税制结构变迁对企业投资行为的影响研究——基于税负转嫁视角

肖 叶 刘小兵

一、引言

财政作为国家治理的基础和重要支柱，在激发市场主体活力方面发挥着重要职责。在我国实施了大规模减税降费政策背景下，税制结构也呈现出快速变迁的趋势。财政部数据显示，2021年我国直接税比重为43.88%，间接税比重为56.12%(1)数据来源：财政部官网，http://gks.mof.gov.cn/tongjishuju/202201/t20220128_3785692.htm。。表明我国现行税制结构中，以增值税为主的间接税仍占主导地位。事实上，在以增值税为主体的间接税体制下，由于增值税抵扣链条尚未完全打通以及随着税收征管水平的提高(金税三期工程)，企业逃税空间被压缩，减税效果大打折扣，产生了“减税难降负”的现象(张克中等，2020[1])，导致减税红利很难精准“落袋”。与此同时，由于投资回报率的下降，我国固定资产投资增速也呈现出快速下降趋势。国家统计局数据显示，全社会固定资产投资(不含农户)和民间固定资产(不含农户)投资增速分别从2015年的9%、8.8%下降至2020年的2.9%、1.0%(2)数据来源：国家统计局官网，https://data.stats.gov.cn/easyquery.htm?cn=C01。。众所周知，投资作为经济增长的重要动力之一，在当前经济增速逐渐放缓的背景下，固定资产投资增速的快速下降势必进一步加剧经济增长的下行压力。基于此，近年来中央始终坚持“稳字当头、稳中求进”的工作导向，提出了包括“稳投资”在内的“六稳”工作方针。因此，如何进一步优化税制结构促进企业投资水平增长，落实“用财政收入的‘减法’换取企业效益的‘加法’和市场活力的‘乘法’”的相关举措成为当下亟需破解的难题。同时，上述问题的回答对企业“稳投资”目标的实现具有重要的理论与现实意义。

随着减税降费政策的深入实施，中央在税收领域进行了一系列改革，包括“营改增”(营业税改增值税的简称)的全面实施(3)由于与营业税相比，增值税不存在重复征税问题，为进一步降低企业税收负担，2012年1月1日起，在上海交通运输业和部分现代服务业开展营业税改增值税试点。，增值税税率的简并下调以及提高个人所得税免征额等。这些政策的实施旨在贯彻结构性减税的要求(4)结构性减税，是指“有增有减，结构性调整”的一种税制改革方案，是为了达到特定目标而针对特定群体、特定税种来削减税负水平。，进一步优化税制结构，改变当前以“间接税为主、直接税为辅”的税制结构格局，政策效应开始逐步显现，税制结构呈现出不断优化的迹象。为了对我国税制结构变迁有更加清晰的了解，本文绘制了2008—2019年间接税和直接税收入占税收收入的比重情况(详见图1)。其中间接税包括增值税、营业税、消费税、关税、资源税以及城市维护建设税(5)由于2016年5月1日开始全面实施“营改增”，营业税从此退出历史舞台，因此此处间接税在2016年以后不包括营业税。，其余税种为直接税，包括企业所得税、个人所得税、房产税、印花税、城镇土地使用税、土地增值税、车船税、船舶吨税、车辆购置税、耕地占用税、契税、烟叶税。从中可以看到，随着经济的快速发展，直接税和间接税税收收入规模呈现快速增长趋势。进一步从税制结构来看，虽然间接税比重整体呈现逐渐下降趋势，直接税比重呈现逐渐上升趋势，两者之间的差距逐渐缩小，但2008—2019年间接税比重均超过直接税比重。这说明当前我国税制结构仍然以间接税为主，距离构建以“直接税为主、间接税为辅”的税制结构格局仍然任重道远。

图1 2008—2019年我国税制结构变迁情况

税收政策对企业投资行为的影响一直是学术界关注的焦点，但未达成一致意见，存在较大分歧。其中第一种观点认为税收政策显著促进了企业投资。包括Devereux(1989)[2]、Auerbach等(1995)[3]、Vergara(2010)[4]基于英国、瑞典以及智利的税收政策改革数据研究发现，税改对企业投资产生了不同程度促进作用。上述政策效应受经济环境(Yagan,2015[5])以及现金流水平(Zwick 和 Mahon,2017[6])等多种因素的影响。特别是税收政策稳定性是其中的重要影响因素。一方面，由于税收政策受外部冲击产生不确定性，导致企业投资水平迅速下降(Hassett 和 Metcalf,1999[7])；另一方面，当税收政策不确定程度较低时，税收政策仍然对企业投资产生激励作用(Albertus 等, 2022[8])。另一种观点则认为税收政策并未对企业投资产生促进作用。Auerbach 和 Hassett(1992)[9]研究发现如果税收政策内生，此时税收政策并不能刺激企业设备投资增长，上述研究结论也得到了相关经验证据的支持(Chirinko 等,1999[10]; Yagan,2015[5])。

