Solutions to the Financing Difficulties in Chinese Enterprises: From the Perspective of Tax Reduction
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摘要: 融资约束是制约我国企业转型升级的重要瓶颈, 减税能否有效缓解企业融资约束直接关系到我国经济的高质量发展。基于2005—2012年中国工业企业微观数据, 利用内外资企业所得税税率统一的政策冲击, 采用双重差分方法(DID)考察所得税减税对企业融资约束的影响。研究发现, 税率降低有效缓解了内资企业的融资约束程度, 并且企业初始税负越高, 减税效应愈明显; 减税效应在非国有企业中高度显著, 但由于制度优势, 在国有企业这一效应并不明显。分区域看, 减税效应存在普适性特点, 但西部地区更强; 分企业异质性来看, 减税对初创和中小企业的融资改善效应更加明显。此结论为深入理解减税对融资约束的影响提供了直接的微观证据, 也对推进企业所得税改革和应对国际减税冲击提供了启示。Abstract: Financing constraint is an important bottleneck, which has restricted the transformation and upgrading of Chinese enterprises. Whether tax reduction can effectively alleviate financing constraint of enterprises is directly related to the quality of China's economic development. Based on a natural experiment of corporate income tax reform by unifying the tax rates in 2008, and the micro data of China's industrial enterprises from 2005 to 2012, this paper explores the effect of tax reduction on the financing constraints of enterprises by DID identification. The results revealthat tax reduction has effectively alleviated the financing constraint of domestic enterprises; the higher the initial tax burden of enterprises, the more the tax reduction effect will be; the effect of tax reduction on non-state-owned enterprises is highly significant, but on stateowned enterprises being less significant due to ownership advantages. The effect is universal by region, but the effect is more significant in the western region. From the perspective of corporate heterogeneity, the effect of tax reduction is more significant on the start-up, small and medium-sized enterprises. This paper not only provides a new micro-foundation for further understanding the impact of tax reduction on financing constraint, but also provides an inspiration for promoting the corporate income tax reform and responding to international tax reduction.
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一、 引言
十九大以来，我国经济已转向高质量和高效益发展阶段。然而，经济下行压力持续加大，企业税负问题逐渐凸显，税负过重已经成为制约企业高质量发展的重要难题。2016年底，福耀玻璃曹德旺和娃哈哈宗庆后先后公开指出中国企业的税负过重。著名经济学家李炜光表示，我国企业综合税负达到50%以上，在亚太经合组织国家中排名第四，并提出“死亡税率”概念。《2016中国企业经营者问卷跟踪调查报告》显示，企业经营发展中最主要的困难是人工成本上升过快和税负承担过重等问题，尤其是税负问题已经关系到企业的生存和发展[1]。
从国际税收环境来看，各国都在采取新一轮的减税政策以提升税制竞争力。2017年底，美国全面推行减税政策，企业所得税税率从35%下调至21%, 2018年日本企业综合所得税税率下调至29.74%，荷兰自2018年起逐步扩大20%企业所得税税率的实施范围，英国宣称在2020年前将企业所得税税率下调至17%①。随着国际减税浪潮的掀起，企业所得税减税成为发达经济体应对经济不景气的主要手段之一。相比较而言，我国自2008年开始执行25%的所得税税率，其后保持至今。在国税地税征管体制改革之后，所得税征管力度必将大大增强的背景下，我国企业所得税税率事实上已经处于竞争的劣势地位。世界银行报告指出2, 2018年中国企业总税率高达64.9%，远高于主要发达国家的一般水平。各维度的数据表明，国际税收竞争形势正在倒逼我国尽快拿出减轻企业税负的新方案。
① 资料来源于http://www.qqjjsj.com/ygjjdt/143581.html。
融资约束是制约企业现金流和投资的重要表现[2-3]，我国历来高度重视企业的融资约束问题。缓解融资约束的关键在于降低企业税负和融资成本，这也是深化供给侧结构性改革的一项重要内容。2015年，中央经济工作会议将“降成本”列为结构性改革的五大任务之一，企业融资成本位列其中。2016年8月，国务院颁布了《降低实体经济企业成本工作方案》，全面部署降成本工作，明确提出要有效降低企业融资成本。2017年国务院推出六大减税措施，预计减税3800多亿元，持续推动实体经济降成本、增后劲。2018年的政府工作报告明确要求大力实施减税降费，进一步减轻企业税负，全年实现的减税降费规模约为1.3万亿元。2019年政府工作报告再次强调“着力减税降负、补短板调结构，重点降低企业负担”。
税收政策是引导企业经济行为的重要手段之一[4-5]，在宏观经济下行压力继续增大的背景下，实施合理的减税政策对于推动企业转型升级，助推经济高质量发展尤为必要。税负与企业融资约束密不可分，持续的减税政策能否有效降低企业生产成本、缓解企业融资难问题是本文研究的落脚点。本文拟借助内外资企业所得税税率统一的政策冲击，采用双重差分方法识别减税对企业融资约束的影响。研究发现，减税政策确实能够显著缓解企业融资约束，增加企业融资能力，且初始税负越高的企业，效果愈加显著。分样本讨论发现，从所有制来看，减税效应对非国有企业尤为显著，但对国有企业的影响不明显。从区域来看，减税效应存在普适性特点，但西部地区效应更强。从企业组织特征来看，减税对初创和中小企业的融资改善效应更为明显。机制研究表明，减税主要是通过降低企业税负、增加企业现金流、促进企业投资、提高企业盈利能力、增强企业内源融资能力，进而改善企业融资约束。
本文的贡献和差异主要体现在以下几个方面: (1)与既有文献普遍关注所得税实际税率、模拟税率或边际税率对债务融资的影响不同，我们更加关心减税政策对企业融资约束的影响; (2)以两税合并为自然实验，利用双重差分方法(DID)有助于准确识别减税政策的经济效果; (3)从企业初始税负角度和异质性角度讨论减税效应，为政策改革的落脚点提供了支撑。
二、 文献回顾
企业融资决策的理论研究最早始于Modigliani和Miller[6]提出的MM理论，该理论仅适用于完善的市场体系中，不考虑税收、破产风险、代理成本、收益约束等外部因素，但是这种理想的最优资本结构在现实中不太可能存在。其后，Modigliani和Miller[7]将企业所得税引入MM模型并加以修正，由于负债利息有税前免税特性，税率越高的企业更加偏好债务融资，即所谓的“税盾效应”，负债越多对企业越有利，而现实中无止尽的增加负债肯定是行不通的。Miller[8]进一步将个人所得税引入修正后的MM模型并建立米勒模型，该模型认为企业负债的均衡点是由企业所得税率、债权收益税率、股权收益税率和投资者的课税等级决定的，负债水平必须同时考虑边际节税收益和边际个人所得税。
