大數(shù)據(jù)稅收征管能否抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”？
——基于“金稅三期”的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)證據(jù)

李曉艷 梁日新 李英

(1.首都經(jīng)濟(jì)貿(mào)易大學(xué)會計(jì)學(xué)院，北京 100070； 2.北京國家會計(jì)學(xué)院 教研中心，北京 101318)

一、引言

黨的十九大報(bào)告指出，要“深化金融體制改革，增強(qiáng)金融服務(wù)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)的能力”。這一要求有利于解決我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展過程中出現(xiàn)的金融化問題。金融化是指非金融企業(yè)將資源傾斜于金融資產(chǎn)，并更多地依賴金融渠道獲得利潤而非生產(chǎn)貿(mào)易[1]。由于金融資產(chǎn)具備周期短、收益高的特點(diǎn)，越來越多的非金融企業(yè)涌入金融市場。近十年來，雅戈?duì)?600177)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比值最高達(dá)40%，金融投資收益與房地產(chǎn)投資收益占凈利潤比值是其主業(yè)服裝紡織的3倍，成為雅戈?duì)柪麧櫟闹饕獊碓?；奧馬電器(002668)自2016年開始，金融資產(chǎn)占比迅速上升，直至2018年占比達(dá)到最大值20.72%，隨后其金融化程度一直居高不下(1)數(shù)據(jù)由作者依據(jù)雅戈?duì)?600177)和奧馬電器(002688)年報(bào)整理。。金融資產(chǎn)的投資比重不斷增加勢必?cái)D占企業(yè)實(shí)業(yè)投資資金，使資金不斷流入虛擬經(jīng)濟(jì)，呈現(xiàn)出“脫實(shí)向虛”的趨勢，這不僅會增加企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險，侵害股東長期利益[2]，還可能加劇系統(tǒng)性金融風(fēng)險，引發(fā)金融危機(jī)[3]。因此，如何抑制和防范企業(yè)金融化成為當(dāng)前亟需解決的重要問題之一。已有研究主要從公司內(nèi)部治理機(jī)制的角度探討如何抑制企業(yè)金融化，而在大數(shù)據(jù)和信息技術(shù)的背景下，鮮有文獻(xiàn)探討外部治理機(jī)制對企業(yè)金融化的影響及作用機(jī)制。

作為一種外部治理機(jī)制，稅收征管有助于完善公司治理機(jī)制，提高公司治理水平[4]。在我國，“人管人”的傳統(tǒng)稅收模式給予了稅務(wù)人員一定的自由裁量權(quán)，但同時也帶來一定的弊端，如操作不規(guī)范、數(shù)據(jù)來源單一、增加交易成本等[5]。隨著我國新一輪工商稅制改革的開展，傳統(tǒng)的稅收征管手段已不能適應(yīng)新稅制的改革。因此，為解決新稅制與舊征管模式的矛盾，國務(wù)院以“以票控稅”為指導(dǎo)思想，利用信息化手段，提出了金稅工程這一重大項(xiàng)目?！敖鸲惾凇惫こ袒诖髷?shù)據(jù)與云計(jì)算平臺，實(shí)現(xiàn)了稅收大數(shù)據(jù)的集中，并運(yùn)用現(xiàn)代化手段對增值稅進(jìn)行監(jiān)管與征收，這標(biāo)志著我國進(jìn)入了信息管稅的新階段。大數(shù)據(jù)稅收征管改變了傳統(tǒng)的稅收征管手段，不僅實(shí)現(xiàn)了海量數(shù)據(jù)相互印證、“程序管人”的管理模式、數(shù)據(jù)分析方法的改進(jìn)，還改變了管理理念與管理方法，促使企業(yè)提升了公司治理水平[6]。2018年，國家稅務(wù)總局稅收科學(xué)研究所指出，“金稅三期”工程的運(yùn)行不僅能夠提高涉稅數(shù)據(jù)處理的能力，還有助于促進(jìn)國家經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

那么，面對當(dāng)前實(shí)體企業(yè)“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象，大數(shù)據(jù)稅收征管通過提升征管能力，能否對企業(yè)金融化產(chǎn)生一定的治理效果，從而防范和抑制企業(yè)金融化？本文以“金稅三期”工程在各省的試點(diǎn)作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，基于2011-2018年中國A股上市公司數(shù)據(jù)，利用多期雙重差分模型，考察了大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響。本文的研究貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下四方面：(1)從公司治理的角度看，以往對如何防范企業(yè)金融化的研究大多從內(nèi)部治理機(jī)制的角度展開，較少關(guān)注外部治理機(jī)制對企業(yè)金融化的作用。本文從大數(shù)據(jù)稅收征管這一外部治理機(jī)制的視角展開研究，拓展了公司治理與企業(yè)金融化的相關(guān)文獻(xiàn)，并為未來化解和防范企業(yè)金融化的研究提供了新思路。(2)從稅收征管的角度看，已有研究主要從企業(yè)稅負(fù)與信息操縱的視角探討大數(shù)據(jù)稅收征管的治理機(jī)制，本文的研究揭示了大數(shù)據(jù)稅收征管在企業(yè)資源配置方面的治理效應(yīng)，深化了學(xué)術(shù)界對大數(shù)據(jù)稅收征管這一外部治理機(jī)制的認(rèn)識，有助于發(fā)揮大數(shù)據(jù)稅收征管的正向溢出效應(yīng)。(3)從研究方法來看，以往對稅收征管指標(biāo)的衡量具有較強(qiáng)的內(nèi)生性問題，本文借鑒“金稅三期”工程分批實(shí)施的契機(jī)，構(gòu)造多時點(diǎn)的雙重差分模型，在一定程度上緩解了內(nèi)生性問題。(4)本文的研究結(jié)論還具有重要的政策啟示，不僅為監(jiān)管部門治理企業(yè)“脫實(shí)向虛”、預(yù)防系統(tǒng)性金融風(fēng)險提供了新思路，也為利用大數(shù)據(jù)技術(shù)推進(jìn)稅收征管現(xiàn)代化改革以及國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設(shè)提供了支持性證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

1.實(shí)體企業(yè)金融化的相關(guān)研究

非金融企業(yè)金融化的現(xiàn)象引起了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注，學(xué)者們對企業(yè)金融化的動機(jī)、影響因素以及如何防范企業(yè)金融化展開了一系列研究。

