楊蘭品 冀澤輝 胡凱

【摘要】 增值稅稅率改革是降低企業(yè)稅負的重要措施， 而這一舉措能否遏制實體經(jīng)濟與虛擬經(jīng)濟間差異性投資收益率所導致的經(jīng)濟“脫實向虛”風險， 不但事關(guān)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展的實現(xiàn)， 更關(guān)系到宏觀經(jīng)濟的平穩(wěn)運行。本文以財稅［2017］37號文、 財稅［2018］32號文以及財政部稅務(wù)總局海關(guān)總署公告［2019］39號文的出臺為準自然實驗， 采用多期雙重差分法， 實證檢驗2017 ～ 2019年增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的影響效應(yīng)。研究發(fā)現(xiàn)： 增值稅稅率改革能有效抑制實體企業(yè)金融化， 且對非國有企業(yè)、 處于市場化水平較高地域的企業(yè)治理效應(yīng)更明顯； 增值稅稅率改革能有效弱化企業(yè)的“投資替代”動機促進經(jīng)濟“脫虛還實”， 而對于“預(yù)防性儲蓄”動機影響效果不明顯； 增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)能促使實物資本投資和企業(yè)創(chuàng)新投資的增加， 有助于優(yōu)化企業(yè)投資結(jié)構(gòu)。

【關(guān)鍵詞】企業(yè)金融化；增值稅稅率改革；多期雙重差分法；“投資替代”動機；“預(yù)防性儲蓄”動機

【中圖分類號】F812? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）05-0013-8

一、 引言

近年來， 國際形勢日趨嚴峻， 不確定性與不穩(wěn)定性顯著增加， 企業(yè)所處的外部經(jīng)營環(huán)境不斷惡化， 實體企業(yè)所面臨的經(jīng)營風險不斷上升， 而投資收益率卻不斷降低。大量實體企業(yè)將資本投入能在短期帶來巨大收益的金融領(lǐng)域， 金融資產(chǎn)在企業(yè)資源配置中的比重不斷攀升， 產(chǎn)生了企業(yè)金融化的現(xiàn)象， 國民經(jīng)濟也呈現(xiàn)出明顯的“脫實向虛”趨勢。如何抑制企業(yè)金融化、 防止經(jīng)濟“脫實向虛”已成為中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型改革的重大議題。實際上， 企業(yè)金融化的動機及影響因素已成為近年來學界關(guān)注的焦點。

從微觀視角看， 企業(yè)金融化表現(xiàn)為實體企業(yè)在資產(chǎn)配置（Orhangazi，2008）、 投資獲利等方面對于金融系統(tǒng)的依賴性日益增強（Demir，2009）， 其主要有以下兩個動機： 一是為追求金融渠道高額收益而擠出主業(yè)投資的“投資替代”動機（戴賾等，2018）； 二是為應(yīng)對未來經(jīng)營不確定性所產(chǎn)生的“預(yù)防性儲蓄”動機（Stulz等，1985）。有學者從高層特征出發(fā)對企業(yè)金融化進行解讀， 分別從年齡、 任期、 學歷（徐朝輝等，2020）、 教育背景（杜勇和周麗，2019）、 金融經(jīng)歷以及高管短視行為（戴澤偉和潘松劍，2019）等角度探討對金融化的異質(zhì)性影響； 還有學者發(fā)現(xiàn)高效的公司治理機制對企業(yè)金融化具有顯著的治理效應(yīng)（王瑤和黃賢環(huán)，2020）。微觀領(lǐng)域的研究日益豐富， 學者們逐漸將視角轉(zhuǎn)向宏觀。

從宏觀視角看， 企業(yè)經(jīng)營環(huán)境變化和經(jīng)濟政策的不確定性是影響企業(yè)金融化的重要因素。一方面， 隨著企業(yè)經(jīng)營環(huán)境的劇烈變化， 實業(yè)投資收益率持續(xù)下滑， 而金融投資收益率卻在不斷攀升。此外， 寬松的金融監(jiān)管更為企業(yè)金融化創(chuàng)造了有利的擴張環(huán)境（張成思和鄭寧，2020）。另一方面， 宏觀經(jīng)濟政策的審慎性會顯著抑制企業(yè)金融化趨勢（馬勇和陳點點，2020）。彭俞超等（2018）、 許罡和伍文中（2018）認為經(jīng)濟政策不確定性上升會對企業(yè)金融化產(chǎn)生顯著的抑制作用。而劉貫春等（2020）和亞琨等（2018）得出了相反的結(jié)論， 認為不確定性上升會進一步強化企業(yè)對金融資產(chǎn)的配置。更進一步， 張衛(wèi)國等（2020）發(fā)現(xiàn)貨幣政策不確定性也能對金融化產(chǎn)生抑制作用。

