企业税负、虚拟经济发展与工业企业金融化

奥鹏网院作业

企业税负、虚拟经济发展与工业企业金融化*
——来自A股上市公司的证据
庞凤喜 刘 畅
[提 要] 税收负担是否成为倒逼实体经济企业向金融投资领域进军的重要动因？虚拟经济发展在企业税负与企业金融化之间的关联效应如何？本文使用2010—2016年A股工业企业财务数据进行实证研究，结果表明：(1)微观税负能显著提高工业企业金融资产配置水平；(2)相较于国有企业，非国有企业税收负担的金融化效应更为明显；(3)虚拟经济发展将放大税负水平对企业金融化的正向作用。
[关键词] 企业税负；企业金融化；虚拟经济发展
一、引言
作为国民经济的重要支柱，实体经济是国家兴旺的根基与源泉，既为经济腾飞提供源源不断的内在动能，也为各项产业的发展创造必要条件。21世纪以来，诸多因素交相叠加，共同诱致传统的工业企业与虚拟经济投资回报率出现“剪刀差”趋向。随之而来的是，大量产业资本涌入收益率更具吸引力的虚拟经济行业，直接引致虚拟经济对资本产生较强的“虹吸效应”。而宏观经济虚拟化趋势在微观层面则集中反映为实体经济的金融化倾向。置身“后金融危机”时代，作为实体经济代表的制造业企业利润增长大多较为疲软，特别是该类企业往往容易陷于经营风险高、税费负担重、利润水平偏低等制约性因素共同引致的困境之中。由此所形成的市场竞争劣势，将可能在很大程度上使企业改变资金流向，使部分资本选择性注入投资回报率相对较高、制度性交易成本偏低的虚拟经济，从而加速企业的金融化取向。而工业企业过度金融化将加剧“去工业化”和资产泡沫化矛盾，削弱工业特别是制造业的发展基础(何青等人，2016)。
近年来，受虚拟经济发展影响，实体经济企业热衷于投身股票、房地产及委托理财等金融活动，力图实现从生产及服务领域向金融领域偏移的造富计划，致使巨量的产业资本以金融资本的身份“亮相”，资金脱离实体经济而在虚拟经济领域“空转”的现象广泛存在(文春晖和任国良，2015；杜勇等人，2017)。笔者对2011—2016年我国A股上市工业企业虚拟经济投资的绝对额和相对水平进行了测算，在进行相对水平的测度时，借鉴谢家智等人(2014)的做法，以“金融资产占企业总资产的比例”进行衡量。其中，金融资产包括交易性金融资产、发放贷款及垫款、持有至到期投资和投资性房地产等。金融投资相对水平六年间总体呈现上升趋势。具体而言，2011—2013年保持在1.56%～1.6%区间浮动，2014年出现陡升，并于2015年达到2.91%的峰值，转年微幅回落至2.76%水平。虚拟经济平均投资额则呈现为虚拟经济投资持续刚性扩增态势，由2011年的9 713.65万元一路飙升至2016年的31 417.45万元。与金融资产配置水平相对应的是，企业虚拟经济投资额同样在2014年出现激增。而2014—2016年实体经济企业配置虚拟资产的显著升温，主要缘于重点城市房价暴涨和股市“春天”的叠加影响，从而引致实体经济企业的“脱实向虚”倾向。
在实体经济与虚拟经济的互动关系上，虚拟经济作为实体经济发展的“助燃器”，可在一定程度上形成对实体经济的“反哺”。但企业在谋求自身发展的过程中，因资本逐利而引发的企业金融化行为，不仅大量消耗实体经济发展所需的宝贵要素资源，还将加剧实体经济波动，甚至引发虚拟经济泡沫破裂，最终演化为金融危机。为此，中共中央政治局于2016年12月9日召开会议并明确提出要大力振兴实体经济，党的十九大报告也指出建设现代化经济体系必须把发展经济的着力点放在实体经济上，美国新任总统特朗普一上任即强调“让制造业回归”，事实上都是基于相同的考虑。
当前，我国学者多从宏观视域切入，对虚实经济体的联动与背离关系展开了大量的理论与实证探讨，如刘骏民和伍超明(2004)、胡晓(2015)。而从微观视角出发剖析企业金融化的研究成果，则多为对企业金融化之诱致效应的探讨，如Orhangazi(2006)、张成思和张步昙(2016)检验了金融化对实业投资率的影响；杜勇等人(2017)实证分析了金融化对企业未来主业发展的影响；谢家智等人(2014)、王红建等人(2017)检验了金融化对企业创新的引致效应。
