金融市场发展、两税合并与企业资本结构
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摘 要：笔者以上市公司为样本，运用双重差分模型与多元回归分析，研究了两税合并对企业资本结构的影响和金融市场发展不均衡对所得税率影响资本结构呈现的不同特征。结果显示：相比于税率不变的样本企业，税率下降的样本企业负债率下降更显著；金融市场发展越完善，税率变化对企业负债率的影响越显著。
基金项目：教育部人文社科基金项目（10YJAZH077）；江苏高校哲学社会科学研究重点项目(2010ZDIXM033)。
作者简介：汤颖梅（1971-），女，江苏南京人，南京农业大学经济管理学院博士研究生，主要从事财务管理研究；黄明峰（1985-），男，湖南常德人，上海证券交易所分析师，硕士，中国注册会计师;李福来（1971-），男，山东宁津人，黑龙江水产研究所高级会计师。
中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1006-1096(2012)03-0151-05收稿日期：2011-08-31
一、研究综述
所得税改革及其税盾效用一直是国内外理论界极为关注的话题。Graham（2003）和Frydenberg（2004）分别研究了美国与挪威的税法改革，但结论并不一致。王跃堂等（2010）研究了两税合并对资本结构的影响，发现税收政策变化会引起资产负债率的变动。当前我国税收制度又进入了新一轮的调整期，税收结构的变化将会引发资本结构的联动变化。由于资源禀赋、地理位置以及国家政策等方面的原因，我国中、东、西部的金融市场发育程度存在较大的差异，东部沿海地区金融市场及多样化金融工具快速发展，而中西部的金融市场发展落后（樊纲 等，2010）。那么，引发我们思考的是，两税合并政策的实施会对上市公司财务政策产生怎样的影响？如果产生影响，源于金融市场发展程度的不同，税收政策变化对上市公司财务政策的影响是否会呈现地区特征？本文试图以两税合并为背景，研究这项政策带来的一系列效应。
二、理论分析和研究假设
（一）所得税率与资本结构
传统的资本结构理论认为，当考虑企业与个人所得税时，企业通过平衡债务税收优势与债务导致的破产成本来实现股东价值，正是由于债务的抵税作用，企业存在着最佳资本结构。
Baldenius等（2003）研究发现，边际税率影响企业资本结构，但利息抵税的边际效应随着负债的增加而下降。王素荣等（2006）认为由于企业所得税税率大于个人所得税税率，所以存在着负债的税收屏蔽作用，公司资产负债率与所得税税负之间呈显著的正相关关系。由于资本结构是企业基于内、外部环境的变化而不断优化的结果，吴联生等（2006）着重研究了所得税率变动对资本结构的影响，发现所得税税负水平与资产负债率呈正相关。
为了更准确地理解两税合并对企业资本结构的影响，本文根据MM理论，得出如下关系式：
VL=VU+1－1－TC1－TS1－TbB （1）
其中VL为公司价值，VU等于无负债经营公司的价值，TC为公司所得税率，两税合并前为33%，现为25%。 TS为个人股利所得税率10%，Tb为个人债券所得税率，为20%。B为公司的负债水平。不考虑企业股利支付情况，将两税合并前后的所得税率代入公式（1），可得到下面两个公式：
税法改革前公司的价值V0=VU+0.25B （2）
改革后公司的价值V1=VU+0.16B （3）
通过V0与V1的比较可知，V0大于V1，原采用33%所得税率的公司，即使资本结构保持不变，公司价值也会因为税盾收益减少而下降。新所得税率实施后，该类公司利用债务避税以增加公司价值的动机减弱，因此资产负债率可能会下降；而那些所得税率不变的公司，资本结构可能会保持不变。基于以上分析，本文提出第一个假说。
假说1：两税合并后，税率下降的公司相比税率不变的公司资产负债率显著下降。
（二）金融市场环境与企业资本结构
企业的融资行为不仅是企业自主行为，还受到制度环境的影响。由于融资环境等方面的差异，不同国家企业的负债率呈现不同的特征。Defond（2004）、Faccio（2006）认为企业资本结构与制度环境有着密切的联系。在资本市场不完善、法制不健全的新兴市场经济中，金融市场的发展是影响公司资本结构的主要外部因素，债务融资是企业主要的融资手段（Frydenberg，2004；Schmukler et al，2006）。一个国家或地区的银行竞争越激烈、外资银行越多，企业越可以获得高质量的银行贷款。在中国，与银行新增贷款相比，股票市场融资在整个经济体系中的作用相对较小。而国有控股银行的主导地位和各个地区银行信贷市场发展的不均衡，使我国信贷资本市场呈现出不平衡的特点，所以导致不同区域的企业财务决策有很大差异（朱凯等，2010）。虽然国有及全国性股份制银行均可以提供跨地区金融服务，但由于地方保护主义，银行业存在着严重的地区分割，在金融发展落后的地区，银行信贷规模较小，信贷资源的市场化配置程度低，使得企业融资面临着预算软约束。由以上论述可以发现，地区金融市场环境影响着企业的财务决策，因此本文提出假说2。
