上市公司税收规避对资本结构的影响研究

王 珮 郭 坤

(中国石油大学(北京) 经济管理学院, 北京102249)

一、引言及相关文献回顾

税收是影响企业资本结构和融资决策的重要因素(宋献中，2001；王素荣，2005；Dierkes et al.，2017；Faccio et al.，2018)。Modigliani et al.(1963)在无税MM理论的基础上进一步放松假设，指出在考虑企业所得税的情况下，负债的税盾作用有助于降低综合资本成本，提升企业价值，即有税MM理论。税收与资本结构之间的关系突出体现在税盾效应上，包括债务税盾和非债务税盾(武羿，2011；童锦治 等，2015；Clemente-Almendros et al.，2018)。其中，债务税盾是企业利用债务融资在计算所得税前扣除利息支出从而获得的税收收益;非债务税盾则是通过固定资产折旧、无形资产摊销和税收抵免等进行税前扣除，产生与债务利息同样的税收效应。正是由于税盾效应的存在，企业在安排资本结构时需充分考虑债务税盾与非债务税盾的影响。

Dyreng et al.(2008)、Hanlon et al.(2010)将税收规避界定为所有导致企业实际税负减少的交易或事项，其所带来的税收扣除是一种非债务税盾。企业利用税收规避替代企业负债，不仅能够获取负债带来的税盾价值即减少企业的现金流出，而且还可有效避免债务违约风险，即破产成本，从而促使企业价值和股东财富增加。基于此，DeAngelo et al.(1980)提出“替代效应假说”，认为非债务税盾与债务融资存在一定的替代效应，即非债务税盾与资本结构呈负相关关系。Graham et al.(2006)、Sheikh et al.(2014)和Faccio et al.(2018)也指出企业可以利用税收规避这一非债务税盾，节约现金流出，降低债务融资水平，进而对企业的资本结构产生影响。但是Desai et al.(2017)、Marques et al.(2017)则认为存在较多非负债税盾的企业，可以通过固定资产折旧、无形资产摊销等形式进行抵税，因此其往往拥有较多的可担保资产，进而能够获得较高的担保负债，由于担保债务比非担保债务的风险要小得多，所以企业的债务融资不仅不会减少，甚至还可能提高，即非负债税盾与资本结构存在正相关的可能。Shevlin et al.(2013)、Hasan et al.(2014)则指出银行通常将企业避税视作一种风险，认为避税会通过构造复杂的交易，引发信息不对称和代理问题，加大未来利润及现金流的不确定性，从而产生“交易费用效应”。同时，根据Jenson et al.(1976)的自由现金流假说，由于存在自由现金流代理成本，税收规避带来的税盾效应也可能面临显著的效率缺失。综上可知，针对税收规避与资本结构的关系已有研究并未达成一致结论。此外，考虑到不同国家的制度安排和资本市场存在本质差异，这也可能导致源于西方的资本结构理论无法被简单地复制应用于发展中国家或转型经济国家(Myers，1984；王跃堂 等，2010)。因此，结合中国特殊的制度背景，深入考察税收规避与资本结构的关系显得尤为必要。

自2008年1月1日中国实施所得税“两税合并”的重大改革以来，面对经济持续下行的压力，政府一直通过减税政策来实现“稳中求进”的目标。除调整企业所得税法定税率外，固定资产计提折旧、无形资产摊销及研发费用加计扣除等税收抵免政策也发生了较大变化，而这些必然会对企业的避税动机和程度产生影响。同时，考虑到中国特殊的制度背景，政府对国有企业拥有较强的行政控制权和产权上的“超弱控制”，势必会导致国有企业与非国有企业的税收规避行为有所不同。此外，由于不同行业的市场类型、规模、资产结构及税收政策等方面都存在差异，不同企业进行税收规避的风险和收益可能也不尽相同。那么，不同行业、不同股权性质对避税与资本结构间的关系会造成何种差异化影响呢？