而在企业金融化的诱致因素分析中，尽管学者已在股东价值观念的压力、企业经营观念转变、实体投资获利能力下降、公开资本市场契机等方面进行了较多规范分析，但在实证方面，仅有刘骏民和伍超明(2004)从虚实经济体收益率差异引致投资冲动角度、文春晖和任国良(2015)从上市公司终极控制权分工维度、罗来军等人(2016)从银行融资视角进行了实证检验。而在我国当前的税制体系下，超过90%的税收直接由企业提供，以企业税为绝对主导。因此，从民营实体经济企业家“跑路”海外诉“中国综合税负高出美国35%”，到“企业‘死亡税率’之争”，微观税负是否成为倒逼实体经济企业向金融投资领域进军的重要驱动因素？而在虚拟经济蓬勃发展的语境下，虚拟经济状况在企业税负与企业金融化之间的关联效应如何？以上均是本文接下来着力探究的问题。
总体而言，本文有如下三个层面的贡献：第一，现有文献从宏观层面着眼，尽管能从整体上把握“脱实向虚”的演进趋势，但不能捕捉到微观企业行为的异质性因素。本文以微观企业税负为切入点，探究税负在企业金融化动因中的内生驱动效果，为经济金融化的形成机制提供来自新兴市场的微观证据。第二，本文跳出企业金融化研究的传统视角，阐释了税负水平与企业“脱实向虚”倾向间的内在逻辑，并对企业税负能否成为企业金融投资行为的重要扰动因素进行了实证检验，是对企业金融化研究领域的进一步拓展与深化。第三，尽管金融化行为发轫于企业对其“成本—收益”状况的权衡，但同样也受到外部环境牵动，特别是不可避免地会受到虚拟经济发展状况的影响。因此，在考查微观税负对实体企业金融化影响的同时，本文还探讨了虚拟经济环境因素对二者关系的调节效应。
二、理论分析与研究假说
(一)微观税负与工业企业金融化
部分学者认为，企业获利能力危机是企业金融化的发展源起。当实业部门投资回报率不断下降时，产业资本将被迫抽离生产领域，并转移至利润更为丰厚的资本市场(Krippner，2005)。与此同时，在金融化背景下，资本市场由“耐心型”转向“急躁型”，经济主体主动强化短期回报率也使得企业金融化不断蔓延。在微观经济学的厂商理论中，生产者的行为目标是分析的出发点，该目标通常被假定为利润最大化，而企业的逐利特征又诱使其对收入流、支出流及两者的组合模式倍加关注，并聚力扩大收入规模、压缩支出流量，以此整体提高投资回报水平。
在支出流维度的企业税负方面，税收负担是削弱企业利润的重要减项。具体而言，企业不仅是商品流转环节中增值税、消费税等流转税[注]尽管流转税具有可转嫁性，但受各种因素的叠加影响，部分流转税难以完全转嫁；即便在理想情况下，前期税收垫款也将扰动企业流动性，抬高企业融资成本。的直接缴纳者，在利润分配环节，企业利润还将被企业所得税进一步切割，而企业承担的该项税款就占据税收总收入的五分之一。显然，我国企业是税收负担的主要直接承担者，或至少名义上如此(庞凤喜和刘畅，2017)。与之相对应，企业税负也成为扰动企业盈利与增长最为重要的因素之一。对于税负水平较高的企业而言，通过提高轻量化的金融资产配置，降低实物资产，则为实现生产者行为目标创造了可能。
一方面，实体经济企业较高的税负水平，意味着企业成本的抬升及税后留利的削减，进而为实体经济企业在正常的生产经营活动之外寻找“收益补偿”创造了必要条件。而金融投资以资产配置轻量化、投资周期短、投资回报率高为表征，并且其资本增值不以实体经济为依托，可与实体运营并轨运行，因而易成为产业资本实现新一轮增值目标的理想通道。具体而言，企业税负水平的高下，不仅影响当期生产经营活动中企业的现金流量方向及水平，动摇企业当期盈余水平与利润留存，还将改变企业对投资边际收益和边际成本的预期，并改变投资方向，引导资金从“高负担—低回报预期”领域向“低负担—高回报预期”领域流动，借此形成企业金融化的行为趋势。
