減稅降費與企業(yè)投資傳導(dǎo)機制研究：基于資本供給視角

閆 坤 唐丹彤

一、引言

減稅降費財政政策的提出，深度契合了財稅體制改革的內(nèi)在要求，是促進經(jīng)濟持續(xù)健康發(fā)展、激發(fā)市場主體煥發(fā)活力的重要舉措。隨著我國減稅降費程度的不斷加深，減稅降費規(guī)模逐步擴大，改革方案從 “結(jié)構(gòu)性減稅”轉(zhuǎn)變?yōu)椤岸ㄏ驕p稅和普遍性降費”，進一步發(fā)展為“普惠性減稅與結(jié)構(gòu)性減稅并舉”和 “減稅與退稅并舉，階段性措施和制度性安排相結(jié)合”。

投資是宏觀經(jīng)濟政策傳導(dǎo)至微觀市場主體的重要著力點。近年來，國內(nèi)外經(jīng)濟環(huán)境發(fā)生深刻變化，“灰犀?！薄昂谔禊Z”事件交疊頻發(fā)促使經(jīng)濟不確定性不斷攀升，市場主體在實物期權(quán)偏好引導(dǎo)下投資意愿降低。以公共部門投資為主導(dǎo)的積極財政政策帶來實體經(jīng)濟投資回報率下降、非公共部門債務(wù)融資擠出等不良效應(yīng)(冀云陽等，2021[1])。作為逆周期調(diào)控的財政政策抓手，減稅降費立足當下經(jīng)濟平穩(wěn)轉(zhuǎn)型發(fā)展，著眼重塑政府與市場資源分配長遠格局，發(fā)揮堅定市場主體信心、恢復(fù)市場活力的重要作用。本文以企業(yè)實際稅費負擔作為減稅降費改革的衡量指標，考察如下問題：減稅降費是否提升微觀主體的投資意愿？從而以投資為出發(fā)點緩解經(jīng)濟下行趨勢，推動經(jīng)濟走上擴張式良性循環(huán)？具體作用路徑和實施效果為何？本文意圖對這些問題進行解答，并提供相應(yīng)的實證證據(jù)，為科學(xué)研判減稅降費長期政策效果，梳理稅費負擔與企業(yè)投資行為之間的關(guān)系，為合理把握減稅降費實施力度、指導(dǎo)未來政策作用方向提供理論依據(jù)。

從古典經(jīng)濟學(xué)延續(xù)至今，稅收與投資的關(guān)系是經(jīng)濟學(xué)領(lǐng)域經(jīng)久不衰的問題，此方面的研究成果也是汗牛充棟。Jorgenson(1963)[2]提出了稅收政策與企業(yè)投資行為之間的理論研究框架，Cummins等(1994，1996)[3][4]基于稅收調(diào)整Q模型提供了具有說服力的經(jīng)驗證據(jù)。隨后學(xué)者們從稅收政策和企業(yè)投資兩個維度不斷深入，一方面，從稅制改革、稅收優(yōu)惠、稅收不確定性等角度考察了不同的稅收政策對企業(yè)投資的影響；另一方面，從投資區(qū)域選擇、行業(yè)差異、要素形式等角度探討了稅收政策對企業(yè)投資的具體引導(dǎo)作用。國內(nèi)學(xué)者們集中考察了稅制改革的政策效應(yīng)，研究了固定資產(chǎn)折舊、留抵退稅、營改增等稅制改革措施對企業(yè)的研發(fā)投資、投資結(jié)構(gòu)、固定資產(chǎn)投資、金融資產(chǎn)投資等行為的影響?，F(xiàn)實中企業(yè)投資往往受到資本供給條件的制約，減稅降費對投資行為產(chǎn)生的積極影響也不可避免地受到資本供給的影響，然而從資本供給視角所展開的減稅降費政策效應(yīng)研究尚未受到學(xué)術(shù)界的重視。

減稅降費是兼具政策延續(xù)性和時間持久性的政策組合拳，考察減稅降費綜合效應(yīng)更有助于加深對相關(guān)政策作用效果的認識。作為本文研究對象的“減稅降費”政策具體是指從2008年12月召開的中央經(jīng)濟工作會議中提出“結(jié)構(gòu)性減稅”開始并延續(xù)至今的一系列稅制改革方案。此前學(xué)者們多采用有效稅率來衡量企業(yè)稅負，表征稅收優(yōu)惠或者稅制改革的變化，但以有效稅率所衡量的稅收負擔僅涵蓋所得稅，該指標在以直接稅作為主要稅收來源的國家或地區(qū)更具代表性，而間接稅在中國稅制體系占比相對較高。企業(yè)還需承擔與稅收征管方式相似且規(guī)模不小的費用負擔，如社會保險費、教育附加費、工會經(jīng)費等，由此，涵蓋各主要稅種與費目的衡量指標更適用于衡量中國企業(yè)綜合性稅費負擔水平。基于此，本文從微觀維度考察了減稅降費政策實施以來，企業(yè)實體各項稅費負擔發(fā)生的總體變化，檢驗稅費變化對企業(yè)投資決策的影響，并基于資本供應(yīng)視角檢驗了內(nèi)部融資約束、外部金融摩擦以及投資者關(guān)注三重作用機制，進一步考察產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)特征及營商環(huán)境三方面的異質(zhì)性情境差異，為減稅降費政策的實施提供實證證據(jù)。相較于已往研究，本文可能的貢獻如下：第一，本文聚焦于企業(yè)實際稅費負擔對其投資行為的影響，相較于關(guān)注單項稅制調(diào)整的政策效應(yīng)研究，本文為減稅降費較長時間內(nèi)的綜合性稅制改革效應(yīng)檢驗提供了事實依據(jù)。第二，本文從經(jīng)營者預(yù)期、債權(quán)人預(yù)期、投資者預(yù)期三重維度，深入探究了稅費負擔對企業(yè)投資行為的作用機制，刻畫了稅費制度改革的資本供給傳導(dǎo)路徑。第三，本文從環(huán)境特征、行業(yè)特征、企業(yè)特征三方面異質(zhì)性變量展開分析，就稅費負擔對企業(yè)投資的影響展開了全面系統(tǒng)的分析，為完善減稅降費政策及相關(guān)制度提供決策依據(jù)。

二、文獻回顧與假設(shè)提出

稅收政策與企業(yè)投資行為的關(guān)系是理論界長期關(guān)注的話題。從新古典主義經(jīng)濟學(xué)者對稅收歸宿和稅收對要素收益影響的探討到凱恩斯主義以擴大總需求為目的的減稅政策，再到供給學(xué)派所重視的“減稅”作為刺激投資的重要手段，稅收對投資的作用和影響始終未離開經(jīng)濟學(xué)研究的視野。

減稅是宏觀層面實現(xiàn)資本形成率和刺激投資的有效手段。依據(jù)新古典主義投資理論，穩(wěn)定狀態(tài)下企業(yè)投資決策依賴于資本積累的成本收益判斷，企業(yè)積累資本的成本小于其收益時投資會持續(xù)進行，由于企業(yè)從額外資本中獲得的投資回報在不斷減少，當資本回報的現(xiàn)值等于成本現(xiàn)值時企業(yè)便停止資本積累(Jorgenson，1963[2])。稅費負擔是企業(yè)在資本積累過程中需要承擔的一部分剛性成本，若稅費成本上升，企業(yè)停止資本積累的時點提前。新古典投資理論以未來項目預(yù)期盈利水平估算企業(yè)價值最大化的邊際稅率，闡明實際稅率與企業(yè)投資決策之間的關(guān)系，即稅率的降低意味著企業(yè)資本成本的下降，促使企業(yè)增加更多對資本存量的投資(Van Pargs和James，2010[5])。