此外，有一支文献基于我国税收政策试点改革带来的外生冲击，有效识别了增值税转型试点改革对企业投资的因果关系。其中一种观点认为增值税转型试点改革对企业投资有显著促进作用(聂辉华等，2009[11]；许伟和陈斌开，2016[12]；申广军等，2016[13]；Liu 和 Mao,2019[14];Chen 等,2019[15])，进一步从影响效应大小来看，增值税有效税率降低1个百分点，将促进企业投资增加约16个百分点(许伟和陈斌开，2016[12])，且增值税转型改革主要对企业机器设备固定资产投资产生了促进作用，对厂房建筑物投资没有显著影响(汪德华，2016[16])。与上述研究不同，另一种观点认为增值税转型改革对企业投资的影响有限，增值税转型改革并没有显著推动企业投资的增长(陈烨等，2010[17]；Cai 和 Harrison，2011[18])。

除了评估增值税转型改革政策的投资效应外，2012年1月1日率先在上海进行的“营改增”试点为识别减税政策的投资效应提供了很好的外生冲击，大量文献探讨了“营改增”改革对企业投资的影响。其中有文献研究表明“营改增”的减税效应取决于产业互联程度，而且“营改增”显著促进了企业设备类固定资产投资(范子英和彭飞，2017[19])。此外，研究还发现"营改增"不仅显著促进了企业投资总量的增长(刘建民等，2017[20])，而且改善了企业投资效率(钱晓东，2018[21])。

与前两项税收政策改革相比，固定资产加速折旧政策的导向非常明显，目的在于激发企业积极性，推动固定资产投资水平增长。有学者的研究结果表明加速折旧政策促进了企业投资(Maffini 等,2019[22];Fan 和 Liu,2020[23])。进一步研究发现上述影响效应存在鲜明的企业异质性，在融资约束更强的企业(刘行等，2019[24])、急需更新固定资产的企业(刘啟仁等，2019[25])以及在民营企业、小规模企业和融资约束更高的企业中具有较大的激励效应(樊勇和管淳，2020[26])。同时也有研究表明由于企业大规模处于亏损状态以及政策宣传力度不够导致加速折旧政策并没有促进企业投资水平增长(Cui 等,2022[27])。

不难看出，已有文献对减税与企业投资的问题关注较多，且形成了大量极具价值的研究成果，在研究问题和研究方法方面给本文提供了重要启示。虽然当前关于减税政策对企业投资影响的研究文献较丰富，但已有文献的研究并未达成一致结论，存在较大分歧。此外，现有减税政策大多集中在增值税转型改革和“营改增”等方面，鲜有文献从税制结构变迁视角研究对企业投资的影响。考虑到间接税主要包括增值税、营业税、消费税、关税、资源税以及城建税，其中随着2016年“营改增”的结束营业税正式退出历史舞台，而消费税和关税均属于中央税，资源税和城建税属于小税种，相关数据缺失严重且较难获取；而且本文研究企业固定资产投资行为，小税种对企业固定资产投资行为影响较小，如果采用2016年以后数据则只有增值税数据质量较高且较易获取，但仅采用增值税显然不足以代表间接税。鉴于此，为了保持前后统计口径一致，本文基于税负转嫁视角，采用2008—2016年286个地级及以上城市的间接税和直接税收入数据以及中国A股非金融类上市公司样本系统考察税制结构变迁下直接税和间接税比重的提升对企业固定资产投资行为的影响。

与已有研究文献相比，本文可能存在如下边际贡献：(1)现有研究主要集中在评估单个税收改革政策(增值税转型改革、“营改增”改革、固定资产加速折旧政策等)对企业固定资产投资行为的影响，因此本文从税负转嫁视角出发，试图全面揭示税制结构变迁对企业固定资产投资行为的影响。(2)通过对现有文献的系统梳理，总结出税制结构对企业固定资产投资行为的两条作用机制：现金流水平和债务融资，并进一步就税制结构变迁如何影响企业固定资产投资行为的作用机制进行检验，以期为制定企业“稳投资”的政策建议提供参考。(3)从异质性的角度分析了税制结构变迁对企业固定资产投资行为的影响，并深入分析了其中的原因，丰富了税收与企业投资的研究内容。

