè)在政策影響下也存在差異性,本文定義企業(yè)稅率為稅金及附加與所得稅費用之和,選擇營業(yè)總收入作為分母進行標準化處理,在此基礎(chǔ)上計算出同一年份企業(yè)所處行業(yè)所有企業(yè)稅率的中位數(shù),將減稅激勵定義為該中位數(shù)減去該企業(yè)的企業(yè)稅率。

本文控制變量包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負債率、總資產(chǎn)凈利潤率、獨立董事比例、兩職合一、機構(gòu)投資者持股比例、大股東資金占用等。此外,本文加入行業(yè)虛擬變量及年份虛擬變量以控制行業(yè)、年份對研究帶來的影響。具體如表1所示。

表1 變量及其定義

為驗證假設(shè)H2,探究融資約束的中介效應(yīng),本文參考White和Wu的研究構(gòu)建融資約束WW指數(shù)[29],通過中介效應(yīng)模型進行檢驗,模型第一步已在式(1)給出,第二步、第三步公式如下:

WW=α0+α1Taxcut+α2Size+α3Lev+α4Roa+α5Indep+α6Dual+α7Top1+α8Inst+α9Occupy+Year+Industry+ε

(2)

Invest/Fin=α0+α1WW+α2Taxcut+α3Size+α4Lev+α5Roa+α6Indep+α7Dual+α8Top1+α9Inst+α10Occupy+Year+Industry+ε

(3)

四、 實證結(jié)果分析

(一) 描述性統(tǒng)計分析

從表2列示的主要變量的描述性結(jié)果可以看出,被解釋變量企業(yè)金融化與企業(yè)實體投資均值分別為0.067、0.051,中位數(shù)為0.026、0.036,分布較為均衡。實體投資均值為0.051大于中位數(shù)0.036,小于最大值0.231,這表明公司實體投資整體水平低,實體投資不足。解釋變量減稅激勵均值為-0.007,中位數(shù)為0,中位數(shù)大于均值,超過半數(shù)的上市公司高于平均數(shù),這表明自減稅提出以來,減稅降費初步取得成效,最小值為-0.160,最大值為0.052,企業(yè)之間存在一定減稅效果差異,減稅降費還有進一步完善空間。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

(二) 多元回歸結(jié)果

1. 減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”(假設(shè)H1)

減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”的多元回歸結(jié)果如表3所示。列(1)、列(3)探討了減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”的關(guān)系,列(1)中減稅激勵(Taxcut)系數(shù)在1%水平上顯著為正(t=2.45,p<0.01),減稅激勵與企業(yè)實體投資呈顯著正相關(guān)關(guān)系,即減稅激勵能促進企業(yè)的實體投資。列(3)中Taxcut系數(shù)在1%水平上顯著為負(t=-6.36,p<0.01),減稅激勵與企業(yè)金融化呈顯著負相關(guān),即減稅激勵越多越能抑制企業(yè)對金融資產(chǎn)的投資。

表3 減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”

控制變量方面,資產(chǎn)負債率(Lev)與企業(yè)金融化呈顯著負相關(guān)關(guān)系,與實體投資呈顯著正相關(guān)關(guān)系,資產(chǎn)負債率越高的公司,越可能緩解企業(yè)“脫實向虛”,這或許是因為資產(chǎn)負債率高表明企業(yè)本身存在良好的借貸能力,外部投資者信任度高,不需要依賴金融投資獲取短期超額收益。大股東資金占用(Occupy)進行的“隧道挖掘”行為,將侵害企業(yè)經(jīng)營利潤,減少企業(yè)實體投資資金。在盈利指標上,ROA與企業(yè)實體投資的相關(guān)系數(shù)為0.135,呈正相關(guān)關(guān)系并且在1%水平上顯著。這表明企業(yè)實體投資受盈利能力影響,實體投資需要資金的注入,獲利水平高的企業(yè)自然具備更強的投資能力。公司治理指標中,兩職合一(Dual)與企業(yè)實體投資顯著正相關(guān),可能是因為總經(jīng)理和董事長兩職合一賦予總經(jīng)理較大權(quán)利,縮短溝通鏈條,做出高效投資決策。

