朱玉飛 安 磊

(西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，陜西 西安 710061)

一、問(wèn)題的提出

中國(guó)經(jīng)濟(jì)步入新常態(tài)以來(lái)，經(jīng)濟(jì)下行壓力巨大，經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力亟需由主要依靠要素投入擴(kuò)張轉(zhuǎn)變?yōu)橹饕揽縿?chuàng)新驅(qū)動(dòng)和效率提升，以帶動(dòng)經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)[1]。在貨幣政策和財(cái)政支出政策工具操作空間有限的情況下，中央政府逐漸重視利用稅收政策工具引導(dǎo)和推動(dòng)我國(guó)經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的轉(zhuǎn)型升級(jí)，繼2016國(guó)務(wù)院在《降低實(shí)體經(jīng)濟(jì)企業(yè)成本工作方案》中提出要實(shí)現(xiàn)全年減稅額高于5000億以來(lái)，我國(guó)在2017年繼續(xù)加大減稅力度，出臺(tái)了包括簡(jiǎn)并增值稅稅率、擴(kuò)大企業(yè)稅收優(yōu)惠政策范圍、提高科技型中小企業(yè)研發(fā)費(fèi)用稅前加計(jì)扣除比例等六項(xiàng)減稅措施，以期實(shí)現(xiàn)全年減輕稅費(fèi)負(fù)擔(dān)5800億元，試圖通過(guò)減稅助力“大眾創(chuàng)業(yè)、萬(wàn)眾創(chuàng)新”，進(jìn)而實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)增長(zhǎng)。從微觀視角看，全要素生產(chǎn)率的提高既是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長(zhǎng)的動(dòng)力來(lái)源，也是“雙創(chuàng)”效益的重要表現(xiàn)，那么，企業(yè)稅負(fù)水平的降低是否有助于全要素生產(chǎn)率的提高？在現(xiàn)有稅負(fù)水平下是否仍有進(jìn)一步降低企業(yè)稅負(fù)的空間？這些問(wèn)題成為當(dāng)前學(xué)術(shù)界和決策層關(guān)注的焦點(diǎn)，而厘清企業(yè)稅收負(fù)擔(dān)與全要素生產(chǎn)率之間存在的內(nèi)在聯(lián)系，并從微觀層面提供有力的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，是回答上述問(wèn)題的關(guān)鍵。

關(guān)于稅收與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間關(guān)系的研究成果已十分豐富。內(nèi)生經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)理論認(rèn)為，稅收優(yōu)惠可以通過(guò)鼓勵(lì)企業(yè)進(jìn)行人力資本積累、增加研發(fā)投入等方式，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，進(jìn)而促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。不僅如此，稅收減免還可以降低稅收的價(jià)格扭曲效應(yīng)，提高資源配置效率，有利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。由于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的長(zhǎng)期動(dòng)力來(lái)源于技術(shù)進(jìn)步和人力資本積累，而稅收除了直接影響企業(yè)的人力資本投資以及研發(fā)投入外，還通過(guò)影響公共支出中基礎(chǔ)設(shè)施投資、教育支出規(guī)模以及公共研發(fā)投入，間接作用于人力資本積累和技術(shù)進(jìn)步。減稅的直接效應(yīng)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)產(chǎn)生正向作用，而間接影響則表現(xiàn)為負(fù)向作用，換言之，稅收減免對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的影響可能呈現(xiàn)出非線性特征。通過(guò)在AK模型中引入生產(chǎn)性公共支出和所得稅(政府通過(guò)所得稅為公共支出融資)，Barro(1988)發(fā)現(xiàn)所得稅與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)之間存在倒U型關(guān)系[2]。實(shí)證方面，Kneller 等(1999)利用OCED國(guó)家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)稅收的扭曲作用更明顯，不利于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)[3]；而郭慶旺和賈俊雪(2006)基于我國(guó)的經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)，證實(shí)了稅收通過(guò)教育支出、公共投資對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有促進(jìn)作用[4]。近年來(lái)，不少學(xué)者開始關(guān)注稅負(fù)與創(chuàng)新的關(guān)系以及減稅對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，嘗試尋找稅收影響經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的微觀證據(jù)。余泳澤等(2017)利用1996～2014年間191個(gè)國(guó)家的跨國(guó)面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)稅負(fù)與創(chuàng)新之間存在顯著的倒U型關(guān)系，但并不涉及企業(yè)稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間是否存在倒U型關(guān)系[5]；申廣軍等(2016)、吳輝航等(2017)分別基于我國(guó)的稅改實(shí)踐，研究了減稅這一外生政策沖擊對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響，結(jié)果表明，減稅有助于全要素生產(chǎn)率的提升，然而，他們的研究均只涉及減稅政策沖擊本身的影響，并未考察企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系，也難以回答前文提出的問(wèn)題[6][7]。