二、理论基础与研究假说

众所周知，税收作为企业生产成本的重要组成部分，税收负担高低对企业固定资产投资行为产生了重要影响(Hall和Jorgenson，1967[28]；马海涛和朱梦珂，2021[29])。根据一般的税收理论，增加税收负担对企业投资行为产生了收入效应和替代效应(谭光荣等，2013[30])。其中，收入效应表现为当税收负担增加时，由于征税减少了企业收入水平，此时企业(尤其是大型企业)为了维持原有收入水平而增加投资的现象。替代效应则表现为当税收负担增加时，由于税负增加了企业投资的机会成本，挫伤了企业投资的积极性，进而选择用其他方式来替代投资的现象，最终引发企业减少投资。由于征税产生的收入效应促进企业投资，而替代效应则对企业投资产生抑制作用，因此征税对企业投资行为的影响最终取决于收入效应和替代效应的大小(魏天保，2018[31])。如果征税的收入效应大于替代效应，即收入效应占主导时，征税对企业投资行为产生促进作用；如果征税的收入效应小于替代效应，即替代效应占主导时，征税则对企业投资行为产生抑制作用。

通常而言，根据税负能否转嫁可以将税收分为直接税和间接税，其中由于间接税税负可以转嫁，税收负担的最终承担者为消费者，征收间接税并不构成企业的真实税收负担。一方面增值税作为间接税的主要税种，采用税款抵扣(销项税-进项税)模式，当抵扣环节顺畅时，企业缴纳的增值税不会给企业增加负担，增值税负担可以实现完全转嫁，故增值税对企业经营决策不会产生影响(刘怡等，2017[32])。另一方面，增值税税负转嫁取决于企业议价能力(童锦治等，2015[33])，对于议价能力强的企业，特别是大型企业(上市公司)的议价能力强，增值税负担可以进行转嫁，增值税负担较轻，因此征收间接税对企业投资行为可能没有显著影响。相反，直接税由于针对所得或财产征税，例如企业所得税直接影响企业税后利润，税收负担不能转嫁，征收企业所得税减少了企业现金流水平和净利润(马海涛和朱梦珂，2021[29])，增加了企业税收负担，降低了企业收入水平。一方面，为了维持原来的收入水平，企业不得不通过增加投资获取更多的收入，此时征收直接税表现为收入效应，提高直接税比重促进企业投资水平的增长。另一方面，直接税由于税负不能转嫁，征收直接税可能产生替代效应，此时提升直接税比重抑制了企业投资。根据上述逻辑，本文提出如下假说：

H1：提升间接税比重对企业投资行为没有显著影响，当征税的收入效应占主导时，提升直接税比重显著促进了企业投资。

H2：提升间接税比重对企业投资行为没有显著影响，当征税的替代效应占主导时，提升直接税比重则显著抑制了企业投资。

征税对企业现金流水平产生了重要影响，而企业现金流水平又与企业投资行为有密切联系(Liu 和 Mao,2019[14])。表现为较高的现金流水平能为企业提供充足的投资资金，有效激发企业投资积极性，而较低的现金流水平则减少了企业投资资金，抑制了企业投资积极性。一方面，现金流水平与税负高低有关(李林木和汪冲，2017[34])。较高的税收负担降低了企业现金流水平，导致企业投资资金不足，不利于激发企业投资积极性；相反，较低的税收负担对企业现金流水平影响较小，企业投资所需资金不会因税收负担受到影响，企业投资资金能够得到保障，从而有效激发企业投资积极性。另一方面，税负水平又与税制结构密切相关。与直接税税负不能转嫁不同，间接税税负由于能够转嫁，税负最终承担者为消费者，因此征收间接税对企业现金流水平的影响受其他因素影响(马海涛和朱梦珂，2021[29])。相反，由于直接税税负不能转嫁，纳税人为最终的税负承担者，征收直接税增加了企业税收负担，加之企业所得税属于直接税的重要构成部分，征收企业所得税减少了企业税后利润，即通过减少企业净利润的方式影响企业现金流(樊勇等，2018[35])。征收直接税减少了企业现金流水平，导致企业投资所需的资金急剧减少，严重挫伤了企业投资的积极性。此时对于受融资约束较强的企业(中小型企业)而言，由于融资渠道较窄，融资较困难，企业此时可能被迫减少投资(王海等，2020[36])；对于受融资约束较弱的企业(大型企业)而言，由于融资渠道较宽，融资较容易，企业为了维持以往收入水平可能通过举债的方式进行融资，以此提高企业投资所需的资金，最终对企业投资产生促进作用。基于上述逻辑，本文进一步提出如下假说：

