一、引言

为提升税收治理能力、实现税收治理现代化，近年来中央政府不断强调要优化税收征管体制并相应地出台了一系列改革措施。如2013年上线了“金税三期工程”、紧接着2014年又推出了纳税信用评级制度等。特别地，2018年中共中央办公厅、国务院办公厅联合印发《国税地税征管体制改革方案》，提出将国家税务局和地方税务局进行合并。这一改革极大地加强了税收征管机构的独立性，税收征管效率得到进一步提升。在此背景下，受改革影响的企业在国地税合并之后无疑会面临更强的税收征管力度，从而承担的税收负担也随之上升。作为企业资本结构的决定因素之一，税收成本的改变势必会影响企业的债务融资行为，前期诸多文献也指出企业会通过计算税收成本、融资优势、定价信息以及债务的监督治理效应，来综合确定其偏好的债务水平(Modigliani and Miller, 1958；Graham，1996；Guedes and Tim, 1996)。由此不难推断，国地税合并改革可能会对企业债务融资行为产生影响。基于此，本文试图对如下问题进行探讨：国地税合并是否会影响企业的债务融资行为？其背后的作用机制是什么？厘清这些问题不仅有助于深入理解国地税合并改革产生的微观经济效应，而且可以为当前的税收征管体制改革提供一定的理论借鉴和实践参考。

税收负担如何影响企业的信贷融资是公司金融领域的经典话题。传统的债务税盾理论认为，当企业的实际税负上升时，企业有动机增加债务融资规模，利用利息支出的税前抵扣效应减少税收支出，达到合理避税的目的(Modigliani and Miller, 1963；Zwick，1977；Holland and Myers, 1977；DeAngelo and Masulis, 1980)。对于这一理论，诸多文献通过考察企业税收负担与债务融资之间的关系予以了证明。如Desai and Hines(2004)基于跨国公司数据研究发现，公司国外分支机构所在地的税率水平越高，企业的负债率越高，表现为税率每提高10%，企业负债率会上升2.8%左右。陈超、饶育蕾(2003)在研究中国上市公司的资本结构决定因素时也发现，公司所得税税率越高，长期债务融资越多。同样地，基于中国上市公司的面板数据，王跃堂等(2010)也得到了相似的结论。

然而，尽管较多文献认为在实际税负上升的前提下，企业增加债务融资的现象可以借由“债务税盾效应”予以解释，但部分文献则认为这一现象不一定是由债务税盾效应所致，也可能是出于流动性约束效应，由此提出了一种新的解释，即流动性约束效应理论。不同于税盾效应理论的解释，该理论认为在企业实际税负上升的前提下，企业增加债务融资不一定是为了获取利息支出的税盾价值，而是为了缓解税收支出增加带来的流动性约束。具体而言，实际税负上升会导致企业税后的现金流减少，为缓解现金流减少带来的流动性约束，企业相应地会增加对外部资金的需求，表现为企业债务融资水平上升。由此不难理解，企业的实际税负与债务融资水平存在显著的正相关关系(Dyreng et al., 2008；Goh et al., 2016；刘行等，2017)。王伟同等(2020)发现税收减免政策总体上具有缓解企业融资约束的作用，从而发挥了降低债务杠杆的功效，这在一定程度上为流动性约束效应理论提供了经验证据。

国地税合并之后，新型的税务机构在国家税务总局直接领导下实施垂直管理，这一管理模式使得税收机构的日常运作较少地受到地方政府的干扰，并在局长异地交流等制度下，税收征管独立性和征管效率均会得到进一步加强(田彬彬、谷雨，2018)。在此背景下，企业的实际税负必然会上升。基于此，倘若国地税合并带来的实际税负上升会引发企业增加债务融资，那么其背后的作用机制是什么？理论上来说，无论是为了获取更高的债务税盾价值还是为了缓解流动性约束，企业均有动机增加债务融资规模，因而不能简单通过考察国地税合并与企业债务融资规模的线性关系来判别。对此，本文认为可以通过进一步考察国地税合并对正规金融融资与非正规金融融资的差异化影响来识别。具体而言，银行贷款等正规金融融资的利息支出可以在税前进行抵扣，而商业信用、民间借贷等非正规金融的利息支出并不直接被税法所认可，无法在税前进行抵扣(刘行等，2017)。因此，如果债务税盾效应占据主导地位，企业将增加银行贷款等正规金融融资，而不会增加商业信用等非正规金融融资，这样才能充分利用正规金融融资利息支出的税盾效应。反之，如果流动性约束效应占主导地位，企业将首先增加商业信用融资^①，以补充内部现金流不足。

① 对于企业本身而言，一方面，商业信用可以缓解各生产链的现金流压力，因而企业具有较强的商业信用融资需求；同时供应商由于具有监督优势和货物清盘优势，也愿意向客户提供商业信用融资，由此企业可以较容易获得商业信用融资。另一方面，由于金融抑制的存在，企业获得银行贷款的难度和成本较高。因此，若流动性约束效应占主导地位，企业将优先增加商业信用融资。