假说2：金融市场的发育程度与企业的资产负债率呈正相关。
（三）所得税政策、金融市场环境与资本结构
李科等（2009）研究发现外部治理环境好的地区，金融市场的发展程度较好，这些地区企业的融资渠道要多于外部治理环境差的地区。两税合并后，对于那些处于金融市场发展完善地区的企业而言，税率下降使债务税盾价值有所降低，负债成本的增加会使企业改变现有的资本结构。而那些处于中西部金融市场欠发达地区的企业，由于外部约束条件较多，所以通常会采取相对稳健的财务政策，尽管税率下降会导致企业的负债筹资成本增加，但受制于外部的融资环境，企业并不会急于改变财务政策。由此，在假说1、2的基础上提出假说3。
假说3：金融市场发育程度能够显著增加税收政策变化对公司资本结构的影响。
三、变量定义、样本选取与模型设计
（一）变量的选取与定义
1.被解释变量：资本结构（DEBT）=期末负债总额除以资产总额。
2.解释变量：（1）税收政策的影响（P）：P =1表示两税合并后所得税税率下降的公司，否则P =0；（2）时间变量（T）：T=1表示企业所得税政策发生变化的年份，否则T=0；（3）金融市场发展程度（FMI）：参照樊纲等（2009）的研究，采用如下指标来测度金融市场发展程度：①金融业竞争程度（FCI）：通过非国有金融机构吸收存款占全部金融机构吸收存款的比例来衡量；②金融发展深度（CRGDP）：以各地区金融机构年末贷款余额与当年GDP之比来衡量；③信贷资金的市场化程度（CRSI）：为非国有企业所获得的贷款占银行业发放贷款总额的比重；④股票市场发展程度（SMG）：采用各地区上市公司总市值占当地GDP的比重来衡量。
3.控制变量：（1）地区经济发展水平（GDP），用当地GDP增长率来衡量经济发展水平。（2）非负债税避（NDT），累计折旧与总资产之比。（3）企业成长性（GROWTH），用主营业务收入增长率代替。（4）固定资产占总资产的比重（FIX），衡量企业抵押贷款的能力。（5）行业虚拟变量（IND），共两个行业亚变量，制造业和房地产行业。
(二)样本的筛选
本文选取内资企业2006年~2009年的数据作为样本，共获得样本571个，其中税率不变的140个，税率下降的431个，样本总量2 284个。财务数据来自色诺芬数据库，金融市场、GDP相关数据来自《中国市场化指数》、《中国金融年鉴》、《中国统计年鉴》、国家统计局网站。
（三）模型的建立
Ashenfelter 等（1985）提出的双重差分法被广泛应用于检验政策的效应。所得税政策改革后，使同一公司的所得税率改革前后的资产负债率产生了差异；另一方面，又使在同一时点上受影响的公司与未受影响公司之间的资产负债率产生了差异。这样就形成了双重差异：资产负债率在两税合并前后的差异和不同企业之间的差异。于是我们将样本分为两组：试验组YB，即受到政策影响的公司431家；控制组YA，即没有受到两税合并影响的公司140家，构建双重差分模型1如下。
DEBTit=β0+β1Pi+β2Tt+δ1Pt・Ti+β3ΔGDP+β4GROW+β5NDT+β6YEARt+β7FIX+β8YEARt+u
其中：DEBTit表示样本公司在某年的资本结构，i、t分别表示公司和时期。Pi为政策虚拟变量，赋值为1时表示受税率发生变化的公司，即试验组；赋值为0时表示未受到两税合并影响的上市公司，即控制组。Tt表示时间虚拟变量，取值为1时表示所得税政策发生变化后，否则取值为0；δ1=YB,2－YB,1－YA,2－YA,1，YB,2、YB,1分别代表所得税率发生变化的公司政策前后的资本结构，YA,2、YA,1分别代表未受到两税合并影响的公司政策前后的资本结构；交互项的系数δ1即差分估计量，表示政策变化对公司资本结构的影响程度；u为扰动项。
假说2和假说3分别通过下面的模型来检验：
DEBT=β0+β1FMI+β2ΔGDP+β3GROW+β4NDT+β5FIX+β6YEARt+u
DEBT=β0+β1P*FMI+β2ΔGDP+β3GROW+β4NDT+β5FIX+β6YEARt+u
交互变量P*FMI衡量税收政策与金融市场发展的综合作用，来检验金融市场发展程度是否影响税率政策的作用效果。
四、实证检验