如图1所示，以从事实体经济运营的工业企业为例，假定企业第一轮投资全部为产业资本投资。税负水平上行，整体带动了企业总体负担的抬升。而作为企业支出流的升增项目，企业税收负担也必将折损其当期留存收益，并调整对实业投资的利润预期。在第二轮投资中，企业特别是投资回报率较为低迷的实体经济企业，将相机提高金融资产的配置份额，以此寻求利润补偿并平滑实体经济活动中的税负痛感，弥合虚实经济运营的利润差距。

图1 企业税负对企业金融化行为的作用路径
另一方面，我国税费征管体系与经济发展新业态的不适应与不匹配也是企业纳税人“弃实物资本而逐虚拟资本”的关键性影响因素之一。近年来，新业态、新兴交易类型不断涌现，法人盈利模式呈现出多元化趋势，新型收入形式层出不穷。而长期以来，我国税制体系的建立以传统实体交易为基础，与基于全球互联网的虚拟交易模式格格不入。而虚拟经济中全球不设界的交易、复杂且不断翻新的金融衍生品类型以及电子化的运营模式，致使部分新兴行业交易及虚拟经济收入难以追踪，在税收监管中仍处于“真空”状态，对于税负水平较高的法人纳税人显然具有更大吸引力，也因此而成为实体经济企业，特别是税负水平较高的企业趋之若鹜的“避税港湾”。据此，本文提出以下研究假说：
假说1 工业企业微观税负越重，其进行金融资产配置的水平越高。
(二)企业税负水平、虚拟经济发展与工业企业金融化
企业的投资决策不仅受其内源因素影响，而外部经济环境，如宏观经济环境中的经济周期、货币政策和财政政策同样能扰动企业的投资行为(姜国华和饶品贵，2011)。就外源因素中的虚拟经济发展状况而言，相关研究显示，虚拟经济蓬勃发展时，金融发展程度更高，企业对金融产品的选择愈加多元，金融投资的可选择性更强。同时，虚拟经济繁荣催生了更加发达的金融市场，广泛培育了与金融投资相对接的中介机构，帮助企业破除融资瓶颈，使其在充分享受投资便利化的同时，提升企业盈利的可能性(Kunt & Maksimovic，2002)。这也为企业配置更多金融资产创造了空间，并将导致企业金融资产对实业资产的挤出效应。此外，Tori & Onaran(2017)的研究发现，金融化对企业投资的挤出，在金融发展程度较高的地区更大。如果企业陷入“以钱炒钱”的发展模式，这将对实体企业主业的发展造成极为不利的影响。
而在虚拟经济发展的关联效应方面，部分学者认为，虚拟经济适度发展可以为企业投资提供更加充足的资金支持，减少信息不对称，促进企业投资规模扩大，进而提高企业的投资效率(沈红波等人，2010；张天顶和部强，2015)。但虚拟经济的迅猛发展也将加快金融泡沫集聚速度，这种非常态的宏观环境势必会抬升实体经济企业的经营成本。而相对更为丰厚的虚拟投资回报，也将压缩产业资本投资的相对利润空间。在实业投资利润低迷的语境下，对企业盈余水平产生负向影响的支出端，其凸显性不断放大。即使企业税负水平保持稳定，利润口径收窄也将致使企业税收负担被置于更为显著的位置，继而强化实体经济的“税痛”，诱致企业在实物生产循环之外寻找新的利润补偿渠道。而具体实现路径为，减低实体经济投资规模，腾挪资金进行金融投资，由此造成虚拟经济发展对两者的强化效应提升(Ran et al.,2009)。据此，本文提出以下研究假说:
假说2 虚拟经济发展将放大税负水平对企业金融化的正向效应。
三、研究设计
(一)模型设计及变量选择
为了检验以上假说，本文构建了如下两个基准回归模型：
ficlizni,t=α0+α1taxburdeni,t
+α2 ficlizni,t-1+α3lnzcfzlvi,t
+α4lnesseti,t+α5lnyylrlvi,t
+α6MRPIi,t+α7shrholdi,t
+α8equityi,t+εi,t
(1)
ficlizni,t=β0+β1lnfint+β2taxburden_fini,t
+β3taxburdeni,t+β4ficlizni,t-1
+β5lnzcfzlvi,t+β6lnesseti,t
+β7lnyylrlvi,t +β8MRPIi,t
+β9shrholdi,t+β10equityi,t+ εi,t
(2)
式中，αi和βi (i =1,2，…,10)为各自变量的回归系数；εi,t表示随机误差项。模型中所使用的变量及其描述如下(见表1)：
