反向混改与民营企业避税.pdf

刘笑霞李明辉0 6 7 现代经济探讨-2 0 2 4-0 2-财政金融反向混改与民营企业避税内容提要：以初始产权性质为民营的上市公司为对象,采用固定效应模型,考察了反向混改对企业避税行为的影响。结果发现,反向混改程度与企业避税程度呈显著正向关系。这表明,国有资本入股民营企业,并不会导致其像国有企业一样承担过重的税负;相反,还在一定程度上有助于企业避税,从而为股东带来利益。机制性检验表明,反向混改对避税的促进作用可能是由于国资能够对企业避税行为给予保护所导致。异质性检验表明,国资入股对反向混改企业避税活动的促进作用,在市场化水平较低、政府干预程度较强、税收监管强度较高以及民营经济发展环境较差地区更为明显。这一研究,有助于从避税的角度了解反向混改的作用,并加深对股权结构与公司避税行为之间关系的理解。关 键 词：反向混改 避税 股权结构中图分类号：F 1 2 1;F 2 7 5 文献标识码：A 文章编号：1 0 0 9-2 3 8 2(2 0 2 4)0 2-0 0 6 7-1 5一、引言中共中央关于全面深化改革若干重大问题的决定指出,混合所有制经济是中国基本经济制度的重要实现形式。中国的混合所有制改革,既包括非国有资本进入国有企业,即“国企混改”,也包括国有企业、国有资本平台进入非国有企业,即本文所称的反向混改。2 0 1 5年发布的中共中央、国务院关于深化国有企业改革的指导意见(中发2 0 1 52 2号)及国务院关于国有企业发展混合所有制经济的意见(国发2 0 1 55 4号)明确提出,“鼓励国有资本以多种方式入股非国有企业”。近年来,上海、深圳、南京等地的国资部门先后建立民营企业纾困基金、混改基金等投资基金,通过收购等方式入股甚至控股民营企业,一些中央和地方国有企业也积极参股民营企业。尤其是在环保、机械、金融、医药、集成电路等行业,反向混改相关的并购案此起彼伏,在资本市场上产生了重大影响。反向混改不仅意味着企业股权结构的变化,而且可能产生资源效应和治理效应,从而对企业的生产经营活动产生影响。避税是一个普遍性的企业行为。合理的避税,可以提高税后盈利水平,并能将更多的留存收益和现金留在企业中,这对股东而言是有利的。但避税行为也往往伴随着法律与监管风险,尤其是在避税激进程度较高的情况下。企业需要对避税的成本与收益进行权衡,以确定其避税策略(C h e n等,2 0 1 0)。产权性质和股权结构会影响避税活动的成本和收益,进而影响公司避税程度。由于国有企业目标更为多元、政府干预程度更高、管理者对避税风险相关的声誉风险更为敏感、上缴资本收益制度降低了避税的收益等原因,国有企业的避税程度通常低于民营企业。那么,反向混改会对民营企业避税产生何种影响呢?一方面,反向混改可能会抑制企业避税。国有资本入股,有利于企业加强与政府的联系,使之更多地考虑政府的需求,包括帮助政府实现财政收入增长目标以融洽政企关系,从而降低企业避税的动机;国有资本入股还可能缓解企业融资约束,从而降低其通过避税来获取更多自由现金的动力;国有资本入股还可能加强对管理层和控股股东抽租行为的约束,从而抑制基于抽租目的的激进性避税行为。另一方面,反向混改也可能会 基金项目:国家社会科学基金一般项目“民营企业 反向混改 的治理效应研究”(编号:2 1 B G L 0 1 1)。0 6 8 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH促进企业避税。反向混改后,国有资本的加入可能会为企业避税行为提供保护,并可能为企业优化内部信息环境更好地实施避税策略提供支撑。因此,在理论上,反向混改对企业避税行为的影响存在不确定性。这一不确定性,意味着对这一问题进行研究是有趣且重要的。基于这一目的,本文利用初始产权性质为民营的A股上市公司数据,以国有股东持股比例及其是否超过1 0%度量反向混改程度,以节税率作为公司避税程度的替代变量,进而采用固定效应模型考察反向混改对企业避税程度的影响。本文从如下方面推进了现有文献:一是拓展了反向混改后果的研究。本文通过考察反向混改对企业避税行为的影响,可以进一步从避税的角度丰富反向混改的经济后果的文献,并有助于深化对政府与企业行为之间关系的理解。二是拓展了公司避税行为影响因素的研究。本文的结果表明,反向混改有助于公司避税。这一发现,可以在以往“国有企业较少进行避税”的研究结论之外,提供关于国有股权与避税行为之间关系的新认识,从而有助于更深入地理解不同性质的股东以及混合所有制改革对公司避税行为的影响。