中国私营企业融资行为选择——基于非税负担的视角

毛德凤, 彭 飞

(1. 安徽大学 商学院, 安徽 合肥 230601; 2. 合肥工业大学 经济学院, 安徽 合肥 230601)

减税降费是应对经济下行压力增加和逆全球化蔓延的重要任务,也是供给侧结构性改革的关键举措。党的十八大以来,以“营改增”为核心的结构性减税和以小微企业为主体的普惠式减税政策,对于减轻企业负担[1]、改善融资约束[2]、降低债务负担[3]发挥了重要作用。然而,减税之后,企业对非税负担的感知度依旧强烈[4]。一个重要原因是,企业非税负担与非税收入征管权密切相关[5],由于非税收入的征管权在地方政府,降费政策的制定初衷与执行效果存在明显脱节。虽然2015年以来历次中央政府工作报告都强调了结构性减税与普遍性降费相配合的减负策略,但是企业非税负担过重问题仍然没有得到根本性的解决。

大量的经验事实表明,我国中小私营企业普遍面临“融资难”和“融资贵”问题,而非税负担又是制约企业生存和发展的重要因素[6-7]。虽然既有的研究从减税的角度为企业走出融资困境提出了方案[8],但是,尚不清晰过高的非税负担是否会扭曲企业融资行为?一个可能的担忧是,随着经济下行压力的增加,企业非税负担可能会不断挤占企业内源性资金,增加外源性融资比例,抬高融资成本和融资风险。因此,研究非税负担如何影响企业融资行为,对于防范化解系统性金融风险和实质性减轻企业负担具有重要的现实意义。

本文将基于2012—2016年中国私营企业调查数据,实证研究非税负担对企业融资行为的影响。与现有文献相比,本文主要具有两个理论贡献:第一,与既有文献较多关注非税负担的基本现状和成因不同,本文更关注非税负担对企业融资行为的影响,进而可以弥补税费负担相关研究的不足。第二,既有研究普遍从减税角度揭示企业“融资难”和“融资贵”的原因,鲜有从非税负担视角研究企业融资决策,本文的研究将丰富企业融资理论在中国的经验解释。

一、 理论分析与研究假设

1. 企业非税负担:现实逻辑与研究现状

减税与降费都是减轻企业负担的重要任务,减税政策是为了降低企业税负,降费政策是为了降低企业的非税负担[4,7]。关于非税负担的讨论至少可追溯至Musgrave(1959)的研究,其认为地方政府收费大致可划分为服务型收费和管理型收费[9]。从企业角度来看,支付的非税支出即为非税负担。从政府角度来看,向企业和居民收取的除税以外的其他收入,不仅包括企业缴纳的“规费”,还包括土地出让收入、政府性基金等都是非税收入,构成了财政收入的重要组成部分。虽然非税收入的影响因素受到了国内外学者较为广泛的关注,但是对于企业非税负担的含义和范围仍然存在较大的争议,对于非税负担的成因和影响更是缺乏严谨的经验研究。

首先,非税负担的概念界定模糊。贺登才(2014)发现,企业负担较重的主要原因在于过路费高、乱罚款、开办和运营成本高、手续繁杂、融资难、人工成本高等方面[6]。刘蓉等(2017)指出,企业向政府缴纳的各种非税费用都是非税负担的重要表现形式,例如行政事业性收费、政府性基金、经营服务性支出以及其他涉企收费等[7]。彭飞等(2020)认为非税负担是企业向政府缴纳的除税收以外的各种规费支出[4]。还有研究表明,公关招待费是企业与政府打交道需要支付的“隐性”支出,尤其在营商环境较差的地区,需要花费更多的成本[10]。黄玖立等(2013)使用招待费支出衡量企业腐败活动,发现招待费支出有助于企业获得稀缺资源,帮助企业获得更多的政府订单和国有企业订单[11]。魏下海等(2015)以公关招待费衡量企业向政府的寻租行为,发现能够帮助企业提高开工率[12]。因此,公关招待费可能也是非税负担的重要组成部分。基于此,本文对非税负担的定义包括三个方面:一是企业履行纳税人义务主动向政府缴纳的各种规费;二是政府向企业抽租,企业被迫履行的“显性”支出,如摊派费用;三是与政府打交道需要支付的“隐性”支出,如公关招待费。