首先，針對企業(yè)金融化的動機(jī)，目前學(xué)界將其主要概括為兩類：一類是基于“蓄水池”理論，學(xué)者認(rèn)為企業(yè)出于預(yù)防性儲蓄動機(jī)將部分資金用于購置金融資產(chǎn)[7]。另一類是依據(jù)“投資替代”理論，學(xué)者認(rèn)為非金融企業(yè)金融化的主要目的是追逐金融資產(chǎn)短期內(nèi)較高的利潤[8]。其次，基于這兩類動機(jī)，現(xiàn)有研究探討了影響企業(yè)金融化的宏微觀因素，微觀因素主要包括高管個人特征[9]、企業(yè)業(yè)績[1]、企業(yè)社會責(zé)任[10]等；宏觀因素主要包括宏觀經(jīng)濟(jì)狀況[7]、經(jīng)濟(jì)政策不確定性[11]、數(shù)字金融的發(fā)展[12]等。最后，針對如何防范企業(yè)金融化，目前已有文獻(xiàn)從企業(yè)內(nèi)外部治理機(jī)制展開分析。從內(nèi)部治理的角度來看，高管股權(quán)激勵有助于促使管理層和股東目標(biāo)趨于一致，降低管理層的短期逐利性動機(jī)，抑制企業(yè)金融化[13]；多個大股東能夠發(fā)揮監(jiān)督效應(yīng)，通過緩解大股東與中小股東的代理問題，改善企業(yè)信息環(huán)境，從而抑制企業(yè)金融化[14]；員工持股有助于激勵員工參與公司治理，改善公司治理結(jié)構(gòu)，進(jìn)而對企業(yè)金融化現(xiàn)象產(chǎn)生積極的治理效應(yīng)[15]；良好的內(nèi)部控制也能強(qiáng)化對管理層的監(jiān)督，降低企業(yè)金融化程度[16]。從外部治理機(jī)制的角度來看，以長期持股為目的的交叉持股機(jī)構(gòu)投資者能夠利用其專業(yè)的管理知識和私有信息，充分發(fā)揮外部監(jiān)督治理職能，抑制管理層金融化的逐利性動機(jī)[17]；國有資本介入民營企業(yè)能夠提高民營企業(yè)的內(nèi)部控制水平與實(shí)體業(yè)務(wù)的盈利水平，從而有效降低民營企業(yè)金融化[18]。

通過對企業(yè)金融化文獻(xiàn)的梳理，可以發(fā)現(xiàn)，企業(yè)金融化的“蓄水池”理論與“投資替代”理論得到了學(xué)者們的廣泛認(rèn)同，并且高管個人特征等微觀因素以及經(jīng)濟(jì)政策不確定性等宏觀因素均會影響企業(yè)的金融化程度。關(guān)于如何防范和治理企業(yè)金融化，目前文獻(xiàn)大多從公司內(nèi)部治理機(jī)制的角度展開討論，外部治理機(jī)制影響企業(yè)金融化的研究還相對較少。稅收征管作為一種外部治理機(jī)制，尚未有研究探討稅收征管對企業(yè)金融化的影響及作用機(jī)制，特別在大數(shù)據(jù)的時代背景下，稅收征管方式發(fā)生重大變革，探討大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的作用具有重要的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

2.稅收征管的經(jīng)濟(jì)后果

針對傳統(tǒng)稅收征管體制的經(jīng)濟(jì)后果，現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn)，稅收征管直接抑制了企業(yè)避稅行為[19]，不僅增加了企業(yè)稅負(fù)現(xiàn)金流支出，減少了企業(yè)的內(nèi)源融資[20]，還增加了企業(yè)外部融資需求[21-22]，最終加劇了企業(yè)的融資約束[5]。同時，稅收征管還發(fā)揮著重要的公司治理作用。首先，稅收征管能夠加強(qiáng)對企業(yè)賬目的核查力度，提升會計(jì)信息質(zhì)量[23]，并督促企業(yè)及時披露內(nèi)部負(fù)面信息，避免負(fù)面信息的囤積[24]，降低股價崩盤風(fēng)險[25]，提升企業(yè)長期價值[26]。其次，稅收征管有助于完善公司內(nèi)部治理機(jī)制，提高公司治理水平[4]，進(jìn)而有效抑制大股東侵占資產(chǎn)以及管理層獲取私利的機(jī)會主義行為[27]，降低代理成本[28]，抑制管理層的盈余管理行為[29]。

特別地，伴隨信息技術(shù)的發(fā)展，大數(shù)據(jù)技術(shù)的應(yīng)用改變了傳統(tǒng)的稅收征管模式。目前，針對大數(shù)據(jù)稅收征管經(jīng)濟(jì)后果的研究主要圍繞企業(yè)稅負(fù)與實(shí)施效率展開，發(fā)現(xiàn)大數(shù)據(jù)稅收征管顯著降低了企業(yè)避稅程度[30]，并提高了信息披露透明度[31]，緩解了政企之間的信息不對稱程度[32]，抑制了企業(yè)盈余管理程度[6,33-34]，從而降低了審計(jì)風(fēng)險與審計(jì)費(fèi)用[35]。

通過對稅收征管經(jīng)濟(jì)后果的文獻(xiàn)梳理發(fā)現(xiàn)，稅收征管對企業(yè)具有“征稅效應(yīng)”和“治理效應(yīng)”，大數(shù)據(jù)技術(shù)的應(yīng)用有效提升了稅收征管的征管力度從而影響企業(yè)行為。然而，一方面，目前文獻(xiàn)僅從單一的視角研究稅收征管的“征稅效應(yīng)”或“治理效應(yīng)”對企業(yè)行為的影響，少有研究關(guān)注這兩種效應(yīng)同時存在時對企業(yè)發(fā)揮的作用，稅收征管對企業(yè)行為的影響及作用機(jī)理還有待進(jìn)一步探討；另一方面，已有文獻(xiàn)主要從企業(yè)稅負(fù)與信息操縱的角度探討大數(shù)據(jù)稅收征管的直接實(shí)施效果，對大數(shù)據(jù)稅收征管溢出效應(yīng)的研究還相對缺乏。因此，本文將基于企業(yè)金融化的角度，探究大數(shù)據(jù)稅收征管的有效性。

(二)研究假設(shè)

1.大數(shù)據(jù)稅收征管的“征稅效應(yīng)”