不難看出，國(guó)內(nèi)外現(xiàn)有文獻(xiàn)均缺乏對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)如何影響全要素生產(chǎn)率的關(guān)注，有鑒于此，本文以企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系作為切入點(diǎn)，基于2007～2016年我國(guó)上市企業(yè)的微觀面板數(shù)據(jù)，對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)變動(dòng)如何影響全要素生產(chǎn)率進(jìn)行實(shí)證研究，并進(jìn)一步探究這種影響是否因企業(yè)研發(fā)投入的差異而在企業(yè)之間表現(xiàn)出異質(zhì)性。相較于現(xiàn)有文獻(xiàn)，本文可能的貢獻(xiàn)有：(1)分析稅收影響全要素生產(chǎn)率時(shí)可能存在的非線性特征，基于微觀層面的數(shù)據(jù)，證實(shí)了企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關(guān)系；(2)基于企業(yè)是否有研發(fā)支出，將企業(yè)分為研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)，探討企業(yè)實(shí)際稅負(fù)變動(dòng)對(duì)兩種不同類型全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性影響；(3)利用門檻回歸模型，進(jìn)一步探討企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的非線性關(guān)系，通過(guò)門檻值，判斷在現(xiàn)有稅負(fù)水平下，我國(guó)是否仍有進(jìn)一步降低企業(yè)稅負(fù)的空間，為我國(guó)稅收政策的調(diào)整提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、文獻(xiàn)回顧與假說(shuō)提出

作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要組成部分，稅收政策對(duì)于實(shí)體經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)換擋、轉(zhuǎn)型升級(jí)的重要性不言而喻，嚴(yán)成樑和龔六堂(2009)、Liu和Lu(2015)、吳輝航等(2017)等學(xué)者已對(duì)稅率與經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的關(guān)系、稅收政策的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)做了較多探討[7][8][9]，但圍繞企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率關(guān)系的研究還不多。明晰企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間關(guān)系的關(guān)鍵，在于厘清稅收會(huì)通過(guò)哪些渠道影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

Lucas(1988)指出全要素生產(chǎn)率是測(cè)度技術(shù)進(jìn)步水平的有效指標(biāo)，而技術(shù)進(jìn)步最為重要的兩個(gè)影響因素是人力資本積累和研發(fā)投入[10]。人力資本投資和研發(fā)投入既可以來(lái)自于私人部門，也可以來(lái)自公共部門。稅收作為一種私人部門向公共部門進(jìn)行財(cái)富轉(zhuǎn)移的方式，會(huì)通過(guò)約束私人部門和公共部門的人力資本投資及研發(fā)資本投入對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。一方面，尹朝靜(2017)、孫一菡等(2017)的研究表明稅收是財(cái)政收入的主要來(lái)源，會(huì)制約政府用于教育、科研、大型技術(shù)引進(jìn)以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等諸多方面的公共支出，而這些來(lái)自公共部門的生產(chǎn)性支出會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進(jìn)作用[11][12]，換言之，政府的稅收收入越高，公共部門用于人力資本積累和研發(fā)的資金就越雄厚，對(duì)全要素生產(chǎn)率增長(zhǎng)的推動(dòng)作用也就越強(qiáng)，其中用于教育的公共支出最為明顯，原因在于，教育部門扮演著人力資本培育和科研創(chuàng)新的雙重角色。極端情況下，假設(shè)稅收為零，來(lái)自公共部門的人力資本投入和研發(fā)投入為零，這不僅會(huì)導(dǎo)致公共部門對(duì)于技術(shù)進(jìn)步的貢獻(xiàn)為零，還會(huì)使得依賴于教育系統(tǒng)輸送人力資本的私人部門(主要指企業(yè))難以為繼，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率很有可能陷入停滯，甚至出現(xiàn)負(fù)增長(zhǎng)。因此，稅收對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可以分為兩個(gè)方面：宏觀方層面的促進(jìn)作用和微觀層面的抑制作用。由此，當(dāng)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)處于較低水平時(shí)，稅收宏觀方層面的促進(jìn)作用大于微觀層面的抑制作用，此時(shí)企業(yè)稅負(fù)提高可以通過(guò)增加公共部門用于人力資本積累和研發(fā)投入的方式增進(jìn)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。另一方面，當(dāng)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)水平超過(guò)最優(yōu)水平時(shí)，稅收宏觀方層面的促進(jìn)作用小于微觀層面的抑制作用，過(guò)高的稅負(fù)會(huì)對(duì)企業(yè)部門的人力資本投資和研發(fā)投入產(chǎn)生強(qiáng)烈的擠出效應(yīng)，從而在整體上對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)面效果。首先，短期來(lái)看，過(guò)高的稅收負(fù)擔(dān)，會(huì)減少企業(yè)的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流，強(qiáng)化企業(yè)面臨的融資約束，即使企業(yè)有意通過(guò)增加人力資本投資和研發(fā)投資的方式提高其全要素生產(chǎn)率，在經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流短缺、融資約束收緊的情況下，也難以獲得資金支持；其次，Evans和Leighton(1990)認(rèn)為從長(zhǎng)期來(lái)看，過(guò)高的稅收負(fù)擔(dān)會(huì)降低企業(yè)“創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)”的熱情，由于創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)能否成功有著很大的不確定性，倘若沒(méi)有足夠的預(yù)期利潤(rùn)作為補(bǔ)償，企業(yè)不愿承擔(dān)“雙創(chuàng)”的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，因此，過(guò)高的稅負(fù)會(huì)降低企業(yè)的預(yù)期利潤(rùn)率，使得企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)投資的動(dòng)力減弱[13]。由于人力資本積累和研發(fā)投入無(wú)法單獨(dú)在公共部門或私人部門得以完成，且增稅對(duì)公共部門研發(fā)投入的正向促進(jìn)作用也存在邊際遞減效應(yīng)，故企業(yè)高稅負(fù)的正向作用無(wú)法完全補(bǔ)償其負(fù)向激勵(lì)。劉放等(2016)發(fā)現(xiàn)當(dāng)企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)高于臨界水平時(shí)，適當(dāng)降低稅率，或者通過(guò)稅收優(yōu)惠或者稅收補(bǔ)貼的方式降低企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，有助于提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率[14]?；谏鲜龇治?，提出假設(shè)H1。

