企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率：一個倒U型關系

朱玉飛 安 磊

(西安交通大學 經(jīng)濟與金融學院，陜西 西安 710061)

一、問題的提出

中國經(jīng)濟步入新常態(tài)以來，經(jīng)濟下行壓力巨大，經(jīng)濟增長動力亟需由主要依靠要素投入擴張轉變?yōu)橹饕揽縿?chuàng)新驅動和效率提升，以帶動經(jīng)濟持續(xù)增長[1]。在貨幣政策和財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和推動我國經(jīng)濟結構的轉型升級，繼2016國務院在《降低實體經(jīng)濟企業(yè)成本工作方案》中提出要實現(xiàn)全年減稅額高于5000億以來，我國在2017年繼續(xù)加大減稅力度，出臺了包括簡并增值稅稅率、擴大企業(yè)稅收優(yōu)惠政策范圍、提高科技型中小企業(yè)研發(fā)費用稅前加計扣除比例等六項減稅措施，以期實現(xiàn)全年減輕稅費負擔5800億元，試圖通過減稅助力“大眾創(chuàng)業(yè)、萬眾創(chuàng)新”，進而實現(xiàn)經(jīng)濟可持續(xù)增長。從微觀視角看，全要素生產(chǎn)率的提高既是經(jīng)濟持續(xù)增長的動力來源，也是“雙創(chuàng)”效益的重要表現(xiàn)，那么，企業(yè)稅負水平的降低是否有助于全要素生產(chǎn)率的提高？在現(xiàn)有稅負水平下是否仍有進一步降低企業(yè)稅負的空間？這些問題成為當前學術界和決策層關注的焦點，而厘清企業(yè)稅收負擔與全要素生產(chǎn)率之間存在的內在聯(lián)系，并從微觀層面提供有力的經(jīng)驗證據(jù)，是回答上述問題的關鍵。

關于稅收與經(jīng)濟增長之間關系的研究成果已十分豐富。內生經(jīng)濟增長理論認為，稅收優(yōu)惠可以通過鼓勵企業(yè)進行人力資本積累、增加研發(fā)投入等方式，提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，進而促進經(jīng)濟增長。不僅如此，稅收減免還可以降低稅收的價格扭曲效應，提高資源配置效率，有利于經(jīng)濟增長。由于經(jīng)濟增長的長期動力來源于技術進步和人力資本積累，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，還通過影響公共支出中基礎設施投資、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進步。減稅的直接效應對經(jīng)濟增長會產(chǎn)生正向作用，而間接影響則表現(xiàn)為負向作用，換言之，稅收減免對經(jīng)濟增長的影響可能呈現(xiàn)出非線性特征。通過在AK模型中引入生產(chǎn)性公共支出和所得稅(政府通過所得稅為公共支出融資)，Barro(1988)發(fā)現(xiàn)所得稅與經(jīng)濟增長之間存在倒U型關系[2]。實證方面，Kneller 等(1999)利用OCED國家的數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)稅收的扭曲作用更明顯，不利于經(jīng)濟增長[3]；而郭慶旺和賈俊雪(2006)基于我國的經(jīng)濟數(shù)據(jù)，證實了稅收通過教育支出、公共投資對經(jīng)濟增長具有促進作用[4]。近年來，不少學者開始關注稅負與創(chuàng)新的關系以及減稅對全要素生產(chǎn)率的影響，嘗試尋找稅收影響經(jīng)濟增長的微觀證據(jù)。余泳澤等(2017)利用1996～2014年間191個國家的跨國面板數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)稅負與創(chuàng)新之間存在顯著的倒U型關系，但并不涉及企業(yè)稅負與全要素生產(chǎn)率之間是否存在倒U型關系[5]；申廣軍等(2016)、吳輝航等(2017)分別基于我國的稅改實踐，研究了減稅這一外生政策沖擊對全要素生產(chǎn)率的影響，結果表明，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)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的關系，也難以回答前文提出的問題[6][7]。

不難看出，國內外現(xiàn)有文獻均缺乏對企業(yè)實際稅負如何影響全要素生產(chǎn)率的關注，有鑒于此，本文以企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的關系作為切入點，基于2007～2016年我國上市企業(yè)的微觀面板數(shù)據(jù)，對企業(yè)實際稅負變動如何影響全要素生產(chǎn)率進行實證研究，并進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)出異質性。相較于現(xiàn)有文獻，本文可能的貢獻有：(1)分析稅收影響全要素生產(chǎn)率時可能存在的非線性特征，基于微觀層面的數(shù)據(jù)，證實了企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關系；(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)實際稅負變動對兩種不同類型全要素生產(chǎn)率的異質性影響；(3)利用門檻回歸模型，進一步探討企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的非線性關系，通過門檻值，判斷在現(xiàn)有稅負水平下，我國是否仍有進一步降低企業(yè)稅負的空間，為我國稅收政策的調整提供經(jīng)驗證據(jù)。