基于上述讨论，本文以2015—2020年中国沪深A股非金融类上市公司作为研究对象，将2018年国地税合并视为一项“准自然实验”，构建双重差分模型检验国地税合并与企业债务融资规模之间的关系。计量结果显示，国地税合并与企业债务规模之间存在显著的正相关关系，并且经过安慰剂检验、动态效应分析、改变被解释变量定义以及改变研究样本等一系列稳健性测试之后，这一结果依旧成立。这些结果充分表明，国地税合并会显著增加企业的债务规模。进一步区分债务类型来看，国地税合并未促使企业增加具有利息税盾效应的银行贷款，而是促使企业增加了不具有利息税盾效应的商业信用，这说明国地税合并影响企业债务规模的核心机制在于流动性约束效应而非债务税盾效应。随后，本文进一步对国地税合并与企业债务规模之间的关系展开了异质性分析，发现国地税合并对企业债务规模的促进作用更多地集中于非国有企业、融资约束严重的企业以及成本转嫁能力较弱的企业。最后，本文还发现在国地税合并之后，企业的经营绩效和股利分配显著下降以及财务风险显著上升。

区别于以往研究，本文的边际贡献主要体现在以下三个方面：第一，本文首次考察国地税合并对企业债务融资行为的影响。毋庸置疑，2018年的国地税合并势必会对微观企业各方面的决策行为产生重大影响，但由于政策出台的时间较短、受限于数据，相关的研究尚且不足。基于债务税盾效应和流动性约束效应，本文考察了国地税合并对企业债务融资行为的影响并发现流动性约束效应是核心作用机制。该研究结论一方面有助于揭示国地税合并对企业层面产生的微观经济后果，另一方面也可以为后续相关研究提供理论借鉴。第二，本文的研究有助于丰富税收征管独立性相关的文献。地方税务局由于隶属于地方政府，其征税行为受到地方政府税收竞争的干扰，在一定程度上缺乏独立性和自主性，基于这一客观事实前期文献侧重于讨论税收征管独立性对企业避税程度、税收负担以及政府税收收入的影响(范子英、田彬彬，2016；曹春方等，2017；田彬彬、谷雨，2018)。不同于这些文献，本文基于2018年国地税合并这一改革，探讨了税收征管独立性加强对企业债务融资行为的影响，并进一步揭示了其背后的核心影响机制，有助于拓展这一领域的研究文献。第三，本文研究结论具有较强的政策涵义。本文发现，国地税合并带来的流动性约束效应增加了企业的融资需求，同时也对企业的整体经营状况产生了负面冲击。据此，政府部门在加强税收征管、规范企业纳税行为的同时，应当打好政策“组合拳”，辅以适当的减税措施，以避免流动性约束影响企业的正常运营。

本文后续部分具体安排如下：第二部分为制度背景和理论分析，详细介绍了中国税收征管体制改革历程，并在此基础上提出本文的研究问题；第三部分为研究设计，对本文的识别策略、核心变量定义以及数据来源及处理进行说明；第四部分为实证结果分析，剖析了国地税合并与企业债务融资规模的关系，并从多个维度进行了稳健性检验；第五部分为异质性分析与进一步讨论，首先分析了国地税合并对不同类型企业的差异化影响；其次进一步讨论了国地税合并对企业整体经营状况的影响；最后一部分为结论与政策建议，总结全文工作并针对研究结论提出相应的政策建议。

二、制度背景和理论分析 (一) 中国税收征管体制改革历程

纵观中国的税收征管体制改革历程，税收系统的变革大致可归纳为“统—分—统”的过程。1994年分税制改革之前，全国只有一套税收系统，并且隶属地方政府(范子英、田彬彬，2016)，分税制改革后隶属于中央政府的税收系统成立，从此国家的税收系统分拆为国家税务局与地方税务局。在经历了24年的分设后，国家税务局和地方税务局于2018年再次走向合并。

在1978年改革开放之前，中国的税收征管体系较为简单。税收收入绝大部分源自国有企业，地方政府具有征收权但不具有分享权，所有税收收入归中央所有，中央政府根据各地方政府的财政支出需求确定其支出重点并统一分配收入，这一制度被称为“统收统支”(也被称为“吃大锅饭”)。在“统收统支”体制下，地方政府发展经济和组织财政收入的积极性较弱(田彬彬、范子英，2016)。为激发地方政府税收积极性，“划分收支、分级包干”的财政体制(也被称为“分灶吃饭”)于1980年正式被引入，自此税收收入不再由中央政府统一分配，而是根据预先确定的分配方案在中央政府和地方政府之间分配，这一制度不仅保证了中央政府可以从地方政府获得一定的税收收入，而且还为地方政府建立收入基础提供了激励措施。然而，由于当时央地税收收入的划分基础是预算内收入总额，进而各地方政府为了增加自身分成，往往通过税务部门将预算资金转移到预算外收入。由于当时的税务系统隶属于地方政府，中央政府很难监测和纠正这一操作。因此，1980—1993年，地方政府的预算外收入占预算收入的比例从48%上升至120%，这极大地挫伤了中央政府的财政收入。“两个比重”呈现出断崖式下跌趋势，全国财政收入占GDP比重从1983年的23%降至1993年的10.7%，与此同时中央财政收入占全国财政收入比重也从41%跌至22%。

