增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率--基于增值税税率下调事件的经验研究.pdf

第 39 卷摇 第 1 期2024 年 1 月北京工商大学学报(社会科学版)JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES)Vol.39 No.1Jan.2024doi:10.12085/j.issn.1009鄄6116.2024.01.006引用格式:程新生,刘振华,修浩鑫.增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率?基于增值税税率下调事件的经验研究J.北京工商大学学报(社会科学版),2024,39(1):65-77.CHENG Xinsheng,LIU Zhenhua,XIU Haoxin.Can VAT rate reduction improve the total factor productivity of manu鄄facturing enterprises?Based on Policies of VAT Rate ReductionJ.Journal of Beijing Technology and BusinessUniversity(Social Sciences),2024,39(1):65-77.增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率?基于增值税税率下调事件的经验研究程新生,摇 刘振华,摇 修浩鑫(南开大学 商学院,天津摇 300071)摇 摇 摘摇 要:深化税制改革是激发市场主体活力、加快制造业转型、实现经济高质量发展的重要路径。基于 20162020 年中国沪深 A 股上市公司数据,研究了 2018 年和 2019 年增值税税率下调对制造业企业全要素生产率的影响。研究发现,增值税减税提高了制造业企业的全要素生产率。异质性分析结果显示,对于市场竞争地位高、国有产权、处于成熟期以及高市场化地区的企业而言,增值税减税对全要素生产率的提升效应显著。渠道分析表明,研发投入、人力资本投入以及资本配置效率是增值税减税影响企业全要素生产率的主要渠道。因此,政府部门应继续深化增值税改革,缩小制造业与其他行业的税率差异,切实减轻制造业企业税收负担,同时应加大对民营、初创等弱势企业的财政扶持力度,全面提高各类企业的全要素生产率。关键词:增值税减税;税制改革;全要素生产率;制造业;优化资本配置;高质量发展中图分类号:F812;F279摇 摇 摇 文献标志码:A摇 摇 摇 文章编号:1009鄄鄄6116(2024)01鄄鄄0065鄄鄄13收稿日期:2023鄄鄄03鄄鄄03基金项目:国家自然科学基金项目“激励参照、组织认同与创新升级研究冶(71972105);国家自然科学基金项目“绩效反馈、异质性创新与激励匹配研究冶(72272081)。作者简介:程新生(1963),男,山西大同人,南开大学商学院/中国公司治理研究院教授,博士生导师,博士,研究方向为公司财务与公司治理;刘振华(1993),男,河南林州人,南开大学商学院博士研究生,研究方向为公司财务与公司治理;本文通信作者;修浩鑫(1993),男,山东青岛人,南开大学商学院博士研究生,研究方向为公司治理。一、问题的提出制造业是国民经济的基础,制造业企业生产效率水平是衡量我国经济发展质量的重要标准。中华人民共和国国民经济和社会发展第十四个五年规划和 2035 年远景目标纲要提出,要增强制造业竞争优势,推动制造业高质量发展,深入实施制造强国战略。制造业高质量发展的核心是提高全要素生产率。全要素生产率综合反映了企业的投入产出效率,现已成为学者们衡量制造业企业实质发展能力的常用指标1。目前,我国制造业全要素生产率仍处于较低水平,与发达国家相比存在较大的差距,并且资本和劳动力这两大要素资源的配置扭曲仍在不断侵蚀制造业的传统比较优势2。在经济增速下行与发展模式亟待转型的双重压力下,提升制造业生产效率,改变大而不强、全而不优的发展局面,已经成为我国经济发展过程中必须应对的一项重大战略任务。作为国家宏观调控的有力工具,税收制度是影响企业全要素生产率的重要因素。税制调整会直接影响企业税负成本,继而引起全要素生产率56北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期发生变化3。在分档计税制度下,制造业承担着最高档次的增值税税率,而较高的税收负担会压缩企业的整体利润,扭曲资源配置,降低全要素生产率4。