2. 減稅激勵、融資約束和企業(yè)“脫實向虛”(假設(shè)H2)

基于主回歸,本文引入融資約束(WW)作為中間變量,探討減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”影響機制。本文使用中介效應(yīng)模型中逐步檢驗回歸系數(shù)的方法[30],對融資約束的中介效應(yīng)進行檢測,主要分為以下三步:(1)檢驗減稅激勵對企業(yè)金融化、實體投資的影響。(2)檢驗減稅激勵對企業(yè)融資約束水平的影響。(3)在步驟(1)基礎(chǔ)上,加入融資約束,探討其在減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”關(guān)系中的作用,若融資約束(WW)系數(shù)顯著,則為不完全中介效應(yīng),若系數(shù)不顯著,則為完全中介效應(yīng)。

表4報告了路徑“減稅激勵—融資約束—企業(yè)‘脫實向虛’”的檢驗結(jié)果。中介效應(yīng)檢驗第一步結(jié)果已在表3中呈現(xiàn)。表4列(1)為中介效應(yīng)檢驗第二步的檢驗結(jié)果,Taxcut的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負,即減稅激勵對融資約束存在負向影響,說明企業(yè)稅負的降低的確能緩解企業(yè)面臨的融資約束問題。列(2)、列(3)為中介效應(yīng)第三步的檢驗結(jié)果,也是本文最關(guān)注的部分,融資約束(WW)回歸系數(shù)分別在實體投資(Invest)、金融化程度(Fin)1%水平上顯著為負、為正,說明企業(yè)面臨的融資約束越少,企業(yè)金融化傾向越能得到緩解,實體投資規(guī)模越大。Taxcut系數(shù)顯著,表明融資約束是企業(yè)稅負與企業(yè)“脫實向虛”關(guān)系的不完全中介變量。此外,中介效應(yīng)Sobel檢驗結(jié)果支持了該結(jié)論,對應(yīng)的Z統(tǒng)計量為6.019和-5.228,在1%的水平上顯著,中介效應(yīng)占比分別為4.7%和2.3%,說明在減稅激勵緩解企業(yè)脫實向虛的總效應(yīng)中,融資約束起到部分間接促進作用,證實了本文的猜想。

表4 減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的治理機制

(三) 進一步檢驗:股權(quán)激勵與股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)效應(yīng)

1. 管理層股權(quán)激勵對減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”的調(diào)節(jié)作用

股權(quán)激勵通過賦予管理層一定股份,使其與股東目標一致,站在股東立場思考決策問題[31],進而提高企業(yè)績效,是一種長期激勵手段。在股權(quán)激勵作用下,管理層更可能從企業(yè)長遠發(fā)展的角度進行實體投資,這種實體投資行為向外界傳遞投資項目的積極信息,緩解信息不對稱,降低融資約束[32],進一步加強了減稅效應(yīng),有助于緩解企業(yè)實體投資資金獲取問題。從協(xié)同性看,管理層股權(quán)激勵具有利益協(xié)同效應(yīng)[31],管理者與高管的利益協(xié)同效應(yīng)促使管理者通過實現(xiàn)企業(yè)價值增長的方式來獲取收益。減稅效應(yīng)下企業(yè)未來可支配資金增多,盈利波動穩(wěn)定,受股權(quán)激勵越多的管理層在利益協(xié)同效應(yīng)下更有動機進行實體投資,改善經(jīng)營管理、優(yōu)化資產(chǎn)結(jié)構(gòu),以實現(xiàn)企業(yè)可持續(xù)長遠發(fā)展?；诖?本文假設(shè)管理層股權(quán)激勵能夠加強減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用。

