税收激励对中小企业绩效的影响*——来自固定资产加速折旧政策的经验证据

◆于井远 ◆李林木 ◆范梦珂

内容提要：基于2014年固定资产加速折旧政策，文章使用2010—2017年全国中小企业股份转让系统数据，利用双重差分法实证检验了税收激励对中小企业绩效的影响及作用机制。结果表明：固定资产加速折旧政策不仅具有降低企业税负的输血效应，还具有激励企业投资和研发创新投入的造血效应，从而有效提升了中小企业绩效；政策激励效应因企业税收遵从程度不同而有所差异。较高的税收遵从度有助于强化政策的激励效应，而税收不遵从行为显著弱化了政策效果。该效应主要表现在现金流动能力强和金融市场信贷可及性较高地区的企业中，这意味着缓解企业融资约束有助于降低企业税收规避程度，提升税收激励效果。

一、引言

税收激励的目的在于提升企业内生增长动能，激发市场主体活力。作为支持中小企业发展的重要举措，固定资产加速折旧政策具有发力精准、目标明确等特点。固定资产加速折旧政策通过允许企业将未来年度折旧费用在投资初期税前列支，发挥缓解企业融资约束的作用。根据我国2014年施行的固定资产加速折旧政策，生物药品制造业、专用设备制造业等6个行业的企业新购进固定资产可以采用缩短折旧年限或加速折旧的方式，将以后纳税年度的折旧费用提前列支，其中符合条件的小型微利企业新购进固定资产允许一次性税前扣除。2015年，又将政策适用范围进一步扩大至轻工、纺织等4个重点行业，2019年扩大至全部制造业。

然而，减税降费的目的并不仅限于降低企业税负，而是旨在通过降低税负激发企业活力。对于固定资产加速折旧而言，一方面，政策受惠企业前期年度所得税费用的降低相当于一笔“短期无息贷款”，即通过输血降低企业税负，减轻资金压力；另一方面，折旧费用前置产生的抵税上的时间价值有助于降低资本使用成本，刺激投资和鼓励创新，具有提升企业产出的造血效应。这对于企业尤其是普遍面临着融资约束的中小企业而言，无疑是雪中送炭。国内不少文献对固定资产加速折旧的经济效应进行了研究，总体上认为该政策不仅有效提升了企业投资和社会就业（刘行等，2019；刘啟仁，2019；谢申祥和王晖，2021），也有助于降低研发成本，激励企业增加创新投入与产出（李昊洋等，2017；林志帆和刘诗源，2022），提高劳动收入份额和全要素生产率（徐丹丹等，2021；李建强和赵西亮，2021）。

现有文献虽从多个视角考察了固定资产加速折旧政策的经济效应，但缺少来自中小企业层面的直接证据。在国家不断加大对中小微企业减税降费的背景下，有理由也有必要进一步研究其对中小企业的影响。且与大型企业相比，中小企业不仅面临着普遍的融资约束，还同时表现为较低的税收遵从度，尤其是面临严重融资约束时在税收规避和偷逃税的选择上更加激进（Edwards et al.，2016；Alm et al.，2019；Fan和Liu，2020），这就意味着固定资产加速折旧政策的激励效应可能会受企业税收规避程度的制约。

基于此，本文利用2014年固定资产加速折旧政策，结合全国中小企业股份转让系统数据，实证考察税收激励对中小企业绩效的影响及企业税收规避程度对政策激励效应的差异性作用。与已有文献相比，本文的边际贡献在于：第一，丰富了税收激励方面的研究。借助于固定资产加速折旧政策，通过实证研究识别税收激励与企业健康发展的因果关系及企业税收规避的调节作用，是对税收激励效应文献的有益补充。第二，拓宽了固定资产加速折旧政策经济效应方面的研究。已有文献主要基于上市公司数据研究该政策的经济效应。与此类公司相比，中小企业面临着融资难、融资贵、税收遵从度低等诸多特征，税收激励如何影响中小企业，有待严谨的实证检验加以证实。第三，在当前实施新的组合式减税降费背景下，本文也为如何利用税收激励助力中小企业发挥经济韧性提供了微观上的经验证据。