其次,非税负担加重的成因缺乏深入讨论。为数不多的研究从地方财政压力角度揭示了企业非税负担增加的原因[5],由于非税负担与非税收入征管体制密切相关,所以非税收入的扩张原因对于理解非税负担增加的原因具有启示意义。研究表明,非税收入不断膨胀与非税收入征收管理体系不健全[13]、财政透明度低下[14]、政府支出规模膨胀[15]、财政分权程度扩大[16]、政治晋升[17]、转移支付[18]都有密切关系。

最后,非税负担如何影响企业行为和绩效,理论和实证研究都较为薄弱。吕炜等(2015)发现,非税负担过重不利于提升企业纳税遵从度[19]。李林木等(2017)认为,税费负担降低了企业创新能力,抑制了企业成长[20]。毛德凤等(2020)发现,税费负担显著减少了企业出口概率和出口规模[21]。

2. 非税负担与企业融资行为

税收负担和非税负担都是企业负担的重要组成部分,二者对企业融资行为的影响具有一定的关联。由于非税负担的讨论非常稀缺,探讨其对企业融资行为的影响,可以借鉴相关税收理论进行分析。新古典投资理论认为,减轻企业税负可以降低资本使用者成本,增强企业盈利能力,进而增加企业自由现金流。研究表明,税负对企业融资决策有着重要影响[22],税负变化直接影响企业内部现金流[23]。具体来说,增加税负会减少企业内部现金流、抑制企业融资、阻碍企业创新发展[24],而降低税负会增加企业净利润、提高内部现金流、提升企业融资能力[25]。

融资优序理论认为,一般而言,为了降低对外部融资的依赖,企业会优先选择内部融资,以降低融资风险和融资成本。与国有企业相比,我国私营企业普遍表现出“小而弱”的发展现状,在经营发展过程中普遍面临着融资短缺的现实瓶颈,“融资难”“融资贵”问题已经严重制约了私营企业的转型升级和创新发展。与此同时,私营企业由于规模小、发展不稳定,较难获得外部融资,因而内源融资成为中小企业一种重要的融资方式;而自由现金流又是企业内部融资的重要来源,非税负担加重可能会减少企业现金流,弱化内源融资能力。

基于此,提出研究假设H1:企业非税负担加重,可能会挤占企业现金流,弱化内源性融资比例,增加外源性融资风险。

二、 研究设计

1. 数据来源与处理

本文数据来源于2012—2016年中国私营企业调查数据,该数据由中央统战部、全国工商联、国家工商行政管理总局和中国民营经济研究会组成的私营企业研究课题组联合调查获得。自1993年开始首次调查以来,已在全国范围内连续组织调查14次,由于是每两年调查一次,因此,本文研究样本的实际年份分别为2011年、2013年和2015年。该数据覆盖了全国31个省份(包含直辖市、自治区),也全部包含国家统计局规定的19个行业大类,是目前有关私营企业最为全面的调查问卷数据之一,能够较为翔实可靠地反映我国私营企业的基本概况和现实问题。丰富的非税支出和融资信息,有助于深入探究非税负担与企业融资行为的关系,进而为私营企业优化融资决策、减轻非税负担提供启示。

由于2012年开始中国私营企业调查数据增加了对企业融资贷款信息的问卷调查,因此,本文的研究对象为2011—2015年的样本数据,巧合的是,最新的非税收入政策也是在2011年出台的,这样可以较好地避免政策差异的影响。经过合并2012—2016年调查数据,共得到19 328个初始样本。由于在调查过程中不可避免会出现调查信息错误或缺失等问题,对此作出如下筛选处理:①删除省份代码、城市代码和行业代码缺失的样本;②删除企业流动资金贷款占比和扩大再生产资金贷款占比缺失的样本;③删除企业非税支出占销售收入的比值小于0或大于1的样本;④对连续型控制变量在1%和99%分位数上进行两端缩尾处理,以规避极端值的影响。经过数据处理后,共得到10 650个有效样本。

2. 模型设定

本文的主要目标是基于2012—2016年中国私营企业数据,考察非税负担对企业融资行为的影响。自2012年起,中国私营企业调查数据新增了企业流动资金贷款占比和扩大再生产资金贷款占比等融资信息的问卷设计,此外,关于企业的规费、摊派费、公关招待费等非税支出也进行了详细的持续调查,这为本文研究非税负担与融资行为选择奠定了良好的数据基础。模型构建如下:

LDit=β0+β1FSit+X+ηj+ρkt+δm+εit

(1)

KDit=β0+β1FSit+X+ηj+ρkt+δm+εit

(2)

其中:i表示企业;j表示地区;k表示企业所属省份;m表示企业所属行业(行业代码1～19);t表示不同年份(2011—2015年);β0为常数项;β1是本文关心的系数,预期符号显著为正,表明非税负担的增加会挤占企业流动资金和扩大再生产资金中的自有资金安排,加重对外源性融资的依赖;ηj表示城市固定效应,用来控制城市间的固有差异;ρkt表示省份-年份固定效应,以控制省份内的时间趋势差异,其实质上已经包含了省份固定效应和时间固定效应;δm表示行业固定效应,以控制不同行业的固有差异;εit为残差项。

本文的被解释变量分别为LD和KD,前者表示企业流动资金贷款占比,后者表示企业扩大再生产资金贷款占比,反映了企业的融资状况。与此相关的问卷设计是“您企业的流动资金中,贷款占比多少?”“您企业的扩大再生产资金中,贷款占比多少?”非税负担FS是关键解释变量,以企业支付的规费、摊派费和公关招待费之和占销售收入的比重衡量。在私营企业问卷调查中关于规费、摊派费和公关招待费的问题设计如下:“全年交纳各种规费多少万元?”“应付各种摊派费有多少万元?”“公关招待费有多少万元?”

X表示控制变量,主要包括企业特征变量和企业主个人特征变量。企业特征包含企业组织特征和财务特征,如企业年龄、企业规模、净利润率。企业主个人特征包含企业主个人是否是中国共产党党员(政治面貌)、人民代表大会代表或人民政治协商会议成员(政治身份)、工商业联合会会员(行业身份)等。在调查问卷中的相应问题是:“您是否是中国共产党党员?”“您是否是人民代表大会代表、人民政治协商会议成员?”“您是否是工商业联合会会员?”

3. 描述性分析

表1为主要变量的描述性统计。可以看出,我国私营企业流动资金贷款占比的平均值为0.199,扩大再生产资金贷款占比的平均值为0.189,说明私营企业的融资资金配置总体上较为有序合理,并没有舆论反映的那样严重。从非税负担比值来看,非税支出占企业销售收入的平均值为0.034,其中,规费占比的平均值为0.013,摊派费占比的平均值为0.007,公关招待费占比的平均值为0.014。从企业特征来看,被调查企业年龄的平均值为10.160,企业规模的平均值为3.806,净利润率的平均值为0.114。从企业主个人特征来看,企业主具有工商业联合会会员身份的平均值为0.342,企业主具有人民代表大会代表或人民政治协商会议成员身份的平均值为0.598,企业主具有党员身份的平均值为0.317。这些特征基本能够反映当前我国私营企业的经营业绩、融资、非税负担和政企关联等方面的特点。

表1 描述性统计

表2显示了我国不同行业企业非税负担和融资贷款情况,发现不同行业呈现明显差异。从非税负担均值来看,最高的五个行业分别是公共设施业(0.132)、教育业(0.060)、房地产业(0.057)、租赁业(0.055)和信息服务业(0.054)。从流动资金贷款占比来看,所有行业的均值为0.199,有四个行业高于总体水平,分别为农林牧渔业(0.257)、制造业(0.254)、房地产业(0.240)和采矿业(0.210),而流动资金贷款占比最低的三个行业分别为教育业(0.090)、居民服务业(0.091)和文化体育业(0.109)。从扩大再生产资金贷款占比来看,所有行业的均值为0.189,有五个行业高于总体水平,分别为采矿业(0.270)、农林牧渔业(0.248)、房地产业(0.237)、制造业(0.227)和电力煤气水业(0.197),而扩大再生产资金贷款占比最低的三个行业分别为教育业(0.085)、公共设施业(0.086)和信息服务业(0.105)。总体来看,对资本需求较大和使用周期较长的行业,如农林牧渔业、制造业、房地产业、采矿业等,贷款占比偏高,而资本需求量较小和使用周期较短的行业,如教育业、居民服务业、文化体育业等非生产性行业,贷款占比相对较低。