1.被解释变量。被解释变量为代表企业金融化水平的金融变量ficlizn。同时，基期金融化水平将形成下一年度金融投资的基础，故依照研究惯例，在模型中控制金融化水平的一期滞后项。
2.解释变量。具体包括：(1)企业税负(taxburden)。鉴于企业金融化程度既可能与企业本期经营活动所引致的总体税负水平息息相关，又被企业上一年度末利润分配过程中企业所直接负担的具有较高税收凸显性的企业所得税所左右。为此，本文选取企业综合税负率(alltax)和企业所得税负率(corpate)两个指标，并依据企业运营流程，分别采用综合税负率的当期项和企业所得税负的滞后一期项进行测度，以较为全面客观地反映企业税负水平对其金融化程度的诱致效应。(2)虚拟经济发展水平(fin)。参照姚景超和王进会(2013)的测算方法，选取金融机构各项贷款、股票成交额、原保险保费收入、期货总成交额、证券投资基金成交金额及债券余额之总额作为虚拟经济发展水平的代表性指标。(3)采用企业税负与虚拟经济发展水平的交叉项taxburn×fin(taxburn_fin)测度虚拟经济发展对企业税负与金融化的关联效应。
3.控制变量。本文选取了与企业性质、财务特征相关的控制变量，具体包括：(1)资产负债率(lnzcfzlv)。等于年末负债总额除以年末资产总额的对数值。近年来，虚拟经济的蓬勃发展及其超高的资本回报率激发了企业进行虚拟资产投资的高涨热情，而借由债务融资在以相对较低的资金成本换取超额回报的利益驱动下，将可能强化债务融资对虚拟资产配置的正反馈影响。同时，资产负债率越高，往往意味着企业不具备充分的现金流进行额外的金融资产投资，为此，资产负债率对企业金融化的影响方向有待进一步验证。(2)企业规模(lnesset)。使用年末资产总额的自然对数计量。随规模扩张，企业运用盈余管理手段提升企业经营绩效的能力随之增强，虚拟资本的配置水平相应提高，所以预期企业规模的系数符号为正。(3)营业利润率(lnyylrlv)。以“营业利润/总营业收入”的自然对数值表示。该指标反映了在考虑营业成本的情况下，企业通过经营获取利润的能力。通常情况下，企业盈利水平越低，通过虚拟投资改善现有经营状况的意愿越强烈；而与此同时，企业盈利空间越小，其资金充裕度越低，金融投资空间越狭小。因此，lnyylrlv符号尚难确定。(4)企业风险偏好(MRPI)。借鉴金豪和夏清泉(2017)的做法，采用企业管理者个人层面指标(性别、年龄、教育背景、财富状况、任职年限、持股比例)和企业层面指标(产权比率、短期风险资产比例、长期风险资产比例、长期资产适合率、核心盈利比率和流动负债比例)，通过主成分分析法对企业风险偏好进行综合评价。一般而言，风险追求型企业会增加对具有“高风险-高收益”特征的金融资产配置，而风险规避型企业则倾向于在熟悉的领域进行稳健投资，因而预计系数符号为正。(5)股权集中度(shrhold)。使用“第一大股东持股比例”表示。shrhold越大，表明企业股权集中度越高。在股权集中型的企业中，企业投资决策通常由大股东做出(刘华等人，2007)。而由于大股东的个体异质性，因而该指标的系数符号有待进一步验证。(6)企业股权性质的虚拟变量(equity)。设置非国有企业为0，国有企业为1。
表1变量设置

(二)样本数据来源与描述性统计
本文使用的企业数据来自国泰安CSMAR数据库工业行业企业的财务数据，时间跨度为2010-2016年。虚拟经济发展数据来自历年的《中国统计年鉴》。样本筛选上，本文剔除了：(1)ST，*ST和SST的样本企业；(2)财务数据缺失的企业；(3)营业利润率小于0，资产负债率小于0或大于1的企业，最终实际保留了9 801个观测值。除此之外，为降低异常值对计量结果的干扰，本文对0～1%与99%～100%间的连续变量进行了Winsorize缩尾处理。主要变量描述性统计如表2所示。
表2主要变量描述性统计

四、实证研究与稳健性检验
本文的实证研究分为以下两方面内容：一是检验税收负担对企业金融化的影响；二是验证外部虚拟经济环境发展是否会放大税负水平对企业金融化的正向作用，以此甄别税收负担及外部环境对企业金融化的作用路径。