H1：企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關(guān)系。

稅收是政府實(shí)現(xiàn)對(duì)企業(yè)利潤(rùn)再分配的重要方式之一，對(duì)微觀企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策產(chǎn)生重要影響，因此稅收是影響企業(yè)研發(fā)投入決策的重要因素。研發(fā)投入是促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提高的主要方式之一，然而不同企業(yè)在研發(fā)投入的偏好上存在差異，因而實(shí)際稅負(fù)對(duì)研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率很可能會(huì)存在異質(zhì)性影響。第一，研發(fā)型企業(yè)研發(fā)動(dòng)力更足。受企業(yè)自身特征與行業(yè)定位的影響，研發(fā)型企業(yè)具有更強(qiáng)的研發(fā)動(dòng)力，這類企業(yè)更加偏好通過(guò)提高自身生產(chǎn)率水平獲得競(jìng)爭(zhēng)優(yōu)勢(shì)，從而占據(jù)更大的市場(chǎng)份額，實(shí)現(xiàn)自身利潤(rùn)最大化；而非研發(fā)型企業(yè)受限于資金規(guī)模、研發(fā)能力等因素的不足，導(dǎo)致研發(fā)投入的風(fēng)險(xiǎn)較高，而回報(bào)率卻相對(duì)較低，因此減少或不進(jìn)行研發(fā)投入才是其最佳選擇，因此，與非研發(fā)型企業(yè)相比，稅收會(huì)通過(guò)降低企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮更強(qiáng)的抑制作用。第二，研發(fā)型企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入的概率更高。企業(yè)的研發(fā)投入不但可以提高自身生產(chǎn)率水平，還可以依法稅前抵扣，從而降低自身實(shí)際稅負(fù)水平。與非研發(fā)型企業(yè)相比，研發(fā)型企業(yè)研發(fā)經(jīng)驗(yàn)更多、效率更高，在相同的情況下，研發(fā)型企業(yè)進(jìn)行研發(fā)投入決策的概率更高。因此，稅收通過(guò)降低研發(fā)型企業(yè)研發(fā)投入決策的概率進(jìn)而對(duì)其全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更大的負(fù)面效果。其三，研發(fā)型企業(yè)的研發(fā)效率更高。研發(fā)投入是企業(yè)的一項(xiàng)長(zhǎng)期投資活動(dòng)，需要持續(xù)投入才能獲得最大的研發(fā)收益。受益于前期投入和積累，相較于非研發(fā)型企業(yè)，研發(fā)型企業(yè)在研發(fā)投入上具有“先發(fā)優(yōu)勢(shì)”，研發(fā)經(jīng)驗(yàn)和研發(fā)效率更高。稅收降低了企業(yè)實(shí)際收益，擠出了研發(fā)型企業(yè)的研發(fā)資金，從而對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更強(qiáng)的負(fù)向激勵(lì)?；谝陨戏治?，不難推斷，當(dāng)稅負(fù)水平提高時(shí)，稅負(fù)對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的負(fù)向激勵(lì)將高于非研發(fā)型企業(yè)。由此提出假設(shè)H2。

H2：提高稅負(fù)對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向激勵(lì)高于非研發(fā)型企業(yè)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)研究思路

