（武漢大學(xué)經(jīng)濟與管理學(xué)院，武漢 430072）

引 言

稅收政策對企業(yè)投資決策具有重要影響，是政府對市場進行干預(yù)、推進我國供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的政策工具。近年來，隨著經(jīng)濟邁入高質(zhì)量增長道路，企業(yè)面臨著成本日益上升、資金短缺等突出問題。為了減輕企業(yè)的稅負，國家稅務(wù)總局于2014年9月發(fā)布了 《關(guān)于完善固定資產(chǎn)加速折舊公司所得稅政策的通知》（財稅［2014］75號），允許6個設(shè)備制造、信息服務(wù)相關(guān)行業(yè)企業(yè)對新購進的固定資產(chǎn)，按相關(guān)規(guī)定以加速折舊的方式進行稅前扣除，并于2015年、2019年兩次擴大此優(yōu)惠政策的適用范圍。

從公共資金的稀缺性來看，一個值得關(guān)注的問題是，這種稅收激勵支出是否能最終提升企業(yè)的生產(chǎn)率？考慮到全要素生產(chǎn)率是解讀轉(zhuǎn)型期經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量的重要視角，本文試圖研究固定資產(chǎn)加速折舊政策對微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。本文實證結(jié)果表明，加速折舊政策使得企業(yè)的投資規(guī)模得以擴大，但其投資效率和全要素生產(chǎn)率卻因此下降，并且這種關(guān)系在國有企業(yè)、地方政府干預(yù)較強地區(qū)企業(yè)和金融市場發(fā)達地區(qū)的企業(yè)中更顯著。

本文可能在以下幾個方面作出貢獻：（1）本文利用加速折舊政策這一外生沖擊，考察了稅收優(yōu)惠對企業(yè)財務(wù)行為的影響，豐富了已有關(guān)于稅收政策效應(yīng)的研究；（2）現(xiàn)有文獻主要聚焦于加速折舊政策對企業(yè)投資、創(chuàng)新等某一具體方面的影響，鮮有文獻關(guān)注加速折舊政策對企業(yè)經(jīng)營綜合成果的影響。本文以全要素生產(chǎn)率衡量企業(yè)經(jīng)營綜合成果，檢驗固定資產(chǎn)加速折舊政策對上市公司投資效率及全要素生產(chǎn)率的影響，加深了對加速折舊政策實施效果的理解；（3）本文研究結(jié)論具有現(xiàn)實意義。當(dāng)前的固定資產(chǎn)加速折舊政策對企業(yè)的投資機會敏感性具有負面影響，降低了企業(yè)的投資效率和全要素生產(chǎn)率。那么未來稅收優(yōu)惠政策應(yīng)該如何改進以優(yōu)化實施效果，對產(chǎn)業(yè)升級和經(jīng)濟轉(zhuǎn)型具有重要意義。本文的證據(jù)表明政府的稅收干預(yù)是企業(yè)產(chǎn)生投資異化行為的誘因之一。

1 理論分析與研究假設(shè)

加速折舊政策實際上是一種稅收遞延，企業(yè)在納稅申報時可以提前扣除未來的設(shè)備折舊額，減少投資初期的納稅額，相當(dāng)于國家給企業(yè)提供了一筆短期無息貸款。這種納稅遞延有利于緩解企業(yè)的流動資金緊張問題，緩解內(nèi)源融資約束；另外稅收優(yōu)惠可以提高企業(yè)的預(yù)期收益，從而有利于吸引外部資本的注入，同時這種政策扶持可以向投資者傳遞積極信號，有利于相關(guān)行業(yè)企業(yè)獲取外部融資［1］。融資約束的緩解鼓勵了企業(yè)擴大投資，為老舊設(shè)備的更新?lián)Q代和研發(fā)創(chuàng)新提供了資金來源，從而可能激發(fā)企業(yè)技術(shù)進步和形成規(guī)模效應(yīng)，有利于改善企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

然而，企業(yè)投資規(guī)模的擴大并不意味著投資效率上升，加速折舊政策對企業(yè)生產(chǎn)率的影響取決于企業(yè)的投資決策是否依據(jù)效率原則［2］。事實上，固定資產(chǎn)加速折舊政策是政府在特定行業(yè)實施的稅收優(yōu)惠政策，屬于啟動經(jīng)濟杠桿進行管理的間接誘導(dǎo)手段，這種外部干預(yù)和政策調(diào)控，可能會異化企業(yè)的投資行為，從而使得企業(yè)的投資效率和全要素生產(chǎn)率下降。

