【摘要】文章選取2010—2023年我國A股上市公司為研究樣本，以“金稅三期”工程的試點作為一項準自然實驗，基于雙重差分模型探討稅收征管數(shù)字化升級影響企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的作用機制和異質(zhì)情況。實證研究發(fā)現(xiàn)，稅收征管數(shù)字化升級可顯著提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。作用機制驗證表明，稅收征管數(shù)字化升級主要通過優(yōu)化資源配置與緩解融資約束提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。異質(zhì)性檢驗顯示，當企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)為非國有、所處地區(qū)位于東部以及具備高科技屬性時，稅收征管數(shù)字化升級提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的效果更顯著。研究不僅有助于利益相關(guān)者更加全面準確地解讀企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力狀況以及稅收征管數(shù)字化升級在這一行為過程中的作用，而且有助于增強企業(yè)對金稅工程的重視與高效融合，以在未來抓住“金稅四期”工程的時代機遇，實現(xiàn)企業(yè)高效能高質(zhì)量發(fā)展。【關(guān)鍵詞】稅收征管；數(shù)字化升級；金稅工程；新質(zhì)生產(chǎn)力一、引言2023年9月，習(xí)近平總書記在新時代推動?xùn)|北全面振興座談會上指出要“積極培育新能源、新材料、先進制造、電子信息等戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)，積極培育未來產(chǎn)業(yè)，加快形成新質(zhì)生產(chǎn)力，增強發(fā)展新動能”，隨后在聽取黑龍江省委和省政府工作匯報時再次強調(diào)新質(zhì)生產(chǎn)力。新質(zhì)生產(chǎn)力這一概念的提出，賦予生產(chǎn)力新的時代內(nèi)涵，為經(jīng)濟社會高質(zhì)量發(fā)展提供了與時俱進的生產(chǎn)力理論指導(dǎo)，因此在高質(zhì)量發(fā)展的時代背景下，有必要深入探析新質(zhì)生產(chǎn)力的影響因素。目前關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力影響因素的研究主要集中于數(shù)字技術(shù)[1-2]、綠色技術(shù)[3]和數(shù)字經(jīng)濟[4-6]等方面，而關(guān)注稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力影響的研究鮮少。稅收征管數(shù)字化升級主要通過“金稅三期”工程的試點來體現(xiàn)，是利用大數(shù)據(jù)技術(shù)與云計算平臺，使用現(xiàn)代化手段監(jiān)管和征收所有稅種。該方法改變了傳統(tǒng)的“人管人”模式，實現(xiàn)了“程序管人”的現(xiàn)代化管理模式[7]，既能夠提升企業(yè)投資規(guī)模[8]、全要素生產(chǎn)率和社會責任履行程度[9]，又能夠降低融資約束程度[10]和投融資期限錯配程度[11]。那么一個自然的邏輯，稅收征管數(shù)字化升級能否影響企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平？若該影響得以證實，其作用機制與異質(zhì)性又是什么？本文在概述新質(zhì)生產(chǎn)力基本內(nèi)涵與影響因素的基礎(chǔ)上，探討稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力影響的程度、作用機制，同時提出稅收征管數(shù)字化升級助力企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力形成與發(fā)展的政策建議。二、文獻綜述從學(xué)術(shù)界來看，學(xué)者主要從新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵及其影響因素視角展開研究。