基于上述分析，本文选取2007—2016年沪深两市A股上市公司为研究对象，基于资本结构权衡理论，围绕税收规避对资本结构的影响进行了深入考察。本研究可能的贡献在于：一是基于中国制度背景对税收规避与资本结构的关系进行探讨，是对非债务税盾与资本结构研究文献的丰富和完善；二是检验税收规避对资本结构的影响是否存在行业及股权的异质性问题，既拓宽了税收规避的研究视角，也补充了避税代理观方面的研究；三是已有研究多从静态的角度探讨税收规避与资本结构的关系，而本文则从静态和动态两个维度进行了讨论，因而结论更加稳健。此外，本文的研究结论还能为税收政策的制度设计以及企业的融资决策提供一定参考。

二、理论分析与研究假设

权衡理论指出由于财务困境成本的存在，企业会在负债产生的税盾和债务引发的财务困境成本之间进行权衡，从而决定出最优的资本结构。因此，当企业具有可使用的非债务税盾时，其通常会减少使用债务税盾，非债务税盾能够通过对债务税盾的替代达到相似的税盾效果，同时还可有效避免债务融资可能引发的破产风险。正是非债务税盾对债务税盾的“挤出效应”，使得企业债务水平进一步降低。Miller(1977)、Warner(1977)通过对美国上市公司的研究发现，相对于负债产生的税盾而言，企业由于非债务税盾产生的破产成本要小得多，因此大多数企业存在资产负债率偏低的现象。DeAngelo et al.(1980)针对企业融资策略的研究发现，企业通过非债务性税盾(例如折旧的计提、投资收益的会计处理等方法)同样可以达到债务税盾的效果，因而对于债务融资的需求量会减少。Givoly et al.(1992)则认为，企业的有效税率越小，相应的负债水平也越低，说明企业税收规避程度与负债水平呈负相关关系。Crocker et al.(2005)的研究指出，企业出于风险管理角度的考虑，在一定程度上会控制自身负债水平，因而有助于资产负债率的降低。孙刚(2013)立足债务契约的角度指出，在其他情况相似的情形下，企业的税收规避程度越高，其现金持有量越高，相应地债务违约的可能性越小，进而债务融资成本也就越低。Sheikh et al.(2014)以1972—2010年间巴基斯坦卡拉奇证券交易所上市的非金融企业为研究对象，证实了非债务税盾对企业债务融资存在“挤出效应”。Clemente-Almendros et al.(2018)选取2007—2013年间88家西班牙上市公司为研究对象，发现确实存在“保守杠杆之谜”，即财务困境成本和非债务税盾与企业债务政策的稳健性高度相关，债务税盾与非债务税盾存在明显的替代性。对于Hasan et al.(2014)等指出的避税存在信息不对称和代理问题，张兆国等(2015)、Bayar(2018)从公司治理的角度给出了解决思路，指出只有当企业拥有强大的治理机制时，避税才能在一定程度上帮助企业缓解财务约束。基于上述分析，本文提出：

假设1：上市公司税收规避与资本结构呈负相关关系。

由于不同行业在市场类型、竞争程度以及税收政策等方面存在差异，故不同行业内的企业进行税收规避的风险和收益可能有所不同，即税收规避程度存在行业差异，其对资本结构也会产生不同程度的影响。王育宝等(2013)发现，油气行业的实际税负和名义税负存在一定差异，究其原因主要在于油气行业多具垄断性质，企业的规模效应和盈利能力较强，名义税负相对较高。因此，较之其他行业，油气行业内的企业对于税收规避存在较强的动机。而针对一些市场竞争程度较激烈、平均利润率较低的行业，名义税负和实际税负之间的差异则相对不明显，加之考虑到税收规避需要承担一定的风险，因此其进行税收规避的意愿不高、程度较弱。侯欣昊(2017)的研究发现，制造业整体实际税负和名义税负差别并不明显，即便是在制造业内部，由于盈利能力和税收优惠政策的差异，不同企业的税收规避动机也存在一定差别。基于上述分析，本文提出：

假设2：上市公司的税收规避程度及其对资本结构的影响程度存在显著的行业差异。

此外，考虑到中国特殊的制度背景，国有与非国有上市公司对税收和资本结构的需求也可能存在显著差异。国有上市公司承担着支持国家财政收入的重任，因而对于国有上市公司的考核，既要关注盈利水平，又要考虑税款缴纳等情况，故国有上市公司的税收规避动机相对较弱。加之相对于非国有上市公司，国有上市公司更易获得银行等金融机构的贷款，所以税收规避对资本结构的影响程度更弱。王跃堂等(2010)发现，非国有企业在进行资本结构决策时会更多地考虑债务税盾的因素，在税收筹划方面更为激进。彭韶兵等(2011)在分析上市公司“出身”与其税收规避的相关性时，将公司实际控制人作为公司“出身”的替代变量，结果发现，与国有上市公司相比，非国有上市公司的税收规避程度更严重。因此，本文提出：

