减税降费与企业投资传导机制研究：基于资本供给视角

闫 坤 唐丹彤

一、引言

减税降费财政政策的提出，深度契合了财税体制改革的内在要求，是促进经济持续健康发展、激发市场主体焕发活力的重要举措。随着我国减税降费程度的不断加深，减税降费规模逐步扩大，改革方案从 “结构性减税”转变为“定向减税和普遍性降费”，进一步发展为“普惠性减税与结构性减税并举”和 “减税与退税并举，阶段性措施和制度性安排相结合”。

投资是宏观经济政策传导至微观市场主体的重要着力点。近年来，国内外经济环境发生深刻变化，“灰犀牛”“黑天鹅”事件交叠频发促使经济不确定性不断攀升，市场主体在实物期权偏好引导下投资意愿降低。以公共部门投资为主导的积极财政政策带来实体经济投资回报率下降、非公共部门债务融资挤出等不良效应(冀云阳等，2021[1])。作为逆周期调控的财政政策抓手，减税降费立足当下经济平稳转型发展，着眼重塑政府与市场资源分配长远格局，发挥坚定市场主体信心、恢复市场活力的重要作用。本文以企业实际税费负担作为减税降费改革的衡量指标，考察如下问题：减税降费是否提升微观主体的投资意愿？从而以投资为出发点缓解经济下行趋势，推动经济走上扩张式良性循环？具体作用路径和实施效果为何？本文意图对这些问题进行解答，并提供相应的实证证据，为科学研判减税降费长期政策效果，梳理税费负担与企业投资行为之间的关系，为合理把握减税降费实施力度、指导未来政策作用方向提供理论依据。

从古典经济学延续至今，税收与投资的关系是经济学领域经久不衰的问题，此方面的研究成果也是汗牛充栋。Jorgenson(1963)[2]提出了税收政策与企业投资行为之间的理论研究框架，Cummins等(1994，1996)[3][4]基于税收调整Q模型提供了具有说服力的经验证据。随后学者们从税收政策和企业投资两个维度不断深入，一方面，从税制改革、税收优惠、税收不确定性等角度考察了不同的税收政策对企业投资的影响；另一方面，从投资区域选择、行业差异、要素形式等角度探讨了税收政策对企业投资的具体引导作用。国内学者们集中考察了税制改革的政策效应，研究了固定资产折旧、留抵退税、营改增等税制改革措施对企业的研发投资、投资结构、固定资产投资、金融资产投资等行为的影响。现实中企业投资往往受到资本供给条件的制约，减税降费对投资行为产生的积极影响也不可避免地受到资本供给的影响，然而从资本供给视角所展开的减税降费政策效应研究尚未受到学术界的重视。

减税降费是兼具政策延续性和时间持久性的政策组合拳，考察减税降费综合效应更有助于加深对相关政策作用效果的认识。作为本文研究对象的“减税降费”政策具体是指从2008年12月召开的中央经济工作会议中提出“结构性减税”开始并延续至今的一系列税制改革方案。此前学者们多采用有效税率来衡量企业税负，表征税收优惠或者税制改革的变化，但以有效税率所衡量的税收负担仅涵盖所得税，该指标在以直接税作为主要税收来源的国家或地区更具代表性，而间接税在中国税制体系占比相对较高。企业还需承担与税收征管方式相似且规模不小的费用负担，如社会保险费、教育附加费、工会经费等，由此，涵盖各主要税种与费目的衡量指标更适用于衡量中国企业综合性税费负担水平。基于此，本文从微观维度考察了减税降费政策实施以来，企业实体各项税费负担发生的总体变化，检验税费变化对企业投资决策的影响，并基于资本供应视角检验了内部融资约束、外部金融摩擦以及投资者关注三重作用机制，进一步考察产权性质、行业特征及营商环境三方面的异质性情境差异，为减税降费政策的实施提供实证证据。相较于已往研究，本文可能的贡献如下：第一，本文聚焦于企业实际税费负担对其投资行为的影响，相较于关注单项税制调整的政策效应研究，本文为减税降费较长时间内的综合性税制改革效应检验提供了事实依据。第二，本文从经营者预期、债权人预期、投资者预期三重维度，深入探究了税费负担对企业投资行为的作用机制，刻画了税费制度改革的资本供给传导路径。第三，本文从环境特征、行业特征、企业特征三方面异质性变量展开分析，就税费负担对企业投资的影响展开了全面系统的分析，为完善减税降费政策及相关制度提供决策依据。

二、文献回顾与假设提出

税收政策与企业投资行为的关系是理论界长期关注的话题。从新古典主义经济学者对税收归宿和税收对要素收益影响的探讨到凯恩斯主义以扩大总需求为目的的减税政策，再到供给学派所重视的“减税”作为刺激投资的重要手段，税收对投资的作用和影响始终未离开经济学研究的视野。

减税是宏观层面实现资本形成率和刺激投资的有效手段。依据新古典主义投资理论，稳定状态下企业投资决策依赖于资本积累的成本收益判断，企业积累资本的成本小于其收益时投资会持续进行，由于企业从额外资本中获得的投资回报在不断减少，当资本回报的现值等于成本现值时企业便停止资本积累(Jorgenson，1963[2])。税费负担是企业在资本积累过程中需要承担的一部分刚性成本，若税费成本上升，企业停止资本积累的时点提前。新古典投资理论以未来项目预期盈利水平估算企业价值最大化的边际税率，阐明实际税率与企业投资决策之间的关系，即税率的降低意味着企业资本成本的下降，促使企业增加更多对资本存量的投资(Van Pargs和James，2010[5])。