(一)企业税负与企业金融化
表3报告了企业税负对企业金融化影响的计量结果。其中，第(1)列和第(2)列考查的是企业综合税负与虚拟经济投资的回归结果，第(3)列和第(4)列则是企业所得税负担的作用效应。
表3企业税负与工业企业金融化

注: *，**和***分别表示在10%，5%和1%的置信水平上显著；括号中为t值，下表同。
从企业综合税负来看，由表3第(1)列可知，企业金融化程度(ficlizn)与当期企业综合税负水平(lnalltax)呈现显著的正相关关系，且在1%的置信水平上通过了显著性检验，这与前文相关系数的统计结果总体一致，表明工业企业金融化水平受其当期综合税负水平影响，且随综合税负水平提升，企业对金融资产投资力度显著增强。在进一步控制其他变量的情形下，由第(2)列可知，企业金融化程度依然与当期企业综合税负率在1%的置信水平上显著，表明企业当年承担的综合税负水平越高，其增加虚拟金融资产配置的动力越充足，上述计量结果支持了假说1。
在企业所得税负方面，据表3第(3)列和第(4)列显示，企业金融化程度与上一年度企业所得税负率(corpatet-1)均呈现显著的正相关关系，且在1%的置信水平上通过了显著性检验，较为稳健地反映了企业所得税负水平对其金融资产配置的正向促进效果。
就控制变量而言，企业上一年度金融投资水平(ficliznt-1)系数显著为正，表明企业金融资产配置程度显著受其上期金融化水平的正向影响；营业利润率(lnyylrlv)系数为正，且在1%的置信水平上显著，表明企业盈利水平越高，其资产持有量越充足，金融资产配置空间越大；企业规模(lnasset)与企业金融化程度显著正相关，表明企业规模越大，金融资产配置水平越高；企业资产负债率(lnzcfzlv)系数显著为负，意味着随企业负债在企业资产中的占比提升，企业配置金融资产的空间有限；而对于企业风险偏好(MRPI)，风险追求型企业的金融资产配置程度较之风险规避型企业更高，也与现实情况相吻合；企业股权性质(equity)亦是影响企业金融化水平的因素之一。
从不同股权性质的企业看，税负水平对企业金融化的影响效果有所差异。如表4所示，第(1)列和第(2)列分别列示了非国有企业的计量结果，第(3)列和第(4)列为国有企业的回归结果。从中不难发现，从企业综合税负的系数来看，非国有企业显著为正，且通过了1%置信水平上的显著性检验；而国有企业系数为负，且不显著。表明非国有企业综合税负对其金融化水平产生显著的正向影响，而在国有企业中则较为微弱。这也在一定程度上表明，企业发展目标和政府控制程度在不同所有权性质企业间存在一定差异。具体反映为，非国有企业对税负的边际影响更为敏感，通过配置金融资产以缓冲税收对企业盈余的影响，这是基于非国有企业发展目标的现实选择。
表4非国有企业与国有企业：企业税负与工业企业金融化

从企业所得税而言，较之于国有企业，上一年度非国有企业所提供的企业所得税，对其当期金融化水平具有更为显著的正向效应，且在1%的置信水平上显著。而在国有企业内部，尽管系数符号为正，但未见显著，进一步验证了不同股权性质企业在进行金融资产配置时存在一定程度的动机差异。
(二)企业税负、虚拟经济发展与工业企业金融化
如表5示，第(1)列至第(3)列展示了虚拟经济发展对综合税负与企业金融化影响的计量结果，第(4)列至第(6)列为虚拟经济发展对企业所得税负之金融化效应的影响结果。在第(1)列中，综合税负与虚拟经济发展的交叉项(taxburn_fin)系数符号为正，且通过了1%置信水平上的显著性检验，表明外部虚拟经济发展显著扩大了综合税负对企业金融化的正向效应。在进一步控制lnalltax，lnfin和其他控制变量的第(2)列和第(3)列中，交叉项taxburn_fin符号依然显著为正，且解释变量系数保持稳定，表明虚拟经济发展对两者的扩大效应较为稳健。
表5企业税负、虚拟经济发展与工业企业金融化