为加强规避地方政府对税收征管的强干扰、解决空前的财政危机，中央政府于1994年正式拉开分税制改革序幕。一方面，将所有的税种划分为中央税、地方税和共享税三类，并明确规定了中央和地方政府税收分享规则。具体而言，中央税包括关税、消费税、央企和外企所得税等；地方税包括地方企业所得税、房产税和个人所得税等；对于税收比重较大的增值税，作为共享税在中央与地方政府间按比例分配(中央75%、地方25%)。另一方面，中央政府还建立了隶属于自己的税收系统以防止地方政府干扰中央税和共享税的征收。由此，国家税收系统分设为国家税务局(负责征收中央税和共享税)和地方税务局(负责征收地方税)。国家税务局和地方税务局在省、市、县三级均设有分支机构，其中国家税务局系统在国家税务总局的领导下实行垂直管理，每一级的国家税务局直接对上一级部门负责，与地方政府并不存在隶属关系，即地方政府无权干预任一级别国家税务局的运行。而地方税务局则由地方政府管理，包括机构设置、人员任命、运营资金的提供等。通过上述改革，地方政府对中央税和地方税的干预被最小化。

为增加额外税收来支持1999年提出的“西部大开发战略”，2002年中央政府推出了所得税分享改革，将地方企业所得税和个人所得税转为共享税。通常来说，当一个税种由地方税转变为共享税时，其征管机构理应也由地方税务局转变为国家税务局。但考虑到国地税收系统为两套独立系统，企业的纳税信息由地方税务局迁移至国家税务局面临诸多困难，中央政府对所得税征管做出如下规定：2002年1月1日之后成立的企业，其所得税由国家税务局负责征收^①，老企业的所得税仍由地方税务局负责征收。需要特别注意的是，中央企业的所得税一直由国家税务总局进行征收。此外，考虑到港澳台企业以及外资企业的特殊性，其所得税也由国家税务局进行征收。由此，根据企业所得税征收机构的不同，中国企业大致可区分为两大类，第一类为地税局征收所得税的企业，第二类为国税局征收所得税的企业。这一模式一直延续至2017年。

① 政府原计划将所有企业的企业所得税征收转交为国家税务局。但由于国家和地方税务局使用完全不同的税收征管系统，转移现有企业的税收征管面临诸多困难。因此，只有2002年之后成立的新公司才被纳入改革范围。

为进一步降低征纳成本，提高征管效率，2018年中共中央办公厅、国务院办公厅联合印发《国税地税征管体制改革方案》，提出将国家税务局和地方税务局进行合并。至此，在经历了24年的分设后，国家税务局和地方税务局走向合并，此时企业所得税全部由合并后的税务局统一征收。从管理体制来看，合并后的税务局在职权划分上更接近于之前的国家税务局，以国家税务总局为主导，这使其常规运营受到地方政府的干扰较少，即合并后的税务局的税收征管独立性得到了有效保障，且在局长异地交流等制度下，税收征管独立性会得到进一步加强(范子英、田彬彬，2016；田彬彬、谷雨，2018)。

通过梳理上述制度背景可知，此前地方税务局由于缺乏税收征管独立性，在地方政府的干预下会放松税收征管，这导致了向地方税务局缴纳所得税的企业存在较严重的征纳问题。2018年的国地税合并改革使得税收执法机构的独立性明显增强，这对原先向地方税务局缴纳所得税的企业产生了极大影响。相反，由于国家税务局本身在改革之前就具有较高的税收征管独立性，此前在国税局缴纳所得税的企业则不会受到此次改革的影响。这一制度影响差异为本文采用双重差分方法提供了良好的准自然实验环境。

(二) 理论分析

正如前文所述，国地合并合后税务局的税收征管独立性得到明显提高，减少了地方政府干扰，税收征管力度加强。毫无疑问，在此背景下，企业的避税动机与避税程度都会显著降低，进而企业的实际税收负担增加。对于此前向地方税务局缴纳所得税的企业而言，其在国地合并之前往往面临更为宽松的税收征管环境，实际税负也相对较低(范子英、赵仁杰，2020)。因为地方政府在税收竞争的激励下，不仅提供各种隐性的税收优惠，甚至还会默许企业逃避国家税务局的税收监管(Cai and Treisman, 2004；唐飞鹏、叶柳儿，2020)。如范子英、田彬彬(2013)发现相对于受国家税务局征管的企业，受地方税务局征管的企业的避税程度更高。相反，对于向国家税务局缴纳所得税的企业而言，其存在征纳问题的可能性较小，原因在于国家税务局的运营采取垂直管理模式，地方政府通过干预税收执法“藏富于民”的做法难以实施。此外，局长异地交流等制度也避免了人员长期属地固定带来的“关系税”和“人情税”(田彬彬、谷雨，2018)。在国地税合并之后，新型税务局在职权划分上更接近于之前的国家税务局，且在管理体制上以国家税务总局为主导，即新型税务局具有较高的税收征管独立性。因此，此前向地方税务局纳税的企业享受隐性税收优惠或被放任逃税的情况将不复存在，并且会面临空前的执法力度。相反，此前一直在国家税务局缴纳所得税的企业则不会受此次机构合并的影响。概言之，国地税合并之后，之前向地方税务局纳税的企业的实际税负会上升。

