压力就是动力？财政压力提升与企业提质增效*

◆黄保聪 ◆谭光荣

内容提要：文章基于中国工业企业数据和断点回归方法，评估财政压力对微观企业经营绩效的影响及其作用机制。研究发现：财政压力促使税务部门加强税收征管并提升税收努力程度，显著降低了微观企业的经营绩效。这一效应主要发生在东部发达地区、受融资约束更大的非国有企业和小规模企业。机制检验发现，财政压力可能会使企业通过逃避税负、降低融资约束水平和盈余管理能力对企业经营绩效产生负向影响。这对于提升企业经营绩效与中央事权改革均具有一定参考价值。

一、引言

近年来，随着中国经济进入新常态，深化改革促进实体经济提质增效、推动经济向高质量发展成为各级政府的工作重点。在这一过程中，地方政府发挥着至关重要的作用，其行为选择对微观企业经营发展特别是提质增效产生重要影响。但同时，随着大规模“减税降费”政策的实施，地方政府的财政压力明显增加，在税源有限的前提下，地方政府亦有可能通过提高税收征管力度以缓解财政压力。那么，在财政压力不断增大的背景下，地方企业的提质增效是否会因财政压力提升而受到影响？如若受到影响，企业应该如何调整自身经营行为以提升绩效、增强发展动能呢？为探讨和解答这一问题，本文尝试从财政压力视角对企业的绩效变化进行研究，以期为企业提质增效提供相关思考，进而为供给侧结构性改革和经济高质量发展提供一定的实证依据。

分税制改革以来，地方政府的自主裁量空间呈逐渐缩小之势，财政压力逐渐加大，众多研究开始聚焦于财政压力领域，探讨财政压力的形成及其可能的经济后果。很多学者就财政压力对经济增长、地方政府行为、供给侧改革、地区不平等、环境污染、税制分成、土地财政等宏观变量的影响进行了研究。然而令人遗憾的是，目前仅有为数不多的研究探讨了地方财政压力增加带来的微观经济后果。

宏观财政经济变动是无数微观经济主体行为共同作用的结果。理论研究和实践经验表明，政府尤其是基层政府对企业发展与决策具有不可忽视的影响。在中央集权的单一制国家，中央政府虽然可以通过税收政策、政治任免、转移支付等多种渠道影响地方政府的行为和决策，但是中央和地方政府之间仍然存在着巨大的信息不对称，地方政府依然具有一定的自主裁量权。地方政府可以通过放松税收征管、增加信贷供给、财政补贴和“政企合谋”等多种方式干预企业发展。例如，于文超等（2017）就税收征管活动对于企业融资约束的影响以及地方政府财政压力在其中的作用进行了研究。因此，探讨财政压力与经济发展之间的关系需要深入理解微观经济基础，但鲜有学者从微观视角系统评估财政压力与企业绩效之间的因果关系。

我国自2002年开始在全国范围内推行了企业所得税征管体制改革。其核心是将原属于地方政府的税收征管权限上收中央，增加中央宏观调控的能力。一方面，随着财权的层层上移，中央财政的比重持续上升，中央对社会经济事务和宏观调控的能力显著增强。这对于实现“全国一盘棋”、统筹城乡发展、破除二元经济发展格局以及统一全国大市场具有重要意义。但另一方面，中央的事权层层下放，地方政府在财权减弱的情况下需要承担更多的事权和支出责任，这会加剧地方的财政压力。此外，我国2002年推行的所得税征管体制改革采取了“一刀切”的政策，将原本属于地方征收的所得税上收中央实行六四分成，地方财政收入的外生改变使得地方政府面临的财政压力发生明显变化，这为我们研究财政压力对于微观企业的经济效应提供了契机。

