結構性減稅背景下的企業金融化動機
——基于企業稅收負擔視角的實證研究

葉云龍，姜衛韜

（1．浙江萬里學院 商學院，浙江 寧波 315100；2．浙大寧波理工學院 商學院，浙江 寧波 315100）

一、引言

《福布斯》發布排名曾顯示，中國位列“稅負痛苦指數”全球第2名①數據來源：http：／／news．sohu．com／s2011／dianji－745／。。然而，自2008年開始，政府已經提出并實施了積極的結構性減稅費政策，以切實減輕實體經濟的“制度性交易成本”?？赡苡捎诮刀惤蒂M政策的真實效果容易被忽視[1]，較多企業還是認為其稅收負擔過重。

研究表明，較高的稅收負擔不僅在宏觀上扭曲市場資源的配置效率，促使企業提高加成率進行稅負轉嫁，導致要素邊際產出偏離社會最優水平，[2]進而損害企業的長期價值，而且還在微觀上直接影響企業收益或現金持有量，影響會計穩健性[3]、企業杠桿率[4]、企業投資[5][6]、企業創新[7－11]、企業價值或企業成長[12][13]等。就此而言，面對較重的稅收負擔，理性企業尋求以投資回報率為標準的“最優決策”可能導致實體企業的“資源錯配”傾向。當前不容忽視的一個現象是，企業會利用金融行業與其他行業間巨大的利潤率差異進行套利活動。[14]也正因如此，在金融業超額利潤率驅使下，理性企業家具有很強的動機配置收益率較高的金融資產，以緩解稅收政策對企業收益或資金流的沖擊。事實上，熱衷于金融資產配置是當前上市公司的一個典型特征，[15][16]然而過度金融化直接擠壓中國實業投資率，[15]影響企業創新[17][18][19]、企業績效[20]、資本積累[21][22][23]，進而削弱金融業對實體經濟的服務功能，拖累持續推進的供給側結構改革。遺憾的是，鮮見文獻從經濟金融化視角探究企業稅收負擔的投資決策的經濟后果。因此，從稅收負擔與企業金融化之間的關系視角展開研究有助于提高科學減稅政策的經濟效應，對減稅降費等促進實體經濟高質量發展的政策具有重要參考價值。

基于此，文章以企業稅負變化作為切入點，以中國非金融上市公司為分析對象，研究稅收負擔對企業金融化的作用機制及其理論邊界。研究發現，企業的稅收負擔越重，其金融化程度越高。相較于國有企業，稅收負擔對民營企業金融化的促進效應顯著更強。進一步檢驗還發現：金融資產與實體資產利潤率差距越大，且企業擁有的市場勢力越弱，稅收負擔對企業金融化的加劇效應越顯著，從而進一步論證了研究結論的理論邏輯。

文章的主要貢獻如下：首先，基于企業稅負變化的視角，豐富與深化稅收負擔作用于微觀經濟主體的理論路徑及其經濟后果的相關研究。不同于以往討論稅收負擔的諸如會計穩健性、企業杠桿率、企業投資、企業創新、企業價值或企業成長等經濟后果的文獻，文章探究稅收負擔對實體企業金融化的作用路徑及其經濟后果，豐富并拓展了稅收負擔對企業投資決策的經濟后果研究。其次，拓展與深化企業金融化的動機研究，進一步厘清實體經濟“脫實向虛”的制度誘因。已有文獻更多地將企業金融化的動因研究嵌于對企業金融化的經濟后果討論之中[21][22][23]，有些文獻從GDP周期性、廣義貨幣M2、法定準備金及股票指數[16]以及經濟政策不確定性[24]等經營環境視角研究企業金融化的動機。與之不同，文章以企業稅負變化作為切入點，研究實體企業金融化的制度動因。這不僅推進制度特征與企業金融化之間關系的研究積累[25][26][27]，而且從稅收負擔變化的角度進一步挖掘了實體企業“脫實向虛”的制度誘因，拓展并深化了既有企業金融化動因[16][24]研究。