减税降费会对经济活力和投资行为产生积极影响，但税收政策的调整往往是多维度的，企业在投资决策过程中会结合发展机遇、市场需求、资本供给等多方面因素进行综合判断。具体而言，首先，减税降负能够切实降低企业的成本，从而提高企业的盈利能力，这意味着企业可以在未来更容易地获得资本，扩大生产规模和投资。其次，减税降费能够减少企业当期的现金支出，从而充实企业的现金流，可以使企业更有能力承担债务和资本性支出。再次，减税降费可以增强企业信心，鼓励企业增加投资，扩大生产规模和雇佣更多员工，从而促进经济增长和创造更多就业机会。最后，减税降费可以引导企业投资方向和投资分布，税负成本较低的地区或行业能够吸引更多的投资，从而促进地区经济发展和产业繁荣，而税费负担提高对总投资、外国直接投资及创业活动均会带来不利影响(Djankov等，2010[6])。由此，我们提出第一个假设：

假设1：税费负担阻碍企业增加实体投资，企业所承担的税费负担与其投资行为负相关。

资本是企业投资的源泉，若要扩大投资企业首先便要解决资本来源问题。企业投资行为很大程度上受到资本供给的影响，内源融资能力、外源融资约束及投资者信心税费负担成为通过企业资本供给影响企业投资行为的主要渠道。

企业税费负担降低带来更多的现金留存，促进企业及时依据市场需求展开投资。内源融资能力是指企业以自身经营收益创造资本留存的能力。一方面，税费负担降低引起企业经营成本实质性下降，同等条件下企业会产生更多的留存收益。依据啄序理论，内源融资是企业成本最低的筹资方式，内源融资能力提高意味着企业拥有更为充足的自有资金，有助于提升企业的附加值和整体竞争力(李明等，2018[7])，提高企业风险承担水平(周晨和赵秀云，2021[8])，进而促进企业投资水平的增加。另一方面，相较于欧洲发达国家和新兴市场国家，我国宏观税负水平不高，但具体到微观主体来说，企业获得感较低而税负痛感普遍较高(闫坤和于树一，2018[9])。究其原因，以间接税为主的税制结构导致企业资金大量占用，相对较高的社保费负提高了企业税费的刚性成本(臧建文等，2002[10])。减税降费有效缩减了间接税的资金占用，促使企业内部现金流更加充裕，资本收益水平和资源配置效率得到整体提升，带动经营者预期向好。由此，企业税费负担下降能够提高企业内源融资能力，促使企业经营者对未来经营状况产生向好预期，从而增加企业投资。

企业税费负担降低能够缓解外部融资约束，从而为企业未来投资提供更加良好的融资条件。金融摩擦在不完美市场假设下必然存在，现实中往往因外部融资条件差异和信息不对称程度表现为不同的摩擦形式。首先，实际税费负担的降低能够带来广延边际效应。税费负担降低能够降低潜在市场进入者的门槛，促使企业全要素生产率及产出水平得到显著提高(田磊，2022[11])，进一步促使资金供应者降低风险溢价，从而消解部分金融摩擦，对企业投资活动产生积极影响。其次，企业实际税费负担的下降意味着外部融资环境的改善(李拯非和张宏，2021[12])。税负是考量企业外部经营环境的主要组成，优质的经营环境通常会伴随着更加活跃的经营活动，也意味着更少的金融摩擦。依据信号传递理论，企业实际税费负担的下降为外部市场主体释放更加积极的信号，外部市场主体会对企业的未来发展持有更积极的态度，银行等金融机构往往放松部分企业贷款融资的条件，促使企业更容易获得投资所需的资金。由此，税费负担降低通过缓解外部融资约束促使企业投资增加。

税费负担下降所带来的积极信号促进投资者信心增强，从而推动企业投资扩张。投资者信心以信号传递理论为依据构建的指标，假设投资者将企业未来经营状况的相关信息作为投资决策的参考依据(Kahneman和Tversky，1973[13])。从宏观层面看，减税降费作为积极财政政策工具，促使市场主体形成经济基本面向好的预期，推动投资者对市场的关注度升高与信心增强(庞凤喜和牛力，2019[14])。减税降费带来普惠式税费负担下降，促使企业未来盈利预期增强，表现为实体企业权益投资对市场投资者的吸引力增加(李真和李茂林，2021[15])。从微观层面来看，股东拥有企业剩余收益权，企业税费负担降低意味着股东投资回报率提升，增强投资者对未来投资收益增加的信心。在企业投资决策中，预期项目净收益率若无法覆盖股东报酬率，以股东价值最大化为最终经营目标的企业则会拒绝投资，税费负担下降可能会使很多项目收益水平提升。税费负担降低会从宏观层面促进权益投资者信心、促进企业股东的投资收益及投资项目收益水平，促使股东投资信心和关注度增强，带来企业投资活跃度提升与投资扩张。由此，我们提出第二个假设：

假设2：税费负担降低会通过企业内源融资能力提升、外源融资约束程度减轻以及投资者信心增强三重机制作用于资本供给，从而促使企业展开投资行为。

营商环境构成重要的地区差异，营商环境的优劣可能会改变企业的投资偏好和决策机制，影响减税降费政策效应的发挥。已有研究表明，良好的营商环境有助于促进经济发展，表现为促进生产性私人投资和增加创业活动(姚树洁等，2006[16])。营商环境既受到政策选择和制度设计的影响，又受到经济发展状态和水平的制约，成为地区层面引起企业行为决策差异的主要因素。我国多年的渐进式改革带来了地区间经济发展水平的差异，营商环境整体上表现为“东高西低”(涂正革等，2022[17])。营商环境欠发达地区企业的制度性交易成本相对较高，企业经营所面临的寻租环节相对较多，限制了企业作为市场化主体的投资意愿，迫使企业倾向于通过建立政治关联获取投资机会。而营商环境更为优越的地区，企业市场化经营程度更高，其投资决策更大概率来源于把握市场机遇。实际税费负担下降一定程度上意味着营商环境的优化，在营商环境欠佳的地区制度重要性突显，由此在这类地区实际税费负担下降带来的企业投资促进效应更大。