鉴于此，本文基于中国工业企业数据，利用2002年所得税征管体制改革所导致的财政压力变化，使用断点回归方法（RD）实证评估财政压力提高对微观企业经营绩效的影响。与既有文献相比，本文可能的拓展以及边际贡献主要体现在以下几方面：第一，可以弥补以往研究中存在的内生性缺陷，较为准确地识别财政压力与企业绩效之间的因果关系。第二，本文试图从企业税负、融资约束和盈余管理等路径揭示财政压力提升对企业绩效的影响，阐明财政压力提高的微观经济后果，拓展了财政压力和企业绩效领域的研究。第三，本文的研究结论对现实政策制定亦具有重要启示。

二、制度背景

改革开放以来，我国的税收制度几经变迁。改革开放之初，为了恢复经济、发展生产，实行“放水养鱼”的策略，中央将大量的税收征管权下放地方。这一时期，得益于中央政府的放权让利，地方经济发展活力迅速恢复。但在放权过程中，中央政府仅仅将财权下放，并未将匹配的事权下放至地方政府。随着时间推移，改革的弊端逐渐凸显，一些地方政府开始谋求“藏富于企”，大力发展预算外收入，这导致中央税收收入减少，中央政府的宏观经济调控职能逐渐减弱。为了改变这一局面，提升中央对社会经济事务的调控能力，中央自1994年起，改变以往“财政包干”“分灶吃饭”“统收统支”的财税体制，实行中央和地方税收分成制度改革，即“分税制”改革。分税制改革明确划分了中央税、地方税、中央和地方共享税，使得中央在财政收入分配中的比重迅速提高，国家宏观调控和经济职能不断加强。但分税制改革由于历史局限和现实考量，也存在一些遗留问题。比如，将企业所得税的征管权限下放地方，由地方政府征收完毕后再上缴国库进行分成，这给予地方政府大量的自由裁量权和操作空间。地方政府官员出于政治晋升等考虑，会通过放松税收征管的方式招商引资，抢夺税源，造成了地方政府间的税收竞赛和过度投资，地区间要素流动受限、资源错配，影响了税收公平、效率以及全国大市场的统一。

为了减少上述负面影响，进一步厘清中央和地方税收征管权限，完善税收征管体制，中央于2002年进一步对征管权限进行调整，将企业所得税征管权限上收至中央，纳入共享税种行列确定比例进行央地税收分成。具体而言，中央政府对企业所得税征管机构做出了“一刀切”的决定，将2002年1月1日后成立企业的所得税征收权由地税局变更为国税局，那些2002年以前成立的企业则继续由地税局进行征管。显然，这一外生政策的出台会减弱地方政府进行税收竞争的能力，降低地方政府的自留财政收入，增加地方政府面临的财政压力，现有研究已经证实了这一点（范子英和田彬彬，2013；刘行等，2017；陈思霞等，2017；徐超等，2020）。与此同时，由于地方政府财政压力和税收征管的加强，会直接影响到辖区企业的税负和投资，降低企业获取利润的能力，对企业绩效造成冲击。此时，考虑微观企业对于税制改革的反应显得十分重要。因此，下文以所得税制改革为契机，构建断点回归模型，尝试探讨地方财政压力提升对于企业绩效的影响。

三、研究设计

（一）样本选择和数据来源

为了评估财政压力对微观企业绩效的影响，本文主要以1998—2007年中国工业企业数据为研究样本①样本期间为1998—2007主要由于财政压力指标的衡量（使用准自然实验衡量）以及本文研究方法的限制（断点回归主要获得局部处理效应），同时也为了与相关研究进行比较。，并根据需要对数据进行如下处理：第一，将1998年至2007年的截面数据按照企业代码、企业名称、法人代表等信息合并为面板数据。第二，对缺失值和异常统计值进行清理。参考相关研究，本文删除了异常的、不符合逻辑关系的观察值，删除了销售额明显小于500万、职工人数少于8人等方面的企业。