二、文獻回顧與假設發展

根據我國現行稅制，企業應繳納增值稅、消費稅、企業所得稅、城市維護建設稅、教育稅金及附加、印花稅、車船稅、房產稅、城鎮土地使用稅等稅種。就一般制造業企業的主要稅種而言，企業通常需按應稅收入16%、流轉稅額7%、應納稅所得額25%分別交納增值稅、城鎮維護建設稅、企業所得稅，企業綜合稅負總體偏高①例如，中金公司首席經濟學家梁紅團隊認為，中國企業的稅費負擔在全球比較中依然偏高，企業綜合稅率達到67%，遠超世界均值40．5%（數據來源：http：／／www．sohu．com／a／211617187＿691677）；以報喜鳥（002154）為例，2017 年度應承擔的增值稅、企業所得稅、房產稅等稅負高達1．63億元（扣除代扣代繳的個人所得稅），占當年度銷售收入比例為4．09%，接近當年度企業稅前利潤的3倍（數據來源于2017年公司年度報告）。。當然，各級政府的稅收優惠、企業的避稅或偷稅漏稅等正當或不當行為，在一定程度上可以減輕企業實際稅負。但是，國內企業還是普遍承受了較高的稅收負擔[28][29]。據測算，我國2006－2010年宏觀稅負（大口徑）界于34．8%－41．1%間，遠高于23個OECD成員國平均水平，[29]2010－2015年國內宏觀稅負率維持在37%－40%間，略高于發達國家，卻遠高于發展中國家的28%－29%[30]；而且，假定不考慮企業稅負轉嫁到消費者的概率，我國約90%的稅收收入由企業貢獻，[31]由此推斷國內企業的實際稅負率接近于40%[32]。

我國的增值稅等間接稅收入占稅收收入的比重超過70%，這意味著絕大部分稅收收入將作為價格的構成要素而嵌入商品和要素成本，[31]從而降低產品的市場競爭力。較高的稅收負擔還會直接擠壓企業留存收益與現金持有量，擴大對會計穩健性[3]、企業杠桿率[4]、企業投資[5][6]、企業創新[7－11]、企業價值或企業成長[12][13]等經營效果的不確定性。就此而言，較高的稅收負擔導致企業在權衡必要實體邊界的維持（或拓展）、逐利與避險的多目標過程中調整其投資決策。給定實體資產投資的必要前提，如果將金融資產和實體資產視為獨立的“投資項目”，那么，企業如何實現已有資源在這兩類“投資項目”之間的合理配置就是企業的一項“投資組合”決策。經典投資組合理論[33]認為，“理性人”總會尋求給定風險水平下的期望收益最大化，或給定期望收益水平下的風險最小化。依賴于以往經驗、現有經營資源以及對行業未來競爭的理解與掌握，企業一般會對其原有實體資產的回報率與風險水平具有較為確切的期望水平。不過，稅收負擔直接消減實體資產的利潤率，從而降低企業對實體資產的期望收益率。因此，企業具有進行資產配置優化的動機，其核心是權衡兩者之間的關系，即必要實體邊界的維持（或拓展）及其可能的替代性投資以及投資項目的期望收益率。

當前，金融資產的超額回報已是普遍事實，實體資產和金融資產收益率存在較大套利空間，加大金融資產配置成為企業的一項重要投資決策。[14]2001－2017年樣本數據的統計結果（見圖1）顯示，17年間企業金融資產的總平均收益率高達10．96%，遠高于3．14%的同期實體資產收益率，前者達到后者的3．5倍；從歷年分布狀況看，各年金融資產平均收益率均高于實體資產平均收益率，且自2006年以來，金融資產年平均收益率大約維持在13%－15%間，而同期實體資產年平均收益率基本游離于3%－5%間，兩者的收益率差距非常明顯。一般來說，金融資產的流動性與投資便利性較好，這不僅可以在企業需要資金之時有效地支持必要實體邊界的維持（或拓展），還可以在一定程度上適應經濟的不確定性，[24]切實降低企業經營風險。需要說明的是，金融資產配置與實體經濟通常緊密相連，企業金融化往往需要借助實體平臺，換言之，企業金融化程度受必要的實體企業邊界制約。基于此，給定既有風險，實體企業傾向于構建維持（或拓展）必要實體邊界與具有較高利潤率資產項目的組合投資決策，旨在總體上提高企業績效，其中加大對資產收益率較高的金融資產配置自然成為企業的一項重要選擇?；诖耍瑸榫徑廨^重的稅收負擔對企業收益與現金持有量的沖擊，理性企業家在維持（或拓展）必要的實體邊界前提下，具有很強的意愿和動機去配置金融資產。

