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税收征管柔性化与企业ESG表现

  • 张翼飞 1
  • 张双龙 2
  • 刘奥 3
1. 杭州电子科技大学 会计学院,浙江 杭州 310018; 2. 中南财经政法大学 财政税务学院,湖北 武汉 430073; 3. 中国财政科学研究院,北京 100142

最近更新:2025-01-10

DOI: 10.3785/j.issn.1008-942X.CN33-6000/C.2024.01.111

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摘要

以惩罚为核心的税务检查、稽查等执法措施借助行政强制力督促企业依法纳税,却加重了企业负担,迫使企业通过放弃环境保护、社会责任、治理能力改进等利他行为来遵从法定义务,那么以激励为重要导向的柔性化举措能否弥补企业行为“重法轻德”的不足?研究结果发现:新政实施后,纳税信用越优异的企业ESG表现提升越明显。这一方面缘于纳税信用优异的企业能享受到更多融资优待和便利,使融资约束得到有效缓解,从而借助外部条件的改善为ESG表现提升提供了能力保障;另一方面缘于企业内部管理者对逃税的态度趋于厌恶,该类行为“惯性”为企业重视ESG表现注入了动力。异质性分析发现,经营所在地税务机关运用微博、微信披露A级纳税人名单的企业ESG表现提升更明显。研究结论为如何通过制度创新使企业将ESG行为融入理性经营决策,实现自身价值和社会价值统一提供了启示。

引 言

稳投资始终是保持经济平稳健康发展的必然要求。围绕税收对企业投资的影响,学界以强制性税收征管为切入点,发现威慑策略对企业的影响存在复杂性。部分学者指出,税收征管技术提升缓解了政企各方的信息不对

1,使企业通过合规披露信息而非美化报表的方式来获得更多债务融2-3;另有学者发现信息化强征管使企业实缴与应缴税额差距趋于缩4-5,但留存资金和税后收益的变动会加剧企业对未来投资预期的不确定6-7,进而影响对不同类型投资收益的价值判断。党的十八大以来,习近平总书记在多次会议中强调创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念,企业环境保护(E)、社会责任(S)和公司治理(G)相关投资作为贯彻新发展理念的重要行动,日渐成为理性经营决策的重要组成部分。当ESG行为义务受法律约束不足时,企业会倾向于短期奏效快、回报率高的添置成熟生产线、雇佣廉价劳动力等生产性投资,却容易忽略奏效慢、回报率不确定的ESG行为改进等非生产性投8-9。该取向若得不到改变,将会造成企业道德义务与经营决策相割裂。另有文献从增值税、所得税等主体税种的税收优惠角度探究企业ESG表现变10-12,发现这些优惠对企业融资约束、税费负担问题的缓解作用存在显著差异,故对企业ESG行为意识的影响具有非对称13。那么,政府对税收征管的柔性化创能否解决上述问题,进而促使企业实现自身价值和社会价值的统一?

本文以柔性税收征管为切入点,将《纳税信用管理办法(试行)》(国家税务总局公告2014年第40号,以下简称“新政”)颁布作为准自然实验,对企业ESG表现变化进行了评估。与《纳税信用等级评定管理试行办法》(国税发〔2003〕92号)相比,新政更具评价对象普遍性(适用于所有企业)、评估时间定期性(每年一评),克服了评价对象选择性、时间滞后性所引致的纳税信用评价选择性偏差和保守性偏差。不仅如此,新政强调对不同企业分信用级别进行激励,即对A、B级企业予以丰富的工商、融资、办税等差异化激励措施;同时,公开A级企业名单,旨在广泛扩散模范表率的事迹。如果企业纳税信用被税务机关评为A级,则能向外界传递自身信用优异、值得深入合作交流的信号,既有利于企业获得更多的融资机会,又有助于企业遏制自身逃税动

,这为提升企业ESG表现提供了有利条件。在明确核心自变量后,本文借助2011—2019年上市企业面板数据和广义双重差分法,实证评估新政实施后不同纳税信用企业ESG表现的变化,并分析产生变化差异的原因以及影响政策实际效果的信息披露因素。

实证结果发现,新政实施后,企业ESG表现稳步提升,且提升力度与纳税信用等级呈正相关,反映出纳税信用优异的企业实施利他行为的积极性更强。机制分析发现,产生该现象的原因一方面在于纳税信用优异的企业通过享受更多外部激励政策来缓解融资约

14-15,为ESG表现的提升提供了能力保障;另一方面缘于企业自身对逃税的态度由风险偏好转向厌16-17,其蕴含的纳税强制义务由被动遵从向主动履行转变的“惯性”为企业重视弱强制的ESG行为义务提供了动力。异质性分析发现,若税务机关运用微博、微信加强对A级纳税人的披露力度,则企业ESG表现的提升会更明显,这也印证了孙鲲鹏和杨凡得出的互联网新媒体放大了纳税信用披露影响力的结18

