结构性减税背景下的企业金融化动机——基于企业税收负担视角的实证研究

叶云龙，姜卫韬

（1．浙江万里学院 商学院，浙江 宁波 315100；2．浙大宁波理工学院 商学院，浙江 宁波 315100）

一、引言

《福布斯》发布排名曾显示，中国位列“税负痛苦指数”全球第2名①数据来源：http：／／news．sohu．com／s2011／dianji－745／。。然而，自2008年开始，政府已经提出并实施了积极的结构性减税费政策，以切实减轻实体经济的“制度性交易成本”。可能由于降税降费政策的真实效果容易被忽视[1]，较多企业还是认为其税收负担过重。

研究表明，较高的税收负担不仅在宏观上扭曲市场资源的配置效率，促使企业提高加成率进行税负转嫁，导致要素边际产出偏离社会最优水平，[2]进而损害企业的长期价值，而且还在微观上直接影响企业收益或现金持有量，影响会计稳健性[3]、企业杠杆率[4]、企业投资[5][6]、企业创新[7－11]、企业价值或企业成长[12][13]等。就此而言，面对较重的税收负担，理性企业寻求以投资回报率为标准的“最优决策”可能导致实体企业的“资源错配”倾向。当前不容忽视的一个现象是，企业会利用金融行业与其他行业间巨大的利润率差异进行套利活动。[14]也正因如此，在金融业超额利润率驱使下，理性企业家具有很强的动机配置收益率较高的金融资产，以缓解税收政策对企业收益或资金流的冲击。事实上，热衷于金融资产配置是当前上市公司的一个典型特征，[15][16]然而过度金融化直接挤压中国实业投资率，[15]影响企业创新[17][18][19]、企业绩效[20]、资本积累[21][22][23]，进而削弱金融业对实体经济的服务功能，拖累持续推进的供给侧结构改革。遗憾的是，鲜见文献从经济金融化视角探究企业税收负担的投资决策的经济后果。因此，从税收负担与企业金融化之间的关系视角展开研究有助于提高科学减税政策的经济效应，对减税降费等促进实体经济高质量发展的政策具有重要参考价值。

基于此，文章以企业税负变化作为切入点，以中国非金融上市公司为分析对象，研究税收负担对企业金融化的作用机制及其理论边界。研究发现，企业的税收负担越重，其金融化程度越高。相较于国有企业，税收负担对民营企业金融化的促进效应显著更强。进一步检验还发现：金融资产与实体资产利润率差距越大，且企业拥有的市场势力越弱，税收负担对企业金融化的加剧效应越显著，从而进一步论证了研究结论的理论逻辑。

文章的主要贡献如下：首先，基于企业税负变化的视角，丰富与深化税收负担作用于微观经济主体的理论路径及其经济后果的相关研究。不同于以往讨论税收负担的诸如会计稳健性、企业杠杆率、企业投资、企业创新、企业价值或企业成长等经济后果的文献，文章探究税收负担对实体企业金融化的作用路径及其经济后果，丰富并拓展了税收负担对企业投资决策的经济后果研究。其次，拓展与深化企业金融化的动机研究，进一步厘清实体经济“脱实向虚”的制度诱因。已有文献更多地将企业金融化的动因研究嵌于对企业金融化的经济后果讨论之中[21][22][23]，有些文献从GDP周期性、广义货币M2、法定准备金及股票指数[16]以及经济政策不确定性[24]等经营环境视角研究企业金融化的动机。与之不同，文章以企业税负变化作为切入点，研究实体企业金融化的制度动因。这不仅推进制度特征与企业金融化之间关系的研究积累[25][26][27]，而且从税收负担变化的角度进一步挖掘了实体企业“脱实向虚”的制度诱因，拓展并深化了既有企业金融化动因[16][24]研究。