同时,行业间的税率差异造成增值税抵扣链条不完善,导致制造业增值税存在明显的“高征低扣冶现象。总体而言,较高的增值税税率以及行业间的税率差异提升了制造业企业的中间要素投入价格,成为制约我国制造业企业高质量发展的重要因素5-6。基于这一现实背景,国家启动了增值税税率调整工作。先是在 2017 年 7 月对增值税税率档次进行简并,将原先适用于 13%税率的商品简并至 11%税率档次。此后,在 2018 年 5 月将 17%和 11%档次的税率分别下调至 16%和 10%。2019 年4 月,又将16%和10%档次的税率分别下调至 13%和 9%。2019 年税制调整的主要目的在于减轻以制造业为主体的高税负行业的税负压力,实现社会资源向制造业企业转移,从而提高生产效率,尽快构建制造业发展新格局。数据淤显示,2019 年增值税税率下调累计减税 8 609 亿元人民币,其中制造业及其下游的批发业受益最大,占减税总额的 68郾 85%(约 5 927 亿元人民币)。受此影响,全行业企业的营业收入、利润率和出口额分别同比增长 5郾 07%、0郾 23%和 2郾 27%。本文也发现,2019 年增值税税率下调显著减轻了制造业企业负担于。理论上讲,随着减税利好的持续释放,企业的综合生产成本将不断降低,原本流出企业的资金可以被配置到技术研发、人才引进等项目中去,为提高生产效率创造有利的条件。当然,仅凭理论推断是远远不够的,增值税税率下调与制造业企业全要素生产率的关系还需要严谨的实证检验进行验证。现有文献对增值税改革与企业全要素生产率的关系已经进行了一定程度的探讨,研究表明增值税转型和“营改增冶能够提升企业全要素生产率7-10。需要说明的是,增值税转型和“营改增冶主要侧重于理顺增值税的抵扣链条,而本次增值税税率下调旨在减轻相关企业税负压力,减税效果也远大于前两次增值税改革11。还有文献关注了增值税整体税负对生产效率的影响,并得出增值税负担与制造业企业全要素生产率显著负相关的结论12。但选用增值税税负指标难以避免内生性偏误,如效率较高的企业可能享受更多的税收优惠,这种双向因果关系可能会降低实证结果的可靠性。另外,部分学者通过构建理论模型研究了增值税税率差异对企业效率的影响,结果表明,较大的税率差异扭曲了企业行为,损害了全要素生产率5-6。这类研究证明了增值税税率差异是影响企业全要素生产率的关键因素,为本文提供了理论基础,但增值税税率下调是否影响以及如何影响企业效率依然有待考察。有鉴于此,本文基于增值税税率下调事件,实证检验了增值税减税对制造业企业全要素生产率的影响。考虑到减税效果与企业特征和制度环境密切相关,本文进一步考察了市场竞争地位、产权性质、所处生命周期、市场化程度等宏微观背景特征下增值税减税对企业全要素生产率的异质性影响。此外,本文还对增值税减税与制造业企业全要素生产率的作用渠道展开了分析。本文的增量贡献体现在以下几点。第一,本文拓展了增值税改革经济后果的研究领域。以往对增值税改革的研究主要集中在增值税转型7和“营改增冶10领域,鲜有文献关注增值税税率下调的实施效果。本文基于 2018 年和 2019 年增值税税率下调考察增值税减税对制造业企业全要素生产率的影响,为理解增值税税制改革在制造业高质量发展中的作用提供了新视角,弥补了现有研究的不足。第二,本文证实了增值税减税对企业效率的提升作用主要源于研发投入效应、人力资本投入效应和资本配置效应,明确了增值税税率下调对企业创新的作用机制。研究还发现减税政策对生产效率的提升作用因企业市场竞争地位、产权性质、所处生命周期和市场化程度的不同而存在差异。本文的研究结论为进一步优化减税降费方案、制定制造业高质量发展扶持政策提供了可借鉴的思路。二、理论分析与研究假说制造业是国民经济的根基,提升制造业企业的生产效率是我国经济实现高质量发展的重要路径。长期以来,制造业承担了最高等级的增值税税率,由此产生的行业间有效税率差异破坏了增值税税收中性、扭曲了资源配置5,并成为制约制造业企业健康发展的因素之一。增值税减税是提高我国经济发展质量的一项制度红利,其66第 39 卷摇 第 1 期程新生,刘振华,修浩鑫:增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率?影响制造业企业全要素生产率的基本逻辑在于:一方面,降低了企业的增值税税负,减少了经济利益的流出;另一方面,缩小了制造业与其他行业之间的税率差距,减少了行业间的资源要素错配,使更多的要素资源配置到制造业企业。