上述文獻增進了我們對企業(yè)金融化動機及影響因素的理解和認識， 但從稅收政策的視角考察對企業(yè)金融化影響的文獻鳳毛麟角。增值稅作為我國最大的稅收來源， 被視為國家進行宏觀調(diào)控的重要政策工具， 因而考察增值稅改革政策對企業(yè)金融化的影響， 不僅是扭轉(zhuǎn)企業(yè)“脫實向虛”的關(guān)鍵， 更有著重要的現(xiàn)實意義。已有研究發(fā)現(xiàn)， 分別在2009年和2016年全面推行的增值稅轉(zhuǎn)型改革（徐超等，2019）和“營改增”改革（強國令和王夢月，2021）均有效降低了企業(yè)金融化水平； 黃賢環(huán)和楊鈺潔（2022）以2018年財稅文件出臺為準自然實驗， 實證探究了“增值稅期末留抵退稅”政策對實體企業(yè)金融化的治理效應(yīng)及路徑。以上增值稅改革均屬于抵扣型增值稅改革， 其與增值稅稅率改革影響企業(yè)的邏輯有著較大的差異性， 前者旨在消除增值稅進項稅額抵扣不通暢的不利影響。增值稅稅率改革為增值稅綜合改革的關(guān)鍵組成部分， 考察其對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)具有重大的理論和現(xiàn)實意義。增值稅稅率改革政策的出臺能否有效抑制企業(yè)金融化？其作用機制是什么？在不同情形下兩者關(guān)系又如何變化？以上問題值得探討。鑒于此， 本文采用2013 ～ 2019年滬深A(yù)股非金融上市公司的數(shù)據(jù)， 以財稅［2017］37號文、 財稅［2018］32號文以及財政部稅務(wù)總局海關(guān)總署公告［2019］39號文的出臺為準自然實驗， 通過構(gòu)建多期雙重差分模型以全面考察增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的影響效應(yīng)， 并厘清二者間的作用機理和差異性情形下的關(guān)系。

相較于既有文獻， 本文的貢獻主要體現(xiàn)在三個方面： 一是豐富了企業(yè)金融化影響因素的研究視角。鮮有文獻直接關(guān)注到稅收政策對企業(yè)金融化的影響， 本文從增值稅稅率改革的視角出發(fā)， 實證檢驗了增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效應(yīng)， 完善了關(guān)于企業(yè)金融化影響因素的研究視角。二是擴展了增值稅改革在微觀層面的經(jīng)濟后果影響研究。以往關(guān)于增值稅改革的研究視角集中在考察增值稅轉(zhuǎn)型改革、 “營改增”這兩項抵扣政策的減稅效應(yīng)（曹越和李晶，2016）、 投資效應(yīng)（汪盧俊和蘇建，2019）以及分工效應(yīng)（范子英和彭飛，2017）。還有研究聚焦于增值稅稅率改革對全要素生產(chǎn)率（李穎和張玉鳳， 2021）以及企業(yè)價值（劉行和葉康濤，2018；楊森平和劉曉瑛，2020）等微觀經(jīng)濟后果的影響， 本文則以實體企業(yè)金融化程度為落腳點， 擴展了增值稅稅率改革的經(jīng)濟后果研究。三是本文將增值稅稅率改革與企業(yè)金融化納入同一分析框架， 采用多期雙重差分法全面探討增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的動態(tài)影響效應(yīng)及作用機制。這是對已有研究的進一步擴充， 并為促進實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供了寶貴的微觀經(jīng)驗證據(jù)。

二、 制度背景、 理論分析與研究假設(shè)

（一）制度背景

增值稅是針對所有流通環(huán)節(jié)的增值額征收稅費， 可有效地解決重復征稅的問題， 因而增值稅具備著稅收中性特征。但在實踐中， 增值稅抵扣鏈條因稅收體制不健全而存在著不完整的問題， 并且不同服務(wù)與產(chǎn)品所面臨的增值稅稅率存在著差異性， 這導致增值稅的稅收中性特征未能充分發(fā)揮。為此， 我國相繼開展了增值稅轉(zhuǎn)型改革和全面“營改增”改革， 增值稅抵扣鏈條不完整的問題也得以解決， 但仍存在著增值稅稅率檔位過多、 征收稅率過高的問題。為貫徹增值稅中性稅收原則， 幫助企業(yè)減負， 增強市場主體活力， 推進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展， 我國先后于2017 ～ 2019年進行了三次增值稅稅率調(diào)整， 如表1所示。