H3：提升直接税比重在减少企业现金流的同时通过债务融资促进企业投资水平的增长。

三、研究设计

(一)模型构建

根据前文的阐述，税制结构变迁可能通过收入效应和替代效应对企业固定资产投资产生影响。为有效识别税制结构变迁对企业固定资产投资行为的因果关系，构建如下基准回归模型：

Investit=α0+α1Indirectjt+α2Controlijt+μi+δt+εijt

(1)

Investit=β0+β1Directjt+β2Controlijt+μi+δt+εijt

(2)

其中：i代表企业，j表示城市，t代表年份；Investit为被解释变量，表示i企业第t年的固定资产投资；Indirectjt、Directjt为本文的核心解释变量，分别表示j城市第t年的间接税收入占税收收入的比重和直接税收入占税收收入的比重；Controlijt为控制变量集合；α0、β0为截距项；α1、β1为间接税和直接税比重估计系数；α2、β2为控制变量估计系数；μi、δt分别表示企业固定效应、年份固定效应，控制企业层面不随时间变化的因素影响以及随着时间变化的宏观因素影响；εijt为随机误差项。考虑到误差项可能存在序列相关，本文将标准误聚类到企业层面。此外，在模型(1)、模型(2)中本文主要关心α1和β1的估计系数，其分别刻画了提升间接税比重和直接税比重对企业固定资产投资的影响。结合本文提出的研究假说，预期α1不显著，当征税的收入效应占主导时，β1则显著大于0；当征税的替代效应占主导时，β1则显著小于0。

(二)变量选择

1.被解释变量。

本文的被解释变量为企业固定资产投资，借鉴饶品贵等(2017)[37]的做法，选取沪深A股非金融类上市公司中购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付现金之和占企业总资产的比重(Invest)作为企业固定资产投资的衡量指标。

2.核心解释变量。

本文的核心解释变量为税制结构，为精确刻画税制结构变迁过程，根据税负能否转嫁将税收分为直接税和间接税，其中间接税主要指流转税，包括增值税、营业税和消费税，直接税主要指所得税和财产税。由于沪深A股上市公司中的税收数据均为应交税收，缺乏实际缴纳的税收数据，故不能准确衡量企业真实税负水平。因此，本文借鉴刘胜和冯海波(2016)[38]的做法，选取地级及以上城市层面的间接税和直接税占税收收入比重作为税制结构变迁的衡量指标。考虑到消费税为中央税，增值税为共享税(中央与地方五五分成)，营业税为地方税，因此选取增值税收入和营业税收入之和占税收收入比重(Indirect)作为间接税比重的衡量指标。此外，由于地级市层面财产税数据缺失较多，数据获取较困难，因此本文的直接税仅指所得税，包括企业所得税和个人所得税，并采用所得税收入占税收收入比重(Direct)作为直接税比重的衡量指标。

3.控制变量。

考虑到影响企业固定资产投资行为的因素众多，虽然采用双向固定效应模型能在一定程度上缓解遗漏变量造成的影响，但为了得到更加精确的估计结果，在参考已有文献的基础上进一步控制如下企业层面的变量：(1)企业规模(Size)，采用企业总资产自然对数表示。(2)总资产收益率(ROA)，采用净利润占企业总资产的比重表示。(3)资产负债率(Leverage)，采用企业总负债与企业总资产的比重表示。(4)现金流量(Cash)，采用企业经营活动产生的现金流量净额占营业收入的比重表示。(5)企业成长性(Tobin-Q)，采用托宾Q值表示，即采用企业市场价值与资本重置成本之比表示。

此外，由于本文的税制结构数据为城市层面数据，为进一步控制城市层面因素的影响，进一步纳入如下城市层面变量：(1)地区经济发展水平(PGDP)，采用地区人均国内生产总值的自然对数表示。(2)对外开放水平(Open)，采用进出口总额占地区GDP的比重表示(6)由于此处进出口总额的单位为万美元，因此根据国家外汇管理局官网公布的历年《国家外汇管理局年报》中人民币对美元汇率年平均值将万美元换算成万元。。(3)金融机构贷款规模(Loan)，采用国内金融机构年末贷款余额占地区GDP的比重表示。

