一、引　言

近年来，我国政府部门通过多措并举筑牢防范化解系统性金融风险的安全底线，然而宏微观层面金融化所导致的“脱实向虚”风险依然存在。从宏观层面看，金融与房地产行业创收已成为我国国民经济的重要组成部分。根据国泰安数据库资料整理发现，金融与房地产行业增加值占国内生产总值的比重在2020年已上升至15.61%。从微观层面看，本应为社会提供实体产品的企业也参与到金融投机活动中，盈利方式逐渐转向金融渠道（张成思和张步昙，2016；刘贯春，2017）。实体企业由于产能过剩、主业投资风险较大等原因，实业发展并不顺利，但金融与房地产行业收益却不降反增，吸引了大量非金融企业进行投资。虽然，企业出于“蓄水池”动机适当持有金融资产可起到预防性储备的作用，但大多数企业出于逐利动机过度投资金融资产导致公司盈余分布的波动性（Onaran等，2011），提升了财务风险（黄贤环等，2018），抑制了当期研发投入和企业创新，甚至挤出了主业投资，进而影响企业未来业绩的提升。例如，2021年10月，云南白药集团发布的第三季度报告显示，其净利润首次出现同比下降42.38%，其中公允价值变动损益−15.55亿元，而巨额亏损竟主要来自其资本市场投资行为。

针对“脱实向虚”造成的严重经济后果，我国相继出台了一系列政策治理宏微观层面的“脱实向虚”行为，而减税降费是重要一环。我国逐渐全面推行的增值税期末留抵退税政策为新冠疫情冲击下面临融资难融资贵的制造业企业带来了政策红利。例如，2021年8月，太焦城际铁路山西有限责任公司收到了山西省有史以来完成的最大一笔留抵退税额10.18亿元的退税款，这有效缓解了企业前期投入过大导致的资金压力。企业负责人也表示“让企业有了快速发展的信心和勇气”。可见，增值税期末留抵退税政策能够缓解实体企业融资压力、增强企业活力和发展信心，从而更好地为实体企业高质量发展服务，同时也体现了我国政府部门完善税收中性、发挥税收杠杆作用、畅通增值税抵扣链条的决心（吴怡俐等，2021）。事实上，我国从2011年起就已经开始逐步实行留抵退税政策来解决增值税进项的资金占用问题。2011年政府对29家企业的期末留抵税额予以退还，2014年对利用石脑油和燃料油生产乙烯芳烃类产品的企业进行留抵税额的退还，2016年对研发生产大型客机和新支线飞机的企业增值税留抵税额进行退还，2018年进行了部分试点行业增值税留抵税额的退还，2019年则将留抵退税政策推广至全行业。2022年政府工作报告指出，2022年预计全年退税减税约2.5万亿元，其中增值税留抵退税约1.5万亿元，退税资金全部直达企业。以上政策的密集出台，既表明增值税期末留抵退税涉及面广，也表明增值税期末留抵退税是政府宏观调控的重要手段，而合理评价增值税期末留抵退税政策的有效性是优化增值税改革政策的重要抓手。正如2021年12月30日，国家税务总局局长王军在全国税务工作会议提出的“密切做好政策运行情况的跟踪分析，既算清纳税人缴费人的红利账，继续扩大推送减税降费红利账单试点并逐步推行，又算好减税降费政策实施的效应账，进一步提升纳税人缴费人减税降费获得感，增强减税降费综合效应”。增值税期末留抵退税的初衷就在于打通增值税进项税的抵扣链条，消除多档税率和价格倒挂等因素对企业现金流的占用，降低企业税负，以便更好地实现增值税的中性。那么，增值税期末留抵退税政策为企业带来的现金流能否促进其主业发展，并抑制其金融化行为？

一方面，已有文献对我国增值税税率简并（刘成龙和牛晓艳，2018）、税率下调（刘行和叶康涛，2018）、进项税加计扣除（饶茜等，2020；胡海生等，2021）等的政策效应以及增值税期末留抵退税政策对企业价值的影响（吴怡俐等，2021；何杨等，2019）进行了持续研究。另一方面，已有文献围绕实体企业金融化行为的预防储蓄动机和投资替代动机（刘贯春，2017；彭俞超等，2018；杜勇等，2019），考察了宏观经济政策不确定性（彭俞超等，2018）、财政政策（黄贤环和王瑶，2021）、金融政策（张成思和郑宁，2018）、机构投资者持股、外部盈利压力（柳永明和罗云峰，2019）、CEO金融背景（杜勇等，2019）、企业业绩（黄贤环等，2019）等对企业金融化的影响。其中，尚未有文献关注到增值税期末留抵退税政策作为增值税综改政策的重要组成部分对实体企业金融化的影响。事实上，研究以上问题符合国家税务总局关于“密切做好政策运行情况的跟踪分析”“算好减税降费政策实施的效应账”以及治理企业“脱实向虚”的现实需要。鉴于此，本文选取2016年第1季度至2019年第1季度沪深A股非金融上市公司的数据，以财税〔2018〕70号文的出台为准自然实验，构建双重差分模型考察增值税期末留抵退税政策如何影响实体企业金融化，并厘清二者之间的作用机理和不同情境下的关系。研究结果表明，增值税期末留抵退税作为我国当前“减税降费”政策的重要举措，能够有效抑制企业“脱实向虚”；同时，产权性质、融资约束、金融环境和法制环境对增值税期末留抵退税政策治理企业金融化的效果产生影响。