为了更加充分地解释“税盾效应”，学者们进行了大量研究工作，其成果归结起来有: (1)资本结构代理理论。Jensen和Meckling[9]认为，因为代理成本的存在，企业要在内外部成本之间进行取舍，企业的资本结构因股权代理成本和债权代理成本的转移而不同，不过该分析框架是基于信息完全对称的前提条件下提出的。(2)权衡理论。Myers[10]基于企业价值视角指出，只有在存在净利润的情况下才能享有负债融资的税收抵扣，否则无法获得税收利益。也就是说，完全的负债融资并不是企业的最优资本结构，而是存在一个均衡点，即企业增加负债时必须权衡税盾效应与破产风险。(3)融资优序理论。Myers和Majluf[11]在代理理论的基础上构建了信息不对称和理性预期条件下的信号传递模型，该理论认为，企业会优先选择内部融资，然后再考虑外部融资，外部融资再分为先债务后股权，因为外部融资存在一定的风险性，并且要承担相应的融资成本。
税收因素与企业融资的早期实证研究倾向于考察所得税税率对企业债务融资的影响，主要分析边际税率、有效税率或实际税率对企业债务水平的影响。大部分既有研究表明税率与企业负债率之间呈正相关关系。Gropp[12]基于美国企业的数据估计了预期有效税率对企业杠杆率的影响，发现有效税率与债务融资水平显著正相关。Graham[13]估算了个人所得税边际税率对企业负债融资的影响，发现负债率与边际税率呈正相关关系。不过，也有研究得出不同的观点，他们认为税收与负债率的关系无法确定或是负相关[14-15]。随后，一些学者利用所得税税率的模拟实验来考察税率变化与企业债务融资之间的关系，但结论依然存在较大差异。Faccio和Xu[16]使用OECD国家的企业微观数据，通过对所得税税率调整近500次的模拟实验，发现企业所得税和个人所得税在有利于股息收入增加时，企业倾向于提高债务杠杆率，当个人所得税有利于利息收入增加时，企业会降低负债率。Feld等[17]模拟了边际税率或平均税率的方法，并将其运用于研究税收对资本结构的影响，发现不同计量方法和不同类型数据的估计结果并不一致。
随着内生性评估工具和微观企业数据的可获得，越来越多的研究开始基于不同国家的制度冲击评估所得税政策对企业资本结构和债务水平的影响。然而，直接考察减税与融资约束关系的研究较为缺乏，多数研究以融资约束为调节变量，关注所得税税率和税收优惠对企业创新的影响。Atanassov和Liu[2]采用美国1988—2006年的数据进行研究，发现企业所得税税率的下降显著提高了融资约束较大企业的专利数量和创新水平，尤其是中小企业对减税的敏感性更强。于海珊和杨芷晴[18]的研究认为税收优惠对企业投资有显著的促进作用，但在融资约束的调节作用下存在明显的异质性，其中对融资能力强的企业有着促进作用，而对融资能力较弱的企业起着负向作用，这表明税收优惠政策对企业融资并没有发挥普遍的预期效应。王春元和叶伟巍[3]基于融资约束视角的研究发现，融资约束严重抑制了税收优惠对企业创新的激励作用。
综上所述，国内外文献关于企业所得税与融资关系的经验研究主要分为两类: 一类是偏向于研究所得税实际税率、模拟税率或边际税率对债务融资的影响; 一类是以融资约束为视角考察减税对企业行为的影响。可以看出，既有研究在直接量化评估减税对融资约束的影响方面较为缺乏，并且较少涉及企业融资结构的度量，难以区分融资约束的异质性影响。当前我国经济发展正处于全面深化改革阶段，融资约束是制约我国民营企业转型升级的重要瓶颈，以减税为核心的供给侧结构性改革能否有效缓解企业的融资困境，关系到我国经济的高质量发展及其新旧动能的顺利转换。为此，深入研究减税对企业融资结构的影响具有重要的现实意义。
三、 理论分析与研究假设
无论是企业主观感知还是法定名义税率，我国企业税负水平偏高是不争的事实。2016年，中国民营企业生存发展与税收问题研究课题组针对113家民营企业进行的税务问题调查表明，有87%的企业表示税负很重，仅有1%的企业认为税负较轻。从国际企业所得税法定税率来看，25%的税率水平在2008年尚具有一定的优势，但是在新一轮的减税浪潮冲击之后则明显居于高位。
所得税税负是影响企业生产经营效率的重要因素，税收作为政府对企业利润的强制性分成可将其看成是企业的一项重要支出。税收支出直接减少了企业内部现金流，较低的资金流动性会严重抑制企业的绩效和创新发展[19]，较高的税负则会迫使企业“跛足前行”。从宏观角度来看，减税是提振经济的重要手段。西方供给学派认为，减税可以降低生产要素成本，对企业减税可以促进企业扩大生产和投资; 凯恩斯学派认为，减税可以刺激经济发展，增加企业消费，促进企业的投资需求; 新古典投资理论认为，所得税减税能够降低资本使用者的成本，促进企业增加投资，扩大生产规模，提高生产效率，提升企业的盈利能力，增加企业现金流。企业应纳税额减少，其留存收益就会相应增加，生产经营就会优先使用自有资金，其对外部融资的需求和依赖性就会减少，进而可缓解企业的融资约束[20]。基于此，本文提出:
假设1: 企业所得税减税能够有效缓解企业融资约束。
不同产权性质在企业目标和利润分配上有着明显的差异性。国有企业拥有特殊的政治身份和预算软约束特点，是政府实施政策性目标的重要载体，经营发展受企业税负的影响微小。在面临与税收相关的经营决策时不会太多考虑税收成本，其税收筹划也比较保守，较少考虑利用债务税盾[21]。政府是国有企业的重要担保人，因而银行为了规避风险更愿意将信贷资金分配给国有企业，而软预算约束的国有企业在纳税成本方面则可能缺乏敏感性[22]。
与国有企业不同，非国有企业是以利润最大化为经营目标，税负高低会直接影响其经营绩效和发展前景，因而其进行税收筹划的动机性很强，在面对税收政策变化时，能够及时调整自身的经济行为[23]。然而，由于我国的金融体系存在明显的“所有制歧视”和“规模歧视”，再加上国有及股份制银行的借贷门槛高、审批手续繁杂、审核周期长等，非国有企业尤其是民营企业获得正规渠道的资金借贷难度非常大[24]。融资约束问题是阻碍我国企业生存和发展的关键瓶颈，尤其是中小型民营企业受到融资约束的影响更大[25]。基于此，本文提出:
假设2: 减税能够有效缓解非国有企业的融资约束，而对国有企业的影响不明显。
我国幅员辽阔，区域经济发展差距较大。一般而言，经济发展水平较高的地区金融业发展程度也较高，辖区内的企业可获取的金融资源更加丰富。研究表明，地区经济发展与企业融资约束状况密切相关[26]。由于东中部地区在经济发展、地理区位、金融资源等禀赋条件方面明显优于西部地区，因此西部地区的企业融资约束瓶颈远远大于东部地区[27]。因此，在减税背景下，不同地区的企业通过税负减轻得到的融资改善空间可能不同，对于经济发展较弱的地区，企业融资对减税的反应可能更加强烈。据此，本文提出:
假设3: 减税的融资约束效应与地区经济发展情况密切相关，经济发展程度较弱的地区，融资改善效果可能更加明显。
企业规模是影响融资约束能力的重要因素。既有研究表明，融资难和融资贵是我国企业普遍面临的现实困境，其中中小企业的融资约束问题更为严峻。企业生命周期理论指出，在不同的生命周期阶段，企业的融资需求、融资风险、融资方式各不相同，面临的融资约束程度存在较大差异。通常来说，初创型企业的信用状况、发展前景、信贷资源等存在较大的不确定性，这些因素加剧了初创型企业的信贷约束，而成熟型企业的可担保资产和信誉具有明显优势，更容易获得银行贷款或其他外部融资的支持。从这个角度而言，减税对不同规模和不同生命周期阶段企业的融资约束影响可能存在异质性。基于此，本文提出:
假设4: 减税对初创型和中小型企业的融资改善效应强于成熟型和大型企业。
四、 融资约束的测度
现有文献对融资约束的衡量方法并没有统一标准。主流测算方法主要有四种: 单一指标法，如采用利息支出、资产负债率、企业现金流、担保抵押能力等指标; 用资产—现金流敏感性、运营资本投资敏感性来构建融资约束指标; 根据企业公开的定性指标信息构建融资约束指数，如现金流比率、托宾Q值、股利支付比率等指标; 采用多种定量指标的综合评分指标法，如销售净利率、流动性比率、资产收益率等，先对所有的单个指标进行分类评分，再构建企业融资约束的综合评分指标等。由于前三种方法存在明显缺陷，如单一指标法难以全面度量企业的融资约束状况，使用资产增长率或企业营运成本的回归残差值法则欠缺稳定性，或是对数据的质量和信息的全面性要求非常高，因此，本文结合中国工业企业微观数据的规模特征与变量类别，最终选取第四种方法作为测度融资约束的基础，即采用多种定量指标的综合评分指标法，该方法比较适合用于大样本企业的数据研究。
企业融资渠道有内部融资和外部融资。融资优序理论认为企业一般首选内部融资，其次才是外部融资，因为外部融资存在风险性。此外，企业融资还会受到经营状况和盈利能力的影响。因此，本文参考阳佳余[28]、王碧珺等[29]的做法，主要考虑从内部融资、外部融资和企业投资机会这三个角度来选取相应变量，再对单个变量进行综合评分以构建融资约束指标，这样能够比较全面地反映企业真实的融资约束状况。
本文结合企业的自身特征和财务经营状况等因素，采用现金流比率、应收账款比率、企业规模、企业年龄、流动性比率、清偿比率、固定资产比率、销售净利率和资产回报率9个分指标进行综合评分，构建企业融资约束综合指标，各个分指标的构建与变量定义详见表 1。