总体而言,减税对扩大制造业企业发展空间和提升企业价值均具有积极意义。在理论层面,增值税减税可以通过以下四条路径提升制造业企业的全要素生产率。首先,增值税减税改善了制造业企业的经营预期,可以通过增资扩产使企业获得规模效益。规模经济是企业降低成本、扩大竞争优势的重要路径。在单位产品增值额不变的情形下,增值税税率下调意味着制造业企业生产要素的边际产出增加,进而可以提升企业价值。此外,增值税减税可以降低产品最后售价,这有助于增加下游客户的产品需求,利润水平也将获得提升。随着综合成本的下降、盈利和需求的上升,减税引发的规模效应逐渐显现。此时,企业可以通过增资扩产的方式形成规模经济,这有助于优化单位产品的投入产出比,提升企业的价值创造能力13-14。其次,增值税减税有利于企业增加研发投入,走技术创新路线。技术创新对传统生产要素投入具有明显的替代作用15。技术创新可以降低生产要素成本、提高整体生产效率,已成为提升企业核心竞争力的主要方式之一。但技术创新活动具有投入大、风险高、回报周期长的特点,金融机构一般不愿为企业技术创新活动提供资金支持。相比之下,内源性资金才是企业开展技术创新的主要资金来源16。减税提升了企业的内源融资能力,为获取更多的市场份额,企业有动机增加研发投入13,17。不断提升的技术创新能力则进一步为提升全要素生产率提供支持。再次,增值税减税提升了企业盈利能力,增加了企业优化人力资本的主动性。新经济增长理论认为,人力资本与技术能力、物质资本是驱动经济长期增长的三大核心因素18。随着减税政策的推进,企业的可支配利润逐渐增加,此时企业为更好地实现转型升级,有动机提高员工薪资,增加高水平人才引进力度,进一步优化人力资本存量。员工在获得满意的薪酬待遇后会更加勤勉地做好本职工作、提升自身技能,企业整体效率有望获得提升。比如,Chang et al郾19发现,增加人力资本投入可以显著提升企业全要素生产率,并且这一研究结论也得到了国内学者的证实17。最后,增值税减税有利于提高企业的资本配置效率,进而提升全要素生产率。融资约束会制约企业的资本配置效率,钝化资本进入和退出行为,致使实际投资偏离最优水平20。在现实经营环境中,企业往往会因为缺乏资金而不得不放弃高收益投资项目,这显然对提高企业效率具有不利影响。而且,制造业企业税负重、利润薄,出于风险规避的考虑,更有可能延缓或取消投资项目。增值税减税在一定程度上扭转了这一困境,减税节约的现金流对企业投资活动的资金储备形成了补充,并且政策利好也进一步改善了企业的盈利预期,有助于企业获得更多的外部资金支持。随着融资约束的缓解,企业资本配置能力大大增强,更多的资金将投向高净现值的投资项目,整体效率也有望获得提升。基于以上分析,本文认为增值税减税有助于提升企业的全要素生产率,并且扩大产能、加大技术创新和人力资本投入力度、提高资本配置效率是可能的作用路径。由此,提出如下假说。H1:在其他条件不变的情况下,增值税减税能够显著提升制造业企业全要素生产率。三、研究设计(一)样本选取与数据来源本文选取 20162020 年盂中国沪深 A 股上市公司为样本,借鉴相关研究21,采用 PSM鄄DID方法对 2018 年和 2019 年增值税减税对全要素生产率的影响展开研究,将制造业企业作为处理组,服务业企业作为对照组榆。基本原理如下:第一,采用 PSM 方法对处理组样本与对照组样本进行匹配,可以减弱行业层面的系统性差异;第二,采用 DID 方法可以检验政策出台前后两类样本的全要素生产率是否存在显著差异。本文对样本数据进行了如下筛选:(1)剔除金融行业样本;(2)剔除上市时间晚于政策实施年份的样本;(3)剔除 ST和*ST 样本;(4)对所有连续变量在 1%和 99%分位点进行缩尾。初始研究样本包括 2 082 家上市公司,共 10 935 个观测值,经过 PSM 匹配之后最终确认的观测值数量为 3 584。公司财务数据全部来源于国泰安(CSMAR)数据库。76北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期(二)变量定义1郾 被解释变量被解释变量为全要素生产率(TFP)。本文选择 OP 法估算全要素生产率进行基准回归检验,并使用 LP 法计算的结果进行稳健性检验。本文选取主营业务收入的自然对数值作为产出变量,选取购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金净额的自然对数值作为投资变量,选取固定资产净额的自然对数值作为资本投入变量,选取员工人数的自然对数值作为劳动投入变量。