企业实际税负与全要素生产率：一个倒U型关系

朱玉飞 安 磊

(西安交通大学 经济与金融学院，陕西 西安 710061)

一、问题的提出

中国经济步入新常态以来，经济下行压力巨大，经济增长动力亟需由主要依靠要素投入扩张转变为主要依靠创新驱动和效率提升，以带动经济持续增长[1]。在货币政策和财政支出政策工具操作空间有限的情况下，中央政府逐渐重视利用税收政策工具引导和推动我国经济结构的转型升级，继2016国务院在《降低实体经济企业成本工作方案》中提出要实现全年减税额高于5000亿以来，我国在2017年继续加大减税力度，出台了包括简并增值税税率、扩大企业税收优惠政策范围、提高科技型中小企业研发费用税前加计扣除比例等六项减税措施，以期实现全年减轻税费负担5800亿元，试图通过减税助力“大众创业、万众创新”，进而实现经济可持续增长。从微观视角看，全要素生产率的提高既是经济持续增长的动力来源，也是“双创”效益的重要表现，那么，企业税负水平的降低是否有助于全要素生产率的提高？在现有税负水平下是否仍有进一步降低企业税负的空间？这些问题成为当前学术界和决策层关注的焦点，而厘清企业税收负担与全要素生产率之间存在的内在联系，并从微观层面提供有力的经验证据，是回答上述问题的关键。

关于税收与经济增长之间关系的研究成果已十分丰富。内生经济增长理论认为，税收优惠可以通过鼓励企业进行人力资本积累、增加研发投入等方式，提高企业的全要素生产率，进而促进经济增长。不仅如此，税收减免还可以降低税收的价格扭曲效应，提高资源配置效率，有利于经济增长。由于经济增长的长期动力来源于技术进步和人力资本积累，而税收除了直接影响企业的人力资本投资以及研发投入外，还通过影响公共支出中基础设施投资、教育支出规模以及公共研发投入，间接作用于人力资本积累和技术进步。减税的直接效应对经济增长会产生正向作用，而间接影响则表现为负向作用，换言之，税收减免对经济增长的影响可能呈现出非线性特征。通过在AK模型中引入生产性公共支出和所得税(政府通过所得税为公共支出融资)，Barro(1988)发现所得税与经济增长之间存在倒U型关系[2]。实证方面，Kneller 等(1999)利用OCED国家的数据，发现税收的扭曲作用更明显，不利于经济增长[3]；而郭庆旺和贾俊雪(2006)基于我国的经济数据，证实了税收通过教育支出、公共投资对经济增长具有促进作用[4]。近年来，不少学者开始关注税负与创新的关系以及减税对全要素生产率的影响，尝试寻找税收影响经济增长的微观证据。余泳泽等(2017)利用1996～2014年间191个国家的跨国面板数据，发现税负与创新之间存在显著的倒U型关系，但并不涉及企业税负与全要素生产率之间是否存在倒U型关系[5]；申广军等(2016)、吴辉航等(2017)分别基于我国的税改实践，研究了减税这一外生政策冲击对全要素生产率的影响，结果表明，减税有助于全要素生产率的提升，然而，他们的研究均只涉及减税政策冲击本身的影响，并未考察企业实际税负与全要素生产率之间的关系，也难以回答前文提出的问题[6][7]。

不难看出，国内外现有文献均缺乏对企业实际税负如何影响全要素生产率的关注，有鉴于此，本文以企业实际税负与全要素生产率之间的关系作为切入点，基于2007～2016年我国上市企业的微观面板数据，对企业实际税负变动如何影响全要素生产率进行实证研究，并进一步探究这种影响是否因企业研发投入的差异而在企业之间表现出异质性。相较于现有文献，本文可能的贡献有：(1)分析税收影响全要素生产率时可能存在的非线性特征，基于微观层面的数据，证实了企业实际税负与全要素生产率之间存在倒U型关系；(2)基于企业是否有研发支出，将企业分为研发型企业和非研发型企业，探讨企业实际税负变动对两种不同类型全要素生产率的异质性影响；(3)利用门槛回归模型，进一步探讨企业实际税负与全要素生产率之间的非线性关系，通过门槛值，判断在现有税负水平下，我国是否仍有进一步降低企业税负的空间，为我国税收政策的调整提供经验证据。

