減稅降費與企業(yè)高質量發(fā)展

晏國菀 夏雪

摘要：減稅降費是否能對中國實體經濟發(fā)展產生積極影響，是中國制定經濟發(fā)展戰(zhàn)略、實施宏觀調控的重點關注問題。從企業(yè)全要素生產率視角，利用雙重差分法實證檢驗減稅降費政策對企業(yè)高質量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，實施重大減稅降費政策地區(qū)的企業(yè)全要素生產率顯著上升，“減稅”和“降費”對企業(yè)全要素生產率均存在正向影響。進一步研究發(fā)現(xiàn)，減稅降費影響企業(yè)全要素生產率的主要機制是提高企業(yè)創(chuàng)新水平和資源配置效率。從企業(yè)內外部特征來看，處于財政效率較高地區(qū)和“一帶一路”沿線地區(qū)的企業(yè)，以及非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，減稅降費對其全要素生產率的積極影響更強。因此，應制定契合企業(yè)高質量發(fā)展的減稅降費政策，強化降費舉措和政策指向性，避免“一刀切”或“單一模式”。

關鍵詞：減稅降費；全要素生產率；企業(yè)創(chuàng)新水平；資源配置效率；高質量發(fā)展；雙重差分模型

文獻標識碼：A文章編號：1002-2848-2023（02）-0119-12

一、問題提出

習近平總書記于2020年7月在企業(yè)家座談會上的講話指出，“要加大政策支持力度，激發(fā)市場主體活力，使廣大市場主體不僅能夠正常生存，而且能夠實現(xiàn)更大發(fā)展”。當前，中國經濟已由高速增長階段轉向高質量發(fā)展階段，為了契合國內經濟發(fā)展形勢，減輕實體經濟負擔，減稅降費政策成為中國推進供給側結構性改革的重要舉措。2018年《政府工作報告》指出，2013—2017年5年間，中國“累計減稅超過2萬億元，加上采取小微企業(yè)稅收優(yōu)惠、清理各種收費等措施，共減輕市場主體負擔3萬多億元”；2019年《政府工作報告》又指出，2018年“全年為企業(yè)和個人減稅降費約1.3萬億元”，2019年“全年減輕企業(yè)稅收和社保繳費負擔近2萬億元”；2020年推出階段性企業(yè)社保減免、中小微企業(yè)稅費減免等政策，減稅降費規(guī)模超過2.5萬億元①。這種連續(xù)大規(guī)模減稅降費舉措，意味著中國減稅降費朝著實質性、普惠式方向發(fā)展，其減輕企業(yè)成本負擔和穩(wěn)定經濟增長的政策意圖十分明確。

關于減稅政策如何影響宏觀經濟的研究較為豐富，既有研究發(fā)現(xiàn)減稅有利于帶動制造業(yè)轉型升級，改善經濟總體收入分配狀況，通過對經濟供給能力和供給結構的改善，達到穩(wěn)定經濟的目的［1-2］。由于企業(yè)不僅要承擔來自公共部門的稅負，還有各類“費負”，近年來降費也已成為與減稅并重的工作。尹恒等［3］發(fā)現(xiàn)降低社會保險費對服務業(yè)就業(yè)有促進作用，增強了城鎮(zhèn)職工養(yǎng)老保險的精算平衡功能，改善了代際不平衡。也有文獻研究了減稅降費政策的微觀經濟效應，包括企業(yè)投資［4］、融資約束［5］及企業(yè)創(chuàng)新［6］等。財政部原財科所所長劉尚希表示，推行減稅政策能加快轉變經濟發(fā)展方式，是中國提高經濟發(fā)展質量和效益的重要舉措

參見中華人民共和國中央政府網站.http：//www.gov.cn/jrzg/2013-01/04/content_2304577.htm.。微觀企業(yè)的發(fā)展是經濟高質量發(fā)展的基礎，只有企業(yè)率先實現(xiàn)高質量發(fā)展才能從根本上推進中國經濟高質量增長，即企業(yè)高質量發(fā)展是經濟高質量發(fā)展的必要條件［5］。而減稅降費作為供給側結構性改革的關鍵性舉措，不僅要減輕企業(yè)負擔，更重要的是要從微觀企業(yè)出發(fā)，契合宏觀經濟增長和經濟結構調整的要求。但已有文獻主要關注了減稅降費對企業(yè)行為的直接影響，或從改善企業(yè)資本環(huán)境出發(fā)研究企業(yè)單一方面的經濟效應，尚未有全面深入綜合考察減稅降費與企業(yè)高質量發(fā)展之間關系的研究。

全要素生產率反映的是企業(yè)資本、勞動力、技術、管理、組織等要素投入所形成的最大化產出［7］，全要素生產率的提升是經濟持續(xù)增長、企業(yè)高質量發(fā)展的源泉。因此，減稅政策能否推動企業(yè)高質量發(fā)展，關鍵在于其能否提升企業(yè)全要素生產率。企業(yè)產出的增加有兩種方式：要素投入增加和生產效率提升。一方面，減稅降費可以直接提高企業(yè)稅后凈收益，通過內源融資緩解融資約束對企業(yè)發(fā)展的制約［5］，激勵企業(yè)增加勞動、資本等要素投入，擴大再生產［8］。同時，由于企業(yè)在勞動、資本等要素投入過程中需承擔更大的風險，減稅降費能夠增加企業(yè)現(xiàn)金持有，增強企業(yè)防范風險和應對風險的能力，進而增強企業(yè)為提升全要素生產率而做出決策的意愿［9］。另一方面，政府的稅收行為會對企業(yè)的生產經營活動產生扭曲效應，并隨稅率的提高而增大［10］。減稅降費能緩解這種扭曲效應，使企業(yè)可能做出更優(yōu)的投資和經營決策，提高生產效率［11］。因此，減稅降費能提高企業(yè)稅后凈收益，使企業(yè)做出更優(yōu)的經營決策，從而提高其全要素生產率，促進企業(yè)高質量發(fā)展。