（二）模型设定与变量定义

为了较为准确地识别财政压力提高对于企业经营绩效的影响及潜在机制，主要通过如下计量模型进行检验：

其中，i代表企业个体，j代表企业所处行业，t代表时间，n表示企业所在地级市。Y为被解释变量，表示企业经营绩效，用总利润率（TPRO）和销售利用率（RES）表示，press为分组虚拟变量,gap为驱动变量。具体而言，本文将驱动变量设置为企业成立时间与2002年所得税征管体制改革实施月份之差。例如，企业开工时间为2001年10月，则gap=-3；若企业开工时间为2002年5月，则gap=4。因此，当gap大于等于0时，press处于实验组，取值为1，表明企业成立时间在政策实施后，反之企业处于对照组，取值为0。α1为财政压力对企业绩效的局部平均处理效应（LATE），γj、λn和δt分别表示行业、地区和时间层面的固定效应，X为其他控制变量，包括资产负债率、公司规模等公司层面的变量；εijnt为误差项。模型中变量的具体含义如下：

1.被解释变量

关于企业经营绩效的衡量，参考相关文献（Bernard et al.，2019；许年行等，2019），在基础回归中构建以下几个指标。一是总利润率（TPRO），用企业实际利润总额对数表示；二是销售利润率（RES），用企业利润总额与销售收入的比值表示。此外，稳健性检验部分将替换企业经营绩效的衡量来重新检验。

2.解释变量与其他控制变量

press为财政压力的衡量指标，若企业的成立时间位于2002年之前取值为0，反之取值为1，具体由驱动变量（gap）决定。关于控制变量，结合研究主题并考虑数据的可得性，参考相关文献，控制了总资产负债率（lev）、有形资产比率（fix）、公司的年龄（age）、企业规模（size）、资产流动性（cr）、资产的有形比率（tang）、抵押担保（fasset）和盈利能力（prof）等。为了防止异常值对结果的影响，对公司特征变量等连续变量在1%和99%分位数内进行Winsorize缩尾处理。相关变量的详细说明及计算如表1所示。

表1 变量的定义

lev 资本结构 总负债/总资产age 企业年龄 企业开业至今总年限size 企业规模 企业总资产的对数fix 有形资产率 非流动资产与总资产的比值prof 盈利能力 企业税前净利润与总资产比值cr 资产流动性 流动资产与流动负债的比值tang 资产有形比 （固定资产+存货）/总资产fasset 抵押能力 固定资产/总资产SOE 产权性质 国有企业为1，非国有企业为0 RES1 销售利润率 企业利润总额与营业收入PRO 企业利润率 营业利润与营业收入的比值EOUT 企业产出 企业当年实际工业总产值对数etr 企业所得税实际税率 应交所得税与利润总额的比值te 企业实际税率 应交所得税与资产总额比值Ta 盈余管理 操纵性应计利润

（三）描述性统计与分析

表2报告了主要变量的描述性统计结果。观察发现，企业经营绩效衡量指标TPRO、RES的均值分别为6.518、0.037，均大于0，说明样本企业在研究期间的绩效普遍向好。另外，企业经营绩效指标的标准差分别为1.833、0.082，且最小值与最大值之间存在明显差异，这说明样本企业在所得税制改革前后企业经营绩效出现了不同程度的调整，这为我们分析财政压力和企业经营绩效的关系提供了较好的数据基础。政策实施虚拟变量（press）为0和1变量。其余为公司特征变量，不存在明显的异常值和极端值，符合经济学现实和直觉，限于篇幅，不再一一赘述。