本文的边际贡献体现在以下三个方面:第一,既有文献虽然对新政实施后企业社会责任中的吸纳就业力度进行了评

19,但社会各界对企业ESG表现关注度的全面提升使企业开始重视包括但不限于提供就业岗位等更多利他行为。本文则基于ESG表现对环境保护、社会责任和公司治理指标覆盖全面性的优势,探究新政对企业ESG表现的影响,丰富了柔性税收征管导向下信用体系建设对企业利他行为塑造的经验证据。第二,既有文献运用传统双重差分模型将实验组和控制组分为A级和非A级企20-21,虽然该策略有助于探究A级企业较非A级企业的“红利”差异,却忽略了新政将评级对象扩围至所有企业的情形。本文对传统双重差分模型和企业分组策略进行改进,在借助网络爬虫和手工搜集方式判断B、C、D级企业的基础上,运用广义双重差分模型分析新政实施后不同纳税信用等级对企业ESG表现的边际效应,提高了政策冲击因果识别的准确性,为进一步完善分级激励措施提供了经验借鉴。第三,本文通过对税务机关是否利用互联网新媒体披露A级企业名单进行异质性分析,有助于全面识别影响新政实际效果的因素,对完善纳税信用信息披露策略具有积极意义。

理论分析

(一) 2003年纳税信用旧政策的局限

与20世纪90年代至今金税一期、二期、三期等信息技术迭代赋能强制性税收征管相比,纳税信用评级制度作为柔性税收征管的创新性策略,具有起步晚、形式单一的特点,该策略对企业ESG表现的效用能否实现最大化则需辩证看待。最初的探索源于2003年7月国家税务总局颁布的《纳税信用等级评定管理试行办法》,其评价指标涵盖税务登记、纳税申报、账证管理、税款缴纳和违规处理五个方面,但评价对象仅限于部分企业,且在实际执行过程中存在信息共享交换不完备(如国地税各有不同的税源监控范围)、评价周期长(每两年一评)、激励力度弱(仅限免除部分检查、手续速办、放宽发票限购)、主观性强(自由裁量权大)等问题。

引致上述执行偏差的根源在于信息不对称。根据委托代理理论,作为代理人的政府较委托人的群众更具信息优势。如果代理人行为难以受到监督,则政策执行中的自由裁量权难以受到有效约束。于纳税信用评级制度而言,如果税务机关囿于行政能力禀赋仅对部分企业进行评级,且评级所需指标采集时间被受评企业所悉知,则政企关联度高的企业会通过加强“寻租”等活动来谋取政府利益保护,例如资金禀赋高的企业会加强与税务机关的联系,通过操纵评价指标等方式来博取优异的纳税信用,为自身利益最大化积累更多资金。相应的,存在隐匿财富、违规设账等逃税动机的企业会借助税务机关的自由裁量权来取得纳税信用评级义务的豁免,以达到粉饰违规行为的目的。如果这些行为长期得不到纠正,则面临融资困境的企业的资金问题难以得到切实解决,存在逃税动机的企业行为难以得到及时制止,进而产生信息壁垒。结合BSV模型理

22,当入选研究样本的群体与样本之外的群体之间存在特征差异时,选择性偏差就会随之产生,这使得外部投资者难以对所有企业的融资信誉进行客观、公正的评价,税务机关对企业纳税行为的调查则会出现偏倚;当决策者对新信息反应速度滞后时,保守性偏差则愈加严重,此时外部投资者和税务机关难以及时掌握企业融资、涉税决策的动向,导致相关放贷、执法等措施难以符合企业的真实诉求。当企业诉求难以得到满足时,企业对义务与权利非对称性的主观认知会加剧其履行义务的消极心理。在纳税法定义务受到行政硬约束的情况下,具有强外部性的ESG行为易被企业视作可选择履行的道德义务,使ESG投资被降为非必要、非紧急的事项,进而助长企业“唯利己”的行为。

(二) 2014年纳税信用新政:改革内容与经济效应

为克服上述问题,国家税务总局于2014年7月颁布了纳税信用评级新政。相较于《纳税信用等级评定管理试行办法》,新政并非条例标题的简单改变,而是对内容要素作出了以下改变:第一,评价对象扩大至所有企业,有利于缓解“寻租”引致的纳税信用选择性偏差;第二,评价周期改为每年一评,有利于缓解信息滞后引致的保守性偏差;第三,限制地方政府自由裁量权以缓解委托代理问题,使纳税信用评级更符合群众的真实意思。

除评价范围和时间完善外,新政还对纳税信用优异的企业实施了激励措施,例如制定了《关于对纳税信用A级纳税人实施联合激励措施的合作备忘录》(发改财金〔2016〕1467号),指出A级企业除享受涉税发票领购、手续办理“绿色通道”等便利外,还可在授信融资、财政资金和土地使用、项目审批服务、进出口报关、产品检验检疫、商务和外汇服务、文明单位评优评先等方面享受优先权,体现了评价动态性和激励多元性的有机结合;B级企业可享受单次可领取2个月增值税发票用量,并视信用变化选择性享受A级纳税人待遇。上述措施会对企业ESG表现提升所需的能力和动力带来影响,具体包含以下两个方面。