為驗(yàn)證企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間是否存在倒U型關(guān)系，以及實(shí)際稅負(fù)是否會(huì)對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制作用，本文的研究思路如下：(1)在實(shí)證模型中同時(shí)引入實(shí)際稅負(fù)及其平方項(xiàng)，如果實(shí)際稅負(fù)回歸系數(shù)顯著為正，其二次方項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，則表明本文研究假設(shè)H1成立；(2)在實(shí)證模型中加入實(shí)際稅負(fù)與研發(fā)狀況的交互項(xiàng)，驗(yàn)證提高稅負(fù)是否對(duì)研發(fā)型全要素生產(chǎn)率的負(fù)向激勵(lì)高于非研發(fā)型企業(yè)，如果該交互項(xiàng)回歸系數(shù)顯著為負(fù)，表明本文研究假設(shè)H2成立；(3)本文引入門檻模型，對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間倒U型關(guān)系進(jìn)行再次驗(yàn)證，考察本文研究結(jié)論是否穩(wěn)健，也可以回答減稅能否提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以及是否存在進(jìn)一步減稅空間這兩個(gè)問(wèn)題；(4)將研究樣本進(jìn)一步細(xì)分為研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)，考察不同門檻區(qū)間內(nèi)，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)是否會(huì)對(duì)研發(fā)型和非研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否存在明顯的異質(zhì)性，對(duì)研究假設(shè)H2進(jìn)行再次驗(yàn)證。

(二)模型構(gòu)建

基于本文的影響機(jī)制分析和研究設(shè)計(jì)，本文參考申廣軍等(2016)、吳輝航等(2017)的做法，構(gòu)建如下模型對(duì)本文的研究假設(shè)進(jìn)行驗(yàn)證[6][7]。首先，為了驗(yàn)證本文的研究假設(shè)H1，構(gòu)建如下計(jì)量模型：

(1)

如果β1顯著為正且β2顯著為負(fù)，說(shuō)明本文研究假設(shè)1成立。為驗(yàn)證本文研究假設(shè)H2，本文在模型(1)的基礎(chǔ)上引入代表研發(fā)投入與企業(yè)實(shí)際稅負(fù)的交互項(xiàng)，計(jì)量模型如下所示：

(2)

如果β4的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明本文的研究假設(shè)2成立。

式(1)和(2)中，Ln_TFPit為被解釋變量，表示企業(yè)i在第t年的全要素生產(chǎn)率；Rit和R&Dit是本文的核心解釋變量，分別代表企業(yè)i在第t年的企業(yè)實(shí)際稅負(fù)和研發(fā)投入，Zit為控制變量，包括企業(yè)i在第t年的資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、平均薪資、現(xiàn)金持有水平和企業(yè)規(guī)模。λi表示產(chǎn)業(yè)效應(yīng)，μt表示年份效應(yīng)，εit表示隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(三)變量定義

1.全要素生產(chǎn)率(TFP)。楊汝岱(2015)認(rèn)為現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法主要有參數(shù)估計(jì)、半?yún)?shù)估計(jì)和非參數(shù)估計(jì)方法,但是不同方法估計(jì)的全要素生產(chǎn)率存在較大差異[15]。魯曉東和連玉君(2012)發(fā)現(xiàn)OP、LP等半?yún)?shù)方法可以很好地解決傳統(tǒng)估計(jì)方法中內(nèi)生性和樣本選擇問(wèn)題[16]。張?zhí)烊A和張少華(2016)發(fā)現(xiàn)通過(guò)引入中間投入，LP方法可以有效地解決OP方法中由投資為負(fù)導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率估計(jì)結(jié)果不一致的問(wèn)題，而且中間投入的引入也有助于解決內(nèi)生性問(wèn)題[17]。所以，本文最終采用LP方法作為全要素生產(chǎn)率的估計(jì)方法。

在估計(jì)全要素生產(chǎn)率的過(guò)程中，資本選取年末固定資產(chǎn)凈額作為估計(jì)指標(biāo)；勞動(dòng)選取企業(yè)員工人數(shù)作為估計(jì)指標(biāo)；中間投入指標(biāo)尤其重要，本文中間投入指標(biāo)的選取借鑒袁堂軍(2009)的做法[18]，計(jì)算方法如下：

中間投入=銷售成本+各項(xiàng)費(fèi)用-折舊費(fèi)用-應(yīng)付職工薪酬

2.實(shí)際稅率(R)。現(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)企業(yè)所得稅實(shí)際稅負(fù)的計(jì)算主要有兩種，第一種計(jì)算方式為：實(shí)際稅負(fù)=所得稅費(fèi)用/稅前利潤(rùn)；第二種計(jì)算方式為：實(shí)際稅負(fù)=(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用)/(所得稅費(fèi)用-遞延所得稅費(fèi)用/法定稅率)。吳輝航等(2017)采用第一種方法計(jì)算實(shí)際稅負(fù)，均值為0.12[7]，劉慧龍和吳聯(lián)生(2014)使用第二種方法計(jì)算得出的實(shí)際稅負(fù)均值為0.22[19]。比較兩種方法得出的實(shí)際稅負(fù)，第一種計(jì)算方法得出的實(shí)際稅負(fù)與名義所得稅率25%相差太大，而且沒(méi)有考慮遞延所得稅費(fèi)用對(duì)實(shí)際稅負(fù)的影響。因此本文選擇第二種方法計(jì)算企業(yè)實(shí)際稅負(fù)。