2郾 解释变量解释变量为增值税减税(Treat 伊 Post)。为度量增值税税率下调的影响,设置企业分组变量 Treat 用以反映减税政策冲击带来的变化,按照行业分类,制造业企业取值为 1,服务业企业取值为 0。同时,设置时间分组变量 Post,当样本企业所在年份为 2018 年及以后时取值为 1,否则为 0。3郾 控制变量借鉴李政等14的研究,本文选取以下控制变量:企业性质(State)、企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、盈利能力(Roa)、现金持有水平(Cash)、固定资产水平(Ppe)、股权集中度(Top10)、成立时间(Age)、企业成长性(Growth)、经营活动现金流量(Ocf)。具体变量定义详见表 1。表 1摇 主要变量定义变量类型变量名称变量符号变量说明被解释变量全要素生产率TFP根据 OP 法计算企业分组Treat制造业企业取值为 1,服务业企业取值为 0解释变量时间分组Post2018 年及以后取值为 1,否则为 0增值税减税Treat 伊 PostTreat 和 Post 的交互项企业性质State国有企业取值为 1,否则为 0企业规模Size总资产取自然对数资产负债率Lev总负债/总资产盈利能力Roa净利润/总资产控制变量现金持有水平Cash货币资金/总资产固定资产水平Ppe固定资产/总资产股权集中度Top10前十大股东持股数量/总股本成立时间Age企业成立时间取自然对数企业成长性Growth(本期营业收入-上期营业收入)/上期营业收入经营活动现金流量Ocf经营活动净现金流量/总资产摇 摇(三)模型构建为检验增值税减税与全要素生产率之间的关系,本文设定基准模型如下:TFPi,t=琢0+琢1Treati伊 Postt+A忆Controlsi,t+着i,t(1)其中,TFP 代表上市公司的全要素生产率,Treat 伊 Post 代表增值税减税政策,Controls 为一系列控制变量,着 为残差项。此外,本文还控制了年份和个体固定效应。如果系数 琢1显著为正,就表明增值税减税提升了制造业企业的全要素生产率。四、实证结果与分析(一)描述性统计分析主要变量的描述性统计结果见表 2。结果显示,采用 OP 法计算的全要素生产率(TFP)的均值为 16郾 103,最大值和最小值分别为 18郾 282和 14郾 567,标准差为 0郾 780,这一结果与现有文献12基本 一 致。企 业 分 组(Treat)的 均 值 为0郾 833,表明有 83郾 3%的样本公司为制造业企业,这与上市公司中制造业企业占比较大的现实情况相符。时间分组(Post)的均值为 0郾 662,说明有 66郾 2%的样本为 2018 年及之后的样本,样本的年度分布较为均衡。另外,控制变量的86第 39 卷摇 第 1 期程新生,刘振华,修浩鑫:增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率?统计特征也与现有文献保持一致,并且均值与中位数基本相当,表明这些控制变量呈现正态分布。表 2摇 变量的描述性统计结果变量平均值标准差最小值中位数最大值TFP16郾 1030郾 78014郾 56716郾 01418郾 282Treat0郾 8330郾 373011Post0郾 6620郾 473011State0郾 2490郾 433001Size22郾 1571郾 13220郾 06922郾 04425郾 628Lev0郾 3890郾 1830郾 0630郾 3800郾 864Roa0郾 0370郾 077-0郾 3640郾 0410郾 204Cash0郾 1750郾 1150郾 0210郾 1460郾 574Ppe0郾 1990郾 1340郾 0040郾 1740郾 598Top100郾 5800郾 1420郾 2490郾 5870郾 883Age2郾 9070郾 3121郾 0992郾 9447郾 611Growth0郾 1590郾 336-0郾 5080郾 1091郾 900Ocf0郾 0540郾 065-0郾 1290郾 0520郾 238摇 摇(二)基准回归结果分析本文首先进行 PSM 匹配以降低处理组与对照组之间固有的样本特征差异。选取控制变量作为影响全要素生产率的协变量,采用 1颐 2的比例进行有放回的最近邻匹配。协变量匹配差异检验结果虞显示,处理组和对照组在匹配后,协变量的偏差显著降低且不存在显著差异,匹配效果较好。在验证基准回归之前,本文还进行了单变量分析检验。