表 1 融资约束指标构建与变量定义融资约束指标体系 细分指标 变量说明 内部融资分指标 现金流比率 使用企业现金流与企业总资产的比值来衡量。内部融资受自有现金流的影响最大，该值越大，融资约束的指标评分越高，表明企业的经营状况较好 应收账款比率 借鉴王展祥等[27]的做法，使用应收账款与总资产的比值来表示，即企业的商业信用度。该值越大，说明企业成为商业信贷供给方的可能性越大，企业面临的融资约束程度越小。研究表明，商业信用作为企业的一种融资渠道，可以有效降低企业的融资约束[30] 外部融资分指标 企业规模 以总资产的自然对数来衡量。企业的资产规模是银行进行贷款审核的重要依据，一般而言，企业规模越大，获得外部融资的机会越大 企业年龄 以当年调查年份减去企业成立年份加1来衡量。投资方一般倾向于选择成熟型企业进行合作，企业年龄越大，信用度越有保证，经营状况越稳定 流动性比率 使用流动资产与流动负债的比例来衡量，该指标一定程度上可以反映企业偿还短期债务的能力 清偿比率 以所有者权益与总负债的比值来表示，该指标不仅可以反映企业财务结构的稳健程度，还可以反映企业对长期债务的偿还能力，稳健的财务结构和偿还能力有利于改善企业的融资约束 固定资产比率 以固定资产与企业总资产的比值进行衡量，固定资产可作为抵押品偿还债务，也是债权人的债务保障，固定资产比率越高，外部融资的机会越多 投资机会分指标 销售净利率 以利润总额与销售产值的比值表示。该值越大，说明企业的经营状况越好，受融资约束的可能性越低 资产回报率 以利润总额与总资产的比值表示，其值越大，反映企业的盈利能力越高，获得外部资金的机会越多 借鉴Musso和Schiavo[31]的研究方法，构建融资约束综合指标1和融资约束综合指标2。具体的构建步骤与方法如下:
第一，对9个分指标的值分别进行0%~20%、20%~40%、40%~60%、60%~80%和80%~100%5个区间设定，然后对其进行赋值，得分为1~5。如以企业年龄为例，其值在0%~20%之间设为1、20%~40%之间设为2、40%~60%之间设为3、60%~80%之间设为4、80%~100%之间设为5。其他指标赋值设定以此类推，从而得到每个企业9个不同指标的分值，得分都在1~5之间。
第二，对每个企业9个不同指标的各自得分进行加总，构建出融资约束综合指标1。同时为了保证估计结果的稳定性，构建融资约束综合指标2。与融资约束综合指标1的构建方法相同，首先对9个不同指标进行各自赋值得分，然后对各分指标在80%~100%区间的个数进行加总得到融资约束综合指标2。以某企业为例，如果该企业在同一年份的9个分指标中有6个分指标同时位于80%~100%区间，那么融资约束综合指标2的赋值得分就为6。
第三，对融资约束综合指标1和综合指标2进行标准化处理，将两类指标的赋值标准化在1~10之间。融资约束综合指标1和综合指标2的得分数值越高，则企业的融资能力越强，企业受融资约束的程度越小。
五、 实证设计
（一） 数据来源与处理
文中数据主要来自于中国工业企业数据库，样本期为2005—2012年①。为了能得到有效合理的研究样本，借鉴聂辉华等[32]的方法，剔除企业名称不全、代码有误、年份重复、登记注册类型有误等不合格样本，以及企业总资产低于100万、固定资产合计小于0、职工人数小于8的样本; 并对主要变量的取值范围进行合格处理，如资产回报率的取值范围在(-1, 1)，出口密集度的取值范围在(0, 1);对部分关键变量在99%分位数以上和1%分位数以下的进行两端缩尾处理。最后，为了保证研究样本的连续性和可比性，仅保留2005—2012年间持续经营的企业，最终得到39 846家企业总计318 768个样本。
① 之所以选择2005-2012年为研究期, 是因为大量的文献是基于1998-2007年的工业企业数据揭示了中国产业政策、制度、政府行为等各个维度对企业行为与绩效的影响, 它是研究中国企业现实问题不可或缺的重要窗口。然而, 为了保障数据安全, 国家统计局对社会公开的全样本工业企业数据只更新至2013年, 之后年份的数据仅能在清华大学中国经济社会数据研究中心断网使用, 且仅包括三地区(京、沪、浙)10%的抽样样本, 因可观测的指标大幅减少, 实证研究价值非常有限。同时, 作者所在单位从官方渠道购买了1998-2012年全部样本数据, 而网络上流出的2013年数据质量可能难以保证。从研究对象来看, 本文研究的重点是以2008年两法统一为准自然实验, 利用DID方法揭示中国企业融资难的破解路径, 包括了政策实施前的三期数据(2005-2007)和政策实施后的五期数据(2008-2012), 满足了政策评估对数据跨期的基本要求。因此, 本文以2005-2012年为研究窗口, 基于合理的政策评估方法, 结论对于理解企业融资难问题以及政策优化仍然具有启示意义。
（二） 模型构建与变量选取
2008年两税合并政策的主要目的是降低内资企业的税负，两税合并将内外资企业的税率统一调整为25%，内资企业的法定税率由33%下调至25%，而外资企业由原来享受低税率15%或24%更改为现在的法定税率25%，这就为本文的政策评估提供了良好的研究契机。
本文以2008年企业所得税改革的税率调整为政策冲击，采用双重差分方法(DID)研究所得税税率调整对企业融资约束的影响，考察政策前后企业融资约束是否得到改善。研究样本是平衡面板数据，使用双重差分方法能够捕捉到处理组和对照组在政策前后的变化趋势，并且可以较好地解决遗漏变量偏误和内生性问题。借鉴聂辉华等[32]的做法，以企业资本金比重来划分所有制类型，这比使用登记注册类型作为区分标准更加准确和可靠。借鉴毛程连和吉黎[33]的政策识别方法，以2005—2012年中国工业企业微观数据为研究对象，将内资企业作为处理组，外资企业作为对照组，2005—2007年作为政策未实施年份，2008—2012年作为政策实施年份，运用双重差分方法评估两税合一对企业融资约束的影响②。模型构建如下:
②《中华人民共和国外商投资企业和外国企业所得税法》明确界定了减按15%的税率征收企业所得税的外商投资企业, 主要包括在沿海经济开放区和经济特区、经济技术开发区所在城市的老市区设立的从事规定项目的生产性外商投资企业等六类对象, 根据本文样本的地理、行业和所有制信息, 能够确定符合税率优惠的外商投资企业有41 332个, 占样本期间所有外资企业数量(47 295个)的87.39%。同时, 该比例仅包括能够明确地理信息的外商投资企业样本, 不包括"在国务院规定的其他地区设立的从事国家鼓励项目的外商投资企业"。说明绝大多数外资企业都享受了低税率优惠政策, 证实了本文的分组设计较为合理。此外, 为了保证基准回归的稳健性, 我们对对照组采用了更为"干净"的设计, 仅包括设在经济特区、沿海经济开放区、经济技术开发区的外资企业, 结果没有发生显著变化, 进一步说明本文的识别策略不会造成高估。
$$CF{S_{it}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trea{t_i} + {\beta _2}D2008 + {\beta _3}Trea{t_i} \times D2008 + \gamma X + {\eta _i} + {\zeta _{kt}} + {\varepsilon _{it}}$$ (1) 其中，i表示企业、t表示不同年份、k表示地区; Treat和D2008分别为处理组和时间虚拟变量，当企业类型为内资企业时，Treat为1，为外资企业时Treat为0;在2008年两税合并之前，时间虚拟变量D2008取值为0，之后取值为1。Treat和D2008的交互项系数即为我们所关心的变量，即减税对企业融资约束的净效应，预期该系数β3显著为正，这意味着在控制其他因素影响的情况下，减税政策对企业融资能力有着显著的促进作用，能够有效改善企业的融资约束状况。ηi和ζkt分别表示企业个体固定效应和省份与时间的交互固定效应，前者用来控制随企业变化但不随时间变化因素的影响，如行业、所有制、企业成立时间等可观测特征，后者用来控制不同省份内部的时间趋势差异; εit表示随机误差项，同时为了控制企业内部年度间的相关性，将回归标准误聚类(Cluster)到企业层面。
被解释变量CFS分别为融资约束综合指标1和融资约束综合指标2，测度过程见第三部分。控制变量X的选择如下: 企业年龄，以当年调查年份减去企业成立年份加1来衡量; 企业规模，以企业总资产的对数值表示; 资本密集度，以固定资产与职工人数的比值来表示; 劳动生产率，以销售额与职工人数的比值表示; 补贴力度，以补贴收入与销售产值的比值表示; 出口密集度，以出口交货值与销售产值的比值表示。
表 2报告了改革前后处理组和对照组的均值统计与检验结果。从融资约束综合指标1来看，改革前后处理组的均值分别为5.977 1、6.144 1，对照组的均值分别为6.318 4、6.249 5。这说明改革后处理组的均值上升了，而对照组的均值下降了，并且改革前的两者均值差异是0.341 3，改革后的两者均值差异是0.105 6，差异缩小了。从融资约束综合指标2来看，改革前两者的均值差异为0.148 5，而改革后的均值差异为0.045 7，差异也缩小了。因此，改革前外资企业的融资能力显著优于内资企业，但是改革后内资企业的融资能力显著提升，而外资企业却有所下降，这是否与所得税减税的政策效应密切相关?这是本文接下来要研究的核心问题。它从侧面揭示了我国内资企业确实存在融资约束问题，因此有必要加大实施能够缓解内资企业融资约束的减税改革力度。