表2 不同行业的非税负担、流动资金和扩大再生产资金贷款比的差异

三、 实证分析

1. 基准回归结果

本部分的重点是基于2012—2016年私营企业调查数据,考察企业非税负担对融资行为的影响。为了降低遗漏变量估计偏差,所有回归均控制了省份-年份固定效应、城市固定效应和行业固定效应以及影响融资行为的因素和企业主相关因素。为了降低异方差的影响,所有回归均采用了稳健标准误。

根据公式(1)和(2)依次加入相应的控制变量,表3显示了基准回归结果。以流动资金贷款占比为被解释变量,列(3)结果显示,非税负担的回归系数在1%水平上显著为正,意味着企业的非税负担每增加1%,企业流动资金贷款占比将会增加0.103%。以扩大再生产资金贷款占比为被解释变量,列(6)结果显示,非税负担也显著增加了企业扩大再生产资金贷款占比,即非税负担每增加1%,企业扩大再生产资金贷款占比将会增加0.137%。结果表明,非税负担挤占了企业自由现金流,降低了内源性融资比重,增加了外源性融资风险。因此,本文的研究假设H1初步得到验证。

表3 基准回归结果

进一步地,考察了不同非税负担来源对融资行为的影响。表4列(1)～(3)分别考察了规费、摊派费和公关招待费支出对流动资金贷款占比的影响,结果显示,规费占比和摊派费占比的回归系数均在5%水平上显著为正,说明政府的抽租比例越高,企业的外部融资比例越高。而公关招待费占比的回归系数在10%水平上显著为正,说明企业的寻租比例越高,需要越多的贷款支持。公关招待费占比的边际系数和显著性水平相对较弱,可能是因为,公关招待费支出中不完全是与政府打交道支付的成本,还可能包括企业间经营往来支出,所以这一显著性没有那么强,但是仍然能够观测到其对流动资金贷款的不利影响。以扩大再生产资金贷款占比为被解释变量,以各种非税支出来源为解释变量进行考察,列(4)～(6)结果显示,规费占比、摊派费占比和公关招待费占比的回归系数均在5%水平上显著为正,说明各种非税支出的增加,显著挤占了企业扩大再生产资金,加重了外源性融资风险。

表4 不同非税负担来源的考察

2. 内生性和稳健性检验

(1) 内生性检验

非税负担与企业融资行为之间可能存在反向因果关系,即贷款比例高的企业,可能非税负担比例本身就比较大。如果存在反向因果,那么基准结果观测到的结果将是有偏的。解决内生性问题的方法之一就是寻找一个有效的工具变量,以此控制因变量对关键解释变量的影响。对此,为了避免受相邻年份的干扰,以2002年和2008年的调查数据为基础,使用非税负担省份均值和省份中位数作为工具变量。这样考虑是因为:一般而言,历史年份的非税负担不会对研究样本的融资决策产生显著影响,因而符合工具变量的外生性要求;以往年份的非税负担政策和征管力度往往具有一定的连续性,从而与研究年份的非税负担存在关联,符合工具变量的相关性要求。当然,本文接下来还会对相关性和外生性的条件作进一步的检验。

表5显示了克服内生性问题的回归结果。首先以2008年调查数据中的非税负担省份均值和省份中位数为工具变量,考察了非税负担对融资行为的影响。列(1)～(2)结果显示,非税负担的回归系数在5%和1%水平上显著为正,与基准回归结果保持一致,初步证实结论的可靠性。进一步分析工具变量有效性结果,发现Sargan检验和Basmann检验的P值均大于0.1,说明无法在10%的检验水平下拒绝“所有工具变量均外生”的原假设,即本文的工具变量满足外生性条件。从第一阶段F检验统计量来看,经验说明工具变量与内生变量之间满足相关性条件,因此,可以判断工具变量选择是有效的。同样地,以2002年私营企业调查数据为基础,选择省份均值和中位数为工具变量,进一步检验非税负担对融资行为的影响,列(3)～(4)结果显示,非税负担的回归系数依然显著为正。同时,相关检验结果一致表明工具变量选取是有效的。因此,本文的结论不必过度担忧非税负担与融资行为之间可能存在的内生性干扰。