三是在理论上,本文有助于深化公司避税行为的理解。除金鑫和俞俊利(2 0 1 5)等少数文献外,以往文献在探讨不同产权的企业避税的差异时,往往着眼于不同产权企业避税动力的差异,而忽视二者在避税能力上的差异。本文认为,企业避税程度,不仅取决于其避税的动力,而且取决于其能力,而反向混改提高了民营企业避税的能力。这一观点,对于更加深入、全面地理解不同产权性质企业的避税行为具有重要理论意义。二、文献回顾1.国内外相关文献综述(1)产权性质对避税的影响。多数文献发现,与非国有企业相比,国有企业承担了较高税负、更少实施激进性避税策 略(C h a n等,2 0 1 3;B r a d s h a w等,2 0 1 9)。但金鑫和俞俊利(2 0 1 5)却发现,与国有企业相比,民营企业的税收激进度更低,C h e n等(2 0 1 0)也发现,与非家族企业相比,家族企业的避税程度更低。还有一些文献研究了政府持股比例对公司税负的影响。如吴联生(2 0 0 9)发现,国有股东持股比例越高,公司实际税负越高。但A d h i k a r i等(2 0 0 6)对马来西亚公司的研究却发现,政府持股比例高、与政客存在非正式联系的公司有效税率显著更低。(2)企业所有权结构改革对避税的影响。马新啸等(2 0 2 1)发现,非国有股东参与国有企业高层治理的程度越高,企业的税收规避程度越高。W a n g等(2 0 2 1)则发现,国有企业混改程度与公司避税程度呈显著负向关系。由此可见,同样是研究国企混改,对于非国有股东入股国企究竟是促进还是抑制避税,上述文献得出了不同的结论。李青原等(2 0 2 2)研究了反向混改对民营企业税负的影响,发现非控股国有股东可以通过帮助企业获得更多税收优惠来帮助民营企业降低税负。(3)关于反向混改其他后果的研究。一些学者发现,反向混改能够促进企业债务融资(余汉等,2 0 1 7;何德旭等,2 0 2 2)、提高企业绩效和公司价值(郝阳和龚六堂,2 0 1 7),并有助于突破行政壁垒(余汉等,2 0 1 7)、加强产权保护(李文贵和余明桂,2 0 1 7)。但也有文献发现,国有资本参股民营企业并不一定能够产生积极效果,甚至会降低公司生产效率和经营绩效(李文贵和邵毅平,2 0 1 6;余静文,2 0 1 8)。因为,一些情况下,国有股东入股民营企业主要是为了获取利益,并不谋求对企业的实际控制,民营大股东仍完全掌握董事会,国有股东并不能起到制衡作用,甚至会削弱大股东对管理层的监督;国有股东还会导致公司利润最大化与国家福利最大化目标之间的冲突(N g等,2 0 0 9)。一些文献发现,民营企业中的国有股东会加剧委托代理问题(L i n等,2 0 2 0)。2.总结与评价已有关于反向混改的文献多侧重于国资入股对债务融资、经营绩效、创新投入以及投资行为的影响,而较少研究反向混改对企业避税行为的影响。产权性质和股权结构是影响公司避税行为的重要因素。从理论上来说,反向混改既可能通过缓解融资约束、加强对民营股东逐利行为的制约、促使企业合规经营依法缴税等途径来抑制企业激进性避税,也可能通过为避税活动提供庇护、优化内部信息环境等途径促进企业避税。因此,反向混改与公司避税之间的关系是0 6 9 现代经济探讨-2 0 2 4-0 2-财政金融一个非常有趣的实证性问题。本文对此进行研究,可以拓展反向混改后果的研究,并深化对产权结构与公司避税行为之间关系的认识。与本文最相关的文献是李青原等(2 0 2 2)的研究。两者的不同之处主要在于,李青原等(2 0 2 2)研究的是反向混改对民营企业税负的影响,而本文则是从避税角度考察反向混改对公司避税程度的影响。税负与避税是两个并不完全相同的概念。在结论上,李青原等(2 0 2 2)虽然发现反向混改有助于降低公司税负,但没有发现反向混改对公司避税具有显著影响;而本文采用固定效应模型则发现,反向混改对公司避税具有显著的促进作用。三、理论分析与研究假说1.不同产权企业避税的动力与能力理论上,所有企业都有避税的动机,但国有企业和民营企业避税的动力和能力是不同的。就国有企业而言,其避税的动力相对较弱。政府是国有企业事实上的大股东,企业所得税可以看成是国有企业缴纳给国家的一种特殊股利(B r a d s h a w等,2 0 1 9)。国有企业有义务依法纳税,以帮助地方政府实现财政收入增长目标,为政府有充足的资金进行公共投资、履行社会管理职责提供保障(吴联生,2 0 0 9)。