第一，在科學(xué)內(nèi)涵上，新質(zhì)生產(chǎn)力是以科技創(chuàng)新發(fā)揮主導(dǎo)作用的一種生產(chǎn)力的躍遷，具備高效能，體現(xiàn)高質(zhì)量，是擺脫了傳統(tǒng)增長路徑、符合高質(zhì)量發(fā)展要求且更具融合性、更能體現(xiàn)新內(nèi)涵的生產(chǎn)力[12]。準確理解新質(zhì)生產(chǎn)力的內(nèi)涵特征，需要從“新”和“質(zhì)”兩個方面把握?！靶隆北憩F(xiàn)在充分發(fā)揮科技創(chuàng)新的驅(qū)動作用，以創(chuàng)新引領(lǐng)變革，通過生產(chǎn)技術(shù)、生產(chǎn)方式、生產(chǎn)模式的創(chuàng)新，突破傳統(tǒng)生產(chǎn)方式的局限，實現(xiàn)生產(chǎn)力新的飛躍；“質(zhì)”強調(diào)將技術(shù)的顛覆性突破作為創(chuàng)新驅(qū)動力，通過數(shù)字技術(shù)與先進制造技術(shù)的深度融合，全面提升生產(chǎn)效率，優(yōu)化生產(chǎn)流程和管理方式等，體現(xiàn)了高效能和高質(zhì)量。新質(zhì)生產(chǎn)力是“創(chuàng)新驅(qū)動”與“質(zhì)量牽引”以及二者協(xié)同演化的生產(chǎn)力發(fā)展新模式[13]。第二，關(guān)于新質(zhì)生產(chǎn)力的影響因素，學(xué)者主要從數(shù)字技術(shù)、綠色技術(shù)和數(shù)字經(jīng)濟等方面進行研究。首先，在數(shù)字技術(shù)不斷發(fā)展的背景下新一代信息技術(shù)變革催生的新質(zhì)勞動資料成為新質(zhì)生產(chǎn)力的重要構(gòu)成要素和根本特征[1]，并通過帶動企業(yè)內(nèi)部的管理創(chuàng)新促進新質(zhì)生產(chǎn)力的涌現(xiàn)與提升[2]。其次，綠色技術(shù)創(chuàng)新對新質(zhì)生產(chǎn)力的形成有正向促進作用，能夠推動形成新型勞動者、新型勞動資料、新型勞動對象，以大力發(fā)展更具創(chuàng)新性、融合性和高級化的新質(zhì)生產(chǎn)力[3]。最后，數(shù)字經(jīng)濟既是新質(zhì)生產(chǎn)力形成和發(fā)展的原因也是必然結(jié)果[4]，它從需求側(cè)、供給側(cè)與環(huán)境側(cè)緩解新質(zhì)生產(chǎn)力面臨的約束[5]，通過推動數(shù)字產(chǎn)業(yè)化與加快產(chǎn)業(yè)數(shù)字化促進新質(zhì)生產(chǎn)力的形成[6]。學(xué)者對稅收征管數(shù)字化升級影響后果的研究主要集中在以下方面：第一，稅收征管數(shù)字化升級與企業(yè)投融資。劉鎧豪[8]實證發(fā)現(xiàn)“金稅三期”工程提高了企業(yè)對外投資的可能性，增加了企業(yè)對外投資規(guī)模；蔡昌等[10]認為“金稅三期”工程從總體上緩解了企業(yè)融資約束程度。當學(xué)者聚焦投融資期限錯配時，存在截然相反的兩種觀點，一種認為稅收征管數(shù)字化升級抑制了企業(yè)投融資期限錯配[11]，另一種認為稅收征管數(shù)字化升級加劇了企業(yè)投融資期限錯配程度[14]。第二，稅收征管數(shù)字化升級與企業(yè)全要素生產(chǎn)率。稅收征管在數(shù)字化升級后有助于打破信息孤島，促進數(shù)據(jù)的使用，從而提高企業(yè)全要素生產(chǎn)率。但部分學(xué)者持不同意見。李建軍和王冰潔[15]指出“金稅三期”工程依托抑制技術(shù)創(chuàng)新和弱化企業(yè)資本配置效率的路徑降低企業(yè)全要素生產(chǎn)率，吳斌和舒竹語[16]也認同“金稅三期”工程會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率。第三，稅收征管數(shù)字化升級與企業(yè)社會責任?！敖鸲惾凇惫こ痰膶嵤┫拗屏似髽I(yè)的避稅行為，打破了企業(yè)與政府之間“以捐避稅”的隱性契約，進而降低了企業(yè)社會責任的履行[17]和慈善捐贈水平[18]。