在企业所得税负方面，由表5第(4)列至第(6)列可知，交叉项(taxburn_fin)系数符号依然显著为正，且在第(4)列和第(5)列中通过了1%置信水平的显著性检验，尽管第(6)列中系数显著性水平略有下降，但也进一步验证了虚拟经济发展显著放大了企业税负对企业金融化水平的正向作用。
(三)稳健性检验
就企业自身税负水平及虚拟经济发展对企业金融化的影响而言，模型的计量回归结果可能出现变量的内生性偏差。为此，本文对回归模型进行了稳定性检验。具体方法如下：在税负水平对企业金融化的影响方面，第一，按照企业所处区位，区分东部与中西部地区企业进行分组回归。第二，调整计量模型的时间跨度，将其缩短为2010—2014年。如表6所示，lnalltax与corpatet-1系数符号均为正，且除第(4)列中corpatet-1系数未见显著外，均通过了1%或5%置信水平上的显著性检验，总体上表明企业税负与企业金融化的计量结果较为稳健。第三，为解决企业税负与企业金融化间可能存在的双向因果关系，进一步参考Blundell & Bond(1998)的做法，采用两阶段系统矩估计法(two step system GMM)来克服两者的内生性问题。系统GMM估计方法采用内生变量的滞后项作为内生变量的工具变量，在一定程度上可以避免变量间互为因果的关系所造成的估计偏误。第(7)列和第(8)列报告了企业税负与其金融化水平的两阶段系统GMM估计结果。其中，一阶自回归检验AR(1)的p值为0.000 0,表明估计模型存在内生性问题；二阶自回归检验AR(2)中p值为0.325和0.212，表明内生性问题得到有效克服。此外，识别不足检验的统计值较为显著，且通过了过度识别检验，说明选取的工具变量较有效且具有相关性。同时，企业税负系数符号显著为正，因而企业税负对企业金融化的影响结果较为稳健可靠。
表6稳健性检验1：企业税负与企业金融化

在虚拟经济发展的影响方面，借鉴姚景超和王进会(2013)关于虚拟经济发展的衡量方法，将虚拟经济发展指标替换为virtl=m2/gdp。在表7第(1)列～第(4)列中，回归结果与前文的研究结论保持总体一致，交叉项系数均显著为正；在使用两阶段系统GMM估计的第(5)列和第(6)列中，变量符号及显著性依然保持稳定，AR(2)中p值为0.209和0.264，内生性问题得到有效解决，因而本文的研究结论较为稳健。
表7稳健性检验2：企业税负、虚拟经济发展与企业金融化

五、结论与启示
本文使用2010—2016年A股工业行业上市公司的财务数据，实证研究了工业企业税收负担对企业金融化的引致效果，并进一步考查了虚拟经济发展对两者关系的调节效应。实证结果表明，总体而言，工业企业税负水平与企业金融化程度呈现显著的正相关关系，即企业所承载的综合税负或企业所得税税负越重，其金融投资水平越高。第二，区分企业股权性质来看，相较于国有企业，非国有企业所承载的税收负担对其金融化水平的正向影响更为显著。第三，外部虚拟经济发展显著放大了税负水平对企业金融化的正向影响，是引致工业企业脱实向虚的一个不可忽视的因素。
相较于虚拟经济体，实体经济企业因投资回报率较低，致使其对微观税负水平的敏感性更强，而较为繁重的税收负担不仅会侵蚀企业的留利水平，还将对企业的投融资决策产生扭曲，引致企业的金融化取向，更有甚者将激发企业通过合法或非法手段隐匿财富以求减轻自身税负的动机。
据此，本文提出如下政策建议：其一，从宏观层面加快税制改革步伐，使其传导至微观经济主体层面，为不同类型纳税主体的税负结构优化创造空间。其具体操作要点在于：一是从增值税角度，进一步加快增值税规范步伐。具体包括继续简并税率档次，并适当降低税率，扩大增值税一般纳税人范围，着力减轻实体经济企业的增值税负担。二是从所得税维度，适当降低实体经济企业的所得税税负水平，为实体经济企业注入经营投资激励，并逐步引导金融资本回归产业本位。三是在适度降低企业主体税收负担的基础上，为维持宏观税负水平总体稳定，需在企业纳税主体与自然人纳税主体之间进行“有增有减”的税负调配，将税负施力重心向自然人偏移。而该目标的实现，有赖于借助现代化的信息技术手段获取自然人涉税信息并实质性实现部门间信息共享，从而为提高自然人税收贡献奠定坚实的征管基础，进而为形成不同经济主体间税收负担的合理消长创造可能。