行业特征决定了企业对投资依赖度及对相应税收优惠的敏感度，行业特征差异会影响减税降费对企业投资的促进作用。高新技术企业必须依靠高研发投入确保自身长期保持技术领先，构建可持续的核心竞争力及不断创造新的收入增长点。“高投入、高风险、高产出”的特点决定了其具有相对较高的研发投入依赖度，而技术创新为经济社会发展带来的正外部性，使得高新技术企业的投资行为广泛得到各国政府税收优惠政策的支持(Lahorgue和Cunha，2004[18])。技术资源的长期积累和人才资源的聚集需要大量资金持续不断地投入，高新技术企业投资不确定性较大决定了其融资难度较大、融资成本较高(赵冬梅，2020[19])，面临着相对较高的融资约束。研发费用加计扣除100%、无形资产加计200%摊销、亏损弥补延长结转5年等减税降费政策的持续推进，一定程度上缓解了高新技术企业的融资压力，释放了高新技术企业的新增投资需求，由此相对于其他行业，实际税费负担的降低对于高新技术企业投资的激励作用更为显著。

产权性质差异是分析我国企业经营发展问题时不容忽视的问题。结合我国事实观察，产权性质不同意味着企业面临不同的市场环境、政策负担、资源禀赋等。国有企业在获取信贷资源、把握市场机会、争取政策支持等方面，相较于非国有企业均具有显著优势。减税降费政策虽然在产权性质方面无差别对待，但由于不同产权归属的市场化主体先天条件差异，减税降费带来的释放融资约束、增强投资活力表现程度不同。与非国有企业相比，国有企业与政府之间存在天然联系，在信息和资源获取方面具有天然优势(黄晓光等，2021[20])。在信贷资源配置方面，国有企业依靠与政府的天然联系更容易获取资金，投资需求更加及时地得到满足；对于非国有企业而言，资金获取成本、融资困难程度相对更高，更容易面临投资意愿强烈而资金来源不足的窘境。因此，税费负担的降低对非国有企业更为利好，更有助于缓解非国有企业的融资约束，从而更为显著地促进非国有企业扩大投资。由此，我们提出第三个假设：

假设3：税费负担对企业投资行为的负向影响在营商环境欠佳地区、高新技术企业、非国有企业中表现得更为显著。

综上所述，本文试图构建企业及其利益相关方的假说，考察税费负担与企业投资行为的作用机制，结合我国现实情境对减税降费促进企业投资的影响机制进行阐释。企业投资的过程也是资本供给和资源配置同步进行的过程。股东和债权人作为资本供给方，经营者作为资源配置方，他们的预期及行为会影响企业资本供给规模和收益水平。由此，我们将研究框架概括于图1。

图1 税费负担影响企业投资行为研究框架图

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

2008年我国开始实施“结构性减税”政策，由于2008年和2009年受到金融危机的影响，为此本文选取2010年至2020年为研究期间，以沪深全部A股上市公司为研究样本，在此基础上进行如下筛选：(1)剔除ST公司；(2)剔除金融行业上市公司；(3)剔除存在缺失值的样本。最终得到2010年至2020年共24 831个样本观测值。为了避免极端值的影响，对所有连续变量在1%和99%水平上进行缩尾处理。本文涉及的所有数据均来源于CSMAR数据库和Wind数据库，数据采用Stata15.0进行处理。

(二)变量选取

1.企业投资(Invest)。

当前对企业新增投资衡量方式主要有以下两种：一是借鉴Richardson(2006)[21]通过当期投资相关现金流变化来衡量，具体为 “购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金”与“处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额”的差值表示企业新增投资变化的绝对量，并将该差值与期初资产总额的比值作为企业新增投资比率。二是被学者广泛采用指标是采用资产负债表数据来计算当期新增投资，具体是将企业“期末固定资产原值”减去“期初固定资产原值”再加上“本期累计折旧”作为当期新增固定资产，以当期新增固定资产与期初资产总额的比重衡量企业新增投资。本文以第一种衡量方式进行基准回归，并采用第二种衡量方式展开稳健性检验。

2.税费负担(TFburden)。

现有文献企业税负通常以有效税率指标(Effective Tax Rate，简称ETR)衡量，即扣除递延所得税后的当期所得税费用与息税前利润之比(Porcano，1986[22])，表示企业创造的增加值承担的直接税负比重。后续学者在上述公式基础上进行少量修正(吴联生，2009[23]；刘行和叶康涛，2014[24])，公式的基本架构并未发生实质性变化。本文借鉴上述研究基本思路，但并未完全依照该方法构建指标，原因在于ETR指标仅涵盖了以企业所得税为主的直接税负，并未涵盖在我国税收来源中占重要比重的以增值税为代表的间接税负，以及企业实际经营中税收痛感较为强烈的费负。为了实现税费负担的全面测度，本文借鉴王业斌和许雪芳(2019)[25]的做法，提出了以收入支出为基本框架衡量指标：

