减税降费对企业“脱实向虚”的抑制效应研究.pdf

财税金融保险第39卷第5期2023年10月吉 林工 商 学院 学 报JOURNAL OF JILIN BUSINESSAND TECHNOLOGY COLLEGEVol.39,No.5Oct.2023减税降费对企业“脱实向虚”的抑制效应研究崔大海（阜阳师范大学 商学院，安徽 阜阳 236037）摘要 近年来，我国实体企业的金融化程度不断加深，“脱实向虚”现象日益严重。在促进经济高质量发展的背景下，运用减税降费政策抑制企业“脱实向虚”是实施积极财政政策、防范化解金融风险的应有之义。利用20092021年沪深A股非金融类上市公司数据，实证分析减税降费抑制企业“脱实向虚”的效果和机制。研究发现：减税降费后企业税费水平的下降显著抑制了企业“脱实向虚”，这种抑制作用主要通过缓解企业融资约束、改善固定资产与金融资产收益率差异实现。研究结论对于完善我国减税降费政策体系、引导企业聚焦实体经济提供了经验证据。关键词 减税降费；脱实向虚；金融化；税费水平中图分类号 F810.42文献标识码 A文章编号 1674-3288（2023）05-0081-08收稿日期 2023-09-12基金项目 安徽高校人文社会科学研究重点项目“我国减税降费抑制企业 脱实向虚 的机理探析、效果评估与政策优化”（SK2021A0408）、“安徽省传统制造业企业数字化转型价值驱动机制与提升路径研究”（SK2021A0423）作者简介 崔大海（1971-），男，安徽阜阳人，博士，阜阳师范大学商学院讲师、硕士研究生导师，主要研究方向为财税理论与政策。一、引言与文献综述近年来，为激发市场主体活力、应对经济下行压力，作为积极财政政策的重点，我国实施了结构性减税、普惠性减税和组合式税费支持政策1，增值税转型、营改增、简并和下调增值税税率、加大增值税留抵退税的力度、减免小微企业所得税、固定资产加速折旧、研发费用加计扣除、清费立税和普遍性降费等政策相继推出，20132021年我国累计办理新增减税降费8.8万亿元，成为助企纾困最直接、最有效的经济政策。本文拟从企业金融化这一视角研究减税降费的经济效应。企业金融化是指非金融企业为应对未来经营中的不确定性和追求短期利润最大化，减少实体产业投资而增加金融资产投资的现象，2018年以来沪深两市A股上市公司购买各类金融理财产品年均超过1万亿元。非金融企业金融化的现象引起国家的高度重视，2023年政府工作报告中提出要有效防范化解重大经济金融风险。减税降费无论是作为凯恩斯主义需求管理还是供给侧结构性改革的政策工具，在降低企业经营成本、支持实体经济发展中都发挥了重要作用。在此过程中，研究减税降费抑制企业“脱实向虚”的内在逻辑和影响机制，提供来自微观企业的经验证据，对于进一步完善我国减税降费政策体系、引导企业聚焦实体经济、防范系统性金融风险、促进经济高质量发展具有重要的理论和现实意义。学术界对企业“脱实向虚”的研究主要集中于产生原因、经济影响及政策建议等方面。在经济转型过程中，由于供需结构失衡、市场竞争激烈、外源融资约束、成本费用提高以及经济政策不确定性等原因，非金融企业出于预防未来不确定性的“蓄水池”动机、金融资产与实体资产收益差异的“投资替代”动机，出现了严重的“脱实向虚”2-4。然而非金融企业金融化程度的提高降低了企业的实体投资率，损害了实体经济的主业发展5，弱化了货币政策对实体经济的提振效应6；挤占了企业用于技术创新的资源，影响了创新投入和创新产出7；增加了未来公司股价崩盘风险，影响了金融市场稳定8，可能引起系统性金融风险9。为解决企业过度金融化问题，王青（2017）10认为要明确实体经济与虚拟经济的关系，通过加快要素市场改革、完善现代市 81场体系、改善宏观调控机制等手段，推动实体经济与虚拟经济协调发展；王国刚（2018）11认为解决“脱实向虚”的根本在于深化供给侧结构性改革，振兴实体经济，提高实体企业的资产利润率，引导资金“脱虚向实”。近年来，作为积极财政政策重要组成部分的减税降费引起了学者们的广泛关注，开展了大量卓有成效的研究，但研究减税降费抑制企业“脱实向虚”的效果和机理的实证分析较少。