给定国地税合并会致使这类企业的实际税负上升，那么其债务融资规模也可能随之上升，其背后的作用逻辑可从两个不同的角度进行解释。一方面，债务税盾理论认为，由于债务的利息支出可以在税前进行扣除，企业有动机通过增加债务规模来最大化债务利息的税前抵扣效应，以降低企业成本支出(Modigliani and Miller, 1963；Haugen and Senbet, 1981；王素荣、张新民，2006)。大量税收相关的实证研究为该理论提供了经验证据(Gordon and Lee, 2001；王跃堂等，2010；王伟同等，2020)。因此，当国地税合并导致企业税收负担增加时，企业管理层会更倾向于提高债务水平以获取更大的债务税盾价值，借以规避国地税合并带来的税收负担，本文将这一机制称之为债务税盾效应假说。另一方面，国地税合并促使企业债务规模上升不必然是债务税盾效应驱动，也可能是流动性约束效应。既有研究发现，实际税负高的企业留存于企业内部的税后现金流低于实际税负低的企业。因此，为了满足生产、经营和投资等系列活动的现金流，实际税负高的企业具有更高的外部融资需求，即表现为更高的债务规模(Law and Mills, 2015；Edwards et al., 2015；刘行等，2017)。由此，当国地税合并导致企业实际税负增加时，为缓解税收负担带来的流动性约束，企业有动机增加债务融资规模，本文将这一机制称之为流动性约束效应假说。

基于上述分析，无论是出于获取债务利息的税前抵扣价值的考虑，还是基于缓解流动性约束的目的，在国地税合并的背景之下企业均有动机增加债务融资规模。由此，本文提出如下几个重点研究的问题：国地税合并是否及会对企业债务融资行为产生怎样的影响？国地税合并通过何种机制影响了企业债务融资行为？债务税盾效应还是流动性约束效应？抑或是两者皆有？

三、计量模型、变量和数据 (一) 计量模型

为考察国地税合并对企业债务融资决策的影响，本文将2018年国地税合并改革视为一项准自然实验，构建了如下的双重差分模型：

$ {{{ Debt}} _{it}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}{{ Treat}}{{{ }}_i} \times {{ Post}}{{{ }}_t} + \sum\limits_j {{\beta _j}} {X_{it}} + {\mu _i} + {\gamma _t} + {\varepsilon _{it}} $

(1)

在上式中，下标i和下标t分别代表企业和时期；被解释变量Debt表示企业的债务规模；Treat和Post分别表示处理变量和政策冲击变量。X代表一系列企业层面的控制变量，依次包括企业规模、盈利能力、企业年龄、企业成长性、股权集中度、托宾Q值和固定资产占比等。进一步地，为排除不随时间变化的企业固有特征以及宏观经济因素对参数估计的影响，本文还控制了个体固定效应μ_i和时间固定效应γ_t。

在计量模型(1)中，核心解释变量Treat×Post的估计系数α₁是本文的关注重点，其反映了实验组企业和对照组企业在2018年国地税合并之后的债务规模差异。若α₁显著为正，说明相对于对照组企业，实验组企业的债务规模在国地税合并之后显著上升；反之，若α₁显著为负，则说明相对于对照组企业，实验组企业的债务规模在国地税合并之后显著下降。根据前文的理论分析，本文预期α₁显著为正。

(二) 变量的定义及说明

结合既有研究，本文对变量的度量方式进行界定。首先，借鉴Rajan and Zingales(1998)、谷祺等(2006)的做法，采用债务总额的自然对数来度量企业的债务规模，同时采用债务总额与总资产的比值作为度量指标进行稳健性检验。其次，对于处理变量Treat和政策冲击变量Post，采用虚拟变量法进行度量。具体度量方式为：(1)如果企业原先在地税局缴纳所得税，Treat赋值为1，否则赋值为0；(2)当样本观测值处于2018年及之后年份，Post赋值为1，否则赋值为0。与以往研究的度量方式一致(Berk et al., 2010；刘晓光、刘元春，2019)，对于控制变量：企业规模Size、盈利能力Roa、企业年龄Age、企业成长性Growth、股权集中度Top1、托宾Q值Tobin和固定资产占比Fa，采用如下方式进行度量，详细说明请见表 1，此处不再赘述。

(三) 样本选择和变量的描述性统计

为验证前文提出的研究问题，本文选取沪深A股上市企业作为研究对象，时间跨度为2015—2020年。选择这一区间的原因在于，国地税合并发生在2018年，6年的时间跨度既可以兼顾样本的充裕性和平衡性，还能避免因时间跨度过长引入其他政策冲击带来的混淆效应。本文使用的数据均来源于国泰安数据库的公司研究模块。在获得初始数据之后，根据以往研究惯例，本文对数据进行了如下预处理：(1)剔除金融类企业样本；(2)剔除样本区间内所有的ST类企业样本；(3)剔除财务数据缺失严重的企业样本；(4)剔除所有资不抵债的企业样本。此外，为排除数据中异常值对参数估计的干扰，本文对所有连续变量进行前后各1%水平的缩尾处理。

