［提要］ 近年来，中国经济下行压力加大，实体投资率不断下滑，金融化现象愈演愈烈，如何提高实体经济投资回报率、防止实业盲目金融化，是推动经济持续健康发展的关键因素。本文以我国沪深A股非金融类上市公司为研究样本，实证检验所得税优惠对企业金融化的抑制作用。研究表明：所得税实际税负率与企业金融化之间显著正相关，即所得税优惠可以起到抑制企业金融化的作用。并从企业所得税负担着眼，为研究企业金融化提供新的视角，拓宽税收政策的经济影响。
关键词：所得税优惠；企业金融化；实体投资
中图分类号：F810.422 文献标识码：A
收录日期：2022年9月6日
当前，由于实体经济投资环境不佳，实体企业投资回报率下降，导致资本脱离实体领域，转向收益率更高的金融资产投资，资本错配导致经济结构严重失衡，实体经济发展缓慢，虚拟经济规模膨胀，这种现象被学界称之为经济“金融化”。实体经济是一国经济发展的根基，是立身之本。推动实体经济去“金融化”一直以来都是我国政府部门的重点工作之一。
普遍认为，企业金融化的主要动因在于实体和金融部门之间存在较大的收益率差距，资本逐利性驱使实体企业更加偏向于投资期限短且投资收益更高的金融资产，导致大量资金在金融体系内进行套利活动，实体企业主业投资受到阻碍，资本错配问题严重。长期来看，实体企业将资金过度投资于金融和房地产领域，导致企业缺乏资金进行设备更新和研发创新活动，削弱企业的市场竞争力，抑制企业的主业发展。因此，缩小实体和金融部门之间的收益率差距，着力提高实体经济的投资回报率，是抑制企业过度金融化的关键。
通过整理文献发现，现有的关于企业金融化的研究主要从管理层特征和公司治理的角度进行分析，只有少数文献研究涉及税负对企业金融化的影响，而围绕所得税优惠的相关研究则更为匮乏。与现有文献相比，本文的创新之处在于：第一，为企业金融化的研究提供了新的视角，考察所得税优惠对企业金融化的现实影响。本文研究所得税优惠对企业金融化的影响，既有利于识别降低所得税实际税负的去金融化效果，还可以为政府部门制定和实施差异化的税收优惠政策提供参考。第二，拓展了财税政策效果评估的广度。现有的文献中关于税收政策的研究主要集中在实体领域，如固定资产投资和企业技术创新，关于税收激励对企业金融投资的研究较为匮乏。鉴于此，本文对所得税优惠能否抑制企业金融化展开了研究。
一、理论分析与研究假设
所得税优惠会使企业的投资集中于某些存在所得税优惠的领域和行为，例如创新研发，而对没有所得税优惠的领域减少投资。所得税优惠政策作为一种事后激励，企业政策使用的自主性较强，由于所得税优惠政策需要通过企业运营来实现，企业需要进行持续的研发活动和创新绩效，以此来保证所得税优惠来源，而企业通过享受所得税优惠政策，降低了企业的实际税负，补充了企业的经营资金，为进一步开展研发活动提供了资金支持。两者是相辅相成、互相促进的关系。
当企业内部现金流出现紧缺时，企业需要借助外部融资实现固定资产投资，而采用固定资产加速折旧政策，可以使企业获得资金的时间价值，相当于政府提供了一笔无息贷款，一定程度上弥补了外部融资的成本，提高固定资产的投资收益率，对于资产负债率高和急需更新固定资产的企业来说，加速折旧政策所起到的“无息贷款效应”越明显，从而有助于固定资产投资，减少金融资产配置。
研发费用加计扣除、固定资产加速折旧以及优惠税率等所得税优惠政策，能显著增加企业利润，一定程度上缓解虚实经济的投资回报差，企业为了能持续享受优惠政策，将资金用于研发投资和固定资产投资的意愿增强。研发投资和固定资产投资等实业投资，能够增强企业的综合实力，扩大产品的市场占有率，为企业的高质量发展建立根基，企业为了实现长远发展、提高竞争力，更倾向于将所得税优惠节约的资金用于实业投资。由于一定时期内，企业的可用现金流有限，所得税优惠在促进实业投资的同时，会减少金融资产的投入，从而有效缓解金融化趋势。
基于以上分析，本文提出如下假设：
假设：所得税优惠与实体企业金融化呈显著的负相关关系，即企业所得税优惠可削弱实体企业金融化程度
二、研究设计
（一）样本选取与数据来源。本文选取2016～2020年沪深A股上市公司数据作为研究样本，出于数据准确性的考量，对样本数据做如下处理：（1）剔除金融和房地产行业上市公司。由于金融和房地产业金融投资属性较强，为避免对实证结果产生干扰，故予以剔除。（2）剔除ST、*ST类上市公司。（3）为保证样本数据为平衡面板数据，删除2016～2020年份不连续的样本企业。（4）剔除主要数据缺失的样本企业。（5）剔除所得税实际税负率异常（大于1或小于0）的样本企业。（6）为避免极端值使回归结果产生偏差，对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。经过上述处理，最终得到有效样本观测值8，970个。本文所选用的样本企业数据来自国泰安（CSMAR）数据库，并运用Excel和Stata软件对数据进行处理和分析。