表 2 均值统计与检验变量 改革前均值 改革后均值 处理组 对照组 均值差异 处理组 对照组 均值差异 综合指标1 5.977 1 6.318 4 -0.341 3***(0.001 0) 6.144 1 6.249 5 -0.105 6***(0.009 1) 综合指标2 1.708 2 1.856 7 -0.148 5***(0.012 3) 2.093 1 2.138 8 -0.045 7***(0.010 9) 企业年龄 10.143 3 8.549 0 1.594 3***(0.068 8) 12.948 0 11.701 3 1.246 7***(0.053 3) 企业规模 10.151 1 10.862 8 -0.711 7***(0.011 0) 10.543 5 11.065 6 -0.522 1***(0.009 1) 资本密集度 4.001 2 4.051 3 -0.050 1***(0.009 8) 4.012 4 3.964 1 0.048 3***(0.008 8) 出口密集度 0.142 3 0.468 8 -0.326 5***(0.002 6) 0.110 4 0.379 8 -0.269 4***(0.001 8) 补贴力度 0.002 6 0.001 1 0.001 5***(0.000 1) 0.001 0 0.000 4 0.000 6***(0.000 05) 劳动生产率 5.698 2 5.669 0 0.029 2***(0.007 5) 5.915 3 5.746 0 0.169 3***(0.006 5) 应收账款比率 0.198 3 0.214 8 -0.016 5***(0.001 4) 0.169 8 0.197 2 -0.027 4***(0.001 1) 资产回报率 0.106 3 0.082 5 0.023 8***(0.001 3) 0.153 0 0.102 8 0.050 2***(0.138 65) 清偿比率 1.667 3 2.036 9 -0.369 6***(0.029 2) 1.905 6 2.174 8 -0.269 2***(0.026 1) 销售净利润 0.046 8 0.048 5 -0.001 7***(0.000 6) 0.059 2 0.053 7 0.005 5***(0.000 6) 流动性比率 1.559 6 1.866 4 -0.306 8***(0.015 6) 1.330 3 1.538 9 -0.208 6***(0.013 2) 现金流比率 0.139 2 0.121 6 0.017 6***(0.001 3) 0.162 2 0.113 8 0.048 4***(0.001 3) 固定资产比率 0.371 4 0.338 6 0.032 8***(0.001 7) 0.333 2 0.293 2 0.040 0***(0.001 4) 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；括号内为标准误。下表同。 从其他变量的均值统计结果可以看出，改革前企业年龄、补贴力度、劳动生产率、资产回报率、现金流比率和固定资产比率的均值差异显著为正，说明改革前的处理组在这些特征上高于对照组，而企业规模、资本密集度、清偿比率、出口密集度、应收账款比率、销售净利率和流动性比率的均值差异显著为负，说明改革前对照组在这些特征上优于处理组。总体来看，对这些企业特征因素的合理控制，可以有效降低遗漏重要变量带来的有偏估计，能够更加准确地评估所得税减税对企业融资约束的政策效果。
六、 结果分析与机制探讨
（一） 基准回归结果
以公式(1)为基础，表 3报告了基准回归结果。首先以融资约束综合指标1为研究对象，第(1)列仅控制了企业固定效应和时间固定效应，考察减税政策对企业融资约束的影响，发现Treat*D2008系数显著为正，初步表明两税合并对内资企业的减税政策有效扩大了企业融资能力，降低了企业融资约束。为进一步降低遗漏变量的影响，在第(2)列加入了影响企业融资约束的相关控制变量，发现交互项系数没有发生显著改变。考虑到省份内的时间趋势差异可能会造成企业融资约束差异，例如不同的省份出台不同的企业信贷扶持政策等，显然仅控制企业年份固定效应无法吸收这一不可观测因素的影响。据此，在第(3)列引入省份—年份固定效应，结果显示，Treat*D2008依然在1%的水平上显著为正，但系数有所降低，说明省份内的时间差异确实影响了企业融资约束变化，不过我们仍然能够观测到减税政策的融资约束效应。基于稳健性考虑，再以融资约束综合指标2为研究对象进行相同条件的分析，结果一致，显示减税政策有效提高了企业融资能力。研究假设1得证。
表 3 基准回归结果变量 综合指标1
(1)综合指标1
(2)综合指标1
(3)综合指标2
(4)综合指标2
(5)综合指标2
(6)Treat*D2008 0.221*** 0.247*** 0.183*** 0.093*** 0.129*** 0.080*** (0.011) (0.011) (0.011) (0.014) (0.014) (0.014) Treat -0.112*** -0.130*** -0.097*** 0.003 -0.030 -0.005 (0.017) (0.016) (0.016) (0.022) (0.022) (0.021) D2008 0.594*** 0.453*** -0.372*** 0.757*** 0.578*** -0.262* (0.012) (0.014) (0.129) (0.015) (0.018) (0.159) 企业年龄 0.024*** 0.024*** 0.035*** 0.035*** (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) 企业规模 -0.173*** 0.050*** -0.254*** -0.027*** (0.005) (0.006) (0.006) (0.008) 资本密集度 0.252*** 0.039*** 0.227*** 0.010** (0.003) (0.004) (0.004) (0.005) 出口密集度 0.163*** -0.026** 0.019 -0.132*** (0.011) (0.011) (0.015) (0.015) 补贴力度 1.818*** 1.776*** 1.927*** 1.871*** (0.248) (0.227) (0.261) (0.251) 劳动生产率 0.152*** 0.196*** 0.198*** 0.240*** (0.005) (0.005) (0.006) (0.006) 常数 5.971*** 5.664*** 4.678*** 1.629*** 1.910*** 0.920*** (0.015) (0.055) (0.142) (0.020) (0.073) (0.178) 调整R2 0.225 0.310 0.378 0.075 0.129 0.177 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 省份-时间效应 否 否 是 否 否 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 318 768 314 034 314 034 318 768 314 034 314 034 （二） 分样本回归结果
接下来主要对不同产权性质、不同区域、不同成长阶段的企业进行检验，分析所得税减税对不同样本企业的政策效果。其中所有制的区分是以企业资本金比重为标准划分为国有企业和非国有企业; 按照地域的传统办法，划分为东中西部地区①; 根据生命周期理论将总样本划分为四个阶段。
① 东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南; 中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南; 西部地区包括重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、宁夏、青海、广西、内蒙古、新疆。
表 4报告了不同产权性质企业的回归结果。第(1)(2)列是对国有企业融资约束综合指标1和综合指标2的估计，结果表明，国有企业的Treat*D2008系数不显著，说明减税对国有企业的融资约束影响很小。第(3)(4)列是对非国有企业的实证检验，可以看出非国有企业的Treat*D2008系数都在1%水平上显著为正，意味着所得税减税显著改善了非国有企业的融资约束。原因可能在于: 其一，国有企业能够获得更多的政府支持和政治资源，自身存在融资约束问题的可能性非常小; 其二，国有企业具有预算软约束的特点，不是以利润最大化为目标，改善自身资本结构的动机较小，而预算软约束也是造成低效率的重要原因，进而导致信贷稀缺资源的严重错配与浪费。因此，国有企业对所得税减税的敏感性较弱，影响并不显著。对于非国有企业而言，融资约束问题一直是制约企业发展的重要瓶颈，企业所得税改革的普惠性减税大大降低了企业税负，有利于企业资本结构的合理调整与优化，可以有效改善融资约束的现实困境。因此，假设2得证。