其中，CIT代表企业扣除递延所得税后的当期所得税费用，VAT代表企业实际承担的增值税，FEE为企业实际承担的员工社保费，Sales则代表企业当期取得的营业收入。公式的分子代表企业所承担实际税费支出，分母则为企业支付各项税费的经济来源。为了避免其他税收和费用未纳入衡量指标中，本文借鉴刘骏和刘峰(2014)[26]的做法，以税费所产生的现金流量构建税费负担指标，以现金流量表中“支付的各项税费-收到的税费返还”衡量企业所承担的实际税费，剔除了税费返还等干扰因素的影响，同时涵盖了企业所有税费范畴，将其作为稳健性检验的工具。

本文未直接采用现金流量构建税费负担指标，原因在于合并计算的TFBurden指标能够分解为企业所得税税负、流转税税负和社会保险费费负，便于后续分别探讨各类税费对企业投资行为的影响。具体来看，企业实际所得税负担采用扣除递延所得税后的当期所得税费用(即实际所得税税额)与营业收入的比值衡量；将流转税总额与营业收入的比值度量流转税实际负担率，由于财务报表中很难直接获取企业流转税税费的实际数额，采用教育费附加与征收率的比值间接测算流转税总额；社保费实际负担率采用企业社保支出总额与营业收入的比值衡量。

3.控制变量。

本文选取企业特征层面与宏观层面变量作为税费负担影响企业投资的控制变量。其中，企业特征层面变量主要包括公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、是否盈利(Loss)、管理层持股(Manratio)、管理层薪酬(Salary)、企业年龄(Age)、第一大股东持股比例(Share1)、两职合一情况(Dual)；由于企业投资行为还受宏观因素的影响，本文选取人均国内生产总值(AvGDP)作为宏观控制变量，该指标综合反映了不同时期宏观经济运行情况。回归中同时控制行业效应和年度效应，具体变量衡量如表1所示。

表1 变量定义

(三)模型构建

为了验证前文所提假设，本文构建如下模型进行实证分析：

Investi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2∑Controlsi,t

+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

Intermi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2∑Controlsi,t

+∑Industry+∑Year+εi,t

(2)

Investi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2Intermi,t

+β3∑Controlsi,t+∑Industry

+∑Year+εi,t

(3)

Investi,t=β0+β1TFBurdeni,t+β2Xi,t+β3TFBurdeni,t

×Xi,t+β4∑Controlsi,t+∑Industryl

+∑Year+εi,t

(4)

其中，模型(1)用于验证研究假设一，若税费负担(TFBurden)的回归系数显著为负，则表明企业实际税费负担的降低有助于企业投资增加，即研究假设一得以验证。借鉴温忠麟和叶宝娟(2014)[27]的中介检验方法，本文采用模型(1)、模型(2)和模型(3)用于检验研究假设二，其中，Interm分别代表内源性融资能力(Restrain)，外源性融资约束(KZ-dummy)以及投资者信心(Confid)。本文采用模型(4)用于验证研究假设三，其中X分别代表营商环境(BEnvirn)、是否为高新技术行业(Hightech)和产权性质(SOE)。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计分析

所有变量的描述性统计结果如表2所示。可以看出，企业投资行为(Invest)的均值为0.058，表明样本期间企业年度新增投资占期初总资产的比重平均为5.79%。年度新增投资最多为总资产的35.5%，而年度新增投资最小值为负，表明企业实质上缩减投资规模为总资产的2.65%，意味着企业间新增投资水平存在较大差异。投资决策取决于企业内部经营策略与外部环境特征，且受到管理层意图和行业异质性等因素的影响，表2数据符合企业间投资水平存在显著差异化的现实情况。税费负担(TFBurden)均值为0.090 9，中位数为0.079，表明样本税费负担总额占营业收入的比重均值为9.09%，最小值占比为0.58%，最大值占比为31.9%，企业间税费负担总体存在差异，但基本处于合理区间。其他变量的描述性统计情况具体如表2所示，各变量均较好地反映了现实情况。

表2 变量描述性统计

(二)相关性分析

所有变量的相关性分析如表3所示，可以看出税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的相关性系数在1%的水平上显著为负，研究假设一初步得到验证。整体来看，变量之间的相关性系数基本小于0.5，变量之间不存在严重的多重共线性。鉴于税费负担(TFBurden)为所得税税负、增值税税负、社保费费负之和，税费负担与其他变量相关性变化趋势基本能够代表整体税负的情况，考虑到文章的篇幅，未将具体三个税负加入相关性分析结果当中呈现。

表3 相关性分析

(三)回归结果分析

表4列示了本文第一个研究假设的回归结果，按照企业税费负担的衡量方式不同，研究结果可分为四个部分。表4列(1)和列(2)分别为不考虑和考虑控制变量的情况下的回归结果，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数分别为-0.056 4和-0.061 2，且均在1%的置信水平上显著为负，考虑控制变量后拟合优度提升14%，证明研究假设一成立，即实际税费负担的降低有助于增加企业投资水平。表4列(3)、列(4)和列(5)展示了将税费负担(TFBurden)细化为所得税税负(CIT-Burden)(1)在分税种回归时，所得税税负与前文衡量方式略有不同，考虑到所得税费用的经济含义，采用(所得税费用-递延所得税费用)/应纳税所得额进行衡量。、增值税税负(VAT-Burden)和社保费费负(FEE-Burden)后的回归结果，可以发现上述三个变量与企业投资(Invest)的回归系数均在1%的置信水平上显著为负，充分印证了本文第一个研究假设。所得税税负(CIT-Burden)回归系数为-0.021 3，且在1%的水平上显著负相关，表明所得税税负的降低有助于促进企业投资。在其他条件不变的情况下，企业税费负担下降所带来的资本供给条件改变，会显著促进企业投资行为，减税降费是有效刺激企业投资的政策工具。