為了考察減稅降費政策能否切實對企業(yè)高質量發(fā)展產生積極影響，本文利用2012—2019年滬深A股上市公司數(shù)據(jù)，采用雙重差分法（DID）實證檢驗了減稅降費政策對企業(yè)全要素生產率的影響。相對于既有文獻，本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：第一，從企業(yè)產出的視角劃分“減稅”與“降費”，立體地考察了減稅降費政策促進企業(yè)高質量發(fā)展的作用路徑與動態(tài)情景，為減稅降費政策的微觀效應提供了新證據(jù)。第二，已有研究企業(yè)高質量發(fā)展影響因素的文獻，多從微觀企業(yè)自身行為或宏觀金融戰(zhàn)略、發(fā)展戰(zhàn)略［12］等方面入手，本文從重大減稅降費的視角展開研究，可以為進一步理解企業(yè)生產率提升的影響機制和引導企業(yè)提質增效提供新的認知。第三，大量文獻從單項稅收政策改革討論了減稅的經濟效應，但單項減稅政策并不能充分、有效地反映企業(yè)所減輕的真實稅負［13］，綜合考察各項減稅降費政策可以更全面地反映企業(yè)享受密集推行的多項減稅降費政策后的實際獲益。此外，本文在企業(yè)內外部特征層面的異質性分析從更豐富的層面上反映了減稅降費政策發(fā)揮效應的優(yōu)勢與實現(xiàn)條件，為持續(xù)推行的減稅降費政策提供了新的實證證據(jù)。

二、制度背景和研究假設

（一）制度背景

中國經過40余年改革開放取得巨大成就，隨著2012年黨的十八大召開，中國特色社會主義進入新時代，經濟也從高速增長階段進入高質量發(fā)展階段。2014年李克強總理提出“調整經濟結構、促進轉型升級”，并以供給側結構性改革作為中國高質量發(fā)展的根本途徑。減輕企業(yè)稅費負擔是供給側改革的重要目標之一。2015年國務院常務會議確定了一系列減稅降費措施，同年底中央經濟工作會議提出，實行減稅政策，要降低企業(yè)稅費負擔，進一步正稅清費，清理各種不合理收費，營造公平的稅負環(huán)境，研究降低制造業(yè)增值稅稅率。2015年結構性減稅和普遍性降費持續(xù)推進，稅務部門全面落實各項稅收優(yōu)惠政策，全年支持“雙創(chuàng)”減免稅3?000億元以上

參見中國經濟網.http：//finance1.ce.cn/rolling/201602/15/t20160215_8843828.shtml.。截至2015年底，中國已累計取消、停征、免征和減征了468個收費項目，每年減輕企業(yè)費負1?230億元

參見中華人民共和國財政部網站.http：//szs.mof.gov.cn/zt/mlqd_8464/zcgd/201706/t20170616_2624960.htm.。中國財政科學研究院的調研結果顯示，減稅降費取得了明顯成效，2012—2015年按照推進收費清理改革的有關要求出臺的一系列降費減負的政策措施，累計取消、停征、免征和減征了496項收費基金，每年減輕企業(yè)和個人負擔超過1?500億元

參見中華人民共和國中央政府網站.http：//www.gov.cn/xinwen/2017-05/23/content_5195964.htm.。2016年中央經濟工作會議更是將以往會議提到的“結構性減稅”直接改為“實行減稅政策”的表述方式，把“減稅降費”放在了突出重要的位置。

減稅降費政策隨后持續(xù)推進，2017年李克強總理提出“持續(xù)推進經濟結構轉型升級”，持續(xù)推進放管服改革和減稅降費。2018年深化增值稅改革，將制造業(yè)作為政策發(fā)力點，并與中國高質量發(fā)展目標緊密結合。2019年的深化增值稅改革是實施更大規(guī)模減稅降費的“重頭戲”。李克強總理在2019年3月召開國務院常務會議時，要求在深化增值稅改革實施過程中，確保主要行業(yè)稅負明顯降低、部分行業(yè)稅負有所降低、所有行業(yè)稅負只減不增，同時明確指出“必須多措并舉降低市場主體、特別是民營企業(yè)和小微企業(yè)的稅收負擔，充分發(fā)揮其穩(wěn)定就業(yè)的重要作用，更大激發(fā)市場活力”。為進一步鞏固拓展減稅降費成效，2020年中國政府推出階段性企業(yè)社保減免、中小微企業(yè)稅費減免等政策。由此可見，中國近年密集實施的減稅降費政策，不僅希望能夠減少企業(yè)稅收負擔，還希望能夠調動企業(yè)生產經營積極性，激勵企業(yè)增加要素投入擴大再生產，促進中國實體經濟發(fā)展，從而鞏固經濟穩(wěn)中向好的勢頭。

（二）假設提出

中國實現(xiàn)高質量發(fā)展的重要舉措是推動經濟由投入型向效率型轉型，全要素生產率是衡量投入—產出效率的關鍵指標。全要素生產率的增長主要來源于技術進步和資源配置效率的改善［14-15］。如果外部融資成本過高或獲取困難，往往不能使企業(yè)做出最優(yōu)的投資和經營決策［16］。因此，普遍的融資約束限制了企業(yè)提高全要素生產率的行為。減稅降費降低了企業(yè)實際稅負，通過內源融資緩解了融資約束對企業(yè)發(fā)展的制約［5］，有利于降低企業(yè)生產經營成本、增加企業(yè)人力資本投資和研發(fā)投資，進而提高企業(yè)的全要素生產率。