表5 内生性问题处理: 基于工具变量的检验

(2) 异质性趋势检验

在基准回归中,控制了基本层面的固定效应,但是仍然可能存在不可观测的遗漏因素的干扰,例如行业内的不同时间趋势、城市内的时间趋势等,遗漏这些因素就可能造成有偏估计。对此,需要对这些因素进行不同维度的异质性趋势检验,以确保结论的稳健性,估计结果见表6。

表6 稳健性检验:异质性趋势检验

首先,在基准回归中,加入省份-行业固定效应,列(1)～(2)结果显示,非税负担的回归系数的显著性仍然显著为正。其次,在基准模型中纳入行业-年份固定效应,列(3)～(4)中非税负担的回归系数未发生显著性改变。最后,在基准模型中纳入城市-年份固定效应,列(5)～(6)表明非税负担的估计系数依然稳健。这表明本文基准模型不太可能因为遗漏不可观测因素而冲击到结论的可靠性。

(3) 敏感性检验

① 衡量方式检验。在基准回归中,以非税支出与销售收入的比值衡量企业的非税负担,可能会受到销售收入的影响,在经济不景气背景下,容易放大非税支出规模。因此,本文采用人均非税负担支出来衡量,为了降低异方差的干扰,对其取自然对数表示。另外,由于公关招待费可能也是非税负担的重要组成部分,为了保证估计结果的稳健性,这里替换非税负担衡量指标,将非税负担中的公关招待费支出排除。表7列(1)～(4)结果显示,非税负担的回归系数依然显著为正,体现了基准结论的稳健性。

表7 稳健性检验:敏感性分析

② 极端值影响。由于样本中部分企业的非税负担为0,为了检验结论的可靠性,将非税支出为0的样本进行剔除。列(5)～(6)结果显示,基准结论没有受到极端值的显著影响。

③ 相关政策干扰。《关于将预算外资金管理的收入纳入预算管理的通知》(财预〔2010〕88号)自2011年1月1日起正式实施,考虑到政策实施效果可能存在一定的滞后性,对此选择2012年之后的样本数据进行检验,即以2013年和2015年样本为研究对象。列(7)～(8)结果显示,非税负担的回归系数显著为正,结论依然稳健成立。

四、 异质性分析

1. 行业效应

根据表2可知,不同行业的融资行为存在较大差异。因此,对不同行业的非税负担效应进行讨论分析,实证结果见表8。

表8 非税负担与融资行为:行业效应

以制造业为研究对象,列(1)～(2)结果显示,非税负担对制造业融资决策产生了显著影响。以生产性服务业为研究对象,主要包括交通运输业、信息服务业、批发零售业、金融业、租赁业、科研技术业,列(3)～(4)结果显示,非税负担对生产性服务业也产生了较为显著的影响。以非生产性服务业为研究对象,主要包括住宿餐饮业、居民服务业、教育业、卫生业、文化体育业、公共管理业,列(5)～(6)结果显示,非税负担的回归系数不显著,说明非税负担没有明显加重非生产性服务业的贷款比例。综合来看,非税负担对资本需求较高、资金使用周期较长行业的融资行为影响更大。这一结论对于加快推进制造业和生产性服务业转型升级具有启示意义,因此,需要特别关注这些行业的非税负担问题。

2. 正式融资与非正式融资

问卷中详细划分了企业资金借贷情况,包括国有和股份制商业银行贷款额、小型金融机构(如村镇银行、小额贷款公司等)贷款额、民间借贷和互联网金融借贷额。以不同来源的贷款额与销售收入的占比作为被解释变量,表9考察了非税负担对不同贷款来源的影响。

表9 非税负担与融资行为:正式融资与非正式融资

表9回归结果显示,非税负担显著增加了企业向互联网金融、民间借贷和小型金融机构的贷款金额,但是向国有银行和股份制银行的贷款比例没有显著增加。这说明非税负担的增加可能会迫使企业向互联网金融、民间借贷、小型金融机构等非正规渠道借贷,加重了外部融资风险。虽然非正式融资渠道可以较快地弥补中小企业的资金运营需求,但是其利息远高于正规部门,增加了企业融资成本。