表4 基准回归结果

表4其他控制变量的回归结果也反映了模型的合理性。Size的回归系数在5%的置信水平上显著为正，说明企业资产规模越大开展投资倾向性越强，符合大企业投资扩张行为更为频繁的现实；Loss的回归系数在1%的置信水平上显著为负，说明亏损企业更倾向于采取缩减投资策略；Manratio的回归系数在1%的置信水平上显著为正，表明管理层的股权激励会促使企业采取更加积极的投资策略；Salary的回归系数在1%的置信水平上显著为正，意味着管理层工资水平越高，企业投资增长的水平越高；Age的回归系数在1%的置信水平上显著为负，反映企业成立时间越长，投资扩张程度越低，成熟期的企业往往不再依靠规模扩张来寻求增长；大股东持股份额(Share1)与企业两职合一情况(Dual)均代表了企业代理冲突解决情况，两者的回归系数在1%的置信水平上显著为正，表明公司治理效率与企业投资水平成正比。

(四)内生性问题

实际税费负担的降低有助于刺激企业增加投资活动，但与此同时投资活动可能会为企业带来更多的税收优惠，综合来看最终降低了企业的税费负担。为了缓解潜在的反向因果问题，本文借鉴王业斌和许雪芳(2019)[25]的研究，采用企业所在地区同一行业其他企业所面临的平均税费负担作为解释变量的工具变量(IV-TFBurden)。综合来看，该工具变量满足相关性和外生性：一方面，企业的税费负担往往具有行业稳定性，且享受相同的税收优惠政策，不同行业的税费负担存在较大差异，为此企业的税费负担与该行业其他企业的税负之间存在相关性；另一方面，企业的投资水平与个体投资策略和风险报酬的判断有关，并不直接受同行业其他企业税费负担的影响，满足外生性条件。由此综合来看，该变量可以成为有效的工具变量。回归结果如表5列(1)所示。可以看出，税费负担(IV-TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数依然显著为负，证明了基准回归结果的稳健性。

表5 内生性问题

企业当年新增投资并非完全受到减税降费政策的影响，可能受其他因素混淆导致结果出现伪相关关系。遗漏变量问题和衡量误差是导致内生性的重要原因，我们对这两方面进行分别考察。其一，剔除经济波动的影响。本文借鉴李增福等(2022)[28]的研究，采用每年四个季度GDP增速的标准差作为经济波动指标(Wave)。回归结果如表5列(2)所示，可以看出，在控制经济波动(Wave)的情况下，企业税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数为-0.061 2，在1%的水平上显著为负，证实了前文结果的稳健性。其二，缓解税费负担衡量误差的影响。为了缓解税费负担衡量导致的回归误差，本文按照税费负担的取值将税费负担从大到小平均划分为五等份，依次将其赋值为5、4、3、2、1。回归结果如表5的列(3)所示，可以看出，税费负担等级(TFBurden_rank)的回归系数为-0.002 4，与企业投资(Invest)在1%的水平上显著负相关，证实了前文结果的稳健性。其三，控制地区固定效应。考虑到地区层面的异质性可能对企业税费负担、企业投资存在重要影响，即在经济发展水平较高的省份往往更容易受到减税降费政策的刺激，从而企业增加投资，使得本文的因果关系面临内生性问题，本文通过增设省份固定效应，以缓解企业实际税费负担带来的宏观系统性环境的变化。回归结果如表5列(4)所示，可以看到，考虑了省份因素后，前文的研究结论保持稳健。其四，增加经济发展水平控制变量。由于市场分割的存在，各地区资源禀赋也各不相同，在企业税收、土地租金方面对企业存在差异化的支持力度，为此本文采用劳动力质量、交通运输、创新环境指标对经济发展水平带来的差异进行控制。其中劳动力质量(labor)采用大学生劳动力占比衡量；交通运输(trans)采用各个省份公路、铁路内河航道里程与城区面积之比进行衡量；创新环境(innovation)采用创新技术企业密集度衡量。回归结果为表4列(5)，可以看出，对经济发展水平因素进行控制后，前文的研究结论依然稳健。

(五)稳健性检验

为了保证前文所得结论的稳健性，本文采用当年固定资产净增加额与期初总资产的比值作为企业投资水平的替代衡量方式(Invest_new)，回归结果列示于表6列(1)；采用“支付的各项税费”和“收到的税费返还”的差额，与营业收入的比值作为税费负担的替代衡量方式(TFBurden_new)，回归结果如表6列(2)所示；此外，考虑到我国2008年开始实行结构性减税，2016年至今调整为实质性减税，本文将回归期间缩短为2016年至2020年，考察不同样本期间回归结果的稳健性，列示于表6列(3)。可以看到，表6中所有税费负担与企业投资(Invest)的回归系数均在1%的置信水平上仍然显著为负，证实了前文回归结果的稳健性。

表6 稳健性检验结果

企业当年新增投资并非完全受到减税降费政策的影响，可能受其他因素混淆导致实证结果不可靠。特别是，为了促进产业转型，近年来政府对部分企业加大补助力度，政府补助同样有助于缓解企业面临的融资难题，提升外部利益相关者对企业的未来预期，由此本文的所得回归结果可能受到政府补助的影响。为了排除这一替代性解释，本文在回归过程中加入政府补助(Subsidy)变量，旨在控制政府补助对两者相关关系的影响。回归结果如表6列(4)所示，控制政府补助(Subsidy)的情况下所得结论仍与前文一致，进而排除了政府补助的替代性解释。此外，实际税费负担的下降除对当期企业投资水平产生影响外，可能对未来企业投资水平产生影响，本文对税费负担(TFBurden)分别进行滞后一期和滞后两期的处理，实证结论依然可靠(2)由于篇幅所限，滞后变量回归结果未在正文列示，感兴趣的读者可联系作者索取。，说明减税降费政策的实施具有一定时效性，对未来两年的企业投资水平均具有促进作用。