大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇企業(yè)融資約束，降低了企業(yè)金融化程度，有效發(fā)揮了“征稅效應(yīng)”。具體地，稅收是政府強(qiáng)制要求企業(yè)從利潤中按照稅法規(guī)定扣除一定比例上交政府的部分，稅收的增加會擠占企業(yè)的現(xiàn)金流及內(nèi)部留存收益[30]，因此，通過避稅活動節(jié)約稅后現(xiàn)金流成為很多企業(yè)緩解融資約束的重要手段之一[21-22,36]。大數(shù)據(jù)稅收征管則極大提升了稅務(wù)機(jī)關(guān)的工作效率與征稅能力，抑制了企業(yè)避稅行為?！敖鸲惾凇惫こ躺暇€后，稅務(wù)監(jiān)管機(jī)構(gòu)利用大數(shù)據(jù)技術(shù)及云計(jì)算平臺，對企業(yè)資金流與票據(jù)流進(jìn)行追蹤，顯著提升了對企業(yè)偷稅、漏稅行為的識別概率。同時，大數(shù)據(jù)技術(shù)利用收入、成本等科目之間的勾稽關(guān)系、數(shù)據(jù)歷史波動趨勢等信息，預(yù)測企業(yè)未來應(yīng)納稅所得，據(jù)此判斷企業(yè)納稅異常情況，使企業(yè)避稅空間受到壓縮[30]，增加了企業(yè)的稅負(fù)現(xiàn)金流支出，削弱了企業(yè)的內(nèi)部融資能力。依據(jù)優(yōu)序融資理論，內(nèi)源融資的減少會導(dǎo)致外部融資需求增加，企業(yè)的融資成本與融資難度將隨之加大，加劇了企業(yè)融資約束。

融資約束加劇在一定程度上會降低企業(yè)金融化程度。一方面，金融投資收益較高且變現(xiàn)能力較強(qiáng)，依據(jù)“蓄水池理論”，企業(yè)利用富余資金購置金融資產(chǎn)時，可支配的資金越多，其用于配置金融資產(chǎn)的資金越多。反之，當(dāng)面臨較大的融資約束時，企業(yè)將缺乏足夠的資金投資于金融資產(chǎn)，甚至通過出售已持有的金融資產(chǎn)緩解當(dāng)前財(cái)務(wù)困境，減少金融資產(chǎn)的持有數(shù)量，從而降低企業(yè)金融化程度[37]。另一方面，金融投資帶來高收益的同時往往伴隨著高風(fēng)險，當(dāng)融資約束較大時，企業(yè)面臨的財(cái)務(wù)風(fēng)險更大，此時，企業(yè)可能難以承受金融投資帶來的高風(fēng)險，因而降低金融投資的意愿?；谏鲜龇治?，大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇企業(yè)融資約束降低了企業(yè)金融化程度。

2.大數(shù)據(jù)稅收征管的“治理效應(yīng)”

大數(shù)據(jù)稅收征管作為一種外部治理機(jī)制，通過緩解股東與管理層之間的代理問題，能夠抑制管理層的逐利性動機(jī)，從而降低企業(yè)金融化程度，發(fā)揮“治理效應(yīng)”。具體地，管理層與股東之間的代理問題是導(dǎo)致實(shí)體企業(yè)過度金融化的一種重要因素[2,11]。企業(yè)金融化在一定程度上反映了企業(yè)對長短期利益的權(quán)衡。金融投資能夠在短期內(nèi)獲得大量收益，但是也會擠占企業(yè)實(shí)體業(yè)務(wù)的投資資金，導(dǎo)致企業(yè)不斷縮小實(shí)業(yè)規(guī)模，逐漸脫離主業(yè)，最終損害企業(yè)的長期價值[2]。基于委托代理理論，管理層在實(shí)際經(jīng)營過程中可能更多地出于資本套利的動機(jī)購買金融資產(chǎn)以謀取私人利益，違背股東意愿。具體原因包括兩個方面，一方面，薪酬契約以及薪酬業(yè)績敏感性給了管理層獲取短期利益足夠的動機(jī)[3]。金融資產(chǎn)投資收益具有“短平快”的特點(diǎn)，管理層能夠利用金融投資收益平滑利潤、粉飾短期業(yè)績和市場表現(xiàn)，給股東呈現(xiàn)出公司良好的經(jīng)營現(xiàn)狀，以獲取契約薪酬及超額報(bào)酬[37-38]。另一方面，金融投資還存在“重獎輕罰”的不對稱性[39]，當(dāng)金融投資盈利時，管理層能夠在短期內(nèi)得到超額報(bào)酬，而金融投資虧損時，管理層則容易將其失敗歸咎于市場風(fēng)險等外部因素以減輕自身責(zé)任。因此，相比于周期長、風(fēng)險大、不確定性高的實(shí)業(yè)投資，管理層有動機(jī)將企業(yè)資金更多投資于金融資產(chǎn)。

稅收征管作為一種外部治理機(jī)制，能夠緩解股東和管理層之間的代理問題[27-28]。大數(shù)據(jù)技術(shù)的應(yīng)用則進(jìn)一步強(qiáng)化了稅收征管的治理作用，進(jìn)而降低企業(yè)金融化程度。具體表現(xiàn)為：首先，大數(shù)據(jù)稅收征管提高了稅收征管能力，降低了管理層利用避稅活動掩蓋代理行為的可能。已有研究表明，管理層從事避稅活動時會故意增加交易的復(fù)雜度與財(cái)務(wù)信息的理解難度，為管理層謀取私人利益提供可趁之機(jī)，從而加劇了管理層和股東之間的代理問題[36]。大數(shù)據(jù)稅收征管則利用互聯(lián)網(wǎng)開票、大數(shù)據(jù)分析等現(xiàn)代信息技術(shù)，直接將企業(yè)涉稅數(shù)據(jù)傳遞給稅務(wù)機(jī)關(guān)，使得稅務(wù)機(jī)關(guān)能夠根據(jù)企業(yè)的實(shí)時交易數(shù)據(jù)掌握企業(yè)經(jīng)營生產(chǎn)狀況，這有效彌補(bǔ)了人工征稅方式的弊端，增加了企業(yè)避稅的難度，進(jìn)而遏制了管理層的代理行為，有助于緩解管理層因代理問題引致的金融投資行為，降低企業(yè)金融化程度。