表2 变量的描述性统计

四、实证分析与解释

（一）主要实证结果与分析

表3汇报了地方财政压力提高对企业经营绩效影响的基础估计结果，其中列（1）至（2）为OLS回归的估计结果，列（3）-（6）为RD估计结果。从OLS初步回归结果不难发现，财政压力与企业绩效均在5%以上的显著性水平上负相关，初步说明财政压力与企业绩效呈现负向关系。不过，由于OLS估计结果会受到遗漏变量、选择偏误和双向因果等内生性问题干扰，估计的结果可能不准确。因此，为了准确识别两者关系，表3中第（3）-（4）列报告了RD回归的估计结果。从估计结果不难发现，2002年所得税征管体制改革后，由于地方政府财政压力的提升，企业的经营绩效受到明显的负向影响，均在5%以上的显著水平低于征管体制改革前，这说明所得税分享改革冲击了处理组企业的经营绩效，导致盈利能力降低。总体而言：与非改革企业相比，改革辖区企业的销售利润率平均降低了大约6%（0.0022/0.037）、总利润平均降低了大约2%，实证结果表明，财政压力的提高对企业绩效产生了显著的负向冲击。

表3 OLS和RD估计结果

为了保证基准回归结果的稳健，参照相关研究，本文在表3中第（5）-（6）列进一步报告了二次多项式估计结果；进一步地，表4中报告了在基准模型（1）中加入驱动变量和分组变量一次和二次交乘项的估计结果。观察发现所有的估计结果在改变函数形式后都没有发生明显改变①我们也尝试了三次、四次多项式，发现结果仍然稳健，限于篇幅具体结果未在文中报告,备索。。

表4 RD非线性估计结果

（二）稳健性检验

1.断点回归设计的有效性检验

断点回归模型的开展需要具备一定的前提条件。首先，需要检验被解释变量企业绩效在“临界点”附近是否存在明显的跳跃，检验结果如图1所示，可以清楚看到企业的绩效水平在断点附近出现了明显跳跃，这说明改革前后，企业的经营绩效受到了冲击。其次，需要检验其他前定变量，如企业年龄等在断点附近的连续性，检验表明众多前定变量在改革“临界点”附近并未发生明显的跳跃②详细报告略，备索。，这说明其他控制变量并未干扰本文的估计结果。最后，需要检验个体是否操纵估计结果，结果如图2所示，断点附近企业的成立时间是连续分布的，并未存在明显的跳跃情况，这说明个体并未操控估计结果。

图1 财政压力与企业绩效在改革处的断点

图2 个体的操控检验

2.安慰剂检验

断点回归设计结果主要依赖断点的设定。为了排除其他因素对于本文结果的干扰，保障结果的可靠，我们将政策实施的时间设定为2001年，并重新进行RD回归；同时我们也将断点的位置进行调整，设置为0.5、1和-0.3。检验的结果如表5所示，在更换政策冲击时点和断点位置后，财政压力与企业绩效之间的关系不再显著，这在一定程度上说明前文的估计结果是稳健的。

表5 安慰剂检验

3.替换企业绩效

为了解决样本衡量偏误问题，我们替换企业绩效的度量方式，对模型（1）再次回归，采用下面几种方式重新度量企业绩效：一是企业产出（PUT），用企业当年实际工业总产值对数来衡量；并利用省级CPI数据（以1999年北京市的CPI为基准）对企业产出等货币性变量进行平减；二是企业利润率（PRO），用营业利润与营业收入的比值表示；三是总资产利润率（ROA），用企业利润总额与总资产的比值表示；四是销售利润率（RES1），用企业利润总额与营业收入的比值表示。替换被解释变量衡量后的检验结果发现，前文基准回归的结果仍然是稳健的（见表6）。

表6 替换被解释变量

4.排除其他竞争性假说

在本文样本研究期间，还发生了其他一系列代表性的改革，这些改革可能会影响本文的基准估计结果。为了进一步排除其他竞争性政策的干扰，进行了如下处理：第一，删除了2004年东北三省开展增值税转型改革试点的企业；第二，由于2001年中国加入世界贸易组织，可能干扰本文的估计结果，我们控制了加入WTO对基准结果的干扰；第三，进一步地，我们也控制了2006年“农村税费”改革对本文的影响。检验结果见表7，在充分考虑以上竞争性假说后，估计结果仍然稳健。