但也有學(xué)者[9]得出了不同的觀點，即“金稅三期”工程的實行促進了稅收優(yōu)惠政策的落實，進而提升了企業(yè)慈善捐贈的規(guī)模，并通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)、技術(shù)創(chuàng)新和稅收結(jié)構(gòu)降低了碳排放。不難看出，目前鮮有學(xué)者圍繞稅收征管數(shù)字化升級賦能新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展進行深入研究。在新時代背景下，稅收征管數(shù)字化升級創(chuàng)新引領(lǐng)傳統(tǒng)生產(chǎn)力發(fā)生躍遷，賦能新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展成為必然趨勢。那么如何利用稅收征管數(shù)字化升級賦能新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展，兩者之間的作用機制和異質(zhì)情況又如何，是值得深入研究的關(guān)鍵問題。三、理論分析與研究假設(shè)稅收與生產(chǎn)力天然密切關(guān)聯(lián)。陶然等[19]指出服務(wù)新質(zhì)生產(chǎn)力的形成與發(fā)展，是稅收現(xiàn)代化服務(wù)中國式現(xiàn)代化的應(yīng)有之義。稅務(wù)機關(guān)可以借助當今信息化和數(shù)字化的稅收征管平臺，促進形成新質(zhì)生產(chǎn)力[20]。與此同時，地方稅務(wù)局推出的稅收“菜單式”政策包、“一企一策”稅收服務(wù)，助力提升企業(yè)產(chǎn)業(yè)鏈實力與自主創(chuàng)新能力，持續(xù)為企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力發(fā)展賦能。綜合上述觀點與實踐，本文認為稅收征管數(shù)字化升級能顯著提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。稅收征管數(shù)字化升級能夠優(yōu)化資源配置。首先，稅收征管數(shù)字化升級提升了企業(yè)對數(shù)據(jù)匯集、處理的能力以及納稅效率，極大地降低了人工成本。一方面，深化大數(shù)據(jù)共享應(yīng)用，企業(yè)能更便捷地獲取與提交相關(guān)信息，減少了數(shù)據(jù)收集與處理的工作量，同時對歷年納稅情況進行分析管理能減輕企業(yè)在稅務(wù)籌劃方面的人力負擔；另一方面，暢通辦稅過程，電子發(fā)票等的申領(lǐng)、開具、交付、查驗等流程自動化簡化了納稅人的數(shù)據(jù)處理流程，減少了人工操作的需要，人工成本的節(jié)約可以釋放冗余資源，減少資源誤置，從而加速實現(xiàn)生產(chǎn)要素的升級和配置效率的優(yōu)化。其次，稅收征管數(shù)字化構(gòu)建了一套嚴格并覆蓋所有企業(yè)的監(jiān)管系統(tǒng)，將企業(yè)基礎(chǔ)信息、與各有關(guān)方來往信息、納稅信用等級信息等囊括在內(nèi)，降低了控股股東侵占利益行為和管理層機會主義行為發(fā)生概率[7]，有效減少了資源在管理層的浪費與不合理使用。同時，稅收征管數(shù)字化升級明顯加強了征管力度，較強的稅收征管力度可以更大程度抑制企業(yè)內(nèi)部人的自利行為，緩解企業(yè)內(nèi)外部代理沖突，從而改善公司治理水平，提高企業(yè)價值，保障企業(yè)的清償能力和中小股東的利益，使企業(yè)資源得到合理利用與分配[21]。稅收征管數(shù)字化升級能夠緩解融資約束。首先，基于企業(yè)內(nèi)部視角，稅收征管數(shù)字化升級通過消除信息不對稱減少了企業(yè)融資的負面影響。融資約束產(chǎn)生的重要原因之一是外部資金提供者與資金需求者之間存在信息不對稱[22]，而稅收征管數(shù)字化升級建立的業(yè)務(wù)信息交流與共享平臺打破了外部資金提供方的信息壁壘，使他們能安全可靠地了解企業(yè)各方面情況并作出客觀評估，易于企業(yè)獲得更多融資[7]。同時，通過數(shù)字技術(shù)進行綜合分析，使不同部門之間使用同一稅收數(shù)據(jù)源，遏制了企業(yè)出于不同目的而向利益相關(guān)方提供不同數(shù)據(jù)的行為，減少了數(shù)據(jù)在信息傳遞過程中被損害、篡改的風險，保證了數(shù)據(jù)的透明度與真實性，從而緩解因信息不對稱帶來的融資約束。