在有限的文献中，彭俞超等（2017）12利用20072015年数据分析表明，企业所得税税负较低的企业，金融化程度越低，两者具有显著正相关关系；徐超等（2019）13借助2009年增值税转型改革的准自然实验，发现实体税负下降通过“投资替代”动机显著降低了制造业企业的金融化水平；郝景萍和周洋（2021）14证明2017年增值税税率改革能够在市场化程度高的地区遏制企业“脱实向虚”；李真和李茂林（2021）15利用地方财政收入的变动程度反映减税降费力度，发现减税降费促进了社会资本回归实体领域，有利于引导企业进行实物资本投资；张瑞琛等（2022）16发现金融化有利于企业价值创造，减税降费抑制了企业金融化，对企业价值创造产生了负向影响。现有文献或利用增值税、企业所得税等单一税种，或利用地方财政收入来衡量减税降费效果，且大多研究仅从“投资替代”动机分析企业金融化的路径，缺乏对减税降费抑制企业“脱实向虚”效应的全面分析。有鉴于此，本文从多个角度研究减税降费政策对企业“脱实向虚”的影响及作用机制，相较以前文献，以微观企业的整体税费水平作为减税降费效果的代理变量，并运用中介效应模型，从“蓄水池”动机和“投资替代”动机两个方面提出并验证减税降费抑制企业金融化的作用机制。二、理论分析与研究假说企业金融化的原因主要有储备流动性的“蓄水池”动机和追求利润最大化的“投资替代”动机。减税降费的实质是重塑政府与市场主体之间的资源分配格局17，使得政府直接配置资源的规模相对减少，在此过程中，减税降费可能通过缓解企业的融资约束和改善固定资产与金融资产之间的投资收益率差异降低企业金融化水平。一般来说，当自有资金充沛时，为应对未来宏观经济形势和自身财务状况的不确定性，企业会持有一定数额的金融资产，而当出现财务压力或融资约束时，可以通过出售金融资产及时获得生产经营所需的资金，这时金融资产就起到储备流动性的“蓄水池”作用。胡奕明等（2017）3认为我国企业金融化的原因主要是“蓄水池”动机，企业金融资产配置与经济周期显著负相关，与M2水平显著正相关。汪洋和刘潇（2021）18研究认为，财政补贴通过增加企业现金流，缓解了企业的现金压力和融资压力，进而缓解企业金融化的“蓄水池”动机，抑制企业金融化。黄贤环和杨钰洁（2022）19发现实施增值税留抵退税政策直接增加企业现金流，缓解内源融资约束，降低外部融资成本，因此退税资金可以满足企业主业投资需求，从而抑制企业金融化。梳理文献发现，现有研究认为当经济政策改革能够缓解企业资金压力时，就会抑制企业金融化的“蓄水池”动机，从而抑制企业金融化。近年来，无论是“结构性减税降费”还是为了“降成本”的大规模减税降费，减轻企业税费负担已成为各界共识和改革主线，减税降费后企业的税费负担得以明显下降。据笔者统计，20092021年，我国上市公司支付的各项税费占营业收入的比重从9.68%下降至6.32%，税费成本占营业总成本的比重从10.71%下降至7.11%。企业税费成本的降低直接减少了为缴纳税费而流出的现金，相应增加了自由现金流，降低资金压力和融资约束，从而抑制为储备流动性而提高金融化的动机和趋势。“投资替代”动机是指当金融资产收益率大于实业投资收益率时，企业在选择投资方向的过程中就会偏向于金融资产，以减少实业投资的代价来增加金融投资，从而提高金融化程度，导致“脱实向虚”。谢富胜和匡晓璐（2020）20认为实体经济盈利能力的下降和金融领域收益率的提高是促使制造业企业扩大金融化的主要原因。顾雷雷等（2020）21发现中国企业金融化的最大动机是出于利润最大化的“投资替代”动机。王伊攀和朱晓满（2022）22认为增加实体企业盈利水平会促进企业心无旁骛做实业，从而抑制企业金融化。徐超等（2019）13、黄贤环和杨钰洁（2022）19发现营改增、增值税留抵退税政策改革均会抑制企业的“投资替代”动机，降低企业金融化。梳理文献发现，现有研究认为企业金融化的主要动机是“投资替代”，而税收制度的完善与改革可以抑制企业金融化。