税收政策、融资约束与企业绿色发展.pdf
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1、2023年第9期一、引言2015年,中共十八届五中全会在 中共中央关于制定国民经济和社会发展第十三个五年规划的建议 中明确提出创新、协调、绿色、开放、共享的新发展理念。2017年,党的十九大报告明确指出,要加快建立绿色生产和消费的法律制度和政策导向,建立健全绿色低碳循环发展的经济体系。2022年,党的二十大报告指出,必须牢固树立和践行“绿水青山就是金山银山”的理念,推进绿色低碳发展。只有大力发展绿色经济,才能有效突破资源环境瓶颈制约,在经济社会长远发展中占据主动和有利位置。绿色发展符合我国经济发展宏观政策,已成为我国经济发展的核心与主流。企业粗放型增长方式难以为继,增加环保投资与研发创新是企业
2、实现绿色转型发展的必由之路。但目前企业绿色发展面临资金紧缺、核心技术与创新人才缺乏、相关配套设施不完善等难题,绿色发展推行较缓,如何尽快提高企业绿色发展水平成为关键,这对于实现经济效益与社会效益的统一具有重要意义。税收政策推动企业绿色发展的重要性凸显,与企业绿色发展面临的融资约束因素密切相关。税收政策是否真正促进企业绿色发展成为本文研究核心,税收政策通过何种机制推动企业绿色发展成为研究重点。为此,本文选取20122021年沪深A股上市公司数据作为研究样本,分析研究税收政策对企业绿色发展的影响,以期进一步丰富相关研究成果,为政府对企业绿色发展的税收政策支持提供相应政策建议。二、文献综述2015年
3、,中共中央审议通过的 关于加快推进生态文明建设的意见 提出,要以绿色发展为基本途径,切实抓紧抓好生态文明建设。绿色发展是一种可持续发展概念,其中涉及“绿色”与“发展”,二者相互协调实现包容性经济增长。秦书生等(2015)认为绿色发展是以绿色经济作为基本的发展形态,依靠绿色技术创新实现经济社会和自然生态相互协调的经济发展形态1。黄志斌等(2015)研究发现,绿色发展的外在目标是实现在资源承载力基础上的绿色资产增值2。廖小平等(2020)认为实施绿色发展已成为经济和环境协调发展的重要选择,是新时代经济社会发展的战略指向和价值追寻,而企业绿色创新是推动绿色发展的内生动力3。林辉和李唐蓉(2023)认
4、为绿色发展理念需要广大企业积极响应,只有这样,才能形成激励相容的绿色发展机制4。根据外部性理论,企业绿色发展由于其环境友好型特点,具有正外部性,其私人收益低于社会收益,导致私人供给量较少,与社会需求量不匹配,市场机制无法实现资源合理有效配置,提供给企业绿色创新资金相对较少。陈良华等(2022)发现,企业绿色发展资金、技术双密集的特点导致其开发成本高于传统发展方式,其创新阶段和扩散阶段的双重外部性效应与研发创新的外溢性会导致市场失灵,抑制企业绿色创新积极性5。税收政策、融资约束与企业绿色发展贾一丹(山西财经大学 法学院,山西太原030006)摘要:选取20122021年沪深A股上市公司数据,检验
5、税收政策与企业绿色发展的关系与机制。研究发现,税收政策对企业绿色发展有正向促进作用,在税收政策影响企业绿色发展的路径上,融资约束起到中介作用。此外,异质性检验结果显示,税收政策对国有企业与重污染企业绿色发展促进作用更强,且税收政策对执法刚性强地区的企业绿色发展促进作用更强。关键词:税收政策;融资约束;企业;绿色发展中图分类号:F812文献标识码:A文章编号:1004-972X(2023)09-0037-07基金项目:教育部人文社会科学研究青年基金项目“中国环境保护税的减污降碳协同效应、影响机制及优化路径研究”(22YJCZH043)作者简介:贾一丹,山西财经大学法学院博士研究生,研究方向:财税