表 4 减税的融资约束效应：不同产权性质的差异变量 国有企业 非国有企业 综合指标1(1) 综合指标2(2) 综合指标1(3) 综合指标2(4) Treat*D2008 0.030(0.020) 0.045(0.028) 0.197***(0.011) 0.084***(0.015) Treat -0.112*(0.060) -0.194**(0.081) -0.105***(0.016) -0.002(0.022) D2008 -0.643*(0.339) -0.514*(0.292) -0.334**(0.141) -0.186(0.182) 调整R2 0.340 0.159 0.385 0.178 控制变量 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 样本数 66 268 66 268 293 791 293 791 注：控制变量同基准回归，下表同。 表 5报告了不同区域的回归结果，从中可看出东中西部地区的政策效应均显著为正，说明普惠性的减税政策对企业融资约束的效果非常直接。从回归系数的大小来看，西部地区的贡献最大，其次是东部和中部地区。主要原因可能有: 其一，由于西部地区经济发展水平相对较低、地理位置偏僻、交通不便等因素，很难享有与沿海地区相同的资源优势与政策优惠，因而企业发展受到很多限制与阻碍; 其二，2001年下发的《财政部、国家税务总局、海关总署关于西部大开发税收优惠政策问题的通知》，仅仅是针对交通、电力、水利、邮政等特殊行业的国有企业，非国有企业较少享有税收优惠。而2008年企业所得税改革是全国实施的普遍意义上法定税率下降的减税，这就为西部地区的企业发展提供了良好的政策机遇。因此，西部地区对减税的敏感性更为明显。假设3得证。
表 5 减税的融资约束效应：不同区域的差异变量 东部
(1)中部
(2)西部
(3)Treat*D2008 0.184***(0.011) 0.146**(0.059) 0.242***(0.070) Treat -0.099***(0.017) -0.024(0.068) -0.178**(0.086) D2008 -0.007(0.020) 0.492***(0.072) -0.449***(0.145) 调整R2 0.395 0.378 0.239 控制变量 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 样本数 240 007 44 355 29 672 表 6报告了企业组织特征的异质性检验结果。首先，根据企业年龄中位数将企业划分为初创型企业和成熟型企业。从第(1)(2)列可以看出，减税对两类企业的融资约束均有显著的改善作用，但初创型企业更为明显。其次，根据企业规模中位数将企业划分为中小企业和大型企业。第(3)(4)列交互项结果显示，减税对不同规模企业的融资约束均有积极效果，其中中小企业的政策效果更大。原因可能是: 成熟型企业和大型企业在盈利能力、商业信用、信贷资源、融资能力等方面更具优势，其本身的融资约束程度相对较轻，而中小企业和初创型企业处于萌芽和成长阶段，对融资的需求较大，再加上经营模式、管理方式等诸多不确定性，融资约束程度相对更加严重。因此，当面对减税政策时，初创型和中小型企业的反应更加敏感。假设4得证。
表 6 减税的融资约束效应：企业异质性检验变量 初创型企业
(1)成熟型企业
(2)中小型企业
(3)大型企业
(4)Treat*D2008 0.176***(0.014) 0.149***(0.017) 0.171***(0.017) 0.150***(0.015) Treat -0.066***(0.023) -0.082***(0.024) -0.067***(0.025) -0.080***(0.021) D2008 -1.138***(0.359) -0.333*(0.194) -0.205(0.251) -0.299**(0.147) 调整R2 0.400 0.321 0.412 0.319 控制变量 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 样本数 151 731 162 303 156 427 157 607 （三） 机制讨论
接下来将探讨所得税改革对企业融资约束的改善效果，分析企业实际税负降低是否会导致其盈利能力及内源资金能力增强。首先考察两税合并是否切实降低了企业实际的所得税税负。这里采用两种衡量方法: 一是以应交所得税与主营业务收入的比值来衡量，二是以应交所得税与销售产值的比值来衡量。相较于销售产值，主营业务收入能够更好地反映企业主营业务的真实销售状况，而不包括诸如政府补贴、辅助业务收入等。表 7前两列结果显示交互项系数均显著为负，说明减税确实降低了企业实际所得税税负。其次考察税负降低带来的企业现金流、投资和利润回报的变化能否改善融资约束。由于中国工业企业数据库中没有投资支出、税后利润等指标，本文以固定资产总额替代投资支出，以利润总额替代企业税后利润，以企业利润与本年折旧额之和除以总资产的比值来衡量现金流，并对固定资产总额、利润总额分别取自然对数形式来衡量企业的投资水平和利润回报情况。表 7第(3)至(5)列的回归结果显示，减税对现金流、投资和利润均有显著促进作用。综合来看，减税增加了企业内源性融资能力，有效缓解了融资约束压力。
表 7 所得税减税对融资约束的影响机制变量 应交所得税/
主营业务收入
(1)应交所得税/
销售产值
(2)企业现金流
(3)固定资产总额
(4)利润总额
(5)Treat*D2008 -0.002 5***(0.000) -0.002 4***(0.000) 0.028***(0.001) 0.084***(0.004) 0.222***(0.014) Treat 0.002***(0.000) 0.002***(0.000) -0.011***(0.002) -0.063***(0.007) -0.121***(0.021) D2008 -0.005(0.004) -0.005(0.004) -0.051***(0.011) -0.052(0.053) -0.420***(0.149) 调整R2 0.045 0.190 0.150 0.829 0.351 控制变量 是 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 样本数 299 021 299 024 308 492 314 034 284 192 七、 稳健性检验
为了进一步保证基准结果的稳健性，本文从共同趋势假设、内生性问题、调整识别策略、替换度量方式、排除其他政策干扰等角度对基准回归进行检验。
（一） 共同趋势假说
双重差分方法成立的一个重要前提是处理组与对照组在改革前要满足基本一致的变化趋势，也就是两者之间不能存在系统性差异，否则政策评估的系数存在被高估的风险。为了检验两组的共同趋势，首先我们借助安慰剂的思路进行检验。为了避免真实政策改革的影响，这里选择真实政策之前的样本作为研究对象，以2006年作为虚拟政策实施时点。表 8前两列基于安慰剂思想考察了减税政策如果发生在2006年，以Treat*D2006为关键解释变量，其中D2006的定义为在2006年之后取值为1，之前取值为0, Treat定义与基准回归一致。第(1)(2)列回归结果显示，Treat*D2006系数均不显著，说明减税政策如果发生在2006年，并不能观测到政策效果。意味着基准回归得到的真实政策效应是可靠的，没有受到虚假政策效应的冲击。
表 8 安慰剂和共同趋势检验变量 安慰剂检验 共同趋势检验 综合指标1
(1)综合指标2
(2)综合指标1
(3)综合指标2
(4)Treat*D2006 0.005(0.013) 0.012(0.018) Treat*D2008 0.226***(0.019) 0.101***(0.025) 调整R2 0.090 0.042 0.378 0.177 控制变量 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 处理变量*年份 否 否 是 是 样本数 119 259 119 259 314 034 314 034 接下来对DID的共同趋势假说进行检验。借鉴Angrist和Pischke[34]、范子英和彭飞[35]的做法，在基准模型的基础上控制“处理变量*年份”，其含义是: 即使处理组与对照组具有不同的时间趋势，我们也能够在模型中进行控制，以降低共同趋势的影响。从最后两列的回归结果可以看出，综合指标1和综合指标2的交互项系数均在1%水平上显著为正，与基准回归结果的交互项系数符号及显著性均高度一致，从而进一步验证了减税效果的稳健性。因此，表 8的检验结果大大降低了DID估计违反共同趋势假定的担忧。
（二） 内生性问题处理: 工具变量的检验