本文的研究贡献在于：（1）从增值税期末留抵退税政策这一新视角，考察实体企业金融化的治理措施，丰富了实体企业金融化的影响因素研究，同时以企业金融化程度为评估政策的落脚点，拓展了增值税期末留抵退税政策的经济后果研究。虽然，已有文献考察了经济政策不确定性、货币政策、融资融券机制、贷款利率下限管制（彭俞超等，2018）等宏观因素和机构投资者持股、外部盈利压力、CEO金融背景与委托理财（柳永明和罗云峰，2019；杜勇等，2019）等微观因素对实体企业金融化的影响，但鲜有文献涉及增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化的影响。同时，已有文献虽涉及增值税留抵退税政策促进了企业固定资产投资，对企业价值有积极的支持作用（何杨等，2019；吴怡俐等，2021），但并未涉及对实体企业金融化的影响。本研究为理解增值税减税政策的去金融化效应提供了经验证据。进一步地，增值税期末留抵退税作为近年来增值税综合改革的重要组成部分，本文对其经济后果进行考察，是对增值税改革相关研究的有益补充。（2）探讨增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化的作用机制，挖掘了留抵退税政策通过“现金流效应”和“主业投资效应”抑制实体企业金融化程度的两条路径，这有助于揭示增值税期末留抵退税与实体企业金融化关系的更深层次的作用逻辑。（3）考察实体企业产权性质、融资约束程度、普惠金融程度、法制环境等内外部环境对增值税留抵退税与“脱实向虚”关系的调节作用，为政府部门更精准地针对企业“脱实向虚”制定合理有效的调控政策提供微观层面的经验证据。（4）本文能够为增值税期末留抵退税政策改善实体经济与虚拟经济的结构性失衡提供微观层面的证据。增值税期末留抵退税作为积极的财政政策，在试点效果符合“精准和可持续”的要求后推广至全行业，作为供给侧结构性改革的重要一环，可以通过对实体企业投资体制机制的影响，治理微观层面的脱实向虚，进而改善实体经济层面供给侧结构性失衡问题。

二、制度背景、理论分析与研究假设 (一) 制度背景

增值税留抵退税是指对纳税人现在不能抵扣、留待将来才能抵扣的进项税额予以提前退还。它是我国政府为企业减负、增强市场活力、推动经济高质量发展而制定的一项减税政策。该政策的实施顺应国际形势，有利于从根本上打通增值税抵扣链条，实现增值税税收中性。自营改增扩围至全国以来，一定程度上解决了同一环节重复征税的问题，但进项税额的规模也随着增值税可抵扣范围的扩大而逐步增加，留抵税的影响已不容小觑。留抵税的形成主要有两方面的原因：一是由于多档税率、价格倒挂等，二是由于市场主体运行生产周期跨度长、季节性经营和初创期投入大等客观因素。企业累积的留抵税额不仅提高了企业的融资成本，挤占了企业的现金流，而且对企业的盈利水平造成了不利影响。

如表1所示，为解决增值税留抵税额的资金占用问题，2011年11月财政部和国家税务总局出台了对29家集成电路企业留抵税额予以退还的政策，之后又推出了一系列扩大试点范围的政策。2014年第17号文涉及用石脑油和燃料油生产乙烯芳烃类产品的企业，2016年则扩大到研发大型客机、新支线飞机的纳税人。随着时间的推移，留抵退税的范围也在逐渐扩围。2018年6月，财税〔2018〕70号文规定退还部分行业增值税留抵税额；2019年第39号公告将留抵退税政策推广至全行业。其中，2018年70号文涉及的行业多、规模大，为减轻企业负担、增强企业活力作出了重要贡献，同时也为学术研究提供了准自然实验。因此，本文以财税〔2018〕70号政策作为研究对象，分析增值税期末留抵退税对实体企业金融化的影响。