從2017年到2019年， 增值稅稅率改革力度持續(xù)加大， 涉及行業(yè)更廣、 規(guī)模更大， 為減輕企業(yè)負擔、 激發(fā)市場主體活力以及促進經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展做出了突出貢獻。本文以財稅［2017］37號文、 財稅［2018］32號文以及財政部稅務(wù)總局海關(guān)總署公告［2019］39號文的出臺為準自然實驗， 采用多期雙重差分法， 實證探究2017 ～ 2019年增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的影響效應(yīng)。

（二）理論分析與研究假設(shè)

增值稅稅率改革主要通過作用于追求“股東利益最大化”所形成的“投資替代”動機， 以及因應(yīng)對未來經(jīng)營不確定性而產(chǎn)生的“預(yù)防性儲蓄”動機， 進而對實體企業(yè)金融化產(chǎn)生影響。

1. “投資替代”動機?！巴顿Y替代”理論指出， 追求利潤最大化是企業(yè)配置金融資產(chǎn)的終極目標（Orhangazi，2008；Demir，2009）， 因而當實體面投資收益率較金融面投資收益率高時， 企業(yè)會專注于主業(yè)投資； 相反， 則會選擇配置金融資產(chǎn)。即“投資替代”動機主要是由金融部門與實業(yè)部門投資收益率的扭曲性差異所導致的。故探究緩解兩部門投資收益率差距的可行性邏輯對抑制經(jīng)濟“脫虛向?qū)崱庇兄匾饬x。增值稅稅率改革作為我國為企業(yè)減稅降負、 促進實業(yè)發(fā)展的重要措施， 本文認為其能有效提升實體收益率、 縮小收益率差距， 從而削弱企業(yè)的“投資替代”動機， 進而抑制實體企業(yè)金融化。具體可從如下兩方面分析：

一方面， 增值稅稅率改革具有“價格效應(yīng)”。理論上， 由于增值稅屬于間接稅， 當增值稅抵扣鏈條完整時， 企業(yè)最終可將所需繳納的增值稅稅款轉(zhuǎn)嫁給消費者， 故增值稅稅率改革所帶來的稅率下調(diào)并不會對企業(yè)利潤和價值產(chǎn)生顯著影響。但由于需求價格彈性的存在， 企業(yè)無法將增值稅稅負完全轉(zhuǎn)嫁給終端消費者。除需求價格彈性處于極端情況之外， 企業(yè)的產(chǎn)品價格會隨著增值稅稅率的提高而上漲， 進而消費者的消費傾向與對產(chǎn)品的需求量均會下降， 即需求曲線向左移動； 為保持利潤空間， 企業(yè)則會選擇適當降價、 減少供給， 即供給曲線向左移動。此時， 銷售價格與產(chǎn)品銷量均會降低， 致使企業(yè)的生產(chǎn)者剩余減少。由此可見， 企業(yè)無法以價格的形式將稅負完全轉(zhuǎn)嫁， 仍需承擔部分稅費， 而企業(yè)稅負的增加必然導致利潤降低。由增值稅稅率變動而影響商品價格與消費者購買需求， 進而對企業(yè)績效產(chǎn)生影響的效應(yīng)即為增值稅稅率的“價格效應(yīng)”。因此， 增值稅稅率改革通過“價格效應(yīng)”影響“投資替代”動機的理論邏輯是： 增值稅稅率改革降低了企業(yè)所承擔的稅率水平， 企業(yè)的產(chǎn)品價格水平隨之降低， 消費者的消費傾向與對產(chǎn)品的需求量均會提升， 需求曲線向右移動， 企業(yè)的生產(chǎn)者剩余增加， 企業(yè)則可通過提升售價或增加產(chǎn)品的供給量進一步提升企業(yè)的經(jīng)營收益水平。企業(yè)實體收益率提升會縮小與金融投資收益率之間的差距， 從而緩解企業(yè)的“投資替代”動機。

另一方面， 增值稅稅率改革具有“稅負效應(yīng)”。首先， 增值稅稅率下調(diào)有利于降低對企業(yè)創(chuàng)造的增值額所征收的稅費（胡奕明等，2017）， 盡管這部分稅費降低需要和下游企業(yè)共享， 但在一定程度上還是起到了減稅降費的作用。其次， 增值稅稅率下調(diào)減少了企業(yè)向上游采購原材料的成本。再次， 增值稅稅率下調(diào)還會降低當企業(yè)無法抵扣增值稅時所繳納的稅費。

因此， 增值稅稅率改革通過“稅負效應(yīng)”影響“投資替代”動機的理論邏輯是： 政府通過下調(diào)稅率， 降低了實體企業(yè)需繳納的稅費， 提升了企業(yè)的經(jīng)營性利潤， 從而提升了實體企業(yè)的投資收益率， 進而緩解了企業(yè)的“投資替代”動機。