由于企业融资约束与减税之间可能存在内生性问题，而双重差分方法并不能完全解决反向因果导致的内生性问题，因此还需要进行补充研究。此处借鉴了Liu和Lu[36]、申广军等[37]采用固定效应-工具变量法(Fixed Effect IV Regression, FE-IV)进行研究所提供的思路。具体来说，利用企业初始税负指标与当期税负之间存在的关联关系，而企业初始税负与当期的融资约束之间一般不存在相关关系，满足工具变量相关性和外生性的基本要求，从而在双重差分方法的基础上引入工具变量的思想进行检验，即双重差分-工具变量法(Difference-in-Difference IV Regression, DID-IV)。
分别以改革前三年的初始税负(Tax)作为当期企业税负的工具变量，企业税负以应交所得税与主营业务收入的比值来衡量。即在基准模型交互项的基础上，以工具变量为权重，考察减税对融资约束的影响。表 9中(1)至(4)列的结果显示，交互项系数均在5%和1%水平上显著为正，表明结论依然稳健。第(5)(6)列以改革前一年为工具变量，回归结果在10%水平上显著为正，显著性水平略有下降，这可能是因为企业所得税改革法案虽然在2008年1月1日正式实施，但是2007年3月就已经颁布，因此很多企业可能提前进行了税收筹划，通过收入转移的方式来降低企业税负(王跃堂等，2009)[38]，所以减税的政策效应可能会受到影响。但是总体上没有改变基本结论。同时发现，初始税负越高的企业，减税的融资约束缓解效果越显著。
表 9 双重差分-工具变量法的检验：基于初始税负水平的视角变量 2005年 2006年 2007年 综合指标1
(1)综合指标2
(2)综合指标1
(3)综合指标2
(4)综合指标1
(5)综合指标2
(6)Treat*D2008*Tax 3.329**(1.425) 4.162**(1.704) 4.539***(1.451) 6.026***(1.870) 1.950*(1.027) 2.603**(1.304) 调整R2 0.382 0.179 0.382 0.179 0.379 0.178 控制变量 是 是 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 314 018 314 018 314 010 314 010 314 018 314 018 （三） 其他维度的检验
企业所得税改革之前，很多城市享受着低税率的税收优惠政策，且外资企业绝大多数实行15%或24%的实际税率，2008年的企业所得税改革要求原税收优惠城市在五年内逐步过渡到25%的法定税率。改革前内资企业中除了经济特区享受相应的税收优惠政策以外，其他城市均实行33%的法定税率。因此，我们对处理组和对照组进行细分，将外资企业中明确规定的税收优惠城市作为新的对照组，同时将内资企业中的经济特区城市排除之后作为新的处理组。表 10第(1)(2)列显示，交互项系数均显著为正，并且综合指标1和综合指标2的回归系数略高于基准回归的平均水平。再次证实了减税能够提高企业融资能力，有效改善企业融资约束状况。
表 10 其他维度的稳健性检验变量 识别策略 替换度量方式 排除政策干扰 综合指标1
(1)综合指标2
(2)利息支出/
固定资产
(3)利息支出
(4)综合指标1
(5)综合指标2
(6)Treat*D2008 0.238*** 0.102*** 0.013*** 0.111*** 0.239*** 0.128*** (0.017) (0.021) (0.003) (0.026) (0.014) (0.018) Treat -0.093*** 0.031 -0.007 -0.009 -0.072*** -0.037 (0.030) (0.038) (0.005) (0.041) (0.019) (0.025) D2008 -0.387*** -0.264* 0.011 -0.331 -0.868*** -0.425*** (0.129) (0.160) (0.027) (0.301) (0.087) (0.101) 调整R2 0.383 0.179 0.089 0.082 0.103 0.046 控制变量 是 是 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 281 586 281 586 314 034 314 034 150 740 150 740 为了进一步证明回归结果的稳定性，分别采用利息支出加1再取自然对数、利息支出与固定资产总额比值作为新的被解释变量，企业用于支付银行贷款的利息越多，说明获得银行信贷资源的能力越强，面临的融资约束较低。从表 10第(3)(4)列回归结果可以看出，交互项系数依然在1%水平上显著为正。因此，本文的结论没有发生显著性改变。
由于企业所得税改革前后增值税转型试点范围也在不断扩大，为了考察此次企业所得税改革对融资约束的影响是否受到增值税转型改革的干扰，将样本限定在2009年之前，并且排除了2004—2008年间增值税转型的试点城市和行业。从表 10第(5)(6)列可以看出，融资约束指标1和指标2的回归系数依然显著为正，说明基准回归中发现的政策效应是真实存在的，并没有因为增值税转型改革而高估减税的融资改善效应。
八、 结论与政策启示
本文基于2005—2012年中国工业企业微观数据，利用2008年内资企业税率下降、外资企业税率上升的政策冲击，采用DID和DID-IV方法考察了减税对企业融资约束的影响。研究发现: 减税政策能够有效缓解企业融资约束，普惠式减税降低了企业税负，提升了内源融资能力; 且初始税负越高的企业，融资约束缓解越明显。从产权性质来看，不同性质企业的融资效应有着较大差异，其中国有企业对减税的敏感性较弱，非国有企业对减税政策非常敏感，表明国有企业的政策效应不显著，非国有企业的政策效应非常显著。从区域异质性来看，减税政策对东中西部地区均有显著影响，西部地区的政策效应最强。从企业组织特征来看，初创型和中小型企业的融资改善效果更大。研究机制表明，普惠式的减税政策显著降低了企业的实际税负，增加了企业的盈利能力和企业利润，有助于企业扩大投资、增加现金流，通过提升企业内源融资能力，降低其对外部资金的依赖，从而有效改善了企业融资约束状况。
党的十九大报告、2019年政府工作报告和全国经济工作会议均重点指出，要深化税收制度改革，切实降低企业税收成本。当前我国税制设计重点、减税导向、减税方案等，对于减轻企业税负和促进经济高质量发展还存在较大的优化空间。对此，本文提出如下政策启示:
第一，继续深化所得税改革，应适度下调所得税税率，为企业营造良好的减税环境，增强我国企业的国际竞争力。在顶层税制设计中，不能仅局限于增值税减税，还要重视与企业税负密切相关、难以转嫁的所得税减税。在税收征管体制改革完成之后，要尽快实施大规模、实质性、普惠性的减税政策，降低所得税税率，增强所得税国际竞争力。从中国现阶段的国情来看，企业所得税和增值税占到总税收收入的61%，其中企业所得税占比超过22%。因此，减税的重要任务是紧抓企业所得税和增值税，不能仅紧盯增值税改革，还要推进企业所得税改革。实施所得税减税对于助力企业发展和激发经济活力具有重要作用。
第二，健全金融服务机构，为初创型和中小企业融资保驾护航。“大众创业、万众创新”政策是当前我国经济高质量发展的重要举措，初创型和中小型企业又是我国经济发展和技术创新的重要主体，其生存和发展直接关系到我国经济结构优化和经济增长动能的提升。健全金融服务体系，鼓励并支持多层次金融服务体系建设，大力发展中小型金融服务机构，对于化解初创型和中小型企业的融资困境具有重要的现实意义。
第三，优化企业融资环境，为民营企业和欠发达地区的企业融资提供优先政策支持。一方面，要求切实改变原有金融市场中的规模、所有制、地区等多重歧视，努力改善我国非公经济的融资环境，促进不同性质企业在信贷市场中的均等化地位。另一方面，要加强对欠发达地区企业的财税和信贷支持，为推动中部崛起和西部大开发建设提供制度保障。
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表 1 融资约束指标构建与变量定义
融资约束指标体系 细分指标 变量说明 内部融资分指标 现金流比率 使用企业现金流与企业总资产的比值来衡量。内部融资受自有现金流的影响最大，该值越大，融资约束的指标评分越高，表明企业的经营状况较好 应收账款比率 借鉴王展祥等[27]的做法，使用应收账款与总资产的比值来表示，即企业的商业信用度。该值越大，说明企业成为商业信贷供给方的可能性越大，企业面临的融资约束程度越小。研究表明，商业信用作为企业的一种融资渠道，可以有效降低企业的融资约束[30] 外部融资分指标 企业规模 以总资产的自然对数来衡量。企业的资产规模是银行进行贷款审核的重要依据，一般而言，企业规模越大，获得外部融资的机会越大 企业年龄 以当年调查年份减去企业成立年份加1来衡量。投资方一般倾向于选择成熟型企业进行合作，企业年龄越大，信用度越有保证，经营状况越稳定 流动性比率 使用流动资产与流动负债的比例来衡量，该指标一定程度上可以反映企业偿还短期债务的能力 清偿比率 以所有者权益与总负债的比值来表示，该指标不仅可以反映企业财务结构的稳健程度，还可以反映企业对长期债务的偿还能力，稳健的财务结构和偿还能力有利于改善企业的融资约束 固定资产比率 以固定资产与企业总资产的比值进行衡量，固定资产可作为抵押品偿还债务，也是债权人的债务保障，固定资产比率越高，外部融资的机会越多 投资机会分指标 销售净利率 以利润总额与销售产值的比值表示。该值越大，说明企业的经营状况越好，受融资约束的可能性越低 资产回报率 以利润总额与总资产的比值表示，其值越大，反映企业的盈利能力越高，获得外部资金的机会越多 