（1）固定資產(chǎn)加速折舊政策會改變企業(yè)原有的項目投資評價。實際上，固定資產(chǎn)加速折舊政策帶來的這種融資約束放寬是附有范圍和條件的，只有選擇固定資產(chǎn)投資項目的企業(yè)才能獲得這筆無息貸款，這就導(dǎo)致企業(yè)在進行資本預(yù)算選擇的時候，固定資產(chǎn)投資項目的期初現(xiàn)金流流出減少，未來現(xiàn)金流流出增加，這意味著相對于非固定資產(chǎn)投資項目而言，固定資產(chǎn)投資項目的凈現(xiàn)值會增加，相對于短期固定資產(chǎn)投資項目而言，長期固定資產(chǎn)投資項目的凈現(xiàn)值會增加。投資回報率的增加，會使得原本不值得投資的項目變得可行。由此，政策的實施可能會改變企業(yè)原有的項目投資評價，企業(yè)會更加偏好長期的固定資產(chǎn)投資項目，將資源從短期項目、非固定資產(chǎn)投資項目轉(zhuǎn)移至長期項目、固定資產(chǎn)項目，從而可能在一定程度上扭曲企業(yè)的資源配置和投資行為，進而降低全要素生產(chǎn)率。

（2）固定資產(chǎn)加速折舊政策可能會扭曲企業(yè)的資本逐利規(guī)律。公司的投資決策遵循資本逐利的經(jīng)濟規(guī)律，強調(diào)公司投資活動取決于其投資機會和盈利能力，當(dāng)公司的盈利能力和投資機會較好時，應(yīng)追加投資、擴大規(guī)模，當(dāng)公司的盈利能力和投資機會較差時，應(yīng)縮減投資規(guī)模［3］。當(dāng)企業(yè)面臨一般或較差的投資機會時，加速折舊政策帶來的融資約束放緩會產(chǎn)生冗余資本，從而可能扭曲資本逐利規(guī)律，使得企業(yè)對投資機會的敏感性下降，產(chǎn)生非效率投資。

除此之外，企業(yè)的投資行為可能受到同行業(yè)其他企業(yè)的影響［4］，當(dāng)競爭者響應(yīng)加速折舊政策擴大投資時，可能會進一步刺激企業(yè)盲目增加投資，甚至產(chǎn)生“羊群效應(yīng)”。同時，加速折舊政策帶來的設(shè)備需求上升，可能使得企業(yè)面臨的要素價格上升，進而提高企業(yè)的研發(fā)成本和降低資本的邊際效率，對資源配置和全要素生產(chǎn)率進一步產(chǎn)生不利影響。

綜上所述，固定資產(chǎn)加速折舊政策通過上述多個機制對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生了復(fù)雜影響，既可能提升全要素生產(chǎn)率，也可能抑制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，該政策沖擊的影響取決于上述機制的凈效應(yīng)?；诖?，本文提出以下對立假設(shè)：

假設(shè)1：固定資產(chǎn)加速折舊政策的實施提升了處理組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

假設(shè)2：固定資產(chǎn)加速折舊政策的實施降低了處理組企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

假設(shè)3：固定資產(chǎn)加速折舊政策的實施對處理組企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不顯著。

2 實證設(shè)計和變量選取

2.1 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以全國2008～2018年的上市公司面板數(shù)據(jù)作為樣本進行分析，數(shù)據(jù)主要來源于Wind數(shù)據(jù)庫。本文對樣本進行了如下處理：（1）剔除金融業(yè)公司；（2）剔除財務(wù)數(shù)據(jù)缺失的公司；（3）對連續(xù)變量進行縮尾處理。最終，我們得到14785個觀測值。

2.2 實證設(shè)計和變量選取

為檢驗固定資產(chǎn)加速折舊政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文將2014年六大行業(yè)固定資產(chǎn)加速折舊政策作為一項準自然實驗，將是否成為對應(yīng)行業(yè)企業(yè)作為一種處理效應(yīng)，運用政策評價常用的雙重差分法（DID）來進行估計，基本回歸模型如下：

TFP是利用OP法［5］估計得到的全要素生產(chǎn)率。Post是時期虛擬變量，Treat是處理組虛擬變量，本文通過上市公司年報披露的行業(yè)屬性和業(yè)務(wù)類型來判斷該企業(yè)是否屬于政策試點企業(yè)。Did為Post和Treat的交互項，其系數(shù)β反映了固定資產(chǎn)加速折舊政策對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。Control是一系列控制變量，設(shè)置方法如表1所示，描述性統(tǒng)計見表2。