2. “預(yù)防性儲蓄”動機。金融資產(chǎn)除了具有投資屬性， 還可以作為儲備流動性的工具。依據(jù)預(yù)防性儲蓄理論， 為應(yīng)對未來不確定的經(jīng)營狀況， 實體企業(yè)會通過增加金融資產(chǎn)的持有比例以獲得足夠的流動性儲備。由于金融資產(chǎn)具有流動性強的特質(zhì)， 當企業(yè)出現(xiàn)財務(wù)危機時， 可通過拋售金融資產(chǎn)及時解決流動性問題（Smith和Stulz，1985；楊森平和劉曉瑛，2020）?！邦A(yù)防性儲蓄”動機的一個重要前提是企業(yè)內(nèi)部存在現(xiàn)金流約束， 而導致企業(yè)出現(xiàn)內(nèi)部資金約束的重要因素則是企業(yè)所面臨的稅負過重。持續(xù)性的增值稅稅率改革可通過降低企業(yè)所面臨的增值稅稅率， 有效減輕企業(yè)稅費負擔， 進而降低企業(yè)因納稅所產(chǎn)生的現(xiàn)金流支出， 從而增加企業(yè)可支配的現(xiàn)金流。

因此， 增值稅稅率改革可通過緩解企業(yè)的內(nèi)部資金約束弱化企業(yè)金融化的“預(yù)防性儲蓄”動機?！邦A(yù)防性儲蓄”動機的另一個重要前提是企業(yè)對未來經(jīng)營狀況的不確定性（李真和李茂林，2021）， 而經(jīng)濟政策則是影響企業(yè)感知未來形勢的重要因素。根據(jù)信號傳導理論， 持續(xù)大幅的增值稅稅率改革通過強有力的減稅措施向企業(yè)釋放了積極信號， 一定程度上增強了企業(yè)對于未來經(jīng)營的信心， 進而弱化企業(yè)的“預(yù)防性儲蓄”動機。

綜上所述， 提出如下研究假設(shè)：

H1： 增值稅稅率改革能抑制實體企業(yè)金融化。

H2a： 增值稅稅率改革通過弱化“投資替代”動機進而抑制實體企業(yè)金融化。

H2b： 增值稅稅率改革通過弱化“預(yù)防性儲蓄”動機進而抑制實體企業(yè)金融化。

三、 研究設(shè)計

（一）樣本與數(shù)據(jù)

本文以2013 ～ 2019年我國滬深A(yù)股非金融企業(yè)上市公司為樣本， 考察2017 ～ 2019年增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效果。本文主要解釋變量根據(jù)財稅［2017］37號文、 財稅［2018］32號文以及財政部稅務(wù)總局海關(guān)總署公告［2019］39號文手工整理構(gòu)建， 其余變量數(shù)據(jù)選自于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。本文基于原始樣本將ST類公司和數(shù)據(jù)缺失的樣本予以剔除， 同時對公司層面所有連續(xù)變量進行了上下1%的縮尾處理， 以緩解異常值對實證分析結(jié)果的干擾。本文的數(shù)據(jù)處理與實證分析均使用Stata 15完成。

（二）變量定義

1. 企業(yè)金融化（Fin）。參考杜勇等（2017）的做法， 采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比重來衡量企業(yè)金融化程度， 即以可供出售的金融資產(chǎn)、 交易性金融資產(chǎn)、 衍生金融資產(chǎn)、 發(fā)放貸款及墊款凈額以及投資性房地產(chǎn)凈額之和與企業(yè)總資產(chǎn)的比重來度量企業(yè)金融化。

2. 增值稅稅率改革變量（VAT）。VAT為核心解釋變量， 即多期雙重差分變量（王立勇等，2020；何凌云和馬青山，2021）。VAT的取值規(guī)則為： 實體企業(yè)享受到增值稅稅率改革優(yōu)惠的當年及之后年度， VAT取值為1， 否則為0。

3. 控制變量（Controls）。借鑒周洋等（2021）的研究， 本文控制了與企業(yè)財務(wù)特征、 企業(yè)性質(zhì)相關(guān)的變量： 企業(yè)規(guī)模（Size）， 以企業(yè)期末總資產(chǎn)取對數(shù)來衡量； 資產(chǎn)負債率（Lev）， 以企業(yè)期末總負債除以總資產(chǎn)的比值衡量； 企業(yè)現(xiàn)金流（Cash）， 以企業(yè)期末經(jīng)營活動現(xiàn)金流凈額除以總資產(chǎn)的比值衡量； 企業(yè)年齡（Age）， 以企業(yè)的注冊年限距今年的年限衡量； 企業(yè)盈利能力（Profit）， 以企業(yè)當期營業(yè)利潤較上期的增長率衡量； 企業(yè)成長性（TobinQ）， 以股票市值除以企業(yè)資產(chǎn)的重置成本來衡量； 最大股東持股比（Top1）， 以第一大股東持有股本占總流通股本的比重衡量； 企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（State）， 若為國有企業(yè)取1， 否則為0。同時， 控制了年份固定效應(yīng)（Year）和行業(yè)固定效應(yīng)（Industry）。