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表 2 均值统计与检验
变量 改革前均值 改革后均值 处理组 对照组 均值差异 处理组 对照组 均值差异 综合指标1 5.977 1 6.318 4 -0.341 3***(0.001 0) 6.144 1 6.249 5 -0.105 6***(0.009 1) 综合指标2 1.708 2 1.856 7 -0.148 5***(0.012 3) 2.093 1 2.138 8 -0.045 7***(0.010 9) 企业年龄 10.143 3 8.549 0 1.594 3***(0.068 8) 12.948 0 11.701 3 1.246 7***(0.053 3) 企业规模 10.151 1 10.862 8 -0.711 7***(0.011 0) 10.543 5 11.065 6 -0.522 1***(0.009 1) 资本密集度 4.001 2 4.051 3 -0.050 1***(0.009 8) 4.012 4 3.964 1 0.048 3***(0.008 8) 出口密集度 0.142 3 0.468 8 -0.326 5***(0.002 6) 0.110 4 0.379 8 -0.269 4***(0.001 8) 补贴力度 0.002 6 0.001 1 0.001 5***(0.000 1) 0.001 0 0.000 4 0.000 6***(0.000 05) 劳动生产率 5.698 2 5.669 0 0.029 2***(0.007 5) 5.915 3 5.746 0 0.169 3***(0.006 5) 应收账款比率 0.198 3 0.214 8 -0.016 5***(0.001 4) 0.169 8 0.197 2 -0.027 4***(0.001 1) 资产回报率 0.106 3 0.082 5 0.023 8***(0.001 3) 0.153 0 0.102 8 0.050 2***(0.138 65) 清偿比率 1.667 3 2.036 9 -0.369 6***(0.029 2) 1.905 6 2.174 8 -0.269 2***(0.026 1) 销售净利润 0.046 8 0.048 5 -0.001 7***(0.000 6) 0.059 2 0.053 7 0.005 5***(0.000 6) 流动性比率 1.559 6 1.866 4 -0.306 8***(0.015 6) 1.330 3 1.538 9 -0.208 6***(0.013 2) 现金流比率 0.139 2 0.121 6 0.017 6***(0.001 3) 0.162 2 0.113 8 0.048 4***(0.001 3) 固定资产比率 0.371 4 0.338 6 0.032 8***(0.001 7) 0.333 2 0.293 2 0.040 0***(0.001 4) 注：*、**、***分别表示在10%、5%、1%水平上显著；括号内为标准误。下表同。
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表 3 基准回归结果
变量 综合指标1
(1)综合指标1
(2)综合指标1
(3)综合指标2
(4)综合指标2
(5)综合指标2
(6)Treat*D2008 0.221*** 0.247*** 0.183*** 0.093*** 0.129*** 0.080*** (0.011) (0.011) (0.011) (0.014) (0.014) (0.014) Treat -0.112*** -0.130*** -0.097*** 0.003 -0.030 -0.005 (0.017) (0.016) (0.016) (0.022) (0.022) (0.021) D2008 0.594*** 0.453*** -0.372*** 0.757*** 0.578*** -0.262* (0.012) (0.014) (0.129) (0.015) (0.018) (0.159) 企业年龄 0.024*** 0.024*** 0.035*** 0.035*** (0.001) (0.001) (0.001) (0.001) 企业规模 -0.173*** 0.050*** -0.254*** -0.027*** (0.005) (0.006) (0.006) (0.008) 资本密集度 0.252*** 0.039*** 0.227*** 0.010** (0.003) (0.004) (0.004) (0.005) 出口密集度 0.163*** -0.026** 0.019 -0.132*** (0.011) (0.011) (0.015) (0.015) 补贴力度 1.818*** 1.776*** 1.927*** 1.871*** (0.248) (0.227) (0.261) (0.251) 劳动生产率 0.152*** 0.196*** 0.198*** 0.240*** (0.005) (0.005) (0.006) (0.006) 常数 5.971*** 5.664*** 4.678*** 1.629*** 1.910*** 0.920*** (0.015) (0.055) (0.142) (0.020) (0.073) (0.178) 调整R2 0.225 0.310 0.378 0.075 0.129 0.177 时间固定效应 是 是 是 是 是 是 省份-时间效应 否 否 是 否 否 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 318 768 314 034 314 034 318 768 314 034 314 034
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表 4 减税的融资约束效应：不同产权性质的差异
变量 国有企业 非国有企业 综合指标1(1) 综合指标2(2) 综合指标1(3) 综合指标2(4) Treat*D2008 0.030(0.020) 0.045(0.028) 0.197***(0.011) 0.084***(0.015) Treat -0.112*(0.060) -0.194**(0.081) -0.105***(0.016) -0.002(0.022) D2008 -0.643*(0.339) -0.514*(0.292) -0.334**(0.141) -0.186(0.182) 调整R2 0.340 0.159 0.385 0.178 控制变量 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 样本数 66 268 66 268 293 791 293 791 注：控制变量同基准回归，下表同。
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表 5 减税的融资约束效应：不同区域的差异
变量 东部
(1)中部
(2)西部
(3)Treat*D2008 0.184***(0.011) 0.146**(0.059) 0.242***(0.070) Treat -0.099***(0.017) -0.024(0.068) -0.178**(0.086) D2008 -0.007(0.020) 0.492***(0.072) -0.449***(0.145) 调整R2 0.395 0.378 0.239 控制变量 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 样本数 240 007 44 355 29 672
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表 6 减税的融资约束效应：企业异质性检验
变量 初创型企业
(1)成熟型企业
(2)中小型企业
(3)大型企业
(4)Treat*D2008 0.176***(0.014) 0.149***(0.017) 0.171***(0.017) 0.150***(0.015) Treat -0.066***(0.023) -0.082***(0.024) -0.067***(0.025) -0.080***(0.021) D2008 -1.138***(0.359) -0.333*(0.194) -0.205(0.251) -0.299**(0.147) 调整R2 0.400 0.321 0.412 0.319 控制变量 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 样本数 151 731 162 303 156 427 157 607