為探究管理層股權(quán)激勵的調(diào)節(jié)作用,在模型(1)的基礎(chǔ)上,本文進一步加入管理層股權(quán)激勵(Mshare,等于管理層所持有股本占總股本比重)與減稅激勵(Taxcut)的交乘項進行回歸,回歸結(jié)果如表5列(1)、列(2)所示。結(jié)果表明,Taxcut與企業(yè)實體投資Invest顯著正相關(guān),與企業(yè)金融化程度(Fin)顯著負相關(guān),主回歸結(jié)果未改變。同時交乘項系數(shù)分別為0.443、-0.281,管理層持股正向調(diào)節(jié)減稅與企業(yè)“脫實向虛”關(guān)系,即管理層持股水平越高,減稅對企業(yè)“脫實向虛”抑制作用越強。

表5 基于企業(yè)管理層股權(quán)激勵、股權(quán)制衡度調(diào)節(jié)作用的回歸分析

2. 股權(quán)制衡度對減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”的調(diào)節(jié)作用較高的股權(quán)制衡度增強企業(yè)監(jiān)督效應(yīng),抑制控股股東謀求短期利潤(如金融投資收益)的自利行為,減少管理層追求短期績效進而影響股東財務(wù)增值機會的動機。一方面,較高的股權(quán)制衡度能發(fā)揮多個大股東的監(jiān)督合力,督促管理層盡到勤勉責任,降低債權(quán)人的投資風險和對企業(yè)的風險溢價[33],進一步降低減稅效應(yīng)下的外部融資成本,加強實業(yè)項目投資。另一方面,較高的股權(quán)制衡度打破“一言堂”的局面,加強對第一大股東的監(jiān)督,確保減稅激勵的增量利潤流向利于企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的優(yōu)質(zhì)實體項目?；诖?本文預(yù)期較高的股權(quán)制衡度能夠加強減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用。

為探究股權(quán)制衡度的調(diào)節(jié)作用,在模型(1)的基礎(chǔ)上,本文進一步放入股權(quán)制衡度(Balance,等于第二至第五大股東持股比例與第一大股東持股比例之差)及其與減稅激勵(Taxcut)的交乘項進行回歸,回歸結(jié)果如表5列(3)、列(4)所示。結(jié)果表明,減稅激勵Taxcut與企業(yè)實體投資Invest顯著正相關(guān),與企業(yè)金融化程度(Fin)顯著負相關(guān),主回歸結(jié)果未改變。交乘項系數(shù)分別為0.025與-0.127,股權(quán)制衡度正向調(diào)節(jié)減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”關(guān)系,即較高的股權(quán)制衡度能加強減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用。

(四) 異質(zhì)性分析

1. 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

在融資問題上,國有企業(yè)有政府背書,面臨風險時能夠獲得政府的資金支持,更容易獲得金融機構(gòu)貸款,面臨的融資問題相對較小。同時,資金“脫實向虛”行為能夠為企業(yè)帶來更高的短期報酬,這就使得管理層在國企考核和個人政治生涯考慮的基礎(chǔ)上,為了追求在任期內(nèi)實現(xiàn)業(yè)績最大化而忽視企業(yè)長遠發(fā)展。因此,相對于國有企業(yè),非國有企業(yè)更注重企業(yè)的存續(xù)問題,代理問題相對較輕,更可能積極利用減稅激勵下的增量利潤投資實業(yè)來維持企業(yè)的可持續(xù)發(fā)展。

本文根據(jù)是否國企設(shè)定虛擬變量SOE,若樣本公司屬于國企,賦值為1,若樣本公司屬于非國企,賦值為0。我們根據(jù)是否國企虛擬變量進行分組回歸。

