税收优惠与企业杠杆操纵——基于固定资产加速折旧政策的准自然实验.pdf

选取2 0 10 一2 0 2 0 年我国沪深A股上市公司为样本，以固定资产加速折旧政策为准自然实验，利用多期DID模型考察了税收优惠对企业杠杆操纵的影响及其内在机制。研究发现：固定资产加速折旧政策显著降低了企业杠杆操纵程度，在控制可能的内生性问题后，该结论依然成立。机制检验发现，固定资产加速折旧政策通过缓解融资约束和增强外部监督压力来降低企业杠杆操纵程度。进一步研究表明在外部融资依赖度更高以及内部控制更薄弱的企业中，固定资产加速折旧政策对杠杆操纵的抑制效果更明显。本研究发现税收优惠是抑制我国企业杠杆操纵的重要举措，为政府拨开杠杆操纵所带来的“杠杆迷雾”以制定更为精确的宏观税收政策提供了有益的启示。【关键词杠杆操纵；固定资产加速折旧政策；融资约束中图分类号F812.0；F2 7 5.5文献标志码 A文章编号 10 0 4-17 10(2 0 2 3)0 5-0 17 6-11DOI 10.15886/ki.hnus.202208.0052一、引言党的十九届五中全会以来，我国对于防范化解重大风险的现代经济体制日益重视，并采取了一系列大刀阔斧的部署，其中高杠杆问题一直深受中央重视。我国于2 0 15年起陆续颁布“去杠杆”及“结构性去杠杆政策，以避免高杠杆可能诱发的系统性经济风险，使得国内企业面临的“去杠杆”压力陡增，也导致杠杆操纵现象在我国资本市场上滋生。杠杆操纵是指企业利用表外负债、名股实债和会计手段等操纵途径将表内负债腾挪至表外或进行负债隐藏来降低账面杠杆率，以达到表面去杠杆而实质财务风险却并未降低的杠杆粉饰行为2 。不同于减负债或增权益的实质降杠杆方式，通过杠杆操纵去杠杆不仅实际操作难度小，且成本更低3 。因此，利用简便且低成本的杠杆操纵方式来粉饰账面杠杆率，便成为众多企业寻求外部融资或满足政府监管压力的“默认选项”。然而杠杆操纵不仅会导致企业债务风险攀升(，还会激化股东与管理层间的代理矛盾3 ,导致会计信息披露失真5,严重制约了我国企业的高质量发展。同一期间，我国推出了一系列“减税降费”政策，该项政策作为我国的一项长期战略，旨在减轻企业税负，增强企业经营活力，然而在有效缓解企业融资约束的同时16)，也可能引致大量外部利益相关者（如审计师、分析师以及机构者等)的关注，增加企业面临的外部监督压力。理论上，缓解融资约束和外部监督压力均可能降低企业的杠杆操纵动机，但目前鲜有文献从宏观税收政策角度对此予以研究，学术界关于企业杠杆操纵的影响因素仍侧重于从微观企业层面人手。本文从宏观税收政策角度人手，探讨税收优惠对企业杠杆操纵的影响及其内在机制，以期为我国更好地利用宏观税收政策促进企业高质量发展提供借鉴。考虑到制造业实体企业融资约束现象更为严重1,杠杆操纵现象在该类型企业中更为明显2。本文以2 0 10 一2 0 2 0 年沪深A股非金融类上市公司为样本，考察固定资产加速折旧政策（简称加速折旧政策”)的实施对企业杠杆操纵的影响及其作用机制。研究发现：加速折旧政策显著降低了企业杠收稿日期2 0 2 2-0 8-0 4【基金项目】国家社会科学基金重点项目（2 0 AJY002）；财政部“会计名家培养工程”项目（2 0 19）作者简介】胡国柳（19 6 8-），男，湖南邵阳人，浙江工商大学会计学院教授，博士生导师，主要从事公司财务管理研究。177胡国柳等：税收优惠与与企业杠杆操纵杆操纵程度，且主要通过缓解融资约束和加强外部监督来降低企业杠杆操纵程度。