财政收入增长还是政府官员“政绩”的重要体现,政府官员会通过行使控制权和行政权力影响其管辖范围内的国有企业,促使企业减少避税、缴纳更多税收。从国有企业角度来说,它们本身需要向财政上缴国有资本收益,至于是以纳税还是资本收益的名义上缴给财政,差异并不大,这使得国有企业避税的收益较低。国有企业的管理层尤其是董事长、总经理等主要负责人是根据“党管干部”的原则考察和任命的,具有国有企业经营者与党和政府所管理的“干部”的双重身份,这使得他们更关注政治激励。而国企经营者要想获得政治晋升,需面临持续性的绩效考核,考核结果将会影响到其是否能够保留职位或获得进一步的晋升,这使得国企管理层有动力迎合党和政府的要求(B r a d s h a w等,2 0 1 9)。党和政府对国有企业及其管理者的评价并不仅限于经营业绩,还包括履行社会责任、帮助政府维持企业和社会稳定,纳税亦构成了国企经营者绩效的内容之一。有研究发现,国有企业缴纳的所得税与其管理层被提拔到更高管理职位或行政职位的可能性之间存在正向关系(B r a d s h a w等,2 0 1 9)。因此,国企管理层有动力减少避税,在帮助地方政府实现财政收入增长目标、迎合地方政府及其官员的同时,提高自身晋升的概率。这与民营企业管理层需通过避税活动提高税后净利润来体现自身能力是不同的(L e i等,2 0 2 2)。此外,避税具有风险性。一旦企业避税行为得不到税收征管部门的认可,很可能会被认为是违法行为,这将对企业和管理层的声誉产生负面影响,并对国有企业管理者的政治晋升产生负面影响(L e i等,2 0 2 2),这会进一步影响到国企管理者对避税成本和收益的权衡,从而抑制国有企业的避税动机。不过,政府与国有企业及其管理层的利益毕竟不是完全一致的,国有企业同样有避税的动机,尽管这种动机相对于民营企业可能稍弱。一方面,避税所节约的资金有助于企业缓解融资约束,有更充足的资金进行扩大再生产,包括进行研发和固定资产投资。虽然国有企业在信贷融资时会受到优待,但通过避税进行内源融资的成本显然更低。通过避税低成本地获取资金来进行扩大再生产,可以提高企业长期盈利能力,这同样有助于展现经营者的能力。只不过,经营者需要在短期绩效考核和长期绩效之间进行权衡。另一方面,根据代理理论,公司避税的动机不仅包括节约现金流、为股东创造价值,避税活动还可以为内部人的抽租行为提供机会。尤其当公司治理不完善时,内部人可以将避税所节约的资源转移到自己手中,以实现大股东“掏空”(D e s a i和D h a r m a p a l a,2 0 0 6;C h a n等,2 0 1 6)或 管 理 层 在 职 消 费(D e s a i和D h a r m a p a l a,2 0 0 6)等目的。据此,国有企业管理层可能会为了自身私利而实施避税。此外,国有企业中的非国有股东也有动力促使管理层采用适度的避税策略以降低公司税负。尤其在面临较高的税负情况下,国有企业避税的意愿并不低于民营企业(金鑫和俞俊利,2 0 1 5)。一旦国有企业管理层存在避税动机,其实现避税目标的能力将远超于民营企业。因为,国有企业与政府之间的天然联系,使得其避税行为不仅更少受到处罚,而且还可以凭借这种内生关系获得更多政 0 7 0 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH治寻租机会,从而获取更有利的税收政策(金鑫和俞俊利,2 0 1 5)。从税务机关和政府的角度来看,给企业一定的弹性、允许国有企业适度避税,“放水养鱼”,不仅可以促进国有企业“做大做强”,从而实现长期的财政收入增长,而且也有助于提高地方财政收入增长的弹性。实际上,对政府而言,国有企业避税不过是金钱从左口袋移到右口袋,本质上并不会损害作为大股东的政府的利益。因此,在税收征管实践中,税务部门一般也不会对国有企业“涸泽而渔”。综上,虽然国有企业避税的动力较弱,但并非完全没有避税的动力。并且,一旦国有企业有避税动机,其避税能力较强。对民营企业而言,如果不考虑代理成本和避税风险,避税将使公司和股东获益。尤其是民营企业家持有股份较多,其通过避税所取得的收益更大。此外,民营企业不存在上缴利润的问题,与政府也没有直接的所有权关系,其主动和被动帮助地方政府实现财政收入增长的动力远弱于国有企业。因此,民营企业有较强的避税动力。但是,民营企业的避税行为可能会面临比国有企业更高的风险和成本。