增值税税率改革能否抑制实体企业金融化——基于多期DID的经验证据

杨兰品（博士生导师），冀泽辉，胡 凯（教授）

一、引言

近年来，国际形势日趋严峻，不确定性与不稳定性显著增加，企业所处的外部经营环境不断恶化，实体企业所面临的经营风险不断上升，而投资收益率却不断降低。大量实体企业将资本投入能在短期带来巨大收益的金融领域，金融资产在企业资源配置中的比重不断攀升，产生了企业金融化的现象，国民经济也呈现出明显的“脱实向虚”趋势。如何抑制企业金融化、防止经济“脱实向虚”已成为中国经济转型改革的重大议题。实际上，企业金融化的动机及影响因素已成为近年来学界关注的焦点。

从微观视角看，企业金融化表现为实体企业在资产配置（Orhangazi，2008）、投资获利等方面对于金融系统的依赖性日益增强（Demir，2009），其主要有以下两个动机：一是为追求金融渠道高额收益而挤出主业投资的“投资替代”动机（戴赜等，2018）；二是为应对未来经营不确定性所产生的“预防性储蓄”动机（Stulz 等，1985）。有学者从高层特征出发对企业金融化进行解读，分别从年龄、任期、学历（徐朝辉等，2020）、教育背景（杜勇和周丽，2019）、金融经历以及高管短视行为（戴泽伟和潘松剑，2019）等角度探讨对金融化的异质性影响；还有学者发现高效的公司治理机制对企业金融化具有显著的治理效应（王瑶和黄贤环，2020）。微观领域的研究日益丰富，学者们逐渐将视角转向宏观。

从宏观视角看，企业经营环境变化和经济政策的不确定性是影响企业金融化的重要因素。一方面，随着企业经营环境的剧烈变化，实业投资收益率持续下滑，而金融投资收益率却在不断攀升。此外，宽松的金融监管更为企业金融化创造了有利的扩张环境（张成思和郑宁，2020）。另一方面，宏观经济政策的审慎性会显著抑制企业金融化趋势（马勇和陈点点，2020）。彭俞超等（2018）、许罡和伍文中（2018）认为经济政策不确定性上升会对企业金融化产生显著的抑制作用。而刘贯春等（2020）和亚琨等（2018）得出了相反的结论，认为不确定性上升会进一步强化企业对金融资产的配置。更进一步，张卫国等（2020）发现货币政策不确定性也能对金融化产生抑制作用。

上述文献增进了我们对企业金融化动机及影响因素的理解和认识，但从税收政策的视角考察对企业金融化影响的文献凤毛麟角。增值税作为我国最大的税收来源，被视为国家进行宏观调控的重要政策工具，因而考察增值税改革政策对企业金融化的影响，不仅是扭转企业“脱实向虚”的关键，更有着重要的现实意义。已有研究发现，分别在2009年和2016年全面推行的增值税转型改革（徐超等，2019）和“营改增”改革（强国令和王梦月，2021）均有效降低了企业金融化水平；黄贤环和杨钰洁（2022）以2018年财税文件出台为准自然实验，实证探究了“增值税期末留抵退税”政策对实体企业金融化的治理效应及路径。以上增值税改革均属于抵扣型增值税改革，其与增值税税率改革影响企业的逻辑有着较大的差异性，前者旨在消除增值税进项税额抵扣不通畅的不利影响。增值税税率改革为增值税综合改革的关键组成部分，考察其对企业金融化的治理效应具有重大的理论和现实意义。增值税税率改革政策的出台能否有效抑制企业金融化？其作用机制是什么？在不同情形下两者关系又如何变化？以上问题值得探讨。鉴于此，本文采用2013 ～2019 年沪深A股非金融上市公司的数据，以财税［2017］37号文、财税［2018］32 号文以及财政部税务总局海关总署公告［2019］39 号文的出台为准自然实验，通过构建多期双重差分模型以全面考察增值税税率改革对企业金融化的影响效应，并厘清二者间的作用机理和差异性情形下的关系。