表7 排除竞争性假说

5.其他带宽条件下的断点估计

断点回归模型主要估计“临界点”附近的平均处理效应，会受到多项式函数以及样本带宽的干扰。为了验证前文估计结果的稳健，我们选择改变断点估计的带宽，来对模型（1）进行回归。检验结果如表8中PanelA和PanelB所示，无论采用10个月、20个月、30个月、40个月还是45个月的带宽，估计结果仍然稳健。

表8 带宽敏感性检验

PanelB RES（±10） RES（±20） RES（±30） RES（±40） RES（±45）（1） （2） （3） （4） （5）press -0.0013（-0.004）-0.0011**（-0.0005）-0.0012*（-0.0007）-0.0018***（-0.0005）-0.0022***（-0.00050）样本量 190,390 363,124 512,081 628,335 686,077 R2 0.3797 0.3753 0.3711 0.3686 0.3661行业效应 YES YES YES YES YES年份效应 YES YES YES YES YES地区效应 YES YES YES YES YES控制变量 YES YES YES YES YES

（三）异质性分析

地方财政压力的变化可能对不同特征的企业具有不同的异质性，所处地区、所有制类型、企业规模不同都可能导致其所接受的政策激励存在差异。

1.地区差异

2002年的税制改革虽然采取“一刀切”的政策，但是考虑到各地区的资源禀赋以及经济发展阶段的差异，其面临的财政压力可能并不相同。同时，2002年的所得税分享改革采取增量分成模式，对税源增速不同的地区造成了差异化的财力损益，并会影响到辖区内企业的生产经营（徐超等，2020）。因此，我们将样本企业划分为西东中三个部分，分别检验地方财政压力变化对于地区企业绩效的影响。结果如表9所示，地方财政压力的提升对于东部发达地区企业经营绩效的冲击明显高于中西部地区，这表明在财政压力提升后东部地区企业绩效的提升面临更加严峻的外部挑战。

表9 地区差异

2.产权性质差异

国有企业和非国有企业虽然都是社会主义市场经济的重要组成部分，但国有企业由于历史原因和政治考量，不仅要以利润最大化为发展目标，还需要承担就业、公共事务、交通基础设施建设以及环境保护等方面的责任，因而其常常会受到政府的特殊照顾，相比于非国有企业更容易获得地方政府的税收优惠、财政补贴等。因此，地方财政压力的增加可能会更多地影响非国有企业。表10中的回归结果一定程度上支持了我们的假设，财政压力的提升没有提高国企的经营绩效，反而产生了负向效果，但统计上并不显著。同时可以看到，非国有企业的经营绩效在财政压力提升后显著降低，这说明非国有企业面临的压力比国有企业更大。

表10 产权性质差异

国企 非国企 国企 非国企控制变量 YES YES YES YES行业效应 YES YES YES YES年份效应 YES YES YES YES地区效应 YES YES YES YES样本量 29,516 573,713 38,335 677,313 R2 0.7047 0.7036 0.3593 0.3765

3.企业规模大小差异

大企业对地区的财政税收和经济增长具有重要的作用，一直以来更多地会受到地方政府的青睐，容易获得更多的信贷支持和优惠政策。与之相反，小规模企业由于规模小、盈利能力和抗风险能力较弱，会较多地受到市场环境的冲击。因此，随着地方财政压力的提升，地方政府税收征管等政策的收紧，小企业的绩效可能会受到更大冲击。我们利用国家统计局2003年发布的《统计上大中小型企业划分办法（暂行）》，按照销售额（3亿元及以上）、资产总额（4亿元及以上）和从业人员（2000人及以上）三项标准将企业划分为大企业和中小型企业，分组检验不同规模企业在财政压力提升情景下企业绩效的调整情况。结果如表11所示，可以看到财政压力提升对中小企业经营绩效的冲击作用明显高于大企业。