減稅降費會對經(jīng)濟活力和投資行為產(chǎn)生積極影響，但稅收政策的調(diào)整往往是多維度的，企業(yè)在投資決策過程中會結(jié)合發(fā)展機遇、市場需求、資本供給等多方面因素進行綜合判斷。具體而言，首先，減稅降負能夠切實降低企業(yè)的成本，從而提高企業(yè)的盈利能力，這意味著企業(yè)可以在未來更容易地獲得資本，擴大生產(chǎn)規(guī)模和投資。其次，減稅降費能夠減少企業(yè)當期的現(xiàn)金支出，從而充實企業(yè)的現(xiàn)金流，可以使企業(yè)更有能力承擔債務(wù)和資本性支出。再次，減稅降費可以增強企業(yè)信心，鼓勵企業(yè)增加投資，擴大生產(chǎn)規(guī)模和雇傭更多員工，從而促進經(jīng)濟增長和創(chuàng)造更多就業(yè)機會。最后，減稅降費可以引導(dǎo)企業(yè)投資方向和投資分布，稅負成本較低的地區(qū)或行業(yè)能夠吸引更多的投資，從而促進地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展和產(chǎn)業(yè)繁榮，而稅費負擔提高對總投資、外國直接投資及創(chuàng)業(yè)活動均會帶來不利影響(Djankov等，2010[6])。由此，我們提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：稅費負擔阻礙企業(yè)增加實體投資，企業(yè)所承擔的稅費負擔與其投資行為負相關(guān)。

資本是企業(yè)投資的源泉，若要擴大投資企業(yè)首先便要解決資本來源問題。企業(yè)投資行為很大程度上受到資本供給的影響，內(nèi)源融資能力、外源融資約束及投資者信心稅費負擔成為通過企業(yè)資本供給影響企業(yè)投資行為的主要渠道。

企業(yè)稅費負擔降低帶來更多的現(xiàn)金留存，促進企業(yè)及時依據(jù)市場需求展開投資。內(nèi)源融資能力是指企業(yè)以自身經(jīng)營收益創(chuàng)造資本留存的能力。一方面，稅費負擔降低引起企業(yè)經(jīng)營成本實質(zhì)性下降，同等條件下企業(yè)會產(chǎn)生更多的留存收益。依據(jù)啄序理論，內(nèi)源融資是企業(yè)成本最低的籌資方式，內(nèi)源融資能力提高意味著企業(yè)擁有更為充足的自有資金，有助于提升企業(yè)的附加值和整體競爭力(李明等，2018[7])，提高企業(yè)風(fēng)險承擔水平(周晨和趙秀云，2021[8])，進而促進企業(yè)投資水平的增加。另一方面，相較于歐洲發(fā)達國家和新興市場國家，我國宏觀稅負水平不高，但具體到微觀主體來說，企業(yè)獲得感較低而稅負痛感普遍較高(閆坤和于樹一，2018[9])。究其原因，以間接稅為主的稅制結(jié)構(gòu)導(dǎo)致企業(yè)資金大量占用，相對較高的社保費負提高了企業(yè)稅費的剛性成本(臧建文等，2002[10])。減稅降費有效縮減了間接稅的資金占用，促使企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流更加充裕，資本收益水平和資源配置效率得到整體提升，帶動經(jīng)營者預(yù)期向好。由此，企業(yè)稅費負擔下降能夠提高企業(yè)內(nèi)源融資能力，促使企業(yè)經(jīng)營者對未來經(jīng)營狀況產(chǎn)生向好預(yù)期，從而增加企業(yè)投資。

企業(yè)稅費負擔降低能夠緩解外部融資約束，從而為企業(yè)未來投資提供更加良好的融資條件。金融摩擦在不完美市場假設(shè)下必然存在，現(xiàn)實中往往因外部融資條件差異和信息不對稱程度表現(xiàn)為不同的摩擦形式。首先，實際稅費負擔的降低能夠帶來廣延邊際效應(yīng)。稅費負擔降低能夠降低潛在市場進入者的門檻，促使企業(yè)全要素生產(chǎn)率及產(chǎn)出水平得到顯著提高(田磊，2022[11])，進一步促使資金供應(yīng)者降低風(fēng)險溢價，從而消解部分金融摩擦，對企業(yè)投資活動產(chǎn)生積極影響。其次，企業(yè)實際稅費負擔的下降意味著外部融資環(huán)境的改善(李拯非和張宏，2021[12])。稅負是考量企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境的主要組成，優(yōu)質(zhì)的經(jīng)營環(huán)境通常會伴隨著更加活躍的經(jīng)營活動，也意味著更少的金融摩擦。依據(jù)信號傳遞理論，企業(yè)實際稅費負擔的下降為外部市場主體釋放更加積極的信號，外部市場主體會對企業(yè)的未來發(fā)展持有更積極的態(tài)度，銀行等金融機構(gòu)往往放松部分企業(yè)貸款融資的條件，促使企業(yè)更容易獲得投資所需的資金。由此，稅費負擔降低通過緩解外部融資約束促使企業(yè)投資增加。

稅費負擔下降所帶來的積極信號促進投資者信心增強，從而推動企業(yè)投資擴張。投資者信心以信號傳遞理論為依據(jù)構(gòu)建的指標，假設(shè)投資者將企業(yè)未來經(jīng)營狀況的相關(guān)信息作為投資決策的參考依據(jù)(Kahneman和Tversky，1973[13])。從宏觀層面看，減稅降費作為積極財政政策工具，促使市場主體形成經(jīng)濟基本面向好的預(yù)期，推動投資者對市場的關(guān)注度升高與信心增強(龐鳳喜和牛力，2019[14])。減稅降費帶來普惠式稅費負擔下降，促使企業(yè)未來盈利預(yù)期增強，表現(xiàn)為實體企業(yè)權(quán)益投資對市場投資者的吸引力增加(李真和李茂林，2021[15])。從微觀層面來看，股東擁有企業(yè)剩余收益權(quán)，企業(yè)稅費負擔降低意味著股東投資回報率提升，增強投資者對未來投資收益增加的信心。在企業(yè)投資決策中，預(yù)期項目凈收益率若無法覆蓋股東報酬率，以股東價值最大化為最終經(jīng)營目標的企業(yè)則會拒絕投資，稅費負擔下降可能會使很多項目收益水平提升。稅費負擔降低會從宏觀層面促進權(quán)益投資者信心、促進企業(yè)股東的投資收益及投資項目收益水平，促使股東投資信心和關(guān)注度增強，帶來企業(yè)投資活躍度提升與投資擴張。由此，我們提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：稅費負擔降低會通過企業(yè)內(nèi)源融資能力提升、外源融資約束程度減輕以及投資者信心增強三重機制作用于資本供給，從而促使企業(yè)展開投資行為。