相较于既有文献，本文的贡献主要体现在三个方面：一是丰富了企业金融化影响因素的研究视角。鲜有文献直接关注到税收政策对企业金融化的影响，本文从增值税税率改革的视角出发，实证检验了增值税税率改革对实体企业金融化的治理效应，完善了关于企业金融化影响因素的研究视角。二是扩展了增值税改革在微观层面的经济后果影响研究。以往关于增值税改革的研究视角集中在考察增值税转型改革、“营改增”这两项抵扣政策的减税效应（曹越和李晶，2016）、投资效应（汪卢俊和苏建，2019）以及分工效应（范子英和彭飞，2017）。还有研究聚焦于增值税税率改革对全要素生产率（李颖和张玉凤，2021）以及企业价值（刘行和叶康涛，2018；杨森平和刘晓瑛，2020）等微观经济后果的影响，本文则以实体企业金融化程度为落脚点，扩展了增值税税率改革的经济后果研究。三是本文将增值税税率改革与企业金融化纳入同一分析框架，采用多期双重差分法全面探讨增值税税率改革对企业金融化的动态影响效应及作用机制。这是对已有研究的进一步扩充，并为促进实体经济高质量发展提供了宝贵的微观经验证据。

二、制度背景、理论分析与研究假设

（一）制度背景

增值税是针对所有流通环节的增值额征收税费，可有效地解决重复征税的问题，因而增值税具备着税收中性特征。但在实践中，增值税抵扣链条因税收体制不健全而存在着不完整的问题，并且不同服务与产品所面临的增值税税率存在着差异性，这导致增值税的税收中性特征未能充分发挥。为此，我国相继开展了增值税转型改革和全面“营改增”改革，增值税抵扣链条不完整的问题也得以解决，但仍存在着增值税税率档位过多、征收税率过高的问题。为贯彻增值税中性税收原则，帮助企业减负，增强市场主体活力，推进经济高质量发展，我国先后于2017 ～2019 年进行了三次增值税税率调整，如表1所示。

表1 2017 ～2019年增值税税率改革政策

从2017年到2019年，增值税税率改革力度持续加大，涉及行业更广、规模更大，为减轻企业负担、激发市场主体活力以及促进经济高质量发展做出了突出贡献。本文以财税［2017］37 号文、财税［2018］32 号文以及财政部税务总局海关总署公告［2019］39号文的出台为准自然实验，采用多期双重差分法，实证探究2017 ～2019 年增值税税率改革对实体企业金融化的影响效应。

（二）理论分析与研究假设

增值税税率改革主要通过作用于追求“股东利益最大化”所形成的“投资替代”动机，以及因应对未来经营不确定性而产生的“预防性储蓄”动机，进而对实体企业金融化产生影响。

1.“投资替代”动机。“投资替代”理论指出，追求利润最大化是企业配置金融资产的终极目标（Orhangazi，2008；Demir，2009），因而当实体面投资收益率较金融面投资收益率高时，企业会专注于主业投资；相反，则会选择配置金融资产。即“投资替代”动机主要是由金融部门与实业部门投资收益率的扭曲性差异所导致的。故探究缓解两部门投资收益率差距的可行性逻辑对抑制经济“脱虚向实”有着重要意义。增值税税率改革作为我国为企业减税降负、促进实业发展的重要措施，本文认为其能有效提升实体收益率、缩小收益率差距，从而削弱企业的“投资替代”动机，进而抑制实体企业金融化。具体可从如下两方面分析：