二、文献回顾与假设发展

根据我国现行税制，企业应缴纳增值税、消费税、企业所得税、城市维护建设税、教育税金及附加、印花税、车船税、房产税、城镇土地使用税等税种。就一般制造业企业的主要税种而言，企业通常需按应税收入16%、流转税额7%、应纳税所得额25%分别交纳增值税、城镇维护建设税、企业所得税，企业综合税负总体偏高①例如，中金公司首席经济学家梁红团队认为，中国企业的税费负担在全球比较中依然偏高，企业综合税率达到67%，远超世界均值40．5%（数据来源：http：／／www．sohu．com／a／211617187＿691677）；以报喜鸟（002154）为例，2017 年度应承担的增值税、企业所得税、房产税等税负高达1．63亿元（扣除代扣代缴的个人所得税），占当年度销售收入比例为4．09%，接近当年度企业税前利润的3倍（数据来源于2017年公司年度报告）。。当然，各级政府的税收优惠、企业的避税或偷税漏税等正当或不当行为，在一定程度上可以减轻企业实际税负。但是，国内企业还是普遍承受了较高的税收负担[28][29]。据测算，我国2006－2010年宏观税负（大口径）界于34．8%－41．1%间，远高于23个OECD成员国平均水平，[29]2010－2015年国内宏观税负率维持在37%－40%间，略高于发达国家，却远高于发展中国家的28%－29%[30]；而且，假定不考虑企业税负转嫁到消费者的概率，我国约90%的税收收入由企业贡献，[31]由此推断国内企业的实际税负率接近于40%[32]。

我国的增值税等间接税收入占税收收入的比重超过70%，这意味着绝大部分税收收入将作为价格的构成要素而嵌入商品和要素成本，[31]从而降低产品的市场竞争力。较高的税收负担还会直接挤压企业留存收益与现金持有量，扩大对会计稳健性[3]、企业杠杆率[4]、企业投资[5][6]、企业创新[7－11]、企业价值或企业成长[12][13]等经营效果的不确定性。就此而言，较高的税收负担导致企业在权衡必要实体边界的维持（或拓展）、逐利与避险的多目标过程中调整其投资决策。给定实体资产投资的必要前提，如果将金融资产和实体资产视为独立的“投资项目”，那么，企业如何实现已有资源在这两类“投资项目”之间的合理配置就是企业的一项“投资组合”决策。经典投资组合理论[33]认为，“理性人”总会寻求给定风险水平下的期望收益最大化，或给定期望收益水平下的风险最小化。依赖于以往经验、现有经营资源以及对行业未来竞争的理解与掌握，企业一般会对其原有实体资产的回报率与风险水平具有较为确切的期望水平。不过，税收负担直接消减实体资产的利润率，从而降低企业对实体资产的期望收益率。因此，企业具有进行资产配置优化的动机，其核心是权衡两者之间的关系，即必要实体边界的维持（或拓展）及其可能的替代性投资以及投资项目的期望收益率。

当前，金融资产的超额回报已是普遍事实，实体资产和金融资产收益率存在较大套利空间，加大金融资产配置成为企业的一项重要投资决策。[14]2001－2017年样本数据的统计结果（见图1）显示，17年间企业金融资产的总平均收益率高达10．96%，远高于3．14%的同期实体资产收益率，前者达到后者的3．5倍；从历年分布状况看，各年金融资产平均收益率均高于实体资产平均收益率，且自2006年以来，金融资产年平均收益率大约维持在13%－15%间，而同期实体资产年平均收益率基本游离于3%－5%间，两者的收益率差距非常明显。一般来说，金融资产的流动性与投资便利性较好，这不仅可以在企业需要资金之时有效地支持必要实体边界的维持（或拓展），还可以在一定程度上适应经济的不确定性，[24]切实降低企业经营风险。需要说明的是，金融资产配置与实体经济通常紧密相连，企业金融化往往需要借助实体平台，换言之，企业金融化程度受必要的实体企业边界制约。基于此，给定既有风险，实体企业倾向于构建维持（或拓展）必要实体边界与具有较高利润率资产项目的组合投资决策，旨在总体上提高企业绩效，其中加大对资产收益率较高的金融资产配置自然成为企业的一项重要选择。基于此，为缓解较重的税收负担对企业收益与现金持有量的冲击，理性企业家在维持（或拓展）必要的实体边界前提下，具有很强的意愿和动机去配置金融资产。