二、理论分析与研究假设

就输血效应而言，税收激励可直接降低企业税负，缓解资金来源压力。尤其是对于创新投入更多来源于内部资金的中小企业而言，税收激励所产生的现金流将会直接放宽企业融资约束，助力企业成长（Guceri和Liu，2017；Wang和Kesan，2020）。根据企业所得税计税原理，企业采购的固定资产在当期和以后年度通过计提折旧的形式在税前扣除，折旧方式为直线法和加速折旧法。与直线法不同，加速折旧法允许企业将固定资产的后期折旧费用前移，降低投资初期的应交企业所得税税额。这样一来，通过费用前置而将本属于前期应交的企业所得税后移，可以有效缓解企业融资约束，尤其是对固定资产占比较大的行业，政策效果更为显著（童锦治等，2020）。

就造血效应而言，固定资产加速折旧能有效激励企业投资和研发，通过提高投资收益率和研发创新水平进而提升内生增长动力。刘行等（2019）研究发现，受政策影响的企业在政策实施后，显著扩大了固定资产投资速度，且提高了企业投资—投资机会敏感度。刘啟仁等（2019）研究表明，该项政策对资产偏长期和急需更新固定资产的企业影响尤为显著，并助推了部分企业对自购固定资产的选择。刘啟仁和赵灿（2020）进一步发现，固定资产加速折旧还显著增加了企业对技能劳动力的雇佣，而对非技能劳动力的影响并不显著，由此促进了人力资本升级。李建强和赵西亮（2021）同样证实，固定资产加速折旧促进企业投资的同时，通过优化人力资本结构提高了企业全要素生产率。由于技术创新是决定企业成长力和竞争力的关键要素，现有文献也广泛讨论了固定资产加速折旧的创新激励效应。李昊洋等（2017）研究表明，固定资产加速折旧提升了企业参与研发投入的积极性。石绍宾和姚淼（2020）还发现固定资产加速折旧有利于提升企业的整体创新产出。

据此，本文提出以下研究假设：

H1：固定资产加速折旧政策有利于提升中小企业绩效。

H2：固定资产加速折旧政策一方面通过降低企业税负、缓解融资约束提升企业绩效，体现为输血效应；另一方面能够有效刺激企业投资和研发创新投入，增强内生增长动力，体现为造血效应。

然而，融资约束更高的公司在税收规避和偷逃税上也可能会更加激进。Bachas et al.（2019）发现企业税收遵从度与企业规模大小密切相关，相对于大公司，小公司的税收遵从度偏低。Fan和Liu（2020）发现，固定资产加速折旧政策有效促进企业投资的同时，其激励效应受到企业税收规避程度的制约。由于企业的税收规避行为往往不具有合法性，这会导致那些具有较强逃税动机的企业增加交易的信息不对称程度，花费过多精力专研于如何进行税收规避和偷逃税，而不是投入于经营管理。刘行和叶康涛（2013）通过考察企业避税对投资效率的影响，发现企业的避税程度越高，非效率投资越严重。此外，企业税收不遵从行为也会带来诸如代理成本、政治成本、声誉损失成本等一系列成本（王亮亮，2021）。据此，提出第三个研究假设：

H3：较高的企业税收遵从度有助于强化固定资产加速折旧政策对中小企业绩效的积极作用，而偷逃税行为会弱化政策激励效果。

三、研究设计

（一）数据来源

本文使用新三板挂牌企业作为分析对象，并对数据进行以下处理：首先，剔除金融保险类和房地产类公司样本，统一使用合并报表类数据；其次，剔除资产负债率、资产净利率、资产总计、负债总计、总资产小于、等于流动资产等财务指标异常的样本企业；最后对全部连续型变量在1%的水平缩尾处理。最终得到5234家企业12341个观测值。本文以2010—2017年为样本期间，基于以下两个考虑：第一，我国于2009年完成了增值税转型改革，以2010年为样本初期可以避免增值税转型冲击的干扰；第二，新三板企业于2005年挂牌，而本文数据来源于CSMAR数据库，2010年之前的样本数据和2018年及以后样本数据缺失较多，且2019年起固定资产加速折旧政策推广至全部制造业。确定2010—2017年为样本区间，可避免政策干扰和数据失真。本文所使用数据主要来源于国泰安新三板研究数据库、《中国统计年鉴》和《中国税务稽查年鉴》。