如表6所示,列(1)、列(3)為國有企業(yè)分組回歸結(jié)果,列(2)、列(4)為非國有企業(yè)分組回歸結(jié)果。結(jié)果表明,無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè),減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”關(guān)系均顯著,但非國有企業(yè)分組回歸中,Taxcut系數(shù)明顯增加。本文借助似無相關(guān)模型檢驗分組回歸系數(shù)的顯著性(下同),減稅激勵與實體投資、金融化經(jīng)驗p值分別為0.044和0.003,分別在5%、1%水平上顯著,證實組間系數(shù)存在明顯差異性,即非國有企業(yè)顯著增強了減稅對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用。

表6 基于產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性分析

2. 基于企業(yè)所在行業(yè)的異質(zhì)性分析

從實業(yè)依賴程度上看,無論現(xiàn)金流緊缺程度和融資約束水平如何,制造業(yè)企業(yè)很少占用過多的實體投資資金,即便進行短期金融投資,也趨向于為實業(yè)發(fā)展提供流動性儲備。這是因為相比于非制造行業(yè),制造業(yè)企業(yè)依賴廠房、流水線等固定資產(chǎn),以提高生產(chǎn)效率、增加產(chǎn)能、降低生產(chǎn)成本為發(fā)展目標。因此,減稅激勵帶來的“脫實向虛”趨勢減緩效應(yīng)在制造業(yè)和非制造業(yè)間可能存在差異。

本文根據(jù)是否制造行業(yè)設(shè)定虛擬變量MF,若樣本公司所處行業(yè)為制造業(yè),賦值為1,若樣本公司所處行業(yè)為非制造業(yè),賦值為0。根據(jù)是否制造業(yè)虛擬變量進行分組回歸,回歸結(jié)果如表7所示,列(1)、列(3)為制造業(yè)分組回歸結(jié)果,列(2)、列(4)為非制造業(yè)分組回歸結(jié)果。結(jié)果表明,無論是否制造業(yè)行業(yè),減稅激勵顯著抑制企業(yè)“脫實向虛”。減稅激勵對實體投資的顯著促進作用在制造業(yè)更明顯,Taxcut系數(shù)由非制造業(yè)的0.058增加到0.149,通過系數(shù)檢驗;減稅對金融化的顯著抑制作用在非制造業(yè)更明顯,Taxcut系數(shù)由制造業(yè)的0.144增加到0.593,通過系數(shù)檢驗。這說明,在減稅激勵的作用下,非制造業(yè)企業(yè)金融化趨勢緩解更明顯,制造業(yè)企業(yè)實體投資增加作用更明顯。出現(xiàn)這一結(jié)果的原因在于,制造業(yè)企業(yè)價值增長主要依靠實業(yè)發(fā)展,需要提高生產(chǎn)效率、增加產(chǎn)能,優(yōu)化生產(chǎn)結(jié)構(gòu)。企業(yè)即便進行短期金融投資,也不會占用過多的實體投資資金。在減稅的作用下,減稅節(jié)約的部分現(xiàn)金流刺激制造業(yè)企業(yè)對實業(yè)發(fā)展的追求,將更多的資金運用在實體投資上。非制造企業(yè)對固定資產(chǎn)的依賴較小,資金更多地投入到短期金融投資,因而減稅對其“向虛”的抑制作用更強。

表7 基于企業(yè)所在行業(yè)的異質(zhì)性分析

3. 基于政府補助的異質(zhì)性分析

政府補助水平的高低能夠影響企業(yè)可支配資金流和融資約束壓力。政府補助對企業(yè)經(jīng)營最直觀的影響體現(xiàn)為增加企業(yè)持有可用資產(chǎn)。因此,在不同政府補助下,減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用存在差異。政府補助水平低的企業(yè),來自政府額外的自由可支配資金較少,因而現(xiàn)金流更為緊缺,在減稅的影響下,對短期金融投資的追求能夠得到更多的緩解。