第一,通过缓解融资约束,为企业ESG表现提升提供能力保障。声誉理论指出,企业良好的形象会形成自身专属的无形资产,便于政府以较低的成本维持交易秩

23。新政的出台将税务机关置于非第三方性质的企业声誉评价主体,且完备的信息交换使纳税信用传递至工商、银行等部门,其权威性和准确性无论对投资方还是被投资方而言皆是一种信用担24,有助于降低投资方为获取真实信用信息所付出的查询成本。对于纳税信用评级优异的企业而言,当合规的纳税遵从信息传递至工商、银行等部门后,外部投资者将接收到申请者面对法定义务时能够按时守约的信号,有助于减少风险厌恶的外部投资者因纳税信用信息壁垒而产生的顾虑心理,为制定宽松的授信融资措施提供了有利的条件。在具体激励行动方面,“银税互动”联合措施能提高企业贷款获得概率以及贷款额25,进而使被投资企业用最小化的融资成本和债务成本获得最大化的银行信用贷款和商业融26-27。当维持基本经营所需的资金得到保障后,企业将更有余力制定长远、可持续的战略规划,从而提高其对ESG表现的重视28。据此,本文提出如下假设:

假设1:柔性税收征管举措有利于缓解企业融资约束,助力企业ESG表现提升。

第二,通过遏制逃税动机,为企业重视ESG表现提供动力。幸存者偏差理论指出,重视筛选结果却忽视过程的行为容易忽略遗漏的关键信

29。当企业未被列入税务机关重点监管对象时,纳税不遵从的或有成本被现时收益完全覆盖,这会使企业对抗拒法定义务的违规行为产生幸存者偏差。如果该行为长期得不到纠正,则该类风险偏好心理会助长投机“惯性30,即以自身短期利益为唯一导向、对社会公众长远利益持消极态度的私人成本将被收益所覆盖。柔性税收征管举措通过建立普遍完备的信用契约来引导企业自愿规范纳20,以抑制企业因幸存者偏差心理而滋生的机会主义动机。为提升纳税信用等级,企业会提高财务和经营信息披露力度和质量,这不仅会直接暴露出企业原先借助选择性公开对策遮掩的逃税违规信息,使纳税不遵从的或有成本现时化,还会连带地揭露出环境污染、漠视责任和治理等其他违背公序良俗的行为,使企业被谴责概率上升。此时,原先对逃税持风险偏好态度的企业将改变“唯利己”行为收益高于成本的价值判断,逐步转变为风险厌恶者。当企业对法定义务遵从的风险认知态度发生转变后,企业原先对义务选择性履行的“惯性思维”也将发生改31,从而提升企业实施利他行为的积极32,促使企业将ESG行为融入经营决策。据此,本文提出如下假设:

假设2:柔性税收征管举措有利于遏制企业逃税动机,助力企业ESG表现提升。

(三) 纳税信用新政效果:影响因素分析

除对不同纳税信用的企业进行分级激励外,新政还完善了纳税信用信息披露政策。与原先未公开A级企业的政策相比,新政在税务部门内部报送数据的基础上进一步纳入信用历史及外部参考信息,并在官网公布了A级纳税人名单。当这些信息公开后,A级纳税人名单将成为外部投资者和税务执法决策所需的公共信息资源。于外部投资者而言,公共信息资源的非排他性和非竞争性降低了信息获取成本,有助于提高内部决策所需外部资料的普惠性。

诚然,官网披露的A级企业名单较自媒体披露更具权威性、可靠性,但在传播便利性上存在局限。罗伯特·默顿指出,群众难以自动获得所有信息,参与者的信息集和决策行为会受大众传媒等信息中介的引

33。信息技术的发展加快了互联网新媒体的渗透速度,有利于发挥互联网新媒体传播成本低、影响范围广、即时性强等优34。税务部门的微博、微信公众号则愈加成为税务部门运用互联网新媒体提升税收营商环境的重要手段。针对企业隐瞒真实应税收益产生的逆向选择问题,税务部门除运用微博、微信公众号宣传负面典型外,还会通过宣传A级企业遵从案例来树立正面典型。根据议程设置理论,各种话题的媒体报道力度被赋予了不同的显著性,进而影响群众对客观事实及其重要性的判35。当税务部门借助互联网新媒体披露A级企业名单成功设立纳税信用议题后,理性企业会感知到政府就法定义务设立议题背后同样具备以道德义务为题深入议论的禀赋,进而增强对因未触犯法律却违背公序良俗等道德义务而受舆论谴责的畏惧感。因此,政府对特定目标施策的能力迁移效应使企业借助信用展示契机在利己与利他行为中重新权衡,进而提升其ESG表现。据此,本文提出如下假设:

假设3:纳税信用信息披露水平会影响柔性税收征管提升企业ESG表现的效果。

通过上述分析,本文总结出柔性税收征管影响企业ESG表现的机理及其异质性,图1所示。

fig

图1  柔性税收征管促进企业ESG表现提升的机理和因素

实证研究设计

(一) 模型构建

传统双重差分模型根据企业纳税信用是否蝉联A级来区分实验组和控制组,其隐含的假设是新政仅对A级企业产生影响,非A级企业则未受任何影响。然而,实际上A级企业和非A级企业均会不同程度地受到新政的影响。因此,本文借鉴Nunn和Qian的思