二、文献回顾与假说提出

作为供给侧结构性改革的重要组成部分，税收政策对于实体经济平稳换挡、转型升级的重要性不言而喻，严成樑和龚六堂(2009)、Liu和Lu(2015)、吴辉航等(2017)等学者已对税率与经济增长的关系、税收政策的微观经济效应做了较多探讨[7][8][9]，但围绕企业实际税负与全要素生产率关系的研究还不多。明晰企业实际税负与全要素生产率之间关系的关键，在于厘清税收会通过哪些渠道影响企业的全要素生产率。

Lucas(1988)指出全要素生产率是测度技术进步水平的有效指标，而技术进步最为重要的两个影响因素是人力资本积累和研发投入[10]。人力资本投资和研发投入既可以来自于私人部门，也可以来自公共部门。税收作为一种私人部门向公共部门进行财富转移的方式，会通过约束私人部门和公共部门的人力资本投资及研发资本投入对企业的全要素生产率产生影响。一方面，尹朝静(2017)、孙一菡等(2017)的研究表明税收是财政收入的主要来源，会制约政府用于教育、科研、大型技术引进以及基础设施建设等诸多方面的公共支出，而这些来自公共部门的生产性支出会对全要素生产率产生促进作用[11][12]，换言之，政府的税收收入越高，公共部门用于人力资本积累和研发的资金就越雄厚，对全要素生产率增长的推动作用也就越强，其中用于教育的公共支出最为明显，原因在于，教育部门扮演着人力资本培育和科研创新的双重角色。极端情况下，假设税收为零，来自公共部门的人力资本投入和研发投入为零，这不仅会导致公共部门对于技术进步的贡献为零，还会使得依赖于教育系统输送人力资本的私人部门(主要指企业)难以为继，企业的全要素生产率很有可能陷入停滞，甚至出现负增长。因此，税收对企业全要素生产率的影响可以分为两个方面：宏观方层面的促进作用和微观层面的抑制作用。由此，当企业实际税负处于较低水平时，税收宏观方层面的促进作用大于微观层面的抑制作用，此时企业税负提高可以通过增加公共部门用于人力资本积累和研发投入的方式增进企业的全要素生产率。另一方面，当企业实际税负水平超过最优水平时，税收宏观方层面的促进作用小于微观层面的抑制作用，过高的税负会对企业部门的人力资本投资和研发投入产生强烈的挤出效应，从而在整体上对企业全要素生产率产生负面效果。首先，短期来看，过高的税收负担，会减少企业的经营现金流，强化企业面临的融资约束，即使企业有意通过增加人力资本投资和研发投资的方式提高其全要素生产率，在经营现金流短缺、融资约束收紧的情况下，也难以获得资金支持；其次，Evans和Leighton(1990)认为从长期来看，过高的税收负担会降低企业“创新、创业”的热情，由于创新、创业能否成功有着很大的不确定性，倘若没有足够的预期利润作为补偿，企业不愿承担“双创”的不确定性风险，因此，过高的税负会降低企业的预期利润率，使得企业创新、创业投资的动力减弱[13]。由于人力资本积累和研发投入无法单独在公共部门或私人部门得以完成，且增税对公共部门研发投入的正向促进作用也存在边际递减效应，故企业高税负的正向作用无法完全补偿其负向激励。刘放等(2016)发现当企业的实际税负高于临界水平时，适当降低税率，或者通过税收优惠或者税收补贴的方式降低企业的税收负担，有助于提高企业的全要素生产率[14]。基于上述分析，提出假设H1。