五、拓展研究

(一)机制检验

1.传导机制：内源融资能力。

本文借鉴黄贤环和杨钰洁(2022)[29]的研究，采用公司自由现金流与期初资产的比值衡量内源融资能力。回归结果如表7所示，列(2)中，税费负担(TFBurden)与内源融资能力(Restrain)的回归系数为0.280 2，在1%的水平上显著为正，表明内源融资能力(Restrain)可以中介效应立论，意味着企业在税费负担降低时会适度降低自由现金流储备量，使得企业的内源融资能力随之下降；列(3)将实际税费负担(TFBurden)与内源融资能力(Restrain)均放入回归时，减税降费(TFBurden)的回归系数为-0.059，在1%的水平上显著为负，其绝对值相较于列(1)而言有所下降；内源融资能力(Restrain)的回归系数为-0.051 1，在1%的水平上显著为负。这一结果表明内源融资能力(Restrain)在税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)间发挥部分中介作用。结合实际，企业内源融资成本相对于外部融资而言具有巨大优势，税费负担降低促使企业不需要更多的现金储备以应付税费支出，而是将更多的现金留存转化为投资，由此证实，减税降费释放的部分现金流通过内源融资转化为资本，支持企业的新增投资。

表7 传导机制：内源融资能力

2.传导机制：外源融资约束。

本文借鉴谭小芬和张文婧(2017)[30]的研究，采用KZ指数虚拟变量衡量企业外源融资约束，KZ指数大于分行业分年度中位数则赋值为1，否则赋值为0。回归结果如表8所示，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数均在1%的置信水平上显著为负；列(2)中，税费负担(TFBurden)与外源融资约束(KZ_dummy)的回归系数为0.130 5，在1%的水平上显著为正，表明当企业税费负担增加会引起融资约束程度提升；列(3)将税费负担(TFBurden)与外源融资约束(KZ_dummy)均放入回归时，税费负担(TFBurden)回归系数的绝对值相较于列(1)而言有所下降，融资约束(KZ_dummy)的回归系数为-0.014 7，在1%的水平上显著为负。这一结果表明融资约束(KZ_dummy)在税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)间发挥部分中介作用，企业税费负担下降对投资行为的促进作用受到外部融资约束的制约，即当企业融资约束程度较高时，减税降费对企业投资的促进作用较小。

表8 传导机制：外源融资约束

3.传导机制：投资者信心。

本文借鉴权小锋和吴世农(2012)[31]的研究，采用换手率衡量投资者信心。股票换手率越高代表投资者关注程度越高，投资者关注程度通常跟投资者信心正相关。企业实际税费负担的降低有利于提升企业价值，对上市制造业企业是利好消息，市场投资者则会根据税负下降的预计效果作出投资决策，促进买进行为提升企业价值(杨森平和刘晓瑛，2020[32])。回归结果如表9所示，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数仍在1%的水平上显著为负；列(2)中，税费负担(TFBurden)与投资者信心(Confid)的回归系数为-2.841 8，在1%的水平上显著为正，表明税费负担降低会增强投资者信心；列(3)将税费负担(TFBurden)与投资者关注(Confid)均放入回归时，税费负担(TFBurden)回归系数的绝对值相较于列(1)而言有所下降；投资者关注(Confid)的回归系数为-0.000 9，在1%的水平上显著为正。这一结果表明减税降费对于企业投资的促进作用部分通过投资者信心影响企业行为，投资者关注(Confid)发挥部分中介作用。

表9 传导机制：投资者关注

4.多重机制比较与检验。

为探究上述传导机制之间的异质性，考察减税降费政策传导的主要路径，本文借鉴柳士顺和凌文辁(2009)[33]的研究，对上述传导机制的作用效果进行比较与检验。首先，估计和检验减税降费传导机制的总体中介效应。由表10列(1)可知，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数为-0.073 4，代表税费负担抑制企业投资的总效应(3)由于中介变量样本量与其他变量之间存在差异，中介效应检验的样本量为15 050，基准回归的样本量为24 831，导致拓展研究中表7、表8、表9、表10列(1)所示的税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数与表4列(2)结果不一致，其差异是由于样本量不同所带来的，并不影响回归模型的稳健性。。如表10列(4)所示，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的回归系数为-0.056 9，代表税费负担抑制企业投资的直接效应，两者差值意味着减税降费传导机制的总体中介效应为-0.016 1，可知总体中介效应在总效应中的比重为22%，且在1%的置信水平上显著为负。其次，估计和检验上述传导机制的个别中介效应。如表10所示，企业税费负担(TFBurden)通过内源融资能力(Restrain)所发挥的个别中介效应为-0.014，通过外源融资约束(KZ_dummy)所发挥的个别中介效应为-0.001 3，通过投资者信心(Confid)发挥的个别中介效应为-0.001 1，且均在5%的水平上显著为负。由此可知，内源融资能力(Restrain)传导机制所发挥的个别中介效应最大，在总效应当中的占比为19.2%，在总体中介效应中的占比为87%。最后，通过构建中介效应之间的比较函数，检验中介效应差异的显著性。从绝对值比较来看，内源融资能力(Restrain)所发挥的中介效应最大，外源融资约束(KZ_dummy)与投资者信心(Confid)中介作用相对较小。内源融资能力(Restrain)与外源融资约束(KZ_dummy)差异比较的Z值是-3.79，在1%的水平上显著；内源融资能力(Restrain)与投资者信心(Confid)差异比较的Z值是-3.28，在1%的水平上显著；外源融资约束(KZ_dummy)与投资者信心(Confid)差异比较的Z值是-0.14，不显著。可见，三个传导机制中内源融资能力(Restrain)所发挥的中介效应最大，且与其他两个中介效应之间的差异具有显著性，说明减税降费政策主要通过增强企业的内源融资能力来促进投资。