36,采用广义双重差分模型评估新政实施后企业ESG表现的变化。广义双重差分模型根据新政实施后企业纳税信用等级差异来划分相对实验组和相对控制组,既符合所有企业同时受到政策冲击的实情,又能识别出不同纳税信用等级对企业ESG表现的边际效应。具体构建的广义双重差分模型如式(1)所示:

ESGit=α1+βCreditit+ρ1Cit+ηt+ιi+εit (1)

式(1)中,下标t是时间,i是企业。α1是不变项,ESGit是企业it年的ESG表现,Credit是2014年纳税信用新政。β是新政对企业ESG表现的影响系数。C是控制变量,包括企业和城市两个方面。ηt是年份固定效应,ιi为企业固定效应。εit为随机扰动项。

(二) 变量定义

企业ESG表现(ESG)是本文的因变量。衡量企业ESG表现的方法主要包括评级和量化得分两类。与万德、商道融绿评级机构相比,华证机构同时公布了企业ESG评级(从C到AAA共9档)和ESG得分数据(0—100分),具有披露形式多样的优势。因此,本文在主回归中以ESG评级为因变量指标,将C、CC、CCC、B、BB、BBB、A、AA、AAA级分别赋值为1—9,并在稳健性检验中采用ESG得分数据来衡量。指标值越高,表明企业ESG表现越优异。

2014年纳税信用新政(Credit)是本文的核心自变量。该变量实为新政时间变量(Time)与纳税信用评级(Treat)分组变量的交乘项。

关于Time变量,虽然新政于2014年发布,但2014年企业纳税人识别号和统一社会信用代码仍然存在差异,直至2015年《关于批转发展改革委等部门法人和其他组织统一社会信用代码制度建设总体方案的通知》(国发〔2015〕33号)出台后,企业纳税人识别号和社会信用代码才实现了“二码合一”。因此,本文参考王佳和李文的思

37,对时间指标采取如下赋值策略:当t≥2015,则赋值为1,反之则赋值为0,从而减轻企业身份识别策略差异带来的样本遗漏问题。

关于Treat变量,全面识别A、B、C、D级企

是构建连续型指标的关键。本文的赋值步骤如下:第一步,C、D级企业名单虽然难以直接获得,但各地税务机关和官方媒会公开税务行政处罚的通告和决定。如果企业it年受到税务行政处罚,则企业当年纳税信用评分必然降至70分以下(对应C或D级),且这类等级通常会保留至t+2,因此本文通过网络爬虫和手工搜集相结合的方式提取出连续四个重评年度(2013年、2015年、2017年、2019年)或三个重评年度(2014年、2016年、2018年)受到税务行政处罚的企业信息,进而识别出C、D级企业,并将这些企业赋值为1。第二步,A级企业公示名单易从国家税务总局网站直接获取,本文将2015—2019年蝉联A级的企业赋为3。第三步,将纳税信用等级在2015—2019年出现变动的企业剔,剩余样本即为纳税信用稳定于B级的企业,赋值为2。考虑到企业财务状况和经营成果差异背后的自选择偏误,本文采用倾向得分匹配双重差分法进行稳健性检验。

控制变量(C)参考了金智和黄承

13、王琳38的策略,设置了企业和城市两个层面的变量。企业变量包含企业性质(NE)、企业规模(Size)、企业年龄(Age)、有形资产比(TAP)、资产负债率(DAR)、总资产周转率(TAR)、净资产收益率(ROE)、税费负担(TB)、经营现金流(CF)、前十大股东(TS)、账面市值比(EC);城市变量包含人口规模(PS)、经济发展水平(GDP)、工业化水平(IL)、财政支出(FE)。具体构建方法详见表1

表1  变量定义和描述性统计
变量名称计算公式平均值标准差最小值中位数最大值
ESG表现(ESG 华证机构公布的企业ESG评级 4.148 4 1.125 9 1.000 0 4.000 0 8.000 0
纳税信用新政(Credit 新政实施时间与纳税信用等级交乘项 1.698 6 1.365 2 0.000 0 2.000 0 3.000 0
企业性质(NE 国有、集体企业取0,其余取1 0.582 7 0.493 1 0.000 0 1.000 0 1.000 0
企业规模(Size ln(资产总额) 22.274 2 1.552 1 14.941 6 22.063 9 29.924 1
企业年龄(Age ln(报表披露年份-上市年份+1) 2.113 5 0.885 1 0.000 0 2.302 6 3.401 2
有形资产比(TAP 固定资产/资产总额 0.214 9 0.163 8 0.000 0 0.183 7 0.954 2
资产负债率(DAR 负债总额/资产总额 0.450 6 0.560 8 0.008 0 0.419 3 31.466 7
总资产周转率(TAR 营业收入总额/资产总额 0.650 3 0.590 4 0.000 7 0.536 5 11.274 4
净资产收益率(ROE 净利润/平均净资产 0.091 5 7.614 0 -186.557 0 0.073 7 713.203 6
税费负担(TB 支付的各项税费/营业收入 0.082 5 0.132 8 -0.016 3 0.060 8 8.863 3
经营现金流(CF 经营现金流量净额/资产总额 0.044 9 0.088 9 -2.282 8 0.046 4 0.920 1
前十大股东(TS 前十大股东权益/股东权益总额 0.588 8 0.158 5 0.013 2 0.601 3 1.011 6
账面市值比(EC ln(应付职工薪酬/职工人数) 0.608 1 0.267 4 0.000 1 0.617 8 1.444 3
人口规模(PS ln(年末总人口) 6.372 0 0.714 3 2.496 3 6.468 2 8.136 3
经济发展水平(GDP ln(人均地区生产总值) 11.475 3 0.751 4 9.026 7 11.519 5 13.134 9
工业化水平(IL 第二产业增加值/地区生产总值 0.430 3 0.107 1 0.117 1 0.445 3 0.819 3
财政支出(FE 财政支出/地区生产总值 0.161 7 0.089 9 0.062 6 0.139 0 2.223 4