6、与金融经济法治。37贾一丹:税收政策、融资约束与企业绿色发展根据政府干预理论,企业绿色发展需要国家政策与金融支持,政府需要对可能面临市场失灵的绿色发展企业进行干预。闫俊周等(2020)研究发现,金融支持具有信号属性,企业获得金融支持能够帮助企业解决信息不对称问题,从而获得更多资金支持,缓解其发展面临的融资约束6。刘蓉等(2022)认为国家可利用税收政策助力企业绿色发展,改善企业发展环境7。评价税收政策对微观市场主体发展的效应是学界讨论的热点,但目前国内学者在讨论其对企业发展的激励效应存在争议。税收政策对企业绿色发展的影响主要分为“促进说”与“抑制说”两种观点。“促进说”认为税收政策对企业绿色发
7、展起正向激励作用。“抑制说”认为税收政策对企业绿色发展产生负向影响,引发企业道德风险,出现“寻租”“骗补”“资金挪用”等现象,造成更严重的市场失灵。对于税收政策的激励效应而言,宋丽颖和钟飞(2019)发现现行税收优惠政策对于促进战略性新兴产业的发展起到一定促进作用8;柳学信和王书鹏(2022)认为税收优惠能激励企业从事绿色创新活动,对企业绿色创新行为起到正向促进作用9。而孙传旺等(2022)则认为税收激励政策对促进企业发展与规模扩张起到促进作用,但该类企业规模扩张与技术创新之间受到替代效应影响,对企业技术创新存在负向的挤出效应10。而张同斌和高铁梅(2012)认为税收政策制定后相对固定,在一定
8、程度上对企业发展起抑制作用11。对于这个观点,吴非和黎伟(2022)认为税收优惠政策中固定资产加速折旧政策显著驱动了企业绿色转型,且此项政策在经济政策具有不确定性时的转型驱动力更为显著12。童健(2022)认为,作为税收政策之一的环境保护税,对于经济增长影响呈现倒“N”型,而对污染排放的影响呈现倒“U”型,即过高或过低环境保护税税率均存在“增长陷阱”或“污染陷阱”,需要对其进行优化配置13。柳光强(2016)发现,由于政府与市场主体之间信息不对称,二者实现政策实施一致性较为困难,政府“一刀切”的优惠政策限制了企业发展,税收优惠政策的激励作用在于政府优惠政策的设计能否在市场主体层面实现14。本文
9、将基于企业绿色发展外部性特点,研究税收政策和企业绿色发展行为与绿色发展绩效的关系以及内在机理;此外,探讨在这一影响路径中融资约束所起的中介作用,并研究不同企业性质、不同污染程度、不同地区执法强度情形下税收政策对企业绿色发展的差异化影响,以期为政策制定提供一些建议和思考。三、理论分析与研究假设(一)税收政策与企业绿色发展徐喆和苏春子(2022)发现,企业绿色发展行为与绿色发展绩效兼具资金密集与技术密集特点,其研发难度较大,研发活动具有外部性与知识外溢的情况,导致企业绿色发展收益远低于社会收益,并且其公共产品特性会加剧这种情况,从而抑制企业绿色创新积极性15。企业能否绿色转型很大程度上由资本回报率
10、决定,而企业绿色发展转型具有研发投入大且回报周期长的特点,其成本与收益难以估计,企业投入得不到回报,其绿色发展动力不足。此类受到资金限制的绿色发展企业,政府应考虑采用税收政策支持方式,为企业直接提供研发资金,降低其研发成本,鼓励企业进行绿色转型与绿色创新研发,提高其绿色专利申请数。税收政策支持可以提高企业绿色创新动力,弥补其在绿色创新中面临的资金紧缺问题,企业可通过提高绿色发展绩效来促进企业高质量发展。税收政策一般对企业绿色发展表现为正向激励作用。孟笑扬(2021)认为,包含税收优惠在内的财税激励机制对资源型企业各项决策的制定具有直接影响,享受到财税激励的企业能为自身留存更多的自由现金流,可以
11、用于技术创新等提升核心竞争力的项目投资中,同时还能通过信息传递和引入外部治理的方式使得财税激励发挥更多的价值增值16。政府需要发挥其调控手段,通过税收政策提高企业预期收入,降低企业资本进入市场的风险,弥补市场失灵,引导社会资源流向绿色发展行业,在企业绿色成果研发成功后,政府可以通过税收政策对企业前期投入提供补贴,促使其产业化,助力产业绿色发展。政府对符合税收政策支持条件的企业提供税收抵免等红利,可以有效缓解企业研发的外部影响,激励企业提高研发投入,优化资源配置,提高附加值效应。此外,孔东民等(2021)研究认为我国一直未具体要求企业公开披露其环保信息与环保投资,因此,企业在其环保信息与投资的披