(二) 理论分析与研究假设

金融化是指实体企业出于逐利动机挤出主业投资的过度金融资产配置行为。从理论层面看，实体企业配置金融资产存在预防储蓄动机或蓄水池效应以及逐利动机或投资替代效应。首先，从金融化的蓄水池效应来看，与主业投资相比，金融资产具有高收益和高变现能力，尤其是交易性金融资产等短期金融资产变现能力更强，一方面能够给企业带来较高的金融投资收益，另一方面能够带来更加充沛的现金流。因此，持有金融资产短期内能够给企业带来现金流的增加，缓解企业面临的融资约束，为主业发展提供资金支持（Aivazian等，2005），同时能够较好地缓解企业面临的财务困境。其次，从金融化的投资替代效应来看，当存在实体经济利润率下降困境、金融投资收益较高、管理层需要企业大量回购股票的压力和待投资资本资金支持的情况时，企业用于投资的资金会流入金融领域而非实业领域从而挤出主业投资，体现为资金的“脱实入虚”（张成思和张步昙，2016）。增值税留抵退税政策作为我国减税降费、降低企业税负和促进实体企业主业发展的重要举措，本文认为其能够有效削弱企业金融化的蓄水池动机和投资替代动机，进而抑制实体企业金融化行为。具体可以从以下两方面进行分析：

第一，增值税留抵退税政策具有“现金流效应”，能够削弱企业金融化的预防储蓄动机。一方面，留抵税是由于我国增值税多档税率、价格倒挂等原因导致的，占用了企业可用资金，使得主业投资资金出现不足。增值税留抵退税政策的出台能够使试点企业直接得到退税资金，提升企业可用资金水平，且根据相继出台的文件看，该笔资金不会对企业的成本、利润和企业所得税的缴纳产生影响，直观地增加了企业当期的经营活动现金净流量；同时，这也顺应了企业内源融资为首的融资偏好（Myers和Majluf，1984）和以内部积累融资为首的优序融资理论的要求，为试点企业提供内源性融资，缓解企业内部融资约束（罗宏和陈丽霖，2012）。在增值税期末留抵退税政策出台带来的“现金流效应”下，企业进行金融化的预防储蓄动机很有可能减弱，且企业获得的退税现金流能够满足企业主业投资需求（何杨等，2019）。另一方面，根据有效市场假说和信号传递机制，有关试点企业的利好消息发布会使外界增强对退税企业的了解，缓解信息不对称并增强企业财务透明度，有利于企业吸引更多投资者对企业进行投资，降低试点企业的资本成本。由此可知，无论是从增值税期末留抵退税直接带来现金流还是促进企业吸收资本投入的角度看，该政策的出台很可能从根源上削弱试点企业出于预防储蓄动机对金融资产配置的可能性，从而抑制企业金融化。

第二，在主业投资与金融投资存在替代效应的情形下，增值税期末留抵退税政策的出台能够产生“主业投资效应”，进而抑制企业金融投资。首先，前期增值税期末留抵退税政策精准对标先进制造业企业进项留抵税额，对其前期由于主业经营或研发而积累的无法抵扣的增值税进项税额予以退还，相当于直接降低了外购用于生产经营或研发的设备成本，进而提升企业的购买需求（刘行和赵健宇，2019），待投资资本转向实业领域，从而“挤出”金融资产投资。其次，已有研究指出实体企业金融化的主要驱动原因是固定资产投资的风险占比较大（张成思和郑宁，2018），而增值税期末留抵退税政策明确对主业发展的鼓励，通过为企业提供退税资金和改善营商环境两方面的支持降低固定资产投资的风险，从而弱化企业过度金融化的动机。再次，增值税期末留抵退税政策只有符合业务范围的企业才能享受，为享受优惠政策必须专注主业，从而降低对金融等虚拟领域的投资。虽然，当企业获得增值税留抵退税政策带来的现金流时，理论上既可能投资于金融资产，也可能投资于主业。然而，金融投资具有高风险，且不是实体企业擅长的领域，要想在竞争激烈的市场中具有核心竞争力就需要积极发展主业，增加对研发创新等的投资。因此，作为理性经济人，增值税期末留抵退税政策带来的现金流更可能促进企业主业投资。最后，由于政策涉及金额对国家财政影响较为可观，企业须满足文件各项条件才能领取退税额，有利于缓解由于委托人与代理人目标不一致而导致的代理问题。企业的治理层和管理层为得到退税资金，很可能会合力发展主业以满足销售额条件，从而降低代理成本，并进一步降低实体企业金融化程度。此外，增值税期末留抵退税政策释放了鼓励企业研发创新的信号，使企业更注重研发创新，同时为企业提供的资金支持也能降低企业研发投资风险，进而促进主业投资（何杨等，2019）。