(三) 数据收集与描述

关于企业样本,目前ESG评级机构调查对象集中于上市企业,因此本文以非ST、*ST的上市A股企业数据为样本。该策略既考虑了ESG评价样本的完整性,又剔除了企业长期亏损的干扰。关于数据区间,考虑到2010年全国多地极端自然灾害发生后,政府出台了多项促进公益性捐赠的政

,这些政策“红利”促使企业主动提高捐赠力度,且当年全国人大不断谋划出台规范资源超采行为的资源税政,这些外部事件易对企业ESG表现产生显著影响,故本文将起始时间设为2011年以减轻2010年财税政策的干扰。为排除2020年公共卫生事件的干扰,本文将截止时间设为2019年。

表1列示了各变量的描述性统计结果。企业ESG表现平均值和中位数分别为4.148 4和4.000 0,即ESG评级集中于B级;最大值为8.000 0,最小值为1.000 0,表明虽然部分企业ESG评级达AA级,超过了优秀线(85分,A级),但仍有企业被评为C级,未达及格线(60分,CC级);变异系数为1.125 9/4.148 4≈0.271 4,说明企业ESG评级存在时空差异,具有实证分析的价值。

在描述性统计的基础上,本文进一步观察不同纳税信用企业比重分布。从图2中发现,C、D级企业样本占比在5%以下,B级企业占比至少为45%,蝉联A级的企业占25%—50%。图3对企业ESG表现平均得分变化趋势进行分析,发现不同纳税信用的企业ESG表现敏感性存在显著差异。具体来看,A、B级企业ESG表现整体呈上升趋势,其中A级企业平均ESG得分上升约5分,增速快于B级企业;C、D级企业ESG表现未明显提升,说明企业ESG表现与纳税信用等级总体呈正相关。综上所述,企业ESG表现存在显著的时空差异,具有实证分析的价值。

fig

图2  不同纳税信用企业比重分布

fig

图3  不同企业ESG表现得分

实证基本结果

(一) 平行趋势检验

使用双重差分模型对新政进行有效评估的前提是满足平行趋势,即新政实施前相对实验组与相对控制组企业ESG表现的差异不显著。本文基于事件分析法,构建了如式(2)所示的检验模型:

ESGit=α2+χ1pre4…2+χ2current+χ3post1…4+ρ2Cit+ηt+ιi+εit (2)

式(2)中,prepost分别指新政实施前后时间与分组变量的交乘项,其余符号含义与式(1)一致。为保证事前、事后趋势可比性,本文剔除了新政出台前1年的样本。当χ1系数不显著异于0,则表明新政出台前企业ESG表现的差异不显著。从图4中发现,pre4…2对应的χ1系数皆不显著,说明新政实施前企业ESG表现组间差异不明显。模型通过了平行趋势检验。

fig

图4  平行趋势检验结果

(二) 基准回归分析

表2展示了新政出台后不同企业纳税信用评级对企业ESG表现的回归结果。表2列(1)运用一元回归法进行实证估计,结果发现CreditESG的影响系数为0.098 2,其经济含义为新政的实施总体上促进了企业ESG评级的稳步提升,且与纳税信用等级偏低的企业相比,企业纳税信用每持续提高1个等级,则企业ESG评级提升的概率会增加9.82%。那么在考虑控制变量的情况下,β系数又会如何变化?列(2)、列(3)依次加入了企业和城市层面的控制变量进行多元回归,发现β系数由0.098 2提升至0.221 3。这说明如果不考虑企业财务状况、经营成果以及经营所在城市的其他因素,则纳税信用等级对企业ESG评级提升的边际效应会被低估12.31%(即22.13%-9.82%)。以上结果反映新政实施后,企业ESG表现与纳税信用等级的优异度确实具有正相关关系。