二、文獻回顧與假說提出

作為供給側結構性改革的重要組成部分，稅收政策對于實體經(jīng)濟平穩(wěn)換擋、轉型升級的重要性不言而喻，嚴成樑和龔六堂(2009)、Liu和Lu(2015)、吳輝航等(2017)等學者已對稅率與經(jīng)濟增長的關系、稅收政策的微觀經(jīng)濟效應做了較多探討[7][8][9]，但圍繞企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率關系的研究還不多。明晰企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間關系的關鍵，在于厘清稅收會通過哪些渠道影響企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

Lucas(1988)指出全要素生產(chǎn)率是測度技術進步水平的有效指標，而技術進步最為重要的兩個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)投入既可以來自于私人部門，也可以來自公共部門。稅收作為一種私人部門向公共部門進行財富轉移的方式，會通過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政收入的主要來源，會制約政府用于教育、科研、大型技術引進以及基礎設施建設等諸多方面的公共支出，而這些來自公共部門的生產(chǎn)性支出會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生促進作用[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，對全要素生產(chǎn)率增長的推動作用也就越強，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，假設稅收為零，來自公共部門的人力資本投入和研發(fā)投入為零，這不僅會導致公共部門對于技術進步的貢獻為零，還會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)負增長。因此，稅收對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響可以分為兩個方面：宏觀方層面的促進作用和微觀層面的抑制作用。由此，當企業(yè)實際稅負處于較低水平時，稅收宏觀方層面的促進作用大于微觀層面的抑制作用，此時企業(yè)稅負提高可以通過增加公共部門用于人力資本積累和研發(fā)投入的方式增進企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。另一方面，當企業(yè)實際稅負水平超過最優(yōu)水平時，稅收宏觀方層面的促進作用小于微觀層面的抑制作用，過高的稅負會對企業(yè)部門的人力資本投資和研發(fā)投入產(chǎn)生強烈的擠出效應，從而在整體上對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負面效果。首先，短期來看，過高的稅收負擔，會減少企業(yè)的經(jīng)營現(xiàn)金流，強化企業(yè)面臨的融資約束，即使企業(yè)有意通過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)認為從長期來看，過高的稅收負擔會降低企業(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，倘若沒有足夠的預期利潤作為補償，企業(yè)不愿承擔“雙創(chuàng)”的不確定性風險，因此，過高的稅負會降低企業(yè)的預期利潤率，使得企業(yè)創(chuàng)新、創(chuàng)業(yè)投資的動力減弱[13]。由于人力資本積累和研發(fā)投入無法單獨在公共部門或私人部門得以完成，且增稅對公共部門研發(fā)投入的正向促進作用也存在邊際遞減效應，故企業(yè)高稅負的正向作用無法完全補償其負向激勵。劉放等(2016)發(fā)現(xiàn)當企業(yè)的實際稅負高于臨界水平時，適當降低稅率，或者通過稅收優(yōu)惠或者稅收補貼的方式降低企業(yè)的稅收負擔，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H1。

H1：企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關系。

稅收是政府實現(xiàn)對企業(yè)利潤再分配的重要方式之一，對微觀企業(yè)的經(jīng)營決策產(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，因而實際稅負對研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率很可能會存在異質性影響。第一，研發(fā)型企業(yè)研發(fā)動力更足。受企業(yè)自身特征與行業(yè)定位的影響，研發(fā)型企業(yè)具有更強的研發(fā)動力，這類企業(yè)更加偏好通過提高自身生產(chǎn)率水平獲得競爭優(yōu)勢，從而占據(jù)更大的市場份額，實現(xiàn)自身利潤最大化；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，導致研發(fā)投入的風險較高，而回報率卻相對較低，因此減少或不進行研發(fā)投入才是其最佳選擇，因此，與非研發(fā)型企業(yè)相比，稅收會通過降低企業(yè)研發(fā)投入規(guī)模對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率發(fā)揮更強的抑制作用。第二，研發(fā)型企業(yè)進行研發(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，從而降低自身實際稅負水平。與非研發(fā)型企業(yè)相比，研發(fā)型企業(yè)研發(fā)經(jīng)驗更多、效率更高，在相同的情況下，研發(fā)型企業(yè)進行研發(fā)投入決策的概率更高。因此，稅收通過降低研發(fā)型企業(yè)研發(fā)投入決策的概率進而對其全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更大的負面效果。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)的一項長期投資活動，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”，研發(fā)經(jīng)驗和研發(fā)效率更高。稅收降低了企業(yè)實際收益，擠出了研發(fā)型企業(yè)的研發(fā)資金，從而對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了更強的負向激勵。基于以上分析，不難推斷，當稅負水平提高時，稅負對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生的負向激勵將高于非研發(fā)型企業(yè)。由此提出假設H2。