首先,与国有企业相比,民营企业与政府之间的关系较为疏散,这不仅使得其在获取相关优惠政策信息方面的能力较弱,而且使得其避税活动更加难以得到税收监管部门的认可、受到税收征管部门调查可能性以及处罚强度更高。其次,由于缺少政府的隐性担保,民营企业因为激进性避税活动所受处罚带来的声誉损失以及债权人、投资者、供应商、客户等所做出的消极反应对企业融资和经营活动的不利影响也更明显(C h e n等,2 0 1 0)。因此,尽管民营企业避税的动力强于国有企业,但其实现避税目标的能力却要弱于国有企业。有文献发现,如果能够建立与政府的关联,企业避税程度将随之提高(A d h i k a r i等,2 0 0 6;L i n等,2 0 1 8)。企业避税的能力随着与政府的关联而提高,亦意味着国有企业实施避税的能力更高。综上,企业避税决策的具体实施及其效果,既取决于公司及管理层避税的动力,也取决于其实现避税目标的能力。在具有同等避税动力的情况下,民营企业避税的能力弱于国有企业。在分析反向混改对避税的影响时,既要考虑避税动力,也要考虑避税能力。2.反向混改对公司避税的影响(1)抑制观。首先,反向混改有助于企业获取外部支持、缓解融资约束。融资约束是影响企业避税动机的重要因素(E d w a r d s等,2 0 1 6;L e i等,2 0 2 2)。与低融资约束公司相比,高融资约束公司有更强的动力通过激进性避税获取资金。因为高融资约束公司较难从外部获取资本,这使得他们必须要通过内源融资来满足未来投资机会对资金的需要,而避税就是企业内源融资的一个重要手段。国有股东进入后,将与民营股东形成利益共同体。出于自身利益的诉求,他们会向所入股的民营企业提供众多资源,包括帮助企业获取贷款或者为企业提供担保,从而直接缓解企业融资约束。国有资本进入,还有助于强化政企关系、将原本存在于国有企业中的政府隐性担保带入到民营企业中,这将有助于企业获取政府补助和其他优惠性政策;国有资本进入还可以对外传递政府将为企业提供隐性担保的信号,从而减少企业在获取信贷资金等方面所受歧视,降低债务成本、促进企业融资(何德旭等,2 0 2 2),进而间接地缓解企业融资约束。由此推论,国资进入可以通过缓解企业融资约束来降低公司避税的动力。其次,反向混改可能产生治理效应,从而抑制抽租目的的避税。国有资本进入后可以对民营股东形成制衡,这有助于遏制民营控股股东的掏空等自利性行为。掏空行为的抑制,意味着公司的机会主义避税动机一定程度上受到抑制(C h a n等,2 0 1 6)。国有资本进入还可能有助于加强对管理层的监督。出于保护自身利益、满足上级对国资保值增值和投资收益考核要求的目的,国资在进入民企后,会扮演“监督者”的角色,这有助于推动企业加强相关内部控制、抑制管理层机会主义行为,从而约束管理层的过度在职消费及相关的盈余管理、隐瞒信息等自利行为,这也会抑制管理层出于自身抽租目的的避税(D e s a i和D h a r m a p a l a,2 0 0 6)。国资进入还会在一定程度上改变企业的文化和绩效观念。国有资本不仅要关注经济绩效,而且要关注企业和社会的稳定,因而在依法纳税方面更倾向于与党和政府保持一致;并且,国资更关注企业的违法风险,避免因为不当避税等行为而对相关领导的政治声誉带来不利影响。因此,参与反向混改的国资有动机引导民营企业依法纳税、履行社0 7 1 现代经济探讨-2 0 2 4-0 2-财政金融会责任。而地方政府也会通过政府补贴、政策优惠等手段对企业的社会责任行为给予补偿,这也会促使民营企业在引入国有资本后更加积极地履行社会责任,包括履行依法纳税义务。再次,国资进入民企,可能导致公司股权集中度降低,这有助于抑制大股东避税的动力。因为,随着民营资本持股比例的降低,控股股东从避税中所能获取的收益将有所减少,故而企业避税的动力将下降。最后,国资进入还可能导致政府对企业控制程度的提高,从而迫使民营企业被动地减少避税,以帮助政府实现财政收入增长目标,即产生“攫取效应”。(2)促进观。首先,国资进入可以为企业避税活动提供保护,从而降低避税活动的成本。中国长期以来是一个关系型社会,政治关联可以削弱税收稽查对公司避税的作用(L i n等,2 0 1 8)。民营企业与政府缺乏联系的特点,意味着其避税行为的风险更高、更容易受到税收征管部门的关注;而国有企业跟政府之间的良好关系使它们不仅更容易及时抓住政策进行避税,而且在征管中也往往会被税收征管机关更加宽容地对待(金鑫和俞俊利,2 0 1 5)。