表11 企业规模差异

五、影响机制分析

（一）企业税负

所得税征管体制改革导致地方政府财政压力增大，地方政府财政压力增大后会加大辖区内企业的税收征管强度，以保证财政收入的稳定增长。税收征管强度提升会导致企业的税负相比改革前有显著的增加。企业税负的增加会挤压企业的利润空间，减少企业的利润留存，增加企业进行税收规避的意愿，最终可能会影响企业的经营绩效。事实上，田彬彬和范子英（2016）的研究就发现，所得税制改革导致地方财政压力增大，会增加企业进行税收规避的意愿，导致企业更多的避税。因此在这里我们试图评估改革是否显著提高了企业的税负。检验结果如表12所示，我们发现地方财政压力的提升并没有显著提升企业税负，相反企业税负还有一定程度的降低。一个可能的解释是，当面临严峻的征管压力时，企业进行避税的动机会增加，从而会降低实际税负。因此，随着地方财政压力的提升，企业为了增强发展动能会增加避税，但是避税的收益依旧无法弥补地方财政压力所导致的负面影响。

表12 企业税负机制

（二）融资约束

以银行贷款为代表的金融政策是影响企业生产经营的重要因素。税改后地方财政压力显著增强，这会促使地方政府收紧银根，加强税收监管，以保证税收的足额征收。当然，随着政府加强税收征管，企业面临的税负增加，企业预期的收益下降，企业在银行或其他金融部门贷款的难度可能会增加。于文超等（2017）的研究发现增加地方政府面临的财政压力、提升税收征管力度会加剧企业的融资约束。因此我们试图评估改革是否显著提高了企业的融资约束。我们借鉴刘行等（2017）的做法，采用SA指数的对数来衡量企业面临的融资约束。具体检验结果表明，地方财政压力的提升并没有直接增加企业的融资约束，详细结果省略备索。

（三）盈余管理

理论上，在资本市场上企业进行盈余管理，操纵公司业绩是不争的事实。一般而言，当企业在市场上遭受负向冲击时，往往会通过盈余管理来粉刷公司业绩，降低负向冲击对企业的影响。因而我们试图评估改革是否显著降低了企业的盈余管理。为此，我们采用操纵性应计利润的绝对值取负数衡量企业盈余管理，对盈余管理这一潜在的影响机制进行检验。观察发现，企业的盈余管理行为在地方财政压力提升后有一定程度的降低，这说明地方财政压力的提升降低了企业的盈余管理动机，从而减少了企业的现金流水平，详细结果省略备索。

六、研究结论与启示

本文基于中国工业企业数据，以2002年所得税征管体制改革的“准自然试验”构建断点回归模型，尝试从财政压力视角对企业经营绩效进行考察。研究发现，所得税制改革后，随着地方财政压力的提高，企业绩效受到了明显的负面冲击。进一步检验发现，相比于中西部地区企业、国有企业和大规模企业，在财政压力提高后，东部地区的非国有企业和小规模企业绩效下降更加明显。渠道检验发现，财政压力的提升可能会使企业降低税负、融资约束水平和盈余管理能力来抵抗风险，这一研究对于企业经营绩效提升与中央的事权改革均具有一定的借鉴意义。

近些年来，随着我国经济步入新常态，由高速增长向高质量发展阶段转变，经济增速和税收增速逐渐放缓，地方面临的财政压力进一步加大。因此，在未来的顶层设计中要加快中央和地方的事权改革，构建一套稳定的地方税体系，助力地方财政走出困境。此外，加快实体经济提质增效，提升企业的经营绩效是经济高质量发展的重要推动力。本文的研究结果表明，地方财政压力的提升会挤出企业利润，降低企业经营绩效。因而在未来的改革设计中，要系统评估财税改革的微观经济后果，做到财税制度改革与企业提质增效同步推进。