近年来，我国减税降费政策聚焦制造业等实体经济和科技创新，出台了一系列有针对性促进实体经济发展的改革举措和优惠政策，如简并和降低制造业的增值税税率至13%，而保持金融业等现代服务业6%的税率不变；提高制造业研发费用加计扣除比例至100%；扩大固定资产加速折旧政策至全部制造业企业；实施并放宽制造业企业增值税留抵退税政策等措施，为制造业等实体经济的投 82资减负，有助于提高实体投资收益率，改善固定资产投资收益率与金融资产投资收益率之间的差异，缓解不同资产之间的投资替代动机从而抑制企业“脱实向虚”。综上，本文提出如下假说：H1：减税降费能够抑制企业的金融化程度，抑制企业“脱实向虚”；H2a：减税降费能够通过缓解企业融资约束即“蓄水池”动机抑制企业“脱实向虚”；H2b：减税降费能够通过改善不同资产的收益率差异即“投资替代”动机抑制企业“脱实向虚”。三、研究设计（一）样本筛选本文选择20092021年沪深A股非金融及房地产类上市公司，研究公司税负变化对金融化的影响，并对数据进行了如下筛选：剔除ST、ST*公司，剔除样本区间有重大重组活动的公司及资产负债率大于1的公司；删除税负大于1或小于0的观测值，确保税负处于0，1之间；剔除关键变量存在缺失的观测值。本文数据来源于国泰安数据库，共取得17 789个有效观测值，对连续变量进行两侧1%的缩尾处理。（二）变量定义1.被解释变量：企业金融化程度（fin）。借鉴现有的做法，以企业广义（狭义）金融资产占总资产的比重来衡量企业的金融化程度413，分为广义金融化程度（fin_g）和狭义金融化程度（fin_n）两个口径，比重越高表示企业金融化程度越严重。广义金融资产包括货币资金、持有至到期投资、交易性金融资产、投资性房地产、可供出售的金融资产、长期股权投资、应收股利和应收利息等8项，狭义金融资产则不包括长期股权投资。2.解释变量：企业税费水平（tax）。借鉴刘骏和刘峰（2014）23的做法，本文以支付的各项税费与营业收入的比值表示微观企业的整体税费水平。现金流量表中的“支付的各项税费”科目核算企业按规定支付的各项税收，包括所得税、增值税等各个税种以及教育费附加、地方教育费附加等各项费用，可以全面反映企业总体税费水平。3.中介变量。（1）融资约束（sa）。本文借鉴Hadlock和 Pierce（2010）24的方法，用sa 指数衡量企业的融资约束，sa=-0.737size+0.043size2-0.040age，其中size为企业总资产（百万元）的自然底对数，age为企业成立时间。企业的sa越大，说明企业面临的融资约束越严重。（2）资产收益率差异（gap）。分为广义资产收益率差异（gap_g）和狭义资产收益率差异（gap_n）两类，等于固定资产收益率减广义（狭义）金融资产收益率的差值。借鉴张成思和张步昙（2016）6的做法，用企业主营业务收益率作为固定资产收益率的代理变量。金融资产收益率为广义（狭义）金融渠道获利与广义（狭义）金融资产的比值，其中广义金融渠道获利等于投资收益、公允价值变动收益以及其他综合收益之和，如前述，狭义金融资产是在广义金融资产中去掉了长期股权投资，与之对应，狭义金融渠道获利是在广义金融渠道获利的基础上减去对联营企业和合营企业的投资收益。4.控制变量。本文从企业特征和宏观因素两个方面来控制影响企业金融化的其他变量，企业特征包括企业规模（size）、资产负债率（lev）、资产收益率（roa）、销售收入增长率（grow）、托宾q值（q）、企业年龄（age）、第一大股东持股比例（first）以及董事会结构（board）；宏观因素包括实际GDP增长率（gdp）和货币供应量增长率（m2）。同时，控制年度和行业虚拟变量，以捕捉经济周期和行业特征对企业金融化的影响，行业虚拟变量按照证监会行业分类指引（2012）设置，制造业按二级行业细分，共设置48个行业虚拟变量。在实证分析中，本文采用聚类稳健标准误，标准误聚类到企业层面。（三）模型设定1.