（二）变量定义

1.被解释变量。本文重点关注税收激励对中小企业绩效的影响。企业绩效意味着企业的市场竞争力和成长力，是其实现可持续发展的动力源泉，也是中小微企业发挥经济韧性支撑作用的集中体现。已有研究使用以下指标度量：企业升级、人均产值、人均销售收入及人均利润、企业产出、持续能力和经营状况等。结合样本数据特点，本文从经营能力、产出能力和流动性出发构造企业绩效变量，具体选择资产净利率、成本利润率、营业利润率表征企业经营能力，以人均净利润、人均营业收入表示企业产出能力，以流动资产占比、流动比率和经营活动现金周转率表示企业流动性，并使用主成分分析法计算得到企业绩效的代理变量。

2.核心解释变量。双重差分模型中，需要依据政策冲击将样本划分为处理组和控制组。本文中固定资产加速折旧政策是核心解释变量。根据相关文件，将2014年及之后生物药品制造业，专用设备制造业，铁路、船舶、航空航天和其他运输设备制造业，计算机、通信和其他电子设备制造业，仪器仪表制造业，信息传输、软件和信息技术服务业等6个行业的企业，2015年轻工、纺织、机械、汽车等四个领域重点行业企业划分为处理组，赋值为1；其他行业企业划分为控制组，赋值为0。

3.调节变量。本文目标除研究固定资产加速折旧对中小企业的激励效应外，也重点考察该效应是否因企业税收不遵从而有所差异。就其度量指标而言，文献中较常使用账税差异法和回归残差法度量上市公司税收遵从度及税收规避行为。其中，账税差异法被作为税务部门判断企业是否存在避税嫌疑的重要指标，可以较好反映企业税收规避问题。本文使用1减去该计算方法得到的税收规避指标表征企业税收遵从，并以交互项形式考察企业税收遵从度对政策效应的强化作用，本文预计此交互项系数为正。此外，税务局每年还会对辖区企业展开常规稽查和专项稽查，这有助于降低企业的税收规避程度，提高税法的威慑作用。为进一步论证税收不遵从的激励弱化作用，使用地方税务局样本年度中税务稽查中问题企业占比表示辖区内企业平均税收不遵从程度，同样以交互项的形式考察税收不遵从程度的提高是否会降低政策的激励效应，预计此交互项系数为负。

4.其他控制变量。借鉴已有研究，本文还控制了企业规模、资产负债率、资本密集度、企业年龄、财务成本及市场竞争程度等可能影响企业绩效的变量。其中企业规模使用资产总计的自然对数表示；资产负债率为总负债除以总资产；固定资产占比表示资本密集程度，为固定资产净额除以总资产；企业年龄用样本年份减去成立年的自然对数表示；用财务费用占比经营收入表示企业经营中支付的利息费用；用营业收入计算的赫芬达尔—赫希曼指数表征企业所处行业的市场集中程度。

（三）模型设定及描述性统计

基于以上分析，本文使用双重差分考察税收激励对中小企业绩效的影响。模型设定如下：

其中，被解释变量vitalityit是中小企业绩效；didit是双重差分变量，如果企业i在改革当年处于固定资产加速折旧政策规定所属行业领域，则为1，反之为0；待估计参数a1是本文重点关注的系数，若其显著大于0，说明固定资产加速折旧政策的实施有利于提升企业绩效，反之则说明其无助于提升企业绩效；controlit是企业类控制变量，rt、ut分别是时间固定效应和个体固定效应，eit为随机误差项，标准误聚类到企业层面。

为进一步研究企业税收不遵从对固定资产加速折旧政策效应的影响，本文在式（1）的基础上加入核心解释变量与税收不遵从的交互项以考察其调节效应，具体为式（2）。

其中，Tax-complianceit为企业税收规避程度的度量指标，本文使用前述部分度量的税收遵从（税收不遵从）表示。如果a2显著大于0，表明固定资产加速折旧政策对税收遵从度较高的中小企业的影响更为积极，即提高企业税收遵从有助于提升税收优惠的激励效应，反之税收规避程度的增加会弱化政策效应。其他变量设置与式（1）一致。