圖1 上市公司實體資產收益率與金融資產收益率趨勢圖

此外，金融資產收益還存在相對攤薄稅收負擔的益處?，F行稅制下，稅種可分為直接稅和間接稅。就實體企業繳納的主要稅種而言，增值稅是一項間接稅，是“以商品（含應稅勞務和應稅服務）在流轉過程中產生的增值額而征收的一種流轉稅”，而企業所得稅是直接稅，僅對“應納稅所得額”征稅。因此，在實體企業商品從供應、生產到銷售實現的過程中（假定商品流轉時有增值額，且企業最終產生利潤），企業需要繳納商品增值部分的增值稅等流轉稅，以及其所獲取利潤的企業所得稅；而投資于金融資產所獲收益，屬資本利得，僅需繳納企業所得稅。換言之，對獲利相等的經濟業務來說，由商品生產、交換所獲取的利潤需要同時繳納增值稅和企業所得稅，而金融資產類收益僅需繳納企業所得稅，且以增值稅為主體的流轉稅稅負明顯要高于企業所得稅稅負[34]。就此而言，企業金融化的收益可以相對減輕稅收負擔?；诖?，提出如下假設：

假設1：假定其他情形，稅收負擔會促進企業金融化。

民營企業私有產權與股權普遍集中的特征，意味著民營企業更加關注經濟利益，其中就包含稅收因素的考量。因此，民營企業具有更強的動機來改善企業收益或現金持有量等績效指標。相反，為幫助政府實現其社會目標和政治目標，國有企業通常需要額外承擔諸如政府財政壓力、超額雇員等政治性成本。[35]面對與稅收相關的經營決策時，國有企業更少地考慮其稅收成本，[36]而傾向于迎合控股股東（政府）的偏好進行相關的稅收決策[37]；而且“準官員”身份的國企高管的政治晉升需要獲得政府支持。因此，相較于民營企業，國有企業對稅收負擔遞增的敏感性更小。實證研究也表明，國有企業與非國有企業在目標和利益分配上的差異性致使國有企業對稅收政策變化的敏感性要弱于非國有企業。[38]基于此，面對較高的稅收負擔，鑒于實體資產收益率與金融資產收益率存在較大的利潤率差距的事實，民營企業較國有企業更有動機配置金融資產。由此，提出如下假設：

假設2：假定其他情形，稅收負擔對民營企業金融化的促進效應顯著高于國有企業。

三、研究設計

（一）樣本與數據

文章以CSMAR數據庫2001－2017年中國上市公司為初始樣本，按以下標準剔除樣本：①剔除金融類上市公司樣本；②剔除PT、ST及當年度樣本；③剔除非國有企業或民營企業樣本（以終極控制人是否為國有股東或自然人股東區分國有企業和民營企業）；④剔除變量存在缺失值樣本。最終獲得有效企業樣本2954家、觀察值28032個。同時，對所有連續型變量作上下3%Winsorize截尾處理，以消除極端值對實證分析的干擾。描述性統計分析和實證檢驗均使用截尾處理后的數據。

（二）模型與變量

綜合已往的研究成果[16][24]，建立如下待檢驗模型：

模型中，Fratio是被解釋變量，表示企業金融化的程度，以金融資產收益率作為企業金融化的代理變量[15]，計算公式為：

式（2）中：ProfitFIN指金融渠道獲利，是非金融企業在扣除其對聯營和合營企業投資收益后的凈投資收益、公允價值變動損益及凈匯兌收益之和；ProfitOP代表營業利潤；｜ProfitOP｜指代營業利潤絕對值①考慮到單家上市公司在營業利潤為正或負時，其對企業金融渠道獲利程度重要性的較大差異，對營業利潤（ProfitOP）取絕對值。。此外，考慮到借鑒指標可能存在的局限性②原因主要是，匯兌損益通常是由外匯相關業務中因匯率變動產生的損益，屬財務費用，其中一些匯兌損益可能是主動舉外債“金融化”行為的后果，一些則是經營中無法避免的外匯風險暴露。而且，財務費用中的利息支出反映了企業杠桿經營的主動性，財務費用具有“稅盾”作用，因此考慮匯兌損益不考慮利息支出可能不盡合理，故而修正的Fratio變量設計中加入利息支出。，以及企業金融化的不同界定方式[16][18]，文章進一步以金融資產占總資產比例及修正的Fratio（Fratio＿adj）衡量的企業金融化作穩健性檢驗。