營商環(huán)境構(gòu)成重要的地區(qū)差異，營商環(huán)境的優(yōu)劣可能會改變企業(yè)的投資偏好和決策機制，影響減稅降費政策效應(yīng)的發(fā)揮。已有研究表明，良好的營商環(huán)境有助于促進經(jīng)濟發(fā)展，表現(xiàn)為促進生產(chǎn)性私人投資和增加創(chuàng)業(yè)活動(姚樹潔等，2006[16])。營商環(huán)境既受到政策選擇和制度設(shè)計的影響，又受到經(jīng)濟發(fā)展狀態(tài)和水平的制約，成為地區(qū)層面引起企業(yè)行為決策差異的主要因素。我國多年的漸進式改革帶來了地區(qū)間經(jīng)濟發(fā)展水平的差異，營商環(huán)境整體上表現(xiàn)為“東高西低”(涂正革等，2022[17])。營商環(huán)境欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)的制度性交易成本相對較高，企業(yè)經(jīng)營所面臨的尋租環(huán)節(jié)相對較多，限制了企業(yè)作為市場化主體的投資意愿，迫使企業(yè)傾向于通過建立政治關(guān)聯(lián)獲取投資機會。而營商環(huán)境更為優(yōu)越的地區(qū)，企業(yè)市場化經(jīng)營程度更高，其投資決策更大概率來源于把握市場機遇。實際稅費負擔下降一定程度上意味著營商環(huán)境的優(yōu)化，在營商環(huán)境欠佳的地區(qū)制度重要性突顯，由此在這類地區(qū)實際稅費負擔下降帶來的企業(yè)投資促進效應(yīng)更大。

行業(yè)特征決定了企業(yè)對投資依賴度及對相應(yīng)稅收優(yōu)惠的敏感度，行業(yè)特征差異會影響減稅降費對企業(yè)投資的促進作用。高新技術(shù)企業(yè)必須依靠高研發(fā)投入確保自身長期保持技術(shù)領(lǐng)先，構(gòu)建可持續(xù)的核心競爭力及不斷創(chuàng)造新的收入增長點。“高投入、高風(fēng)險、高產(chǎn)出”的特點決定了其具有相對較高的研發(fā)投入依賴度，而技術(shù)創(chuàng)新為經(jīng)濟社會發(fā)展帶來的正外部性，使得高新技術(shù)企業(yè)的投資行為廣泛得到各國政府稅收優(yōu)惠政策的支持(Lahorgue和Cunha，2004[18])。技術(shù)資源的長期積累和人才資源的聚集需要大量資金持續(xù)不斷地投入，高新技術(shù)企業(yè)投資不確定性較大決定了其融資難度較大、融資成本較高(趙冬梅，2020[19])，面臨著相對較高的融資約束。研發(fā)費用加計扣除100%、無形資產(chǎn)加計200%攤銷、虧損彌補延長結(jié)轉(zhuǎn)5年等減稅降費政策的持續(xù)推進，一定程度上緩解了高新技術(shù)企業(yè)的融資壓力，釋放了高新技術(shù)企業(yè)的新增投資需求，由此相對于其他行業(yè)，實際稅費負擔的降低對于高新技術(shù)企業(yè)投資的激勵作用更為顯著。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異是分析我國企業(yè)經(jīng)營發(fā)展問題時不容忽視的問題。結(jié)合我國事實觀察，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同意味著企業(yè)面臨不同的市場環(huán)境、政策負擔、資源稟賦等。國有企業(yè)在獲取信貸資源、把握市場機會、爭取政策支持等方面，相較于非國有企業(yè)均具有顯著優(yōu)勢。減稅降費政策雖然在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)方面無差別對待，但由于不同產(chǎn)權(quán)歸屬的市場化主體先天條件差異，減稅降費帶來的釋放融資約束、增強投資活力表現(xiàn)程度不同。與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)與政府之間存在天然聯(lián)系，在信息和資源獲取方面具有天然優(yōu)勢(黃曉光等，2021[20])。在信貸資源配置方面，國有企業(yè)依靠與政府的天然聯(lián)系更容易獲取資金，投資需求更加及時地得到滿足；對于非國有企業(yè)而言，資金獲取成本、融資困難程度相對更高，更容易面臨投資意愿強烈而資金來源不足的窘境。因此，稅費負擔的降低對非國有企業(yè)更為利好，更有助于緩解非國有企業(yè)的融資約束，從而更為顯著地促進非國有企業(yè)擴大投資。由此，我們提出第三個假設(shè)：

假設(shè)3：稅費負擔對企業(yè)投資行為的負向影響在營商環(huán)境欠佳地區(qū)、高新技術(shù)企業(yè)、非國有企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著。

綜上所述，本文試圖構(gòu)建企業(yè)及其利益相關(guān)方的假說，考察稅費負擔與企業(yè)投資行為的作用機制，結(jié)合我國現(xiàn)實情境對減稅降費促進企業(yè)投資的影響機制進行闡釋。企業(yè)投資的過程也是資本供給和資源配置同步進行的過程。股東和債權(quán)人作為資本供給方，經(jīng)營者作為資源配置方，他們的預(yù)期及行為會影響企業(yè)資本供給規(guī)模和收益水平。由此，我們將研究框架概括于圖1。

圖1 稅費負擔影響企業(yè)投資行為研究框架圖

三、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

2008年我國開始實施“結(jié)構(gòu)性減稅”政策，由于2008年和2009年受到金融危機的影響，為此本文選取2010年至2020年為研究期間，以滬深全部A股上市公司為研究樣本，在此基礎(chǔ)上進行如下篩選：(1)剔除ST公司；(2)剔除金融行業(yè)上市公司；(3)剔除存在缺失值的樣本。最終得到2010年至2020年共24 831個樣本觀測值。為了避免極端值的影響，對所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進行縮尾處理。本文涉及的所有數(shù)據(jù)均來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)采用Stata15.0進行處理。

(二)變量選取

1.企業(yè)投資(Invest)。

當前對企業(yè)新增投資衡量方式主要有以下兩種：一是借鑒Richardson(2006)[21]通過當期投資相關(guān)現(xiàn)金流變化來衡量，具體為 “購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”與“處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額”的差值表示企業(yè)新增投資變化的絕對量，并將該差值與期初資產(chǎn)總額的比值作為企業(yè)新增投資比率。二是被學(xué)者廣泛采用指標是采用資產(chǎn)負債表數(shù)據(jù)來計算當期新增投資，具體是將企業(yè)“期末固定資產(chǎn)原值”減去“期初固定資產(chǎn)原值”再加上“本期累計折舊”作為當期新增固定資產(chǎn)，以當期新增固定資產(chǎn)與期初資產(chǎn)總額的比重衡量企業(yè)新增投資。本文以第一種衡量方式進行基準回歸，并采用第二種衡量方式展開穩(wěn)健性檢驗。

2.稅費負擔(TFburden)。

現(xiàn)有文獻企業(yè)稅負通常以有效稅率指標(Effective Tax Rate，簡稱ETR)衡量，即扣除遞延所得稅后的當期所得稅費用與息稅前利潤之比(Porcano，1986[22])，表示企業(yè)創(chuàng)造的增加值承擔的直接稅負比重。后續(xù)學(xué)者在上述公式基礎(chǔ)上進行少量修正(吳聯(lián)生，2009[23]；劉行和葉康濤，2014[24])，公式的基本架構(gòu)并未發(fā)生實質(zhì)性變化。本文借鑒上述研究基本思路，但并未完全依照該方法構(gòu)建指標，原因在于ETR指標僅涵蓋了以企業(yè)所得稅為主的直接稅負，并未涵蓋在我國稅收來源中占重要比重的以增值稅為代表的間接稅負，以及企業(yè)實際經(jīng)營中稅收痛感較為強烈的費負。為了實現(xiàn)稅費負擔的全面測度，本文借鑒王業(yè)斌和許雪芳(2019)[25]的做法，提出了以收入支出為基本框架衡量指標：