表1列示了本文主要变量的描述性统计结果。

表1 描述性统计

四、实证结果分析

（一）基准回归分析

表2报告了式（1）的回归结果。其中，模型1仅控制了个体效应和时间效应。从核心解释变量的估计系数看，其在1%的水平上显著为正，说明固定资产加速折旧政策的实施显著提高了中小企业绩效，对其发展具有明显的政策激励效应。模型2在模型1 的基础上控制了企业类特征变量，估计系数仍然在1%的水平上显著为正。最后，模型3进一步控制了市场竞争行业类变量，核心解释变量的估计系数为0.0867，在1%的水平上显著。以上说明固定资产加速折旧政策的实施显著提升了受惠企业的市场绩效，研究假设1得到证实。

表2 基准回归分析

模型4—模型6为式（2）的回归结果，其中模型4和模型5中的企业税收遵从度为分别使用账税差异法和残差回归法计算得到。结果表明，在进一步加入了固定资产加速折旧政策与企业税收遵从的交互项后，模型4和模型5中的交互项系数也均在1%的水平上显著为正，这意味着固定资产加速折旧政策的实施对税收遵从度较高的企业绩效影响更大。换言之，企业税收遵从度越高，加速折旧政策产生的税收激励效应越大。模型6通过加入政策与企业税收不遵从的交互项再次进行回归，回归结果显示交互项系数显著为负，说明企业税收规避程度的增加显著弱化了政策激励效应。以上回归结果证实了研究假设3的成立。

（二）稳健性检验

1.平行趋势检验。为验证基准回归结果的有效性，本部分通过人为改变政策时间的方式展开平行趋势检验，分别将政策执行时间人为提前1—4年，并构造反事实政策虚拟变量，然后代替基准模型中的核心解释变量。可以推知，如果加速折旧对中小企业绩效的影响显著存在，则通过人为设定政策虚拟变量的待估参数不应该显著。反之若反事实设定的政策虚拟变量估计系数显著，则可以认为本文基准回归结果可能是由于其他因素所致，即加速折旧政策的激励效应并不真实存在。表3中模型1和模型2汇报了反事实设定政策时间的估计结果。可以看出，无论是否加入控制变量，反事实估计结果均不显著。这说明政策实施前，处理组和控制组中的中小企业绩效均值变化并无显著性差异，即验证了本文基准回归结论的稳健性。

表3 两阶段双重差分法

2.两阶段双重差分法。本文已经对加速折旧的税收激励效应进行了实证分析。但根据Goodman-Bacon（2021），在以2015年企业为处理组时，也同时包含了2014年处理组作为控制组的情况。由于此时的结果变量已经包含了处理效应，并不是一个理想的对照组。对于本文样本而言，2015年的处理组占比为44.04%，使用传统的双重差分模型估计可能因为此部分权重过大产生估计偏误。为此，本文使用两阶段双重差分估计方法进行稳健性检验。即第一步使用还未处理的观测样本识别潜在结果，第二步是根据第一步可以获得未处理组的预测值，然后将处理结果下的观测值与预测值进行差分，得到个体水平的处理效应，再加总得到总的平均处理效应。估计结果见表3中模型3和模型4，其中各个模型的变量设置均与表2一致。可以看出，在去除了估计偏误后，各个模型的回归结果均比表1中更大。以模型3为例，固定资产加速折旧对中小企业绩效的影响为0.4006，可以认为在剔除了估计偏误后，中小企业绩效得到了显著提升。

3.更换被解释变量。基准回归中，中小企业绩效是个综合性指标，由于度量方法不同，可能致使回归结论有所偏差。借鉴已有研究，本文继续使用净资产利润率、营业利润率、成本利润率等单一指标度量企业绩效，在式（1）的基础上替换原被解释变量再次回归，结果见表4中模型1—模型3。可以看出，替换了模型中被解释变量后，双重差分的估计参数依然为正，可以认为本文结论的稳健性并不因指标选择的差异而有所改变。