表1 主要變量及其計算方式

3 實證結(jié)果

3.1 固定資產(chǎn)加速折舊對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響

3.1.1 單變量雙重差分結(jié)果

首先采用單變量雙重差分法進行實證檢驗。具體而言，本文分別計算出處理組和控制組企業(yè)全要素生產(chǎn)率在加速折舊政策實施前后時期的平均值，然后進行t檢驗以考察兩組企業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異是否在政策出臺前后呈現(xiàn)系統(tǒng)差異。結(jié)果如表3所示，對于控制組企業(yè)而言，其全要素生產(chǎn)率均值在固定資產(chǎn)加速折舊政策出臺之前為4.444，在固定資產(chǎn)加速折舊政策出臺之后下降了0.03，處理組企業(yè)在加速折舊政策出臺之后下降了0.115，整體而言，與控制組相比，固定資產(chǎn)加速折舊政策出臺導(dǎo)致處理組企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著下降，政策效應(yīng)為0.085，這一效應(yīng)在1%水平下顯著。

表2 變量描述性統(tǒng)計

表3 固定資產(chǎn)加速折舊政策對TFP的影響：單變量雙重差分檢驗

3.1.2 雙重差分回歸結(jié)果

前述檢驗結(jié)果初步顯示，固定資產(chǎn)加速折舊政策的出臺導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率顯著下降?？紤]到在單變量雙重差分檢驗中，本文并未控制其他可能影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因素，可能導(dǎo)致加速折舊的政策效應(yīng)被高估，在此本文進一步引入相關(guān)控制變量，并控制了企業(yè)個體和年份的固定效應(yīng)，以更加清晰地識別出固定資產(chǎn)加速折舊政策沖擊影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的因果效應(yīng)。表4報告了雙向固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果，第（2）列結(jié)果顯示，在引入了控制變量后，政策虛擬變量（Did）的系數(shù)仍然顯著為負，這意味著固定資產(chǎn)加速折舊政策的沖擊使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平下降了。在表4第（3）、（4）列中，本文還引入年份虛擬變量，并將其與分組變量Treat做交互項，以揭示政策沖擊影響企業(yè)TFP的動態(tài)效應(yīng)。列（4）的回歸結(jié)果表明，加速折舊政策沖擊對企業(yè)TFP的降低作用經(jīng)歷了由增強至減弱的過程。

表4 固定資產(chǎn)加速折舊政策對TFP的影響：雙重差分檢驗

3.1.3 穩(wěn)健性檢驗

本文分別從模型假設(shè)、非觀測因素和測量誤差三方面進行了穩(wěn)健性檢驗。

為了檢驗?zāi)Ｐ偷钠叫汹厔菁僭O(shè)是否成立。本文構(gòu)造了試點成立之前的年份虛擬變量與處理組虛擬變量的交互項，結(jié)果如表5第（1）列所示，除了2010年的交互項系數(shù)顯著為正以外，其后3個年份交互項的系數(shù)都不顯著，這說明處理組和對照組之間在時間趨勢上沒有明顯不同。由此，模型滿足共同趨勢假設(shè)。同時，為克服樣本選擇性偏誤可能造成的不利影響，本文在表5第（2）列報告了雙重差分傾向得分匹配（PSM-DID）模型的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，匹配后加速折舊政策依然降低了對應(yīng)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。

由于除了加速折舊政策沖擊外，一些其他政策或隨機性因素也可能使得企業(yè)全要素生產(chǎn)率變化，為了排除掉這類因素的影響，本文進行了安慰劑檢驗，即讓固定資產(chǎn)加速折舊政策對特定行業(yè)的沖擊變得隨機，任意抽取樣本作為處理組，如果得到與之前相同的結(jié)果，則本文得到的政策效應(yīng)可能是未觀察變量引起的。結(jié)果如表5第（3）列所示，可以看出Did估計系數(shù)并不顯著，證明隨機生成的控制組不受政策的影響。進一步地，我們使這個隨機過程重復(fù)500次，并在圖1中展現(xiàn)出Did系數(shù)估計值的分布，結(jié)果顯示估計值集中分布在零的附近，從而表明了非觀測因素幾乎不影響估計結(jié)果。