结果愚表明,与对照组相比,处理组的全要素生产率在减税政策实施后有了明显提升,说明增值税减税政策的实施确实对制造业企业全要素生产率起到了提升作用。本文利用模型(1)检验增值税减税对制造业企业全要素生产率的影响,实证结果如表 3 所示。其中,列(1)报告了未加入控制变量条件下的回归结果,Treat 伊 Post 在 10%的水平下显著且回归系数为正。列(2)加入了全部控制变量,Treat 伊Post 在 5%的水平下显著且回归系数为 0郾 067。列(1)和列(2)的结果均说明,增值税减税确实减轻了制造业企业负担,对全要素生产率起到了提升作用,H1 得到验证。表3摇 增值税减税影响全要素生产率的基准回归结果(1)(2)Treat 伊 Post0郾 052*(1郾 81)0郾 067*(2郾 46)State-0郾 124*(-2郾 25)Size0郾 230*(6郾 53)Lev0郾 113(1郾 11)Roa0郾 498*(3郾 72)Cash-0郾 023(-0郾 24)Ppe-0郾 589*(-1郾 89)Top10-0郾 518*(-2郾 30)Age0郾 769*(3郾 30)Growth0郾 160*(6郾 32)Ocf0郾 477*(2郾 81)年份和个体固定效应是是常数项15郾 84*8郾 957*(1 134郾 48)(9郾 53)观测值3 5843 584R20郾 1620郾 356摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值;回归系数的标准误在公司层面进行了 Cluster 调整。摇 摇 另外,控制变量的显著性和系数符号也与已有文献基本一致。其中,企业规模(Size)、盈利能力(Roa)、成立时间(Age)、企业成长性(Growth)、经营活动现金流量(Ocf)与全要素生产率显著正相关,说明企业的规模越大、盈利能力越强、成立时间越久、成长性越高、经营活动现金流量越充裕,其全要素生产率就越高;企业性质(State)、固定资产水平(Ppe)、股权集中度(Top10)与全要素生产率显著负相关,说明非国有性质、固定资产占比较低、股权相对分散的企业,其全要素生产率相对较高。96北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期摇 摇(三)稳健性检验1郾 平行趋势检验进行 DID 的前提是处理组和对照组在政策发生前具有平行趋势,即处理组和对照组的结果变量在增值税税率下调政策实施之前具有相同的变动趋势。而且,基准回归结果反映的是减税对全要素生产率的平均影响,这一检验结果并不能反映处理组与对照组在政策实施前后不同时间段内受影响的差异,基准回归结果也有可能是由其他因素造成的。为验证基准回归结果的稳健性,本文参考 Jacobson et al.22所采用的事件研究法进行检验,并构建以下模型。TFPi,t=茁0+移2020t=2016茁tTreati伊 Postt+B忆Controlsi,t+着i,t(2)其中,在观测年时 Post 取值为 1,否则为 0。本文以政策实施前的 2017 年作为基准年,估计系数 茁t表示第 t 年处理组与对照组之间全要素生产率的差异相对于 2017 年差异的大小。如表 4 的列(1)所示,Treat 伊 Post2016不显著,说明处理组和对照组在减税政策实施前并不存在明显的差异,即满足平行趋势假设。相比之下,Treat 伊 Post2018、Treat 伊 Post2019以及 Treat 伊 Post2020分别在 1%、10%和 1%的水平下显著且回归系数均为正,并且 Treat 伊 Post2020的系数值明显高于之前年份,意味着增值税减税不仅提升了制造业企业全要素生产率,还表明 2019 年增值税税率的下调进一步强化了增值税减税效果。2郾 安慰剂检验本文采用反事实方法将真实的政策变动时间提前一年,即令 2017 年为虚拟的增值税税率下调变动时点,然后检验 Treat 伊 Post。Treat 伊Post 如果显著且系数为正,说明构造的虚拟处理效应是存在的,即基准回归中企业全要素生产率的变化是由其他偶然因素所导致的;Treat 伊Post 如果不显著,说明 2018 年启动的增值税税率下调政策的实际效应是可信的。表 4 的列(2)展示了安慰剂检验的回归结果,其中 Treat 伊Post 的系数为正但变量不显著,说明基准回归结果是可信的。3郾 更换被解释变量基准回归中,全要素生产率采用 OP 方法计算,本部分采用 LP 法计算的全要素生产率(TFP_lp)进行稳健性检验。