Taxburd表示解釋變量企業稅收負擔，借鑒已有的研究成果[2][39][40]，以增值稅、營業稅、企業所得稅及其他稅費的綜合實際稅負度量稅收負擔，表征為Taxburd＿b。此外，鑒于“現金收付制”與“權責發生制”對企業實際稅收負擔指標可能產生的差異，[40]借鑒既有研究進一步對Taxburd＿b指標取3年平滑值作為稅收負擔的另一代理變量③采用稅收負擔平滑值指標Taxburd＿s可在一定程度上減少Taxburd＿b指標因稅收發生與支出的時間差，但其平滑值也可能帶來一定的噪音，因此綜合考慮使用這兩種方法度量，盡可能減少稅收負擔的度量誤差。，記為Taxburd＿s。其中Taxburd＿b的計算公式為：

式（3）中：TaxNPAY、TaxRT分別表示企業支付的各項稅費、收到的稅收返還，數據取自現金流量表，Sales定義為本年與上年2年平均銷售收入。

CV 為控制變量，包括企業財務杠桿（Lev）、企業年齡（Fage）、企業規模（Size）、盈利能力（ROA）、銷售收入增長率（Growth）以及股權集中度（Stk）等變量。此外，還控制了年度、行業和地區效應。主要變量定義詳見表1。

表1 主要變量定義

四、實證結果與分析

（一）描述性統計

表2給出了主要變量的描述性統計特征。可以看出，企業金融化（Fratio）的均值為－0．272，中位數為－0．880，意味著上市公司中有較多的企業進行金融化，而其最大值和最小值分別為 3．306、－1．093，又說明不同樣本間的金融化程度差異大。這些特征也表明企業金融化是一個較為普遍的現象，非常值得關注。稅收負擔的代理變量（Taxburd＿b）的均值為 0．078，中位數為 0．050，標準誤為 0．097，稅收負擔的另一代理變量（Taxburd＿s）的均值、中位數、標準誤分別 0．096、0．056、0．141；稅收負擔的兩個代理變量均值均高于中位數，意味著樣本略呈右偏，其最大值與最小值間變化均較大，表明樣本企業間的稅收負擔差距較大，Taxburd＿b、Taxburd＿s最小值為負值，意味著有些樣本的稅費返還或增值稅可抵扣進項稅額高于當年交納稅費金額。其他控制變量描述不一而足。

表2 主要變量描述性統計特征

（二）企業金融化與稅收負擔的外生性檢驗

上述理論分析與研究設計表明，可能由于企業金融化而增加企業所得稅，致使企業稅收負擔提升。因此，企業金融化與稅收負擔間可能存在反向因果的問題。對此，借鑒Lin等的做法，使用行業加總的企業金融化對行業加總的稅收負擔進行回歸分析，若回歸結果不顯著則表明稅收負擔外生于企業金融化，反之則不能排除兩者間潛在的反向因果關系，[41]具體檢驗結果見表3。不難發現：對稅收負擔兩個代理變量的檢驗結果均表明，行業的企業金融化對行業的稅收負擔的影響均不顯著，與我們的預測一致，這說明稅收負擔在統計意義上外生于企業金融化。

表3 企業金融化與稅收負擔的外生性檢驗結果

（三）基準回歸

表4報告了稅收負擔與企業金融化的基準回歸結果。（2－1）列、（2－2）列分別是企業金融化對稅收負擔兩個代理變量的回歸結果。表4第 2 列、第 3 列的全樣本（All＿SMP）回歸結果（β1＝0．892，P1＜0．01；β2＝0．548，P2＜0．01）均表明，稅收負擔與企業金融化正相關，在1%統計水平上顯著，這說明稅收負擔水平越高，企業金融化程度越大，假設1獲得基準回歸支持。

表4 產權性質、稅收負擔與企業金融化的基準回歸結果

表4第 4－7 列中，（3－1）列、（3－2）列是企業金融化（Fratio）與稅收負擔代理變量 Taxburd＿b 的分組回歸分析（Priv＿Grp 表民營企業組，SOE＿Grp 表國有企業組，下同）；類似地，（3－3）列、（3－4）列系 Fratio與稅收負擔另一代理變量Taxburd＿s的分組回歸分析。顯然，分組回歸結果表明，企業金融化（Fratio）與Taxburd＿b（β11＝1．120，P11＜0．01；β21＝0．647，P22＜0．01）、Taxburd＿s（β31＝0．865，P31＜0．01；β41＝0．309，P42＜0．01）均正相關，且均在 1%統計水平上顯著，而且 Priv＿Grp組回歸系數均高于全樣本組及 SOE＿Grp組回歸系數（β11＞β1＞β21，β31＞β2＞β41）?；诖?，基準回歸結果支持研究假設 2。