3.控制變量。已有研究表明企業(yè)的微觀特征對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響，本文借鑒已有文獻(xiàn)，還選取以下指標(biāo)作為本文的控制變量：研發(fā)投入、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利能力、平均工資、現(xiàn)金持有水平和企業(yè)規(guī)模。研發(fā)投入對(duì)全要素生產(chǎn)率有著明顯的促進(jìn)作用，也是全要素生產(chǎn)率最重要的影響因素之一，因此預(yù)計(jì)該變量系數(shù)為正；資產(chǎn)負(fù)債率是衡量企業(yè)融資約束的指標(biāo)，數(shù)值越高表明企業(yè)所面臨的融資約束越小，越有資金用于提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，因此預(yù)計(jì)該變量系數(shù)為正；企業(yè)盈利能力越高，效率越高，因此預(yù)計(jì)該變量系數(shù)為正；平均薪資代表企業(yè)支付員工的平均工資水平，可以在一定程度上當(dāng)作企業(yè)員工人力資本水平的體現(xiàn)，人力資本水平越高，企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高，因此預(yù)計(jì)此變量系數(shù)為正；現(xiàn)金持有水平是企業(yè)研發(fā)投入的重要來(lái)源，對(duì)企業(yè)生產(chǎn)率產(chǎn)生影響，企業(yè)持有現(xiàn)金越多，越有可能加大研發(fā)投入，因此預(yù)計(jì)該變量系數(shù)為正；企業(yè)規(guī)模越大，越容易產(chǎn)生規(guī)模效應(yīng)，提高勞動(dòng)分工程度，改善企業(yè)生產(chǎn)效率，因此預(yù)計(jì)該變量系數(shù)為正。本文的變量界定如表1所示。

表1 變量定義表

4.樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源。為了避免2007年企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則改革對(duì)實(shí)證結(jié)果產(chǎn)生影響，本文最終選取中國(guó)上市公司2007～2016年非平衡面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。在實(shí)驗(yàn)數(shù)據(jù)的處理過(guò)程中，本文參考程晨(2018)篩選數(shù)據(jù)的方法[20]，在剔除了ST公司、*ST公司、重要財(cái)務(wù)指標(biāo)缺失的研究樣本后，為了防止實(shí)證結(jié)果受到極端值的影響，本文對(duì)連續(xù)變量在1%和99%分位做了縮尾處理。經(jīng)過(guò)處理后，本文共獲得15994個(gè)觀測(cè)值。此外，本文采用固定資產(chǎn)投資系數(shù)(FAI)和按消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)衡量的通貨膨脹率(CPI)對(duì)相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行平減，使用不變價(jià)格進(jìn)行實(shí)證研究。本文的實(shí)證數(shù)據(jù)來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)、BVD數(shù)據(jù)庫(kù)。

四、實(shí)證研究與結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表2提供了本文描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。其中，本文測(cè)算的全要素生產(chǎn)率(TFP)和實(shí)際稅負(fù)均值分別為16.90和0.195，與程晨測(cè)算的TFP均值(14.678)[20]和劉慧龍和吳聯(lián)生測(cè)算的上市公司實(shí)際稅負(fù)均值(0.22)[19]雖然存在微小差距，但考慮到研究樣本在年份和數(shù)據(jù)處理方法方面存在差異，這種差距仍處于可接受的范圍，這說(shuō)明本文測(cè)算的TFP和實(shí)際稅負(fù)較為可信。本文控制變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果詳見(jiàn)表2。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

為了防止解釋變量之間存在多重共線性影響實(shí)證結(jié)果的可信度，本文采用Pearson相關(guān)系數(shù)來(lái)檢驗(yàn)變量之間的共線性問(wèn)題，檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。由表3可知，絕大部分解釋變量都通過(guò)了相關(guān)性檢驗(yàn)，因此可以認(rèn)為本文解釋變量之間并不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

表3 Pearson相關(guān)系數(shù)分析

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(二)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的倒U型關(guān)系檢驗(yàn)

本文通過(guò)在解釋變量中引入企業(yè)實(shí)際稅負(fù)及其平方項(xiàng)對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間可能存在的倒U型關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表4所示。其中，第一、二列是隨機(jī)效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，第三、四列為固定效應(yīng)模型的估計(jì)結(jié)果，第五、六列是將實(shí)際稅負(fù)滯后一期和滯后兩期作為工具變量的兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果，Hausman檢驗(yàn)結(jié)果表明，本文應(yīng)該選取固定效應(yīng)模型。因此，后文分析過(guò)程中以固定效應(yīng)模型估計(jì)結(jié)果為準(zhǔn)，其他模型回歸結(jié)果作為參考和佐證。