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表 7 所得税减税对融资约束的影响机制
变量 应交所得税/
主营业务收入
(1)应交所得税/
销售产值
(2)企业现金流
(3)固定资产总额
(4)利润总额
(5)Treat*D2008 -0.002 5***(0.000) -0.002 4***(0.000) 0.028***(0.001) 0.084***(0.004) 0.222***(0.014) Treat 0.002***(0.000) 0.002***(0.000) -0.011***(0.002) -0.063***(0.007) -0.121***(0.021) D2008 -0.005(0.004) -0.005(0.004) -0.051***(0.011) -0.052(0.053) -0.420***(0.149) 调整R2 0.045 0.190 0.150 0.829 0.351 控制变量 是 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 样本数 299 021 299 024 308 492 314 034 284 192
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表 8 安慰剂和共同趋势检验
变量 安慰剂检验 共同趋势检验 综合指标1
(1)综合指标2
(2)综合指标1
(3)综合指标2
(4)Treat*D2006 0.005(0.013) 0.012(0.018) Treat*D2008 0.226***(0.019) 0.101***(0.025) 调整R2 0.090 0.042 0.378 0.177 控制变量 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 处理变量*年份 否 否 是 是 样本数 119 259 119 259 314 034 314 034
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表 9 双重差分-工具变量法的检验：基于初始税负水平的视角
变量 2005年 2006年 2007年 综合指标1
(1)综合指标2
(2)综合指标1
(3)综合指标2
(4)综合指标1
(5)综合指标2
(6)Treat*D2008*Tax 3.329**(1.425) 4.162**(1.704) 4.539***(1.451) 6.026***(1.870) 1.950*(1.027) 2.603**(1.304) 调整R2 0.382 0.179 0.382 0.179 0.379 0.178 控制变量 是 是 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 314 018 314 018 314 010 314 010 314 018 314 018
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表 10 其他维度的稳健性检验
变量 识别策略 替换度量方式 排除政策干扰 综合指标1
(1)综合指标2
(2)利息支出/
固定资产
(3)利息支出
(4)综合指标1
(5)综合指标2
(6)Treat*D2008 0.238*** 0.102*** 0.013*** 0.111*** 0.239*** 0.128*** (0.017) (0.021) (0.003) (0.026) (0.014) (0.018) Treat -0.093*** 0.031 -0.007 -0.009 -0.072*** -0.037 (0.030) (0.038) (0.005) (0.041) (0.019) (0.025) D2008 -0.387*** -0.264* 0.011 -0.331 -0.868*** -0.425*** (0.129) (0.160) (0.027) (0.301) (0.087) (0.101) 调整R2 0.383 0.179 0.089 0.082 0.103 0.046 控制变量 是 是 是 是 是 是 省份-时间效应 是 是 是 是 是 是 企业固定效应 是 是 是 是 是 是 样本数 281 586 281 586 314 034 314 034 150 740 150 740
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![](data:image/svg+xml,<svg xmlns='http://www.w3.org/2000/svg' width='210' height='179'><foreignObject width='2000' height='100%'><div xmlns='http://www.w3.org/1999/xhtml' style='font-size:16px;font-family:Helvetica'><table>
<thead>
<tr>
<td class="table_top_border" align="center">融资约束指标体系</td>
<td class="table_top_border" align="center">细分指标</td>
<td class="table_top_border" align="center">变量说明</td>
</tr></thead>
<tbody>
<tr>
<td class="table_top_border2" align="center">内部融资分指标</td>
<td class="table_top_border2" align="center">现金流比率</td>
<td class="table_top_border2">使用企业现金流与企业总资产的比值来衡量。内部融资受自有现金流的影响最大，该值越大，融资约束的指标评分越高，表明企业的经营状况较好</td>
</tr>
<tr>
<td>
</td><td align="center">应收账款比率</td>
<td>借鉴王展祥等<sup>[<span class="xref"><a href="#b27" ref-type="bibr">27</a></span>]</sup>的做法，使用应收账款与总资产的比值来表示，即企业的商业信用度。该值越大，说明企业成为商业信贷供给方的可能性越大，企业面临的融资约束程度越小。研究表明，商业信用作为企业的一种融资渠道，可以有效降低企业的融资约束<sup>[<span class="xref"><a href="#b30" ref-type="bibr">30</a></span>]</sup></td>
</tr>
<tr>
<td align="center">外部融资分指标</td>
<td align="center">企业规模</td>
<td>以总资产的自然对数来衡量。企业的资产规模是银行进行贷款审核的重要依据，一般而言，企业规模越大，获得外部融资的机会越大</td>
</tr>
<tr>
<td>
</td><td align="center">企业年龄</td>
<td>以当年调查年份减去企业成立年份加1来衡量。投资方一般倾向于选择成熟型企业进行合作，企业年龄越大，信用度越有保证，经营状况越稳定</td>
</tr>
<tr>
<td>
</td><td align="center">流动性比率</td>
<td>使用流动资产与流动负债的比例来衡量，该指标一定程度上可以反映企业偿还短期债务的能力</td>
</tr>
<tr>
<td>
</td><td align="center">清偿比率</td>
<td>以所有者权益与总负债的比值来表示，该指标不仅可以反映企业财务结构的稳健程度，还可以反映企业对长期债务的偿还能力，稳健的财务结构和偿还能力有利于改善企业的融资约束</td>
</tr>
<tr>
<td>
</td><td align="center">固定资产比率</td>
<td>以固定资产与企业总资产的比值进行衡量，固定资产可作为抵押品偿还债务，也是债权人的债务保障，固定资产比率越高，外部融资的机会越多</td>
</tr>
<tr>
<td align="center">投资机会分指标</td>
<td align="center">销售净利率</td>
<td>以利润总额与销售产值的比值表示。该值越大，说明企业的经营状况越好，受融资约束的可能性越低</td>
</tr>
<tr>
<td class="table_bottom_border">
</td><td class="table_bottom_border" align="center">资产回报率</td>
<td class="table_bottom_border">以利润总额与总资产的比值表示，其值越大，反映企业的盈利能力越高，获得外部资金的机会越多</td>
</tr>
</tbody>
</table></div></foreignObject></svg>)