控制變量中，財務杠桿、企業年齡回歸系數顯著為正，企業規模、企業績效、銷售增長率和股權集中度的回歸系數顯著或邊際顯著為負。這說明，較高財務杠桿、較長年齡的企業可能意味著其可支配資金更多，從而更有能力進行金融資產配置；企業規模較大，企業績效、主營業務增長較好的企業，對其實體業務的依賴程度較高，因此更傾向于專注主業發展，從而減少金融化程度；股權集中度可能反映了股東間制衡對抑制企業金融化發揮著一定的公司治理效應。

（四）進一步檢驗

為了闡述實體資產收益、行業競爭以及降低稅收負擔的替代手段而給企業金融化帶來的異質性沖擊，本研究進一步引入金融資產與實體資產的利潤率差距、企業擁有的市場勢力和避稅行為等變量進行實證檢驗。

1．利潤率差距、稅收負擔與企業金融化。由上理論分析可知，稅收負擔遞增會對企業收益或現金持有量造成沖擊，進而致使理性企業具有優化與調整其投資決策的強烈動機。鑒于實體資產收益率與金融資產收益率的明顯差距以及當前金融資產相對較低的風險，企業傾向于配置回報率更高的金融資產。

為了驗證其作用機制，文章引入利潤率差距變量（GAP），定義為金融資產利潤率與實體資產利潤率之差，并按中位數大小建立利潤率差距高組（GAP＿H）及其低組（GAP＿L），回歸結果如表5所示?？梢园l現，兩組回歸系數均呈1%顯著性水平，且數值大小存在顯著差異性，即利潤率差距高子組。因此，利潤率差距越高，稅收負擔對企業金融化的促進效應越顯著。

表5 利潤率差距、稅收負擔與企業金融化的回歸結果

2．市場勢力、稅收負擔與企業金融化。擁有市場勢力強的公司具備較強的能力進行風險轉嫁或將稅收成本內部化[42][43]。因此，面對較高的稅收負擔，公司具有更強的動機或能力利用其市場優勢地位，將部分甚至是全部的稅收負擔轉嫁給消費者或者自行消化?；诖?，伴隨企業稅收負擔的加重，處于市場勢力較弱地位的企業更有動機進行金融化，以應對稅收成本拉升而增加的企業經營壓力。

基于此，借鑒已有的研究成果，構建勒納指數（Ln）來度量企業擁有的市場勢力程度，同時以兩者差額，即單個公司的勒納指數與以銷售額加權的行業平均勒納指數之差，獲取企業市場勢力程度的指標（PMC），計算公式如下：

式（4）、（5）中，i表示某企業，j表示某行業，t表示某年度，Salesi，t代表 i企業 t年的銷售收入，Costsi，t代表i企業 t年的銷售成本；PMCi，j，t衡量 t年 j行業中 i企業具有的市場勢力程度，Lni，j，t指代企業勒納指數，Wgti，j，t衡量i企業t年的銷售收入占j行業總銷售收入的比重。表6報告了企業市場勢力程度大小（按中位數分組，PMC＿H表企業具有的市場勢力程度高組，反之，以PMC＿L表征企業的市場勢力低組）的分組回歸結果。顯然，兩組回歸系數均呈1%顯著性水平，且數值大小存在顯著差異性，即市場勢力程度低組，稅收負擔對企業金融化的促進效應顯著高于市場勢力程度高組。

表6 企業的市場勢力、稅收負擔與企業金融化的回歸結果

（續表6）

（五）內生性檢驗

稅收負擔與企業金融化可能受到不可觀察變量或遺漏變量的影響，從而導致模型回歸結果的偏誤，也可能是企業金融化提升企業盈利能力，進而增加企業稅負水平。故而，稅收負擔與企業金融化之間可能存在內生性問題。對此，運用2SLS工具變量法的識別策略，更加準確地評估稅收負擔對企業金融化的影響。具體來說，借鑒已往研究成果，[2]設定提前一期縣或區級的行業平均稅負率作為企業當期稅收負擔的工具變量，其原因在于：第一，按照目前我國的稅制，一般由縣或區級層面的稅務機關直接負責其轄區內企業的征稅或稅務稽查活動，而且稅務機關通常會根據上年行業平均納稅情況，設定企業納稅預警指標。當企業實際稅負低于該指標時，往往會受到稅務部門的重點關注，此時會大幅度提升企業當年被納稅評估或稅務稽查的概率，進而影響企業稅收負擔；第二，上一期縣或區級的行業平均稅負率與本期的企業金融化一般不會相關，因此又滿足其與誤差項的不相關的假定。