图1 上市公司实体资产收益率与金融资产收益率趋势图

此外，金融资产收益还存在相对摊薄税收负担的益处。现行税制下，税种可分为直接税和间接税。就实体企业缴纳的主要税种而言，增值税是一项间接税，是“以商品（含应税劳务和应税服务）在流转过程中产生的增值额而征收的一种流转税”，而企业所得税是直接税，仅对“应纳税所得额”征税。因此，在实体企业商品从供应、生产到销售实现的过程中（假定商品流转时有增值额，且企业最终产生利润），企业需要缴纳商品增值部分的增值税等流转税，以及其所获取利润的企业所得税；而投资于金融资产所获收益，属资本利得，仅需缴纳企业所得税。换言之，对获利相等的经济业务来说，由商品生产、交换所获取的利润需要同时缴纳增值税和企业所得税，而金融资产类收益仅需缴纳企业所得税，且以增值税为主体的流转税税负明显要高于企业所得税税负[34]。就此而言，企业金融化的收益可以相对减轻税收负担。基于此，提出如下假设：

假设1：假定其他情形，税收负担会促进企业金融化。

民营企业私有产权与股权普遍集中的特征，意味着民营企业更加关注经济利益，其中就包含税收因素的考量。因此，民营企业具有更强的动机来改善企业收益或现金持有量等绩效指标。相反，为帮助政府实现其社会目标和政治目标，国有企业通常需要额外承担诸如政府财政压力、超额雇员等政治性成本。[35]面对与税收相关的经营决策时，国有企业更少地考虑其税收成本，[36]而倾向于迎合控股股东（政府）的偏好进行相关的税收决策[37]；而且“准官员”身份的国企高管的政治晋升需要获得政府支持。因此，相较于民营企业，国有企业对税收负担递增的敏感性更小。实证研究也表明，国有企业与非国有企业在目标和利益分配上的差异性致使国有企业对税收政策变化的敏感性要弱于非国有企业。[38]基于此，面对较高的税收负担，鉴于实体资产收益率与金融资产收益率存在较大的利润率差距的事实，民营企业较国有企业更有动机配置金融资产。由此，提出如下假设：

假设2：假定其他情形，税收负担对民营企业金融化的促进效应显著高于国有企业。

三、研究设计

（一）样本与数据

文章以CSMAR数据库2001－2017年中国上市公司为初始样本，按以下标准剔除样本：①剔除金融类上市公司样本；②剔除PT、ST及当年度样本；③剔除非国有企业或民营企业样本（以终极控制人是否为国有股东或自然人股东区分国有企业和民营企业）；④剔除变量存在缺失值样本。最终获得有效企业样本2954家、观察值28032个。同时，对所有连续型变量作上下3%Winsorize截尾处理，以消除极端值对实证分析的干扰。描述性统计分析和实证检验均使用截尾处理后的数据。

（二）模型与变量

综合已往的研究成果[16][24]，建立如下待检验模型：

模型中，Fratio是被解释变量，表示企业金融化的程度，以金融资产收益率作为企业金融化的代理变量[15]，计算公式为：

式（2）中：ProfitFIN指金融渠道获利，是非金融企业在扣除其对联营和合营企业投资收益后的净投资收益、公允价值变动损益及净汇兑收益之和；ProfitOP代表营业利润；｜ProfitOP｜指代营业利润绝对值①考虑到单家上市公司在营业利润为正或负时，其对企业金融渠道获利程度重要性的较大差异，对营业利润（ProfitOP）取绝对值。。此外，考虑到借鉴指标可能存在的局限性②原因主要是，汇兑损益通常是由外汇相关业务中因汇率变动产生的损益，属财务费用，其中一些汇兑损益可能是主动举外债“金融化”行为的后果，一些则是经营中无法避免的外汇风险暴露。而且，财务费用中的利息支出反映了企业杠杆经营的主动性，财务费用具有“税盾”作用，因此考虑汇兑损益不考虑利息支出可能不尽合理，故而修正的Fratio变量设计中加入利息支出。，以及企业金融化的不同界定方式[16][18]，文章进一步以金融资产占总资产比例及修正的Fratio（Fratio＿adj）衡量的企业金融化作稳健性检验。