基于以上分析，本文提出以下假设：

假设：增值税期末留抵退税政策能够抑制实体企业金融化。

三、研究设计 (一) 样本选择与数据来源

考虑到本文以2018年6月27日出台的财税〔2018〕70号政策为准自然实验，考察增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化的治理效果。为保证DID方法在操作上的可行性，本文选取2016年第1季度至2019年第1季度共13个季度的沪深A股上市公司的数据进行研究。由于本文主检验采用利润表中金融活动收益占比对金融化进行衡量，而政策效应存在滞后性，因此金融化的数据实际截至2019年第2季度。本文主要解释变量根据《关于2018年退还部分行业增值税留抵税额有关税收政策的通知》（财税〔2018〕70号）构造，其他变量数据来自CSMAR数据库。借鉴已有研究（杜勇等，2019；黄贤环等，2021），将“实体企业”界定为“除金融和房地产业以外的其他行业企业”，本文在原始样本中删除了金融保险、房地产类公司、ST类公司、数据缺失以及资产负债率大于1的样本后，得到34921个样本观测值，并进行上下1%的缩尾处理。本文采用stata15和excel对数据进行处理和实证分析。

(二) 变量定义

1.金融化的界定。借鉴刘贯春（2017）等的研究，从金融活动收益的角度考察企业金融化程度，将金融化水平定义为“企业金融渠道获利占营业利润的比值”，即实体企业投资收益、公允价值变动损益以及其他综合收益的总和占营业利润的比例。此外，一部分文献采用资产负债表中金融资产项目衡量实体企业金融化程度（张成思和张步昙，2016）。鉴于此，本文在稳健性检验中采用金融资产占总资产的比重衡量企业金融化程度。

2.留抵退税变量的界定。本文借鉴吴怡俐等（2021）的研究，根据财税〔2018〕70号文构造解释变量。针对财税〔2018〕70号文中的行业目录设置Treat变量，若企业为目录涉及的试点行业企业取值为1，否则为0；由于财政部和税务总局下发财税〔2018〕70号文的时间为2018年第2季度末，而将增值税期末留抵退税制度推广至全行业的时间为2019年第2季度初。因此，为考察财税〔2018〕70号政策出台对企业金融化程度的影响，设置Period为时间虚拟变量，若所属期间为2018年第3季度至2019年第1季度中任一季度，Period取值为1，而所在季度为2016年第1季度至2018年第2季度则Period取值为0。Treat×Period为主要解释变量，表示增值税期末留抵退税实施的政策效应。

3. 控制变量的选取。为控制其他重要因素对企业金融化的影响，本文参考黄贤环等（2021）的研究，控制了公司层面特征以及外部宏观环境等因素对实体企业金融化的影响。此外，本文还控制了企业虚拟变量（μ_i）和季度虚拟变量（λ_t）。具体变量含义和指标说明如表2所示。

(三) 模型设定

本文以实体企业金融化水平作为落脚点，选取财税〔2018〕70号政策的出台为准自然实验，评估增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化行为的治理效果。本文遵循双重差分法的思想，构建以下模型进行研究：

$ Fi{n_{i,t + 1}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trea{t_i}\times Perio{d_t} + \sum {{\beta _n}} Controls + {\mu _i} + {\lambda _t} + {\varepsilon _{i,t}} $

(1)

其中，模型（1）中的Fin_i,t+1为被解释变量，表示企业i在第t+1期的金融化程度。由于本文采用利润表相关项目对企业金融化水平进行衡量，政策产生冲击后，企业的投资收益可能并不能及时体现在当期利润表上，故采用未来一期金融化程度与当期变量进行回归。Treat_i变量用于反映是否受到政策冲击，而Period_t反映政策实施前后。Treat_i×Period_t为本文主要解释变量，其系数考察的是增值税期末留抵退税政策对试点企业金融化的影响，当该系数显著大于0时，表明政策的冲击会提高试点企业的金融化程度，相反则为抑制作用；Controls为控制变量的集合；同时，模型还控制了企业固定效应（μ_i）和季度固定效应（λ_t）；ε_i,t为模型随机扰动项。由于本文在构建DID模型时，已经控制了企业固定效应（μ_i）和季度固定效应（λ_t），因此模型中不再控制Treat_i和Period_t的独立项，否则会被μ_i和λ_t吸收。

四、实证分析 (一) 描述性统计分析^①

根据描述性统计结果发现，本文被解释变量实体企业金融化（Fin_i,t+1）的最大值为4.331，最小值为−2.495，标准差为0.692，表明样本企业普遍存在金融投资行为，且金融化水平存在较大差异。解释变量中试点企业虚拟变量（Treat_i）的均值为0.603，与已有文献基本一致，表明样本中有60.3%的企业受到本次增值税期末留抵退税政策的影响，进一步证明本次改革具有影响范围大和涉及行业多的特点。其他控制变量的分布均在合理范围内，这些因素都有可能影响实体企业金融化程度，在此不一一赘述。