基于此，以本期稅收負擔代理變量為基數計算上一期稅收負擔行業平均值作為工具變量，并分別表征為Taxburd＿b＿County、Taxburd＿s＿County，工具變量二階段回歸結果如表7所示?？梢园l現，工具變量回歸結果（β1＝0．764，p1＜0．01；β2＝0．284，p2＜0．05）有效支持了研究假設。

表7 內生性處理結果：2SLS工具變量

（六）其他穩健性檢驗

為進一步驗證研究結論的穩健性，本研究還進行了其他穩健性測試，包括公司面板固定效應、控制變量滯后一期的緩解內生性處理、2008年新企業所得稅法沖擊下樣本分段回歸處理、樣本局限于制造業行業的回歸分析以及企業金融化、稅收負擔代理變量替代的回歸分析。上述回歸結果均支持本研究的研究假設。

五、結論與啟示

當前，為降低實體經濟企業運行成本，政府積極推進結構性減稅降費政策。據國家稅務總局統計，2021年累計減稅降費達到1．1萬億元，“十三五”期間減稅降費更是超8．6萬億元，然而與這形成鮮明對比的是，以“產業空心化”為表征的企業金融化仍然是制約我國企業轉型升級的一大障礙，一直備受政界和學術界的關注。因此，為提高減稅降費政策對實體經濟的刺激效果，從稅收負擔變化與實體企業金融化之間關系這一視角科學評估減稅降費政策的經濟效應及其作用機理，具有重要的學術價值和現實意義。

基于此，文章以非金融上市公司為研究對象的實證研究表明，稅收負擔會顯著促進企業金融化。而且，相較于國有企業，稅收負擔對民營企業金融化的促進效應更為顯著。經過內生性及其他穩健性檢驗后，研究結論穩健成立。進一步檢驗還發現，金融資產與實體資產利潤率差距越大，企業擁有的市場勢力越弱，稅收負擔對企業金融化的加劇效應越顯著，進一步驗證了文章主要研究結論的理論邏輯。研究結論拓展并深化了稅收負擔對企業投資決策的經濟后果，進一步挖掘了企業金融化的制度誘因。

本研究的政策啟示主要有：

第一，應積極推進減稅降費政策，支持實體經濟，為尋求實體經濟高質量發展提供有效的財稅政策支持。文章的研究結論表明，過重的稅收成本會驅使企業尋求現有制度“空隙”下的投機性投資機會，這不僅損害企業的長期價值，也會在宏觀上降低市場資源配置效率，不利于穩步實現我國經濟的良性循壞，給當前供給側結構改革、經濟運行下行帶來更大的不確定性。穩住經濟增長是減稅降費政策的核心目標。因此，未來應持續積極推進減稅費政策，關注各級政府落實減稅費政策對實體經濟的成效，有效遏制產業空心化，切實增強實體經濟韌性。

第二，應繼續深化簡政放權等改革舉措，著力降低實體經濟運行成本。實體經濟的“脫實向虛”已經引起各級政府的高度重視，相關監管部門也采取一系列行政措施以遏制此行為的蔓延，但我國實體企業金融化問題并未得到根本治理。文章研究發現，以稅負負擔為代表的制度成本對實體企業金融化具有顯著的促進作用，解釋了企業金融化背后蘊含著深刻的制度背景及企業內在動因。因此，應著力于切實減少實體經濟企業運行成本的制度要素改善，完善有利于市場公平競爭的轉軌制度供應，進一步引導實體經濟企業做強、做好主業，夯實國家產業結構轉型升級之基礎，驅動供給側改革的持續推進與不斷深化。

第三，減稅降費政策不能“一刀切”，應根據行業特征等施行差異化政策。由于各行業的平均稅負以及稅負轉嫁能力的差異，會導致減稅降費政策效果存在差異。本研究表明，由于稅負轉嫁能力的差異，稅負負擔對實體企業金融化促進作用對低市場勢力的行業更顯著，因此為提高減稅降費政策振興實體經濟的效果，應在不同行業施行差異化的政策，達到精準施策的效果，助力我國經濟的高質量發展。