Taxburd表示解释变量企业税收负担，借鉴已有的研究成果[2][39][40]，以增值税、营业税、企业所得税及其他税费的综合实际税负度量税收负担，表征为Taxburd＿b。此外，鉴于“现金收付制”与“权责发生制”对企业实际税收负担指标可能产生的差异，[40]借鉴既有研究进一步对Taxburd＿b指标取3年平滑值作为税收负担的另一代理变量③采用税收负担平滑值指标Taxburd＿s可在一定程度上减少Taxburd＿b指标因税收发生与支出的时间差，但其平滑值也可能带来一定的噪音，因此综合考虑使用这两种方法度量，尽可能减少税收负担的度量误差。，记为Taxburd＿s。其中Taxburd＿b的计算公式为：

式（3）中：TaxNPAY、TaxRT分别表示企业支付的各项税费、收到的税收返还，数据取自现金流量表，Sales定义为本年与上年2年平均销售收入。

CV 为控制变量，包括企业财务杠杆（Lev）、企业年龄（Fage）、企业规模（Size）、盈利能力（ROA）、销售收入增长率（Growth）以及股权集中度（Stk）等变量。此外，还控制了年度、行业和地区效应。主要变量定义详见表1。

表1 主要变量定义

四、实证结果与分析

（一）描述性统计

表2给出了主要变量的描述性统计特征。可以看出，企业金融化（Fratio）的均值为－0．272，中位数为－0．880，意味着上市公司中有较多的企业进行金融化，而其最大值和最小值分别为 3．306、－1．093，又说明不同样本间的金融化程度差异大。这些特征也表明企业金融化是一个较为普遍的现象，非常值得关注。税收负担的代理变量（Taxburd＿b）的均值为 0．078，中位数为 0．050，标准误为 0．097，税收负担的另一代理变量（Taxburd＿s）的均值、中位数、标准误分别 0．096、0．056、0．141；税收负担的两个代理变量均值均高于中位数，意味着样本略呈右偏，其最大值与最小值间变化均较大，表明样本企业间的税收负担差距较大，Taxburd＿b、Taxburd＿s最小值为负值，意味着有些样本的税费返还或增值税可抵扣进项税额高于当年交纳税费金额。其他控制变量描述不一而足。

表2 主要变量描述性统计特征

（二）企业金融化与税收负担的外生性检验

上述理论分析与研究设计表明，可能由于企业金融化而增加企业所得税，致使企业税收负担提升。因此，企业金融化与税收负担间可能存在反向因果的问题。对此，借鉴Lin等的做法，使用行业加总的企业金融化对行业加总的税收负担进行回归分析，若回归结果不显著则表明税收负担外生于企业金融化，反之则不能排除两者间潜在的反向因果关系，[41]具体检验结果见表3。不难发现：对税收负担两个代理变量的检验结果均表明，行业的企业金融化对行业的税收负担的影响均不显著，与我们的预测一致，这说明税收负担在统计意义上外生于企业金融化。

表3 企业金融化与税收负担的外生性检验结果

（三）基准回归

表4报告了税收负担与企业金融化的基准回归结果。（2－1）列、（2－2）列分别是企业金融化对税收负担两个代理变量的回归结果。表4第 2 列、第 3 列的全样本（All＿SMP）回归结果（β1＝0．892，P1＜0．01；β2＝0．548，P2＜0．01）均表明，税收负担与企业金融化正相关，在1%统计水平上显著，这说明税收负担水平越高，企业金融化程度越大，假设1获得基准回归支持。

表4 产权性质、税收负担与企业金融化的基准回归结果

表4第 4－7 列中，（3－1）列、（3－2）列是企业金融化（Fratio）与税收负担代理变量 Taxburd＿b 的分组回归分析（Priv＿Grp 表民营企业组，SOE＿Grp 表国有企业组，下同）；类似地，（3－3）列、（3－4）列系 Fratio与税收负担另一代理变量Taxburd＿s的分组回归分析。显然，分组回归结果表明，企业金融化（Fratio）与Taxburd＿b（β11＝1．120，P11＜0．01；β21＝0．647，P22＜0．01）、Taxburd＿s（β31＝0．865，P31＜0．01；β41＝0．309，P42＜0．01）均正相关，且均在 1%统计水平上显著，而且 Priv＿Grp组回归系数均高于全样本组及 SOE＿Grp组回归系数（β11＞β1＞β21，β31＞β2＞β41）。基于此，基准回归结果支持研究假设 2。