表10 多重机制检验结果

表11 异质性检验结果

(二)异质性分析

1.营商环境异质性分析。

营商环境异质性的回归结果如表10列(1)所示。本文借鉴杨仁发和魏琴琴(2021)[34]的研究，从宏观经济环境、市场环境、基础设施和政策环境四方面构建营商环境的指标体系。企业所处的营商环境(BE)值越高，表明企业所处的营商环境越好。可以看出营商环境(BE)与税费负担(TFBurden)的交互项系数为0.020 5，且在10%的水平上显著为正。这一结果表明相较于营商环境更优地区的企业，税费负担降低对企业投资的促进作用在营商环境欠佳地区的表现更为显著。即研究假设三得到验证，税费负担下降刺激企业投资的效应存在宏观环境异质性。这一结果与我国税费负担现实情况一致，中西部地区营商环境劣于东部地区，中西部地区企业面临的资本供给相对不足，企业实际税费负担的降低能够更好地改善企业的融资约束，刺激企业的投资行为。

2.高新行业异质性分析。

行业异质性的回归结果如表10列(2)所示。本文采用Hightech表示企业是否为高新技术行业，倘若为高新技术行业则赋值为1，否则赋值为0。可以看出，是否为高新技术(Hightech)与税费负担(TFBurden)的交互项系数为-0.041 5，且在1%的水平上显著为负。这一结果表明相较于非高新技术企业，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的负相关关系在高新技术企业中更为显著。即研究假设三成立，税费负担下降刺激企业投资的效应存在行业异质性。实际税费负担的下降更有益于缓解高新技术企业的融资压力，激发新增投资需求。

3.产权性质异质性分析。

产权性质异质性的回归结果如表10列(3)所示。本文采用SOE表示企业的产权性质，倘若为国有企业则赋值为1，否则赋值为0。可以看出，产权性质(SOE)与税费负担(TFBurden)的交互项系数为0.034 8，且在1%的水平上显著为正。这一结果表明相较于国有企业，税费负担(TFBurden)与企业投资(Invest)的负相关关系在非国有企业中更为显著。即减税降费刺激企业投资存在产权性质的异质性，税费负担降低对非国有企业投资的激励作用更大。

六、研究结论与政策建议

减税降费政策是助力企业纾困与激发市场活力的重要举措，是强化经济逆周期调节和促进有效投资的有力抓手。作为有史以来规模最大、力度空前的减税降费措施，是否从真正意义上直击企业的痛点难点，促进企业投资意愿，提振市场主体信心，成为当前社会各界比较关心的问题。据此本文以2010年至2020年沪深A股上市公司为研究样本，实证检验了税费负担对企业投资行为的影响。研究发现，第一，税费负担的降低有助于刺激企业扩大投资，即企业税费负担越低，企业投资规模越大。进一步将税费负担拆分为所得税税负、增值税税负及社保费费负，发现所得税税负、增值税税负及社保费费负的降低，均显著促进了企业投资增加。第二，从资本供给视角考察了税费负担对企业投资的传导路径，研究结果表明，减税降费会通过降低内源融资能力、缓解外源融资约束和提升投资者信心三重机制促进企业加大投资，且内源融资传导路径所发挥作用效果最大。第三，本文从宏观、行业和企业三个层面对两者关系进行情境检验，发现税费负担对企业投资的促进作用在营商环境欠佳地区、高新技术行业以及非国有企业中的表现更为明显。本研究在分析减税降费政策与企业投资行为现状的基础上，结合两者在宏观指标层面表征的共性变化趋势提出研究假说，并采用我国上市公司数据进行了检验，形成减税降费政策效应评估的微观经验证据，以期为进一步完善减税降费政策提供参考。

减税降费对微观企业行为调节引导作用的发挥，有赖于政策优化与相关配套改革的推进，结合上述研究结论，本文对进一步完善减税降费措施和配套制度提出以下三点建议：

第一，以降低企业纳税人税费负担为锚点，明确减税降费政策重心。长期以来，我国宏观税负相对不高，但企业税费“痛感”较重成为不争的事实。我国税收体系存在企业纳税人税负较重、间接税相对直接税占比较高等特点，使得企业不仅承担着相对较高的税费负担，同时还承受税费上缴、转嫁、返还等过程带来的现金流迟滞。统计数据显示，2020年全国税收收入来自间接税占比高达57%，直接税占比为43%；个税占直接税的比重为8%，企业所得税占直接税比重为92%(4)数据来源：国家统计局网站《全国统计年鉴(2021年)》。。对比美国的直接税占比为70%左右，个税和社保税占美国全部税收比重超过60%(5)数据来源：美国商务部经济分析局网站。。此外，企业的行政事业性收费、政府性基金、制度性交易成本、五险一金等成本相对较高，进一步挤压了企业的盈利空间，税费叠加使得企业税费负担的“痛感倍增”。较高的税费负担可能引发企业投资意愿降低、投资活力下降、研发投入不足、生存环境恶化等情况。在宏观经济运行繁荣时期，税费负担较高所带来负面效应容易被掩盖或抵消，而在经济处于下行阶段，税费负担的不良效应更容易显现，且成为经济进入恶性循环的助推器。