其次，“金稅三期”工程引入了風(fēng)險管理理念，利用大數(shù)據(jù)分析技術(shù)對高風(fēng)險領(lǐng)域以及高風(fēng)險對象進(jìn)行預(yù)警，規(guī)范了管理層的內(nèi)部管理行為[40]。大數(shù)據(jù)稅收征管通過對企業(yè)數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，不僅能夠判斷企業(yè)應(yīng)納稅金額的準(zhǔn)確性，還能對企業(yè)營業(yè)收入占比、金融資產(chǎn)持有比例等數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，并通過同行業(yè)對比預(yù)測企業(yè)未來的經(jīng)營風(fēng)險。當(dāng)企業(yè)的金融化程度顯著高于其他行業(yè)時，其財(cái)務(wù)風(fēng)險將在一定程度上顯著提高，因而引起股東等相關(guān)利益者的關(guān)注，使得管理層利用金融資產(chǎn)進(jìn)行資本套利的機(jī)會主義行為難以掩蓋。因此，大數(shù)據(jù)稅收征管有效地約束了管理層的機(jī)會主義行為，促使管理層投資于有利于股東價值最大化的實(shí)體業(yè)務(wù)，降低企業(yè)金融化程度，抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

綜上所述，大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇企業(yè)融資約束、緩解股東與管理層之間的代理問題，降低企業(yè)金融化程度?；诖?，本文提出下列假設(shè)。

H1大數(shù)據(jù)稅收征管顯著降低了企業(yè)金融化程度。

H1a大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇融資約束降低了企業(yè)金融化程度。

H1b大數(shù)據(jù)稅收征管通過緩解代理問題降低了企業(yè)金融化程度。

三、實(shí)證設(shè)計(jì)

(一)樣本選取及數(shù)據(jù)來源

“金稅三期”工程自2013年率先在山西、重慶、山東三個省(市)上線運(yùn)行；2014年在河南、內(nèi)蒙古、廣東(除深圳市)上線運(yùn)行；2015年相繼在寧夏、海南等14個省上線運(yùn)行；2016年覆蓋全國，全面實(shí)現(xiàn)了大數(shù)據(jù)稅收征管?？紤]到政策實(shí)施前后的時間跨度以及2019年增值稅改革對研究結(jié)論可能產(chǎn)生一定干擾，本文從第一批“金稅三期”工程試點(diǎn)上線前兩年開始，自“金稅三期”工程實(shí)現(xiàn)全面覆蓋后兩年結(jié)束，選取2011-2018年A股上市公司為樣本。因不同地區(qū)“金稅三期”工程上線時間存在差異，本文剔除了辦公所在地與注冊地不同的企業(yè)樣本。此外，本文還依次剔除了ST類公司樣本、金融業(yè)與保險業(yè)公司樣本、資產(chǎn)與所有者權(quán)益小于0的樣本以及缺失值樣本，最終共得到15 692個公司-年度有效樣本。為避免極端值的影響，對連續(xù)變量進(jìn)行了上下1%的縮尾處理。數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫及WIND數(shù)據(jù)庫。

(二)主要變量定義

1.大數(shù)據(jù)稅收征管——“金稅三期”工程的實(shí)施

“金稅三期”工程分批次逐步在全國各省市上線，因此，本文使用GTP衡量企業(yè)所在地區(qū)當(dāng)年是否實(shí)施了大數(shù)據(jù)稅收征管，即“金稅三期”工程是否上線。若企業(yè)i辦公所在地區(qū)c在第t年實(shí)施了大數(shù)據(jù)稅收征管，則c地區(qū)第t年及t年以后GTP取1，否則取0。具體地，考慮到“金稅三期”工程上線后需要一定的推廣過程，因此參照朱凱等(2021)[34]的做法，若該地區(qū)“金稅三期”工程在上半年上線則視為當(dāng)年實(shí)現(xiàn)大數(shù)據(jù)稅收征管，若在下半年上線則視為下一年正式開始實(shí)施。其中，山東省青島市和廣東省深圳市分別于2016年7月和2016年10月開始上線“金稅三期”工程，與其所在省份其他地區(qū)實(shí)施時間不同，本文單獨(dú)考慮這兩個城市大數(shù)據(jù)稅收征管的實(shí)施時間。

2.企業(yè)金融化程度

參照杜勇等(2019)[9]的做法，本文使用企業(yè)金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例衡量企業(yè)金融化程度。具體地，企業(yè)金融資產(chǎn)包括交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、發(fā)放貸款及墊款凈額、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資凈額和投資性房地產(chǎn)。

3.控制變量

本文參照杜勇等(2019)[9]、顧雷雷等(2020)[10]、陳春華等(2021)[12]等的做法，控制了可能影響企業(yè)金融化的微觀因素及宏觀因素。微觀層面，考慮到企業(yè)財(cái)務(wù)特征和公司治理變量會對企業(yè)金融化產(chǎn)生影響，本文控制了企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、盈利能力(ROA)、企業(yè)成長性(GROWTH)、投資強(qiáng)度(INVEST)、企業(yè)現(xiàn)金持有(CASH)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(STATE)、股權(quán)制衡度(HC)、高管持股比例(INSHARE)。宏觀層面，考慮到企業(yè)金融化在一定程度上受地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度和地區(qū)金融發(fā)展程度的影響，本文參照趙彥鋒等(2022)[14]、趙曉陽和衣長軍(2021)[18]等的做法，控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度(GDP)和地區(qū)金融發(fā)展程度(FIR)。此外，本文還控制了年度(YEAR)和企業(yè)(FIRM)雙向固定效應(yīng)。具體變量定義如表1所示。

表1 變量定義表

(三)模型構(gòu)建

“金稅三期”工程自2013年開始試運(yùn)行到全面推行，為本文研究提供了一個良好的“準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)”。因此，本文采用多期雙重差分法，構(gòu)建模型(1)，檢驗(yàn)大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化程度的影響。

FINi,t=α0+α1GTPc,t+α2SIZEi,t+α3LEVi,t+α4ROAi,t+α5GROWTHi,t+α6INVESTi,t+α7CASHi,t+α8STATEi,t+α9HCi,t+α10INSHAREi,t+α11GDPc,t+α12FIRc,t+YEARt+FIRMi+εi,t

(1)

其中，i表示企業(yè)，c表示地區(qū)，t表示年份。FINi,t為企業(yè)金融化程度，GTPc,t為企業(yè)所在地當(dāng)年是否實(shí)施大數(shù)據(jù)稅收征管的啞變量，其余為控制變量。此外，本文控制了企業(yè)層面和時間層面雙向固定效應(yīng)。依據(jù)假設(shè)1，本文預(yù)期α1顯著為負(fù)，即大數(shù)據(jù)稅收征管能夠降低企業(yè)金融化程度，抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”。