表4 稳健性检验

4.消除“营改增”影响。考虑到本文结论可能受到“营改增”影响而有所偏差，在基准回归中加入“营改增”这一政策变量，以控制“营改增”对政策效应的干扰。具体是，当中小企业属于当年分地区试点行业中时，赋值为1，反之为0，再次使用两阶段双重差分法对式（1）进行回归。由表4中模型4的回归结果看，控制了“营改增”影响后，核心解释变量的估计参数为0.8179，依然在1%的水平上显著，说明了基准回归结论的稳健性。

5.消除企业所得税减半征收影响。为排除此类减税政策对回归结论的干扰，本部分进一步控制企业所得税减半征收政策。由于新三板公司财务报表并未公布其应纳税所得额的具体数据，本文以企业年度缴纳的企业所得税除以20%表示，然后在全样本中剔除符合2010—2017年企业所得税减半征收标准的企业后再次回归，结果见表4中模型5。结果显示，在去除企业所得税减半征收影响后，估计系数为0.7145，在1%的水平上显著，进一步证实了基本结论是稳健的。

（三）输血与造血效应的检验

如前文分析，固定资产加速折旧对于提升中小企业绩效不仅具有输血功能，也具有造血效应。相比于输血效应，造血效应更有利于企业可持续发展。为厘清这两类具体作用机制及效应大小，本部分接着对研究假设2进行检验分析。首先，税收激励的首要目标是降低企业税负，本文使用企业所得税占利润总额比重表示企业税收负担度量输血效应，并替换基准回归中的被解释变量，数据来源于CSMAR数据库中的新三板板块利润表和应交税费明细表。回归结果见表5中第2列。结果显示，固定资产加速折旧政策的估计系数为-0.0951，在1%的水平上显著为负，说明固定资产加速折旧有效降低了中小企业税负。平均而言，享受政策优惠的企业所得税税负降低了9.51%。

其次是造血效应。如前所述，企业内生动力的提升与否主要在于固定资产加速折旧能否有效激励中小企业投资和研发创新。由于研发创新除需投入固定资本之外，人力资本投资也是关键影响因素，因此本文分别使用中小企业固定资产投资、人力资本投资及研发投入度量固定资产加速折旧政策的造血效应。具体是，使用企业固定资产投资支出占当年营业收入比重表示企业当年的新增固定资产投资；由于缺少详细的劳动力雇佣结构数据，我们以劳动力数量的自然对数近似刻画企业人力资本投资，使用员工数量的自然对数表示；研发投入使用企业研发支出强度表示，此部分数据来源于Wind数据库。回归结果见表5中模型2—模型4。从模型2可见，加速折旧政策对企业固定资产投资的估计系数为0.0493，在1%的水平上显著，说明加速折旧政策显著提升了企业投资水平，影响程度是4.93%。模型3显示，加速折旧虽然增加了企业的劳动力雇佣数量，但回归系数不显著，这意味着加速折旧政策对中小企业的人力资本需求并没有积极的影响。最后是加速折旧对企业研发创新投入的影响，其影响系数为0.0094，在5%的水平显著。以上表明，加速折旧政策不仅具有一定的输血效应，也因提升企业固定资产投资并有效刺激企业研发投入，表现为较强的造血效应。

表5 输血与造血效应

五、异质性分析

基本研究结论表明，固定资产加速折旧政策通过输血和造血效应显著提升了中小企业绩效，但其激励效应却受到企业税收规避程度的制约。考虑到中小企业面临的融资约束问题，本部分从企业现金流动能力和信贷可及性等宏微观两个视角考察融资约束的异质性。