假设3：与国有上市公司相比，非国有上市公司的税收规避程度及其对资本结构的影响程度更大。

三、研究设计

(一)模型构建

由于企业避税行为较为隐蔽，难以直接测量，且企业纳税申报的详细信息外界很难获得，因此已有研究主要使用基于财务报表信息的两类指标衡量避税行为(Frank et al.，2009；张兆国 等，2015；Bayar et al.，2018)，即有效税率法和会税差异法。本文分别运用这两种方法对税收规避进行度量，以确保研究结论的稳健性。

在有效税率法下，企业税收规避程度ETR(Effective Tax Rate)采用企业所得税的名义税率与当期有效税率(即企业当期税费缴纳额与当期息税前利润的比值)之差进行计量，具体如模型(1)所示：

(1)

其中，ETRi,t代表i企业第t年的税收规避程度，Ti,t代表i企业第t年的名义所得税税率，ITi,t代表i企业第t年的所得税费用，EBITi,t代表i企业第t年的息税前利润。

在会税差异法下，本文主要借鉴Frank et al.(2009)将企业税收规避划分为操控性税收规避项目(Discretionary Tax Sheltering Items)和非操控性税收规避项目(Non-discretionary Tax Sheltering Items)的思路，运用回归方法控制非操控性项目对会税差异的影响，其残差与息税前利润的商即为税收规避程度DTAX(Discretionary Tax)，具体如模型(2)和模型(3)所示：

DIFFi,t=α+α1×Intagi,t+α2×MIi,t+α3×TIi,t+α4×DIFFi,t-1+εi,t

(2)

(3)

在模型(2)中，DIFFi,t表示i企业第t年的会税差异程度，Intagi,t表示i企业第t年的无形资产净额，MIi,t表示i企业第t年的少数股东损益，TIi,t表示i企业第t年的税前会计利润，DIFFi,t-1表示i企业第t-1年的会税差异程度，残差项εi,t表示会税差异法下i企业第t年的税收规避规模。在模型(3)中，DTAXi,t表示会税差异法下i企业第t年的税收规避程度，EBITi,t表示i企业第t年的息税前利润。

对于上市公司税收规避和资本结构关系的考察，本文参考Armstrong et al.(2015)的做法，如模型(4)所示：

(4)

其中，LEVi,t表示i企业第t年的资产负债率，Ti,t表示i企业第t年的税收规避程度，Controlsi,t表示相应的控制变量，μi,t表示回归残差项。

(二)变量定义

(1)被解释变量。由于本文重点关注税收规避这一非债务税盾与债务税盾之间的替代，故参考Brennan et al.(1984)、Kane et al.(1984)、Graham(2000)、童锦治等(2015)、Blaylock et al.(2017)、Clemente-Almendros et al.(2018)的做法，采用资产负债率作为衡量企业资本结构的代理变量。

(2)解释变量。对于税收规避，在有效税率法下，本文借鉴GAAP对于税收规避的计量方法，将公司当年的名义所得税税率和当期有效税率(Current ETR)的差额ETR作为企业税收规避程度的代理变量；在会税差异法下，借鉴Frank et al.(2009)的做法，将会税差异中的非任意操控项——DTAX作为企业税收规避程度的代理变量。

(3)控制变量。本文参考Dyreng et al.(2008)、Frank et al.(2009)、王跃堂等(2010)、Armstrong et al.(2015)、张兆国等(2015)、Clemente-Almendros et al.(2018)，选取企业规模、市场表现、企业盈利能力、企业有形资产担保价值、企业投资水平、企业成长性、企业股权集中程度、企业治理因素、所有权和行业等作为控制变量。