表2  基准回归结果
变量(1)(2)(3)
Credit 0.098 2* 0.218 1*** 0.221 3***
(0.054 4) (0.054 4) (0.054 5)
NE 0.346 0** 0.342 9**
(0.162 6) (0.163 6)
Size 0.155 0*** 0.153 1***
(0.034 7) (0.034 8)
Age -0.367 5*** -0.362 0***
(0.052 6) (0.052 4)
TAP -0.115 7 -0.150 7
(0.164 5) (0.164 6)
DAR -0.061 4* -0.060 6
(0.036 6) (0.036 9)
TAR 0.000 0 0.005 6
(0.046 2) (0.045 3)
ROE -0.000 2 -0.000 5
(0.000 5) (0.000 6)
TB -0.058 9 -0.057 1
(0.041 8) (0.041 6)
CF -0.000 5 -0.000 3
(0.134 2) (0.134 4)
TS 0.068 9 0.082 4
(0.170 4) (0.171 2)
EC -0.077 7 -0.076 3
(0.072 8) (0.072 9)
PS 0.001 8
(0.090 1)
GDP 0.099 0
(0.073 0)
IL -0.668 7*
(0.390 5)
FE -0.439 6**
(0.193 7)
_cons 3.978 6*** 0.967 0 1.113 0
(0.092 1) (0.720 1) (1.000 8)
固定效应
n 9 701 9 692 9 673
R2 0.596 6 0.605 3 0.606 1

注:  ******分别表示p<0.1、p<0.05和p<0.01,括号内为聚类至企业的稳健标准误,下表同。

(三) 稳健性检验

1 安慰剂检验

新政对企业ESG表现的平行趋势虽然得到了验证,但仍需警惕其他未观测到的因素可能对回归结果造成偏误。为此,本文借鉴Chetty等的方

39,采用随机模拟的方式分配相对实验组和相对控制组,进行安慰剂检验。图5报告了按式(1)重复进行1 000次回归后的随机模拟系数分布情况,发现模拟β系数平均值在0附近整体呈单峰、正态分布,且明显远离真实的估计结果(0.221 3),从统计层面表明β系数真实值未受到新政实施之外的其他因素的影响。

fig

图5  安慰剂检验

2 剔除开放程度高的城市

开放程度既是影响城市经济发展的重要因素,也会影响当地经营者的理念。首都、经济特区和沿海开放城市对外开放早,经济较为发达,领先于其他城市。当经济发展到较高水平后,社会公众的物质文化需求得到了满足,大众需求将进阶为对美好生活的期许,而实现这一目标离不开企业对环境污染、社会责任、治理能力改进等问题的重视。此时,企业会更加主动地将利他观念融入自身经营决策,这一自发行为容易使外部政策的实际效果“大打折扣

40。因此,本文剔除了首都、经济特区和沿海开放城市。表3列(1)结果显示,β系数在1%水平上仍显著为正,说明新政对企业ESG评级的积极影响不限于首都、经济特区和沿海开放城市,还体现在其他城市。

表3  其他稳健性检验
变量剔除开放程度高的城市考虑“金税三期”工程考虑全面“营改增”加入省份和行业趋势项引入倾向得分匹配法

替换因

变量度量

方式

三角核

匹配

半径匹配

最近邻

匹配

(1)(2)(3)(4)(5)(6)(7)(8)
Credit 0.302 5*** 0.221 3*** 0.222 7*** 0.222 0*** 0.124 0** 0.200 6*** 0.207 9*** 1.337 0***
(0.069 5) (0.054 5) (0.054 4) (0.053 9) (0.048 6) (0.047 2) (0.047 5) (0.267 4)
_cons 0.586 8 1.115 4 0.997 4 1.148 6 1.400 3 -0.274 1 1.279 8 47.932 7***
(1.431 1) (1.000 6) (1.003 1) (1.086 2) (1.890 6) (1.304 5) (1.289 8) (6.175 5)
控制变量
固定效应
“金税三期”
“营改增”
趋势效应
n 6 296 9 673 9 673 9 673 5 090 5 083 4 782 9 613
R2 0.610 9 0.606 1 0.606 3 0.606 4 0.773 3 0.712 5 0.754 0 0.636 2

3 考虑“金税三期”工程

除外部经济环境和思想观念的影响外,支持信息化强征管的“金税三期”工程也在逐步推行。一方面,税收征管力度增强会使企业原先的隐性违规行为显性化,进而倒逼企业将更多资金用于履行纳税义务;另一方面,征管信息透明化会削弱地方税务部门的自由裁量权,使政府运用宽松征税手段换取企业社会责任履行的难度显著增

13。因此,考虑到政府税收征管措施的影响,本文加入“金税三期”工程变量。若企业经营所在地于t年入选“金税三期”工程试点,则从t年起赋值为1,反之则赋值为0。如果控制该变量后β系数不再显著,则表明新政实施的影响可能被同期“金税三期”工程所“稀释”。表3列(2)的结果显示,β系数仍然显著为正,反映出在控制“金税三期”工程实施的情况下,新政对企业ESG表现的提升效果仍然显著。

4 考虑全面“营改增”