控制变量中，财务杠杆、企业年龄回归系数显著为正，企业规模、企业绩效、销售增长率和股权集中度的回归系数显著或边际显著为负。这说明，较高财务杠杆、较长年龄的企业可能意味着其可支配资金更多，从而更有能力进行金融资产配置；企业规模较大，企业绩效、主营业务增长较好的企业，对其实体业务的依赖程度较高，因此更倾向于专注主业发展，从而减少金融化程度；股权集中度可能反映了股东间制衡对抑制企业金融化发挥着一定的公司治理效应。

（四）进一步检验

为了阐述实体资产收益、行业竞争以及降低税收负担的替代手段而给企业金融化带来的异质性冲击，本研究进一步引入金融资产与实体资产的利润率差距、企业拥有的市场势力和避税行为等变量进行实证检验。

1．利润率差距、税收负担与企业金融化。由上理论分析可知，税收负担递增会对企业收益或现金持有量造成冲击，进而致使理性企业具有优化与调整其投资决策的强烈动机。鉴于实体资产收益率与金融资产收益率的明显差距以及当前金融资产相对较低的风险，企业倾向于配置回报率更高的金融资产。

为了验证其作用机制，文章引入利润率差距变量（GAP），定义为金融资产利润率与实体资产利润率之差，并按中位数大小建立利润率差距高组（GAP＿H）及其低组（GAP＿L），回归结果如表5所示。可以发现，两组回归系数均呈1%显著性水平，且数值大小存在显著差异性，即利润率差距高子组。因此，利润率差距越高，税收负担对企业金融化的促进效应越显著。

表5 利润率差距、税收负担与企业金融化的回归结果

2．市场势力、税收负担与企业金融化。拥有市场势力强的公司具备较强的能力进行风险转嫁或将税收成本内部化[42][43]。因此，面对较高的税收负担，公司具有更强的动机或能力利用其市场优势地位，将部分甚至是全部的税收负担转嫁给消费者或者自行消化。基于此，伴随企业税收负担的加重，处于市场势力较弱地位的企业更有动机进行金融化，以应对税收成本拉升而增加的企业经营压力。

基于此，借鉴已有的研究成果，构建勒纳指数（Ln）来度量企业拥有的市场势力程度，同时以两者差额，即单个公司的勒纳指数与以销售额加权的行业平均勒纳指数之差，获取企业市场势力程度的指标（PMC），计算公式如下：

式（4）、（5）中，i表示某企业，j表示某行业，t表示某年度，Salesi，t代表 i企业 t年的销售收入，Costsi，t代表i企业 t年的销售成本；PMCi，j，t衡量 t年 j行业中 i企业具有的市场势力程度，Lni，j，t指代企业勒纳指数，Wgti，j，t衡量i企业t年的销售收入占j行业总销售收入的比重。表6报告了企业市场势力程度大小（按中位数分组，PMC＿H表企业具有的市场势力程度高组，反之，以PMC＿L表征企业的市场势力低组）的分组回归结果。显然，两组回归系数均呈1%显著性水平，且数值大小存在显著差异性，即市场势力程度低组，税收负担对企业金融化的促进效应显著高于市场势力程度高组。

表6 企业的市场势力、税收负担与企业金融化的回归结果

（续表6）

（五）内生性检验

税收负担与企业金融化可能受到不可观察变量或遗漏变量的影响，从而导致模型回归结果的偏误，也可能是企业金融化提升企业盈利能力，进而增加企业税负水平。故而，税收负担与企业金融化之间可能存在内生性问题。对此，运用2SLS工具变量法的识别策略，更加准确地评估税收负担对企业金融化的影响。具体来说，借鉴已往研究成果，[2]设定提前一期县或区级的行业平均税负率作为企业当期税收负担的工具变量，其原因在于：第一，按照目前我国的税制，一般由县或区级层面的税务机关直接负责其辖区内企业的征税或税务稽查活动，而且税务机关通常会根据上年行业平均纳税情况，设定企业纳税预警指标。当企业实际税负低于该指标时，往往会受到税务部门的重点关注，此时会大幅度提升企业当年被纳税评估或税务稽查的概率，进而影响企业税收负担；第二，上一期县或区级的行业平均税负率与本期的企业金融化一般不会相关，因此又满足其与误差项的不相关的假定。