其次，基于企業(yè)外部視角，稅收征管數(shù)字化升級通過外界賦予的聲譽機制給企業(yè)融資帶來了正向效應(yīng)。稅收征管數(shù)字化升級會對社會公布納稅信用評價等級為A的納稅人名單，這向社會各界傳達了一個官方認可的積極信號，顯著增加了A級納稅企業(yè)的聲譽和曝光度[23]。聲譽理論認為聲譽機制能夠以較低的成本維持交易秩序，因此納稅信用評級的公布，即聲譽機制的發(fā)揮會影響企業(yè)的融資規(guī)模[10]，對納稅信用評級為A的企業(yè)，銀行更愿意提供貸款[22]，供應(yīng)商對其提供的商業(yè)信用融資規(guī)模也更大[24]。資源配置優(yōu)化與融資約束緩解后，提升了企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平。第一，優(yōu)化資源配置與緩解融資約束驅(qū)動企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新，賦予生產(chǎn)力“新”的內(nèi)涵。新質(zhì)生產(chǎn)力以創(chuàng)新起主導(dǎo)作用，企業(yè)內(nèi)部的技術(shù)創(chuàng)新是新質(zhì)生產(chǎn)力提升的重要來源[2]。一方面，優(yōu)化資源配置從企業(yè)內(nèi)部出發(fā)，減少企業(yè)因資源錯配導(dǎo)致的資源浪費，使企業(yè)內(nèi)部資金得到合理的規(guī)劃與利用，促使各類優(yōu)質(zhì)要素向創(chuàng)新領(lǐng)域聚集；另一方面，緩解融資約束從企業(yè)外部出發(fā)，不斷吸引新的資本進入企業(yè)，保障了企業(yè)用于創(chuàng)新研發(fā)資金鏈的連續(xù)性。二者均為企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新提供了條件，使企業(yè)擁有充足的資金與完備的規(guī)模體系用于生產(chǎn)技術(shù)、生產(chǎn)方式、生產(chǎn)模式的研發(fā)與創(chuàng)新，即賦予生產(chǎn)力“新”的內(nèi)涵。第二，優(yōu)化資源配置與緩解融資約束驅(qū)動企業(yè)生產(chǎn)效率提高，推動生產(chǎn)力實現(xiàn)“質(zhì)”的飛躍。加快培育和發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力，實質(zhì)是提升生產(chǎn)要素的使用效率[1]。一方面，資源配置得到優(yōu)化后能提高資源的流動性和利用率，確保生產(chǎn)要素如勞動力、資本和信息等在企業(yè)內(nèi)部由低效領(lǐng)域轉(zhuǎn)移到高效領(lǐng)域，從而驅(qū)動生產(chǎn)效率的提升，體現(xiàn)了企業(yè)向高效能發(fā)展；另一方面，融資約束得到緩解后，可實現(xiàn)規(guī)模經(jīng)濟以降低單位成本，可購置先進設(shè)備與優(yōu)質(zhì)材料以提高產(chǎn)品質(zhì)量，也可擁有充足的流動資金以應(yīng)對生產(chǎn)突發(fā)情況，進而優(yōu)化生產(chǎn)流程，驅(qū)動企業(yè)生產(chǎn)高質(zhì)量發(fā)展。二者通過提高企業(yè)生產(chǎn)效率來驅(qū)動企業(yè)高效能、高質(zhì)量發(fā)展，而高效能、高質(zhì)量作為新質(zhì)生產(chǎn)力“質(zhì)”的必然要義，恰恰體現(xiàn)了生產(chǎn)力的飛躍。基于以上分析，提出如下研究假設(shè)。H1：稅收征管數(shù)字化升級能顯著提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。H2：稅收征管數(shù)字化升級通過優(yōu)化資源配置提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。H3：稅收征管數(shù)字化升級通過緩解融資約束提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平。