企業(yè)全要素生產率反映資本、勞動、技術、管理、組織等要素投入所形成的最大化產出［7］。減稅降費提高了企業(yè)稅后凈收益，增加了企業(yè)可支配利潤，能夠激勵企業(yè)增加要素投入擴大再生產［8］。在資本要素方面，由于企業(yè)享受到減稅降費政策紅利，降低了資本使用成本，可以促進企業(yè)增加新產品的開發(fā)、投資技術含量較高的機器設備等［17］，進而提高勞動生產率。除了技術創(chuàng)新以外，知識儲備、管理效率等因素也會影響企業(yè)的全要素生產率水平。而這些要素的積累與發(fā)展往往都離不開組織成員的支撐作用。例如，高管決策的傾向與能力，普通員工執(zhí)行的態(tài)度與效率［18］。因此，在勞動要素方面，企業(yè)可支配利潤增加使其有意愿有能力提高薪資、聘請更有能力的管理者、加強員工培訓，從而促進企業(yè)全要素生產率的提高。同時，企業(yè)在加大技術創(chuàng)新、人力資本培養(yǎng)等過程中，必然需要承擔更大的風險。而減稅降費增加了企業(yè)現(xiàn)金持有，增強了企業(yè)防范風險和應對風險的能力，可以增強企業(yè)為提升全要素生產率而做出決策的意愿［9］。

此外，政府的稅收行為會對企業(yè)的生產經營活動產生扭曲作用，且這種扭曲作用會隨著稅率的提高而增大［10］，當稅率下降時，企業(yè)生產經營活動受到的扭曲程度降低，生產效率提高［11］。持續(xù)的減稅降費政策能降低企業(yè)實際稅負，

使企業(yè)在生產經營活動中受到的政府稅收扭曲作用降低，增加了企業(yè)的繼續(xù)經營價值，同時也提高了企業(yè)的投入產出效率［19］。除此之外，企業(yè)的稅收成本下降，擴大了企業(yè)生產經營所需現(xiàn)金流和投資資本，還可能影響企業(yè)其他經營行為，如優(yōu)化進出口決策、提高設備類固定資產投資水平［4］?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

H1：與沒有實施重大減稅降費政策地區(qū)的企業(yè)相比，實施重大減稅降費政策地區(qū)的企業(yè)其全要素生產率顯著上升。

全要素生產率是一個綜合性的索洛余值，可以分解為技術進步效應和資源配置效應兩個方面［14］。一方面，在企業(yè)要素投入數(shù)量一定的情況下，要素配置方式的優(yōu)劣將直接影響要素配置效率，從而決定企業(yè)的生產效率。Bartelsman等［20］發(fā)現(xiàn)資源的隨機配置和有效配置對全要素生產率的促進效果大為不同。當企業(yè)的要素配置效率達到最優(yōu)狀態(tài)時，企業(yè)的產出和全要素生產率將明顯提升。另一方面，企業(yè)創(chuàng)新對全要素生產率的提升具有重要的促進作用。這是因為企業(yè)自主研發(fā)能力的增強可以直接提升企業(yè)生產效率，還可以降低企業(yè)生產成本，減少對勞動、資本的依賴，進而提升企業(yè)全要素生產率［21］。

企業(yè)提高全要素生產率的關鍵在于資源配置效率的改善和技術的進步［14-15］。減稅降費可以提高企業(yè)稅后凈收益，可能使企業(yè)做出更優(yōu)的經營決策，但其是否能夠改善企業(yè)資源配置效率和創(chuàng)新水平呢？就創(chuàng)新而言，技術創(chuàng)新主要包括新產品的開發(fā)應用、技術含量較高的機器設備等，但其研發(fā)難度大、風險高、需要大量時間和資源投入。研究表明，企業(yè)面臨的融資約束會導致企業(yè)研發(fā)投入不足，扭曲技術改進決策和創(chuàng)新投資活動［6］，從而制約企業(yè)全要素生產率增長。自熊彼特“創(chuàng)新理論”開創(chuàng)性提出以來，內源融資是企業(yè)創(chuàng)新投入的主要資金來源得到學者們的一致認可［18］。一方面，減稅降費政策的實施能夠減輕企業(yè)的稅費負擔，改善企業(yè)現(xiàn)金流，從而提升企業(yè)的內源融資能力，使企業(yè)及時增加對研發(fā)創(chuàng)新的資本投入，提高企業(yè)創(chuàng)新水平；另一方面，減稅降費政策，尤其是針對企業(yè)研發(fā)投入的稅費減免，能夠直接減少企業(yè)研發(fā)投入的稅費成本，激勵企業(yè)增加研發(fā)投入、推動技術進步［17］。

企業(yè)資源配置表現(xiàn)為企業(yè)在生產經營過程中對資本、勞動等生產要素的配置。投資作為企業(yè)最為重要的生產經營活動之一，一直被看作企業(yè)資源配置和價值創(chuàng)造的基礎［15］。企業(yè)實際投資相對最優(yōu)投資的偏離程度越大，企業(yè)資源配置效率就越低［22］。企業(yè)在進行資源配置的過程中主要受到當期現(xiàn)金流和預期資金回報率的影響。當企業(yè)面臨資源約束時，難以抓住所有投資機會，從而導致其實際投資低于最優(yōu)水平，產生投資不足問題，進而降低了企業(yè)資源配置效率。一方面，實施減稅降費政策可以降低企業(yè)生產經營成本、提高當期現(xiàn)金流，在一定程度上緩解企業(yè)面臨的資金壓力，幫助企業(yè)解決因資金不足而不得不放棄較好投資機會的難題［16］；另一方面，從預期回報率的角度，企業(yè)投資的動力是獲得足夠的投資收益，未來凈收益的大小和收益的不確定性是影響企業(yè)投資決策的主要因素。減稅降費政策間接降低了企業(yè)新增投資的成本，起到穩(wěn)定企業(yè)投資預期的作用。在預期收益增多、預期風險減小的情況下，企業(yè)增加投資規(guī)模，降低實際投資相對最優(yōu)投資的偏離程度，從而使資源得到更好的配置，提升資源配置效率?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設：