其二，除税收负担之外，规费负担及企业各类成本的攀升，亦会对企业现金流形成瓶颈约束，从而掣肘企业发展。为此，从为实体经济企业发展服务的角度出发，首先，应着力降低土地使用成本，特别是针对国家重点扶持的实体经济企业、高端制造业企业给予财政支持与激励，以防止该类负担对企业选址造成冲击。其次，进一步完善社会保障制度，适当降低企业社保缴费水平。此外，降低制度性交易成本，以适应企业永续发展的现实需求，减少企业发展中的不确定因素。
其三，加强对虚拟经济的税收监控及征管。对现存的征管“盲区”，要在考量税收介入的可行性及合理性之余，采取切实有效的措施堵塞税收征管漏洞，推动虚拟经济理性回归。对不断涌现的新兴虚拟交易，需保障税收制度的实时跟进、税收监管的密切追踪，谨防制度漏洞对税基的进一步侵蚀。同时，相关部门应着力监测并防范虚拟经济泡沫的快速集聚，严防金融风险向实体经济蔓延，最终实现虚拟经济更好地为实体经济发展服务。
参考文献
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TAX BURDEN, FICTITIOUS ECONOMY DEVELOPMENT AND INDUSTRIAL ENTERPRISES’ FINANCIALIZATION ——Evidence from Chinese A-share Listed Companies
PANG Feng-xi LIU Chang
(School of Public Finance and Taxation, Zhongnan University of Economics and Law)
Abstract:Would tax burden become an important driving force for the real economy enterprises to invest in the financial investment? How does the fictitious economy play a coordinating role between enterprises’ tax burden and financialization? Using the industrial enterprises’ financial data of A-share market from 2010 to 2016, the results show as follows: First, tax burden can significantly improve the industrial enterprises’ allocation of financial assets. Second, compared with state-owned enterprises, the financial effect of tax burden on non-state-owned enterprises is more obvious. Third, the development of fictitious economy has significantly enlarged the positive impact of tax burden on financialization.
Key words:enterprise tax burden；financialization；fictitious economy development
* 庞凤喜、刘畅(通讯作者)，中南财经政法大学财政税务学院，邮政编码：430073，电子信箱：Fluency_16@126.com。
本文得到国家社会科学基金重点项目(18AJY024)的资助。感谢匿名评审人提出的修改建议，笔者已做了相应修改，本文文责自负。
(责任编辑：张雨潇)