H1：企业实际税负与全要素生产率之间存在倒U型关系。

税收是政府实现对企业利润再分配的重要方式之一，对微观企业的经营决策产生重要影响，因此税收是影响企业研发投入决策的重要因素。研发投入是促进企业全要素生产率提高的主要方式之一，然而不同企业在研发投入的偏好上存在差异，因而实际税负对研发型企业和非研发型企业全要素生产率很可能会存在异质性影响。第一，研发型企业研发动力更足。受企业自身特征与行业定位的影响，研发型企业具有更强的研发动力，这类企业更加偏好通过提高自身生产率水平获得竞争优势，从而占据更大的市场份额，实现自身利润最大化；而非研发型企业受限于资金规模、研发能力等因素的不足，导致研发投入的风险较高，而回报率却相对较低，因此减少或不进行研发投入才是其最佳选择，因此，与非研发型企业相比，税收会通过降低企业研发投入规模对研发型企业全要素生产率发挥更强的抑制作用。第二，研发型企业进行研发投入的概率更高。企业的研发投入不但可以提高自身生产率水平，还可以依法税前抵扣，从而降低自身实际税负水平。与非研发型企业相比，研发型企业研发经验更多、效率更高，在相同的情况下，研发型企业进行研发投入决策的概率更高。因此，税收通过降低研发型企业研发投入决策的概率进而对其全要素生产率产生更大的负面效果。其三，研发型企业的研发效率更高。研发投入是企业的一项长期投资活动，需要持续投入才能获得最大的研发收益。受益于前期投入和积累，相较于非研发型企业，研发型企业在研发投入上具有“先发优势”，研发经验和研发效率更高。税收降低了企业实际收益，挤出了研发型企业的研发资金，从而对研发型企业全要素生产率产生了更强的负向激励。基于以上分析，不难推断，当税负水平提高时，税负对研发型企业全要素生产率产生的负向激励将高于非研发型企业。由此提出假设H2。

H2：提高税负对研发型企业全要素生产率的负向激励高于非研发型企业。

三、研究设计

(一)研究思路

为验证企业实际税负与全要素生产率之间是否存在倒U型关系，以及实际税负是否会对研发型企业全要素生产率产生更强的抑制作用，本文的研究思路如下：(1)在实证模型中同时引入实际税负及其平方项，如果实际税负回归系数显著为正，其二次方项回归系数显著为负，则表明本文研究假设H1成立；(2)在实证模型中加入实际税负与研发状况的交互项，验证提高税负是否对研发型全要素生产率的负向激励高于非研发型企业，如果该交互项回归系数显著为负，表明本文研究假设H2成立；(3)本文引入门槛模型，对企业实际税负与全要素生产率之间倒U型关系进行再次验证，考察本文研究结论是否稳健，也可以回答减税能否提高企业全要素生产率，以及是否存在进一步减税空间这两个问题；(4)将研究样本进一步细分为研发型企业和非研发型企业，考察不同门槛区间内，企业实际税负是否会对研发型和非研发型企业全要素生产率的影响是否存在明显的异质性，对研究假设H2进行再次验证。

(二)模型构建

基于本文的影响机制分析和研究设计，本文参考申广军等(2016)、吴辉航等(2017)的做法，构建如下模型对本文的研究假设进行验证[6][7]。首先，为了验证本文的研究假设H1，构建如下计量模型：

(1)

如果β1显著为正且β2显著为负，说明本文研究假设1成立。为验证本文研究假设H2，本文在模型(1)的基础上引入代表研发投入与企业实际税负的交互项，计量模型如下所示：

(2)

如果β4的系数显著为负，说明本文的研究假设2成立。

式(1)和(2)中，Ln_TFPit为被解释变量，表示企业i在第t年的全要素生产率；Rit和R&Dit是本文的核心解释变量，分别代表企业i在第t年的企业实际税负和研发投入，Zit为控制变量，包括企业i在第t年的资产负债率、盈利能力、平均薪资、现金持有水平和企业规模。λi表示产业效应，μt表示年份效应，εit表示随机扰动项。