12、露内容与形式上可选择空间较大17。企业为满足税收政策支持条件,作为理性人会考虑提高环保信息披露质量,增加环保投资,提高其绿色发展水平。对企业而言,政府应加大税收政策支持力度,使企业享受国家税收政策支382023年第9期持,从而经济实力增强。为提高自身发展水平与市场地位,企业会积极响应国家绿色发展,承担社会责任,选择主动披露环保信息,提高信息披露质量,增加环保投资,提高其绿色治理水平。基于以上分析,本文提出如下假设:假设1:税收政策对企业绿色发展行为与绿色发展绩效具有显著的正向作用。(二)企业融资约束对税收政策和企业绿色发展的中介效应企业绿色发展具有公共物品属性,具有正外部性,私人收益小于社会收
13、益,发展成本较高,企业收益相对减少,创新基础资金不足导致企业绿色发展受到约束。企业实现绿色发展依赖充足且稳定的资金源,因而企业融资状况实质影响企业绿色创新投入,进而影响企业绿色发展实现。彭华涛和吴瑶(2021)研究发现,由于研发活动具有风险大、回报不确定、周期长等特点,企业融资结构受到限制18。刘军航和张玲玲(2022)研究发现,企业的绿色创新活动需要大量且长期的稳定投资,仅依靠内部资金难以满足绿色创新投资的需要,而高融资配置效率意味企业可以积累更多资本并将其投入生产中,其持续价值产出可以满足绿色创新项目周期长、研发过程需要持续性投入的要求;此外,高融资配置效率代表了企业良好的经营管理能力,有
14、利于企业的长期发展19。邹璇和张梦雨(2020)认为企业绿色转型本身具有资金密集型与技术密集型特点,并且这一转型行为收益周期长,存在风险性,易导致企业获得外部融资的成本较高20。企业绿色发展创新绩效涉及技术创新,但该类内容大多为商业机密,企业尽量避免对核心技术相关信息披露,因而外部资金拥有者想要了解企业技术研发情况较为困难。企业绿色发展的收益具有不确定性,外部投资者难以对其投资回报形成稳定预期,因而投资风险较大。而税收政策能够缓解企业融资约束,对企业进行助力的同时向市场释放信号,提高企业绿色发展信息透明度,便于投资者预估企业发展前景,做出相关投资决策,使企业实现外部资源获取与其他积极附加效应。
15、企业获得资金支持后可进行绿色创新,提高环保信息披露水平,增加环保投资,助力企业绿色发展。另外,企业享受到税收政策与社会投资支持,实现资源整合,产生上中下游协作效应,将外部性成本内部化,降低企业生产成本,缓解融资约束,提升其绿色发展绩效21。基于以上分析,本文提出如下假设:假设2:税收政策能够缓解企业融资约束,进而改善企业绿色发展行为、提高企业绿色发展绩效。四、数据来源与变量选取(一)模型构建为了验证研究假设,本文构建以下模型:1.主模型Yi,t=0+1Xi,t+kkControlsk,i,t+Year+Industry+2.中介效应Yi,t=0+1Xi,t+kkControlsk,i,t+Ye
16、ar+Industry+Mi,t=0+1Xi,t+kkControlsk,i,t+Year+Industry+Yi,t=0+1Xi,t+2Mi,t+kkControlsk,i,t+Year+Industry+其中,Yi,t代表被解释变量绿色发展行为和绿色发展绩效,Xi,t代表解释变量税收政策,Mi,t代表中介变量融资约束;为残差项。(二)变量选取1.被解释变量(1)绿色发展行为(ENVINV),以企业环保投资额在营业总收入中的占比衡量绿色发展行为。(2)绿色发展绩效(PAT),以CNRDS数据库中企业绿色专利申请总数加1取对数作为绿色发展绩效的代理变量。2.解释变量税收政策(TAX),选用“收
17、到的各项税费返还/(收到的各项税费返还+支付的各项税费)”这一指标来度量,税费返还中包括多项税种的返还款,税费中包括各期发生以及预缴的税费。3.中介变量融资约束(SA),以“-0.737SIZE+0.043SIZE2-0.04AGE“度量。4.控制变量分析中选取企业规模(SIZE)、资产负债率(LEV)、盈利能力(ROA)、企业成长性(GROW)、现金流量占比(CF)、固定资产占比(TANG)、独立董事比例(INDDIR)、两 职 兼 任(DUAL)、股 权 集 中 度(TOP1)、产权性质(SOE)、企业年限(AGE)的变量作为控制变量。具体变量定义如表1所示。39贾一丹:税收政策、融资约束