（三）研究方法與模型設(shè)定

2017 ～ 2019年增值稅稅率改革采取的是分年逐步推進的改革模式， 因而本文以財稅［2017］37號文、 財稅［2018］32號文以及財政部稅務(wù)總局海關(guān)總署公告［2019］39號文的出臺為準自然實驗， 構(gòu)建多期雙重差分模型以評估增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效果。

Fini，t=α0+α1VATi，t+Controlsi，t+Yeart+

Industryi+εi，t （1）

在模型（1）中， i和t分別表示樣本企業(yè)和時間； Fini，t為企業(yè)金融化水平； VATi，t為企業(yè)當年是否享受到增值稅稅率改革優(yōu)惠的啞變量， 系數(shù)α1反映增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效果； Controlsi，t表示控制變量集合； Yeart表示時間固定效應(yīng)， 用來捕捉時間帶來的異質(zhì)性； Industryi表示行業(yè)固定效應(yīng)， 用于捕捉行業(yè)的異質(zhì)性； εi，t表示隨機誤差項。

四、 實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2展示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。實體企業(yè)金融化（Fin）的均值為0.0480， 最小值為0.0001， 最大值為0.4360， 表明企業(yè)間金融化程度存在著明顯的差異， 同時也存在金融化程度很高的實體企業(yè)。VAT的均值為0.3140， 表明在樣本期間共有31.40%的上市公司受到了增值稅稅率改革的影響。其他控制變量的分布均在合理范圍內(nèi)， 說明樣本的選取比較合理。

（二）基準回歸分析

為檢驗增值稅稅率改革（VAT）對企業(yè)金融化程度（Fin）的影響， 本文利用模型（1）進行回歸分析。表3列（1） ～ （5）展示了逐步加入控制變量后， 增值稅稅率改革的影響效果。由列（1）可知， 回歸系數(shù)為-0.007， 在5%的水平上顯著為負， 初步驗證了H1。在列（2） ～ 列（5）逐步加入控制變量的情形下： 一方面， VAT的回歸系數(shù)結(jié)果均在5%的水平上顯著為負； 另一方面， 回歸模型的擬合度（R2）隨著逐步加入控制變量而不斷提高?；貧w結(jié)果表明： 增值稅稅率改革能有效降低實體企業(yè)金融化水平， 在一定程度上抑制了企業(yè)“脫實向虛”的趨勢。上述實證結(jié)果均證實了本文的H1。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。使用DID進行政策評估的前提條件是滿足共同趨勢假定， 即在增值稅稅率改革實施前處理組與對照組中樣本的金融化水平的變化趨勢是一致的。為進行平行趨勢檢驗， 本文參考李曉艷等（2022）的做法， 構(gòu)建動態(tài)效應(yīng)模型， 如式（2）所示。

Fini，t=β0+? ? ? ? ? ? ? βTVi，t0+T+Controli，t+Yeart+

Industryi+εi，t? ? ? （2）

其中： Vi，t0+T表示增值稅稅率改革實施這一事件， 為政策虛擬變量； t0表示企業(yè)i享受到增值稅稅率改革優(yōu)惠的第一年， 即政策實施當年； T表示增值稅稅率改革實施后的第T年， 研究樣本的時間跨度涉及政策實施前后7年， 為避免多重共線性問題， 將政策實施前一年（t0-1）作為基準年份， 即回歸中剔除該年份的虛擬變量； βT為核心解釋系數(shù)， 表示增值稅稅率改革實施的第T年處理組與對照組企業(yè)金融化水平的差異， 當T<0時， 若βT的系數(shù)并未顯著異于零， 則表示通過平行趨勢檢驗， 反之， 則未通過平行趨勢檢驗。

由圖1可知， 在政策實施前（T<0）， βT的系數(shù)估計值并未顯著異于零， 說明處理組與對照組樣本的企業(yè)金融化水平并不存在明顯的趨勢差異。而在政策實施后， βT的系數(shù)估計值顯著異于零且小于零， 說明增值稅稅率改革的實施對于企業(yè)金融化水平具有顯著抑制作用， 且隨著政策深化， 政策效果呈現(xiàn)逐漸增強的態(tài)勢。上述結(jié)果充分說明， 本文的基準模型滿足平行趨勢假定， 即多期雙重差分法的使用條件成立， 驗證了結(jié)論的穩(wěn)健性。