(二) 实证结果分析

表3报告了增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化的影响。表3列（1）为单变量回归结果，且仅控制时间固定效应，留抵退税政策冲击效应（Treat_i×Period_t）对实体企业金融化程度（Fin_i,t+1）的回归系数为−0.052，且在1%的水平上显著，表明企业受到政策冲击后，金融化程度（Fin_i,t+1）随之减弱，且这一结论与税收激励可以降低企业金融化的结论一致。列（2）在列（1）的基础上纳入企业个体固定效应，回归系数为−0.034，在10%的水平上显著。列（3）为模型（1）的回归结果，在控制了一系列可能影响企业金融化的宏微观因素后，系数变为−0.036，且在5%的水平上显著。列（4）为基于列（3）的回归模型，加入行业固定效应后，系数变化不大，且在5%的水平上显著，这就表明增值税期末留抵退税政策的出台能够抑制企业金融化。综上可知，增值税期末留抵退税政策能够减少实体企业金融资产配置，有效遏制实体企业“脱实向虚”，本文研究假设得到验证。以上结论可能表明：一方面，留抵退税款相当于没有坏账风险的应收账款（何杨等，2019），能够增加企业现金流，从而削弱企业持有金融资产的蓄水池动机；另一方面，基于资源基础理论，在资源总量一定的情况下，由于享受留抵退税政策红利就需要符合业务范围限制，此时企业会将更多资源用于主业投资，减少对金融资产的投资，从而削弱实体企业对金融资产投资的逐利动机，引导企业“脱虚入实”。

(三) 稳健性检验^②

1.平行趋势检验。首先，本文描绘了实验组和控制组的共同趋势，发现政策实施之前两组样本金融化趋势基本一致，而政策出台之后实验组金融化呈现下降趋势，而控制组依然存在上升趋势；其次，选取留抵退税改革之前2016年第1季度至2018年第2季度的样本，以2018年第1季度至2018年第2季度作为处理期，2016年第1季度至2017年第4季度作为非处理期，使用模型（1）进行回归。经检验发现交互项Treat_i×Period_t不显著，说明处理组和控制组企业金融化程度在政策冲击之前具有相同的发展趋势，符合共同趋势假定。

2.安慰剂检验。考虑到企业金融化可能受到其他政策变革或随机因素的影响，本文采用时间安慰剂检验对研究结论的稳健性进行检验。本部分依然采用2016年第1季度至2019年第1季度的样本数据进行研究，只是将政策冲击时间提前，分别设置为2018年第1季度和2018年第2季度。经检验发现，交乘项Treat_i×Period_t并不显著，进一步验证了主检验研究结论。

3.替换关键变量的测度方式。借鉴张成思和张步昙（2016）等的做法，采用货币资金、持有至到期投资净额、交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售金融资产、长期股权投资、投资性房地产、应收股利和应收利息、债权投资、其他债权投资、其他权益工具投资之和除以总资产对金融化进行界定。经过以上处理，依然得到与主检验一致的结论。

4.子样本回归。本部分变更样本区间为2018年第1季度至2019年第1季度，以尽可能避免其他因素对企业金融化的影响。缩短样本区间得到的研究结论依然与主检验一致。

5.考虑增值税税负下调的影响。由于本文的研究区间属于我国增值税综改期，因此本文结论的稳健性可能受到2018年和2019年其他税收改革政策的影响。为排除这一影响，借鉴孙正等（2020）的研究，在模型（1）的基础上控制增值税税负变量Vat，采用增值税占GDP的比值来衡量，以此考察样本期间增值税税负变化对本文结论的影响。回归结果显示，在控制Vat变量后，增值税留抵退税政策（Treat_i×Period_t）依然对实体企业金融化有显著的抑制作用。

6.采用PSM-DID检验。首先，以是否受财税〔2018〕70号政策的冲击为被解释变量，选择基准回归的控制变量作为协变量进行logit回归，由此得到倾向得分。接着，根据倾向得分按照最近邻匹配的方式进行样本配对。最后，采用配对后的样本进行DID回归。经过PSM-DID检验所得到的研究结论依然与主检验一致。

五、机制检验

前文从理论层面对增值税期末留抵退税政策抑制实体企业金融化的路径进行了分析，即增值税留抵退税政策通过“现金流效应”和“主业投资效应”分别削弱金融资产配置的预防储蓄动机和逐利动机，进而抑制实体企业金融化。具体而言，一方面，增值税留抵退税额作为企业获得的一笔额外资金，能够使企业现金流充裕，通过直接增加企业内源融资以及间接提升企业外部融资能力支持主业发展，削弱金融资产的蓄水池动机；另一方面，留抵退税政策能够影响企业的投资决策，很可能提升企业的主业投资，削弱金融资产对主业的替代效应。本部分通过中介效应模型检验增值税期末留抵退税政策是否通过“现金流效应”和“主业投资效应”抑制实体企业金融化。