由表4可知，在加入控制變量并控制時(shí)間固定效應(yīng)和行業(yè)固定效應(yīng)后，擬合優(yōu)度為65.37%，說(shuō)明模型設(shè)定較為可靠。核心解釋變量方面，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)(R)的系數(shù)為0.048，實(shí)際稅率平方項(xiàng)(R2)的系數(shù)為 -0.064，在1%的水平下顯著成立，這表明企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在先升后降的倒U型關(guān)系。當(dāng)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)處于較低水平時(shí)，稅負(fù)的增加可以增加政府用于教育、科研、大型技術(shù)引進(jìn)以及基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等諸多方面的生產(chǎn)性支出，緩解政府面臨的融資約束，增大公共部門生產(chǎn)性支出，對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用強(qiáng)于稅負(fù)增加導(dǎo)致的負(fù)面效果，進(jìn)而有助于企業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的提高。然而，當(dāng)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)超過(guò)最優(yōu)值時(shí)，高稅負(fù)會(huì)擠出企業(yè)經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流、降低企業(yè)創(chuàng)新動(dòng)機(jī)，從而對(duì)企業(yè)部門人力資本投資、研發(fā)投入產(chǎn)生強(qiáng)烈地負(fù)向激勵(lì)，此時(shí)由稅負(fù)提高而增大的公共支出對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進(jìn)作用低于實(shí)際稅負(fù)對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)面沖擊效果，從而在整體上對(duì)企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了抑制作用。以上的回歸結(jié)果初步證實(shí)了本文假設(shè)H1成立，即企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關(guān)系。

表4 企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率倒U型關(guān)系檢驗(yàn)

注：()內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的t值，[ ]內(nèi)為p值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

第五列和第六列是本文工具變量回歸結(jié)果?？紤]到本文實(shí)證模型的擬合優(yōu)度較高(都在0.63以上)，應(yīng)該不存在遺漏重要變量的問(wèn)題，因此，本文在此處主要考慮解決的是被解釋變量與核心解釋變量互為因果問(wèn)題。本文在前面已經(jīng)分析了實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率的途徑，然而全要素生產(chǎn)率也可能會(huì)對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)產(chǎn)生影響。企業(yè)全要素生產(chǎn)率越高，就越可能具備更高的研發(fā)投入規(guī)模，而研發(fā)投入的稅前抵扣會(huì)明顯降低企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)水平，因此，實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間可能存在互為因果的問(wèn)題，所以，本文選取滯后一期和滯后兩期的實(shí)際稅負(fù)作為工具變量。由Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量、Kleibergen-Paap rk F值和Sargan檢驗(yàn)的結(jié)果可知，本文工具變量不存在弱工具變量、不可識(shí)別和過(guò)度識(shí)別問(wèn)題，因此本文所選工具變量是有效的。由第五列和第六列的回歸結(jié)果可知，在1%的水平下，實(shí)際稅負(fù)(R)的回歸系數(shù)顯著為正，實(shí)際稅負(fù)平方項(xiàng)(R2)的系數(shù)顯著為負(fù)，表明企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間倒U型關(guān)系十分穩(wěn)健，本文假設(shè)H1再次被證實(shí)。

控制變量方面，研發(fā)投入(R&D)的估計(jì)系數(shù)為0.043，在1%水平下通過(guò)顯著為正，說(shuō)明研發(fā)投入會(huì)直接促進(jìn)全要素生產(chǎn)率的提高，這與研究R&D投入和全要素生產(chǎn)率關(guān)系的文獻(xiàn)所得結(jié)論保持一致。資產(chǎn)負(fù)債率(lev)、盈利能力(roa)人力資本投資(labor)、現(xiàn)金持有水平(cash)、企業(yè)規(guī)模(size)等變量的回歸系數(shù)在1%的水平下均顯著為正，說(shuō)明企業(yè)融資約束的緩解、盈利能力的增強(qiáng)、人力資本投資的增加、企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，均有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的上升，這與本文的預(yù)期一致，同現(xiàn)有相關(guān)研究結(jié)論吻合。

(三)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性檢驗(yàn)

研發(fā)投入是企業(yè)技術(shù)進(jìn)步的重要來(lái)源，而稅負(fù)會(huì)降低企業(yè)研發(fā)投入的實(shí)際回報(bào)率，也因此會(huì)對(duì)企業(yè)研發(fā)活動(dòng)產(chǎn)生負(fù)面影響，從而對(duì)具有研發(fā)投入的企業(yè)(以下簡(jiǎn)稱研發(fā)型企業(yè))全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制作用。本文在證明實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率倒U型的基礎(chǔ)上，在實(shí)證模型中加入實(shí)際稅負(fù)與研發(fā)投入的交互項(xiàng)，探索實(shí)際稅負(fù)是否會(huì)對(duì)研發(fā)型企業(yè)產(chǎn)生更大的抑制作用，回歸結(jié)果如表5所示。其中，第一列和第二列是固定模型的回歸結(jié)果，第三列和第四列是工具變量?jī)呻A段最小二乘法的回歸結(jié)果，第二列和第四列控制了年份效應(yīng)和產(chǎn)業(yè)效應(yīng)，以第二列的回歸結(jié)果為準(zhǔn)。

表5 實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率的異質(zhì)性檢驗(yàn)