一方面，增值税税率改革具有“价格效应”。理论上，由于增值税属于间接税，当增值税抵扣链条完整时，企业最终可将所需缴纳的增值税税款转嫁给消费者，故增值税税率改革所带来的税率下调并不会对企业利润和价值产生显著影响。但由于需求价格弹性的存在，企业无法将增值税税负完全转嫁给终端消费者。除需求价格弹性处于极端情况之外，企业的产品价格会随着增值税税率的提高而上涨，进而消费者的消费倾向与对产品的需求量均会下降，即需求曲线向左移动；为保持利润空间，企业则会选择适当降价、减少供给，即供给曲线向左移动。此时，销售价格与产品销量均会降低，致使企业的生产者剩余减少。由此可见，企业无法以价格的形式将税负完全转嫁，仍需承担部分税费，而企业税负的增加必然导致利润降低。由增值税税率变动而影响商品价格与消费者购买需求，进而对企业绩效产生影响的效应即为增值税税率的“价格效应”。因此，增值税税率改革通过“价格效应”影响“投资替代”动机的理论逻辑是：增值税税率改革降低了企业所承担的税率水平，企业的产品价格水平随之降低，消费者的消费倾向与对产品的需求量均会提升，需求曲线向右移动，企业的生产者剩余增加，企业则可通过提升售价或增加产品的供给量进一步提升企业的经营收益水平。企业实体收益率提升会缩小与金融投资收益率之间的差距，从而缓解企业的“投资替代”动机。

另一方面，增值税税率改革具有“税负效应”。首先，增值税税率下调有利于降低对企业创造的增值额所征收的税费（胡奕明等，2017），尽管这部分税费降低需要和下游企业共享，但在一定程度上还是起到了减税降费的作用。其次，增值税税率下调减少了企业向上游采购原材料的成本。再次，增值税税率下调还会降低当企业无法抵扣增值税时所缴纳的税费。

因此，增值税税率改革通过“税负效应”影响“投资替代”动机的理论逻辑是：政府通过下调税率，降低了实体企业需缴纳的税费，提升了企业的经营性利润，从而提升了实体企业的投资收益率，进而缓解了企业的“投资替代”动机。

2.“预防性储蓄”动机。金融资产除了具有投资属性，还可以作为储备流动性的工具。依据预防性储蓄理论，为应对未来不确定的经营状况，实体企业会通过增加金融资产的持有比例以获得足够的流动性储备。由于金融资产具有流动性强的特质，当企业出现财务危机时，可通过抛售金融资产及时解决流动性问题（Smith和Stulz，1985；杨森平和刘晓瑛，2020）。“预防性储蓄”动机的一个重要前提是企业内部存在现金流约束，而导致企业出现内部资金约束的重要因素则是企业所面临的税负过重。持续性的增值税税率改革可通过降低企业所面临的增值税税率，有效减轻企业税费负担，进而降低企业因纳税所产生的现金流支出，从而增加企业可支配的现金流。

因此，增值税税率改革可通过缓解企业的内部资金约束弱化企业金融化的“预防性储蓄”动机。“预防性储蓄”动机的另一个重要前提是企业对未来经营状况的不确定性（李真和李茂林，2021），而经济政策则是影响企业感知未来形势的重要因素。根据信号传导理论，持续大幅的增值税税率改革通过强有力的减税措施向企业释放了积极信号，一定程度上增强了企业对于未来经营的信心，进而弱化企业的“预防性储蓄”动机。

综上所述，提出如下研究假设：

H1：增值税税率改革能抑制实体企业金融化。

H2a：增值税税率改革通过弱化“投资替代”动机进而抑制实体企业金融化。

H2b：增值税税率改革通过弱化“预防性储蓄”动机进而抑制实体企业金融化。

三、研究设计

（一）样本与数据

本文以2013 ～2019年我国沪深A股非金融企业上市公司为样本，考察2017 ～2019 年增值税税率改革对实体企业金融化的治理效果。本文主要解释变量根据财税［2017］37 号文、财税［2018］32 号文以及财政部税务总局海关总署公告［2019］39 号文手工整理构建，其余变量数据选自于国泰安数据库（CSMAR）。本文基于原始样本将ST类公司和数据缺失的样本予以剔除，同时对公司层面所有连续变量进行了上下1%的缩尾处理，以缓解异常值对实证分析结果的干扰。本文的数据处理与实证分析均使用Stata 15完成。