需要说明的是,匹配后的观测值为 3 682,大于基准回归中的 3 584,原因是采用 OP 法计算的全要素生产率剔除了“购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金净额冶小于等于 0 的样本舆。LP 法使用购买商品、接受劳务支付的现金净额的自然对数值来测度中间品投入,该值一般为正,不易造成样本损失,故而采用 LP 法的观测值略大于 OP 法。如表 4 的列(3)所示,Treat 伊 Post 依然在 10%的水平下显著且回归系数为正,说明本文的研究结论不受全要素生产率计算方式变更的影响。4郾 改变 PSM 匹配方式基准回归采用 1颐 2最近邻匹配方式对处理组与对照组进行匹配,在稳健性检验部分改变匹配方式,采用 1颐 1最近邻匹配方式进行匹配。结果如表 4 的列(4)所示,Treat 伊 Post 在 10%的水平下显著且回归系数为正,说明在改变样本匹配方式的情况下,增值税减税对制造业企业全要素生产率依然具有提升效应。5郾 剔除 2016 年样本2016 年 5 月,“营改增冶在全国范围内全面推开,该事件可能会对企业当年的增值税税负造成影响,进而影响全要素生产率。为避免本文的研究结论受到“营改增冶事件的干扰,本文将 2016年数据剔除,仅保留 20172020 年数据。如表 4的列(5)所示,Treat 伊 Post 依然在 1%的水平下显著且回归系数为正,表明排除“营改增冶事件的影响后,研究结论依然成立。6郾 调整回归模型基准回归采用的是控制年份个体的方法,为保证数据结果的稳健性,本文对模型(1)进行调整,采用控制年份行业的方法对数据进行重新回归。新设立的模型如下:TFPi,t=酌0+酌1Treati+酌2Postt+酌3Treati伊 Postt+C忆Controlsi,t+着i,t(3)表 5 的列(1)展示了未加入控制变量的回归结果,其中交乘项 Treat 伊 Post 的回归系数为正,变量显著性水平接近 10%(T 值为 1郾 610)。列(2)中加入了控制变量之后,Treat 伊 Post 在 1%的水平下显著且回归系数为正。这说明调整回归模型后,检验结果不变。07第 39 卷摇 第 1 期程新生,刘振华,修浩鑫:增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率?摇 摇表 4摇 稳健性检验结果平行趋势检验安慰剂检验更换被解释变量改变 PSM 匹配方式剔除 2016 年样本(1)(2)(3)(4)(5)Treat 伊 Post20160郾 026(0郾 93)Treat 伊 Post20180郾 075*(3郾 03)Treat 伊 Post20190郾 063*(1郾 78)Treat 伊 Post20200郾 099*(2郾 95)Treat 伊 Post0郾 0300郾 053*0郾 049*0郾 087*(1郾 00)(1郾 71)(1郾 69)(3郾 05)控制变量是是是是是年份和个体固定效应是是是是是常数项8郾 980*8郾 997*5郾 795*9郾 307*8郾 670*(9郾 57)(9郾 47)(5郾 43)(10郾 22)(7郾 84)观测值3 5843 5843 6822 4773 005R20郾 3570郾 3530郾 3690郾 3400郾 321摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值;回归系数的标准误在公司层面进行了Cluster 调整。摇 摇 7郾 DID 检验基准回归采用 PSM鄄DID 方法进行实证检验,但 PSM 可能天然存在样本选择问题,为保证结论的稳健性,我们利用原始数据直接进行 DID 检验。如果结论依然成立,则说明基准回归的研究结论不受 PSM 样本选择问题的影响。表 5 的列(3)和列(4)展示了 DID 的回归结果。当未加入控制变量时,列(3)中 Treat 伊 Post在 5%的水平下显著且回归系数为正。在列(4)加入控制变量之后,Treat 伊 Post 的回归系数为正,变量显著性水平接近 10%(T 值为 1郾 636)。总体而言,基准回归的研究结论是稳健的。五、进一步分析(一)异质性分析前文实证检验结果表明,增值税减税提升了制造业企业全要素生产率。然而我国经济系统中企业类别多样,而且减税之前各类企业原本承受的税收负担或者遭遇的发展瓶颈存在差异9,这意味着减税对不同类别企业的影响效果可能会有所不同。因而,要了解减税对于微观主体的提振作用,提出有针对性的政策建议,就有必要精准掌握减税对企业全要素生产率的异质性影响。