（二）变量界定（表1）
1、金融化水平的界定。本文的被解释变量为企业金融化程度（Fin）。当前，学术界衡量企业金融化主要从投入端和收益端两个维度，即金融资产配置视角和金融收益视角。金融资产配置视角体现的是企业主动选择金融资产的行为，而金融收益视角体现的是企业对金融资产的被动依赖。本文以会计准则为基础，借鉴杜勇等（2017）的做法，从金融资产配置视角来衡量企业金融化程度，具体计算方法见表1。后续稳健性检验部分，从金融收益视角切入，以金融渠道获利占比来衡量金融化程度。
2、所得税优惠的界定。本文的解释变量为所得税实际税负率（ETR）。企业所得税的优惠方式包括税基式、税率式和税额式，但不管是哪种形式的优惠，结果都会体现为所得税实际税负率的下降。因此，以所得税实际税负率的高低代表企业享受的所得税优惠强度，具有一定的合理性和可行性。通过阅读文献发现，有的学者采用所得税费用与利润总额之比来计算所得税实际税负率，但是由于税会差异的存在，这种计算方法没有将递延所得税费用纳入影响，本文借鉴刘慧龙和吴联生（2014）的做法，利用经递延所得税纳税调整后的所得税实际税负率作为所得税优惠的代理变量，具体计算方法见表1。该指标为企业所得税优惠的逆向指标，企业所得税实际税负率越低，表明企业享受的所得税优惠力度越大；反之，所得税实际税负率越高，表明企业享受的所得税优惠力度越小。
3、控制变量的选取。为了控制其他因素对实证结果的影响，本文参考彭俞超等（2017）、杜勇等（2017）的研究，选取企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、盈利能力（ROA）、企业成长性（Growth）、现金持有（Cash）、经营活动现金流（CFO）作为控制变量。具体变量定义见表1。
（三）模型设计。为了验证假设，本文构建了所得税实际税负率与企业金融化的计量模型：
Fini，t=β0+β1ETRi，t+β2Sizei，t+β3Levi，t+β4ROAi，t+β5Growthi，t+β6Cashi，t+β7CFOi，t+∑Year+∑Industry+εi，t
其中，i、t分别代表企业和年份，βj（j=1，2，…，7）为各变量的回归系数，εi，t表示随机误差项。此外，为了控制年份固定效应和行业固定效应，捕捉经济周期和行业异质性特征，本文加入了年份哑变量（Year）和行业哑变量（Industry）。在计量模型中，本文主要关注所得税实际税负率的回归系数β1，若回归系数β1显著为正，则表明所得税优惠能显著抑制企业金融化，也就验证了本文的假设。
三、实证结果分析
（一）描述性统计。表2为变量的描述性统计结果。从表2可以看出，企业金融化程度Fin均值和中位数分别为0.0400和0.0100，说明本文选取的样本公司平均金融资产配置水平不高；Fin 最小值和最大值分别为0和0.404，说明样本企业间金融资产配置水平差异较大，少数样本企业金融资产达到总资产的40%以上，这也符合当前实体企业的现实情况。所得税实际税负率ETR均值和中位数分别为0.197和0.187，样本企业平均所得税实际税负率水平为19.7%，低于25% 的法定税率，说明我国出台的一系列所得税优惠政策起到了降低企业税负的作用；ETR最小值和最大值分别为0.018和0.535，少数样本企业所得税实际税负率远小于或远大于法定税率，个体之间差距较大，也间接反映样本企业享受到的所得税优惠政策存在较大差异。主要变量存在较大差异，为接下来的实证分析提供了较好的数据基础。模型中控制变量的描述性统计结果与现有文献基本保持一致。（表2）
（二）相关性分析。表3为变量的相关系数矩阵。数据结果显示，所得税实际税负率与企业金融化在1%的水平上显著，相关系数为0.029，说明所得税实际税负率与企业金融化之间存在正相关的关系，初步证实了所得税优惠可以降低企业金融化程度。其余控制变量均在5%以上水平显著，说明本文选取的控制变量较为合理。通过共线性诊断发现，各变量方差膨胀因子（VIF）最大值为1.81，所有变量方差膨胀因子的均值为1.4，远小于经验值10，说明本文选取的变量未出现多重共线性的问题。（表3）