我国此轮开展的减税降费改革实质性与普惠性地打开了税费负担降低的通道，从一定程度上扭转了税收扭曲程度，建议从以下几个方面持续推进税制改革，发挥税收制度在调结构、促转型、稳增长方面的作用。其一，推进增值税制度改革，降低企业增值税税负。表4所示的研究结果显示，增值税税负回归系数的绝对值最大，表明增值税税负下降所带来的投资激励效应最为显著。可考虑将非金融企业的贷款利息纳入抵扣、服务业进项税额加计抵减等改革，不断完善增值税进项抵扣与留抵退税机制设计，降低间接税在整体税收中的比重。其二，加大消费税在收入分配和绿色转型中的调节力度，将奢侈性、高污染、高耗能产品或服务纳入消费税应税范围。其三，健全以财产税为主体的直接税体系，持续优化个税专项扣除制度，清理规范企业所得税税收优惠，扩大房产税试点范围，加快遗产税研究立法。其四，持续加大税收征纳过程的数字化运用，运用技术手段完善税收监管，推进增值税抵扣凭证电子化，不断提高纳税人的纳税意识与纳税遵从度。此外，还应清理各种压在企业头上的不必要的收费，切实减轻企业的“承重感”。

第二，以完善金融体制与优化企业融资环境为助力，畅通税费改革促实体投资的作用路径。近年来，我国实体经济有效投资不足，虚拟经济体系资产价格持续攀升，反映我国经济出现“脱实向虚”的场景(张成思和张步昙，2016[35]；彭俞超等，2018[36])。如前文分析，此轮减税降费通过不同的资本供给路径作用于实体投资，且主要通过提升内源融资能力促进新增投资，表明资金短缺已成为制约实体投资增长的主要因素，验证了我国实体经济不受资本青睐的现实。以往烫平经济周期性波动所采用的政府直接投资引起了公共部门债务的扩张，导致大量信贷资源流入有政府信用背书的领域，而公共部门的投资效率通常低于市场化主体，信贷挤占进一步演化为有效投资挤出，导致我国总体资本回报率和GDP增长率的下降[1]。减税降费打破了信贷配置扭曲引致投资效率低下的经济恶性循环，促进实体经济恢复活力和提升投资潜力，当前应当以减税降费作为经济良性循环的出发点，缓解企业内源融资约束，增厚企业留存收益。金融行业的产权偏好和风险规避加剧了信贷资源配置扭曲，使得受到金融机构青睐的企业流动性过剩，外部融资依赖度高的行业呈现信贷饥渴。推进金融体制改革，降低信贷资源扭曲程度，畅通减税降费作用路径，将信贷资源逐渐流向真正需要信贷资源的企业，释放市场主体的投资意愿，促进实体经济焕发活力。

第三，结合政府职能转变构建减税降费长效机制。减税降费作为财政政策工具与政府职能转变相辅相成，其内涵是进一步明确政府与市场的关系。减税降费作为激发市场活力的重要手段，适度代替政府引导下的公共部门投资扩张，是财政调控手段方面政府向市场的放权。前文分析表明，此轮减税降费对营商环境欠佳、高新技术行业以及非国有企业投资的促进作用更加显著，表明良好的营商环境有助于减税降费作用效果的发挥，体现了减税降费政策切实发挥了激励民间投资、鼓励创新投资的效果。

首先，改善营商环境是转变政府职能背景下以构建新的发展格局、推动高质量发展为目标的持续性制度创新。良好的营商环境能够更大程度地激发市场主体的投资活力和社会主体的创造力，企业主体的投融资需求得到相应满足，现存融资约束、投资抑制等现象基本得到改善。减税降费之所以在营商环境欠佳地区对企业投资表现出更大的激励效应，正反映了营商环境薄弱会导致企业投融资约束程度加大。营商环境的改善要以政府简政放权、“放管服”改革为依托，营商环境持续优化应当建立在有效市场与有为政府深度结合的基础上，与建设减税降费政策长效机制的需求相协同。建议营商环境欠佳的地方进一步刀刃向内推进简政放权，促进政府治理水平的全面提升和地方营商环境的全面改善，减税降费长效机制带动市场主体活力，促进经济平稳运行。

其次，科技创新是推动经济转型发展的引擎，高新技术企业是科技创新体系中无可取代的市场化力量。针对高新技术企业的行业特点采取特定税收优惠也是世界各国普遍采取的政策措施，企业创新研发的正外部性促进了传统行业的改造升级与新兴产业培育发展的，正是当前推动我国经济结构转型升级的中坚力量。此轮减税降费措施不仅包括增值税税率下降与留抵退税等普惠式减负，也包括制造业固定资产加计扣除、高新技术行业无形资产加计扣除等具有推动经济高质量发展的靶向作用的内容。实证检验结果表明，高新技术企业的投资行为受到减税降费政策的激励效应更加显著。减税降费政策有效落地，推动下一步政策修订和税制改革中，应更加重视发挥税费负担降低在促进经济结构转型和发展方式转变方面的积极效应，突出科技创新领域的税收制度内容安排和优惠政策力度，形成税收在经济结构性调整方面的促进作用。

最后，产权性质差异构成我国各类市场主体的重要特征。结合我国经济实践，国有企业所面临的市场环境、资源条件、融资约束等相对于非国有企业更为优越，在政府主导的项目中国有企业更容易获得投资机会，国有企业的投融资行为受到抑制程度相对较小。实证检验结果表明，非国有企业投资行为受到减税降费的激励作用更加显著，减税降费通过缓解非国有企业的融资约束程度，促进了非国有主体的有效投资。由此，应当强调减税降费在修正资源扭曲配置和促进结构调整中的作用，以减税降费主导下的税制安排，优化非国有主体的发展环境，促进国有经济主体效率提升和结构调整，增强整体经济发展的动力和活力。