国资进入民企,可以加强民营企业与政府的沟通、融洽企业与政府之间关系。某种程度上,吸收国资入股是民企寻求政治关联以获取产权保护的途径(李文贵和余明桂,2 0 1 7)。就避税而言,国资进入所带来的政企关系的加强,不仅有助于企业更好地了解和运用税收优惠等政策来提升税收规避程度,而且可以降低避税风险,减少企业避税行为受到监管部门调查和处罚的概率。从国资和政府角度而言,它们也存在允许反向混改企业适当避税的动机。对于纾困民企目的的反向混改,让民营企业通过适度避税将更多资金留下并进行再投资,有助于民营企业尽快提高盈利水平和现金流水平,恢复和增强“自我造血功能”,这是表明国资方入股民企决策正确性的重要体现。同时,适当允许企业避税,有助于企业尽早走出困境、提高发展后劲。从长远看,有利于促进地方经济发展,这对地方政府而言是有利的。因此,政府可能会愿意放弃少量当期税收收入以换取民营经济的健康发展。对于国资战略布局目的的反向混改,允许企业适度避税,不仅有助于维持民营股东与新入股的国有股东的良好合作关系,而且也有助于国资实现“做大做强”目的。实际上,对于国资占有一定比例的反向混改企业,政府允许企业避税,也不过是“将右口袋的钱放一部分到左口袋”(L e i等,2 0 2 2)。更何况,随着税后盈利水平和现金流水平的提高,企业未来也可以帮政府承担更多社会责任。因此,对于政府而言,默许反向混改企业合理避税,虽然一定程度上意味着短时间内财政收入的减少,但从长期来说,其对地方经济发展和财政收入增长可能反而是有利的。其次,国资入股所产生的治理效应,有助于民营企业内部控制和会计信息系统的完善,进而促进企业有效避税。有效的避税决策需要建立在对税收相关政策的理解、及时准确的信息以及各部门的有效配合的基础上。良好的内部信息环境能够使公司更加便捷地获取和整合有效避税所需要的信息、更好地识别出能够产生税收利益的交易、捕捉相关的税收优惠政策和机会、更有效地进行纳税申报,从而更有效地实施避税活动,并且不会导致避税风险的提高(G a l l e m o r e和L a b r o,2 0 1 5)。因此,反向混改所产生的治理效应,也可能会通过完善公司信息环境、提高公司避税的能力来促进公司避税。再次,一些情况下,反向混改也可能会导致对管理层和民营大股东监督的弱化(N g等,2 0 0 9;L i n等,2 0 2 0)。由于产权模糊,国有资本进入民企后,可能会缺乏负责任的代表对民营企业进行有效的监督,因而不能对民营大股东实施有效监督;民营股东持股比例的下降以及不同种类股东间可能产生的分歧,也意味着对管理层的监督可能被削弱。但这同样可能导致公司避税程度提高。因为,公司治理的弱化会导致自利性抽租行为相关的避税(阳春花和王菁华,2 0 2 0)。最后,反向混改也可能会提高企业融资约束。因为,国资入股可能会带来政府干预,导致企业承担过重的社会负担、发生更多的消耗性支出,包括雇佣更多员工、管理费用和工资支出更高,甚至会降低企业绩效(李文贵和邵毅平,2 0 1 6)。这将导致企业融资约束提高,并迫使企业更多地进行避税。综上,反向混改对公司避税的影响具有不确定性(图1)。故提出如下竞争性假说:H 1 a:其他条件不变,反向混改对公司避税具有抑制作用。0 7 2 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH图1 反向混改对避税的影响 H 1 b:其他条件不变,反向混改对公司避税具有促进作用。四、研究设计1.反向混改的度量本文根据C S MA R中国上市公司股权性质文件数据库中公司前十大股东持股信息,得到各类股东的持股比例,进而用如下两种方法度量反向混改程度:虚拟变量-国有股东持股比例是否超过1 0%(M I X1),连续变量-国有股东持股比例之和(M I X2)。2.税收激进度的度量参考C h a n等(2 0 1 3)、C h a n等(2 0 1 6)、T a n g等(2 0 1 7)等,本文用节税水平(D E T R)即名义税率(A T R)与有效税率(E T R)之差度量避税程度。3.