（三）基准回归结果。表4为所得税实际税负率与企业金融化的回归结果。列（1）和列（2）为混合效应下的回归结果，列（3）和列（4）为行业和年份固定效应下的回归结果，两种模型下加入控制变量后回归结果均显著为正。列（1）和列（3）是未加控制变量的回归结果，列（2）和列（4）是加入控制变量的回归结果，两种模型下加入控制变量后回归系数增加，说明本文选取的控制变量是合理有效的。列（2）和列（4）回归结果显示所得税实际税负率与企业金融化显著正相关，表明所得税实际税负率越低，即所得税优惠程度越大，企业金融化程度越低，验证了本文的假设。（表4）
从成本效应的角度来看，所得税优惠通过降低实体投资税收负担，降低企业实体投资成本，提高企业实体投资的预期利润，激励企业进行创新投资和固定资产投资，进而抑制企业投机套利的金融化行为。从风险补偿的角度来看，实物资产相比金融资产流动性低并且回报周期长，投资期间的不确定性风险大，导致金融资产投资偏好更强。所得税优惠可以降低实体投资的税负，降低了实体投资的成本和不确定性风险，从而激励企业将资源配置到实体投资领域。
（四）稳健性检验。更换企业金融化的度量方式。本文主回归部分从金融资产配置视角切入，以金融资产投资倾向衡量金融化程度。为了保证实证结果的稳健性，借鉴刘贯春（2017）的做法，从金融收益视角切入，以金融资产投资收益占比代表金融化程度，金融渠道获利包括投资收益、公允价值变动损益以及其他综合收益，由于少数样本企业营业利润为负值，采用营业利润的绝对值进行标准化处理，具体公式为：
企业金融化（Fd）=（投资收益+公允价值变动损益+其他综合收益-营业利润）/营业利润绝对值
表5为金融收益视角衡量企业金融化的回归结果，列（1）和列（2）是混合效应回归结果，列（3）和列（4）是双向固定效应回归结果。实证回归结果表明，从金融收益视角切入的金融化回归结果在 1% 的水平上依然显著正相关，并且回归系数相比于金融资产配置视角有了很大提升，说明所得税优惠抑制企业金融化的强度有所增加，再次验证了本文结论的稳健性和可靠性。（表5）
四、抑制企业过度金融化的税收政策建议
理论上讲，税收政策扭转企业金融化的关键，在于税收优惠政策通过降低企业税负，降低企业当期的资金压力，增加经营活动现金流，企业为了增加市场竞争力，就会进行主业投资，从而抑制金融化的趋势。因此，利用好所得税优惠政策，可以在一定程度上削弱企业金融化。第一，在适当的条件下，政府要加大税收优惠力度，激发企业实体投资积极性。本文的研究发现，所得税优惠能够显著抑制企业金融化，因此要进一步加强所得税优惠政策的激励作用，降低企业实体投资成本，引导企业加大创新和固定资产投资，为振兴实体经济提供政策支持。政府要不断优化和完善所得税优惠政策结构，注重所得税直接优惠和间接优惠的协调配合，避免政策叠加。第二，进一步扩大固定资产加速折旧政策的适用范围。固定资产加速折旧政策允许企业在前期多提折旧，降低前期的企业所得税应纳税额，但是企业整体的折旧总额和应纳税所得额并没有变，对政府税收收入的影响不大，加速折旧政策起到了延迟纳税的作用，相当于政府向企业提供了一笔无息贷款，从而减少了企业通过购买金融资产获利的行为。虽然在2019年，财政部和国家税务总局对全体制造业实施了固定资产加速折旧政策，但作用效果仍然有限。为了抑制企业过度金融化，应该扩大固定资产加速折旧政策的适用范围，让更多企业享受到政策红利。
（作者单位：北京工商大学）
主要参考文献：
［1］张成思，张步昙.中国实业投资率下降之谜：经济金融化视角［J］.经济研究，2016.51（12）.
［2］杜勇，张欢，陈建英.金融化对实体企业未来主业发展的影响：促进还是抑制［J］.中国工业经济，2017（12）.
［3］彭俞超，韩珣，李建军.经济政策不确定性与企业金融化［J］.中国工业经济，2018（01）.
［4］文春晖，李思龙，郭丽虹，余晶晶.过度融资、挤出效应与资本脱实向虚——中国实体上市公司2007-2015年的证据［J］.经济管理，2018.40（07）.
［5］白旭云，王砚羽，苏欣.研发补贴还是税收激励——政府干预对企业创新绩效和创新质量的影响［J］.科研管理，2019.40（06）.
［6］刘慧龙，吴联生.制度环境、所有权性质与企业实际税率［J］.管理世界，2014（04）.
［7］刘贯春.金融资产配置与企业研发创新：“挤出”还是“挤入”［J］.统计研究，2017.34（07）.
［8］黄贤环，王瑶.加速折旧企业所得税政策与实体企业金融化——基于2014年固定资产加速折旧政策的准自然实验［J］.证券市场导报，2021（02）.
|