2. 安慰劑檢驗。由于企業(yè)金融化水平的變動可能受到隨機因素或其他政策的影響， 本文參考石大千等（2018）的做法， 通過構(gòu)建“偽政策虛擬變量”進行安慰劑檢驗以評估研究結(jié)果的穩(wěn)健性。具體而言， 本文隨機抽取上市公司作為實驗組， 重新對模型（1）進行估計， 提取出“偽政策虛擬變量”的參數(shù)估計結(jié)果和標準誤， 并計算得到t值， 重復此過程500次， 進而繪制得到“偽政策虛擬變量”的t值核密度估計圖。如圖2所示， t值的真實值在5%的水平上落入拒絕域， 即實驗組隨機化后所得到的“偽政策虛擬變量”的估計系數(shù)并不顯著， 充分說明增值稅稅率改革對于企業(yè)金融化的政策效應(yīng)并非來自于其他政策或隨機因素的影響， 即通過安慰劑檢驗， 再次驗證了H1。

3. 其他穩(wěn)健性檢驗。①更換被解釋變量的測度方式。除金融資產(chǎn)外， 企業(yè)金融化的趨勢也可能體現(xiàn)在企業(yè)從金融領(lǐng)域獲得的收益（Krippner，2005）。故本文參照鄧迦予（2014）的做法， 將利息收入、 投資收益以及公允價值變動之和作為金融收益， 并以金融收益與總營業(yè)利潤的比值作為企業(yè)金融化的代理指標， 再次進行回歸。②使用PSM-DID估計。為緩解樣本的選擇性偏差問題， 本文使用PSM-DID方法對結(jié)果進行了穩(wěn)健性檢驗。具體而言， 首先， 選擇基準回歸的控制變量作為協(xié)變量進行Logit回歸， 從而獲得傾向得分值。其次， 按照較為嚴格的卡尺內(nèi)（0.001）近鄰匹配法（1∶1）進行樣本配對。最后， 采用匹配后所得到的樣本進行DID回歸。③加入聯(lián)合固定效應(yīng)。雖然采用了年份、 行業(yè)雙向固定效應(yīng)， 但仍可能存在一些伴隨年份與行業(yè)變動且無法觀測的因素。因此， 在基準回歸的基礎(chǔ)上加入年份與行業(yè)的聯(lián)合固定效應(yīng)進行控制。采用上述方法研究發(fā)現(xiàn)， 無論是否加入控制變量， 核心解釋變量VAT的估計系數(shù)均在5%的水平上顯著為負， 充分驗證了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。限于篇幅， 上述檢驗結(jié)果未予列示。

（四）機制分析

1. “投資替代”動機。本文從金融投資收益率、 實體投資收益率兩個方面出發(fā)， 檢驗增值稅稅率改革能否通過弱化企業(yè)“投資替代”動機進而抑制企業(yè)金融化趨勢。本文參考張成思和張步曇（2015）的研究方法確定相應(yīng)變量的衡量方式； 同時為避免內(nèi)生性問題， 本文在行業(yè)層面設(shè)定收益率指標。行業(yè)的金融投資收益率RF以行業(yè)的平均金融投資收益除以其方差來衡量， 行業(yè)的實體投資收益率RK以行業(yè)內(nèi)平均固定資產(chǎn)收益率除以其方差來衡量。表4Panel A回歸結(jié)果顯示： 一方面， VAT和RK的交乘項系數(shù)在10%的水平上顯著為負， 說明增值稅稅率改革通過提升實體資產(chǎn)收益率進而抑制實體企業(yè)的金融化趨勢； 另一方面， VAT和RF的交乘項系數(shù)并不顯著， 說明增值稅稅率改革無法通過降低金融投資收益率進而對企業(yè)金融化的趨勢產(chǎn)生抑制作用。綜上所述， 增值稅稅率改革確實能夠通過提升實體投資收益率， 縮小實業(yè)與金融業(yè)的收益率差距， 從而弱化企業(yè)的“投資替代”動機， 進而抑制企業(yè)金融化趨勢。