检验模型借鉴C h a n等(2 0 1 3)、L i n等(2 0 1 8)、B r a d s h a w等(2 0 1 9)等,本文采用如下模型考察反向混改对公司避税的影响:D E T R=0+1M I X+2S I Z E+3L E V+4R O A+5I N V+6P P E+7I N T A N+8C A S H+9M T B+1 0C R+1 1A T R+1 2B I G4+F i r m+Y e a r+(1)本文控制了如下可能影响避税的因素:公司规模(S I Z E)、财务杠杆(L E V)、税前盈利水平(R O A)、存货比重(I N V)、固定资产比重(P P E)、无形资产比重(I N T A N)、现金比重(C A S H)、市净率(MT B)、股权集中度(C R)、名义所得税率(A T R)、事务所规模(B I G4)以及公司固定效应(F i r mF E)和年份固定效应(Y e a rF E)。变量的具体定义如表1所示。4.数据来源与样本选择考虑到税改前后税收制度存在较大差异并排除疫情后减税政策的影响,本文以2 0 0 8-2 0 2 0年为样本期。本文研究的是民营企业反向混改,故以发起上市时由自然人或者民营企业控股的公司作为初始样本。名义所得税率来自W I N D资讯金融终端,所在地区市场化指数、减少政府对企业的干预程度指数、非国有经济在工业企业主营业务收入中的比重来自于中国分省份市场化指数报告(2 0 2 1),其他数据来自于C S MA R。原始样本共1 8 3 5 4条公司-年记录,在依次剔除S T和*S T公司、I P O日前记录、金融限于篇幅,下文除基准检验外,省略了控制变量(含公司固定效应、年份固定效应)的回归结果。此外,还略去了相关性分析表以及稳健性检验表格。备索。0 7 3 现代经济探讨-2 0 2 4-0 2-财政金融表1 变量定义符号含义具体定义D E T R税收激进度A T R-E T R。其中,E T R=当年所得税费用/会计利润总额M I X反向混改程度M I X1:虚拟变量,若国有股东持股之和超过1 0%,M I X1取值为1,否则为0;M I X2:连续变量,前十大股东中国有股东持股比例之和S I Z E公司规模期末资产总额的自然对数L E V财务杠杆资产负债率,负债总额/资产总额R O A盈利水平资产报酬率,即税前利润/本期平均总资产I N V存货比重期末存货净额/期初资产总额P P E固定资产比重期末固定资产净额/期初资产总额I N T AN无形资产比重期末无形资产净额/期初资产总额C A S H现金比重期末现金及现金等价物/期初资产总额MT B成长性以市净率度量,市净率=所有者权益的市场价值/所有者权益的账面价值C R股权集中度资产负债表日,第一大股东持股比例(小数)A T R名义税率企业的法定所得税税率B I G4事务所规模虚拟变量,如果事务所为国际“四大”事务所,则B I G4=1;否则,B I G4=0行业、税前利润总额为非正数、有效税率小于0或大于1、缺失数据记录后,剩余1 2 4 3 6条记录用于检验。本文没有剔除反向混改后控制权转移的样本。因为在反向混改实践中,控制权转移是一种常态,如将其剔除,将不能充分反映反向混改对企业避税的影响。本文对连续变量在1%和9 9%位置 进行了缩尾处理。从表2可以看到,从2 0 0 8-2 0 2 0年,反向混改经历了先下降后上升的历程,其中,2 0 1 5-2 0 1 7年间处于波谷,但总体而言,反向混改程度有限。表2 样本的年度分布(按照M I X1分类)年份M I X1=0M I X1=1T O T A L样本量比例样本量比例样本量2 0 0 82 1 88 8.2 6%2 91 1.7 4%2 4 72 0 0 92 8 09 0.9 1%2 89.0 9%3 0 82 0 1 03 8 68 9.9 8%4 31 0.0 2%4 2 92 0 1 16 4 89 1.9 1%5 78.0 9%7 0 52 0 1 28 0 79 3.1 9%5 96.8 1%8 6 62 0 1 38 9 19 3.6 9%6 06.3 1%9 5 12 0 1 49 2 99 4.6 0%5 35.4 0%9 8 22 0 1 59 5 69 5.1 2%4 94.8 8%1 0 0 52 0 1 61 1 2 09 5.2 4%5 64.7 6%1 1 7 62 0 1 71 3 0 09 5.1 0%6 74.9 0%1 3 6 72 0 1 81 3 8 39 4.9 9%7 35.0 1%1 4 5 62 0 1 91 3 4 59 1.8 7%1 1 98.1 3%1 4 6 42 0 2 01 3 5 69 1.6 2%1 2 48.3 8%1 4 8 0合计1 1 6 1 99 3.4 3%8 1 76.5 7%1 2 4 3 6 0 7 4 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH五、实证结果与分析1.