(三)数据来源与描述性统计

首先，税制结构数据方面。本文采用2008—2016年286个地级及以上城市的间接税和直接税收入分别占税收收入的比重作为税制结构变迁的衡量指标，相关数据来源于CEIC中国经济数据库。其次，企业层面数据方面。本文企业层面的样本为2008—2016年沪深A股非金融类上市公司，其中企业固定资产投资、托宾Q数据来源于国泰安数据库(CSMAR)，其余企业层面的控制变量数据来源于万德数据库(Wind)。最后，城市层面的控制变量数据来源于EPS数据库以及各城市统计年鉴。

为使本文的估计结果更加精确，本文对上市公司数据进行如下处理：(1)考虑到企业固定资产投资主要来自非金融企业，故剔除了金融行业的上市公司。(2)剔除样本期间处于ST和*ST状态的公司。(3)为排除极端值的影响，对所有变量进行上下1%的缩尾处理(Winsorise)。相关变量的描述性统计结果见表1。

表1 变量的描述性统计结果

四、实证结果与分析

(一)基准回归结果分析

为了准确识别税制结构变迁对企业固定资产投资行为的因果关系，首先对基准回归模型(1)、(2)进行估计，表2报告了相关的估计结果。其中列(1)、(3)、(5)为间接税的估计结果；列(2)、(4)、(6)为直接税的估计结果。从中可以看到，无论是否加入企业层面控制变量或是城市层面控制变量，间接税比重估计系数虽然为负，但均不显著；直接税比重估计系数则均显著为正，且均通过了1%的显著性水平检验。这说明提高间接税比重对企业固定资产投资没有显著影响，提高直接税比重则显著促进了企业固定资产投资水平的增长，表明征收直接税主要产生了收入效应，企业为了维持原有收入水平不得不增加固定资产投资，从而促进了固定资产投资水平的增长，验证了前文提出的假说H1。

表2 基准回归结果

(二)稳健性分析

1.替换变量。

首先，替换被解释变量。前文所有估计均采用企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金占企业总资产的比重(Invest)作为企业固定资产投资的衡量指标。为验证估计结果的稳健性，借鉴许伟和陈斌开(2016)[12]的做法，进一步采用企业净投资，即企业购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金扣除处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额占企业总资产的比重(Invest_2)作为企业固定资产投资的替代指标进行稳健性检验，相关估计结果见表3列(1)、列(2)。从中不难发现，间接税比重估计系数不显著，直接税比重估计系数显著为正，与基准估计结果一致，说明估计结果稳健。其次，替换核心解释变量。与前文估计采用比重不同，为验证估计结果稳健性，进一步采用间接税和直接税负担作为衡量指标，即分别采用增值税和营业税之和(取对数)(Indirect_2)、企业所得税和个人所得税之和(取对数)(Direct_2)作为间接税和直接税负担的衡量指标，相关估计结果见表3列(3)、列(4)。可以看到，估计系数与基准估计结果一致，说明即便采用税收负担作为衡量指标，估计结果依然稳健。

2.更换时间窗口。

考虑到2013年以后地级市层面税收数据缺失较多，加之2013年开启了“金税三期工程”试点(7)金税工程是经国务院批准的国家级电子政务工程，是国家电子政务“十二金”工程之一，是税收管理信息系统工程的总称。在金税一期和二期基础上，2013年在广东、山东、河南、山西、内蒙古、重庆6个省份进行金税三期试点。、2014年进行了固定资产加速折旧税收优惠政策试点以及2016年5月1日全面推行“营改增”，为尽量避免上述税收改革政策对估计结果的影响，本文将时间窗口锁定在2008—2012年，相关结果见表3中列(5)、列(6)。其中间接税比重估计系数不显著，直接税比重估计系数则依然显著为正，说明本文的研究结论没有受上述税收政策影响。

表3 稳健性检验估计结果(一)

3.更换估计样本。

考虑到企业固定资产投资主要来自制造业企业，为检验估计结果的稳健性，此处只保留制造业企业样本进行估计，相关估计结果见表4中列(1)、列(2)。从中可以看到，即便只采用制造业企业样本进行估计，间接税比重估计系数依旧不显著，而直接税比重估计系数则显著为正，再次表明估计结果稳健。

4.加入行业-年份交互固定效应。

虽然前文的估计结果均控制了年份固定效应和企业固定效应，可以在一定程度上缓解遗漏变量问题，但考虑到行业层面可能存在随着时间变动的不可观测因素同时对税制结构和企业固定资产投资产生影响，从而产生“伪回归”问题。因此为消除行业层面随时间变动的不可观测因素的影响，进一步在控制年份固定效应和企业固定效应的基础上加入行业-年份交互固定效应进行估计，估计结果见表4列(3)、列(4)。从中可以发现，加入行业-年份交互固定效应后间接税比重估计系数依旧不显著，而直接税比重估计系数则显著为正，说明本文的估计结果稳健，研究结论没有受到行业层面周期性波动因素的影响。