(三)变量定义

1.全要素生产率(TFP)。杨汝岱(2015)认为现有文献对全要素生产率的估计方法主要有参数估计、半参数估计和非参数估计方法,但是不同方法估计的全要素生产率存在较大差异[15]。鲁晓东和连玉君(2012)发现OP、LP等半参数方法可以很好地解决传统估计方法中内生性和样本选择问题[16]。张天华和张少华(2016)发现通过引入中间投入，LP方法可以有效地解决OP方法中由投资为负导致全要素生产率估计结果不一致的问题，而且中间投入的引入也有助于解决内生性问题[17]。所以，本文最终采用LP方法作为全要素生产率的估计方法。

在估计全要素生产率的过程中，资本选取年末固定资产净额作为估计指标；劳动选取企业员工人数作为估计指标；中间投入指标尤其重要，本文中间投入指标的选取借鉴袁堂军(2009)的做法[18]，计算方法如下：

中间投入=销售成本+各项费用-折旧费用-应付职工薪酬

2.实际税率(R)。现有文献对企业所得税实际税负的计算主要有两种，第一种计算方式为：实际税负=所得税费用/税前利润；第二种计算方式为：实际税负=(所得税费用-递延所得税费用)/(所得税费用-递延所得税费用/法定税率)。吴辉航等(2017)采用第一种方法计算实际税负，均值为0.12[7]，刘慧龙和吴联生(2014)使用第二种方法计算得出的实际税负均值为0.22[19]。比较两种方法得出的实际税负，第一种计算方法得出的实际税负与名义所得税率25%相差太大，而且没有考虑递延所得税费用对实际税负的影响。因此本文选择第二种方法计算企业实际税负。

3.控制变量。已有研究表明企业的微观特征对全要素生产率产生重要影响，本文借鉴已有文献，还选取以下指标作为本文的控制变量：研发投入、资产负债率、盈利能力、平均工资、现金持有水平和企业规模。研发投入对全要素生产率有着明显的促进作用，也是全要素生产率最重要的影响因素之一，因此预计该变量系数为正；资产负债率是衡量企业融资约束的指标，数值越高表明企业所面临的融资约束越小，越有资金用于提高企业全要素生产率，因此预计该变量系数为正；企业盈利能力越高，效率越高，因此预计该变量系数为正；平均薪资代表企业支付员工的平均工资水平，可以在一定程度上当作企业员工人力资本水平的体现，人力资本水平越高，企业全要素生产率越高，因此预计此变量系数为正；现金持有水平是企业研发投入的重要来源，对企业生产率产生影响，企业持有现金越多，越有可能加大研发投入，因此预计该变量系数为正；企业规模越大，越容易产生规模效应，提高劳动分工程度，改善企业生产效率，因此预计该变量系数为正。本文的变量界定如表1所示。

表1 变量定义表

4.样本与数据来源。为了避免2007年企业会计准则改革对实证结果产生影响，本文最终选取中国上市公司2007～2016年非平衡面板数据作为研究样本。在实验数据的处理过程中，本文参考程晨(2018)筛选数据的方法[20]，在剔除了ST公司、*ST公司、重要财务指标缺失的研究样本后，为了防止实证结果受到极端值的影响，本文对连续变量在1%和99%分位做了缩尾处理。经过处理后，本文共获得15994个观测值。此外，本文采用固定资产投资系数(FAI)和按消费者价格指数衡量的通货膨胀率(CPI)对相关数据进行平减，使用不变价格进行实证研究。本文的实证数据来自国泰安数据库(CSMAR)、BVD数据库。

四、实证研究与结果分析

(一)描述性统计

表2提供了本文描述性统计结果。其中，本文测算的全要素生产率(TFP)和实际税负均值分别为16.90和0.195，与程晨测算的TFP均值(14.678)[20]和刘慧龙和吴联生测算的上市公司实际税负均值(0.22)[19]虽然存在微小差距，但考虑到研究样本在年份和数据处理方法方面存在差异，这种差距仍处于可接受的范围，这说明本文测算的TFP和实际税负较为可信。本文控制变量的描述性统计结果详见表2。