2. “預(yù)防性儲蓄”動機。根據(jù)前文分析， 增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)可能會受到來源于“預(yù)防性儲蓄”動機中內(nèi)部資金約束緩解的影響。為探究這一影響路徑的存在性， 本文參考徐曉東和張?zhí)煳鳎?009）以及李連燕和張東廷（2017）的做法， 分別采用自由現(xiàn)金流Fcf和內(nèi)部現(xiàn)金流Ica度量企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流的約束程度。其中， Fcf采用經(jīng)營性現(xiàn)金流減去維持資產(chǎn)規(guī)模的支出所得到差值除以總資產(chǎn)來衡量； Ica采用經(jīng)營性現(xiàn)金流與流動負債的比值度量。如表4 Panel B匯報的結(jié)果所示： 一方面， VAT和Fcf的交乘項雖然顯著， 但系數(shù)為正； 另一方面， VAT和Ica的交乘項不顯著。綜合而言， 增值稅稅率改革抑制企業(yè)金融化并非通過緩解企業(yè)內(nèi)部資金約束實現(xiàn)。金融市場體制機制的完善性與金融產(chǎn)品價格的穩(wěn)定性是“預(yù)防性儲蓄”動機成立的重要前提， 而我國相對欠發(fā)達的金融體系與波動性較大的金融產(chǎn)品價格難以成為企業(yè)管理流動性的最優(yōu)決策選擇。因此， 增值稅稅率改革雖能緩解企業(yè)內(nèi)部資金約束， 但較難通過這一機制抑制企業(yè)配置金融資產(chǎn)的行為。

綜上所述， 增值稅稅率改革主要通過提升實體投資收益緩解企業(yè)的“投資替代”動機， 進而抑制企業(yè)的金融化趨勢， 但并未對企業(yè)的“預(yù)防性儲蓄”動機產(chǎn)生影響， H2a得到證實。

五、 進一步分析

（一）異質(zhì)性分析

1. 企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的影響。相較于非國有企業(yè)， 國有企業(yè)可憑借良好的信用資質(zhì)、 較大的資產(chǎn)規(guī)模以及較多的政府扶持等優(yōu)勢獲得更為廣闊的融資渠道， 可滿足日常生產(chǎn)經(jīng)營的資金需求； 非國有企業(yè)因自身缺乏充足抵押、 資產(chǎn)規(guī)模較小， 故融資渠道窄且可融資金相對較少， 并且政府給予的扶持資金有限， 所以面臨的融資約束更大。因此， 非國有企業(yè)對增值稅稅率改革實施所帶來的融資約束緩解更為敏感， 這有助于非國有企業(yè)獲得生產(chǎn)性投資的資金需求， 加大主業(yè)投資力度， 從而抑制企業(yè)金融化。本文預(yù)期相較于國有企業(yè)， 增值稅稅率改革對非國有企業(yè)金融化的治理效應(yīng)可能會更加明顯。

鑒于此， 本文將樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)， 并對二者進行分組回歸分析。如表5的列（1）、 （2）所示， 當為國有企業(yè)時， 回歸系數(shù)并不顯著； 當為非國有企業(yè)時， 回歸系數(shù)在10%的水平上顯著為負。這充分表明增值稅稅率改革對非國有企業(yè)的金融化水平抑制作用更加明顯。

2. 市場化水平的影響。作為衡量企業(yè)外部環(huán)境的綜合指標， 市場化水平與一系列經(jīng)濟、 法律、 社會制度變革密切相關(guān)。在市場化水平較高的地區(qū)， 法制更為健全， 一定程度上反映了法律制度的完善性及其實施的有效性， 因而增值稅稅率改革也能得到較好的執(zhí)行。因此， 市場化水平可能會影響增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的抑制作用。本文認為在市場化水平較高的地區(qū)， 增值稅稅率改革的實施對企業(yè)金融化的抑制作用更加明顯。

為此， 本文選擇王小魯?shù)龋?019）計算得到的市場化總指數(shù)來衡量區(qū)域間市場化水平。根據(jù)市場化總指數(shù)的中位數(shù)劃分樣本， 將市場化總指數(shù)大于或等于中位數(shù)的樣本劃分為高市場化水平組， 將市場化水平低于中位數(shù)的樣本劃分為低市場化水平組。如表5列（3）所示， VAT的系數(shù)在5%的水平上顯著為負， 表明增值稅稅率改革對處于高市場化水平地域的企業(yè)的金融化趨勢具有顯著抑制作用； 而列（4）所示的VAT的系數(shù)不顯著， 表明在市場化水平低的地區(qū)， 增值稅稅率改革無法抑制處于低市場化水平地域的企業(yè)金融化趨勢。

（二）增值稅稅率改革、 企業(yè)金融化與企業(yè)投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化

實業(yè)資本投資是實體經(jīng)濟賴以生存和發(fā)展的基礎(chǔ)。上文驗證了增值稅稅率改革對企業(yè)金融化具有顯著治理效應(yīng)， 若這種“治理效應(yīng)”能有效促進企業(yè)的實業(yè)資本投資， 有助于企業(yè)投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化， 則治理效應(yīng)的內(nèi)涵會進一步豐富。