四、變量說明與模型設(shè)定（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源“金稅三期”工程于2013年逐步上線并推廣實施，至2016年實現(xiàn)全覆蓋?；诒疚牡难芯績?nèi)容和數(shù)據(jù)的可得性以及對政策實施時間跨度的考慮，本文選取2010—2023年我國A股上市公司為研究樣本，并對相關(guān)數(shù)據(jù)進行如下處理：（1）剔除金融行業(yè)的樣本；（2）剔除經(jīng)營不善的ST和*ST上市公司樣本；（3）剔除數(shù)據(jù)缺失樣本；（4）為消除極端值影響，對樣本數(shù)據(jù)執(zhí)行上下1%的縮尾處理。最終得到34282個觀測值。本文所使用的研究數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（CSMAR），數(shù)據(jù)處理與研究軟件為Stata18.0。（二）變量說明1.被解釋變量被解釋變量為企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力（Npro）。參照宋佳等[25]的做法，以創(chuàng)新為核心，基于生產(chǎn)力二要素理論，從勞動力和生產(chǎn)工具兩個層面構(gòu)建指標體系，考慮勞動對象在生產(chǎn)過程中的作用和價值，利用熵值法計算各指標的權(quán)重，從而形成企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力指標。2.解釋變量解釋變量為稅收征管數(shù)字化升級（Gtp）。稅收征管數(shù)字化升級以“金稅三期”工程的實施來衡量?！敖鸲惾凇惫こ滩捎梅峙圏c、逐步實施的方式來推進：2013年在重慶、山西、山東實現(xiàn)單軌運行；2014年在廣州、河南、內(nèi)蒙古正式上線；2015年在河北、安徽、吉林等14省展開推廣；2016年在江西、北京、陜西等省市完成全面建設(shè)。因此，本文構(gòu)建虛擬變量Gtp，當企業(yè)所在的地區(qū)在該年試點“金稅三期”工程后，賦值為1，否則為0。3.中介變量中介變量包括企業(yè)的資源配置（Ineff）和融資約束（WW）。本文度量資源配置借鑒Richardson的方法估計，該數(shù)值越大，意味著企業(yè)過度投資或投資不足的程度越嚴重，資源配置效率越低。吳秋生和黃賢環(huán)[26]將現(xiàn)有文獻度量企業(yè)融資約束的方法劃分為以下四種：一是單指標測度，如企業(yè)規(guī)模、年齡；二是借助模型系數(shù)，如投資—現(xiàn)金流敏感系數(shù)、現(xiàn)金—現(xiàn)金流敏感系數(shù)；三是構(gòu)建相關(guān)指數(shù)，如KZ指數(shù)、ZFC指數(shù)、WW指數(shù)、SA指數(shù)；四是基于企業(yè)信貸融資狀況或者管理層融資約束自我感知的調(diào)查數(shù)據(jù)進行判別。WW指數(shù)法評價企業(yè)融資約束具有易于計算、結(jié)果全面、精確度高且兼顧自身財務(wù)特征與外部行業(yè)特征的優(yōu)勢，因此本文選擇該方法衡量企業(yè)融資約束，該值越大表明企業(yè)受融資約束的程度越高。4.控制變量控制變量包括企業(yè)規(guī)模（Size）、股權(quán)集中度（Top10）、獨董占比（Bi）、董事會規(guī)模（Boa）、兩職合一（Dua）、資產(chǎn)負債率（Lev）、盈利能力（Roa）、經(jīng)營性現(xiàn)金流量（Cashflow）、無形資產(chǎn)占比（Intangible）、有形資產(chǎn)占比（Tangible）、營業(yè)收入增長率（Growth）、固定資產(chǎn)占比（Fixed）、企業(yè)效應(yīng)（Symbol）、時間效應(yīng)（Year）、行業(yè)效應(yīng)（Industry）和地區(qū)效應(yīng)（Province）。主要變量的說明如表1所示。