（一）金融市场发展程度的综合测度
本文利用因子分析法对我国各省、市、自治区的金融发展水平进行测度。首先，Bartlett球形检验的概率p值均为0.000，说明原变量适合进行因子分析。以各因子的方差贡献率为权重根据公式
F=w1f1+w2f2+w3f3+…+wmfmw1+w2+w3+…+wm
（wi为因子的方差贡献率），计算出我国各省、市、自治区金融发展水平的综合得分，如表1所示。
（二）主要变量的描述性统计
表2为样本资产负债率的描述性统计。两税合并前资产负债率的均值为0.481 3；两税合并后资产负债率的均值下降为0.450 1，降低了3%。从不同企业间的比较来看，税率保持不变的样本企业资产负债率均值为0.492 4；而税率下降的样本企业的资产负债率均值则为0.462 5。
（三）回归分析
从表3可以看出：3个模型的F值分别为11.173、12.334和14.011，显著性水平为1%，说明模型具有统计上的有效性；调整后的相关系数R2分别为0.372、0.341和0.364，说明模型自变量的选择较恰当；DW值分别为1.88、1.773和1.761，表明模型不存在自相关。
模型1的回归结果显示：政策虚拟变量P的系数显著为负，表明税率变化引起了样本企业资产负债率的下降；交互变量P*T的回归系数为负数，并且在5%的水平上显著，这说明受到税率变化影响的企业资本结构下降的水平超过了未受到税率变化影响的企业，两税合并影响了企业的资本结构决策，假说1得到验证。
表1 各地区金融市场发展水平综合测评情况排名地区综合得分排名地区综合得分排名地区综合得分1北京1.9811辽宁0.2221河北-0.132上海0.7112宁夏0.2022广西-0.183浙江0.4813河南0.1923江西-0.244天津0.4414重庆0.1824湖南-0.255福建0.3215内蒙古0.0225甘肃-0.266广东0.3216云南-0.0126黑龙江-0.437江苏0.2817山西-0.0527青海-0.628山东0.2718四川-0.0828新疆-0.639吉林0.2719安徽-0.0829海南-0.7010湖北0.2520贵州-0.11030陕西-0.90931-1.496
模型2的回归结果显示，金融市场发展程度变量的系数为正，并且在5%的水平上显著。这说明金融市场发展越完善，企业的资产负债率越高，假说2得到验证。
通过模型3的回归结果可知，政策变量与金融市场发展交互项的回归系数在10%的水平上显著为负，这说明处于金融市场发展程度较高地区的企业，其资产负债率下降程度大于金融市场欠发达地区的企业，假说3得到验证。
控制变量的回归结果显示，地区经济发展水平的回归系数显著为正，这说明经济越发达的地区，企业越容易获得信贷资金。企业成长性的回归系数显著为正，说明成长性越好的企业，资产负债率越高。非负债税避的回归系数为负，但是没有通过显著性检验。在模型1中，固定资产占总资产比重的回归系数显著为正，说明企业固定资产水平与资产负债率呈正相关。年份虚拟变量中第3年系数显著为正，这说明经过一段时间的滞后期，政策的效果开始显现。
（四）稳健性检验
为了检验研究结果的稳健性，本文根据金融市场发展水平的得分情况将所有地区从高到低划分为A、B、C三类地区，然后根据样本企业所在地区将样本划分为A、B、C三组分别回归。
表4显示，三组P・FMI的回归系数均为负值，这说明税率下降导致企业降低资产负债率，与假说相符。通过比较两个子样本的P・FMI的回归系数和T值可以看出，A组的回归系数和T值均大于B组，这说明，越是处于金融市场发达地区的上市公司，其税率的下降越能降低公司的财务杠杆，验证了假说3。
五、研究结论与政策建议
本文的研究结果发现：两税合并后，所得税税率下降的企业，其资本结构变动更显著；企业所处地区金融市场发展越完善，税率变化的作用效果越明显，资产负债率下降幅度越大，即金融市场完善程度影响了税率下降企业资本结构的调整。
根据以上研究结论，本文提出如下建议政策：国家在不断完善税收体制的同时，应加强金融市场的建设，完善金融体制，为企业安排合理的资本结构提供良好的外部环境；企业在进行资本结构决策时，应结合自身所处的金融市场环境，合理安排资金结构，增加企业价值。
本研究存在如下局限性：由于数据的可获性，未考虑所在地区外资银行的进入对金融市场的影响；未考虑到样本所在地区获得上市资格的难易程度；行业变量的分类不够详细。这些将作为进一步努力的方向。
参考文献：
樊纲,王小鲁.2010.中国市场化指数-各地区市场化相对进程2009年报告［M］.北京：经济科学出版社.
李科,徐龙炳.2009.资本结构、行业竞争与外部治理环境［J］.经济研究(6):116-128.