（二）变量定义

1.企业金融化（Fin）。参考杜勇等（2017）的做法，采用金融资产占总资产的比重来衡量企业金融化程度，即以可供出售的金融资产、交易性金融资产、衍生金融资产、发放贷款及垫款净额以及投资性房地产净额之和与企业总资产的比重来度量企业金融化。

2.增值税税率改革变量（VAT）。VAT为核心解释变量，即多期双重差分变量（王立勇等，2020；何凌云和马青山，2021）。VAT 的取值规则为：实体企业享受到增值税税率改革优惠的当年及之后年度，VAT 取值为1，否则为0。

3. 控制变量（Controls）。借鉴周洋等（2021）的研究，本文控制了与企业财务特征、企业性质相关的变量：企业规模（Size），以企业期末总资产取对数来衡量；资产负债率（Lev），以企业期末总负债除以总资产的比值衡量；企业现金流（Cash），以企业期末经营活动现金流净额除以总资产的比值衡量；企业年龄（Age），以企业的注册年限距今年的年限衡量；企业盈利能力（Profit），以企业当期营业利润较上期的增长率衡量；企业成长性（TobinQ），以股票市值除以企业资产的重置成本来衡量；最大股东持股比（Top1），以第一大股东持有股本占总流通股本的比重衡量；企业产权性质（State），若为国有企业取1，否则为0。同时，控制了年份固定效应（Year）和行业固定效应（Industry）。

（三）研究方法与模型设定

2017 ～2019年增值税税率改革采取的是分年逐步推进的改革模式，因而本文以财税［2017］37 号文、财税［2018］32 号文以及财政部税务总局海关总署公告［2019］39 号文的出台为准自然实验，构建多期双重差分模型以评估增值税税率改革对实体企业金融化的治理效果。

在模型（1）中，i 和t 分别表示样本企业和时间；Fini，t为企业金融化水平；VATi，t为企业当年是否享受到增值税税率改革优惠的哑变量，系数α1反映增值税税率改革对实体企业金融化的治理效果；∑Controlsi，t表示控制变量集合；Yeart表示时间固定效应，用来捕捉时间带来的异质性；Industryi表示行业固定效应，用于捕捉行业的异质性；εi，t表示随机误差项。

四、实证分析

（一）描述性统计

表2 展示了主要变量的描述性统计结果。实体企业金融化（Fin）的均值为0.0480，最小值为0.0001，最大值为0.4360，表明企业间金融化程度存在着明显的差异，同时也存在金融化程度很高的实体企业。VAT 的均值为0.3140，表明在样本期间共有31.40%的上市公司受到了增值税税率改革的影响。其他控制变量的分布均在合理范围内，说明样本的选取比较合理。

表2 主要变量描述性统计

（二）基准回归分析

为检验增值税税率改革（VAT）对企业金融化程度（Fin）的影响，本文利用模型（1）进行回归分析。表3列（1）～（5）展示了逐步加入控制变量后，增值税税率改革的影响效果。由列（1）可知，回归系数为-0.007，在5%的水平上显著为负，初步验证了H1。在列（2）～列（5）逐步加入控制变量的情形下：一方面，VAT的回归系数结果均在5%的水平上显著为负；另一方面，回归模型的拟合度（R2）随着逐步加入控制变量而不断提高。回归结果表明：增值税税率改革能有效降低实体企业金融化水平，在一定程度上抑制了企业“脱实向虚”的趋势。上述实证结果均证实了本文的H1。

表3 增值税税率改革与企业金融化

（三）稳健性检验

1.平行趋势检验。使用DID进行政策评估的前提条件是满足共同趋势假定，即在增值税税率改革实施前处理组与对照组中样本的金融化水平的变化趋势是一致的。为进行平行趋势检验，本文参考李晓艳等（2022）的做法，构建动态效应模型，如式（2）所示。