本文用資產(chǎn)總額對樣本公司政府補助金額做標準化處理,并根據(jù)年度均值分組,將大于均值的樣本設(shè)置為高政府補助組,將小于均值的樣本設(shè)置為低政府補助組,并分別進行回歸?；貧w結(jié)果如表8所示,列(1)、列(3)為高政府補助組回歸結(jié)果,列(2)、列(4)為低政府補助組回歸結(jié)果。結(jié)果表明,在低政府補助組中,減稅激勵抑制實體投資、企業(yè)金融化效果更加顯著,通過系數(shù)差異檢驗。這說明減稅對企業(yè)“脫實向虛”緩解作用在政府補助水平較低的企業(yè)更為顯著。原因在于,政府補助水平高的企業(yè),本身具備較充足的自由可支配資金,減稅的利潤留存效果作用相對小。但在政府補助水平較低的企業(yè)中,為了緩解現(xiàn)金流緊張,公司管理層追求能帶來短期高收益的金融投資項目,在減稅效應(yīng)的影響下,這種對短期金融投資的追求能夠在很大程度上得到緩解,從而抑制企業(yè)的“脫實向虛”程度。

表8 基于企業(yè)政府補助的異質(zhì)性分析

(五) 敏感性分析和內(nèi)生性測試

第一,貨幣資金是否能完全歸于金融化行為尚存爭議,因此本文首先加入貨幣資金重新定義廣義金融化水平進行回歸,同時,為體現(xiàn)減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的綜合影響,采用主成分分析法對實體投資指標和金融化指標提取主成分,構(gòu)造整體的“脫實向虛”二維指標。為使基礎(chǔ)指標之間具有可通約性,對實體投資指標取倒數(shù)處理。其次,本文進一步采用個體固定效應(yīng)模型控制公司層面的影響。以上回歸結(jié)果均與前文結(jié)論一致。最后,本文參照已有研究[34],設(shè)定投資不足虛擬變量,本文還采用研發(fā)支出占總資產(chǎn)比例替換實體投資變量,以探討減稅對創(chuàng)新投資的影響。結(jié)果表明,減稅能夠減少企業(yè)投資不足水平,并增強創(chuàng)新投資水平(因篇幅限制,結(jié)果留存?zhèn)渌?下同)。

第二,本文采用工具變量法進行內(nèi)生性測試,用同一地區(qū)同一行業(yè)除特定公司外所有企業(yè)稅率的均值作為工具變量,該工具變量對本文模型來說兼具相關(guān)性和外生性。一方面,該工具變量與特定公司減稅情況有一定相關(guān)性;另一方面,該工具變量無法直接影響個體的“脫實向虛”程度。本文還采用解釋變量的滯后一期作為工具變量。工具變量法的結(jié)果與前文一致,驗證了本文結(jié)果的有效性。另外,為進一步緩解減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”潛在的互為因果問題,本文將減稅激勵變量滯后一期重新回歸。在緩解互為因果問題后,減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”依然具有抑制作用。

第三,為了減輕內(nèi)生性的擔憂,本文還進行了雙重差分法(DID)測試。2012年,財政部、國家稅務(wù)總局發(fā)布《關(guān)于公共基礎(chǔ)設(shè)施項目和環(huán)境保護、節(jié)能節(jié)水項目企業(yè)所得稅優(yōu)惠政策問題的通知》(下文簡稱10號文),明確了相關(guān)企業(yè)項目營業(yè)收入在“三免三減半”所得稅優(yōu)惠政策下的納稅年度,有利于水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)企業(yè)依據(jù)政策申請所得稅減免。如果減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”有負向影響,那么在10號文實行之后,所處水利、環(huán)境和公共設(shè)施管理業(yè)企業(yè)的“脫實向虛”程度將得到緩解。為此,本文加入分類和時間虛擬變量,二者交乘項系數(shù)為政策效應(yīng)?；貧w結(jié)果符合本文結(jié)論。