王跃堂,王亮亮,彭洋.2010.产权性质、债务税盾与资本结构［J］.经济研究(9):122-136.
王素荣,张新民.2006.资本结构和所得税税负关系实证研究［J］.中国工业经济(12):98-104.
吴联生,岳衡.2006.税率调整和资本结构变动-基于我国取消“先征后返”所得税优惠政策的研究［J］.管理世界(11):111-118,127.
余明桂,潘红波.2008.政治关系、制度环境与民营企业银行贷款［J］.管理世界(8):9-24.
朱凯,万华林,陈信元.2010.控股权性质、IPO与银行信贷资源配置-基于金融发展环境的分析［J］.金融研究(5):179-190.
ASHENFELTER O,CARD D.1985.Using the longitudinal structure of earnings to estimate the effect of training programs［J］. The Review of Economics and Statistics, 67(4):648-660.
BALDENIUS T, ZIV A.2003.Performance evaluation and corporate income taxes in a sequential delegation setting［J］.Review of Accounting Studies, (8): 283-309.
DEFOND M L, HUNG M.2004.Investor protection and corporate governance: evidence from worldwide CEO turn over［J］.Journal of Accounting Research, (42): 269-312.
GRAHAM J R.2003.Taxes and corporate finance:A review［J］. Review of Financial Studies,(16):1075-1129.
SCHMUKLER S,VESPERONI E.2006.Financial globalization and debt maturity in emerging economies［J］.Journal of Development Economics, (79):183-207.
(编校：少卿)
Financial Market Development, Consolidation of the Two
Taxes and Capital Structure
TANG Ying-mei, HUANG Ming-feng, LI Fu-lai
（Management School,Nanjing Agricultural University, Nanjing 210095， China;Shanghai Security
Exchange, Shanghai 200120， China）
Abstract:The paper studies the impact of consolidation of the two taxes on capital structure by sampling the listed companies with difference-in-difference model and multiple regression analysis method. Further analysis is made on the different characteristics of imbalanced financial market development influence on the capital structure. It shows that the firm's libility decreases singnificantly with a decresing tax rate. In a perfectly developed financial market, tax rate change has a singnificant impact on frim’s libility.
Key words：Financial Market Development; Consolidation of the two taxes; Capital structure; Differencein-difference Mode