其中：Vi，t0+T表示增值税税率改革实施这一事件，为政策虚拟变量；t0表示企业i享受到增值税税率改革优惠的第一年，即政策实施当年；T表示增值税税率改革实施后的第T 年，研究样本的时间跨度涉及政策实施前后7年，为避免多重共线性问题，将政策实施前一年（t0-1）作为基准年份，即回归中剔除该年份的虚拟变量；βT为核心解释系数，表示增值税税率改革实施的第T 年处理组与对照组企业金融化水平的差异，当T＜0 时，若βT的系数并未显著异于零，则表示通过平行趋势检验，反之，则未通过平行趋势检验。

由图1可知，在政策实施前（T＜0），βT的系数估计值并未显著异于零，说明处理组与对照组样本的企业金融化水平并不存在明显的趋势差异。而在政策实施后，βT的系数估计值显著异于零且小于零，说明增值税税率改革的实施对于企业金融化水平具有显著抑制作用，且随着政策深化，政策效果呈现逐渐增强的态势。上述结果充分说明，本文的基准模型满足平行趋势假定，即多期双重差分法的使用条件成立，验证了结论的稳健性。

图1 平行趋势检验

2.安慰剂检验。由于企业金融化水平的变动可能受到随机因素或其他政策的影响，本文参考石大千等（2018）的做法，通过构建“伪政策虚拟变量”进行安慰剂检验以评估研究结果的稳健性。具体而言，本文随机抽取上市公司作为实验组，重新对模型（1）进行估计，提取出“伪政策虚拟变量”的参数估计结果和标准误，并计算得到t值，重复此过程500次，进而绘制得到“伪政策虚拟变量”的t值核密度估计图。如图2所示，t值的真实值在5%的水平上落入拒绝域，即实验组随机化后所得到的“伪政策虚拟变量”的估计系数并不显著，充分说明增值税税率改革对于企业金融化的政策效应并非来自于其他政策或随机因素的影响，即通过安慰剂检验，再次验证了H1。

图2 安慰剂检验

3.其他稳健性检验。①更换被解释变量的测度方式。除金融资产外，企业金融化的趋势也可能体现在企业从金融领域获得的收益（Krippner，2005）。故本文参照邓迦予（2014）的做法，将利息收入、投资收益以及公允价值变动之和作为金融收益，并以金融收益与总营业利润的比值作为企业金融化的代理指标，再次进行回归。②使用PSM-DID 估计。为缓解样本的选择性偏差问题，本文使用PSM-DID 方法对结果进行了稳健性检验。具体而言，首先，选择基准回归的控制变量作为协变量进行Logit 回归，从而获得倾向得分值。其次，按照较为严格的卡尺内（0.001）近邻匹配法（1∶1）进行样本配对。最后，采用匹配后所得到的样本进行DID 回归。③加入联合固定效应。虽然采用了年份、行业双向固定效应，但仍可能存在一些伴随年份与行业变动且无法观测的因素。因此，在基准回归的基础上加入年份与行业的联合固定效应进行控制。采用上述方法研究发现，无论是否加入控制变量，核心解释变量VAT的估计系数均在5%的水平上显著为负，充分验证了本文研究结论的稳健性。限于篇幅，上述检验结果未予列示。

（四）机制分析

1.“投资替代”动机。本文从金融投资收益率、实体投资收益率两个方面出发，检验增值税税率改革能否通过弱化企业“投资替代”动机进而抑制企业金融化趋势。本文参考张成思和张步昙（2015）的研究方法确定相应变量的衡量方式；同时为避免内生性问题，本文在行业层面设定收益率指标。行业的金融投资收益率RF以行业的平均金融投资收益除以其方差来衡量，行业的实体投资收益率RK 以行业内平均固定资产收益率除以其方差来衡量。表4Panel A 回归结果显示：一方面，VAT 和RK 的交乘项系数在10%的水平上显著为负，说明增值税税率改革通过提升实体资产收益率进而抑制实体企业的金融化趋势；另一方面，VAT 和RF的交乘项系数并不显著，说明增值税税率改革无法通过降低金融投资收益率进而对企业金融化的趋势产生抑制作用。综上所述，增值税税率改革确实能够通过提升实体投资收益率，缩小实业与金融业的收益率差距，从而弱化企业的“投资替代”动机，进而抑制企业金融化趋势。