其中，CIT代表企業(yè)扣除遞延所得稅后的當期所得稅費用，VAT代表企業(yè)實際承擔的增值稅，F(xiàn)EE為企業(yè)實際承擔的員工社保費，Sales則代表企業(yè)當期取得的營業(yè)收入。公式的分子代表企業(yè)所承擔實際稅費支出，分母則為企業(yè)支付各項稅費的經(jīng)濟來源。為了避免其他稅收和費用未納入衡量指標中，本文借鑒劉駿和劉峰(2014)[26]的做法，以稅費所產(chǎn)生的現(xiàn)金流量構(gòu)建稅費負擔指標，以現(xiàn)金流量表中“支付的各項稅費-收到的稅費返還”衡量企業(yè)所承擔的實際稅費，剔除了稅費返還等干擾因素的影響，同時涵蓋了企業(yè)所有稅費范疇，將其作為穩(wěn)健性檢驗的工具。

本文未直接采用現(xiàn)金流量構(gòu)建稅費負擔指標，原因在于合并計算的TFBurden指標能夠分解為企業(yè)所得稅稅負、流轉(zhuǎn)稅稅負和社會保險費費負，便于后續(xù)分別探討各類稅費對企業(yè)投資行為的影響。具體來看，企業(yè)實際所得稅負擔采用扣除遞延所得稅后的當期所得稅費用(即實際所得稅稅額)與營業(yè)收入的比值衡量；將流轉(zhuǎn)稅總額與營業(yè)收入的比值度量流轉(zhuǎn)稅實際負擔率，由于財務(wù)報表中很難直接獲取企業(yè)流轉(zhuǎn)稅稅費的實際數(shù)額，采用教育費附加與征收率的比值間接測算流轉(zhuǎn)稅總額；社保費實際負擔率采用企業(yè)社保支出總額與營業(yè)收入的比值衡量。

3.控制變量。

本文選取企業(yè)特征層面與宏觀層面變量作為稅費負擔影響企業(yè)投資的控制變量。其中，企業(yè)特征層面變量主要包括公司規(guī)模(Size)、財務(wù)杠桿(Lev)、是否盈利(Loss)、管理層持股(Manratio)、管理層薪酬(Salary)、企業(yè)年齡(Age)、第一大股東持股比例(Share1)、兩職合一情況(Dual)；由于企業(yè)投資行為還受宏觀因素的影響，本文選取人均國內(nèi)生產(chǎn)總值(AvGDP)作為宏觀控制變量，該指標綜合反映了不同時期宏觀經(jīng)濟運行情況?；貧w中同時控制行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)，具體變量衡量如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型構(gòu)建

為了驗證前文所提假設(shè)，本文構(gòu)建如下模型進行實證分析：

Investi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2∑Controlsi,t

+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

Intermi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2∑Controlsi,t

+∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

Investi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2Intermi,t

+β3∑Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(3)

Investi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2Xi,t+β3TFBurdeni,t

×Xi,t+β4∑Controlsi,t+∑Industryl

+∑Year+εi,t

(4)

其中，模型(1)用于驗證研究假設(shè)一，若稅費負擔(TFBurden)的回歸系數(shù)顯著為負，則表明企業(yè)實際稅費負擔的降低有助于企業(yè)投資增加，即研究假設(shè)一得以驗證。借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)[27]的中介檢驗方法，本文采用模型(1)、模型(2)和模型(3)用于檢驗研究假設(shè)二，其中，Interm分別代表內(nèi)源性融資能力(Restrain)，外源性融資約束(KZ-dummy)以及投資者信心(Confid)。本文采用模型(4)用于驗證研究假設(shè)三，其中X分別代表營商環(huán)境(BEnvirn)、是否為高新技術(shù)行業(yè)(Hightech)和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

所有變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。可以看出，企業(yè)投資行為(Invest)的均值為0.058，表明樣本期間企業(yè)年度新增投資占期初總資產(chǎn)的比重平均為5.79%。年度新增投資最多為總資產(chǎn)的35.5%，而年度新增投資最小值為負，表明企業(yè)實質(zhì)上縮減投資規(guī)模為總資產(chǎn)的2.65%，意味著企業(yè)間新增投資水平存在較大差異。投資決策取決于企業(yè)內(nèi)部經(jīng)營策略與外部環(huán)境特征，且受到管理層意圖和行業(yè)異質(zhì)性等因素的影響，表2數(shù)據(jù)符合企業(yè)間投資水平存在顯著差異化的現(xiàn)實情況。稅費負擔(TFBurden)均值為0.090 9，中位數(shù)為0.079，表明樣本稅費負擔總額占營業(yè)收入的比重均值為9.09%，最小值占比為0.58%，最大值占比為31.9%，企業(yè)間稅費負擔總體存在差異，但基本處于合理區(qū)間。其他變量的描述性統(tǒng)計情況具體如表2所示，各變量均較好地反映了現(xiàn)實情況。

表2 變量描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

所有變量的相關(guān)性分析如表3所示，可以看出稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的相關(guān)性系數(shù)在1%的水平上顯著為負，研究假設(shè)一初步得到驗證。整體來看，變量之間的相關(guān)性系數(shù)基本小于0.5，變量之間不存在嚴重的多重共線性。鑒于稅費負擔(TFBurden)為所得稅稅負、增值稅稅負、社保費費負之和，稅費負擔與其他變量相關(guān)性變化趨勢基本能夠代表整體稅負的情況，考慮到文章的篇幅，未將具體三個稅負加入相關(guān)性分析結(jié)果當中呈現(xiàn)。

表3 相關(guān)性分析

(三)回歸結(jié)果分析

表4列示了本文第一個研究假設(shè)的回歸結(jié)果，按照企業(yè)稅費負擔的衡量方式不同，研究結(jié)果可分為四個部分。表4列(1)和列(2)分別為不考慮和考慮控制變量的情況下的回歸結(jié)果，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)分別為-0.056 4和-0.061 2，且均在1%的置信水平上顯著為負，考慮控制變量后擬合優(yōu)度提升14%，證明研究假設(shè)一成立，即實際稅費負擔的降低有助于增加企業(yè)投資水平。表4列(3)、列(4)和列(5)展示了將稅費負擔(TFBurden)細化為所得稅稅負(CIT-Burden)(1)在分稅種回歸時，所得稅稅負與前文衡量方式略有不同，考慮到所得稅費用的經(jīng)濟含義，采用(所得稅費用-遞延所得稅費用)/應(yīng)納稅所得額進行衡量。、增值稅稅負(VAT-Burden)和社保費費負(FEE-Burden)后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)上述三個變量與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為負，充分印證了本文第一個研究假設(shè)。所得稅稅負(CIT-Burden)回歸系數(shù)為-0.021 3，且在1%的水平上顯著負相關(guān)，表明所得稅稅負的降低有助于促進企業(yè)投資。在其他條件不變的情況下，企業(yè)稅費負擔下降所帶來的資本供給條件改變，會顯著促進企業(yè)投資行為，減稅降費是有效刺激企業(yè)投資的政策工具。

表4 基準回歸結(jié)果

表4其他控制變量的回歸結(jié)果也反映了模型的合理性。Size的回歸系數(shù)在5%的置信水平上顯著為正，說明企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模越大開展投資傾向性越強，符合大企業(yè)投資擴張行為更為頻繁的現(xiàn)實；Loss的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為負，說明虧損企業(yè)更傾向于采取縮減投資策略；Manratio的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，表明管理層的股權(quán)激勵會促使企業(yè)采取更加積極的投資策略；Salary的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，意味著管理層工資水平越高，企業(yè)投資增長的水平越高；Age的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為負，反映企業(yè)成立時間越長，投資擴張程度越低，成熟期的企業(yè)往往不再依靠規(guī)模擴張來尋求增長；大股東持股份額(Share1)與企業(yè)兩職合一情況(Dual)均代表了企業(yè)代理沖突解決情況，兩者的回歸系數(shù)在1%的置信水平上顯著為正，表明公司治理效率與企業(yè)投資水平成正比。