四、實(shí)證分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2展示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。非金融企業(yè)金融化程度(FIN)的均值為0.033 6，最小值為0.000 0，最大值為0.388 3，表明企業(yè)之間金融化程度存在較大的差異，該統(tǒng)計(jì)結(jié)果與杜勇等(2019)[9]已有研究相近。GTP均值為0.410 7，表明樣本期間共41.07%的上市公司所在地實(shí)施了大數(shù)據(jù)稅收征管，與已有研究描述一致[33]。在控制變量方面，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(STATE)的均值為0.395 6，說明樣本中約有39.56%為國有企業(yè)；高管持股比例(INSHARE)的均值為0.131 9，最小值為0.000 0，最大值為0.678 4，說明樣本中不同企業(yè)高管持股比例差距較大。其余變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果均與已有研究相似。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

(二)多元回歸結(jié)果分析

為檢驗(yàn)大數(shù)據(jù)稅收征管(GTP)對企業(yè)金融化程度(FIN)的影響，本文采用式(1)進(jìn)行回歸分析。表3列(1)-(4)展示了逐步加入控制變量后，大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響。其中，列(1)為僅控制企業(yè)-年度固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，大數(shù)據(jù)稅收征管(GTP)回歸系數(shù)為-0.003 1，在5%的水平上顯著，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。列(2)(3)中，依次控制了企業(yè)層面的特征和公司治理層面的特征，回歸結(jié)果與預(yù)期一致。最后，考慮到宏觀因素可能對企業(yè)金融化產(chǎn)生一定的影響，進(jìn)一步控制了地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度(GDP)與地區(qū)金融發(fā)展程度(FIR)，回歸結(jié)果如列(4)所示，GTP的回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，且回歸模型的擬合度(adj.R2)隨著控制變量的增加逐步提高。結(jié)果表明，大數(shù)據(jù)稅收征管能夠有效降低非金融企業(yè)的金融化程度，企業(yè)“脫實(shí)向虛”的現(xiàn)象在一定程度上得到了有效抑制。上述實(shí)證結(jié)果均驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。

(三)平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)

上述回歸結(jié)果表明大數(shù)據(jù)稅收征管有助于降低企業(yè)金融化程度。由于使用雙重差分模型評估大數(shù)據(jù)稅收征管的實(shí)施所產(chǎn)生的政策沖擊，需要在政策實(shí)施前滿足平行趨勢假設(shè)，即政策實(shí)施前實(shí)驗(yàn)組與對照組樣本的金融化程度具有相同的變化趨勢。為進(jìn)行平行趨勢檢驗(yàn)，本文構(gòu)建了企業(yè)-年度雙向固定效應(yīng)模型，如式(2)所示。

(2)

表3 大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化程度的影響

其中，POST-3、POST-2、POST-1、POST0、POST1、POST2、POST3分別代表大數(shù)據(jù)稅收征管實(shí)施的前三年及以前年度、前兩年、前一年、實(shí)施當(dāng)年、實(shí)施后一年、后兩年、后三年及以后年度。參照鄭建明和孫詩璐(2021)[35]的做法，選取大數(shù)據(jù)稅收征管實(shí)施前一年P(guān)OST-1作為基準(zhǔn)年，采用式(2)進(jìn)行分析。理論上，如果滿足平行趨勢假設(shè)，那么在政策實(shí)施前，大數(shù)據(jù)稅收征管的回歸系數(shù)不顯著。若政策實(shí)施前顯著為負(fù)，則表明企業(yè)金融化程度的降低可能是其他因素所導(dǎo)致的，即大數(shù)據(jù)稅收征管不能降低企業(yè)金融化程度?；貧w結(jié)果如表4所示，POST-3、POST-2系數(shù)均不顯著，上述結(jié)果表明大數(shù)據(jù)稅收征管實(shí)施前，實(shí)驗(yàn)組與對照組企業(yè)金融化的變化趨勢不存在顯著差異，符合平行趨勢假設(shè)，滿足了多期雙重差分法的前提條件。此外，大數(shù)據(jù)稅收征管實(shí)施后，POST1、POST2的系數(shù)在10%的水平上顯著為負(fù)，這表明大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響在實(shí)施后兩年內(nèi)均存在，初步驗(yàn)證了假設(shè)1，即大數(shù)據(jù)稅收征管降低了企業(yè)金融化程度。

表4 平行趨勢檢驗(yàn)

為直觀顯示平行趨勢假設(shè)檢驗(yàn)結(jié)果，本文繪制了平行趨勢檢驗(yàn)圖。圖1為βt在90%的置信區(qū)間平行趨勢檢驗(yàn)圖。由圖1可知，大數(shù)據(jù)稅收征管實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對照組樣本的企業(yè)金融化程度無顯著差異，滿足平行趨勢檢驗(yàn)。大數(shù)據(jù)稅收征管實(shí)施后，持續(xù)兩年內(nèi)實(shí)驗(yàn)組的企業(yè)金融化程度顯著低于對照組，初步驗(yàn)證了假設(shè)1。

圖1 平衡趨勢檢驗(yàn)圖

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.安慰劑檢驗(yàn)

表5 安慰劑檢驗(yàn)結(jié)果

此外，針對每個樣本企業(yè)，本文將大數(shù)據(jù)稅收征管變量(GTP)隨機(jī)賦值，基于式(1)重新回歸，并將此過程重復(fù)1 000次?；貧w系數(shù)模擬結(jié)果如圖2所示。由圖2可知，隨機(jī)模擬的回歸系數(shù)集中在0點(diǎn)附近且多數(shù)散點(diǎn)在10%的水平上不顯著，顯著異于真實(shí)回歸系數(shù)-0.003 5，這表明大數(shù)據(jù)稅收征管的確降低了企業(yè)金融化程度，排除了隨機(jī)因素對結(jié)果的干擾。

圖2 隨機(jī)抽樣1 000次安慰劑檢驗(yàn)圖

2.PSM-DID檢驗(yàn)

為控制實(shí)驗(yàn)組與對照組之間存在的系統(tǒng)性差異對結(jié)論產(chǎn)生的影響，本文進(jìn)一步使用PSM-DID的方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗(yàn)。首先，使用傾向得分匹配法將實(shí)驗(yàn)組與對照組樣本進(jìn)行匹配，具體地，采用企業(yè)規(guī)模(SIZE)、財(cái)務(wù)杠桿(LEV)、盈利能力(ROA)、企業(yè)成長性(GROWTH)、投資強(qiáng)度(INVEST)作為協(xié)變量，使用Logit模型進(jìn)行一對四匹配，共得到14 591個有效樣本。表6為平衡性檢驗(yàn)結(jié)果。相比于匹配前，匹配后協(xié)變量標(biāo)準(zhǔn)誤明顯縮小，均遠(yuǎn)小于10%。且t檢驗(yàn)表明，匹配后實(shí)驗(yàn)組與對照組之間的均值不存在顯著差異，說明樣本得到有效匹配。