H2：提高企業(yè)創(chuàng)新水平和資源配置效率是減稅降費政策提升企業(yè)全要素生產率的主要機制。

三、研究設計

（一）數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

中國從2012年開始進入經濟強盛期。隨著黨的十八大召開，中國開啟了從高速增長向高質量發(fā)展的進程，也由此進入中國特色社會主義新時代。李克強總理在2014年提出“調整經濟結構、促進轉型升級”，并以供給側結構性改革作為中國高質量發(fā)展的根本途徑。而減輕企業(yè)稅費負擔是供給側改革的重要目標之一，中央和地方也相繼推出各項減稅降費政策。為綜合評估這一系列減稅降費政策對企業(yè)高質量發(fā)展的影響，本文將2012年作為研究起始年，以2012—2019年A股上市公司為樣本，分布于31個省份（不包括中國香港、澳門和臺灣）。本文數(shù)據(jù)主要涉及各省份財政數(shù)據(jù)和上市公司財務數(shù)據(jù)，均來自國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR）。在樣本篩選過程中，本文剔除了金融行業(yè)企業(yè)，ST、*ST、PT類公司以及主要數(shù)據(jù)缺失的企業(yè)，最終得到19?255個企業(yè)—年份觀測值。為剔除極端值的影響，對所有連續(xù)變量進行了上下1%分位的縮尾處理。

（二）變量定義

本文的被解釋變量為企業(yè)全要素生產率。目前對企業(yè)全要素生產率的測算大致分為三種，分別是OP法、LP法，以及普通最小二乘（OLS）法。本文在基準回歸中使用LP法進行測算。具體地，LP法中涉及的產出變量以營業(yè)收入取自然對數(shù)表示，勞動投入以企業(yè)職工人數(shù)取自然對數(shù)表示，資本投入以購建固定資產、無形資產支付的現(xiàn)金取自然對數(shù)表示，中間投入以購買商品、接受勞務支付的現(xiàn)金取自然對數(shù)表示，用LP法測算出的值取自然對數(shù)反映企業(yè)全要素生產率水平，以TFP表示。

本文的解釋變量為“重大減稅降費”（TFD）。首先參考孫正等［23］以各省份各年稅收收入和非稅收入之和反映當?shù)囟愘M負擔，為控制經濟發(fā)展水平對當?shù)囟愘M負擔的影響，用稅費負擔除以當?shù)禺斈闓DP進行處理。而后借鑒Atanassov等［6］對重大減稅的處理，若省級稅費連續(xù)4年及以上降低，且累計降低之和為0.5%及以上，則定義該省份在此期間實施了重大減稅降費，TFD取值為1，反之則取值為0。

為識別“減稅”和“降費”的政策效應是否存在差異，又分別對“重大減稅”（TD）和“重大降費”（FD）進行考察。若省級稅收連續(xù)4年及以上降低，且累計降低之和為0.5%及以上，則定義該省份在此期間實施了重大減稅，TD取值為1，反之則取值為0。類似的，若省級非稅收入連續(xù)4年及以上降低，且累計降低之和為0.5%及以上，則定義該省份在此期間實施了重大降費，F(xiàn)D取值為1，反之則取值為0。

為了考察企業(yè)創(chuàng)新和資源配置效率是不是減稅降費政策影響企業(yè)全要素生產率的重要機制，本文用滯后一期的企業(yè)專利授權數(shù)加1取對數(shù)來衡量企業(yè)的創(chuàng)新水平（PAT）。企業(yè)資源配置效率的重要衡量標準之一在于企業(yè)投入資本的產出效率，因而本文借鑒錢雪松等［15］用企業(yè)投資效率反映資源配置效率（EI），并構建投資模型如下：

INVit=α+β1SGit-1+εit（1）

參考李志生等［22］的做法，用式（1）殘差項的絕對值作為企業(yè)投資效率的度量指標。SGit-1為企業(yè)i于第t－1年銷售額的增長率，反映企業(yè)擁有的投資機會。INVit為企業(yè)i于第t年固定資產和無形資產的增量占總資產的比例，反映企業(yè)投資水平。殘差項為非效率投資占總資產的比例，對殘差項取絕對值乘－1，得到企業(yè)投資效率的度量指標EI，EI越大表明企業(yè)投資效率越高。

根據(jù)相關研究，本文控制了已被證實與企業(yè)全要素生產率相關的變量。現(xiàn)有研究表明，企業(yè)特征，例如企業(yè)年齡（AGE）、企業(yè)規(guī)模（SIZ）、產權性質（SOE）等，能夠影響企業(yè)所能利用的資源，從而對企業(yè)全要素生產率產生重要影響。此外，企業(yè)盈利能力也是影響全要素生產率的重要因素，因此本文控制了企業(yè)的財務特性，例如固定資產占比（FIX）、營運資本占比（WC）、自由現(xiàn)金流量占比（CF），以及凈資產收益率（ROA）、每股收益（EPS）等?？紤]到市場需求對生產率的作用，本文還控制了企業(yè)營業(yè)收入增長率（OIG）。

（三）模型構建

本文借鑒Beck等［24］的方法，采用多期DID模型評估位于實施或未實施重大減稅降費政策地區(qū)的企業(yè)全要素生產率是否存在顯著差異。具體模型如下：

TFPist=α+βTFDst+γXist+μi+λt+εist?（2）

其中，下標i表示企業(yè)，s表示省份，t表示年份；TFPist表示企業(yè)全要素生產率；TFDst為重大減稅降費虛擬變量，相當于橫截面上是否享受減稅降費的企業(yè)類型與時間序列上的減稅降費年度的交乘項，也是本文關注的DID估計量；Xist為一系列的控制變量；μi為企業(yè)個體固定效應，λt為年份固定效應。

為進一步驗證減稅降費政策是否通過技術進步和資源配置效率的改善對企業(yè)全要素生產率施加影響，本文借鑒Beck等［24］的機制檢驗方法，考察減稅降費政策對企業(yè)創(chuàng)新水平和企業(yè)資源配置效率的影響構建模型如下：

PATist+1=α+θTFDst+γXist+μi+λt+εist

EIist+1=α+θTFDst+γXist+μi+λt+εist（3）

其中，PATist+1為未來一期企業(yè)創(chuàng)新水平，EIist+1為企業(yè)資源配置效率。本文主要關注TFDst的系數(shù)θ，如果θ顯著為正，表明減稅降費政策通過企業(yè)創(chuàng)新水平或資源配置效率提升企業(yè)全要素生產率。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