五、 結(jié)論性評述

對實體企業(yè)而言,實體投資是企業(yè)可持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)和源泉,更是企業(yè)良性發(fā)展的重要抓手。但金融市場的蓬勃發(fā)展,讓市場陷入投資熱潮,非金融企業(yè)的廣泛參與,使得“脫實向虛”現(xiàn)象愈發(fā)嚴重。本文選取2009—2020年A股市場上市公司有效數(shù)據(jù),研究減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的影響。研究發(fā)現(xiàn):減稅激勵將使得企業(yè)減少對金融資產(chǎn)的投資,增加實體投資,即減稅激勵能抑制企業(yè)“脫實向虛”傾向;減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的影響通過融資約束機制傳遞,融資約束在減稅激勵與企業(yè)“脫實向虛”的關(guān)系中發(fā)揮中介效應(yīng);較高的股權(quán)激勵、股權(quán)制衡度加強了減稅激勵對企業(yè)“脫實向虛”的抑制作用;在非國企、低政府補助水平分組中,減稅激勵將使企業(yè)“脫實向虛”水平得到更多程度的降低,非制造業(yè)企業(yè)金融化趨勢緩解更明顯,制造業(yè)企業(yè)實體投資增加作用更明顯。

由以上結(jié)論,本文提出如下政策建議:(1)減稅激勵是降低企業(yè)經(jīng)營成本、激發(fā)企業(yè)投資活力的有效途徑,能夠有效緩解企業(yè)“脫實向虛”。因此,要貫徹減稅降費方針政策。具體而言,首先通過加大政策宣傳力度,普惠大中小型企業(yè),為企業(yè)帶來實質(zhì)利益。其次,填補虛擬經(jīng)濟稅收監(jiān)管的空白處,用財稅政策的方式引導(dǎo)虛擬經(jīng)濟去泡沫化,防控金融風險對實業(yè)經(jīng)濟的侵蝕,建設(shè)虛擬經(jīng)濟的服務(wù)型角色。(2)復(fù)雜的融資環(huán)境、苛刻的融資條件將大大削弱減稅激勵的作用。因此,營造適度寬松的融資環(huán)境有利于實現(xiàn)稅收政策去金融化、促進實體主業(yè)投資的政策目標。同時,要建立嚴密的資金管控系統(tǒng),嚴防融資資金流向錯誤,確保融資資金正確流向?qū)崢I(yè)投資。(3)引導(dǎo)企業(yè)加強對管理層的股權(quán)激勵,優(yōu)化企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu),發(fā)揮多個大股東的監(jiān)督作用。完善公司治理體系,打造平衡穩(wěn)定的內(nèi)部環(huán)境,能夠使減稅效應(yīng)得到更好的發(fā)揮。(4)根據(jù)不同行業(yè)、不同地區(qū)、不同治理水平公司的經(jīng)營訴求,探索建立相互協(xié)調(diào)、相互匹配、具有企業(yè)特色的稅收體系,激發(fā)實體間優(yōu)勢互補,暢通產(chǎn)業(yè)循環(huán),形成實體特色競爭力。

本文的研究展望包括以下幾方面:首先,限于數(shù)據(jù)可得性,研究對象為上市公司,缺乏對中小企業(yè)減稅效應(yīng)的探討。中小企業(yè)是國民經(jīng)濟重要組成部分,近年來減稅政策多涉及中小企業(yè),以期激發(fā)市場活力,因而進一步探討中小企業(yè)減稅效應(yīng)具有現(xiàn)實意義。其次,“向?qū)崱笔悄康暮透韭淠_點,與成功“脫虛”同等重要。如何發(fā)揮虛擬經(jīng)濟對實體經(jīng)濟的輔助功能,探索企業(yè)資金流入實體的有效渠道,激發(fā)企業(yè)動機,是未來需要關(guān)注的地方。最后,減稅效應(yīng)存在個體差異,深入挖掘企業(yè)在減稅激勵下的反應(yīng),有助于推動各項方針政策落地生根和不斷優(yōu)化。