减税降费对企业“脱实向虚”的影响为检验减税降费对企业“脱实向虚”的影响，本文构建模型：finit=a0+a1taxit+a2Xit+it（1）其中，i、t代表企业和年份。被解释变量fin代表企业的金融化程度，分为广义（fin_g）和狭义（fin_n）两个口径。解释变量tax代表企业税费水平。X为控制变量，和代表年度和行业虚拟变量，为残差项。在式（1）中，若回归结果中a1显著为正，说明企业税费水平与金融化程度正相关，减税降费后企业税费水平的下降就会降低企业金融化程度，抑制企业“脱实向虚”，假说H1得到验证。832.减税降费抑制企业“脱实向虚”的作用机制为检验减税降费抑制金融化程度的作用机制，用温忠麟和叶宝娟（2014）25的中介效应分析法建立模型：medit=b0+b1taxit+b2Xit+it（2）finit=c0+c1taxit+c2medit+c3Xit+it（3）中介变量med包括融资约束sa和资产收益率差异gap，在上述式（1）（2）（3）中，如果系数a1、b1和c2均显著，说明存在中介效应，H2a和H2b得到证实。这时，如果c1不显著，说明是完全中介效应；如果式（3）与式（1）相比，tax的显著性水平下降或系数变小，则说明存在着部分中介效应。四、实证分析结果（一）描述性统计表1是变量的描述性统计结果，样本期内非金融上市公司广义金融化程度（fin_g）的均值为27.4%，最大值为78.73%，狭义金融化程度（fin_n）的均值达到24.86%，最大值达到76.73%，表明存在着金融化相当严重的非金融类上市公司。企业税费水平（tax）的均值为7.26%，中位数为6.1%，最大值达到27.14%，显示上市公司整体的税费负担较重。表1主要变量的描述性统计变量fin_gfin_ntaxsizelevroagrowqagefirstboardgdpm2gap_ggap_nsa样本量17 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 78917 789均值0.27400.24860.072622.03660.37050.05920.18482.10981.81150.35410.37460.06860.1120-0.0992-0.0996-3.1555标准差0.16940.16640.04841.26050.19170.04160.30331.32351.01360.14810.05260.02080.04110.11870.11830.1095中位数0.23310.20260.061021.83330.35380.05130.13161.68871.94590.33750.33330.06950.1008-0.0874-0.0889-3.1836最小值0.03660.02820.007119.92030.0460-0.0069-0.40360.86380.00000.09000.33330.02240.0810-0.5613-0.5477-3.2832最大值0.78730.76730.271426.09980.83250.20851.68948.68993.29580.74890.57140.10640.28500.27310.3198-2.6342（二）基准回归结果首先考察减税降费对企业“脱实向虚”的影响。表2报告了基准回归结果，前2列为广义金融化水平，后2列为狭义金融化程度，并逐步加入控制变量和年度、行业虚拟变量。实证结果显示，总税负水平均在1%的水平上显著为正，加入控制变量和固定效应后，回归系数有所下降，分别为0.3441和0.3628，显示结果具有稳健性。基准回归表明企业总税费水平与金融化程度显著正相关，当减税降费政策促使税费水平下降后，企业的金融化程度也会下降，即减税降费能够抑制企业“脱实向虚”，假说H1得到证实。