(四)內(nèi)生性問題

實際稅費負擔的降低有助于刺激企業(yè)增加投資活動，但與此同時投資活動可能會為企業(yè)帶來更多的稅收優(yōu)惠，綜合來看最終降低了企業(yè)的稅費負擔。為了緩解潛在的反向因果問題，本文借鑒王業(yè)斌和許雪芳(2019)[25]的研究，采用企業(yè)所在地區(qū)同一行業(yè)其他企業(yè)所面臨的平均稅費負擔作為解釋變量的工具變量(IV-TFBurden)。綜合來看，該工具變量滿足相關(guān)性和外生性：一方面，企業(yè)的稅費負擔往往具有行業(yè)穩(wěn)定性，且享受相同的稅收優(yōu)惠政策，不同行業(yè)的稅費負擔存在較大差異，為此企業(yè)的稅費負擔與該行業(yè)其他企業(yè)的稅負之間存在相關(guān)性；另一方面，企業(yè)的投資水平與個體投資策略和風(fēng)險報酬的判斷有關(guān)，并不直接受同行業(yè)其他企業(yè)稅費負擔的影響，滿足外生性條件。由此綜合來看，該變量可以成為有效的工具變量?；貧w結(jié)果如表5列(1)所示?？梢钥闯?，稅費負擔(IV-TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)依然顯著為負，證明了基準回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表5 內(nèi)生性問題

企業(yè)當年新增投資并非完全受到減稅降費政策的影響，可能受其他因素混淆導(dǎo)致結(jié)果出現(xiàn)偽相關(guān)關(guān)系。遺漏變量問題和衡量誤差是導(dǎo)致內(nèi)生性的重要原因，我們對這兩方面進行分別考察。其一，剔除經(jīng)濟波動的影響。本文借鑒李增福等(2022)[28]的研究，采用每年四個季度GDP增速的標準差作為經(jīng)濟波動指標(Wave)?；貧w結(jié)果如表5列(2)所示，可以看出，在控制經(jīng)濟波動(Wave)的情況下，企業(yè)稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)為-0.061 2，在1%的水平上顯著為負，證實了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。其二，緩解稅費負擔衡量誤差的影響。為了緩解稅費負擔衡量導(dǎo)致的回歸誤差，本文按照稅費負擔的取值將稅費負擔從大到小平均劃分為五等份，依次將其賦值為5、4、3、2、1?；貧w結(jié)果如表5的列(3)所示，可以看出，稅費負擔等級(TFBurden_rank)的回歸系數(shù)為-0.002 4，與企業(yè)投資(Invest)在1%的水平上顯著負相關(guān)，證實了前文結(jié)果的穩(wěn)健性。其三，控制地區(qū)固定效應(yīng)?？紤]到地區(qū)層面的異質(zhì)性可能對企業(yè)稅費負擔、企業(yè)投資存在重要影響，即在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的省份往往更容易受到減稅降費政策的刺激，從而企業(yè)增加投資，使得本文的因果關(guān)系面臨內(nèi)生性問題，本文通過增設(shè)省份固定效應(yīng)，以緩解企業(yè)實際稅費負擔帶來的宏觀系統(tǒng)性環(huán)境的變化?；貧w結(jié)果如表5列(4)所示，可以看到，考慮了省份因素后，前文的研究結(jié)論保持穩(wěn)健。其四，增加經(jīng)濟發(fā)展水平控制變量。由于市場分割的存在，各地區(qū)資源稟賦也各不相同，在企業(yè)稅收、土地租金方面對企業(yè)存在差異化的支持力度，為此本文采用勞動力質(zhì)量、交通運輸、創(chuàng)新環(huán)境指標對經(jīng)濟發(fā)展水平帶來的差異進行控制。其中勞動力質(zhì)量(labor)采用大學(xué)生勞動力占比衡量；交通運輸(trans)采用各個省份公路、鐵路內(nèi)河航道里程與城區(qū)面積之比進行衡量；創(chuàng)新環(huán)境(innovation)采用創(chuàng)新技術(shù)企業(yè)密集度衡量?；貧w結(jié)果為表4列(5)，可以看出，對經(jīng)濟發(fā)展水平因素進行控制后，前文的研究結(jié)論依然穩(wěn)健。

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了保證前文所得結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用當年固定資產(chǎn)凈增加額與期初總資產(chǎn)的比值作為企業(yè)投資水平的替代衡量方式(Invest_new)，回歸結(jié)果列示于表6列(1)；采用“支付的各項稅費”和“收到的稅費返還”的差額，與營業(yè)收入的比值作為稅費負擔的替代衡量方式(TFBurden_new)，回歸結(jié)果如表6列(2)所示；此外，考慮到我國2008年開始實行結(jié)構(gòu)性減稅，2016年至今調(diào)整為實質(zhì)性減稅，本文將回歸期間縮短為2016年至2020年，考察不同樣本期間回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，列示于表6列(3)?？梢钥吹?，表6中所有稅費負擔與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)均在1%的置信水平上仍然顯著為負，證實了前文回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

企業(yè)當年新增投資并非完全受到減稅降費政策的影響，可能受其他因素混淆導(dǎo)致實證結(jié)果不可靠。特別是，為了促進產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，近年來政府對部分企業(yè)加大補助力度，政府補助同樣有助于緩解企業(yè)面臨的融資難題，提升外部利益相關(guān)者對企業(yè)的未來預(yù)期，由此本文的所得回歸結(jié)果可能受到政府補助的影響。為了排除這一替代性解釋，本文在回歸過程中加入政府補助(Subsidy)變量，旨在控制政府補助對兩者相關(guān)關(guān)系的影響。回歸結(jié)果如表6列(4)所示，控制政府補助(Subsidy)的情況下所得結(jié)論仍與前文一致，進而排除了政府補助的替代性解釋。此外，實際稅費負擔的下降除對當期企業(yè)投資水平產(chǎn)生影響外，可能對未來企業(yè)投資水平產(chǎn)生影響，本文對稅費負擔(TFBurden)分別進行滯后一期和滯后兩期的處理，實證結(jié)論依然可靠(2)由于篇幅所限，滯后變量回歸結(jié)果未在正文列示，感興趣的讀者可聯(lián)系作者索取。，說明減稅降費政策的實施具有一定時效性，對未來兩年的企業(yè)投資水平均具有促進作用。