表2 描述性统计结果

为了防止解释变量之间存在多重共线性影响实证结果的可信度，本文采用Pearson相关系数来检验变量之间的共线性问题，检验结果如表3所示。由表3可知，绝大部分解释变量都通过了相关性检验，因此可以认为本文解释变量之间并不存在严重的多重共线性问题。

表3 Pearson相关系数分析

注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

(二)企业实际税负与全要素生产率之间的倒U型关系检验

本文通过在解释变量中引入企业实际税负及其平方项对企业实际税负与全要素生产率之间可能存在的倒U型关系进行检验，结果如表4所示。其中，第一、二列是随机效应模型的回归结果，第三、四列为固定效应模型的估计结果，第五、六列是将实际税负滞后一期和滞后两期作为工具变量的两阶段最小二乘法的回归结果，Hausman检验结果表明，本文应该选取固定效应模型。因此，后文分析过程中以固定效应模型估计结果为准，其他模型回归结果作为参考和佐证。

由表4可知，在加入控制变量并控制时间固定效应和行业固定效应后，拟合优度为65.37%，说明模型设定较为可靠。核心解释变量方面，企业实际税负(R)的系数为0.048，实际税率平方项(R2)的系数为 -0.064，在1%的水平下显著成立，这表明企业实际税负与全要素生产率之间存在先升后降的倒U型关系。当企业实际税负处于较低水平时，税负的增加可以增加政府用于教育、科研、大型技术引进以及基础设施建设等诸多方面的生产性支出，缓解政府面临的融资约束，增大公共部门生产性支出，对企业全要素生产率的促进作用强于税负增加导致的负面效果，进而有助于企业部门全要素生产率的提高。然而，当企业实际税负超过最优值时，高税负会挤出企业经营现金流、降低企业创新动机，从而对企业部门人力资本投资、研发投入产生强烈地负向激励，此时由税负提高而增大的公共支出对企业全要素生产率的促进作用低于实际税负对企业全要素生产率的负面冲击效果，从而在整体上对企业全要素生产率产生了抑制作用。以上的回归结果初步证实了本文假设H1成立，即企业实际税负与全要素生产率之间存在倒U型关系。

表4 企业实际税负与全要素生产率倒U型关系检验

注：()内为稳健标准误下的t值，[ ]内为p值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

第五列和第六列是本文工具变量回归结果。考虑到本文实证模型的拟合优度较高(都在0.63以上)，应该不存在遗漏重要变量的问题，因此，本文在此处主要考虑解决的是被解释变量与核心解释变量互为因果问题。本文在前面已经分析了实际税负影响全要素生产率的途径，然而全要素生产率也可能会对企业实际税负产生影响。企业全要素生产率越高，就越可能具备更高的研发投入规模，而研发投入的税前抵扣会明显降低企业的实际税负水平，因此，实际税负与全要素生产率之间可能存在互为因果的问题，所以，本文选取滞后一期和滞后两期的实际税负作为工具变量。由Kleibergen-Paap rk LM统计量、Kleibergen-Paap rk F值和Sargan检验的结果可知，本文工具变量不存在弱工具变量、不可识别和过度识别问题，因此本文所选工具变量是有效的。由第五列和第六列的回归结果可知，在1%的水平下，实际税负(R)的回归系数显著为正，实际税负平方项(R2)的系数显著为负，表明企业实际税负与全要素生产率之间倒U型关系十分稳健，本文假设H1再次被证实。