84表2减税降费与企业金融化变量taxsizelevroagrowqagef in_g（1）0.6810*（0.0502）（2）0.3441*（0.0473）0.0135*（0.0025）-0.3243*（0.0133）0.1874*（0.0446）-0.0080*（0.0036）-0.0018（0.0014）-0.0395*（0.0023）f in_n（3）0.7387*（0.0506）（4）0.3628*（0.0447）0.0120*（0.0024）-0.3108*（0.0124）0.1928*（0.0440）-0.0023（0.0035）-0.0017（0.0014）-0.0512*（0.0022）变量firstboardm2gdp年度行业NR2f in_g（1）nono17 7890.0205（2）0.0107（0.0145）-0.0023（0.0278）0.0159（0.0361）-0.1096*（0.0348）YesYes17 7890.2462f in_n（3）nono17 7890.0276（4）0.0133（0.0135）-0.0089（0.0271）-0.0502（0.0354）-0.1365*（0.0345）YesYes17 7890.2806注：*、*、*分别表示显著性水平为1%、5%、10%，括号内为经公司层面聚类调整的标准误。下表同。（三）稳健性检验在基准回归中，本文对企业金融化水平采取了广义和狭义两种计算口径，结果稳健。下面从另外两个角度进行稳健性检验。1.替换解释变量。在稳健性检验中，用支付的各项税费扣除收到的税费返还后的余额除以营业收入来反映企业的综合税费水平（tzh），替换解释变量，如表3（1）（2）列，回归系数无论是在广义金融化程度还是狭义金融化程度中，均在1%水平上显著为正，说明原结果的稳健性。2.控制经济危机的影响。鉴于2008年世界经济危机可能对企业金融化产生影响，为控制这一因素，本文剔除20092010年的观测值进行稳健性检验，结果如表3（3）（4）列所示，结果表明减税降费政策仍然能够对企业广义和狭义金融化产生正向影响，并在1%的水平上显著，基准回归结果保持稳健。表3稳健性检验变量tzhtaxXit（1）f in_g0.3045*(0.044)Yes（2）f in_n0.3210*(0.043)Yes（3）f in_g0.3381*(0.048)Yes（4）f in_n0.3560*(0.045)Yes变量年度行业NR2（1）f in_gYesYes17 7890.2460（2）f in_nYesYes17 7890.2803（3）f in_gYesYes16 5480.1852（4）f in_nYesYes16 5480.2139（四）内生性检验前面本文初步证实了减税降费能够抑制企业“脱实向虚”，虽然在基准回归中纳入了尽可能多的控制变量以避免遗漏影响企业金融化的因素，但这一结论仍可能存在着互为因果、遗漏变量和测量误差等内生性 85问题。为缓解潜在内生性的干扰，本文以同行业其他企业的税费水平均值（tax_m）作为工具变量来进行估计，由于企业与同行业其他企业的税费水平高度相关，且其他企业的税负水平不会影响该企业的金融化决策，因此工具变量满足相关性和外生性假设。表4内生性检验变量IV：tax_mtax（IV）Xit（1）tax（IV）0.821*（0.008）Yes（2）fin_g（IV）0.348*（0.085）Yes（3）tax（IV）0.821*（0.008）Yes（4）fin_n（IV）0.224*（0.079）Yes变量年度行业N（IV）FR2（1）tax（IV）YesYes16 8271018.250.7567（2）fin_g（IV）YesYes16 8270.3317（3）tax（IV）YesYes16 8271018.250.7567（4）fin_n（IV）YesYes16 8270.3648表4（1）（2）列为广义金融化程度下的内生性检验，（3）（4）列为狭义金融化程度下的内生性检验。（1）（3）列为两阶段最小二乘法（2SLS）的第一阶段回归结果，明显地，工具变量tax_m与解释变量tax在1%的水平上显著正相关，并且第一阶段的F值远远大于10，表明工具变量不存在弱工具变量的问题。