表 2汇报了变量的描述性统计结果。从表 2的全样本描述性统计结果可知，企业的债务规模Debt的均值为21.1789，标准差为1.6886，这表明企业间的债务规模存在一定差异。处理变量Treat的均值为0.2884，这意味着样本中实验组企业和对照组企业分别占28.84%和71.16%。政策冲击变量Post的均值为0.5554，这表明政策冲击前后的样本大约各占一半。其他变量的描述性统计未见异常，可大致排除异常值对参数估计的干扰。

四、实证结果分析 (一) 基准回归结果

为考察税收征管独立性对企业债务融资决策的影响，本文基于计量模型(1)对全样本进行了回归，结果见表 3。其中，第(1)列仅控制了个体固定效应和时间固定效应，本文关注的交互项(Treat×Post)估计系数显著为正，这表明相较于对照组企业，实验组企业的债务规模在国地税合并之后显著增加。考虑到企业规模、年龄以及盈利能力等企业特征变量也会直接影响企业的债务融资决策，本文在第(2)—(3)列逐步纳入了控制变量。回归结果显示，交互项的估计系数仍然显著为正。另外，考虑到时间序列相关性和异方差可能会对估计结果造成影响，在第(4)列中本文对回归系数的标准差在企业层面进行聚类调整。观察结果可知，交互项的估计系数仍然显著为正。进一步，以第(4)列为例对估计结果的经济显著性进行阐述。给定交互项的估计系数为0.0714，这表明在国地税合并之后，实验组企业的债务规模较于对照组企业提升了7.14%。由此可见，税收征管独立性确实能够促使企业增加债务融资。

需要指出的是，本文的逻辑起点是国地税合并会影响企业的避税行为，进而影响企业其他财务决策行为，如投资、并购及融资等。事实上，在前文的理论分析部分，本文也明确提出国地税合并会给企业造成流动性约束进而促进企业债务融资，其背后的逻辑是：国地税合并会提高企业实际税负，即企业避税减少。由此，要确保表 3基准回归所得结论成立，还需进一步验证国地税合并是否确实会减少企业的避税行为。借鉴Zimmerman(1983)、范子英、赵仁杰(2020)的方法，本文采用实际税负作为企业避税程度的代理变量。具体而言，以所得税费用与营业收入的比值Tax1作为被解释变量进行回归。进一步，本文还构建了两个指标用于稳健性检验，分别为：Tax2=(应缴所得税-递延所得税负债)/营业收入；Tax3=(应缴所得税-递延所得税负债)/利润总额。表 4汇报了回归结果。可以发现，无论是以哪种方式来度量企业的实际税负，交互项的估计系数均为正值，且至少通过了5%水平的显著性检验，这些结果可以充分说明，国地税合并改革确实会减少企业的避税行为，具体表现为企业的实际税负上升。

(二) 债务税盾效应和流动性约束效应的识别

根据前文的理论分析可知，国地税合并促使企业增加债务融资存在两种截然不同的影响机制，包括债务税盾效应和流动性约束效应。理论上来讲，如果债务税盾效应占据主导地位，那么企业将更倾向于进行计息的银行贷款融资，因为利息支出的税盾效应可以减少企业的所得税支出。因此，可以通过考察国地税合并对企业银行贷款规模的影响区分两种机制。借鉴前期文献的做法(李欢等，2018)，本文以银行贷款总额的自然对数Loan作为被解释变量，随后进行回归分析，结果如表 5第(1)—(2)列所示。可以发现，交互项的估计系数均未通过10%水平的显著性检验，这说明国地税合并之后，企业的银行贷款规模并未显著上升，从而否定了债务税盾效应机制，间接表明流动性约束效应机制可能占据主导地位。

为验证流动性约束效应的存在，本文进一步考察了国地税合并对企业商业信用规模的影响。既有文献指出，当企业面临严重的流动性约束时，增加商业信用融资是一种有效的应对之策(王彦超、林斌，2008)。由此可以推断，国地税合并之后，企业避税难度增加导致企业税后现金流下降，此时企业将增加商业信用来缓解流动性约束。基于此，本文借鉴陈胜蓝、马慧(2018)的做法，采用应付账款、应付票据和预收账款之和的自然对数来作为商业信用TC的度量指标，回归结果见表 5第(3)—(4)列。不难看出，无论采取何种模型设定方式，交互项的估计系数均为正值，且至少通过了10%水平的显著性检验，这些结果充分说明国地税合并之后，企业的商业信用规模显著上升，从而确认了流动性约束效应机制的存在。结合表 5第(1)—(2)列的结果可知，国地税合并影响企业债务融资决策的核心作用机制在于流动性约束效应而非债务税盾效应。

(三) 流动性约束效应再验证

前文发现，国地税合并影响企业债务融资决策的核心作用机制在于流动性约束效应而非债务税盾效应。然而，这一结论成立还有一个重要前提：国地税合并会给企业带来流动性约束。因此，接下来本文将对流动性约束效应进行再验证。