控制变量方面，研发投入(R&D)的估计系数为0.043，在1%水平下通过显著为正，说明研发投入会直接促进全要素生产率的提高，这与研究R&D投入和全要素生产率关系的文献所得结论保持一致。资产负债率(lev)、盈利能力(roa)人力资本投资(labor)、现金持有水平(cash)、企业规模(size)等变量的回归系数在1%的水平下均显著为正，说明企业融资约束的缓解、盈利能力的增强、人力资本投资的增加、企业规模的扩大，均有助于企业全要素生产率水平的上升，这与本文的预期一致，同现有相关研究结论吻合。

(三)企业实际税负影响全要素生产率的异质性检验

研发投入是企业技术进步的重要来源，而税负会降低企业研发投入的实际回报率，也因此会对企业研发活动产生负面影响，从而对具有研发投入的企业(以下简称研发型企业)全要素生产率产生更强的抑制作用。本文在证明实际税负与全要素生产率倒U型的基础上，在实证模型中加入实际税负与研发投入的交互项，探索实际税负是否会对研发型企业产生更大的抑制作用，回归结果如表5所示。其中，第一列和第二列是固定模型的回归结果，第三列和第四列是工具变量两阶段最小二乘法的回归结果，第二列和第四列控制了年份效应和产业效应，以第二列的回归结果为准。

表5 实际税负影响全要素生产率的异质性检验

注：()内为稳健标准误下的t值，[ ]内为p值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

由表5的回归结果可知，在1%的水平下，实际税负(R)的回归系数显著为正，实际税负平方项(R2)的系数显著为负，说明实际税负与全要素生产率之间的倒U型关系仍然成立。第二列中研发投入(R&D)的回归系数在10%的水平下显著为正，而实际税负与研发投入交互项(R*R&D)的回归系数为 -0.100，在1%的水平下显著成立，说明实际税负通过研发投入会对全要素生产率产生负向调节作用，进而对研发型企业产生更大的抑制作用，由此说明本文研究假说H2成立。实际税负会减少企业税后收益，降低企业研发投入资本回报率，从而会对企业开展研发活动产生负面激励，进而会对研发型企业全要素生产率产生更强的抑制作用。

第三列和第四列是以滞后一期和两期实际税负作为工具变量的两阶段最小二乘法的回归结果，由Kleibergen-Paap rk LM统计量、Kleibergen-Paap rk F值、Sargan检验结果可知，实证模型不存在工具变量不可识别、弱工具变量、过度识别等问题，由此说明本文所选工具变量有效。由第三列和第四列的回归结果可知，实际税负与研发投入交互项(R*R&D)的回归系数在1%的水平下显著为负，这说明实际税负通过研发投入会对全要素生产率产生负向调节作用，从而对研发型企业全要素生产率产生更强的抑制作用，即本文研究假说H2成立。

五、进一步研究

(一)门槛回归检验

在检验变量之间可能存在的非线性关系时，除了通过引入核心解释变量的高次方项来加以研究外，门槛模型也是常用的方法，为了证实前文所得结论的稳健性，本文通过门槛回归模型对企业实际税负与全要素生产率之间的关系展开研究。

在使用门槛模型时，首先需要检验是否存在门槛效应。本文利用Wang(2015)提出的门槛回归模型估计方法对企业实际税负影响全要素生产率时是否存在门槛效应进行检验[21]，结果如表6所示。由表6可知，企业实际税负影响全要素生产率时存在两个门槛值，第一个门槛值为0.0048，第二个门槛值为0.0818。前者趋近于0，考虑到现实经济中，企业的实际税负一般都明显高于0，而且在所选样本中，实际税负处于0到0.0048的企业屈指可数，因此，在后续研究过程中舍弃与现实不符的第一个门槛值，基于门槛值0.0818，分别考察实际税负低于0.0818和实际税负高于0.0818时，企业实际税负对全要素生产率的影响。

表6 门槛检验结果

由门槛检验结果，本文构建如下回归模型：

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)

通过式(3)和(4)，对研究假设H1做进一步的验证，若企业实际税负(R)的回归系数，λ1显著为正，λ2显著为负，则可证企业实际税负与全要素生产率之间存在的倒U型关系是稳健的。