(一) 现金流机制检验

当企业基于预防目的持有金融资产时，能在一定程度上缓解企业融资约束，并为企业主业活动提供保障（Denis和Sibilkov，2010），体现为蓄水池动机。增值税期末留抵退税政策的实施使企业获取额外的现金流，而企业获得退税资金后不仅能直接增加现金流，缓解内源融资约束，还能通过增加内部积累促进外部资金供给的增加以及外部融资成本的降低，从而满足主业投资资金需求，削弱金融投资的预防储蓄动机，进而抑制企业金融化，体现为“现金流效应”。因此，本文预期增值税期末留抵退税政策会通过增加企业现金流抑制企业金融化。本文借鉴黄贤环等（2021）的研究，以现金流（Cf）作为中介变量，采用经营活动产生的现金净流量占总资产的比重进行衡量，并构建以下中介效应模型对以上预期进行验证：

$ F{{in}}_{i,t + 1} = {\beta}_0 + {\beta}_1 Treat_i \times Period_t + \Sigma {\beta}_n Controls + {\mu}_i + {\lambda}_t + {\varepsilon}_{i,t} $

(2)

$ C{{f}}_{i,t + 1} = \beta_0 + \beta_1 Treat_i \times Period_t + \Sigma \beta_n Controls + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{i,t} $

(3)

$ F{{in}}_{i,t + 1} = \beta_0 + \beta _1 Treat_i \times Period_t + \beta_ 2 Cf_{i,t + 1} + \Sigma \beta_{n}Controls + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{i,t} $

(4)

模型（2）−（4）用于检验“增值税期末留抵退税—现金流效应—金融化程度”这一路径。如表4所示，列（1）显示增值税留抵退税政策显著抑制了实体企业金融化程度，与主检验回归结果一致。从列（2）可知，政策效应（Treat_i×Period_t）的回归系数为0.004，在1%的水平上显著，表明享受政策优惠的企业增加了经营活动现金流（Cf_i,t+1）。列（3）则考虑政策效应（Treat_i×Period_t）和现金流（Cf_i,t+1）联合对实体企业金融化的影响，其中Treat_i×Period_t和Cf_i,t+1的回归系数均显著为负。同时，Sobel检验的系数为−0.001，在5%的水平上显著。这表明增值税留抵退税政策的确通过增加企业现金流产生“现金流效应”，弱化持有金融资产的“预防储蓄动机”，进而抑制企业金融化。

(二) 主业投资机制检验

当企业基于投机目的持有金融资产时，企业为追逐利润最大化将资源用于金融资产投资，而使主业发展缺少资金支持，此时表现为投资替代动机。增值税留抵退税政策着力为企业解决留抵不退问题，为主业投资提供充足的资金，能够在一定程度上降低主业投资的成本和风险，弱化金融投资的替代动机，进而抑制企业金融化，体现为“主业投资效应”。因此，本文预期留抵退税政策将会通过促进主业投资，进而抑制企业金融化行为。基于此，以主业投资（Mbi_i,t+1）作为中介变量，采用固定资产占总资产的比重进行衡量，并构建以下中介效应模型对上述预期进行检验：

$ F{{in}}_{i,t + 1} = \beta_0 + \beta_1Treat_i \times Period_t + \Sigma \beta_nControls + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{i,t} $

(5)

$ {{Mbi}}_{i,t + 1} = \beta_0 + \beta_1Treat_i \times Period_t + \Sigma \beta_ nControls + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{i,t} $

(6)

$ Fin_{i,t + 1} = \beta_0 + \beta_1 Treat_i \times Period_t + \beta_2 Mbi_{i,t + 1} + \Sigma \beta_nControls + \mu_i + \lambda_t + \varepsilon_{i,t} $

(7)

模型（5）−（7）用于检验“增值税期末留抵退税—主业投资效应—金融化程度”这一路径。如表4中列（4）的回归结果所示，增值税留抵退税政策显著抑制了实体企业的金融化程度，与主检验结论一致。根据列（5）可知，政策效应（Treat_i×Period_t）的回归系数为0.005，且在1%的水平上显著，表明享受政策优惠的企业显著增加了主业投资，这也印证了增值税留抵退税政策的出台能够刺激企业增加固定资产投资的观点。列（6）则考察政策效应（Treat_i×Period_t）和主业投资（Mbi_i,t+1）联合对实体企业金融化的影响，其中Treat_i×Period_t和Mbi_i,t+1的回归系数均显著为负。同时，Sobel检验的系数为−0.002，在1%的水平上显著。这就表明增值税留抵退税政策的实施的确通过促进主业投资产生“主业投资效应”，挤出金融资产投资，进而抑制企业金融化。