首先，本文直接检验了国地税合并如何影响企业内部现金流。如果国地税合并会导致实验组企业税费支出增加进而带来流动性约束效应，那么政策效果应该直接体现在企业当期经营现金流层面。表 6第(1)列汇报了国地税合并对企业经营现金流的回归结果。不难发现，交互项的估计系数为-0.0171，且通过了1%水平的显著性检验，这一结果表明国地税合并对企业的内部现金流形成了负向冲击。其次，本文从整体层面考察了国地税合并对企业融资约束的影响。一方面，根据预防性储蓄理论可知，当企业面临严重的融资约束时，企业会持有更多现金以保证未来的流动性。基于这一逻辑，国地税合并带来的流动性约束效应理应会促使企业增加现金持有。据此，本文采用货币资金与总资产的比值作为企业现金持有的度量指标并进行回归，结果见表 6第(2)列。观察结果可知，交互项的估计系数显著为正，这说明国地税合并之后，企业的现金持有增加，从而证实了流动性约束效应。另一方面，既有文献指出，企业面临的融资约束越严重，现金持有-现金流敏感度越强(Almeida et al., 2004)。如果流动性约束效应成立，企业的现金持有-现金流敏感度在国地税合并之后理应上升。基于这一思路，本文采用企业现金持有增量ΔCash作为被解释变量，并将经营现金流与核心解释变量交乘，以构建三重交互项Cflow×Treat×Post进行回归，结果见于表 6第(3)列。可以看出，三重交互项的估计系数显著为正，这一结果说明国地税合并显著强化了企业的现金持有-现金流敏感度。最后，本文考察了国地税合并对企业资本支出的影响。通常来说，当企业面临流动性约束，其资本支出理应会有所减少。据此，参考Gary et al.(2009)、靳庆鲁等(2015)的方法，本文采用购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金与处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金的差值表示企业资本支出Inv(采用企业总资产进行标准化)，回归结果见表 6第(4)列。观察结果可知，交互项的估计系数显著为负，这说明国地税合并显著降低了企业的资本支出水平。综上可知，国地税合并确实会给企业带来流动性约束。

(四) 平行趋势检验

双重差分方法的应用前提是平行趋势假设，即实验组和对照组要存在共同变动趋势。具体到本文，即是在国地税合并改革(2018年)之前，实验组企业和对照组企业的债务规模变化趋势保持平行。此外，新政策从出台到落地通常需要一段时间，需要确认政策的实施效果是否存在滞后效应。针对上述问题，本文采用事件研究法对国地税合并改革的动态效应进行评估，用于检验平行趋势并确认改革政策发挥作用的具体时点。借鉴Jacobson et al.(1993)和Chen et al.(2018)的做法，本文以政策冲击前一年(即2017年)为基期构建了年度虚拟变量Year_t并将其与处理变量Treat交乘，构建如下计量模型：

$ Deb{t_{it}} = {\beta _0} + \sum\limits_{2015}^{2020} {{\theta _t}} Yea{r_t} \times Trea{t_i} + \sum\limits_j {{\beta _j}} {X_{it}} + {\mu _i} + {\gamma _t} + \epsilon{_{ipt}} $

(2)

上式中，θ_t刻画了国地税合并改革在第t年对企业债务规模的实际影响，其他变量的定义与计量模型(1)无差别。图 1汇报了交互项的逐年估计系数及95%置信区间。可以发现，交互项的估计系数在2015—2017年未通过10%水平的显著性检验，这表明实验组和对照组的企业债务规模在国地税合并改革之前不存在显著差异，满足平行趋势假设。进一步，交互项的估计系数在2018—2020年显著为正，这些结果说明国地税合并对企业债务规模的促进作用持续存在于政策实施当年以及随后两年。

(五) 稳健性测试

为进一步确认表 3基准回归结果的可信度，本文分别从安慰剂检验、替换被解释变量、改变模型设定方式以及改变研究样本等多个维度进行了稳健性测试。

安慰剂检验。尽管计量模型(1)控制了一系列企业特征变量及时间固定效应和个体固定效应，但是仍不可避免地会存在遗漏不可观测因素的可能性。为排除这一干扰，本文借鉴Chetty et al.(2009)、刘贯春等(2021)的方法进行反事实估计。具体而言，将所有企业的处理变量数值构造一个备选矩阵，利用随机抽样技术将元素随机分配到各企业，生成一个虚假的处理变量Treat_F，随后将其与政策冲击变量进行交乘，从而构造一个“虚假”的核心解释变量Treat_F×Post。理论上讲，构造出的“虚假”核心解释变量与企业债务规模没有任何关系，即其估计系数理应与零无显著差异。为便于阐述原理，记计量模型(1)的解释变量矩阵为X且估计系数矩阵为β。假定ε=γω+e，满足E X, ω ≠0且E X, e =0，即参数估计偏误是由于遗漏了重要的不可观测变量。此时，本文的估计结果可以表示为：

$ P \lim \hat{\beta}=\left(X^{\prime} X\right)^{-1}\left(X^{\prime} Y\right)=\beta+\left(X^{\prime} X\right)^{-1}\left(X^{\prime} \omega\right)=\beta+\gamma \delta $

(3)

其中，Plimδ=(X′X)^-1(X′ω)。显然，γδ≠0将导致$\hat{\beta} \neq \beta$，即带来估计偏差。图 2刻画了估计系数的核密度函数及对应p值。容易看出，反事实估计系数大约介于-0.2至0.2之间，而且集中分布在0附近，尤其是真实估计值(0.0714，见表 3第(4)列回归结果)明显落在核密度函数之外。这些结果充分说明，基准回归结果并不受遗漏重要的不可观测变量的干扰，估计结果具有较高可信度。