五、拓展研究

(一)機制檢驗

1.傳導(dǎo)機制：內(nèi)源融資能力。

本文借鑒黃賢環(huán)和楊鈺潔(2022)[29]的研究，采用公司自由現(xiàn)金流與期初資產(chǎn)的比值衡量內(nèi)源融資能力?；貧w結(jié)果如表7所示，列(2)中，稅費負擔(TFBurden)與內(nèi)源融資能力(Restrain)的回歸系數(shù)為0.280 2，在1%的水平上顯著為正，表明內(nèi)源融資能力(Restrain)可以中介效應(yīng)立論，意味著企業(yè)在稅費負擔降低時會適度降低自由現(xiàn)金流儲備量，使得企業(yè)的內(nèi)源融資能力隨之下降；列(3)將實際稅費負擔(TFBurden)與內(nèi)源融資能力(Restrain)均放入回歸時，減稅降費(TFBurden)的回歸系數(shù)為-0.059，在1%的水平上顯著為負，其絕對值相較于列(1)而言有所下降；內(nèi)源融資能力(Restrain)的回歸系數(shù)為-0.051 1，在1%的水平上顯著為負。這一結(jié)果表明內(nèi)源融資能力(Restrain)在稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)間發(fā)揮部分中介作用。結(jié)合實際，企業(yè)內(nèi)源融資成本相對于外部融資而言具有巨大優(yōu)勢，稅費負擔降低促使企業(yè)不需要更多的現(xiàn)金儲備以應(yīng)付稅費支出，而是將更多的現(xiàn)金留存轉(zhuǎn)化為投資，由此證實，減稅降費釋放的部分現(xiàn)金流通過內(nèi)源融資轉(zhuǎn)化為資本，支持企業(yè)的新增投資。

表7 傳導(dǎo)機制：內(nèi)源融資能力

2.傳導(dǎo)機制：外源融資約束。

本文借鑒譚小芬和張文婧(2017)[30]的研究，采用KZ指數(shù)虛擬變量衡量企業(yè)外源融資約束，KZ指數(shù)大于分行業(yè)分年度中位數(shù)則賦值為1，否則賦值為0。回歸結(jié)果如表8所示，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)均在1%的置信水平上顯著為負；列(2)中，稅費負擔(TFBurden)與外源融資約束(KZ_dummy)的回歸系數(shù)為0.130 5，在1%的水平上顯著為正，表明當企業(yè)稅費負擔增加會引起融資約束程度提升；列(3)將稅費負擔(TFBurden)與外源融資約束(KZ_dummy)均放入回歸時，稅費負擔(TFBurden)回歸系數(shù)的絕對值相較于列(1)而言有所下降，融資約束(KZ_dummy)的回歸系數(shù)為-0.014 7，在1%的水平上顯著為負。這一結(jié)果表明融資約束(KZ_dummy)在稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)間發(fā)揮部分中介作用，企業(yè)稅費負擔下降對投資行為的促進作用受到外部融資約束的制約，即當企業(yè)融資約束程度較高時，減稅降費對企業(yè)投資的促進作用較小。

表8 傳導(dǎo)機制：外源融資約束

3.傳導(dǎo)機制：投資者信心。

本文借鑒權(quán)小鋒和吳世農(nóng)(2012)[31]的研究，采用換手率衡量投資者信心。股票換手率越高代表投資者關(guān)注程度越高，投資者關(guān)注程度通常跟投資者信心正相關(guān)。企業(yè)實際稅費負擔的降低有利于提升企業(yè)價值，對上市制造業(yè)企業(yè)是利好消息，市場投資者則會根據(jù)稅負下降的預(yù)計效果作出投資決策，促進買進行為提升企業(yè)價值(楊森平和劉曉瑛，2020[32])?；貧w結(jié)果如表9所示，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)仍在1%的水平上顯著為負；列(2)中，稅費負擔(TFBurden)與投資者信心(Confid)的回歸系數(shù)為-2.841 8，在1%的水平上顯著為正，表明稅費負擔降低會增強投資者信心；列(3)將稅費負擔(TFBurden)與投資者關(guān)注(Confid)均放入回歸時，稅費負擔(TFBurden)回歸系數(shù)的絕對值相較于列(1)而言有所下降；投資者關(guān)注(Confid)的回歸系數(shù)為-0.000 9，在1%的水平上顯著為正。這一結(jié)果表明減稅降費對于企業(yè)投資的促進作用部分通過投資者信心影響企業(yè)行為，投資者關(guān)注(Confid)發(fā)揮部分中介作用。

表9 傳導(dǎo)機制：投資者關(guān)注

4.多重機制比較與檢驗。

為探究上述傳導(dǎo)機制之間的異質(zhì)性，考察減稅降費政策傳導(dǎo)的主要路徑，本文借鑒柳士順和凌文輇(2009)[33]的研究，對上述傳導(dǎo)機制的作用效果進行比較與檢驗。首先，估計和檢驗減稅降費傳導(dǎo)機制的總體中介效應(yīng)。由表10列(1)可知，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)為-0.073 4，代表稅費負擔抑制企業(yè)投資的總效應(yīng)(3)由于中介變量樣本量與其他變量之間存在差異，中介效應(yīng)檢驗的樣本量為15 050，基準回歸的樣本量為24 831，導(dǎo)致拓展研究中表7、表8、表9、表10列(1)所示的稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)與表4列(2)結(jié)果不一致，其差異是由于樣本量不同所帶來的，并不影響回歸模型的穩(wěn)健性。。如表10列(4)所示，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的回歸系數(shù)為-0.056 9，代表稅費負擔抑制企業(yè)投資的直接效應(yīng)，兩者差值意味著減稅降費傳導(dǎo)機制的總體中介效應(yīng)為-0.016 1，可知總體中介效應(yīng)在總效應(yīng)中的比重為22%，且在1%的置信水平上顯著為負。其次，估計和檢驗上述傳導(dǎo)機制的個別中介效應(yīng)。如表10所示，企業(yè)稅費負擔(TFBurden)通過內(nèi)源融資能力(Restrain)所發(fā)揮的個別中介效應(yīng)為-0.014，通過外源融資約束(KZ_dummy)所發(fā)揮的個別中介效應(yīng)為-0.001 3，通過投資者信心(Confid)發(fā)揮的個別中介效應(yīng)為-0.001 1，且均在5%的水平上顯著為負。由此可知，內(nèi)源融資能力(Restrain)傳導(dǎo)機制所發(fā)揮的個別中介效應(yīng)最大，在總效應(yīng)當中的占比為19.2%，在總體中介效應(yīng)中的占比為87%。最后，通過構(gòu)建中介效應(yīng)之間的比較函數(shù)，檢驗中介效應(yīng)差異的顯著性。從絕對值比較來看，內(nèi)源融資能力(Restrain)所發(fā)揮的中介效應(yīng)最大，外源融資約束(KZ_dummy)與投資者信心(Confid)中介作用相對較小。內(nèi)源融資能力(Restrain)與外源融資約束(KZ_dummy)差異比較的Z值是-3.79，在1%的水平上顯著；內(nèi)源融資能力(Restrain)與投資者信心(Confid)差異比較的Z值是-3.28，在1%的水平上顯著；外源融資約束(KZ_dummy)與投資者信心(Confid)差異比較的Z值是-0.14，不顯著。可見，三個傳導(dǎo)機制中內(nèi)源融資能力(Restrain)所發(fā)揮的中介效應(yīng)最大，且與其他兩個中介效應(yīng)之間的差異具有顯著性，說明減稅降費政策主要通過增強企業(yè)的內(nèi)源融資能力來促進投資。