注：()內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的t值，[ ]內(nèi)為p值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

由表5的回歸結(jié)果可知，在1%的水平下，實(shí)際稅負(fù)(R)的回歸系數(shù)顯著為正，實(shí)際稅負(fù)平方項(xiàng)(R2)的系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的倒U型關(guān)系仍然成立。第二列中研發(fā)投入(R&D)的回歸系數(shù)在10%的水平下顯著為正，而實(shí)際稅負(fù)與研發(fā)投入交互項(xiàng)(R*R&D)的回歸系數(shù)為 -0.100，在1%的水平下顯著成立，說(shuō)明實(shí)際稅負(fù)通過(guò)研發(fā)投入會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用，進(jìn)而對(duì)研發(fā)型企業(yè)產(chǎn)生更大的抑制作用，由此說(shuō)明本文研究假說(shuō)H2成立。實(shí)際稅負(fù)會(huì)減少企業(yè)稅后收益，降低企業(yè)研發(fā)投入資本回報(bào)率，從而會(huì)對(duì)企業(yè)開展研發(fā)活動(dòng)產(chǎn)生負(fù)面激勵(lì)，進(jìn)而會(huì)對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制作用。

第三列和第四列是以滯后一期和兩期實(shí)際稅負(fù)作為工具變量的兩階段最小二乘法的回歸結(jié)果，由Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量、Kleibergen-Paap rk F值、Sargan檢驗(yàn)結(jié)果可知，實(shí)證模型不存在工具變量不可識(shí)別、弱工具變量、過(guò)度識(shí)別等問(wèn)題，由此說(shuō)明本文所選工具變量有效。由第三列和第四列的回歸結(jié)果可知，實(shí)際稅負(fù)與研發(fā)投入交互項(xiàng)(R*R&D)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負(fù)，這說(shuō)明實(shí)際稅負(fù)通過(guò)研發(fā)投入會(huì)對(duì)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負(fù)向調(diào)節(jié)作用，從而對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強(qiáng)的抑制作用，即本文研究假說(shuō)H2成立。

五、進(jìn)一步研究

(一)門檻回歸檢驗(yàn)

在檢驗(yàn)變量之間可能存在的非線性關(guān)系時(shí)，除了通過(guò)引入核心解釋變量的高次方項(xiàng)來(lái)加以研究外，門檻模型也是常用的方法，為了證實(shí)前文所得結(jié)論的穩(wěn)健性，本文通過(guò)門檻回歸模型對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系展開研究。

在使用門檻模型時(shí)，首先需要檢驗(yàn)是否存在門檻效應(yīng)。本文利用Wang(2015)提出的門檻回歸模型估計(jì)方法對(duì)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率時(shí)是否存在門檻效應(yīng)進(jìn)行檢驗(yàn)[21]，結(jié)果如表6所示。由表6可知，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率時(shí)存在兩個(gè)門檻值，第一個(gè)門檻值為0.0048，第二個(gè)門檻值為0.0818。前者趨近于0，考慮到現(xiàn)實(shí)經(jīng)濟(jì)中，企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)一般都明顯高于0，而且在所選樣本中，實(shí)際稅負(fù)處于0到0.0048的企業(yè)屈指可數(shù)，因此，在后續(xù)研究過(guò)程中舍棄與現(xiàn)實(shí)不符的第一個(gè)門檻值，基于門檻值0.0818，分別考察實(shí)際稅負(fù)低于0.0818和實(shí)際稅負(fù)高于0.0818時(shí)，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響。

表6 門檻檢驗(yàn)結(jié)果

由門檻檢驗(yàn)結(jié)果，本文構(gòu)建如下回歸模型：

Ln_TFPit=φ+λ1Rit(Rit<0.0818)+λ3R&Dit+λ4Zit+γi+ηt+εit

(3)

Ln_TFPit=φ+λ2Rit(Rit>0.0818)+λ3R&Dit+λ4Zit+γi+ηt+εit

(4)

通過(guò)式(3)和(4)，對(duì)研究假設(shè)H1做進(jìn)一步的驗(yàn)證，若企業(yè)實(shí)際稅負(fù)(R)的回歸系數(shù)，λ1顯著為正，λ2顯著為負(fù)，則可證企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在的倒U型關(guān)系是穩(wěn)健的。

(二)實(shí)際稅負(fù)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率倒U型關(guān)系的門檻回歸檢驗(yàn)