（三）模型設(shè)定為考察稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的影響，構(gòu)建以下雙重差分模型來檢驗假設(shè)：其中，回歸模型的被解釋變量Nproit是企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力，解釋變量Gtpct為企業(yè)稅收征管數(shù)字化升級情況，Controlit表示在企業(yè)和地區(qū)層面控制變量的集合，Symboli為企業(yè)固定效應(yīng)，Yeart為時間固定效應(yīng)，Industryj為行業(yè)固定效應(yīng)，Provincec為地區(qū)固定效應(yīng)，？著是隨機干擾項，下標i、t、j、c分別代表企業(yè)、年份、行業(yè)和省份。五、實證分析（一）描述性統(tǒng)計表2列示了變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。被解釋變量Npro的最大值為15.570，最小值為0.696，標準差為2.778，說明各樣本企業(yè)不同年份的新質(zhì)生產(chǎn)力水平差距懸殊。解釋變量Gtp的均值為0.771，表明有77.1%的樣本試點“金稅三期”政策，即受到稅收征管數(shù)字化升級的影響?？刂谱兞繉用妫琒ize的均值與標準差統(tǒng)計值分別為8.267與1.381，體現(xiàn)了樣本企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模存在顯著差異；Top10最大值為0.906，最小值為0.234；Bi的標準差為0.053，反映各樣本企業(yè)間獨立董事在董事會中所占比例相差無幾；Boa的最小值1.609與最大值2.639相差近一倍，體現(xiàn)樣本企業(yè)董事會規(guī)模大小各異；Dua的均值為0.327，表明樣本區(qū)間內(nèi)的大部分企業(yè)董事長與總經(jīng)理兩職由不同人員擔任；Lev的最大值是0.870，最小值是0.047，說明部分樣本企業(yè)存在資產(chǎn)負債率過低或過高等不合理現(xiàn)象；Roa的最大值為0.197，最小值為負數(shù)；Cashflow的最大值為0.592，最小值為-0.403；Intangible與Tangible的標準差均小于0.1，表明不同樣本企業(yè)間無形資產(chǎn)、有形資產(chǎn)占比數(shù)值接近；Growth的平均值是0.156；Fixed的最大值是0.640，最小值是0.004，表明樣本中不同類型的企業(yè)對固定資產(chǎn)需求差異明顯。（二）基準回歸表3列示了稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力影響的回歸結(jié)果。列（1）為稅收征管數(shù)字化升級與企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的直接回歸結(jié)果，列（2）固定了企業(yè)效應(yīng)、行業(yè)效應(yīng)、時間效應(yīng)與地區(qū)效應(yīng)，列（3）在上述基礎(chǔ)上加入了控制變量進行回歸。結(jié)果顯示，解釋變量Gtp對被解釋變量Npro的回歸系數(shù)在加入固定效應(yīng)、控制變量前后均為正值，且至少在5%的水平上顯著，有效表明稅收征管數(shù)字化升級對促進企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提升具有顯著的正向效應(yīng)，H1得到驗證。（三）機制研究借鑒孫雪嬌等[22]的做法，檢驗在資源配置效率低、融資約束程度嚴重的情況下，稅收征管數(shù)字化升級是否對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的促進作用更明顯，從而驗證作用機制。1.優(yōu)化資源配置本文設(shè)定變量Ineff檢驗稅收征管數(shù)字化升級通過優(yōu)化資源配置提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的作用路徑一。根據(jù)企業(yè)資源配置效率（Ineff）將樣本分成兩組，若Ineff高于中位數(shù)定義為低組，賦值為1；否則定義為高組，賦值為0。將兩組樣本分別運用模型（1）進行回歸，傳導(dǎo)機制回歸結(jié)果如表4列（1）、列（2）所示。結(jié)果顯示，在資源配置效率低組，解釋變量Gtp的回歸系數(shù)為正，且通過10%水平的顯著性檢驗；在資源配置效率高組，其回歸系數(shù)不顯著。