（2）（4）列为工具变量检验的第二阶段回归结果，在广义金融化口径中，税负水平tax（IV）在1%水平上显著为正，在狭义金融化口径中，税负水平tax（IV）同样在1%水平上显著为正。表明即使考虑到潜在的内生性问题，企业税负水平与金融化程度仍然显著正相关，即降低企业税费水平能够抑制微观企业的金融化程度。（五）异质性分析由于各级政府的支持，国有企业容易获得银行贷款和财政补贴的支持，融资约束程度较低，并且国有企业承担着较多的社会责任，自身的投资方向和投资领域较为固定，不会轻易受到减税降费政策的影响。而非国有企业融资约束程度较大，当减税降费缓解了其融资约束后可能调整投资方向，降低金融化程度。因此减税降费对企业金融化程度的政策影响可能受到股权性质的影响。表5（1）（2）列代表广义金融化程度的检验结果，（3）（4）列代表狭义金融化程度的检验结果。结果发现，减税降费对国有企业的金融化程度并没有显著的影响，反而显著降低了非国有企业的金融化程度。表5异质性分析变量taxXit年度f in_g（1）国有企业0.0336(0.469)YesYes（2）非国有企业0.5248*(8.905)YesYesf in_n（3）国有企业0.1031(1.612)YesYes（4）非国有企业0.5270*(9.371)YesYes变量行业NR2f in_g（1）国有企业Yes5 7560.1237（2）非国有企业Yes12 0330.3215f in_n（3）国有企业Yes5 7560.1426（4）非国有企业Yes12 0330.3574五、减税降费抑制企业“脱实向虚”的机制分析基于式（1）的估计结果显示，减税降费政策对企业金融化程度具有显著的抑制作用。那么，这一作用是通过抑制企业融资约束的“蓄水池”动机，还是通过抑制企业利润最大化的“投资替代”动机实现的呢？下面进行具体的机制检验。（一）缓解融资约束的中介效应企业金融化的“蓄水池”动机主要为了应对未来流动性的压力，本部分检验减税降费能否通过缓解企业融资约束达到抑制金融化程度的作用。从表6（1）列的结果来看，企业税负水平与融资约束程度在5%的水平上显著为正，说明减税降费后由于企业税负水平的下降可以明显减少企业为支付税费成本而流出的现 86金，从而缓解企业的融资约束。在列（2）广义金融化口径中，中介变量sa仍然显著为正，表示融资约束程度的缓解降低了企业的金融化水平，税负水平tax在1%的水平上显著，回归系数为0.3336，与表2基准回归列（2）广义金融化口径中tax回归系数0.3441相比，虽然显著性未发生变化，但tax的回归系数明显变小。在列（3）狭义金融化口径下，sa和tax均在1%水平上显著为正，且tax的系数0.3533同样小于基准回归中狭义金融化口径tax的系数0.3628。机制检验说明无论是在广义金融化还是狭义金融化下，企业税负水平的降低均有助于降低企业的融资约束，而融资约束的缓解对降低企业金融化水平存在着部分中介效应，即缓解融资约束是减税降费政策抑制企业金融化的重要机制，假说H2a得到验证。表6缓解融资约束的中介效应变量taxsaXit（1）sa0.0534*（0.027）Yes（2）fin_g0.3336*（0.047）0.1428*（0.024）Yes（3）fin_n0.3533*（0.044）0.1270*（0.023）Yes变量年度行业NR2（1）saYesYes17 7890.4737（2）fin_gYesYes17 7890.2520（3）fin_nYesYes17 7890.2851（二）改善资产收益率差异的中介效应企业金融化的“投资替代”动机表现为当实业投资收益率低于金融资产收益率时，为实现利润最大化，企业会加大投资于金融资产的比重而减少实体产业投资，加剧金融化程度。本部分检验减税降费能否通过改善固定资产与金融资产收益率之间的差异达到抑制企业金融化程度的作用。表7是以固定资产与金融资产收益率差异（gap）为中介变量的回归结果，前2列表示广义金融化（fin_g）下广义收益率差异（gap_g）的中介效应，后2列表示狭义金融化口径（fin_n）下狭义收益率差异（gap_n）的中介效应。