相关变量的说明见表1。

表1 变量说明

(三)样本选择与数据来源

本文选取国泰安数据库2007—2016年间沪深两市A股上市公司作为初始样本，在此基础上，剔除了ST、*ST和PT上市公司，金融类上市公司，实际税率异常以及财务数据缺失的上市公司，并对连续型变量进行1%水平的缩尾处理，最终得到12939个观测值。本文主要使用Stata 14.0统计软件进行数据分析。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2列示了主要变量的描述性统计结果。从中可以看出，样本公司资产负债率均值为0.456，中位数为0.457，两者相差0.001，且标准差为0.225，表明样本公司的资产负债水平基本服从正态分布。对于税收规避，一方面，无论是使用有效税率法还是会税差异法，税收规避程度的均值都为正，说明总体上样本公司存在税收规避行为；另一方面，有效税率法下，税收规避程度(ETR)的均值为0.022，中位数为0.007，表明样本公司的税收规避程度呈正偏态分布，且数值普遍较小，这与会税差异法下税收规避程度的分布结果一致。此外，公司市场表现(PE)和股权集中程度(EC)的标准差均大于10，说明样本公司的市盈率和前三大股东持股比例存在较大的波动。

表2 主要变量的描述性统计

(二)相关性分析

为初步探析变量之间的相关性，本文进行了Spearman相关性检验，结果如表3所示。

表3 Spearman检验结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

从表3可以看出：无论是使用有效税率法还是会税差异法衡量税收规避，样本公司的资产负债率与税收规避程度均在1%的水平上显著负相关，初步证实假设1。同时，为避免多重共线性问题，本文还进行了方差膨胀因子检验，结果显示，所有的VIF均小于5，说明模型并不存在严重的多重共线性问题。

(三)回归分析

1.税收规避与资本结构的回归分析

表4列示了样本公司税收规避程度与资本结构的回归结果。其中，列(1)为有效税率法的结果，列(2)为会税差异法的结果(以下各表均按此形式列示，不再赘述)。

表4的回归结果显示：无论是使用有效税率法还是会税差异法，税收规避程度与资产负债率均在1%的水平上显著负相关，系数分别为-0.013和-0.010，这与假设1的预期一致，表明随着企业采用税收规避等非债务税盾来增加企业价值，企业的资产负债率将随之下降，破产风险也随之减小(Guenther et al.，2016)。

表4 税收规避与资本结构的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

2．税收规避对资本结构影响的行业差异回归分析

为了检验样本公司税收规避程度对其资本结构的影响是否存在行业差异，本文采用模型(5)进行回归分析，模型(5)在模型(4)的基础上设置了行业虚拟变量与税收规避程度的交互项。

(5)

模型(5)中，LEVi,t表示i企业第t年的资产负债率，Ti,t表示i企业第t年的税收规避程度，Controlsi,t表示i企业相应的控制变量，Indi,t表示i企业所处的行业，μi,t表示回归残差项。

表5报告了分行业样本公司税收规避程度与资本结构的回归结果。从中可知，不同行业的样本公司税收规避程度对其资产负债率的影响显著不同。以有效税率法下的行业E和行业F为例，行业E税收规避程度的回归系数为-0.330，而行业F税收规避程度的回归系数为-0.054，且分别在1%和10%的水平上显著。同时，通过T检验(TE=-3.67，TF=-1.37，p=0.000)验证了行业E与行业F之间差异的显著性，这与假设2的预期相一致。与有效税率法下的结果相比，会税差异法下的回归结果也呈现同样差异，进一步验证了研究结论的稳健性。

表5 行业差异的回归结果

注：本文行业分类C～S基于2012年证监会行业分类标准；***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

3.税收规避对资本结构影响的股权性质差异回归分析

为分析不同股权性质上市公司税收规避程度对其资本结构的差异化影响，本文采用模型(6)进行回归，模型(6)在模型(4)的基础上设置了股权性质虚拟变量与税收规避程度的交互项。

(6)

模型(6)中，LEVi,t表示i企业第t年的资产负债率，Ti,t表示i企业第t年的税收规避程度，Controlsi,t表示相应的控制变量，OSi,t表示企业的股权性质(非国有=1；国有=0)，μi,t表示回归残差项。

表6 股权性质差异的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

表6报告了加入税收规避程度与股权性质交互项的样本公司税收规避程度和资本结构的回归结果。从中可见，有效税率法下非国有上市公司税收规避程度的回归系数为-0.010，且在10%的水平上显著。这说明与国有上市公司相比，非国有上市公司的税收规避程度及其对资本结构的影响程度更大。由此，假设3得到支持。类似地，会税差异法下也得到相同结果，进一步确保了结论的稳健性。