這說明對于資源配置效率較低的企業(yè)，稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提升作用更顯著，即資源配置作為稅收征管數(shù)字化升級影響新質(zhì)生產(chǎn)力的中介是成立的，H2得到驗證。2.緩解融資約束本文設(shè)定變量WW檢驗稅收征管數(shù)字化升級通過緩解融資約束提升企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的作用路徑二。根據(jù)企業(yè)融資約束程度（WW）將樣本分成兩組，若WW大于中位數(shù)定義為高組，賦值為1；否則定義為低組，賦值為0。將兩組樣本分別運用模型（1）進行回歸，傳導(dǎo)機制回歸結(jié)果如表4列（3）、列（4）所示。結(jié)果顯示，在融資約束程度高組，解釋變量Gtp的回歸系數(shù)為正，且通過5%水平的顯著性檢驗；在融資約束程度低組，其回歸系數(shù)不顯著。這說明對于融資約束程度較高的企業(yè)，稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提升作用更顯著，即融資約束作為稅收征管數(shù)字化升級影響新質(zhì)生產(chǎn)力的中介是成立的，H3得到驗證。（四）穩(wěn)健性分析1.平行趨勢檢驗政策實施前后實驗組與對照組滿足平行趨勢檢驗是運用雙重差分模型的前提，即在稅收征管數(shù)字化升級之前所有樣本企業(yè)的新質(zhì)生產(chǎn)力水平具有相似的時間變化趨勢，而在稅收征管數(shù)字化升級之后新質(zhì)生產(chǎn)力水平在實驗組與對照組之間呈現(xiàn)明顯的趨勢變化差異。為了排除實驗組與對照組自身差異對實證結(jié)果的影響，本文構(gòu)建模型（2）進行平行趨勢檢驗：其中，Gtpyearct表示企業(yè)稅收征管數(shù)字化升級的時間，構(gòu)建政策實施前三年（PRE3）、實施前兩年（PRE2）、實施前一年（PRE1）、實施當年（CUR0）、實施后一年（AFT1）、實施后兩年（AFT2）和實施后三年（AFT3）的虛擬變量，選取實施前一年（PRE1）為基準年，運用模型（2）進行回歸，回歸結(jié)果如表5所示。結(jié)果顯示，企業(yè)在稅收征管數(shù)字化升級之前的回歸系數(shù)PRE3、PRE2均不顯著，說明政策實施前實驗組與對照組樣本的新質(zhì)生產(chǎn)力水平無顯著差異；企業(yè)在稅收征管數(shù)字化升級以后的回歸系數(shù)CUR0、AFT1、AFT2、AFT3均在1%的水平上顯著為正，表明政策實施后企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平得到顯著提升，并且政策影響效果長期穩(wěn)定，再次驗證了H1。以上結(jié)果滿足平行趨勢檢驗要求。2.傾向得分匹配（PSM）為進一步緩解樣本遺漏變量、樣本自選擇給實證結(jié)果帶來的誤差，本文采用傾向得分匹配法為每一個實驗組樣本尋找最為相近的對照組樣本，并基于匹配后的樣本集執(zhí)行模型估計。具體而言，本文選取獨董占比（Bi）、董事會規(guī)模（Boa）、兩職合一（Dua）、經(jīng)營性現(xiàn)金流量（Cashflow）、無形資產(chǎn)占比（Intangible）為協(xié)變量，使用logit模型計算傾向得分，然后進行卡尺為0.05的1：1近鄰匹配，共得到34266個有效樣本，其中有26419個樣本得以匹配，回歸結(jié)果如表6所示。可以看到，實驗組與對照組在匹配后的均值大致相同，各協(xié)變量匹配后的標準化偏差得到明顯的縮小且均在1%以內(nèi)，這說明實驗組的樣本得到有效匹配。同時，匹配后的t值均不再顯著，PSM有效，排除了樣本偏差給實證結(jié)果帶來的影響，穩(wěn)健性得到保障。3.安慰劑檢驗為了排除本文的實證結(jié)果并非偶然性事件或不可觀測因素所致的，通過隨機選定稅收征管數(shù)字化升級的實施年份來進行安慰劑檢驗，即各試點省份在2010至2023年中隨機選取任一年作為“金稅三期”工程的實施年份，構(gòu)建“偽”試點時間。由于“偽”試點時間是隨機生成的，則此時稅收征管數(shù)字化升級不會對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力帶來影響，估計系數(shù)應(yīng)該在0附近，否則不能排除實證結(jié)果與模型的偏差。