表6 平衡性檢驗(yàn)結(jié)果

基于傾向得分匹配結(jié)果，本文采用式(1)重新檢驗(yàn)大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響，回歸結(jié)果如表7所示，GTP回歸系數(shù)為-0.004 0，且在1%的水平上顯著，表明在控制樣本偏差后，大數(shù)據(jù)稅收征管仍然有效降低了企業(yè)金融化程度，再次驗(yàn)證了假設(shè)1。

3.排除“營改增”政策的干擾

自2012年，我國開啟了“營改增”試點(diǎn)，隨后逐步擴(kuò)大試點(diǎn)地區(qū)以及行業(yè)范圍，直至2016年全面實(shí)現(xiàn)“營改增”?！盃I改增”政策的實(shí)施使?fàn)I業(yè)稅與增值稅之間重復(fù)征稅的問題得以解決，減輕了企業(yè)面臨的稅收負(fù)擔(dān)，增加了實(shí)體經(jīng)濟(jì)給企業(yè)帶來的投資回報(bào)，從而促使企業(yè)投資于實(shí)體經(jīng)濟(jì)，降低了企業(yè)金融化程度[41]，由此可能對本文研究結(jié)論產(chǎn)生干擾。鑒于“營改增”政策主要對房地產(chǎn)業(yè)、生活服務(wù)業(yè)、金融業(yè)以及建筑業(yè)四大服務(wù)行業(yè)產(chǎn)生影響，本文參照鄭建明和孫詩璐等(2021)[35]的做法，僅選取受“營改增”政策影響較小的制造業(yè)和批發(fā)零售業(yè)，重新界定樣本范圍進(jìn)行檢驗(yàn)。回歸結(jié)果如表8列(1)所示，GTP回歸系數(shù)為-0.002 4，在10%的水平上顯著。該結(jié)果表明，排除了“營改增”政策對本文結(jié)論的干擾后，大數(shù)據(jù)稅收征管仍顯著降低了企業(yè)金融化程度，驗(yàn)證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

以社會主義核心價值觀為引領(lǐng)，是構(gòu)建高校德育工作的必然要求。首先，它凝練了社會主義科學(xué)發(fā)展的精神內(nèi)核；其次，它展示了建設(shè)中國特色社會主義理論成果與實(shí)踐成果的一體化；第三，明確了青年學(xué)生的精神追求，進(jìn)一步指明了高校德育工作的方向，明確了高校德育工作的目標(biāo)。

表7 PSM-DID檢驗(yàn)結(jié)果

4.控制高階固定效應(yīng)

為排除行業(yè)時變沖擊與地區(qū)時變沖擊的影響，本文進(jìn)一步控制行業(yè)年度聯(lián)合固定效應(yīng)與地區(qū)年度聯(lián)合固定效應(yīng)。回歸結(jié)果如表8列(2)(3)所示，GTP回歸系數(shù)分別為-0.002 9和-0.036 5，均在5%的水平上顯著，再次驗(yàn)證了本文結(jié)論的穩(wěn)健性。

五、作用機(jī)制檢驗(yàn)

上述回歸結(jié)果均驗(yàn)證了基本假設(shè)，即大數(shù)據(jù)稅收征管有效降低了企業(yè)金融化程度。如前所述，一方面，大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇企業(yè)融資約束，降低企業(yè)金融化程度，發(fā)揮了“征稅效應(yīng)”。另一方面，大數(shù)據(jù)稅收征管也通過緩解企業(yè)代理問題，降低企業(yè)金融化程度，發(fā)揮了“治理效應(yīng)”。為驗(yàn)證上述影響機(jī)制，本文參照溫忠麟和葉寶娟(2014)[42]的做法，在模型(1)的基礎(chǔ)上，構(gòu)建中介效應(yīng)模型，分別檢驗(yàn)基于融資約束和代理問題的中介效應(yīng)，具體模型如式(3)(4)所示

Mi,t=μ0+μ1GTPc,t+∑CONTROL+YEARt+FIRMi+εi,t

(3)

FINi,t=γ0+γ1GTPc,t+γ2Mi,t+∑CONTROL+YEARt+FIRMi+εi,t

(4)

其中，M為中介變量，本文主要指融資約束(SA)和代理成本(AGENCY)。融資約束(SA)變量，考慮到學(xué)術(shù)界常用的KZ指數(shù)、WW指數(shù)計(jì)算中包含了現(xiàn)金流、財(cái)務(wù)杠桿等內(nèi)生變量，而SA指數(shù)具有較好的外生性，因此，本文參照鞠曉生等(2013)[43]的做法，采用SA指數(shù)衡量企業(yè)融資約束，具體計(jì)算方式為SA=-0.737*SIZE+0.043*SIZE2-0.04*AGE，其中SIZE為企業(yè)資產(chǎn)總額除以1 000 000后取自然對數(shù)，AGE為企業(yè)上市年齡。本文對SA指數(shù)取絕對值(SA)，值越大表明企業(yè)面臨的融資約束越大。代理成本(AGENCY)變量，本文參照葉康濤和劉行(2014)[36]、蔡昌等(2021)[32]的做法，使用管理費(fèi)用與營業(yè)收入的比值衡量。由于企業(yè)內(nèi)部代理問題的驅(qū)動，管理層為實(shí)現(xiàn)自身利益最大化，往往會通過金融投資實(shí)現(xiàn)資本套利、獲取短期收益等機(jī)會主義目的。其他變量定義同模型(1)。

表8 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

表9列式了大數(shù)據(jù)稅收征管影響企業(yè)金融化的中介效應(yīng)回歸結(jié)果。其中，列(1)(2)反映了基于融資約束的中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果，結(jié)果顯示，GTP與SA的回歸系數(shù)為0.004 3，且在1%的水平上顯著為正，表明大數(shù)據(jù)稅收征管顯著加劇了企業(yè)的融資約束。在控制了GTP后，SA與FIN在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，且μ1*γ2與γ1同號；GTP的回歸系數(shù)為-0.003 3，在1%的水平上顯著，其絕對值小于主回歸中GTP回歸系數(shù)(-0.003 5)的絕對值，且Sobel Z值為2.197 0，在5%的水平上顯著，表明融資約束起到了部分中介效應(yīng)，即大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇融資約束降低了企業(yè)金融化程度，發(fā)揮了“征稅效應(yīng)”，驗(yàn)證了假設(shè)1a。