其他稳健性测试。除了上述工作之外，本文还进行了一系列的稳健性测试。首先，为检验不同的被解释变量定义方式是否会影响基准结果，本文以债务总额与企业总资产的比值作为被解释变量，重新回归的结果报告于表 7第(1)列。其次，实验组企业和对照组企业的一些特征变量可能存在显著差异，尽管本文在基准回归中对这些变量进行了控制，但仍然无法完全排除两组企业系统性差异对参数估计造成的影响。因此，为排除这一潜在干扰，本文采用PSM-DID的方法进行参数再估计。具体过程是，以基准回归中的所有控制变量作为匹配变量进行1 ∶ 1匹配，为实验组企业寻找对照组企业，根据匹配成果的样本进行重新回归，结果报告于表 7第(2)列。再次，为检验不同的模型设定方式是否会影响基准结果，本文做了如下工作：①考虑到计量模型(1)中的控制变量较少考虑公司治理层面的指标，本文将以下三个变量纳入计量模型(1)，分别是董事会规模(以董事会人数来度量)、两职合一(以董事长是否兼任总经理来度量)和独立董事占比(以独立董事人数与董事会总人数的比值来度量)，重新回归的结果报告于表 7第(3)列；②考虑到不同行业的时变差异(如产业政策、发展周期在不同时期的潜在差异)可能会对基准回归结果造成影响，本文在计量模型(1)的基础上纳入行业-时间交互固定效应，回归结果报告于表 7第(4)列；③为排除企业初始特征的差异对基准回归结果的潜在干扰，本文借鉴刘贯春等(2021)的方法，计算出企业规模、盈利能力、成长性、年龄、托宾Q值、固定资产占比和股权集中度等控制变量的事前均值(即2015—2017年)，并将其与时间趋势的交互项纳入计量模型(1)，回归结果报告于表 7第(5)列。最后，为检验改变研究样本是否会影响基准结果，本文做了如下两方面工作：①考虑到政策实施当年样本可能存在杂音(叶永卫、李增福，2020)，本文删除了政策实施当年即2018年的样本观测值，结果报告于表 7第(6)列；②为了增强实验组企业和对照组企业之间的可比性，以及保证样本的对称性，本文将非平衡面板转化为平衡面板后重新回归，结果报告于表 7第(7)列。观察表 7的回归结果，不难发现，与基准回归结果相比，稳健性测试的结果并未发生根本性改变。

五、异质性分析与进一步讨论 (一) 异质性分析

根据前文研究结果可知，国地税合并促使企业增加债务规模的核心机制在于流动性约束效应，为提供更多经验证据，进一步验证该结论，本文接下来对国地税合并与企业债务规模之间的关系进行细致的异质性分析。

资金丰裕程度的重要性。国地税合并之后，企业避税难度增加，实际税负上升意味着企业的支出成本上涨，进而对企业的内部现金流产生负向冲击。在此背景下，为缓解流动性约束，企业将增加债务融资。如果这一效应真实存在，那么国地税合并对企业债务规模的正向作用理应在资金丰裕程度较低的企业更为明显。为验证这一理论推断，本文基于企业资金丰裕程度进行了分组估计。具体而言，首先，从所有制形式和融资约束两个维度对企业的资金丰裕程度进行刻画，这一做法背后逻辑在于：相对于非国有企业和高融资约束企业，国有企业和低融资约束企业的融资渠道更为丰富多样，尤其是国有企业凭借着其政治优势可以享受更多政策扶持，因而其资金丰裕程度相对较高。然后，根据企业所有制将企业分为非国有企业和国有企业；根据融资约束SA指数^①，将中位数以上的企业视为高融资约束企业，中位数以下企业视为低融资约束企业。最后，依次进行分样本回归，结果报告于表 8。观察结果可知，交互项的估计系数在非国有企业和高融资约束企业显著为正，但在国有企业和低融资约束企业未通过10%水平的显著性检验，并且前者系数远大于后者。这些结果表明，国地税合并对企业债务规模的促进作用在资金丰裕程度较低的企业更为凸显。

① 借鉴Hadlock and Pierce(2010)的做法，SA指数的计算公式为：SA=-0.737×Size+0.043×Size²-0.040×Age。其中，SA指数越大，企业融资约束越严重。