（一）现金流动能力

Zwick和Mahon（2017）发现，相对于大型企业，小型企业对税收激励的反映更加灵敏。因为与大中型企业相比，小型企业面临着更加复杂的竞争环境和相对匮乏的可利用资源，还面临着融资难、融资贵等诸多劣势。Fan和Liu（2020）认为企业面临的融资约束越严重，税收规避行为更加激进，并由此进一步加剧其所面临的融资约束困境。对于大多面临融资约束的中小企业，税收激励效应是否也会因企业面临的融资约束大小而存在差异？为验证上述推测，借鉴童锦治等（2020），本文以企业经营活动产生的现金净流量占营业收入比重作为融资约束的代理变量，考察税收激励与税收规避在不同融资约束企业中的异质效应。具体是，以该指标的中位数为界，将企业划分为现金流动能力较强组和现金流动能力较弱组。若企业经营活动期间持有的现金流占比大于当年所有样本企业的中位数则定义为现金流动能力较强组，反之为现金流动能力较弱组。由上可知，相对于现金流充足的中小企业，现金流动能力较差的公司在税收规避上可能会更加激进，且税收规避程度越高，对税收激励的弱化效应就会越明显。由表6可见，回归结果与分析一致。通过对比两组中交互项系数的显著性及大小可以发现，现金流动能力较弱组中政策与企业税收遵从的交互项系数，无论是显著性还是参数大小，均小于现金流动能力较强组。这意味着税收遵从对政策的调节效应主要体现在现金流相对充足的企业中。进一步，模型3和模型6加入了政策与企业税收规避的交互项，结果显示现金流较差的企业其税收不遵从行为会显著降低政策的激励效应。

表6 异质性分析：现金流动能力视角

（二）信贷可及性

区域金融市场发展水平作为企业融资的外部信贷环境，直接影响了企业可以获取的外部融资规模，其完备程度也是影响中小企业融资约束的重要因素。在金融市场发展水平较高的地区，中小企业获取信贷资金的审批和监督成本相对较低，且可以获取的信贷资金规模也相对较大。因此，金融市场较为完备的地区往往可以给中小企业提供良好的信贷环境，助力中小企业提高市场绩效。为此，本部分将分析基本回归结论在不同金融市场信贷资金可及性中的差异性。其中，信贷可及性使用地区金融机构各类贷款余额占地区生产总值比重表示。本文认为企业可以获取的信贷资金越高，其所在地区金融发展水平也就越高。然后再以此指标的中位数为界，将地区划为信贷资金可及性较低地区和较高地区，分组考察其异质性效应。表7汇报了不同金融市场信贷可及性的异质性分析结果。信贷可及性较低地区中固定资产加速折旧与企业税收遵从的交互项系数，不仅估计结果的显著性要低于信贷资金可及性较高地区，估计参数也较小。其中，模型1中的交互项系数为0.4110，与之相对应的模型4中的交互项系数为1.3438，在1%水平上显著。模型2中交互项估计系数为0.7623，而模型5中估计结果为2.1455，在1%水平上显著。这说明税收政策的激励效应对于金融市场发展水平较高地区的企业较大。同样，模型3和模型6分别考察了政策与企业税收规避的交互效应，结果表明税收不遵从对政策的弱化效应在金融发展市场水平较低的地区表现更为显著。

表7 异质性分析：信贷可及性视角

六、结论与政策含义

本文研究结果表明：固定资产加速折旧政策不仅有效降低了企业税负，而且激励了企业投资和研发创新投入，由此产生的输血效应和造血效应激发了中小企业活力，有助于提升企业绩效。这一结论在通过使用两阶段双重差分法、平行趋势检验、更换被解释变量、控制“营改增”及去掉企业所得税减半征收影响等检验后，具有较强的稳健性。同时，该政策的激励效应因企业税收规避程度不同而有所差异：较高的企业税收遵从度有助于强化政策激励效应，而企业偷逃税显著弱化了政策效果。异质性分析发现，提升税收遵从度对税收激励效应的强化作用主要表现在现金流动能力强和金融市场信贷可及性较高地区的企业中。缓解企业融资约束有助于降低企业税收规避程度，提升税收激励效果。本文研究不仅丰富了相关税收激励方面的文献，也对如何持续利用减税降费政策助力中小企业发挥经济韧性这一重要支撑作用具有一定的政策价值。

鉴于此，本文认为可从优化税制政策、提高税务稽查力度和完善金融市场体制等方面入手，增强企业的内生增长动能，同时避免税源流失。第一，坚持以减税降费的思路优化税收政策。未来可考虑通过进一步优化政策内容，从固定资产单位价值限定和适用范围方面拓宽政策深度与宽度。第二，提高税务稽查力度。本文分析表明，企业税收规避程度的增加弱化了政策激励效应，这意味着政府在扩大税收优惠受惠主体的同时，加强税收征管力度是必要的。第三，完善金融市场支持体制。降低中小企业信贷成本，通过提高其对金融机构信贷资金的可及性增强其外部融资能力。