H2：提高稅負對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負向激勵高于非研發(fā)型企業(yè)。

三、研究設計

(一)研究思路

為驗證企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間是否存在倒U型關系，以及實際稅負是否會對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強的抑制作用，本文的研究思路如下：(1)在實證模型中同時引入實際稅負及其平方項，如果實際稅負回歸系數(shù)顯著為正，其二次方項回歸系數(shù)顯著為負，則表明本文研究假設H1成立；(2)在實證模型中加入實際稅負與研發(fā)狀況的交互項，驗證提高稅負是否對研發(fā)型全要素生產(chǎn)率的負向激勵高于非研發(fā)型企業(yè)，如果該交互項回歸系數(shù)顯著為負，表明本文研究假設H2成立；(3)本文引入門檻模型，對企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間倒U型關系進行再次驗證，考察本文研究結論是否穩(wěn)健，也可以回答減稅能否提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率，以及是否存在進一步減稅空間這兩個問題；(4)將研究樣本進一步細分為研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)，考察不同門檻區(qū)間內，企業(yè)實際稅負是否會對研發(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性，對研究假設H2進行再次驗證。

(二)模型構建

基于本文的影響機制分析和研究設計，本文參考申廣軍等(2016)、吳輝航等(2017)的做法，構建如下模型對本文的研究假設進行驗證[6][7]。首先，為了驗證本文的研究假設H1，構建如下計量模型：

(1)

如果β1顯著為正且β2顯著為負，說明本文研究假設1成立。為驗證本文研究假設H2，本文在模型(1)的基礎上引入代表研發(fā)投入與企業(yè)實際稅負的交互項，計量模型如下所示：

(2)

如果β4的系數(shù)顯著為負，說明本文的研究假設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)實際稅負和研發(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，μt表示年份效應，εit表示隨機擾動項。

(三)變量定義

1.全要素生產(chǎn)率(TFP)。楊汝岱(2015)認為現(xiàn)有文獻對全要素生產(chǎn)率的估計方法主要有參數(shù)估計、半?yún)?shù)估計和非參數(shù)估計方法,但是不同方法估計的全要素生產(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)估計方法中內生性和樣本選擇問題[16]。張?zhí)烊A和張少華(2016)發(fā)現(xiàn)通過引入中間投入，LP方法可以有效地解決OP方法中由投資為負導致全要素生產(chǎn)率估計結果不一致的問題，而且中間投入的引入也有助于解決內生性問題[17]。所以，本文最終采用LP方法作為全要素生產(chǎn)率的估計方法。

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

中間投入=銷售成本+各項費用-折舊費用-應付職工薪酬

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

3.控制變量。已有研究表明企業(yè)的微觀特征對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生重要影響，本文借鑒已有文獻，還選取以下指標作為本文的控制變量：研發(fā)投入、資產(chǎn)負債率、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)投入對全要素生產(chǎn)率有著明顯的促進作用，也是全要素生產(chǎn)率最重要的影響因素之一，因此預計該變量系數(shù)為正；資產(chǎn)負債率是衡量企業(yè)融資約束的指標，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，因此預計該變量系數(shù)為正；企業(yè)盈利能力越高，效率越高，因此預計該變量系數(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，因此預計此變量系數(shù)為正；現(xiàn)金持有水平是企業(yè)研發(fā)投入的重要來源，對企業(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，因此預計該變量系數(shù)為正；企業(yè)規(guī)模越大，越容易產(chǎn)生規(guī)模效應，提高勞動分工程度，改善企業(yè)生產(chǎn)效率，因此預計該變量系數(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)來源。為了避免2007年企業(yè)會計準則改革對實證結果產(chǎn)生影響，本文最終選取中國上市公司2007～2016年非平衡面板數(shù)據(jù)作為研究樣本。在實驗數(shù)據(jù)的處理過程中，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、重要財務指標缺失的研究樣本后，為了防止實證結果受到極端值的影響，本文對連續(xù)變量在1%和99%分位做了縮尾處理。經(jīng)過處理后，本文共獲得15994個觀測值。此外，本文采用固定資產(chǎn)投資系數(shù)(FAI)和按消費者價格指數(shù)衡量的通貨膨脹率(CPI)對相關數(shù)據(jù)進行平減，使用不變價格進行實證研究。本文的實證數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、BVD數(shù)據(jù)庫。