表5 穩(wěn)健性檢驗

圖1 隨機處理后的Did系數(shù)估計值分布（安慰劑檢驗）

考慮到不同大類的行業(yè)生產(chǎn)函數(shù)存在差異，可能導(dǎo)致本文測算結(jié)果不具有可比性，而加速折舊政策所涉及的行業(yè)主要為制造業(yè)，因此，本文報告了對制造業(yè)樣本進行雙重差分的估計結(jié)果，如表5第（4）列所示，可以看出結(jié)果與前文一致。由于2015年實施加速折舊政策的行業(yè)范圍擴大，本文進一步將2015年實施該政策的企業(yè)也納入回歸，并進行分批試點的雙重差分估計，結(jié)果如表5第（5）列所示，顯示結(jié)論依然穩(wěn)健。此外，為了避免TFP的測算方式不同對估計結(jié)果的影響，本文還采用LP方法［6］重新測算了 TFP，并運行上文的相關(guān)模型。列（6）報告了相應(yīng)的回歸結(jié)果，結(jié)果與前文一致，從而表明我們的結(jié)論并不會受到估計方法的影響。

3.2 加速折舊政策沖擊對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：異質(zhì)性檢驗

本文從多個方面對樣本進行分組，以考察固定資產(chǎn)加速折舊政策沖擊的異質(zhì)性影響。表6的Panel A報告了按企業(yè)所有制不同進行分組回歸的結(jié)果。可以看出，無論企業(yè)是否為國企，政策虛擬變量Did系數(shù)均顯著為負，說明政策的實施對不同所有制企業(yè)的全要素生產(chǎn)率均具有降低效應(yīng)。與此同時，國企樣本回歸結(jié)果中的Did系數(shù)絕對值更大，這意味著相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率對政策的反應(yīng)更為強烈。實際上，所有制的不同會導(dǎo)致企業(yè)在兩個方面產(chǎn)生較大差異：（1）受政府干預(yù)的程度；（2）獲得金融支持的力度。國有企業(yè)的高管往往由政府委派，企業(yè)規(guī)模越大，國企高管可以獲得越高的物質(zhì)收益和政治晉升［7］，同時，與民營企業(yè)相比，國有企業(yè)更為直接地承擔(dān)了政策性負擔(dān)，其投資決策往往受到政府的干預(yù)［2］，并且在政府干預(yù)的投資過程中，管理層不用或不用完全承擔(dān)失敗后果［8］?；诖耍瑹o論為了私人收益還是響應(yīng)號召，在保增長目標的驅(qū)動和固定資產(chǎn)加速折舊政策的激勵下，國企管理層都更易于通過非效率投資、甚至重復(fù)建設(shè)來擴大公司規(guī)模，導(dǎo)致國企資本逐利規(guī)律受到的限制和投資決策扭曲程度更大；另外，國企控股的特殊性使其存在預(yù)算軟約束和隱性擔(dān)保，相對于非國企，國企更容易獲得財政補貼和金融市場的支持［9］，為其在政策激勵下實施非效率投資行為進一步降低了門檻，從而導(dǎo)致國企的全要素生產(chǎn)率降幅更大。

為了更明確地揭示這一機制，本文分別從地方政府干預(yù)程度和金融市場發(fā)達程度視角出發(fā)進行異質(zhì)性檢驗。借鑒以往研究的處理方法［10］，本文根據(jù)“減少對企業(yè)干預(yù)”指數(shù)［11］將樣本劃分為強、弱地方政府干預(yù)程度兩個子樣本分別進行回歸。分組檢驗結(jié)果如表6 Panel B所示，在強干預(yù)樣本中，Did的回歸系數(shù)在1%水平下顯著為負，在弱干預(yù)樣本中，Did的回歸系數(shù)在10%水平下顯著為負，但其系數(shù)絕對值小于前者。這表明，政策沖擊導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率出現(xiàn)了顯著下降，并且當(dāng)?shù)胤秸深A(yù)企業(yè)的程度較高時，這一影響更為明顯。表6的Panel C報告了基于金融市場發(fā)展程度的異質(zhì)性檢驗結(jié)果，顯示與金融市場發(fā)展程度較弱地區(qū)相比，固定資產(chǎn)加速折舊政策對金融市場發(fā)展程度較強地區(qū)的企業(yè)產(chǎn)生了相對更大的影響，這與前文的分析直覺一致。

表6 加速折舊政策沖擊對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響：異質(zhì)性檢驗

3.3 機制分析：基于投資效率視角

前文研究表明，固定資產(chǎn)加速折舊政策的沖擊導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降。那么，固定資產(chǎn)加速折舊政策通過何種渠道作用于全要素生產(chǎn)率？由于加速折舊政策出臺的主要目的在于減輕企業(yè)稅負和刺激投資，因此本文從企業(yè)投資效率視角切入，考察固定資產(chǎn)加速折舊政策對企業(yè)資源配置效率的影響，以厘清加速折舊政策效應(yīng)的作用機制。