表9 機(jī)制檢驗(yàn)

列(3)(4)反映了基于代理成本的中介效應(yīng)檢驗(yàn)。當(dāng)μ1與γ2至少有一個系數(shù)不顯著時，應(yīng)當(dāng)通過Sobel檢驗(yàn)判斷是否存在中介效應(yīng)[42]。列(3)顯示，GTP與AGENCY的回歸系數(shù)為-0.001 3，但不顯著，因此，本文進(jìn)行了Sobel檢驗(yàn)，Sobel Z值為-3.574 0，在1%的水平上顯著，并且控制中介變量AGENCY后，GTP的回歸系數(shù)為-0.003 4，其絕對值小于主回歸中GTP系數(shù)(-0.003 5)的絕對值，表明代理成本起到了部分中介效應(yīng)，即大數(shù)據(jù)稅收征管的實(shí)施通過緩解管理層與股東的代理問題，抑制了管理層的機(jī)會主義行為，從而降低了企業(yè)金融化程度，驗(yàn)證了假設(shè)1b。

為進(jìn)一步檢驗(yàn)中介效應(yīng)的穩(wěn)健性，本文使用Bootstrap法加以判斷。相比于逐步回歸法和Sobel檢驗(yàn)法，使用Bootstrap方法判斷是否通過95%置信水平的臨界值，能夠得出更精確的結(jié)果，統(tǒng)計(jì)效力更高。本文采用Bootstrap方法進(jìn)行1 000次重復(fù)取樣，并構(gòu)造95%的置信區(qū)間，若置信區(qū)間上下限不包括0，則證明中介效應(yīng)成立。表9展示了中介效應(yīng)的Bootstrap分析結(jié)果，在95%的置信區(qū)間均不包含0，即中介效應(yīng)成立。綜上所述，大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇企業(yè)融資約束和緩解代理問題，降低了企業(yè)金融化程度。

六、進(jìn)一步分析

1.企業(yè)避稅動機(jī)

“金稅三期”工程上線后，稅收機(jī)關(guān)利用大數(shù)據(jù)技術(shù)極大提高了其征稅能力，企業(yè)避稅行為得到有效治理[30]。因此，相比于避稅動機(jī)較小的企業(yè)，大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響可能在避稅動機(jī)較大的企業(yè)中更為顯著。具體地，參照Desai和Dharmapala(2006)[4]、葉康濤和劉行(2014)[36]、張克中等(2020)[30]，本文使用扣除應(yīng)計(jì)利潤影響后的會計(jì)-稅收差異衡量企業(yè)避稅動機(jī)，差異越大企業(yè)從事避稅活動的可能越大，因而避稅動機(jī)越強(qiáng)。依據(jù)企業(yè)避稅動機(jī)行業(yè)年度的中位數(shù)，本文將樣本劃分為兩組，若高于行業(yè)年度中位數(shù)，則認(rèn)為避稅動機(jī)較強(qiáng)，反之避稅動機(jī)較弱。分組回歸結(jié)果如表10列(1)(2)所示。結(jié)果顯示，針對避稅動機(jī)較弱的企業(yè)，GTP回歸系數(shù)為-0.001 9，但不顯著。針對避稅動機(jī)較強(qiáng)的企業(yè)，GTP回歸系數(shù)為-0.005 4，且在1%的水平上顯著。二組組間系數(shù)差異檢驗(yàn)p值為0.086，通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。該結(jié)果表明，大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的抑制作用在避稅動機(jī)較強(qiáng)的企業(yè)中更為顯著。

2.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響可能在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)中存在差異。一方面，鑒于非國有企業(yè)相比國有企業(yè)的避稅動機(jī)與融資難度相對較大，大數(shù)據(jù)稅收征管發(fā)揮“征稅效應(yīng)”，可能對非國有企業(yè)金融化的抑制作用更為顯著。具體地，首先，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定著企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)。國有企業(yè)扮演著政府代理人的角色，其經(jīng)營目標(biāo)更加多元，除財(cái)務(wù)目標(biāo)外，還包括維護(hù)社會穩(wěn)定、捍衛(wèi)國家安全等政治目標(biāo)。而非國有企業(yè)主要以追求股東財(cái)富最大化為目標(biāo)，其管理層面臨經(jīng)營業(yè)績壓力更高[44]，避稅動機(jī)更強(qiáng)。其次，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對企業(yè)經(jīng)營環(huán)境產(chǎn)生重要影響。國有企業(yè)擁有政府的隱性擔(dān)保，更容易獲得銀行貸款，其融資約束相對較小，而非國有企業(yè)多面臨“融資難”且“融資貴”的問題，更傾向于優(yōu)先使用內(nèi)部融資?？紤]到稅收會在一定程度上擠占企業(yè)內(nèi)部留存收益，因此，大數(shù)據(jù)稅收征管的“征稅效應(yīng)”可能對非國有企業(yè)金融化產(chǎn)生更大的影響。

另一方面，由于國有企業(yè)所有者缺位，其委托代理問題往往更加嚴(yán)重，因此，相比于非國有企業(yè)，大數(shù)據(jù)稅收征管可能對國有企業(yè)發(fā)揮更為顯著的治理效應(yīng)，從而降低企業(yè)金融化程度。具體地，由于所有者缺位，國有企業(yè)管理層缺乏有效監(jiān)管，導(dǎo)致管理層與股東的委托代理問題更加嚴(yán)重。出于提升短期業(yè)績、獲取自身利益的目的，管理層在監(jiān)管不嚴(yán)的情況下更愿意投資于短期收益較高的金融資產(chǎn)，以獲取私有收益。大數(shù)據(jù)稅收征管則有效發(fā)揮了“治理效應(yīng)”，使管理層的資本套利等機(jī)會主義行為受到制止。此時，大數(shù)據(jù)稅收征管可能對國有企業(yè)金融化產(chǎn)生更為顯著的影響。

基于上述分析，本文分組檢驗(yàn)了大數(shù)據(jù)稅收征管對國有企業(yè)與非國有企業(yè)金融化產(chǎn)生的影響，回歸結(jié)果如表10列(3)(4)所示。結(jié)果顯示，針對國有企業(yè)，GTP回歸系數(shù)為-0.001 6，但不顯著，而針對非國有企業(yè)，GTP回歸系數(shù)為-0.004 7，且在1%的水平上顯著。但是，組間系數(shù)差異檢驗(yàn)p值為0.133，未通過組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。這可能是因?yàn)榇髷?shù)據(jù)稅收征管同時發(fā)揮“征稅效應(yīng)”和“治理效應(yīng)”，不論國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，均在一定程度上受到影響，因此兩組回歸結(jié)果未產(chǎn)生顯著差異。