2.“预防性储蓄”动机。根据前文分析，增值税税率改革对企业金融化的治理效应可能会受到来源于“预防性储蓄”动机中内部资金约束缓解的影响。为探究这一影响路径的存在性，本文参考徐晓东和张天西（2009）以及李连燕和张东廷（2017）的做法，分别采用自由现金流Fcf和内部现金流Ica度量企业内部现金流的约束程度。其中，Fcf采用经营性现金流减去维持资产规模的支出所得到差值除以总资产来衡量；Ica采用经营性现金流与流动负债的比值度量。如表4 Panel B汇报的结果所示：一方面，VAT和Fcf的交乘项虽然显著，但系数为正；另一方面，VAT 和Ica 的交乘项不显著。综合而言，增值税税率改革抑制企业金融化并非通过缓解企业内部资金约束实现。金融市场体制机制的完善性与金融产品价格的稳定性是“预防性储蓄”动机成立的重要前提，而我国相对欠发达的金融体系与波动性较大的金融产品价格难以成为企业管理流动性的最优决策选择。因此，增值税税率改革虽能缓解企业内部资金约束，但较难通过这一机制抑制企业配置金融资产的行为。

表4 机制检验

综上所述，增值税税率改革主要通过提升实体投资收益缓解企业的“投资替代”动机，进而抑制企业的金融化趋势，但并未对企业的“预防性储蓄”动机产生影响，H2a得到证实。

五、进一步分析

（一）异质性分析

1.企业所有权性质的影响。相较于非国有企业，国有企业可凭借良好的信用资质、较大的资产规模以及较多的政府扶持等优势获得更为广阔的融资渠道，可满足日常生产经营的资金需求；非国有企业因自身缺乏充足抵押、资产规模较小，故融资渠道窄且可融资金相对较少，并且政府给予的扶持资金有限，所以面临的融资约束更大。因此，非国有企业对增值税税率改革实施所带来的融资约束缓解更为敏感，这有助于非国有企业获得生产性投资的资金需求，加大主业投资力度，从而抑制企业金融化。本文预期相较于国有企业，增值税税率改革对非国有企业金融化的治理效应可能会更加明显。

鉴于此，本文将样本划分为国有企业和非国有企业，并对二者进行分组回归分析。如表5的列（1）、（2）所示，当为国有企业时，回归系数并不显著；当为非国有企业时，回归系数在10%的水平上显著为负。这充分表明增值税税率改革对非国有企业的金融化水平抑制作用更加明显。

表5 异质性检验

2.市场化水平的影响。作为衡量企业外部环境的综合指标，市场化水平与一系列经济、法律、社会制度变革密切相关。在市场化水平较高的地区，法制更为健全，一定程度上反映了法律制度的完善性及其实施的有效性，因而增值税税率改革也能得到较好的执行。因此，市场化水平可能会影响增值税税率改革对实体企业金融化的抑制作用。本文认为在市场化水平较高的地区，增值税税率改革的实施对企业金融化的抑制作用更加明显。

为此，本文选择王小鲁等（2019）计算得到的市场化总指数来衡量区域间市场化水平。根据市场化总指数的中位数划分样本，将市场化总指数大于或等于中位数的样本划分为高市场化水平组，将市场化水平低于中位数的样本划分为低市场化水平组。如表5列（3）所示，VAT 的系数在5%的水平上显著为负，表明增值税税率改革对处于高市场化水平地域的企业的金融化趋势具有显著抑制作用；而列（4）所示的VAT 的系数不显著，表明在市场化水平低的地区，增值税税率改革无法抑制处于低市场化水平地域的企业金融化趋势。