本文進行500次的隨機回歸估計，圖1為估計系數(shù)核密度分布圖。結(jié)果顯示，稅收征管數(shù)字化升級的平均估計系數(shù)接近于0，與基準回歸得到的實際估計系數(shù)0.1420相差甚遠；同時，p值大部分集中在0.1以上。上述結(jié)果有效說明稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力的影響并非偶然事件引發(fā)的，實證結(jié)果展現(xiàn)出穩(wěn)健性與可靠性。（五）異質(zhì)性分析前文實證部分表明，稅收征管數(shù)字化升級主要通過優(yōu)化資源配置與緩解融資約束來促進企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平的提升，下面區(qū)分企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、地區(qū)屬性及科技屬性的不同，進一步考察稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力影響的異質(zhì)情況。1.區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)決定了企業(yè)的運行模式、經(jīng)營目標與肩負的社會責任范疇，為檢驗其對研究結(jié)論帶來的差異，本文將樣本區(qū)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)進行回歸，結(jié)果見表7列（1）、列（2）。可以看出，非國有企業(yè)的Gtp系數(shù)顯著為正，而國有企業(yè)的Gtp系數(shù)并不顯著，這說明稅收征管數(shù)字化升級促進企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力水平提升在非國有企業(yè)中更能發(fā)揮作用?？赡艿脑蚴?，一方面國有企業(yè)肩負著國民經(jīng)濟調(diào)控的重任，承擔著更多的社會責任，具有完善的運營方針與嚴格的監(jiān)管制度，在稅務(wù)合規(guī)、數(shù)據(jù)處理、信息披露等環(huán)節(jié)有清晰規(guī)劃，有效避免了人工成本高昂與代理問題，即資源得到合理規(guī)劃與配置；另一方面國有企業(yè)通常擁有公開透明的信息交流與共享平臺以保障數(shù)據(jù)的透明度與真實性，且外界對其聲譽機制具有長期穩(wěn)定的認可度與信賴度，使其獲得融資的難度低于非國有企業(yè)。因此，稅收征管數(shù)字化升級促進新質(zhì)生產(chǎn)力水平提升的作用在非國有企業(yè)樣本中能發(fā)揮更大的作用。2.區(qū)分地區(qū)屬性習(xí)近平總書記強調(diào)要因地制宜發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力，表明不同地區(qū)發(fā)展新質(zhì)生產(chǎn)力的基礎(chǔ)不同?！敖鸲惾凇惫こ滩捎梅峙圏c的推進方式使處于不同省份的企業(yè)間存在稅收征管數(shù)字化升級的時間差異，從而為新質(zhì)生產(chǎn)力帶來不同影響。本文將企業(yè)樣本劃分為東部地區(qū)企業(yè)與中西部地區(qū)企業(yè)①，回歸結(jié)果如表7列（3）、列（4）所示。稅收征管數(shù)字化升級在東部地區(qū)企業(yè)的回歸系數(shù)為0.2152，且在1%水平上顯著，在中西部地區(qū)企業(yè)的回歸系數(shù)則不顯著?？赡艿脑蛟谟趶摹敖鸲惾凇闭邔嵤r間分析，東部地區(qū)的省份整體上具有先發(fā)優(yōu)勢，處于該地區(qū)的樣本企業(yè)與稅收征管數(shù)字化升級深度融合，對新質(zhì)生產(chǎn)力的積極作用較為明顯。3.區(qū)分科技屬性新質(zhì)生產(chǎn)力是以科技創(chuàng)新發(fā)揮主導(dǎo)作用的生產(chǎn)力，強調(diào)顛覆性突破性技術(shù)創(chuàng)新對新質(zhì)生產(chǎn)力的推動作用，因此本文推測企業(yè)的科技屬性不同，將導(dǎo)致稅收征管數(shù)字化升級對企業(yè)新質(zhì)生產(chǎn)力產(chǎn)生差異化影響。為驗證該猜測，參照姚凱和王亞娟[27]的做法②，將樣本企業(yè)區(qū)分為高科