2011年11月,财政部和国家税务总局联合印发了《营业税改征增值税试点方案》(财税〔2011〕110号),率先在经济辐射效应明显、改革示范作用较强的地区开展试点,涉及行业包括交通运输、现代服务等生产性服务业,拉开了服务业“营改增”的序幕。2012—2015年,试点城市由上海逐步扩展至北京、天津、江苏、浙江、安徽、福建、广东、湖北等省市,试点行业进一步拓展至电信业、建筑业、房地产业、金融业、生活服务业等行业,并将所有企业购进不动产中的增值税进项税额纳入抵扣范围。至2016年5月1日,“营改增”工作全面完成,这一政策释放的资金流将显著影响企业生产性投资和非生产性投资决策。因此,本文进一步控制全面“营改增”政策变量,若企业经营所在地或行业于t年被纳入“营改增”范围,则对该企业从t年起赋值为1,反之则为0。表3列(3)的结果显示,β系数仍然显著为正,反映出新政对企业ESG表现的提升效果未受到全面“营改增”的明显干扰。

5 加入省份和行业趋势项

为促进企业ESG表现的提升,各省(区、市)和各行业还可能会出台其他财税、金融、交易等政策。因此,为捕捉其他未观测到的差异化政策对回归结果可能造成的线性影响,本文控制了“年份×省份”和“年份×行业”两类趋势项。表3列(4)的结果显示,β系数仍然显著为正,说明新政的实施对企业ESG表现的影响未被各省(区、市)、各行业的其他政策所稀释。

6 引入倾向得分匹配法

除外部经济环境、思想观念、政府干预以及行业政策外,企业自身财务和收益情况差异也是影响企业行为偏好的重要因素。考虑到纳税信用优异的企业本身就具有优良的财务状况和经营成果,这会导致纳税信用评级结果并非随机分布,进而带来自选择问题。为克服这一因素的干扰,本文采用倾向得分匹配法(PSM)来缓解样本选择偏误问题。PSM通过匹配变量和匹配方法,从全样本中寻找出与实验组财务状况、经营成果以及经营所在城市发展状况相似的企业,进而减少新政出台前实验组与控制组的差异。具体而言,本文运用三角核匹配、半径匹配和1∶1最近邻匹配三种方法进行倾向得分匹配,并运用匹配完成的结果进行广义双重差分估计。表3列(5)—列(7)的结果显示,β系数变化不明显,说明企业ESG表现变化确由新政实施所致,并非由于相对实验组和相对控制组的内在差异。

7 替换因变量度量方式

基准回归的因变量指标为ESG评级,本文在稳健性检验中将其替换为ESG具体得分进行实证分析。表3列(8)的结果显示,β系数仍保持显著,说明新政的实施同样有利于提高企业ESG得分。综上,模型通过了稳健性检验。

机制分析

(一) 机制分析模型构建

为明晰新政影响企业ESG表现的传导路径,同时避免三步法中介效应模型的争议,本文构建了如式(3)所示的模型:

Mit=α3+γCreditit+ρ3Cit+ηt+ιi+εit (3)

式(3)中,M为机制变量,γCreditM的影响系数,是判断新政对企业ESG表现提升所需能力和动力影响的依据。具体机制如下:(1)缓解融资约束(M1),(2)遏制逃税动机(M2)。

(二) 缓解融资约束

为准确度量企业融资约束指标,本文参考余明桂等的方

41,采用企业it年的SA指数来衡量。SA指数的绝对值为负指标,如果回归的γ系数为负,则表明企业融资约束得到了缓解。表4列(1)就2014年完善后的纳税信用评级制度对企业融资约束严重程度的影响进行了识别,结果显示CreditM1的影响系数为-0.037 4,且在1%水平上显著,其经济含义为新政实施后,与纳税信用等级低的企业相比,企业纳税信用每提升1个等级,则次年起面临的融资约束平均下降3.74%。这反映出柔性税收征管举措对纳税评级优异的企业产生了更为明显的融资激励效应,有助于为企业ESG表现的提升提供能力保障。本文的假设1得到了验证。

表4  机制分析
变量缓解融资约束遏制逃税动机
(1)(2)
Credit -0.037 4*** -0.001 0**
(0.006 7) (0.000 4)
_cons 3.162 8*** -0.004 4
(0.286 4) (0.006 7)
控制变量
固定效应
n 9 673 9 673
R2 0.952 2 0.990 4

(三) 遏制逃税动机

关于企业逃税动机指标,本文采用税会差异残差法来衡量。较实际税率法而

42,残差法采用企业税会差异中难以被盈余管理解释的利润来衡43,有利于克服实际税率法中税收优惠和纳税筹划因素带来的干扰,提高了逃税动机度量的准确性。如果γ系数显著为负,则表明新政使企业逃税动机得到了遏制。从表4列(2)的结果中发现,CreditM2γ系数为负,其经济含义为新政实施后,纳税信用等级高的企业的逃税动机较纳税信用等级低的企业降低0.1%,即企业逃税动机得到了遏制。这一法定义务遵从的“惯性”为企业重视非强制的ESG行为义务提供了动力。本文的假设2得到了验证。