成本转嫁能力的重要性。税费支出作为企业一项重要的成本支出，如果企业具有较强的成本转嫁能力，可以将这项成本支出部分转嫁给消费者或经销商，那么国地税合并带来的流动性约束效应理应会更弱。换言之，国地税合并对企业债务规模的促进作用在成本转嫁能力较弱的企业中更为明显。为验证这一理论推断，本文基于企业成本转嫁能力进行了分组估计。既有文献指出，企业的成本转嫁能力与企业所处地区的人均收入水平以及所属行业的竞争程度紧密相关，高人均收入水平地区的企业和高竞争行业内的企业，其成本转嫁能力越弱(Chava et al., 2019；刘贯春等，2021)。有鉴于此，本文采用地区人均收入水平和行业竞争程度两个维度刻画企业的成本转嫁能力，具体做法为：①直接将中西部地区的企业归为成本转嫁能力较强的企业，将东部地区的企业归为成本转嫁能力较弱的企业，这一做法的合理性在于：中国东西部经济发展不协调，较之东部地区，中西部的人均收入相对较低；②以赫芬达尔指数HHI度量企业所属行业的竞争程度，将高竞争行业(即HHI位于中位数以下的行业)内的企业归为成本转嫁能力较弱的企业，将低竞争行业(即HHI位于中位数以上的行业)内的企业归为成本转嫁能力较强的企业。表 9报告了基于企业成本转嫁能力的分组检验结果。观察回归结果可知，交互项的估计系数在中西部地区企业中和行业竞争程度较高的企业中均为正值，且通过了1%水平的显著性检验，并且估计系数明显大于东部地区的企业和行业竞争程度较低的企业。这些结果充分表明，国地税合并对企业债务规模的促进作用在成本转嫁能力较弱的企业中更为明显。

(二) 进一步讨论

到目前为止，本文证实了2018年国地税合并改革会通过强化流动性约束效应促使企业增加债务规模，但与此同时，企业整体经营状况会发生怎样的变化仍不得而知。有鉴于此，本文接下来进一步讨论2018年国地税合并改革的其他经济后果。

理论上来说，流动性约束的存在会导致企业资源无法得到及时有效的配置，这可能会损害企业的经营绩效。例如，流动性约束会致使投资项目的资金无法及时到位甚至出现短缺，进而降低投资回报率。为此，本文分别以资产收益率Roa和利润增长率Profit为被解释变量，考察了国地税合并对企业经营绩效的实际影响。结果如表 10第(1)—(2)列所示，可以发现，交互项的估计系数分别为-0.0137和-0.3217，且至少通过了5%水平的显著性检验，这些结果充分说明，国地税合并改革的流动性约束效应导致企业的资产收益率和利润增长率显著下降。进一步地，国地税合并改革的流动性约束效应还体现在企业的财务风险层面和股利分配层面。一般而言，如果国地税合并改革的流动性约束效应会导致企业整体经营状况变差，那么企业的财务风险将增大、股利分配将减少。为了验证这一推断，本文借鉴张小茜、孙璐佳(2017)的方法，计算了企业的Zscore指数用以度量财务风险指数^①，同时以是否分配股利Div的虚拟变量来度量企业的股利分配状况，随后将其作为被解释变量进行回归。结果如表 10第(3)—(4)列所示，不难看出，对于企业的财务风险Zscore，交互项的估计系数显著为正，说明国地税合并导致企业的财务风险显著上升；对于企业的股利分配Div，交互项的估计系数显著为负，表明国地税合并导致企业的股利分配显著减少。

① 财务风险指数的计算公式为：Zscore=6.56*X₁+3.26*X₂+6.72*X₃+1.05*X₄+3.25。其中，X₁为营运资本与总资产的比值；X₂为留存收益与总资产的比值；X₃为息税前利润与总资产的比值；X₄为所有者权益的账面价值与总负债的比值。为便于解读结果，本文对Zscore指数作相反数处理，此时值越大表示企业财务风险越大。

由上述结果可知，国地税合并改革的流动性约束效应会导致企业的整体经营状况变得更加糟糕，具体表现为企业的资产收益率和利润增长率显著下降、财务风险显著上升以及股利分配显著减少，从而制约了企业的发展速度。

六、结论与政策建议

作为企业一项重要的成本组成部分，税收支出与企业的债务融资行为紧密相关。本文基于2018年国地税合并这一重要的税收征管体制改革，从征管独立性的角度探究了国地税合并对企业债务融资行为的影响，并进一步识别了其背后的核心作用机制。研究发现：(1)相对于此前在国家税务局缴纳所得税的企业，此次国地税合并能够显著增加先前在地方税务局缴纳所得税的企业的债务规模；(2)区分债务类型来看，国地税合并未显著增加具有利息税盾效应的银行贷款融资，而是显著增加了不具有利息税盾效应的商业信用融资，从而否定了债务税盾效应假说，支持了流动性约束效应假说；(3)通过异质性分析发现，在非国有企业、高融资约束企业以及成本转嫁能力较弱的企业中，国地税合并对企业债务规模的促进作用更为凸显；(4)进一步研究发现，国地税合并会对企业的整体经营状况产生负面冲击，具体表现为企业的经营绩效和股利分配显著下降以及财务风险显著上升。

结合前文的理论分析和上述的研究结论，本文所衍生的政策含义非常直接。一方面，由于新型税务局的垂直管理模式提升了税收执法机构的征管独立性进而显著打击了企业偷税漏税行为。因此，在今后的税收征管体制改革中，应继续推行垂直管理的运营模式，以提高税收征管效率、规范企业纳税行为；另一方面，国地税合并引致的流动性约束，增加了企业的债务融资需求并对企业的整体经营产生了负面冲击。这意味着政府在加强税收征管、规范企业纳税行为的同时，应当打好政策“组合拳”，辅以适当的减税措施以及为企业提供融资便利，以避免流动性约束对企业的正常运营产生的不利影响。