非税负担没有显著增加企业对国有和股份制银行贷款的需求,反映了私营企业的“融资难”“融资贵”的现状。这是因为,我国现有金融体系存在明显的“所有制歧视”和“规模歧视”现状,国有银行和股份制银行更偏向于风险低、信用高的国有企业进行放贷,相对而言,私营企业信用低、风险大,因此,私营企业获得国有和股份制银行信贷支持难度更大。表9的结论具有重要的现实意义,不仅揭示了我国私营企业普遍存在“融资难”的现象,还揭示了非税负担进一步恶化了私营企业的融资现状,导致向非正规部门信贷扩大,造成“融资贵”问题雪上加霜。

3. 企业组织特征的异质性

根据调查问卷中的企业销售收入的中位数对企业规模进行分组,将私营企业分为中小企业和大型企业。表10显示了关于企业组织特征的异质性检验,列(1)～(4)结果显示,中小企业的非税负担的回归系数均显著为正,大型企业的回归系数不显著。同时,根据企业年龄的中位数,将私营企业区分为成熟型企业和初创型企业,列(5)～(8)结果显示,初创型企业的非税负担回归系数均显著为正,成熟型企业的非税负担回归系数不显著。以上结果表明,非税负担的加重可能会对中小型和初创型企业融资行为的不利影响较大,对大型和成熟型企业的影响较小。

表10 非税负担与融资行为:企业组织特征的异质性

一般来说,大型企业和成熟型的企业盈利能力更强,承受非税负担的能力自然较强,并且规模大和成熟型的企业由于历史资源积累、信用度较高等优势,信贷资源汲取能力相对较高,非税支出相对较低,而且这些优势企业受到地方政府寻租和抽租的概率可能较小。相比较而言,中小规模和初创型企业本身规模较小,正处于成长期或发展期,对资金需求量较大,再加上管理制度、运营模式等不成熟,非税负担就很可能加重其贷款率,进而扩大外部信贷比重。

五、 结论与政策建议

本文基于2012—2016年中国私营企业调查数据,利用OLS模型和工具变量法考察了非税负担对企业融资行为的影响。研究发现,非税负担加重了企业流动资金和扩大再生产资金中的贷款比率,挤占了企业内源性资金,加重了对外源性融资的依赖。异质性效应发现:非税负担对不同行业的影响存在较大的差异,对资本需求较大和使用周期较长行业的融资行为影响较大,如制造业、采矿业以及交通运输业、科研技术、金融业等生产性服务业,而对居民服务业、教育业、卫生业、文化体育业、公共管理业等非生产性服务业的融资行为影响较小;非税负担还对规模小、初创型企业的融资行为存在显著影响。进一步发现,非税负担抬高了企业向互联网金融和民间借贷的贷款规模,一方面揭示了我国中小企业“融资难”现状,另一方面解释了中小企业“融资贵”的部分成因。

近年来,我国虽然正处于经济发展的新常态,但经济下行压力不断加大,其关键原因在于实体经济税费过重,市场活力和内生动力受到一定冲击。因此,振兴实体经济的首要任务需要不断降低企业税费成本,这不仅要减轻企业的税收负担,还要减轻企业的非税负担,如此才能从根本上推动企业提质增效。因此,本文提出以下三点政策建议。

第一,减税和降费两手抓,推动非税收入征管独立性改革。目前,我国绝大部分企业在承受多种税收的同时,还要缴纳名目繁多的“费”以及无政策规定的乱收费,这无疑加重了企业的整体负担。在供给侧结构性改革的政策设计下,不仅要关注减税的预期效果,而且要充分挖掘降费空间,通过一手抓减税、一手抓降费,为中国经济高质量发展释放充足动力。因此,如何有效管控企业非税负担是实现减税降费目标的另一改革重点,在推进地方税体系建设的同时,应逐渐上移地方政府的非税收入征管权限,合理优化非税收入的管理制度,从根本上切实减轻企业非税负担。

第二,推动金融服务体系改革,健全中小企业金融服务体系。推进多层次资本市场建设和企业信用体系建设,扩大金融市场准入,引导金融体系的市场化发展方向,大力发展和完善中小型金融服务机构,进一步拓展私营企业融资渠道,对于解决中小企业、初创型企业“融资难”“融资贵”的现实困境具有直接意义。

第三,改革国有大型金融机构的绩效评价体系,增加其对中小私营企业信贷支持力度。中小私营企业是我国经济活力的基础,创造有利于私营企业的融资环境,需要有效发挥政府机制的补充作用。