列（1）和（3）中tax的系数在1%的水平上显著为负，表明企业税费水平的下降有助于改善企业固定资产与金融资产的收益差异，列（2）中广义收益率差异在5%水平上显著为负，列（4）中狭义收益率差异在1%水平上显著为负，表明税费水平下降使得固定资产与金融资产的收益率差异提高，收益率差异的改善降低了企业的金融化程度。另外，列（2）和列（4）中tax都在1%的水平上显著为正，且回归系数均低于基准回归时tax的系数，说明存在着部分中介效应。表7改善资产收益率差异的中介效应变量taxgap_ggap_n（1）gap_g-0.1302*（0.033）（2）fin_g0.3387*（0.047）-0.0351*（0.014）（3）gap_n-0.1051*（0.034）（4）fin_n0.3546*（0.045）-0.0598*（0.013）变量Xit年度行业NR2（1）gap_gYesYesYes17 7890.2849（2）fin_gYesYesYes17 7890.2478（3）gap_nYesYesYes17 7890.3063（4）fin_nYesYesYes17 7890.2834总之，我国通过实施有针对性地促进制造业等实体经济发展的减税降费政策，提高了实体资产（固定资产）的收益水平，改善了实体资产相对于金融资产的收益，促使微观企业回归实体主业，抑制了企业的金融化程度，假说H2b的机制得到证实。六、结论与政策建议作为积极财政政策的重要组成部分，我国实施的减税降费政策有利于引导企业聚焦实体产业、促进经 87济高质量发展。本文利用20092021年沪深A股上市公司的微观数据，多角度实证分析减税降费对抑制企业“脱实向虚”的机理和效果，研究发现：（1）企业税负水平与金融化程度显著正相关，减税降费有助于抑制企业“脱实向虚”。在替换金融化程度、税费水平的衡量方式，考虑到金融危机的干扰，特别是在排除内生性影响等因素后，这一结论依然成立。（2）中介效应检验表明，减税降费政策抑制企业金融化程度的途径是通过缓解企业融资约束、改善固定资产与金融资产之间的收益率差异实现的。基于以上分析，提出如下政策建议：一是鉴于减税降费对微观企业“脱实向虚”具有显著抑制效应，因此在兼顾税收政策跨周期和逆周期调控经济的前提下，我国应继续保持或加大减税降费力度，进一步降低企业整体税费水平，对冲经济下滑压力，稳定企业预期，抑制企业过度金融化。二是鉴于减税降费政策对抑制企业金融化具有明显的异质性特征，在税收优惠政策的制定中要精准施策，增加政策针对性。特别是在减税降费政策的实施过程中，要确保各项优惠政策在不同市场主体间不折不扣地落实到位、平等对待，防止减税降费后各地由于财政收入压力等原因而加大税收征管力度，隐性提高非国有企业的税费水平。三是由于减税降费通过缓解融资约束和改善资产收益率差异两种途径抑制企业“脱实向虚”，建议在减税降费过程中着力加大制造业等实体产业的税费改革力度，通过降低实体经济的税费负担来缓解实体产业的融资约束，提高实业资产的收益率水平，引导企业投资实体产业，遏制企业加剧金融化的“蓄水池”动机和“投资替代”动机，进一步促进制造业等实体产业的高质量发展。参考文献1 庞凤喜，郑铿城.减税降费：阶段特征、驱动动因与优化路径J.税务研究，2022，（7）：24-31.2 宋军，陆旸.非货币金融资产和经营收益率的U形关系来自我国上市非金融公司的金融化证据J.金融研究，2015，（6）：111-127.3 胡奕明，王雪婷，张瑾.金融资产配置动机：“蓄水池”或“替代”？来自中国上市公司的证据J.经济研究，2017，（1）：181-194.4 彭俞超，黄志刚.经济“脱实向虚”的成因与治理：理解十九大金融体制改革J.世界经济，2018，（9）：3-25.5 杜勇，张欢，陈建英.金融化对实体企业未来主业发展的影响：促进还是抑制J.中国工业经济，2017，（12）：113-131.6 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