六、进一步分析

前文研究发现增值税期末留抵退税政策通过现金流机制和主业投资机制影响实体企业金融化水平。这就意味着影响企业现金流状况和政策执行的内外部因素很可能会对二者的关系产生影响。首先，在我国，国企与非国企产权性质的差异是一项独特的情境，在研究中国情境下的政策制度对企业投资行为的影响时，就需要考虑产权性质的差异。其次，企业自身面临的融资约束能够反映企业资金需求得到满足的程度，而外部金融生态环境则能够充分反映金融市场资金供给状况，这些都会影响企业融资情况和现金流的充裕度，很可能对增值税期末留抵退税政策带来的“现金流效应”产生影响，因此也有必要考虑内部融资约束和外部金融生态环境对本文基本关系的影响。最后，增值税期末留抵退税政策的“现金流效应”和“主业投资效应”的发挥关键在于政策的落实，而外部法制环境状况直接关系到增值税期末留抵退税政策的贯彻和执行，势必影响企业的现金流状况，进而直接影响企业投融资行为。鉴于此，本文接下来着重考察产权性质、融资约束、金融生态环境、法制环境对增值税期末留抵退税政策与实体企业金融化关系的影响。

(一) 考虑产权性质的影响

在我国，由于产权性质的特殊差异，相对于非国有企业，国有企业资产体量大、信誉度较高、有政府的扶持以及存在政治关联使其具有更加广阔的融资渠道，能够获取生产经营活动所需资金；相反，非国有企业由于自身资产体量较小，政府扶持和政治关联有限，融资渠道较窄，且融资金额相对较小（黄贤环等，2018）。因此，当增值税期末留抵退税政策的出台给企业带来现金流时，很可能对非国有企业金融化预防储蓄动机的削弱作用更加强烈。鉴于此，本文设置虚拟变量Soe，作为产权性质指标，当企业是国有企业则取值为1，否则取0，并对二者进行分组回归。回归结果如表5所示，由列（2）可知，政策效应（Treat_i×Period_t）对金融化（Fin_i,t+1）的回归系数为−0.038，且在10%的水平上显著为负，而列（1）的回归系数则没有通过显著性检验。同时，本文采用费舍尔组合检验（Permutation Test），通过Bootstrap抽样1000次得到组间系数差异和经验P值。根据回归结果可知，政策效应（Treat_i×Period_t）对金融化（Fin_i,t+1）的影响在非国有企业更显著，且组间系数差异值在1%的水平上显著。以上实证结果反映出增值税期末留抵退税政策的出台对非国有企业金融化的抑制作用更加明显，而对国有企业金融化行为的抑制作用不显著。这充分表明，由于国有企业和非国有企业因其自身资源禀赋和政策支持存在差异，增值税期末留抵退税政策的“现金流效应”对非国有企业金融化预防储蓄动机的抑制作用更加明显。

(二) 考虑融资约束的影响

现实中，企业普遍存在“融资难、融资贵”的问题，不同企业面临不同程度的融资约束。企业面临的融资约束程度不同会对留抵退税政策抑制企业金融化产生不同的影响。相对于融资约束较低的企业能够从较多渠道获取资金，以满足生产经营的需要，融资约束程度较高的企业外部融资渠道有限，为了预防未来可能存在的财务危机，更有动机投资于变现能力较强的金融资产，也即融资约束较高的企业其金融化的预防储蓄动机更强。而增值税期末留抵退税政策则能够为企业提供额外的现金流，缓解其融资约束。根据已有研究，若融资约束较高的企业现金流增加，将增加其主业投资，且主业投资的边际收益较无融资约束的企业高（Denis和Sibilkov，2010）。进一步地，若融资约束高的企业在政策实施以后更愿意投资主业，对金融化的抑制作用也会更强。因此，本文预期增值税期末留抵退税政策能够更加明显地削弱融资约束程度较高的企业金融化预防储蓄动机。鉴于此，借鉴刘行和赵健宇（2019）的研究，根据投资支出与经营活动产生的现金净流量之差占总资产的比例衡量外部融资依赖程度，该值越大，企业融资需求越大，融资约束程度越高。本部分按其中位数分为外部融资依赖程度较高组和外部融资依赖程度较低组进行检验，同时，采用费舍尔组合检验（Permutation Test），通过Bootstrap抽样1000次得到组间系数差异和经验P值，回归结果如表5所示。根据列（3）可知，政策效应（Treat_i×Period_t）对金融化（Fin_i,t+1）的回归系数在外部融资依赖程度较高组为−0.071，在1%的水平上显著；而列（4）则不显著，且组间系数差异值在1%的水平上显著。这就表明留抵退税政策确实对外部融资依赖程度较高的企业金融化抑制作用更加明显。