前文提到，固定資產(chǎn)加速折舊政策出臺的主要目的在于減輕企業(yè)稅負和刺激投資，本文首先檢驗該政策的出臺是否產(chǎn)生了促使企業(yè)增加投資的效果。表7第（1）列報告了企業(yè)投資對固定資產(chǎn)加速折舊政策的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，加速政策虛擬變量（Did）的系數(shù)顯著為正，意味著加速折舊政策的施行的確促使企業(yè)投資擴大。

雖然在政策的刺激下，選擇進行固定資產(chǎn)投資的企業(yè)享受到了稅收優(yōu)惠，運用內(nèi)外部融資擴大了其投資規(guī)模，但這種投資行為是否被扭曲、是否高效直接關(guān)系到企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。因此，在明晰了固定資產(chǎn)加速折舊政策對企業(yè)擴大投資的影響后，本文進一步驗證加速折舊政策對微觀企業(yè)投資效率的影響。為此，本文借鑒Richardson［12］的計算方法計算了企業(yè)的非效率投資水平（Absinv），該值越大表明投資效率越低。表7的列（2）報告了以非效率投資水平（Absinv）為被解釋變量的回歸結(jié)果，可以看出，無論是否加入控制變量，加速折舊政策虛擬變量（Did）的系數(shù)均顯著為正，說明加速折舊政策的實施促使企業(yè)的投資效率下降了。這可能是由于加速折舊政策發(fā)布后，企業(yè)忽視自身特征，盲目擴大設(shè)備投資，進而降低了資源配置效率。

表7 固定資產(chǎn)加速折舊與企業(yè)投資效率

進一步地，考慮到固定資產(chǎn)加速折舊促使企業(yè)TFP下降的政策效應(yīng)隨時間流逝表現(xiàn)出先增后減的變化趨勢，如果該政策是通過投資效率渠道影響了全要素生產(chǎn)率，那么也應(yīng)該觀察到政策引起投資效率下降的效應(yīng)在時間維度上表現(xiàn)出相應(yīng)的變化趨勢?；诖?，本文引入年份虛擬變量與分組變量Treat的交互項，以揭示政策沖擊影響企業(yè)投資的動態(tài)效應(yīng)。表7第（3）列結(jié)果顯示，加速折舊政策降低企業(yè)投資效率的效應(yīng)在2015年最強，之后逐漸減弱。這與該政策影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的動態(tài)效應(yīng)表現(xiàn)一致，進而支持了政策通過投資效率渠道影響全要素生產(chǎn)率的機制。

4 結(jié)論與政策建議

根據(jù)實證結(jié)果，本文得出以下結(jié)論：（1）固定資產(chǎn)加速折舊政策的實施顯著抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；（2）這種抑制效應(yīng)來源于企業(yè)投資效率的下降，固定資產(chǎn)加速折舊政策降低了企業(yè)投資對投資機會的敏感性，加劇了企業(yè)非效率投資現(xiàn)象；（3）加速折舊的政策效應(yīng)存在異質(zhì)性，相較于非國有企業(yè)、弱政府干預(yù)地區(qū)企業(yè)和金融市場欠發(fā)達地區(qū)企業(yè)，國有企業(yè)、強政府干預(yù)地區(qū)企業(yè)和金融市場發(fā)達地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率下降更顯著。

本文的結(jié)論表明，為了更好地發(fā)揮政府政策對企業(yè)發(fā)展的促進作用，應(yīng)該減少政府對企業(yè)投資選擇的干預(yù)，避免企業(yè)在壓力下實施非效率投資行為；在制定稅收優(yōu)惠政策時，應(yīng)當(dāng)考慮對企業(yè)投資效率和全要素生產(chǎn)率的影響；應(yīng)因地制宜，充分考慮不同類型企業(yè)的實際情況并將固定資產(chǎn)加速折舊政策適用條件進一步細化，發(fā)揮政策對行業(yè)發(fā)展的正確引導(dǎo)，對于存在產(chǎn)能過剩或過度投資的行業(yè)，可以適度降低相關(guān)補貼或加強金融信貸審核；應(yīng)該定期對固定資產(chǎn)加速折舊政策的實施效果予以評估，及時修正不足，以期更好地發(fā)揮作用和積累有益經(jīng)驗。另外，還應(yīng)當(dāng)進一步完善公司治理機制，充分發(fā)揮權(quán)力制衡和監(jiān)督治理作用，提高投資效率和避免資源配置扭曲。