表10 多重機制檢驗結(jié)果

表11 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

(二)異質(zhì)性分析

1.營商環(huán)境異質(zhì)性分析。

營商環(huán)境異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表10列(1)所示。本文借鑒楊仁發(fā)和魏琴琴(2021)[34]的研究，從宏觀經(jīng)濟環(huán)境、市場環(huán)境、基礎(chǔ)設(shè)施和政策環(huán)境四方面構(gòu)建營商環(huán)境的指標體系。企業(yè)所處的營商環(huán)境(BE)值越高，表明企業(yè)所處的營商環(huán)境越好?？梢钥闯鰻I商環(huán)境(BE)與稅費負擔(TFBurden)的交互項系數(shù)為0.020 5，且在10%的水平上顯著為正。這一結(jié)果表明相較于營商環(huán)境更優(yōu)地區(qū)的企業(yè)，稅費負擔降低對企業(yè)投資的促進作用在營商環(huán)境欠佳地區(qū)的表現(xiàn)更為顯著。即研究假設(shè)三得到驗證，稅費負擔下降刺激企業(yè)投資的效應(yīng)存在宏觀環(huán)境異質(zhì)性。這一結(jié)果與我國稅費負擔現(xiàn)實情況一致，中西部地區(qū)營商環(huán)境劣于東部地區(qū)，中西部地區(qū)企業(yè)面臨的資本供給相對不足，企業(yè)實際稅費負擔的降低能夠更好地改善企業(yè)的融資約束，刺激企業(yè)的投資行為。

2.高新行業(yè)異質(zhì)性分析。

行業(yè)異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表10列(2)所示。本文采用Hightech表示企業(yè)是否為高新技術(shù)行業(yè)，倘若為高新技術(shù)行業(yè)則賦值為1，否則賦值為0?？梢钥闯?，是否為高新技術(shù)(Hightech)與稅費負擔(TFBurden)的交互項系數(shù)為-0.041 5，且在1%的水平上顯著為負。這一結(jié)果表明相較于非高新技術(shù)企業(yè)，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的負相關(guān)關(guān)系在高新技術(shù)企業(yè)中更為顯著。即研究假設(shè)三成立，稅費負擔下降刺激企業(yè)投資的效應(yīng)存在行業(yè)異質(zhì)性。實際稅費負擔的下降更有益于緩解高新技術(shù)企業(yè)的融資壓力，激發(fā)新增投資需求。

3.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性分析。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)異質(zhì)性的回歸結(jié)果如表10列(3)所示。本文采用SOE表示企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，倘若為國有企業(yè)則賦值為1，否則賦值為0?？梢钥闯?，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(SOE)與稅費負擔(TFBurden)的交互項系數(shù)為0.034 8，且在1%的水平上顯著為正。這一結(jié)果表明相較于國有企業(yè)，稅費負擔(TFBurden)與企業(yè)投資(Invest)的負相關(guān)關(guān)系在非國有企業(yè)中更為顯著。即減稅降費刺激企業(yè)投資存在產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的異質(zhì)性，稅費負擔降低對非國有企業(yè)投資的激勵作用更大。

六、研究結(jié)論與政策建議

減稅降費政策是助力企業(yè)紓困與激發(fā)市場活力的重要舉措，是強化經(jīng)濟逆周期調(diào)節(jié)和促進有效投資的有力抓手。作為有史以來規(guī)模最大、力度空前的減稅降費措施，是否從真正意義上直擊企業(yè)的痛點難點，促進企業(yè)投資意愿，提振市場主體信心，成為當前社會各界比較關(guān)心的問題。據(jù)此本文以2010年至2020年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，實證檢驗了稅費負擔對企業(yè)投資行為的影響。研究發(fā)現(xiàn)，第一，稅費負擔的降低有助于刺激企業(yè)擴大投資，即企業(yè)稅費負擔越低，企業(yè)投資規(guī)模越大。進一步將稅費負擔拆分為所得稅稅負、增值稅稅負及社保費費負，發(fā)現(xiàn)所得稅稅負、增值稅稅負及社保費費負的降低，均顯著促進了企業(yè)投資增加。第二，從資本供給視角考察了稅費負擔對企業(yè)投資的傳導(dǎo)路徑，研究結(jié)果表明，減稅降費會通過降低內(nèi)源融資能力、緩解外源融資約束和提升投資者信心三重機制促進企業(yè)加大投資，且內(nèi)源融資傳導(dǎo)路徑所發(fā)揮作用效果最大。第三，本文從宏觀、行業(yè)和企業(yè)三個層面對兩者關(guān)系進行情境檢驗，發(fā)現(xiàn)稅費負擔對企業(yè)投資的促進作用在營商環(huán)境欠佳地區(qū)、高新技術(shù)行業(yè)以及非國有企業(yè)中的表現(xiàn)更為明顯。本研究在分析減稅降費政策與企業(yè)投資行為現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，結(jié)合兩者在宏觀指標層面表征的共性變化趨勢提出研究假說，并采用我國上市公司數(shù)據(jù)進行了檢驗，形成減稅降費政策效應(yīng)評估的微觀經(jīng)驗證據(jù)，以期為進一步完善減稅降費政策提供參考。

減稅降費對微觀企業(yè)行為調(diào)節(jié)引導(dǎo)作用的發(fā)揮，有賴于政策優(yōu)化與相關(guān)配套改革的推進，結(jié)合上述研究結(jié)論，本文對進一步完善減稅降費措施和配套制度提出以下三點建議：

第一，以降低企業(yè)納稅人稅費負擔為錨點，明確減稅降費政策重心。長期以來，我國宏觀稅負相對不高，但企業(yè)稅費“痛感”較重成為不爭的事實。我國稅收體系存在企業(yè)納稅人稅負較重、間接稅相對直接稅占比較高等特點，使得企業(yè)不僅承擔著相對較高的稅費負擔，同時還承受稅費上繳、轉(zhuǎn)嫁、返還等過程帶來的現(xiàn)金流遲滯。統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，2020年全國稅收收入來自間接稅占比高達57%，直接稅占比為43%；個稅占直接稅的比重為8%，企業(yè)所得稅占直接稅比重為92%(4)數(shù)據(jù)來源：國家統(tǒng)計局網(wǎng)站《全國統(tǒng)計年鑒(2021年)》。。對比美國的直接稅占比為70%左右，個稅和社保稅占美國全部稅收比重超過60%(5)數(shù)據(jù)來源：美國商務(wù)部經(jīng)濟分析局網(wǎng)站。。此外，企業(yè)的行政事業(yè)性收費、政府性基金、制度性交易成本、五險一金等成本相對較高，進一步擠壓了企業(yè)的盈利空間，稅費疊加使得企業(yè)稅費負擔的“痛感倍增”。較高的稅費負擔可能引發(fā)企業(yè)投資意愿降低、投資活力下降、研發(fā)投入不足、生存環(huán)境惡化等情況。在宏觀經(jīng)濟運行繁榮時期，稅費負擔較高所帶來負面效應(yīng)容易被掩蓋或抵消，而在經(jīng)濟處于下行階段，稅費負擔的不良效應(yīng)更容易顯現(xiàn)，且成為經(jīng)濟進入惡性循環(huán)的助推器。

我國此輪開展的減稅降費改革實質(zhì)性與普惠性地打開了稅費負擔降低的通道，從一定程度上扭轉(zhuǎn)了稅收扭曲程度，建議從以下幾個方面持續(xù)推進稅制改革，發(fā)揮稅收制度在調(diào)結(jié)構(gòu)、促轉(zhuǎn)型、穩(wěn)增長方面的作用。其一，推進增值稅制度改革，降低企業(yè)增值稅稅負。表4所示的研究結(jié)果顯示，增值稅稅負回歸系數(shù)的絕對值最大，表明增值稅稅負下降所帶來的投資激勵效應(yīng)最為顯著?？煽紤]將非金融企業(yè)的貸款利息納入抵扣、服務(wù)業(yè)進項稅額加計抵減等改革，不斷完善增值稅進項抵扣與留抵退稅機制設(shè)計，降低間接稅在整體稅收中的比重。其二，加大消費稅在收入分配和綠色轉(zhuǎn)型中的調(diào)節(jié)力度，將奢侈性、高污染、高耗能產(chǎn)品或服務(wù)納入消費稅應(yīng)稅范圍。其三，健全以財產(chǎn)稅為主體的直接稅體系，持續(xù)優(yōu)化個稅專項扣除制度，清理規(guī)范企業(yè)所得稅稅收優(yōu)惠，擴大房產(chǎn)稅試點范圍，加快遺產(chǎn)稅研究立法。其四，持續(xù)加大稅收征納過程的數(shù)字化運用，運用技術(shù)手段完善稅收監(jiān)管，推進增值稅抵扣憑證電子化，不斷提高納稅人的納稅意識與納稅遵從度。此外，還應(yīng)清理各種壓在企業(yè)頭上的不必要的收費，切實減輕企業(yè)的“承重感”。