(三) 考虑金融普惠程度的影响

近年来，为响应“增强金融服务于实体经济的能力”的号召，迅猛发展的大数据技术与金融机构结合产生了数字金融。由于其能够跨越时间和空间的障碍，很大程度上提高了传统金融机构的效率，并且降低了融资企业与金融机构的信息不对称，缓解了企业的融资约束，同时提升了金融服务的普惠度，为许多中小企业解决了融资难题，体现了普惠金融的应有之义。已有研究发现，普惠金融会通过抑制金融化的蓄水池动机，从而抑制其金融化程度（陈春华等，2021）。因此，本文预期当企业所处地区的金融普惠程度较高时，增值税期末留抵退税政策对企业金融化的抑制作用更强。本文采用北京大学数字金融研究中心编制的“数字普惠金融指数”，将其按照中位数分组进行回归，同时采用费舍尔组合检验（Permutation Test），通过Bootstrap抽样1000次得到组间系数差异和经验P值。回归结果如表5所示，由列（5）可知，政策效应（Treat_i×Period_t）对金融化（Fin_i,t+1）的回归系数在金融普惠程度较高组为−0.060，且在1%的水平上显著，列（6）则没有通过显著性检验。综上，金融普惠程度较高组企业对政策的敏感度更高，说明较高的金融普惠程度确实能够强化增值税留抵退税政策对“脱实向虚”的治理效果，对企业金融化行为共同起到抑制作用。

(四) 考虑法制环境的影响

完善的法制环境可以通过促进金融市场的发展、缓解个体企业的融资约束、提高投资者保护、消除行业壁垒等提高企业的投资效率（李延喜等，2015）。同时，相较于法制环境较差的地区，法制环境较好的地区意味着具备一定程度的法律制度的完善性和法律制度执行的有效性。在法律制度较好的情形下，各项政策能够得到较好的落实，此时增值税期末留抵退税政策也能得到较好的执行。因此，法制环境也可能会影响增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化的抑制作用。本文预期在法制环境较好的地区，增值税留抵退税政策对实体企业金融化的抑制作用更明显。基于此，为了检验法制环境这一外部治理环境是否对留抵退税政策实施的利好效应起到加强作用，本文采用王小鲁等（2021）编著的《中国分省份市场化指数报告》（2021）“市场中介组织的发育和法制环境指数”来衡量法制环境，并将其按照中位数分组进行检验，同时采用费舍尔组合检验（Permutation Test），通过Bootstrap抽样1000次得到组间系数差异和经验P值。回归结果如表5所示，列（7）显示，政策效应（Treat_i×Period_t）对金融化（Fin_i,t+1）的回归系数在法制环境较好组为−0.051，且在5%的水平上显著；列（8）则没有通过显著性检验，且分组检验的组间系数差异值在5%的水平上显著。这表明在法制完备的地区，增值税期末留抵退税政策的实施对实体企业金融化的抑制作用更明显。

七、研究结论与启示

本文基于2016年第1季度至2019年第1季度我国沪深A股上市公司的数据，实证分析了增值税期末留抵退税政策对实体企业金融化的影响机理。结果表明，增值税期末留抵退税政策通过“现金流效应”和“主业投资效应”削弱了金融投资的预防储蓄动机和逐利动机，进而抑制了实体企业金融化；进一步分析发现，在非国有企业，融资约束程度较高、所处金融环境和法制环境较好地区的企业，增值税期末留抵退税政策能够更加显著地抑制金融化水平。本文的研究结论能够从完善我国留抵退税制度的视角为防范金融风险提供微观层面的经验证据，同时能够为我国继续加大力度实行留抵退税政策提供执行效果层面的理论支持。

本文的启示在于：（1）对存在留抵情况的企业而言，首先应积极向国家政策靠拢，根据文件要求提高自身信用等级，达到退税要求；其次，适时调整资本结构和投资方向，根据政策要求投资主业和研发创新，进而降低自身金融化程度；最后，加大主业投资力度，努力达到退税政策中对营业额的要求。（2）对已经得到退税款的企业而言，得到的额外资金极大地缓解了企业现有融资压力，释放了之前无法抵扣的款项，为企业注入了新活力。该类企业更应该积极投身研发创新，积极响应“供给侧结构性改革”的号召，使回笼资金更好地促进主业发展，从而满足更多优惠政策的条件，实现良性循环。（3）对政府部门而言，由于现阶段留抵退税政策涉及范围还较小、门槛较高，继续通过政策扩围释放企业活力并缓解疫情带来的主业经营压力刻不容缓。首先，留抵退税政策能够涵养税源，实现“去金融化”，为企业转型升级和高质量发展助力，政府部门应继续扩大留抵退税政策的范围，并适度降低享受优惠政策的门槛；其次，充分发挥增值税留抵退税政策对非国有企业和外部融资依赖度较高的企业金融化的抑制作用，更好地满足这类企业发展中的资金需求；最后，应继续营造良好的金融和法制环境，为增值税留抵退税政策治理企业金融化提供环境基础。

① 因篇幅限制，其余变量描述性统计结果在此不予汇报，有需要可向作者索取。

② 因篇幅限制，本文稳健性检验部分的实证结果在此不予汇报，有需要可向作者索取。