四、實證研究與結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2提供了本文描述性統(tǒng)計結果。其中，本文測算的全要素生產(chǎn)率(TFP)和實際稅負均值分別為16.90和0.195，與程晨測算的TFP均值(14.678)[20]和劉慧龍和吳聯(lián)生測算的上市公司實際稅負均值(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，這說明本文測算的TFP和實際稅負較為可信。本文控制變量的描述性統(tǒng)計結果詳見表2。

表2 描述性統(tǒng)計結果

為了防止解釋變量之間存在多重共線性影響實證結果的可信度，本文采用Pearson相關系數(shù)來檢驗變量之間的共線性問題，檢驗結果如表3所示。由表3可知，絕大部分解釋變量都通過了相關性檢驗，因此可以認為本文解釋變量之間并不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 Pearson相關系數(shù)分析

注：***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(二)企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的倒U型關系檢驗

本文通過在解釋變量中引入企業(yè)實際稅負及其平方項對企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間可能存在的倒U型關系進行檢驗，結果如表4所示。其中，第一、二列是隨機效應模型的回歸結果，第三、四列為固定效應模型的估計結果，第五、六列是將實際稅負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果，Hausman檢驗結果表明，本文應該選取固定效應模型。因此，后文分析過程中以固定效應模型估計結果為準，其他模型回歸結果作為參考和佐證。

由表4可知，在加入控制變量并控制時間固定效應和行業(yè)固定效應后，擬合優(yōu)度為65.37%，說明模型設定較為可靠。核心解釋變量方面，企業(yè)實際稅負(R)的系數(shù)為0.048，實際稅率平方項(R2)的系數(shù)為 -0.064，在1%的水平下顯著成立，這表明企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在先升后降的倒U型關系。當企業(yè)實際稅負處于較低水平時，稅負的增加可以增加政府用于教育、科研、大型技術引進以及基礎設施建設等諸多方面的生產(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，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用強于稅負增加導致的負面效果，進而有助于企業(yè)部門全要素生產(chǎn)率的提高。然而，當企業(yè)實際稅負超過最優(yōu)值時，高稅負會擠出企業(yè)經(jīng)營現(xiàn)金流、降低企業(yè)創(chuàng)新動機，從而對企業(yè)部門人力資本投資、研發(fā)投入產(chǎn)生強烈地負向激勵，此時由稅負提高而增大的公共支出對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進作用低于實際稅負對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負面沖擊效果，從而在整體上對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了抑制作用。以上的回歸結果初步證實了本文假設H1成立，即企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關系。

表4 企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率倒U型關系檢驗

注：()內為穩(wěn)健標準誤下的t值，[ ]內為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果。考慮到本文實證模型的擬合優(yōu)度較高(都在0.63以上)，應該不存在遺漏重要變量的問題，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題。本文在前面已經(jīng)分析了實際稅負影響全要素生產(chǎn)率的途徑，然而全要素生產(chǎn)率也可能會對企業(yè)實際稅負產(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)投入的稅前抵扣會明顯降低企業(yè)的實際稅負水平，因此，實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間可能存在互為因果的問題，所以，本文選取滯后一期和滯后兩期的實際稅負作為工具變量。由Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量、Kleibergen-Paap rk F值和Sargan檢驗的結果可知，本文工具變量不存在弱工具變量、不可識別和過度識別問題，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果可知，在1%的水平下，實際稅負(R)的回歸系數(shù)顯著為正，實際稅負平方項(R2)的系數(shù)顯著為負，表明企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間倒U型關系十分穩(wěn)健，本文假設H1再次被證實。

控制變量方面，研發(fā)投入(R&D)的估計系數(shù)為0.043，在1%水平下通過顯著為正，說明研發(fā)投入會直接促進全要素生產(chǎn)率的提高，這與研究R&D投入和全要素生產(chǎn)率關系的文獻所得結論保持一致。資產(chǎn)負債率(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，說明企業(yè)融資約束的緩解、盈利能力的增強、人力資本投資的增加、企業(yè)規(guī)模的擴大，均有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平的上升，這與本文的預期一致，同現(xiàn)有相關研究結論吻合。