描述性统计和相关性分析表3报告了主要变量描述性统计的结果。从表中可以看出,D E T R的均值和中位数分别为-0.0 0 0 4和0.0 0 7 1。D E T R的均值为负,表明平均而言,公司的实际税负要超过其名义税负;不过,D E T R的中位数为正,表明半数以上企业都实施了避税。M I X1的均值为0.0 6 5 7,表明在6.5 7%的样本中国有股东持股比例超过1 0%;M I X2的均值为0.0 2 5 9,表明样本公司国有股东持股比例平均为2.5 9%。总体而言,民营企业反向混改的程度并不高。表3 描述性统计NM i nP 2 5M e a nM e d i a nP 7 5M a xS DD E T R1 2 4 3 6-0.4 1 6 5-0.0 2 3 3-0.0 0 0 40.0 0 7 10.0 4 0 30.2 1 3 50.0 9 1 5M I X11 2 4 3 60.0 0 0 00.0 0 0 00.0 6 5 70.0 0 0 00.0 0 0 01.0 0 0 00.2 4 7 8M I X21 2 4 3 60.0 0 0 00.0 0 0 00.0 2 5 90.0 0 0 00.0 1 9 40.4 4 4 20.0 6 7 6S I Z E1 2 4 3 61 9.8 8 3 82 1.0 1 7 92 1.7 8 2 32 1.6 7 7 22 2.4 0 3 62 4.9 6 1 31.0 2 7 5L E V1 2 4 3 60.0 4 6 00.2 1 1 90.3 6 0 60.3 4 3 80.4 9 1 60.8 1 6 30.1 8 4 8R O A1 2 4 3 60.0 0 4 60.0 3 6 90.0 8 3 90.0 6 8 40.1 1 1 50.3 7 7 80.0 6 6 8I N V1 2 4 3 60.0 0 0 10.0 7 7 10.1 6 7 90.1 3 3 40.2 1 0 40.8 5 4 30.1 4 7 1P P E1 2 4 3 60.0 0 3 70.1 0 6 80.2 2 5 40.2 0 0 80.3 1 5 50.7 1 1 50.1 5 3 8I N T AN1 2 4 3 60.0 0 0 10.0 2 2 60.0 5 2 50.0 4 0 50.0 6 6 50.3 1 1 10.0 4 9 6C A S H1 2 4 3 60.0 1 6 30.0 9 3 90.2 2 2 90.1 6 5 20.2 8 8 21.1 0 9 90.1 9 1 7MT B1 2 4 3 60.4 1 3 41.1 7 8 52.4 4 7 11.8 6 5 53.0 2 9 11 1.7 1 9 41.9 6 8 3C R1 2 4 3 60.0 8 3 50.2 2 2 30.3 2 5 70.3 0 6 60.4 1 2 50.6 8 8 80.1 3 5 1A T R1 2 4 3 60.1 0 0 00.1 5 0 00.1 7 1 40.1 5 0 00.1 5 0 00.2 5 0 00.0 4 4 3B I G41 2 4 3 60.0 0 0 00.0 0 0 00.0 1 9 90.0 0 0 00.0 0 0 01.0 0 0 00.1 3 9 8 相关性分析表明,D E T R与M I X1和M I X2的P e a r s o n相关系数分别在5%和1 0%水平上显著负相关,S p e a r m a n相关系数则不显著。但由于没有控制其他可能影响避税的因素,反向混改与公司避税之间的关系究竟如何,还有待进一步考察。从相关系数矩阵还可以看出,自变量之间相关系数绝 对 值 最 大 的 一 对 变 量 是S I Z E与L E V,其S p e a r m a n和P e a r s o n相关系数分别为0.5 1 7和0.5 4 2。本文还在回归时计算了各个自变量的方差膨胀因子(V I F),结果均低于1 0。因此,自变量间不存在多重共线性问题。2.基准回归为控制不随时间变化的公司特征的影响,本文采用个体固定效应模型加以检验。为了验证固定效应模型的适当性,本文首先进行了B P-L M、H a u s m a n检验。