5.考虑内生性问题。

虽然本文税制结构采用城市层面数据，固定资产投资采用企业层面数据，能缓解双向因果问题，但仍不能完全消除内生性。为更加精准地识别税制结构变迁对企业固定资产投资的因果关系，本文选用滞后一期的直接税比重和滞后一期的间接税比重作为工具变量，并采用两阶段最小二乘法(2SLS)进行估计，相关估计结果见表4列(5)、列(6)。从中可以看出，考虑内生性问题后本文的研究结论依然成立。此外，本文还采用多种检验来验证工具变量的有效性。首先，在1%的显著性水平上Kleibergen-Paap rk LM 统计量显著，说明不存在“工具变量识别不足”的问题；其次，Kleibergen-Paap rk Wald F统计量显示不存在“工具变量弱识别”的问题。上述检验结果充分说明工具变量有效，不存在工具变量识别不足与工具变量弱识别问题，估计结果准确可靠。

表4 稳健性检验估计结果(二)

(三)异质性分析

1.企业规模异质性分析。

考虑到不同规模大小的企业在融资难易程度方面存在差异，通常而言大型企业抵抗风险能力较强，获取投资所需资金的难度较低，而中小型企业由于抵抗风险能力较弱，融资较为困难，大型企业投资机会成本小于中小型企业，因此对大型企业和中小型企业征税产生的影响效应可能也存在明显差别。为考察不同规模企业对估计结果的影响，将样本分为大型企业和中小型企业两组分别进行估计。表5报告了相关估计结果，从中可以发现，间接税比重估计系数在大型企业和中小型企业中均不显著，直接税比重估计系数在大型企业中显著为正，在中小型企业则不显著。这说明提升间接税比重对企业固定资产投资没有显著影响，与基准回归结果一致，而提升直接税比重显著促进了大型企业固定资产投资水平增长，但对中小型企业没有显著影响，表明征收直接税在大型企业中产生了收入效应。正如前文所述，由于大型企业在抵抗风险能力方面明显强于中小型企业，使得其获取资金的难易程度明显低于中小型企业(Beck和Demirguc-Kunt,2006[39])，因此大型企业投资机会成本小，征收直接税主要产生了收入效应。

表5 企业规模异质性分析结果

2.所有制异质性分析。

考虑到国有企业和民营企业在融资难易程度、享受税收优惠政策等方面存在明显差异，本文进一步将样本分为国有企业和民营企业两组分别进行估计，相关估计结果见表6。从中不难发现，间接税比重估计系数无论在国有企业还是民营企业均不显著，直接税比重估计系数在国有企业显著为正，但在民营企业则没有显著影响，说明提升直接税比重显著促进了国有企业固定资产投资。可能是由于国有企业享受的优惠政策(财政补贴、税收返还等)较多，虽然征收直接税减少了企业收入水平，但与民营企业相比，国有企业融资渠道较宽，而且有国有金融机构支持，银行信贷资金向国有企业倾斜，使得国有企业受到的融资约束程度较弱(Lin和Tan,1999[40])，因此企业投资的机会成本小，故对国有企业征收直接税主要表现为收入效应，提高直接税比重显著促进了国有企业固定资产投资。相反，民营企业通常规模较小，企业融资渠道较窄，加上民营企业呈现出“融资难、融资贵”的特征(梅冬州等，2021[41])，较难获得投资所需资金，因此民营企业投资机会成本高，使得其更倾向于通过其他方式来替代投资，故提高直接税比重对民营企业固定资产投资没有显著影响。

表6 所有制异质性分析结果

3.融资约束程度异质性分析。

通常而言，企业融资约束程度的差异对企业固定资产投资行为有重要影响。当企业融资约束程度较低时，企业更多依靠自有经营活动来满足自身的融资需求；当企业融资约束程度较高时，企业需要借助外部力量进行融资。因此为考察融资约束程度差异对估计结果的影响，进一步构造融资约束程度指标进行估计。由于当前关于融资约束程度的指标缺乏统一标准，借鉴张杰等(2012)[42]的做法，构建企业现金流指标来衡量企业的融资约束程度，具体指标如下：

Financeit=(Profitit+Depreciationit)/Assetit

(3)