變量描述性統(tǒng)計結果見表1。企業(yè)全要素生產率（TFP）的最大值為19.817，最小值為14.233，均值為16.677，表明不同企業(yè)之間的全要素生產率差距較大。解釋變量TFD的均值為0.346，表明平均有34.6%的企業(yè)享受了重大減稅降費政策；TD的均值為0.261，標準差為0.439，表明平均有26.1%的企業(yè)受到了重大減稅政策的影響；而FD的均值為0.072，標準差為0.257，表明只有7.2%的企業(yè)享受到重大降費政策。究其原因主要有以下兩方面：一方面，黨中央和國務院自1998年以來統(tǒng)一領導和部署，從上到下持續(xù)進行了收費整頓，清理了多項不合理收費，如勞動部門的勞務許可證費、待業(yè)證費等8項收費，銀行部門的銀行開戶許可證費、貸款咨詢費等9項收費等，大大減輕了企業(yè)費負；另一方面，收費整頓的目的是建立適應社會主義市場經濟發(fā)展要求的，以稅收為主、收費為輔的收入分配體系，因此企業(yè)稅負較企業(yè)費負更高。故享受重大減稅政策的企業(yè)較享受重大降費的企業(yè)比例更高。

（二）減稅降費對企業(yè)全要素生產率的影響

重大減稅降費對企業(yè)全要素生產率影響的估計結果見表2。第（1）列只控制了年份和企業(yè)固定效應，第（2）列在模型中進一步加入了控制變量，TFD的系數(shù)均在1%水平下顯著為正，表明享受重大減稅降費政策推動了企業(yè)全要素生產率提升。這是由于減稅降費提高了企業(yè)的稅后凈收益，能夠激勵企業(yè)增加對于勞動、資本等要素投入，擴大再生產［8］。企業(yè)現(xiàn)金持有增加也增強了企業(yè)防范風險和應對風險的能力，使企業(yè)為提升全要素生產率而做出決策的意愿提高［9］。除了對企業(yè)要素投入產生影響之外，減稅降費政策也降低了企業(yè)經營活動因政府稅收而受到的扭曲程度，使企業(yè)做出更優(yōu)的投資和經營決策，表現(xiàn)為企業(yè)全要素生產率的提高，假設H1得到驗證。

表2第（3）列報告了“減稅”和“降費”各自的政策效應。TD和FD系數(shù)的分別在5%水平和10%水平下顯著為正，表明重大減稅和重大降費都能降低企業(yè)實際負擔，增強企業(yè)投入產出效率，提高全要素生產率；而FD的系數(shù)大于TD的系數(shù)，表明重大降費相比重大減稅存在更強的政策效應，可以并且應該持續(xù)和堅決推進降費舉措。

（三）影響機制

全要素生產率可以分解為技術進步效應和資源配置效應兩個方面［14］。表3第（1）列報告了企業(yè)創(chuàng)新水平這一影響機制的檢驗結果，TFD系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明減稅降費能夠提升企業(yè)創(chuàng)新水平。這是由于減稅降費降低了企業(yè)實際稅負，增加企業(yè)可支配自由現(xiàn)金從而提升企業(yè)的內源融資能力，

緩解企業(yè)研發(fā)投入不足的問題，激勵企業(yè)擴大企業(yè)對于研發(fā)創(chuàng)新的資本投入，表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新水平的提

高。第（2）列報告了資源配置效率這一影響機制的檢驗結果，TFD系數(shù)在10%的水平下顯著為正，這是由于減稅降費提高了企業(yè)稅后凈收益，在緩解了企業(yè)所面臨資源約束的同時也間接降低了企業(yè)新增投資的成本，起到穩(wěn)定企業(yè)投資預期的作用，進而降低了企業(yè)實際投資水平相對最優(yōu)投資水平的偏離程度，表現(xiàn)為企業(yè)資源配置效率的提升。實證結果表明，提高企業(yè)創(chuàng)新水平和資源配置效率是減稅降費政策提升企業(yè)全要素生產率的主要機制，假設H2得到驗證。

（四）異質性檢驗

1.地方財政效率

財政是經濟社會發(fā)展的有機環(huán)節(jié)，無論是“市場失效論”還是“公共產品論”均證明了財政的不可或缺性。而在市場制度環(huán)境下，效率成為市場參與主體的重要追求目標，政府作為市場參與者，財政效率反映了財政活動對其他市場主體的作用。為了考察地方財政效率對減稅降費政策與企業(yè)全要素生產率關系的影響，本文在式（2）中引入交互項TFD×LFE進行回歸，其中LFE表示當?shù)刎斦剩捎玫胤揭话泐A算支出來衡量［25］，若其高于各省份同年中位數(shù)取值為1，否則為0。估計結果見表4第（1）列，TFD×LFE的系數(shù)顯著為正，表明當?shù)刎斦试礁?，減稅降費政策對處于財政效率較高地區(qū)企業(yè)的全要素生產率影響越強。這是因為較高的財政效率縮短了各地減稅降費政策措施從出臺到落實再到生效的滯后期，從而加快減稅降費政策對企業(yè)調整投入產出效率的影響。除此之外，較高的地方財政效率可能使企業(yè)享受到更多由良好基礎設施水平和成熟管理水平帶來的外部性［26］，更便于企業(yè)調整其要素的投入產出。