B P-L M检验结果表明,c h i b a r 2(0 1)值分别为2 2 6 5.9 3和2 2 7 9.2 4,在1%水平上显著,说明随机效应模型优于O L S模型;H a u s m a n检验结果表明,c h i 2(2 5)值分别为3 0 3.1 0和2 8 5.5 2,在1%水平上显著,说明固定效应模型优于随机效应模型。表4中的F检验结果也表明,个体固定效应模型优于混合O L S。从表4可以看出,M I X与D E T R呈显著正向关系。这表明,反向混改促进了公司避税,这与假说1 b一致,也与A d h i k a r i等(2 0 0 6)对马来西亚的研究结论相似。3.稳健性检验(1)内生性问题的考虑。第一,基于倾向得分匹配样本的双重差分模型(P S M+D I D)。反向混改公司与未混改公司在特质上可能存在显著差异,在避税0 7 5 现代经济探讨-2 0 2 4-0 2-财政金融表4 基准回归:反向混改程度对公司避税水平的影响变量预期符号M I X=M I X1M I X=M I X2M I X?0.0 1 6 5*(3.1 9 2 3)0.0 1 7 5*(3.4 8 7 0)0.0 5 4 5*(2.3 2 2 5)0.0 5 5 8*(2.4 4 7 2)S I Z E?0.0 0 8 3*(3.6 1 8 5)0.0 0 8 1*(3.5 1 1 2)L E V?-0.0 8 1 1*(-8.3 5 3 4)-0.0 8 0 4*(-8.2 7 5 7)R O A+0.2 3 8 8*(1 3.6 6 6 1)0.2 3 9 5*(1 3.6 9 9 8)I N V-0.0 1 8 8*(-1.8 2 5 1)-0.0 1 8 7*(-1.8 2 2 6)P P E+-0.0 0 9 8(-1.0 1 8 0)-0.0 1 0 2(-1.0 6 3 0)I N T AN+-0.0 3 8 3(-1.5 9 2 6)-0.0 3 8 9(-1.6 1 7 4)C A S H-0.0 1 4 5*(-2.4 6 5 2)-0.0 1 4 8*(-2.5 2 5 1)MT B+0.0 0 1 2*(2.1 0 8 7)0.0 0 1 2*(2.0 7 5 8)C R+0.0 3 1 2*(2.1 4 3 1)0.0 3 0 4*(2.0 8 6 4)A T R+0.6 8 4 7*(1 9.4 5 5 2)0.6 8 5 4*(1 9.4 7 2 5)B I G4?0.0 1 4 1(1.2 6 1 0)0.0 1 3 8(1.2 3 0 9)F i r mF EY E SY E SY E SY E SY e a rF EY E SY E SY E SY E S常数项0.0 0 6 3(1.1 8 5 1)-0.2 7 7 7*(-5.9 0 2 8)0.0 0 6 6(1.2 3 3 2)-0.2 7 2 4*(-5.7 8 4 8)F3.3 3 0 33 3.4 3 1 32.9 6 0 13 3.1 5 4 6R20.0 0 4 10.0 7 1 80.0 0 3 70.0 7 1 2N1 2 4 3 61 2 4 3 61 2 4 3 61 2 4 3 6 注:*、*、*分别表示在1%、5%和1 0%的统计水平上显著;括号内为t值。下同。程度上亦可能存在差异。本文采用P S M+D I D模型缓解上述影响。首先,以样本期内国有资本持股始终未达到1 0%的企业为控制组(T R E A T=0),样本期内国有资本参股达到1 0%的民营企业为处理组(T R E A T=1),如果国有资本对民营企业参股在达到1 0%后又下降到1 0%以下,则删除该公司所有年度数据。其次,以模型(1)中的全部控制变量作为匹配变量,根据倾向得分按年度采用最近距离法11无放回配对,筛选出与处理组匹配的控制组样本;最后,采用D I D模型进行检验。将国有资本参股首次达到 0 7 6 M O DERN E C ON O M I C RESE AR CH1 0%及以后年度定义为反向混改后期间,P O S T=1,否则,P O S T=0。结果表明,在P S M+D I D固定效应模型下,T R E A TP O S T的系数在5%水平上显著为正,表明反向混改提高了公司避税程度。D I D的前提是处理组和控制组在事件发生前的变化趋势是平行的,不存在显著差异。由于各家公司引入国资的时间点不同,多时点D I D可能不太适合采用画图方式