(二)实际税负与企业全要素生产率倒U型关系的门槛回归检验

表7报告了门槛回归的结果，第一列和第三列为模型(3)的估计结果，第二列和第四列为模型(4)的估计结果，其中第三列和第四列控制产业固定效应和年份固定效应。由表7可知，当实际税负低于0.0818时，企业实际税负(R)的回归系数在1%的水平下显著为正，企业实际税负与全要素生产率呈现正相关，也就是说，当企业税负水平较低时，政府适当地提高税收有助于企业全要素生产率的增长。当实际税负高于0.0818时，企业实际税负(R)的回归系数在5%的水平下显著为负，企业实际税负与全要素生产率呈现负相关关系，这意味着当税负过高时，税收会抑制企业的技术进步，一定程度的税收优惠或者税收减免将有助于企业全要素生产率的提高。由此，本文通过门槛回归，进一步验证企业实际税负与全要素生产率之间存在倒U型关系，证实了本文研究假设H1的稳健性。值得一提的是，由本文表2描述性统计分析可知，当前，我国上市公司企业实际税负的均值为0.195，明显高于门槛值0.0818，企业实际税负与全要素生产率呈现显著的负相关关系，这表明，当前我国的上市企业的税负较重，税收政策工具存在较大的利用空间，进一步减税将会助力“大众创业，万众创新”，推动企业的技术进步，有助于实现经济的可持续增长。

表7企业实际税负与全要素生产率倒U型关系的稳健性检验

注：()内为稳健标准误下的t值，***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。

(三)企业实际税负影响全要素生产率异质性的稳健性检验

为了进一步验证企业实际税负影响全要素生产率在研发型企业与非研发型企业间表现出的异质性，本文依据企业是否具有研发投入，将研究样本进一步分为研发型企业和非研发型企业两个子样本，通过子样本回归的方法对假设H2的稳健性进行检验。整体来看，在两个税负区间中税负对研发型企业全要素生产率的负向激励都高于非研发型企业，与前文结论基本保持一致，由此证实了假设H2的稳健性(限于篇幅，具体结果略)。

六、结论与政策启示

本文利用2007～2016年中国沪深两市上市企业的微观面板数据，对企业的实际税负与全要素生产率之间的关系进行了实证研究，主要得出以下结论：(1)企业实际税负与全要素生产率之间存在明显的倒U型关系；当企业实际税负处于较低水平时，提高税负有助于企业全要素生产率的提高，而税负水平过高，高税负会抑制企业全要素生产率的提升。(2)实际税负对全要素生产率的影响在研发型与非研发型企业之间会表现出明显的异质性，提高税负对研发型企业全要素生产率的抑制作用强于非研发型企业。(3)企业实际税负影响全要素生产率的门槛值为0.0818，而我国上市企业实际税负平均值为0.195，高于0.0818，通过税收优惠或税收减免降低企业实际税负有助于企业全要素生产率的提高。以上结论至少可以带来如下政策启示。

一方面，中央政府应该进一步降低企业所得税税率，目前，我国经济增长动力正经历由要素扩张拉动向创新驱动转变，而中央政府通过税收补贴或者税收优惠降低企业的所得税税率，可增加企业的经营现金流，缓解企业面临的融资约束，有助于企业有更多的盈余资金用于研发投入和人力资本投资，进而推动企业全要素生产率的提高。通过进一步减税，可助推“大众创业，万众创新”，有利于我国经济增长的平稳换挡和转型升级。

另一方面，由于企业实际税负对全要素生产率的影响具有异质性，高税负对研发型企业的负向激励更明显，中央政府在实施减税过程中应针对不同的企业类型加以区别对待。相较于非研发型企业，应当给予研发型企业更多的税收优惠政策，尤其是对于那些面临较强现金流约束和融资约束但又具备很强研发动机与研发实力的中小型企业，中央政府应加大税收减免力度、扩大税收减免范围。