2.“一帶一路”建設

自2013年“一帶一路”倡議被提出以來，“一帶一路”建設成為中國經濟發(fā)展的新契機。為了考察“一帶一路”對減稅降費政策與企業(yè)全要素生產率關系的影響，本文構建“一帶一路”虛擬變量（BR），若企業(yè)所在省份為“一帶一路”沿線則取值為1，否則為0，并在式（2）中引入交互項TFD×BR。估計結果見表4第（2）列，交互項TFD×BR的系數(shù)在1%水平下顯著為正，表明與非“一帶一路”沿線地區(qū)相比，減稅降費政策對處于“一帶一路”沿線地區(qū)的企業(yè)全要素生產率影響更強。這是因為“一帶一路”倡議有助于降低支持企業(yè)的投資風險，提高支持企業(yè)的投資水平［27］，并且能夠推動投資便利化，提高企業(yè)投資效率，企業(yè)在享受減稅降費政策時能更快調整要素投入，提高企業(yè)投入產出效率。

3.企業(yè)產權性質

企業(yè)由于產權性質的不同，面臨的市場環(huán)境、資源條件等存在差異，稅負變化敏感度和稅收政策激勵作用也會有所不同。本文在式（2）中引入交互項TFD×SOE進行回歸，其中SOE表示企業(yè)產權性質，若為國有控股企業(yè)則取值為1，否則為0。估計結果見表4第（3）列，TFD×SOE系數(shù)顯著為負，表明相對于國有企業(yè)來說，減稅降費對非國有企業(yè)全要素生產率的積極影響更強。這是由于與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)缺乏政府的隱性擔保和地方政府的保護，也較難與國有銀行等金融機構建立合作，其所面臨的融資約束比國有企業(yè)更為嚴重。因此，減稅降費政策對非國有企業(yè)降低實際稅負、提升企業(yè)全要素生產率有著更強的作用。

4.企業(yè)規(guī)模

規(guī)模較小的企業(yè)在發(fā)展過程中更易面臨要素匱乏、資本成本高等諸多困境。本文在式（2）中引入交互項TFD×LRG進行回歸，其中LRG為反映企業(yè)規(guī)模的虛擬變量，若企業(yè)規(guī)模高于當年所處行業(yè)的中位數(shù)，LRG取值為1，否則為0。估計結果見表4第（4）列，TFD×LRG系數(shù)在1%水平下顯著為負，表明相對于規(guī)模較大的企業(yè)，減稅降費政策對規(guī)模較小企業(yè)全要素生產率的促進作用更強。這是由于實施減稅降費政策增加的企業(yè)稅后利潤及現(xiàn)金流更有助于緩解規(guī)模較小企業(yè)的燃眉之急，增強企業(yè)發(fā)展活力，進而提高其投入產出效率。

圖1減稅降費對企業(yè)全要素生產率水平影響的

平行趨勢檢驗結果

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）平行趨勢檢驗

DID估計結果無偏的前提是滿足平行趨勢假定，即是否享受減稅降費的公司在減稅降費前應有相同的變動趨勢。本文繪制了95%置信區(qū)間下系數(shù)的估計結果（見圖1）。在減稅降費前系數(shù)在0附近波動，說明是否享受減稅降費的企業(yè)具有相同的發(fā)展趨勢，而在減稅降費后，其效應明顯上升并異于0，表明是否享受減稅降費企業(yè)的趨勢變化是由減稅降費這一政策導致的，并具有持續(xù)性。

（二）安慰劑檢驗

為了確保企業(yè)全要素生產率水平的變化是由減稅降費而非其他政策帶來，本文假設減稅降費的年份分別提前1年、2年、3年作為“偽減稅降費”時間，并構造了虛擬變量TFD-1、TFD-2、TFD-3，加入式（2）中重新回歸。如果虛構方式下的DID估計量的回歸結果依然正向顯著，說明原來的估計結果出現(xiàn)了

偏誤。表5第（1）～（3）列分別是假設減稅降費政策提前1～3年的估計結果，DID估計量均不呈正向顯著，這說明享受減稅降費企業(yè)全要素生產率的提升并不是由其他因素導致，而是來源于減稅降費政策。

（三）傾向得分匹配

為排除是否享受減稅降費公司的其他差異對全要素生產率的影響，采用傾向得分匹配法（PSM）重新構建控制組進行檢驗。本文根據(jù)式（2）中的控制變量在共同取值范圍內對控制組公司樣本進行分年度1對1最鄰近匹配。各年的平衡性檢驗結果顯示，處理組和對照組樣本不再具有顯著的差異。匹配后的回歸結果見表6，第（1）（2）列中TFD的系數(shù)顯著為正，表明本文結果依然穩(wěn)健。

（四）遺漏變量的影響

在式（2）中可能存在來自遺漏變量的內生性問題，使模型估計出現(xiàn)偏誤。本文借鑒Frank［28］的做法，通過計算遺漏變量的影響閾值（ITCV）來判斷基準回歸結果是否穩(wěn)健。通過計算得到ITCV統(tǒng)計量為0.013，意味著企業(yè)全要素生產率、減稅降費與未觀察到的遺漏變量之間的相關性一旦達到

0.115（0.0131/2），式（2）估計的顯著性就會發(fā)生變化。計算控制變量的影響度發(fā)現(xiàn)，除了SIZ（影響度為0.054）和FIX（影響度為0.014）以外，其他控制變量的影響度均遠小于ITCV。根據(jù)Gamache等［29］的研究，即使個別控制變量的影響度大于0.013，這兩個控制變量的影響也均為正值，并不會對回歸結果產生相反的影響。此外，式（2）估計的R2為0.601，擬合優(yōu)度較高。因此可以判斷，遺漏變量導致的內生性問題并未影響原有基準回歸結果，本文結論依然穩(wěn)健。

（五）更改關鍵變量的測度方法

1.更改重大減稅降費的測度值

前文將省級稅費累計降低之和為0.5%及以上定義為重大減稅降費，這里將累計降低之和變更為1%及以上再次進行回歸。估計結果見表7第（1）列，可見在改變重大減稅降費的測度值后，依然得到了與假設H1一致的結論。

2.更改全要素生產率的測度方法

前文計算企業(yè)全要素生產率時采用LP法進行測算，這里使用OLS法和OP法再次計算企業(yè)全要素生產率，并分別表示為TFP1和TFP2。具體而言，OLS法選取企業(yè)規(guī)模、勞動資本投入、中間投入對企業(yè)產出進行OLS回歸，并以其殘差表示企業(yè)全要素生產率，其他變量定義與LP法一致。