1郾 基于市场竞争地位的异质性分析增值税的税负可以在上下游企业之间转嫁,而竞争地位正是影响企业税负转嫁能力的核心因素。竞争地位实质上代表了企业在上下游产业链条上的“定价权冶,竞争地位高的企业更有可能享受到丰厚的减税成果。比如,童锦治等23发现,在减税之后,行业中竞争力大的企业可以通过提高销售价格或降低采购价格的方式将增值税税负转嫁给下游或上游企业,从而获得更大的减税收益。由此看来,企业的竞争地位越高,就越容易享受增值税减税带来的红利。本文选用勒纳指数衡量企业市场竞争地位。勒纳指数的度量方式为:(营业收入-营业成本-销售费用-管理费用)/营业收入。勒纳指数越大说明企业在行业内的定价能力越强,竞争地位越高。本文按照“年度行业冶中位数将勒纳指数划分为两组,将高于“年度行业冶中位数的样本定义为高竞争地位企业,否则定义为低竞17北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期摇 摇表 5摇 调整回归模型与 DID 的检验结果(1)(2)(3)(4)Treat1郾 129*0郾 974*(5郾 34)(5郾 87)Post0郾 109*0郾 107*(2郾 19)(2郾 86)Treat 伊 Post0郾 0820郾 117*0郾 044*0郾 019(1郾 61)(3郾 20)(2郾 20)(1郾 63)控制变量否是否是年份和行业固定效应是是年份和个体固定效应是是常数项15郾 290*5郾 526*15郾 890*5郾 677*(145郾 61)(23郾 33)(2,369郾 65)(14郾 86)观测值3 5843 58410 93510 935R20郾 1620郾 6080郾 2050郾 781摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值;回归系数的标准误在公司层面进行了Cluster 调整。争地位企业。如表 6 的列(1)和列(2)显示,Treat 伊 Post 在高竞争地位企业中显著且回归系数为正,在低竞争地位企业中回归系数为正,但变量不显著。这一结果说明,企业能够获取减税红利的大小与其所处产业链环节的市场势力密切相关。基于市场化原则,在减税政策发生之后,市场势力较强的企业有动机迫使产业链中市场势力较弱的企业让渡减税红利,因而增值税减税对全要素生产率的提升作用主要表现在竞争地位高的企业中。2郾 基于产权性质的异质性分析增值税减税对全要素生产率的提升作用可能在不同产权性质的企业之间存在差异。本文将产权性质按照实际控制人性质分为国有企业和非国有企业。回归结果如表 6 的列(3)和列(4)所示。国有企业样本中,Treat 伊 Post 在 5%的水平下显著且回归系数为正,但是在非国有企业样本中却不显著,说明增值税减税对全要素生产率的提升作用主要存在于国有企业样本中。这一结论与申广军等9的发现相同,即增值税税率下降对企业效率的提升效应仅在国有企业中显著。产生这一结果的原因可能包括以下三点。第一,增值税减税存在“税费替代冶效应,面对减税造成的财政压力,地方政府有动机加强非税收入弥补财政缺口,并且这一行为对非国有企业影响更大。一方面,非税收入征收的弹性空间更大24;另一方面,国有企业可以通过参与政府政策和法规制定,为企业谋求有利的发展环境,在地方政府强化非税收入征管的背景下,国有企业有能力获得更多的减免。赵仁杰、范子英24和彭飞等25分别基于增值税转型和“营改增冶对企业非税负担的影响展开研究,结果表明增值税改革所带来的税收收入下降会导致地方政府强化非税收入征管,并且加剧了非政治关联企业和中小初创企业的非税负担。第二,国有企业经济实力雄厚,更容易获得商业贷款、政府补贴等经济资源,在上下游产业链中一般居于主导地位,具有较高的议价能力,更有可能享受到实质性的减税成果。相比之下,非国有企业一般处于竞争激烈的市场环境之中,在上下游产业链中议价能力较弱,不得不采取让渡经济利益的方式保持原有的合作关系。第三,非国有企业的全要素生产率高于国有企业,意味着国有企业全要素生产率有着更大的上升空间。比如申广军等9就发现,与非国有企业相比,减税对国有企业资本和劳动的产出效率的提升作用更强。3郾 基于企业生命周期的异质性分析根据企业生命周期理论,企业的组织结构、现金流量、经营风格等因素会因发展阶段的不同而表现不一。据此推断,增值税减税对全要素生产率的提升效应会在企业的不同生命周期呈现不同的状态。本文采用现金流模式法将企业生命周期27第 39 卷摇 第 1 期程新生,刘振华,修浩鑫:增值税减税能否提高制造业企业全要素生产率?