第二，以完善金融體制與優(yōu)化企業(yè)融資環(huán)境為助力，暢通稅費改革促實體投資的作用路徑。近年來，我國實體經(jīng)濟有效投資不足，虛擬經(jīng)濟體系資產(chǎn)價格持續(xù)攀升，反映我國經(jīng)濟出現(xiàn)“脫實向虛”的場景(張成思和張步曇，2016[35]；彭俞超等，2018[36])。如前文分析，此輪減稅降費通過不同的資本供給路徑作用于實體投資，且主要通過提升內(nèi)源融資能力促進新增投資，表明資金短缺已成為制約實體投資增長的主要因素，驗證了我國實體經(jīng)濟不受資本青睞的現(xiàn)實。以往燙平經(jīng)濟周期性波動所采用的政府直接投資引起了公共部門債務(wù)的擴張，導(dǎo)致大量信貸資源流入有政府信用背書的領(lǐng)域，而公共部門的投資效率通常低于市場化主體，信貸擠占進一步演化為有效投資擠出，導(dǎo)致我國總體資本回報率和GDP增長率的下降[1]。減稅降費打破了信貸配置扭曲引致投資效率低下的經(jīng)濟惡性循環(huán)，促進實體經(jīng)濟恢復(fù)活力和提升投資潛力，當前應(yīng)當以減稅降費作為經(jīng)濟良性循環(huán)的出發(fā)點，緩解企業(yè)內(nèi)源融資約束，增厚企業(yè)留存收益。金融行業(yè)的產(chǎn)權(quán)偏好和風(fēng)險規(guī)避加劇了信貸資源配置扭曲，使得受到金融機構(gòu)青睞的企業(yè)流動性過剩，外部融資依賴度高的行業(yè)呈現(xiàn)信貸饑渴。推進金融體制改革，降低信貸資源扭曲程度，暢通減稅降費作用路徑，將信貸資源逐漸流向真正需要信貸資源的企業(yè)，釋放市場主體的投資意愿，促進實體經(jīng)濟煥發(fā)活力。

第三，結(jié)合政府職能轉(zhuǎn)變構(gòu)建減稅降費長效機制。減稅降費作為財政政策工具與政府職能轉(zhuǎn)變相輔相成，其內(nèi)涵是進一步明確政府與市場的關(guān)系。減稅降費作為激發(fā)市場活力的重要手段，適度代替政府引導(dǎo)下的公共部門投資擴張，是財政調(diào)控手段方面政府向市場的放權(quán)。前文分析表明，此輪減稅降費對營商環(huán)境欠佳、高新技術(shù)行業(yè)以及非國有企業(yè)投資的促進作用更加顯著，表明良好的營商環(huán)境有助于減稅降費作用效果的發(fā)揮，體現(xiàn)了減稅降費政策切實發(fā)揮了激勵民間投資、鼓勵創(chuàng)新投資的效果。

首先，改善營商環(huán)境是轉(zhuǎn)變政府職能背景下以構(gòu)建新的發(fā)展格局、推動高質(zhì)量發(fā)展為目標的持續(xù)性制度創(chuàng)新。良好的營商環(huán)境能夠更大程度地激發(fā)市場主體的投資活力和社會主體的創(chuàng)造力，企業(yè)主體的投融資需求得到相應(yīng)滿足，現(xiàn)存融資約束、投資抑制等現(xiàn)象基本得到改善。減稅降費之所以在營商環(huán)境欠佳地區(qū)對企業(yè)投資表現(xiàn)出更大的激勵效應(yīng)，正反映了營商環(huán)境薄弱會導(dǎo)致企業(yè)投融資約束程度加大。營商環(huán)境的改善要以政府簡政放權(quán)、“放管服”改革為依托，營商環(huán)境持續(xù)優(yōu)化應(yīng)當建立在有效市場與有為政府深度結(jié)合的基礎(chǔ)上，與建設(shè)減稅降費政策長效機制的需求相協(xié)同。建議營商環(huán)境欠佳的地方進一步刀刃向內(nèi)推進簡政放權(quán)，促進政府治理水平的全面提升和地方營商環(huán)境的全面改善，減稅降費長效機制帶動市場主體活力，促進經(jīng)濟平穩(wěn)運行。

其次，科技創(chuàng)新是推動經(jīng)濟轉(zhuǎn)型發(fā)展的引擎，高新技術(shù)企業(yè)是科技創(chuàng)新體系中無可取代的市場化力量。針對高新技術(shù)企業(yè)的行業(yè)特點采取特定稅收優(yōu)惠也是世界各國普遍采取的政策措施，企業(yè)創(chuàng)新研發(fā)的正外部性促進了傳統(tǒng)行業(yè)的改造升級與新興產(chǎn)業(yè)培育發(fā)展的，正是當前推動我國經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級的中堅力量。此輪減稅降費措施不僅包括增值稅稅率下降與留抵退稅等普惠式減負，也包括制造業(yè)固定資產(chǎn)加計扣除、高新技術(shù)行業(yè)無形資產(chǎn)加計扣除等具有推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的靶向作用的內(nèi)容。實證檢驗結(jié)果表明，高新技術(shù)企業(yè)的投資行為受到減稅降費政策的激勵效應(yīng)更加顯著。減稅降費政策有效落地，推動下一步政策修訂和稅制改革中，應(yīng)更加重視發(fā)揮稅費負擔降低在促進經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型和發(fā)展方式轉(zhuǎn)變方面的積極效應(yīng)，突出科技創(chuàng)新領(lǐng)域的稅收制度內(nèi)容安排和優(yōu)惠政策力度，形成稅收在經(jīng)濟結(jié)構(gòu)性調(diào)整方面的促進作用。

最后，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)差異構(gòu)成我國各類市場主體的重要特征。結(jié)合我國經(jīng)濟實踐，國有企業(yè)所面臨的市場環(huán)境、資源條件、融資約束等相對于非國有企業(yè)更為優(yōu)越，在政府主導(dǎo)的項目中國有企業(yè)更容易獲得投資機會，國有企業(yè)的投融資行為受到抑制程度相對較小。實證檢驗結(jié)果表明，非國有企業(yè)投資行為受到減稅降費的激勵作用更加顯著，減稅降費通過緩解非國有企業(yè)的融資約束程度，促進了非國有主體的有效投資。由此，應(yīng)當強調(diào)減稅降費在修正資源扭曲配置和促進結(jié)構(gòu)調(diào)整中的作用，以減稅降費主導(dǎo)下的稅制安排，優(yōu)化非國有主體的發(fā)展環(huán)境，促進國有經(jīng)濟主體效率提升和結(jié)構(gòu)調(diào)整，增強整體經(jīng)濟發(fā)展的動力和活力。