使用OP法所涉及的投入變量、產出變量和中間變量定義與LP法一致，退出變量（exit）根據(jù)上市公司在樣本期間是否被ST、*ST和PT以及是否退市判定。估計結果見表7第（2）（3）列，依然得到了與假設H1一致的結論。

六、結論及政策啟示

減稅降費是否能對實體經濟發(fā)展產生影響，是中國制定經濟發(fā)展戰(zhàn)略、政策和實施宏觀調控的重點關注問題。本文基于減稅降費政策，從企業(yè)全要素生產率的視角，采用雙重差分法實證檢驗了減稅降費政策對企業(yè)高質量發(fā)展的影響。研究發(fā)現(xiàn)，實施重大減稅降費政策能夠促使企業(yè)全要素生產率提升，且進一步分別考察“減稅”和“降費”的政策效應之后發(fā)現(xiàn)，重大減稅和重大降費對企業(yè)全要素生產率均存在正向影響。從影響機制來看，減稅降費政策的實施能夠使企業(yè)擴大對于研發(fā)創(chuàng)新的資本投入，以及降低企業(yè)實際投資水平相對最優(yōu)投資水平的偏離程度，表現(xiàn)為企業(yè)創(chuàng)新水平以及資源配置效率的提高，最終作用于企業(yè)全要素生產率。從企業(yè)外部環(huán)境來看，對于財政效率較高的地區(qū)以及“一帶一路”沿線地區(qū)，減稅降費政策對企業(yè)全要素生產率影響更顯著；從企業(yè)內部特征來看，非國有企業(yè)和規(guī)模較小的企業(yè)，其全要素生產率受減稅降費政策影響更明顯。

本文的研究結論對減稅降費政策促進中國實體經濟高質量發(fā)展具有重要的政策啟示。第一，“降費”與“減稅”聯(lián)動，強化降費舉措。在中國，企業(yè)不僅面臨稅收負擔，還面臨行政事業(yè)性收費等非稅負擔。本文研究結果表明，重大減稅和重大降費都會對企業(yè)全要素生產率產生積極影響，且降費的影響更強。從長遠來看，經濟越發(fā)展，公眾對社會福利的要求越高。政府稅收需要保持一定的增長，長期持續(xù)減稅空間有限，“降費”可以并且應該持續(xù)和堅決推進，尤其是對以企業(yè)為繳費主體的各類經營服務性收費進行清理規(guī)范。第二，堅持將減稅降費政策作為促進經濟高質量發(fā)展的重要抓手，持續(xù)優(yōu)化減稅降費政策。本文研究發(fā)現(xiàn)，減稅降費對于企業(yè)全要素生產率的政策效應隨著時間推移具有持續(xù)性。因此，在現(xiàn)有基礎上需要持續(xù)優(yōu)化減稅降費政策，兼顧短期與長期，以稅費政策調整順應和引導經濟結構變革，用稅費的“減法”換取企業(yè)效益的“加法”和市場活力的“乘法”，促進中國經濟高質量發(fā)展。第三，增強減稅降費政策指向性，持續(xù)加大對企業(yè)科技創(chuàng)新的支持力度。本文研究表明，提高企業(yè)創(chuàng)新水平是減稅降費發(fā)揮政策效應的重要機制，建議在制定和實施相關政策時，以定向結構性減稅降費驅動企業(yè)創(chuàng)新投資，使政策為企業(yè)降低實際稅負所節(jié)省的資源能夠用在“刀刃”上，精準提升企業(yè)技術創(chuàng)新能力，實現(xiàn)降低企業(yè)負擔與培育經濟質量發(fā)展新驅動力的“雙贏”目標。第四，減稅降費應避免“一刀切”或“單一模式”。本文研究發(fā)現(xiàn)，對于地方政府財政效率較高地區(qū)以及“一帶一路”沿線地區(qū)，減稅降費政策的積極影響更大。因此，減稅降費政策的制定，需充分關注區(qū)域的財政效率、區(qū)位特點等，加大對地方政府財政效率相對較低地區(qū)以及非“一帶一路”沿線地區(qū)的政策力度，使政策紅利發(fā)揮更大作用。

參考文獻：

［1］李永友，?嚴岑.服務業(yè)“營改增”能帶動制造業(yè)升級嗎？?［J］.?經濟研究，?2018（4）：?18-31.

［2］申廣軍，陳斌開，楊汝岱.減稅能否提振中國經濟：基于中國增值稅改革的實證研究［J］.?經濟研究，2016（11）：?70-82.

［3］尹恒，張子堯，曹斯蔚.社會保險降費的就業(yè)促進效應：基于服務業(yè)的政策模擬［J］.中國工業(yè)經濟，2021（5）：57-75.

［4］范子英，彭飛.“營改增”的減稅效應和分工效應：基于產業(yè)互聯(lián)的視角［J］.經濟研究，2017（2）：?82-95.

［5］吳靜樺，王靖茹，劉建秋，等.貸款利率市場化改革與企業(yè)全要素生產率：來自貸款利率上下限放開的微觀證據(jù)［J］.會計研究，2021（4）：145-156.

［6］ATANASSOV?J，?LIU?X?D.?Can?corporate?income?tax?cuts?stimulate?innovation？?［J］.?Journal?of?Financial?and?Quantitative?Analysis，?2020，?55（5）：?1415-1465.

［7］HSIEH?C?T，?KLENOW?P?J.?Misallocation?and?manufacturing?TFP?in?China?and?India［J］.?Quarterly?Journal?of?Economics，?2009，?124（4）：?1403-1448.

［8］鄭寶紅，張兆國.企業(yè)所得稅率降低會影響全要素生產率嗎：來自我國上市公司的經驗證據(jù)［J］.會計研究，?2018（5）：13-20.