18、与企业绿色发展表 1变量定义变量性质被解释变量解释变量中介变量控制变量变量名称绿色发展行为绿色发展绩效税收政策融资约束企业规模资产负债率盈利能力企业成长性现金流量占比固定资产占比独立董事比例两职兼任股权集中度产权性质企业年限变量符号ENVINVPATTAXSASIZELEVROAGROWCFTANGINDDIRDUALTOP1SOEAGE变量说明企业环保投资额/营业总收入绿色专利申请总数加1取对数收到的各项税费返还/(收到的各项税费返还+支付的各项税费)-0.737SIZE+0.043SIZE2-0.04AGE企业总资产规模自然对数资产负债率总资产收益率(本年营业收入-上年营业收入)/上年营业
19、收入经营活动产生的现金流量净额/总资产固定资产总额/总资产独立董事数量/董事总人数两职兼任为1,否则为0第一大股东持股比例国有控股为1,非国有控股为0上市至今年限(三)样本选取和数据来源本研究的数据来源于国泰安数据库和CNRDS数据库,数据范围选择20122021年沪深A股上市公司作为本研究样本,剔除了金融行业、PT、ST和*ST和财务数据缺漏的样本,最终获得27681个观测值。数据处理主要使用Excel和Stata17.0软件。此外,为了确保数据受到极端值的影响,本文使用缩尾方法对连续数据在1%和99%的水平上进行了缩尾处理。五、实证结果与分析(一)描述性统计变量的描述性统计分析结果具体如表
20、2所示。ENVINV 的均值为 0.005,最小值为 0,最大值为0.153;PAT 的均值为 0.930,最小值为 0,最大值为4.844,代表在企业绿色转型发展过程中,企业绿色发展行为、绿色发展绩效自身差异较大,仍有部分企业没有采取绿色发展行为,绿色绩效水平较低,企业绿色发展广度有待提升;TAX的均值为0.145,最小值为0,最大值为0.820,代表税收政策分布较为不均,普惠性不足。此外,根据结果可知,企业间在SA、SIZE、LEV、ROA、GROW、CF、TANG、INDDIR、DUAL、TOP1、SOE、AGE等方面均存在一定差异性,表明样本数据选取覆盖面较广。表 2描述性统计变量EN
21、VINVPATTAXSASIZELEVROAGROWCF样本量276812768127681276812768127681276812768127681均值0.0050.9300.145-3.50122.2590.4300.0340.1760.047标准差0.0211.2030.2000.2951.3040.2070.0660.4420.068最小值000-4.16019.8090.057-0.293-0.574-0.161中位数000.046-3.45022.0750.4200.0350.1040.046最大值0.1534.8440.820-2.97026.2770.9190.1992.89
22、60.241TANGINDDIRDUALTOP1SOEAGE2768127681276812768127681276810.2110.3770.2790.3400.36310.8900.1600.0540.4480.1480.4817.5480.0020.33300.084010.1780.36400.317090.6950.57110.740131(二)基准回归结果如表3所示,税收政策对企业绿色发展行为和绿色发展绩效具有显著的正向影响,在1%的水平下显著。因此,假设1得到验证。可能是因为企业绿色发展对资金依赖性比较强,而税收政策是目前政府支持企业绿色转型的重要方式,为企业绿色转型与绿色研发提
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