表7報(bào)告了門檻回歸的結(jié)果，第一列和第三列為模型(3)的估計(jì)結(jié)果，第二列和第四列為模型(4)的估計(jì)結(jié)果，其中第三列和第四列控制產(chǎn)業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。由表7可知，當(dāng)實(shí)際稅負(fù)低于0.0818時(shí)，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)(R)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)正相關(guān)，也就是說(shuō)，當(dāng)企業(yè)稅負(fù)水平較低時(shí)，政府適當(dāng)?shù)靥岣叨愂沼兄谄髽I(yè)全要素生產(chǎn)率的增長(zhǎng)。當(dāng)實(shí)際稅負(fù)高于0.0818時(shí)，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)(R)的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負(fù)，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負(fù)相關(guān)關(guān)系，這意味著當(dāng)稅負(fù)過(guò)高時(shí)，稅收會(huì)抑制企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，一定程度的稅收優(yōu)惠或者稅收減免將有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。由此，本文通過(guò)門檻回歸，進(jìn)一步驗(yàn)證企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關(guān)系，證實(shí)了本文研究假設(shè)H1的穩(wěn)健性。值得一提的是，由本文表2描述性統(tǒng)計(jì)分析可知，當(dāng)前，我國(guó)上市公司企業(yè)實(shí)際稅負(fù)的均值為0.195，明顯高于門檻值0.0818，企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明，當(dāng)前我國(guó)的上市企業(yè)的稅負(fù)較重，稅收政策工具存在較大的利用空間，進(jìn)一步減稅將會(huì)助力“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”，推動(dòng)企業(yè)的技術(shù)進(jìn)步，有助于實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)的可持續(xù)增長(zhǎng)。

表7企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率倒U型關(guān)系的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：()內(nèi)為穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤下的t值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率異質(zhì)性的穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步驗(yàn)證企業(yè)實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率在研發(fā)型企業(yè)與非研發(fā)型企業(yè)間表現(xiàn)出的異質(zhì)性，本文依據(jù)企業(yè)是否具有研發(fā)投入，將研究樣本進(jìn)一步分為研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)兩個(gè)子樣本，通過(guò)子樣本回歸的方法對(duì)假設(shè)H2的穩(wěn)健性進(jìn)行檢驗(yàn)。整體來(lái)看，在兩個(gè)稅負(fù)區(qū)間中稅負(fù)對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負(fù)向激勵(lì)都高于非研發(fā)型企業(yè)，與前文結(jié)論基本保持一致，由此證實(shí)了假設(shè)H2的穩(wěn)健性(限于篇幅，具體結(jié)果略)。

六、結(jié)論與政策啟示

本文利用2007～2016年中國(guó)滬深兩市上市企業(yè)的微觀面板數(shù)據(jù)，對(duì)企業(yè)的實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間的關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證研究，主要得出以下結(jié)論：(1)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)與全要素生產(chǎn)率之間存在明顯的倒U型關(guān)系；當(dāng)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)處于較低水平時(shí)，提高稅負(fù)有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，而稅負(fù)水平過(guò)高，高稅負(fù)會(huì)抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。(2)實(shí)際稅負(fù)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響在研發(fā)型與非研發(fā)型企業(yè)之間會(huì)表現(xiàn)出明顯的異質(zhì)性，提高稅負(fù)對(duì)研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制作用強(qiáng)于非研發(fā)型企業(yè)。(3)企業(yè)實(shí)際稅負(fù)影響全要素生產(chǎn)率的門檻值為0.0818，而我國(guó)上市企業(yè)實(shí)際稅負(fù)平均值為0.195，高于0.0818，通過(guò)稅收優(yōu)惠或稅收減免降低企業(yè)實(shí)際稅負(fù)有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。以上結(jié)論至少可以帶來(lái)如下政策啟示。

一方面，中央政府應(yīng)該進(jìn)一步降低企業(yè)所得稅稅率，目前，我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)動(dòng)力正經(jīng)歷由要素?cái)U(kuò)張拉動(dòng)向創(chuàng)新驅(qū)動(dòng)轉(zhuǎn)變，而中央政府通過(guò)稅收補(bǔ)貼或者稅收優(yōu)惠降低企業(yè)的所得稅稅率，可增加企業(yè)的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流，緩解企業(yè)面臨的融資約束，有助于企業(yè)有更多的盈余資金用于研發(fā)投入和人力資本投資，進(jìn)而推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。通過(guò)進(jìn)一步減稅，可助推“大眾創(chuàng)業(yè)，萬(wàn)眾創(chuàng)新”，有利于我國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的平穩(wěn)換擋和轉(zhuǎn)型升級(jí)。

另一方面，由于企業(yè)實(shí)際稅負(fù)對(duì)全要素生產(chǎn)率的影響具有異質(zhì)性，高稅負(fù)對(duì)研發(fā)型企業(yè)的負(fù)向激勵(lì)更明顯，中央政府在實(shí)施減稅過(guò)程中應(yīng)針對(duì)不同的企業(yè)類型加以區(qū)別對(duì)待。相較于非研發(fā)型企業(yè)，應(yīng)當(dāng)給予研發(fā)型企業(yè)更多的稅收優(yōu)惠政策，尤其是對(duì)于那些面臨較強(qiáng)現(xiàn)金流約束和融資約束但又具備很強(qiáng)研發(fā)動(dòng)機(jī)與研發(fā)實(shí)力的中小型企業(yè)，中央政府應(yīng)加大稅收減免力度、擴(kuò)大稅收減免范圍。