(三)企業(yè)實際稅負影響全要素生產(chǎn)率的異質性檢驗

研發(fā)投入是企業(yè)技術進步的重要來源，而稅負會降低企業(yè)研發(fā)投入的實際回報率，也因此會對企業(yè)研發(fā)活動產(chǎn)生負面影響，從而對具有研發(fā)投入的企業(yè)(以下簡稱研發(fā)型企業(yè))全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強的抑制作用。本文在證明實際稅負與全要素生產(chǎn)率倒U型的基礎上，在實證模型中加入實際稅負與研發(fā)投入的交互項，探索實際稅負是否會對研發(fā)型企業(yè)產(chǎn)生更大的抑制作用，回歸結果如表5所示。其中，第一列和第二列是固定模型的回歸結果，第三列和第四列是工具變量兩階段最小二乘法的回歸結果，第二列和第四列控制了年份效應和產(chǎn)業(yè)效應，以第二列的回歸結果為準。

表5 實際稅負影響全要素生產(chǎn)率的異質性檢驗

注：()內為穩(wěn)健標準誤下的t值，[ ]內為p值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

由表5的回歸結果可知，在1%的水平下，實際稅負(R)的回歸系數(shù)顯著為正，實際稅負平方項(R2)的系數(shù)顯著為負，說明實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的倒U型關系仍然成立。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，而實際稅負與研發(fā)投入交互項(R*R&D)的回歸系數(shù)為 -0.100，在1%的水平下顯著成立，說明實際稅負通過研發(fā)投入會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向調節(jié)作用，進而對研發(fā)型企業(yè)產(chǎn)生更大的抑制作用，由此說明本文研究假說H2成立。實際稅負會減少企業(yè)稅后收益，降低企業(yè)研發(fā)投入資本回報率，從而會對企業(yè)開展研發(fā)活動產(chǎn)生負面激勵，進而會對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強的抑制作用。

第三列和第四列是以滯后一期和兩期實際稅負作為工具變量的兩階段最小二乘法的回歸結果，由Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量、Kleibergen-Paap rk F值、Sargan檢驗結果可知，實證模型不存在工具變量不可識別、弱工具變量、過度識別等問題，由此說明本文所選工具變量有效。由第三列和第四列的回歸結果可知，實際稅負與研發(fā)投入交互項(R*R&D)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為負，這說明實際稅負通過研發(fā)投入會對全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生負向調節(jié)作用，從而對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生更強的抑制作用，即本文研究假說H2成立。

五、進一步研究

(一)門檻回歸檢驗

在檢驗變量之間可能存在的非線性關系時，除了通過引入核心解釋變量的高次方項來加以研究外，門檻模型也是常用的方法，為了證實前文所得結論的穩(wěn)健性，本文通過門檻回歸模型對企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的關系展開研究。

在使用門檻模型時，首先需要檢驗是否存在門檻效應。本文利用Wang(2015)提出的門檻回歸模型估計方法對企業(yè)實際稅負影響全要素生產(chǎn)率時是否存在門檻效應進行檢驗[21]，結果如表6所示。由表6可知，企業(yè)實際稅負影響全要素生產(chǎn)率時存在兩個門檻值，第一個門檻值為0.0048，第二個門檻值為0.0818。前者趨近于0，考慮到現(xiàn)實經(jīng)濟中，企業(yè)的實際稅負一般都明顯高于0，而且在所選樣本中，實際稅負處于0到0.0048的企業(yè)屈指可數(shù)，因此，在后續(xù)研究過程中舍棄與現(xiàn)實不符的第一個門檻值，基于門檻值0.0818，分別考察實際稅負低于0.0818和實際稅負高于0.0818時，企業(yè)實際稅負對全要素生產(chǎn)率的影響。

表6 門檻檢驗結果

由門檻檢驗結果，本文構建如下回歸模型：

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)

通過式(3)和(4)，對研究假設H1做進一步的驗證，若企業(yè)實際稅負(R)的回歸系數(shù)，λ1顯著為正，λ2顯著為負，則可證企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在的倒U型關系是穩(wěn)健的。