表10 基于企業(yè)避稅動機(jī)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組檢驗(yàn)

3.公司治理

作為一種外部治理機(jī)制，大數(shù)據(jù)稅收征管通過完善稅收征管系統(tǒng)，加強(qiáng)了對企業(yè)行為的制約，能夠有效緩解管理層和股東之間的代理問題，從而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”。鑒于此，大數(shù)據(jù)稅收征管作為一種外部治理機(jī)制，對公司治理水平較差的企業(yè)可能產(chǎn)生更大的邊際效應(yīng)。參照謝露等(2021)[45]的做法，本文使用分析師跟蹤人數(shù)與股權(quán)制衡度衡量公司治理水平。具體而言，當(dāng)分析師對企業(yè)的關(guān)注度較高時，企業(yè)所受外部監(jiān)督水平較高，其信息更加透明，因而公司治理水平相對較高。相反，當(dāng)分析師關(guān)注度相對較少時，企業(yè)的治理水平更差。與此同時，股權(quán)制衡度也在一定程度上反映了公司的治理水平。當(dāng)股權(quán)制衡度較高時，其他大股東對第一大股東與高管侵害中小股東利益的行為具有更強(qiáng)的監(jiān)督意愿及監(jiān)督能力，能夠有效提升公司的治理水平，遏制管理層的短視行為。因此，股權(quán)制衡度較高的企業(yè)，公司治理水平更高。

表11 基于公司治理水平的分組檢驗(yàn)

基于此，首先，本文使用分析師跟蹤人數(shù)衡量分析師關(guān)注度，分析師跟蹤人數(shù)越多，則分析師關(guān)注度越高，企業(yè)治理水平越好。其次，采用第二到第十大股東的持股比例之和占第一大股東持股比例的比值衡量股權(quán)制衡度。本文分別依據(jù)同行業(yè)同年度企業(yè)分析師關(guān)注度和股權(quán)制衡度的中位數(shù)將樣本劃分為低分析師關(guān)注度組和高分析師關(guān)注度組、低股權(quán)制衡度組和高股權(quán)制衡度組，依次基于式(1)進(jìn)行分組回歸。回歸結(jié)果如表11所示。由列(1)-(4)可知，大數(shù)據(jù)稅收征管與企業(yè)金融化的負(fù)相關(guān)關(guān)系僅在低分析關(guān)注度組和低股權(quán)制衡度組更為顯著，并且均通過了組間系數(shù)差異檢驗(yàn)。該結(jié)果表明，在公司治理水平差的企業(yè)，大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的抑制作用更為顯著。

七、研究結(jié)論與啟示

本文以2011-2018年A股上市公司為研究樣本，基于“金稅三期”工程的實(shí)施這一準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，使用多期雙重差分法，研究了大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的影響及作用機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，大數(shù)據(jù)稅收征管顯著降低了企業(yè)金融化程度，抑制了企業(yè)“脫實(shí)向虛”；機(jī)制檢驗(yàn)表明，大數(shù)據(jù)稅收征管通過加劇企業(yè)融資約束、緩解企業(yè)代理問題雙路徑抑制企業(yè)金融化，有效發(fā)揮了稅收征管的“征稅效應(yīng)”和“治理效應(yīng)”。進(jìn)一步研究表明，大數(shù)據(jù)稅收征管對企業(yè)金融化的負(fù)向影響在避稅動機(jī)較大的企業(yè)和公司治理水平較差的企業(yè)中更為顯著，而在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)中沒有顯著差異。

本文基于數(shù)字經(jīng)濟(jì)的時代背景，從外部治理機(jī)制的視角探討了大數(shù)據(jù)稅收征管如何防范和抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”，不僅豐富了大數(shù)據(jù)稅收征管微觀經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)研究，也為治理企業(yè)金融化提供了新視角，具有一定的理論貢獻(xiàn)?；谏鲜鼋Y(jié)論，本文得出以下啟示：第一，稅收部門應(yīng)當(dāng)依托大數(shù)據(jù)與現(xiàn)代信息技術(shù)，持續(xù)推進(jìn)稅收征管改革。大數(shù)據(jù)稅收征管不僅能夠規(guī)范稅收程序，發(fā)揮征稅效應(yīng)，同時還有助于提升企業(yè)治理水平，發(fā)揮積極的治理效應(yīng)，進(jìn)而抑制企業(yè)“脫實(shí)向虛”，優(yōu)化企業(yè)的資源配置。因此，未來“金稅四期”系統(tǒng)可以進(jìn)一步納入“非稅業(yè)務(wù)”，整合更多的企業(yè)信息，如企業(yè)生產(chǎn)、經(jīng)營、規(guī)章制度等數(shù)據(jù)，擴(kuò)大數(shù)據(jù)范圍，實(shí)現(xiàn)對企業(yè)業(yè)務(wù)更全面的監(jiān)控，深化稅收征管現(xiàn)代化改革。第二，金融部門、銀保監(jiān)會等監(jiān)管部門應(yīng)當(dāng)充分關(guān)注大數(shù)據(jù)稅收征管的正向溢出效應(yīng)，并利用企業(yè)的涉稅信息、交易記錄等，提高對企業(yè)資產(chǎn)配置等更多領(lǐng)域的監(jiān)管力度。同時，還應(yīng)當(dāng)積極改進(jìn)管理方式，充分利用大數(shù)據(jù)分析技術(shù)及風(fēng)險預(yù)警手段，有效提升管理效率，助力國家治理體系和治理能力現(xiàn)代化建設(shè)。第三，企業(yè)應(yīng)當(dāng)積極推進(jìn)內(nèi)外部相結(jié)合的治理機(jī)制，完善治理體系。本文研究發(fā)現(xiàn)大數(shù)據(jù)稅收征管的“征稅效應(yīng)”和“治理效應(yīng)”在避稅動機(jī)較大、公司治理水平較差的企業(yè)中更為明顯，這啟示企業(yè)不僅需要進(jìn)一步規(guī)范自身行為，提高內(nèi)部治理水平，同時還應(yīng)當(dāng)適時引入外部監(jiān)督機(jī)制，構(gòu)建內(nèi)外部相結(jié)合的公司治理體系。