基于此，以本期税收负担代理变量为基数计算上一期税收负担行业平均值作为工具变量，并分别表征为Taxburd＿b＿County、Taxburd＿s＿County，工具变量二阶段回归结果如表7所示。可以发现，工具变量回归结果（β1＝0．764，p1＜0．01；β2＝0．284，p2＜0．05）有效支持了研究假设。

表7 内生性处理结果：2SLS工具变量

（六）其他稳健性检验

为进一步验证研究结论的稳健性，本研究还进行了其他稳健性测试，包括公司面板固定效应、控制变量滞后一期的缓解内生性处理、2008年新企业所得税法冲击下样本分段回归处理、样本局限于制造业行业的回归分析以及企业金融化、税收负担代理变量替代的回归分析。上述回归结果均支持本研究的研究假设。

五、结论与启示

当前，为降低实体经济企业运行成本，政府积极推进结构性减税降费政策。据国家税务总局统计，2021年累计减税降费达到1．1万亿元，“十三五”期间减税降费更是超8．6万亿元，然而与这形成鲜明对比的是，以“产业空心化”为表征的企业金融化仍然是制约我国企业转型升级的一大障碍，一直备受政界和学术界的关注。因此，为提高减税降费政策对实体经济的刺激效果，从税收负担变化与实体企业金融化之间关系这一视角科学评估减税降费政策的经济效应及其作用机理，具有重要的学术价值和现实意义。

基于此，文章以非金融上市公司为研究对象的实证研究表明，税收负担会显著促进企业金融化。而且，相较于国有企业，税收负担对民营企业金融化的促进效应更为显著。经过内生性及其他稳健性检验后，研究结论稳健成立。进一步检验还发现，金融资产与实体资产利润率差距越大，企业拥有的市场势力越弱，税收负担对企业金融化的加剧效应越显著，进一步验证了文章主要研究结论的理论逻辑。研究结论拓展并深化了税收负担对企业投资决策的经济后果，进一步挖掘了企业金融化的制度诱因。

本研究的政策启示主要有：

第一，应积极推进减税降费政策，支持实体经济，为寻求实体经济高质量发展提供有效的财税政策支持。文章的研究结论表明，过重的税收成本会驱使企业寻求现有制度“空隙”下的投机性投资机会，这不仅损害企业的长期价值，也会在宏观上降低市场资源配置效率，不利于稳步实现我国经济的良性循坏，给当前供给侧结构改革、经济运行下行带来更大的不确定性。稳住经济增长是减税降费政策的核心目标。因此，未来应持续积极推进减税费政策，关注各级政府落实减税费政策对实体经济的成效，有效遏制产业空心化，切实增强实体经济韧性。

第二，应继续深化简政放权等改革举措，着力降低实体经济运行成本。实体经济的“脱实向虚”已经引起各级政府的高度重视，相关监管部门也采取一系列行政措施以遏制此行为的蔓延，但我国实体企业金融化问题并未得到根本治理。文章研究发现，以税负负担为代表的制度成本对实体企业金融化具有显著的促进作用，解释了企业金融化背后蕴含着深刻的制度背景及企业内在动因。因此，应着力于切实减少实体经济企业运行成本的制度要素改善，完善有利于市场公平竞争的转轨制度供应，进一步引导实体经济企业做强、做好主业，夯实国家产业结构转型升级之基础，驱动供给侧改革的持续推进与不断深化。

第三，减税降费政策不能“一刀切”，应根据行业特征等施行差异化政策。由于各行业的平均税负以及税负转嫁能力的差异，会导致减税降费政策效果存在差异。本研究表明，由于税负转嫁能力的差异，税负负担对实体企业金融化促进作用对低市场势力的行业更显著，因此为提高减税降费政策振兴实体经济的效果，应在不同行业施行差异化的政策，达到精准施策的效果，助力我国经济的高质量发展。