摇 摇表 6摇 基于市场竞争地位和产权性质的异质性分析检验结果市场竞争地位企业产权性质高低国有企业非国有企业(1)(2)(3)(4)Treat 伊 Post0郾 079*0郾 0410郾 092*0郾 055(2郾 16)(0郾 89)(2郾 27)(1郾 56)控制变量是是是是年份和个体固定效应是是是是常数项10郾 460*6郾 955*7郾 037*10郾 080*(8郾 90)(4郾 19)(3郾 77)(9郾 30)观测值1 7961 7889122 672R20郾 3980郾 3370郾 5250郾 338摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值;回归系数的标准误在公司层面进行了Cluster 调整。划分为成长期、成熟期和衰退期三类。回归结果如表 7 的列(1)列(3)所示,在成长期和衰退期企业中,Treat 伊 Post 的回归系数为正,但变量不显著;在成熟期企业中,Treat 伊 Post在 1%的水平下显著且回归系数为正,说明增值税减税显著提升了成熟期企业的全要素生产率。成长期企业由于进入市场的时间较短,并不具备较强的议价能力,而且企业正处于扩张阶段,经营尚不稳定,资源投入产出效率较低。而衰退期企业的销售额、利润、周转率等经营状况面临下滑,在供应链中逐渐丧失定价话语权;并且组织结构逐渐僵化,市场反应迟缓,对资源的利用效果不佳。上述因素造成减税对成长期和衰退期企业生产效率的提升效果不明显。与之相比,成熟期企业经营稳定、组织结构完善、利润充足,在产业链中一般占据优势地位,加之成熟期企业对产品市场日趋熟悉,研发和生产效率较高,因此,成熟期企业能够更为高效地利用好减税释放的政策红利,提升自身全要素生产率。4郾 基于区域市场化程度的异质性分析微观企业全要素生产率的提高由两方面因素构成,一是企业内部微观生产率的提高,二是企业间资源的优化配置。而企业间资源要素的配置效率会受到市场化程度的影响,高市场化地区经济资源错配的扭曲程度相对较小,减税带来的财富资源更容易被企业获取,对企业效率的提升作用也可能更明显。本文采用王小鲁等26编著的中国分省份市场化指数报告(2018)中各省份的市场化得分数据,根据“年度地区市场化得分冶进行分类。其中,“年度地区市场化得分冶排名前 1/3 地区的样本定义为高市场化地区样本,处于介于前 1/3地区与后 1/3 地区之间的样本定义为中市场化地区样本,处于排名后 1/3 地区的样本定义为低市场化地区样本。表 7 的列(4)列(6)展示了基于市场化程度分组的回归结果。在高市场化地区的样本中,Treat 伊 Post 在 10%的水平下显著且回归系数为正;中市场化和低市场化地区样本中,Treat 伊 Post的回归系数为正,但变量不显著,说明增值税减税对全要素生产率的提升效应主要存在于高市场化地区的样本之中。摇 摇(二)渠道检验前文理论分析提到,增值税减税有助于增加企业当期的经营活动现金流入,并可以通过增资扩产、增加研发投入、增加人力资本投入、提高资本配置效率等渠道提升企业全要素生产率。本文利用分组方法来检验前三个作用渠道,并构建“投资投资机会冶敏感性模型来验证资本配置效应。企业的要素投入主要受当期资金充裕程度的影响。作为一项全国性法规,增值税减税增加了企业当期经营现金净流量,可以在一定程度上弥补制造业企业因资金缺乏所导致的要素投入不足,充分挖掘产出规模、技术研发、人力资本投入不足的企业的效率提升潜能。对于前三个渠道检验而言,如果减税所带来的效率提升效应在要素37北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 1 期摇 摇表 7摇 基于企业生命周期和区域市场化程度的异质性分析检验结果企业生命周期区域市场化程度成长期成熟期衰退期低中高(1)(2)(3)(4)(5)(6)Treat 伊 Post0郾 0460郾 108*0郾 1210郾 1080郾 1070郾 048*(1郾 10)(2郾 61)(1郾 59)(1郾 48)(1郾 41)(1郾 74)控制变量是是是是是是年份和个体固定效应是是是是是是常数项7郾 674*7郾 155*11郾 060*7郾 559*7郾 328*9郾 152*(4郾 50)(4郾 28)(5郾 07)(2郾 43)(2郾 87)(9郾 38)观测值1 4401 2808641507502 684R20郾 4180郾 5030郾 4180郾 5740郾 2700郾