為回答這個問題， 本文借鑒張浩（2018）的研究， 定義非金融企業(yè)實業(yè)投資率RIN等于購建固定資產(chǎn)、 無形資產(chǎn)和其他長期支付的現(xiàn)金之和的當年變化值與期末賬面值的比值。將實業(yè)投資率RIN作為被解釋變量， 以VAT和Fin的交乘項作為核心解釋變量進行回歸。如表6中列（1）、 （2）所示， 無論是否加入控制變量， VAT和Fin的交乘項均在1%的水平上顯著為正， 說明增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效應(yīng)能有效促進實業(yè)資本投資。

實體投資的另一重要部分是企業(yè)的創(chuàng)新投資。本文借鑒鐘田麗等（2014）的研究， 從創(chuàng)新的研發(fā)資金投入進一步考察增值稅稅率改革的治理效應(yīng)對企業(yè)創(chuàng)新投資的影響， 采用企業(yè)的研發(fā)支出與營業(yè)收入之比作為研發(fā)資金投入的衡量指標。如表6列（3）、 （4）所示， VAT和Fin的交乘項系數(shù)均顯著為正， 說明增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效應(yīng)能有效促進企業(yè)創(chuàng)新投資。

據(jù)以上檢驗分析可知， 增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的治理效應(yīng)有助于企業(yè)投資結(jié)構(gòu)優(yōu)化。

六、 研究結(jié)論及政策建議

（一）研究結(jié)論

本文以2017 ～ 2019年的增值稅稅率改革為準自然實驗， 在理論分析的基礎(chǔ)上， 以2013 ～ 2019年我國滬深A(yù)股非金融上市公司為研究對象， 采用多期雙重差分法實證分析了增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化的影響效果與作用機制。研究結(jié)果表明： ①在滿足平行趨勢假定的條件下， 增值稅稅率改革對實體企業(yè)金融化具有顯著治理效應(yīng)； 經(jīng)過安慰劑檢驗、 替換被解釋變量、 PSM-DID檢驗以及加入聯(lián)合固定效應(yīng)等一系列檢驗后， 本文結(jié)論依舊穩(wěn)健。②增值稅稅率改革能夠通過提升實體企業(yè)投資收益率進而有效弱化企業(yè)的“投資替代”動機， 從而抑制企業(yè)的金融化趨勢， 但缺乏證據(jù)表明改革能作用于“預(yù)防性儲蓄”動機進而影響企業(yè)金融化。③增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)在所有權(quán)性質(zhì)、 市場化水平等方面存在著顯著差異性， 即對非國有企業(yè)、 處于較高市場化水平地區(qū)的企業(yè)， 增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)更加明顯。④增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)能促進實體企業(yè)的實業(yè)投資和創(chuàng)新投資， 有助于企業(yè)投資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化。

（二）政策建議

基于上述結(jié)論， 本文提出以下建議：

第一， 增值稅不僅是我國第一大稅種， 還是國家進行宏觀調(diào)控的重要財稅政策工具。鑒于增值稅稅率改革能顯著抑制企業(yè)金融化趨勢， 因此， 除傳統(tǒng)的金融體制改革之外， 財稅政策對于治理經(jīng)濟“脫實向虛”的作用應(yīng)當予以更為充分的重視。

第二， 基于增值稅稅率改革主要通過降低金融收益率、 縮小金融面和實體面的收益率差距進而弱化“投資替代”動機， 從而發(fā)揮政策對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)。因此， 一方面相關(guān)部門應(yīng)當著力監(jiān)測、 防范虛擬經(jīng)濟泡沫的過度膨脹， 引導虛高的金融收益率逐漸合理化； 另一方面， 政府部門需加強對市場的合理干預(yù)， 密切關(guān)注外部經(jīng)濟形勢變化， 積極調(diào)控實體面與金融面的投資收益率差距， 大力推進實體企業(yè)發(fā)展， 努力推動金融回歸于服務(wù)實體經(jīng)濟的角色定位， 促進實體企業(yè)回歸主業(yè)。

第三， 鑒于增值稅稅率改革對企業(yè)金融化的治理效應(yīng)存在著多元的異質(zhì)性， 因此在推進財稅體制改革的過程中， 政府需要更加注重企業(yè)股權(quán)特性、 區(qū)域市場化水平的差異性， 避免出臺單一、 固化的財稅政策， 鼓勵制定與本地產(chǎn)業(yè)更為適應(yīng)、 匹配的財稅制度， 方能更加全面、 均衡地促進實業(yè)振興和經(jīng)濟“脫虛還實”。

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【基金項目】國家社會科學基金項目“新型政商關(guān)系的深層邏輯、測度評價與實現(xiàn)路徑研究”（項目編號：18BJL048）

【作者單位】1.武漢理工大學經(jīng)濟學院， 武漢 430070；2.中南民族大學經(jīng)濟學院， 武漢 430074