异质性分析

基准回归和机制分析厘清了新政对企业ESG表现产生影响的作用机理,却未考虑到纳税信用A级企业名单信息披露力度差异对政策实际效果的影响。为探究这一异质性,本文通过手工搜集的方式来构建披露力度指标,具体步骤如下:第一步,搜索经税务机关认证的微博用户名和微信公众号,提取出含有“纳税信用+A级+公示/公开”的博文信息;第二步,筛选出含有上述字段博文的用户和公众号,如果省级或市级税务机关微博或微信中开始宣传A级纳税人名单,则对应地级市的所有企业均归入“在微博/微信中推送”组,反之则归为“未在微博/微信中推送”组,据此展开分组回归。

表5列(1)、列(2)的β系数结果显示,如果企业经营所在地税务机关将当地A级纳税人企业名单通过官方微博进行扩散和宣传,则新政实施后企业ESG评级提升概率更大。列(3)、列(4)将分组依据替换为是否在微信中推送,结果发现列(3)的β系数显著性并未消失,说明新政对ESG表现的显著促进效应还体现于经营所在地税务机关在微信公众号中推送A级纳税人名单。综上所述,互联网新媒体对新政实施效果具有放大效应。

表5  异质性分析结果
变量在微博中推送未在微博中推送在微信中推送未在微信中推送
(1)(2)(3)(4)
Credit 0.342 6*** 0.120 6 0.356 8*** 0.102 5
(0.084 2) (0.082 2) (0.101 4) (0.081 6)
_cons -1.075 9 0.523 8 -1.454 3 0.975 6
(1.577 2) (1.495 9) (1.574 2) (1.507 8)
控制变量
固定效应
n 5 546 4 114 5 370 4 292
R2 0.633 0 0.627 6 0.639 5 0.633 8

注:  组间系数差异检验结果显示,微博、微信推送分组的p值均小于0.1,验证了组间差异的真实性。

结论与启示

政府如何以税收征管柔性化为导向进行制度创新,使企业实现自身价值和社会价值的统一,是本文要解决的关键问题。本文将《纳税信用管理办法(试行)》的颁布视为准自然实验,基于2011—2019年上市企业面板数据,采用广义双重差分模型实证检验柔性税收征管举措对企业ESG表现的影响及其作用机制。研究发现,新政实施后,纳税信用越优异的企业ESG表现提升越明显,这说明税收征管柔性化创新能切实影响企业对利他行为的态度。机制分析发现,企业ESG表现之所以提升,一方面源于纳税信用优异的企业的融资约束得到了缓解,另一方面源于企业逃税动机得到遏制,从而提供了企业提升ESG表现所需的能力和动力。异质性分析发现,经营所在地税务机关运用微博、微信披露A级纳税人名单的企业ESG表现提升更明显。基于上述结论,本文得到以下启示。

第一,持续完善纳税信用信息披露和分级激励策略。目前税务机关仅披露了信用优异的A级纳税人名单,并主要将激励措施向A级企业倾斜,但实际上B级企业部分纳税义务履行表现与A级企业趋近,现行的制度尚未披露信用良好的B级企业名单。未来政府应逐步披露B级企业名单,使B级企业也能适用A级企业在工商、融资、办税等方面的优待政策。在稳定企业生产性投资的基础上,政府还应利用A、B级企业公开、透明化披露的信息资源,挖掘出其蕴含的环境保护、社会责任履行和治理能力改进等能够体现利他行为的事迹,并加大宣传力度,运用正面表率作用来引导更多企业加快将ESG行为融入理性经营决策,提升对利他行为的重视力度。

第二,为企业创造优良的外部融资环境。事关利他行为的非生产性投资在资金投入端对企业融资能力提出了考验,因此政府在完善纳税信用评级制度的过程中应进一步加大对企业融资、事项办理等方面的优待力度,例如扩大提供优惠贷款的合作银行范围,加强与新成立的标准局等行政审批部门协调力度,将便民办事的范围拓宽至生产标准认定等新兴事项,从而减少市场准入、资金运行和业务拓展全过程超额负担对企业拓展投资项目所需资源的挤占。其中,税务部门应借助与合作单位关系的拓展的契机,一方面致力于为企业ESG等非生产性投资降低各类制度性交易成本,例如对企业ESG行为中涉及的税收政策加强宣传、辅导与提醒,助力企业合理享受税收优惠;另一方面通过与新兴涉及ESG事项审批部门的沟通,向企业传递利他行为赋能自身可持续发展的引导信号,从而消除企业利他措施的执行障碍。

第三,激发企业主动遏制逃税动机的积极性。纳税信用评级使企业通过信息选择性披露手段隐藏的不良行为无处遁形,因此政府应加强对纳税义务合规履行换取优良信用的相关宣传力度,使企业从主观层面意识到自身主动履行纳税义务的现时和未来收益之和高于被动履行义务乃至拒绝履责的现时收益。更重要的是,企业应摒弃信息壁垒引致的幸存者偏差思维,不应简单将实施利他行为视为“完成任务”,更应充分意识到柔性举措对企业内在的感化会使企业履行法定义务的行为产生“惯性”,进而作用于ESG等弱强制性的利他行为,强化企业将道德义务内化至经营决策过程中的责任感和对内化后预期报酬的期许感,实现“利他即利己”的互利共赢目标。

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