其中：Profitit表示i企业第t年的利润总额，Depreciationit表示i企业第t年的折旧总额，Assetit表示i企业第t年的总资产。如果Financeit的值越高，表示企业现金流水平较高，面临的融资约束程度较低；相反，如果Financeit的值越低，则表示面临的融资约束程度较高。

根据构建的融资约束指标的中位数(0.067 2)，将中位数及以上企业划分为低融资约束组，将中位数以下企业划分为高融资约束组分别进行估计，其中表7列(1)、列(2)为融资约束程度较高样本组的估计结果，列(3)、列(4)为融资约束程度较低样本组的估计结果。通过列(1)、列(3)的估计结果可知，间接税比重估计系数均不显著，说明提升间接税比重对企业固定资产投资行为的影响与企业融资约束程度无关。进一步观察列(2)、列(4)的估计结果可以发现，直接税比重的估计系数均显著为正，且在融资约束程度较低的企业，提升直接税比重对企业固定资产投资行为有更强的促进作用。可能是由于融资约束程度低的企业，现金流水平较高，融资渠道较宽，较易获取投资所需资金，征税产生的投资机会成本小，因此在融资约束程度较低的企业征收直接税产生的促进效应更大(付文林和赵永辉，2014[43])。相反，融资约束程度较高的企业，现金流相对不足，融资渠道较窄，较难获取投资所需资金，征税产生的投资机会成本高，企业可能选择其他方式来替代投资，因而征收直接税对企业固定资产投资的促进效应小。

表7 融资约束程度异质性分析结果

五、作用机制检验

(一)模型构建

通过前文的实证分析发现提高直接税比重显著促进了企业固定资产投资水平的增长，而提高间接税比重则对企业固定资产投资没有显著影响。基于前文提出的假说H3，本文认为由于间接税税负可以转嫁，征收间接税对企业现金流水平的影响较小，因此对企业固定资产投资没有显著影响；相反，由于直接税税负不能转嫁，征收直接税减少了企业现金流水平，因此降低了企业收入，为了保持收入水平不变，企业不得不通过增加固定资产投资获取更多收入，表现为提高直接税比重显著促进了企业固定资产投资增长。此外，企业征税减少了现金流水平，此时企业可能通过债务融资来满足投资所需资金，因而促进了企业固定资产投资水平的增长。为了验证上文提出的假说H3，进一步构建如下回归模型：

Mit=γ0+γ1Directjt+γ2Controlijt+μi+δt+εijt

(4)

其中：Mit为中间机制变量，分别选取现金流量和债务融资两个变量，其中现金流量采用企业经营活动产生的现金流量净额占营业收入的比重(Cash)作为衡量指标；债务融资变量选取企业短期借款和长期借款之和占期末总资产的比重(Debt)作为衡量指标，其余变量含义与基准回归模型(1)、模型(2)相同，此处不再赘述。

(二)估计结果分析

表8报告了作用机制检验的估计结果。其中列(1)、列(2)分别为提升间接税和直接税比重对企业现金流水平的估计结果，列(3)、列(4)分别为提升间接税和直接税比重对债务融资的估计结果。从中不难发现，间接税比重估计系数均不显著，表明提升间接税比重对企业现金流水平和债务融资没有产生显著影响，而直接税比重估计系数则分别显著为负和显著为正,表明提升直接税比重显著抑制了企业现金流水平，同时显著促进了债务融资水平的增加，说明征收直接税减少了企业现金流，现金流水平的降低激发企业通过债务融资的方式为固定资产投资融资，从而促进了固定资产投资水平增长，验证了前文提出的假说H3。

表8 作用机制检验的估计结果

六、研究结论与展望

(一)研究结论

本文利用2008—2016年沪深A股非金融类上市公司作为研究样本，基于税负转嫁视角探讨了税制结构变迁对企业固定资产投资的影响，并进行了一系列的稳健性检验和作用机制分析，得到以下主要研究结论：

第一，提升间接税比重对企业固定资产投资没有显著影响，而提升直接税比重则显著促进了企业固定资产投资。本文在考虑更换变量、变换时间窗口、更换估计样本、加入行业-年份交互固定效应以及内生性问题情况下，该研究结论依然成立。

第二，通过企业规模异质性分析发现，提升直接税比重对企业固定投资的促进作用主要来自大型企业，其可能原因是大型企业抗风险能力和融资渠道较宽，投资机会成本小。通过所有制异质性分析发现，直接税比重的提升显著促进了国有企业固定资产投资，其可能原因是国有企业享受的优惠政策较多，与民营企业相比融资成本较低，加上信贷资源向国有企业倾斜，使得国有企业投资机会成本小，从而在国有企业中产生了收入效应。通过融资约束程度异质性分析发现，提升直接税比重对企业固定资产投资的促进作用主要来自融资约束程度较低的企业。其可能原因是融资约束程度较低的企业现金流水平高，企业有较多投资所需资金，因而征税主要产生了收入效应。