（二）增值税税率改革、企业金融化与企业投资结构优化

实业资本投资是实体经济赖以生存和发展的基础。上文验证了增值税税率改革对企业金融化具有显著治理效应，若这种“治理效应”能有效促进企业的实业资本投资，有助于企业投资结构优化，则治理效应的内涵会进一步丰富。

为回答这个问题，本文借鉴张浩（2018）的研究，定义非金融企业实业投资率RIN等于购建固定资产、无形资产和其他长期支付的现金之和的当年变化值与期末账面值的比值。将实业投资率RIN 作为被解释变量，以VAT 和Fin 的交乘项作为核心解释变量进行回归。如表6 中列（1）、（2）所示，无论是否加入控制变量，VAT 和Fin 的交乘项均在1%的水平上显著为正，说明增值税税率改革对实体企业金融化的治理效应能有效促进实业资本投资。

实体投资的另一重要部分是企业的创新投资。本文借鉴钟田丽等（2014）的研究，从创新的研发资金投入进一步考察增值税税率改革的治理效应对企业创新投资的影响，采用企业的研发支出与营业收入之比作为研发资金投入的衡量指标。如表6列（3）、（4）所示，VAT 和Fin 的交乘项系数均显著为正，说明增值税税率改革对实体企业金融化的治理效应能有效促进企业创新投资。

表6 增值税税率改革、企业金融化与企业投资结构优化

据以上检验分析可知，增值税税率改革对实体企业金融化的治理效应有助于企业投资结构优化。

六、研究结论及政策建议

（一）研究结论

本文以2017 ～2019年的增值税税率改革为准自然实验，在理论分析的基础上，以2013 ～2019 年我国沪深A 股非金融上市公司为研究对象，采用多期双重差分法实证分析了增值税税率改革对实体企业金融化的影响效果与作用机制。研究结果表明：①在满足平行趋势假定的条件下，增值税税率改革对实体企业金融化具有显著治理效应；经过安慰剂检验、替换被解释变量、PSM-DID检验以及加入联合固定效应等一系列检验后，本文结论依旧稳健。②增值税税率改革能够通过提升实体企业投资收益率进而有效弱化企业的“投资替代”动机，从而抑制企业的金融化趋势，但缺乏证据表明改革能作用于“预防性储蓄”动机进而影响企业金融化。③增值税税率改革对企业金融化的治理效应在所有权性质、市场化水平等方面存在着显著差异性，即对非国有企业、处于较高市场化水平地区的企业，增值税税率改革对企业金融化的治理效应更加明显。④增值税税率改革对企业金融化的治理效应能促进实体企业的实业投资和创新投资，有助于企业投资结构的优化。

（二）政策建议

基于上述结论，本文提出以下建议：

第一，增值税不仅是我国第一大税种，还是国家进行宏观调控的重要财税政策工具。鉴于增值税税率改革能显著抑制企业金融化趋势，因此，除传统的金融体制改革之外，财税政策对于治理经济“脱实向虚”的作用应当予以更为充分的重视。

第二，基于增值税税率改革主要通过降低金融收益率、缩小金融面和实体面的收益率差距进而弱化“投资替代”动机，从而发挥政策对企业金融化的治理效应。因此，一方面相关部门应当着力监测、防范虚拟经济泡沫的过度膨胀，引导虚高的金融收益率逐渐合理化；另一方面，政府部门需加强对市场的合理干预，密切关注外部经济形势变化，积极调控实体面与金融面的投资收益率差距，大力推进实体企业发展，努力推动金融回归于服务实体经济的角色定位，促进实体企业回归主业。

第三，鉴于增值税税率改革对企业金融化的治理效应存在着多元的异质性，因此在推进财税体制改革的过程中，政府需要更加注重企业股权特性、区域市场化水平的差异性，避免出台单一、固化的财税政策，鼓励制定与本地产业更为适应、匹配的财税制度，方能更加全面、均衡地促进实业振兴和经济“脱虚还实”。