(四)扩展性分析

1.动态影响研究

为进一步探究上市公司税收规避与资本结构动态调整之间的关系，本文采用模型(7)进行了回归。

(7)

模型(7)中，ADJLEVi,t=LEVi,t-LEVi,t-1，表示i企业第t年的资产负债率调整量，Ti,t表示i企业第t年的税收规避程度，Controlsi,t表示相应的控制变量，μi,t表示回归残差项。回归分析结果如表7所示。

表7 动态资本结构调整的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

表7报告了在两种税收规避程度计量方法下，样本公司税收规避程度与其动态资产负债率调整量之间的回归结果。由表7可知，无论是使用有效税率法还是会税差异法进行度量，样本公司税收规避程度和其动态资产负债率调整量(ADJLEV)之间均在1%的水平下呈显著的负相关关系，回归系数分别为-0.007和-0.005，进一步证实假设1成立。

2.企业所得税税改的影响

Faccio et al.(2018)指出，公司在面对税收改革时通常会调整自身的资本结构。由于本文的研究时间跨度包含2008年“两税合并”的税改，故有必要进一步考察税改是否会导致结论发生变化。本文将样本划为三组，分别是:税改前(2007年)、税改过渡期(2008—2012年)以及税改完成后(2013—2016年)。在此基础上重新进行回归，结果如表8所示。

从表8可以看出，无论是税改前、税改过渡期还是税改完成后，样本公司税收规避程度和资产负债率之间均存在显著的负相关关系，这和假设1的预期一致。

表8 基于税改时间的分组回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

由于2008年税改的直接影响就是企业的所得税税率发生了变化，对于大多数企业而言是名义税率下降的情形，但也有一些上面提及的特定企业会随着优惠政策的取消而出现税率上升的情况。为深入探究2008年企业所得税税改的影响，本文参考Givoly et al.(1992)的思路，在模型(4)的基础上增加了代表企业所得税税率变化的两个虚拟变量dummy1和dummy2，用于表示样本企业在2008年1月1日至2016年12月31日期间所得税税率发生的变化情况。以前一年度所得税税率为基准，所得税税率下降，则dummy1为1，否则为0；所得税税率上升，则dummy2为1，否则为0。具体如模型(8)所示。

(8)

从表9可以看出，在排除税率变动对资产负债率的影响后，样本公司税收规避和资产负债率之间仍然存在显著的负相关关系，进一步验证了假设1。

表9 基于税率变化指标的回归结果

注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。

五、研究结论与讨论

本文选取2007—2016年沪深A股上市公司为研究对象，实证分析了上市公司税收规避与其资本结构之间的关系。结果发现：上市公司税收规避对其资本结构具有显著的负向影响，“替代效应假说”得以验证；税收规避程度及其对资产负债率的影响存在行业和股权性质上的差异。进一步研究发现，上市公司税收规避程度与动态资产负债率调整量之间存在负相关关系；同时，考虑2008年税改因素的影响，研究结论也未受到影响。

本文结论的管理启示主要体现在：

一是对政府而言，作为税收政策的制定者不仅要进一步完善上市公司信息披露制度，规范企业税收行为，保证财政收入的持续性和稳定性，而且在制定税率以及税收优惠等政策时也应充分考虑行业差异，避免出现企业收入和实际税负不匹配的现象。

二是对企业而言，税收规避作为企业非债务税盾的一种重要方式，是一把“双刃剑”。因此，企业应该充分权衡税收规避的利弊，在严格遵守税法的基础上，合理运用税收规避手段；同时，还要注重税收筹划和财务管理团队的建设，完善税收财务人才的培养机制。

三是对外部投资者而言，虽然税收规避有助于增加投资收益，但同时也应考虑其产生的代理成本对企业价值的抵减作用，充分权衡利弊，理性投资。

本文的局限主要包括：一是，仅考察了企业所得税单一税种的税收规避对资本结构的影响，而且也没有考虑企业所得税在区域优惠政策上的差异，因此结论可能存在一定的片面性；二是，在采用会税差异法衡量企业税收规避程度时，差异调整过程可能存在一定的计量偏差。上述问题需要在后续研究中不断加以细化和完善。