第三，作用机制检验的分析结果表明，提升直接税比重可以通过企业现金流水平和债务融资作用于企业固定资产投资。表现为直接税比重的提升降低了企业现金流水平，同时通过增加债务融资来满足企业投资所需资金，进而促进企业固定资产投资的增长。

(二)政策建议

本文的研究结论对于决策制定者制定相关政策具有一定的参考价值，结合本文的理论分析和实证研究结果得到如下三点政策建议：

第一，简并增值税税率档次，加大个人所得税征管力度和税法宣传力度，进一步优化当前税制结构。长期以来，我国税制结构呈现出“间接税为主、直接税为辅”的格局，虽然间接税为主的税制结构有利于筹集财政收入，但一方面间接税容易扭曲价格，不利于提高资源配置效率，另一方面本文的研究结论显示，提升间接税比重不能有效促进企业固定资产投资增长。因此，在当前结构性减税的背景下，应进一步优化税制结构。在确保所有行业税负“只降不升”的前提下可以考虑适当简并增值税税率档次，将高档税率与低档税率合并，向三档税率并两档税率的目标迈进，以此降低间接税比重。同时，加大直接税，特别是个人所得税偷逃税行为的打击力度，依托信息化手段(金税三期工程)加强对个人所得税的源泉管控，并在此基础上制定完善的偷逃税处罚措施，减少个人所得税偷逃税行为。此外，加大个人所得税法宣传力度，推进税法宣传常态化，让民众对税法政策有更加深入的了解和认识，提高民众纳税意识和纳税遵从度，以此提高直接税比重，从而构建一套有利于企业“稳投资”的税制结构体系。

第二，降低民营企业贷款利率，建立民营金融机构并适当放宽再贷款条件，解决民营企业“融资难、融资贵”问题。如何有效解决民营企业“融资难、融资贵”问题直接关乎企业“稳投资”目标的实现。民营企业在融资来源方面受到诸多限制，当前国有商业银行的金融服务对民营企业“包容性不足”，得到的融资便利政策较少，相关政策更多倾向国有企业。因此，下一步应加大国有商业银行对民营企业的信贷支持力度，进一步优化信贷结构，在此基础上降低民营企业贷款利率，解决民营企业“融资贵”的问题。同时，可以考虑建立民营金融机构，加大对民营金融机构的政策和资金扶持力度，并适当放宽再贷款条件，简化信贷审批权限和审批程序，拓宽民营企业融资渠道，解决民营企业“融资难”的问题，助推企业实现“稳投资”的目标。

第三，全面推行股票发行注册制，大力发展债券市场和多层次资本市场，提高直接融资规模比例。直接融资是我国企业融资的重要渠道，当前我国资本市场尚不发达，直接融资和间接融资比例关系不尽合理。在直接融资规模比例较低的情况下，应全面推行股票发行注册制，提高企业上市效率和信息披露质量，加大信息披露违法行为处罚力度，让更多的优质企业能够获得融资机会，进一步拓宽直接融资渠道。同时推进债券市场发展，包括推动债券产品市场多样化建设，适度降低债券市场融资门槛，完善企业债券融资环境，提高企业债券融资规模，丰富直接融资工具。此外，大力发展多层次资本市场，尽快完善创业板市场、小额资本市场和风险资本市场，增强企业融资便利性，进一步提高直接融资规模比例，增加企业固定资产投资所需资金，有效激发企业投资积极性，实现经济平稳健康发展。

(三)局限与展望

企业固定资产投资问题一直是学术界关注的焦点，由于影响企业固定资产投资行为的因素众多，不可避免地存在遗漏变量问题，为本文准确识别税制结构变迁对企业固定资产投资行为的因果关系带来挑战。结合本文的研究还有如下两方面问题需要进一步扩展：一是寻找外生冲击政策，借助外生冲击政策识别税制结构变迁对企业固定资产投资行为的影响，从而有效解决模型中可能存在的内生性问题。二是现有税制结构研究大多使用省市等地区层面数据，在确保数据质量的情况下未来可以考虑使用企业微观层面数据，通过使用微观数据从企业层面进一步解释税制结构变迁如何影响企业固定资产投资行为的内在机制。