［9］REGO?S?O，?WILSON?R.?Equity?risk?incentives?and?corporate?tax?aggressiveness［J］.?Journal?of?Accounting?Research，?2012，?50：?775-810.

［10］KLEVEN?H?J，?WASEEM?M.?Using?notches?to?uncover?optimization?frictions?and?structural?elasticities：?theory?and?evidence?from?Pakistan［J］.?Quarterly?Journal?of?Economics，?2013，?128（2）：669-723.

［11］吳輝航，劉小兵，季永寶.減稅能否提高企業(yè)生產效率：基于西部大開發(fā)準自然實驗的研究［J］.財經研究，2017（4）：55-67.

［12］姜磊，姜煜，趙秋運，等.政府發(fā)展戰(zhàn)略與企業(yè)全要素生產率［J］.當代經濟科學，?2020（5）：103-112.

［13］馮延超.中國民營企業(yè)政治關聯(lián)與稅收負擔關系的研究［J］.管理評論，?2012（6）：167-176.

［14］任勝鋼，鄭晶晶，劉東華，等.排污權交易機制是否提高了企業(yè)全要素生產率：來自中國上市公司的證據(jù)［J］.中國工業(yè)經濟，2019（5）：5-23.

［15］錢雪松，康瑾，唐英倫，等.產業(yè)政策、資本配置效率與企業(yè)全要素生產率：基于中國2009年十大產業(yè)振興規(guī)劃自然實驗的經驗研究［J］.中國工業(yè)經濟，?2018（8）：42-59.

［16］冀云陽，高躍.稅收治理現(xiàn)代化與企業(yè)全要素生產率：基于企業(yè)納稅信用評級準自然實驗的研究［J］.財經研究，?2020（12）：49-63.

［17］LARRAIN?M，?STUMPNER?S.?Capital?account?liberalization?and?aggregate?productivity：?the?role?of?firm?capital?allocation［J］.?The?Journal?of?Finance，?2017，?72（4）：?1825-1859.

［18］李科，徐龍炳.融資約束、債務能力與公司業(yè)績［J］.經濟研究，2011（5）：61-73.

［19］田磊，陸雪琴.減稅降費、企業(yè)進入退出和全要素生產率［J］.管理世界，2021（12）：56-77.

［20］BARTELSMAN?E?J，?HALTIWANGER?J?C，?SCARPETTA?S.?Cross-country?differences?in?productivity：?the?role?of?allocation?and?selection［R］.?NBER?Working?Paper，?No.?15490，?2009.

［21］COHEN?W?M，?LEVINTHAL?D?A.?Absorptive?capacity：?a?new?perspective?on?learning?and?innovation［J］.?Administrative?Science?Quarterly，?1990，?35（1）：?128-152.

［22］李志生，金凌.銀行競爭提高了企業(yè)投資水平和資源配置效率嗎：基于分支機構空間分布的研究［J］.金融研究，?2021（1）：111-130.

［23］孫正，陳旭東，雷鳴.增值稅減稅提升了中國資本回報率嗎［J］.南開管理評論，?2020（6）：157-165.

［24］BECK?T，?LEVINE?R，?LEVKOV?A.?Big?bad?banks？?The?winners?and?losers?from?bank?deregulation?in?the?United?States［J］.?Journal?of?Finance，?2010，?65（5）：?1637-1667.

［25］陳詩一，張軍.中國地方政府財政支出效率研究：1978—2005［J］.中國社會科學，?2008（4）：65-78.

［26］席強敏，孫瑞東.市場鄰近、供給鄰近與企業(yè)生產率［J］.經濟學（季刊），?2020（5）：277-298.

［27］陳勝藍，劉曉玲.公司投資如何響應“一帶一路”倡議：基于準自然實驗的經驗研究［J］.財經研究，?2018（4）：20-33.

［28］FRANK?K?A.?Impact?of?a?confounding?variable?on?a?regression?coefficient［J］.?Sociological?Methods?&?Research，?2000，?29：?147-194.

［29］GAMACHE?D?L，?MCNAMARA?G，?GRAFFIN?S?D，?et?al.?Impression?offsetting?as?an?early?warning?signal?of?low?CEO?confidence?in?acquisitions［J］.?Academy?of?Management?Journal，?2019，?62：1307-1332.

［本刊相關文獻鏈接］

［1］任曙明，李蓮青，盧佳蔓，等.貨幣政策不確定性對企業(yè)綠色創(chuàng)新的影響研究［J］.當代經濟科學，2022?（5）：14-27.

［2］蔣藝翅，姚樹潔.信息披露質量對企業(yè)創(chuàng)新的激勵與治理效應研究［J］.當代經濟科學，2022（2）：117-128.

［3］謝申祥，范鵬飛，王暉.服務業(yè)“營改增”與出口貿易高質量發(fā)展［J］.當代經濟科學，2022（2）：1-15.

［4］李愷，上官緒明.稅收競爭、環(huán)境治理與經濟高質量發(fā)展：基于空間Durbin模型的實證分析［J］.當代經濟科學，2021（3）：118-128.

［5］占華，后夢婷.環(huán)境信息披露如何影響企業(yè)創(chuàng)新：基于雙重差分的檢驗［J］.當代經濟科學，2021（4）：53-64.

［6］李仁宇，鐘騰龍.創(chuàng)新型城市試點建設的企業(yè)出口產品質量效應［J］.當代經濟科學，2021（3）：44-55.

［7］賈康，劉薇，張晶晶.創(chuàng)新引領城市高質量發(fā)展：創(chuàng)新原理、思路與要領的探討［J］.當代經濟科學，2021（3）：83-93.

［8］李香菊，劉碩.稅收優(yōu)惠政策與僵尸企業(yè)擠出效應：基于上市公司退市風險和創(chuàng)新投入的雙重視角［J］.當代經濟科學，2021（2）：84-96.

［9］姜磊，姜煜，趙秋運，等.政府發(fā)展戰(zhàn)略與企業(yè)全要素生產率［J］.當代經濟科學，2020（5）：103-112.

編輯：李再揚，高原