(二)實際稅負與企業(yè)全要素生產(chǎn)率倒U型關系的門檻回歸檢驗

表7報告了門檻回歸的結果，第一列和第三列為模型(3)的估計結果，第二列和第四列為模型(4)的估計結果，其中第三列和第四列控制產(chǎn)業(yè)固定效應和年份固定效應。由表7可知，當實際稅負低于0.0818時，企業(yè)實際稅負(R)的回歸系數(shù)在1%的水平下顯著為正，企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)正相關，也就是說，當企業(yè)稅負水平較低時，政府適當?shù)靥岣叨愂沼兄谄髽I(yè)全要素生產(chǎn)率的增長。當實際稅負高于0.0818時，企業(yè)實際稅負(R)的回歸系數(shù)在5%的水平下顯著為負，企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)負相關關系，這意味著當稅負過高時，稅收會抑制企業(yè)的技術進步，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，本文通過門檻回歸，進一步驗證企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在倒U型關系，證實了本文研究假設H1的穩(wěn)健性。值得一提的是，由本文表2描述性統(tǒng)計分析可知，當前，我國上市公司企業(yè)實際稅負的均值為0.195，明顯高于門檻值0.0818，企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率呈現(xiàn)顯著的負相關關系，這表明，當前我國的上市企業(yè)的稅負較重，稅收政策工具存在較大的利用空間，進一步減稅將會助力“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”，推動企業(yè)的技術進步，有助于實現(xiàn)經(jīng)濟的可持續(xù)增長。

表7企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率倒U型關系的穩(wěn)健性檢驗

注：()內為穩(wěn)健標準誤下的t值，***、**和*分別表示在1%、5%和10%的水平上顯著。

(三)企業(yè)實際稅負影響全要素生產(chǎn)率異質性的穩(wěn)健性檢驗

為了進一步驗證企業(yè)實際稅負影響全要素生產(chǎn)率在研發(fā)型企業(yè)與非研發(fā)型企業(yè)間表現(xiàn)出的異質性，本文依據(jù)企業(yè)是否具有研發(fā)投入，將研究樣本進一步分為研發(fā)型企業(yè)和非研發(fā)型企業(yè)兩個子樣本，通過子樣本回歸的方法對假設H2的穩(wěn)健性進行檢驗。整體來看，在兩個稅負區(qū)間中稅負對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負向激勵都高于非研發(fā)型企業(yè)，與前文結論基本保持一致，由此證實了假設H2的穩(wěn)健性(限于篇幅，具體結果略)。

六、結論與政策啟示

本文利用2007～2016年中國滬深兩市上市企業(yè)的微觀面板數(shù)據(jù)，對企業(yè)的實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間的關系進行了實證研究，主要得出以下結論：(1)企業(yè)實際稅負與全要素生產(chǎn)率之間存在明顯的倒U型關系；當企業(yè)實際稅負處于較低水平時，提高稅負有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，而稅負水平過高，高稅負會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。(2)實際稅負對全要素生產(chǎn)率的影響在研發(fā)型與非研發(fā)型企業(yè)之間會表現(xiàn)出明顯的異質性，提高稅負對研發(fā)型企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制作用強于非研發(fā)型企業(yè)。(3)企業(yè)實際稅負影響全要素生產(chǎn)率的門檻值為0.0818，而我國上市企業(yè)實際稅負平均值為0.195，高于0.0818，通過稅收優(yōu)惠或稅收減免降低企業(yè)實際稅負有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。以上結論至少可以帶來如下政策啟示。

一方面，中央政府應該進一步降低企業(yè)所得稅稅率，目前，我國經(jīng)濟增長動力正經(jīng)歷由要素擴張拉動向創(chuàng)新驅動轉變，而中央政府通過稅收補貼或者稅收優(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，進而推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。通過進一步減稅，可助推“大眾創(chuàng)業(yè)，萬眾創(chuàng)新”，有利于我國經(jīng)濟增長的平穩(wěn)換擋和轉型升級。

另一方面，由于企業(yè)實際稅負對全要素生產(chǎn)率的影響具有異質性，高稅負對研發(fā)型企業(yè)的負向激勵更明顯，中央政府在實施減稅過程中應針對不同的企業(yè)類型加以區(qū)別對待。相較于非研發(fā)型企業(yè)，應當給予研發(fā)型企業(yè)更多的稅收優(yōu)惠政策，尤其是對于那些面臨較強現(xiàn)金流約束和融資約束但又具備很強研發(fā)動機與研發(fā)實力的中小型企業(yè)，中央政府應加大稅收減免力度、擴大稅收減免范圍。