进一步，在外部融资依赖度更高和内部控制更薄弱的企业中，加速折旧政策对企业杠杆操纵程度的抑制效果更为明显。本文贡献在于：第一，从税收优惠的视角探讨了加速折旧政策实施对企业杠杆操纵的影响，丰富了企业杠杆操纵领域的相关文献。已有文献从融资需求3 、股权质押18 、地方政府债务9 、政策监管要求2 、审计师识别1、机构投资者“分心 以及盈余管理动机5 等微观层面对企业杠杆操纵的动机进行了探讨，鲜有文献考察宏观制度因素对企业杠杆操纵的影响。第二，从加速折旧政策角度拓展了税收优惠经济后果的相关文献。现有关于加速折旧政策的研究主要集中于固定资产投资12 、研发创新13 、人力资本升级14、收人分配15 以及税会差异116 等方面，鲜有文献分析加速折旧政策对企业杠杆操纵的影响，本文发现加速折旧政策的实施是抑制企业杠杆操纵的重要手段，且主要是通过缓解融资约束和加强外部监督来降低企业的杠杆操纵动机，丰富了税收优惠领域的相关文献。第三，为我国政府部门从宏观税收政策角度降低企业杠杆操纵动机提供新思路。本文发现加速折旧政策的实施能在一定程度上降低企业对外披露的账面杠杆率粉饰程度，对当前我国减税降费大背景下相关税收制度的制定和完善具有重要的参考价值。二、文献综述和假设提出(一)文献综述学术界关于企业杠杆操纵影响因素的研究存在两种假说：一是外部融资需求假说，该假说认为企业杠杆操纵是为了获得外部性融资，即通过表外负债、隐性担保、结构化发行转换债券或其他会计手段来“隐藏”负债以在表面降低账面杠杆率，进而误导债权人放松契约条款，实现低成本获取更多外部性融资的目的17-19 。许晓芳等8 研究发现，股价暴跌而触发平仓风险会为企业带来沉重偿债压力，因而具有控股股东股权质押的高杠杆公司更有动机进行杠杆操纵来维稳股价，以保证公司融资周转的顺利运行。饶品贵等9 研究发现，由于地方政府债务会对企业信贷产生挤出效应，因而地方政府债务扩张也会诱发企业的杠杆操纵行为以获得更多的信贷资源。二是外部监督压力假说，该假说认为市场外部监督者能在企业杠杆操纵过程中发挥外部监督作用，并有效地抑制企业杠杆操纵行为。因为这些外部监督者可以通过动态跟踪，信息解读和披露等方式对企业经营决策进行有效监督，并及时发现和阻碍企业粉饰账面杠杆率的违规行为。Dyck等2 0 发现，分析师能在更短的时间内发现企业欺诈行为。徐亚琴和宋思森0 也发现，审计师能通过对财务风险的判断以识别企业的杠杆操纵。此外，吴晓晖等则从机构投资者角度出发，研究发现，机构投资者“分心”将弱化企业面临的外部监督压力，进而加剧企业的杠杆操纵行为。综上，已有文献主要从外部融资和外部监督两个视角出发，认为获取外部性融资和来自外部的监督压力是影响企业杠杆操纵的主要动机。但无论是外部融资需求假说还是外部监督压力假说均是从微观企业层面考察企业杠杆操纵动机，目前鲜有文献从宏观制度层面来考察税收政策对企业杠杆操纵的影响。（二）假设提出1.加速折旧政策与企业杠杆操纵本文将从寻求外部融资和应对外部监督压力两个角度来具体分析加速折旧政策实施如何影响企业杠杆操纵行为。首先，从寻求外部融资的视角来看，加速折旧政策能有效缓解融资约束，从而降低企业的杠杆操纵动机。具体而言，高杠杆率往往意味着企业外部融资难度更大2 1,这会诱发企业进行简便且低成本的杠杆操纵行为，以粉饰账面杠杆率来满足其外部融资需求2 。而加速折旧政策具有一定的融资属性2 ,其能有效缓解融资约束问题并抑制企业杠杆操纵动机。一方面，加速折旧政策允许对企业固定资产加速折旧，使得企业能提前抵扣相应税额以获取税收递延的好处，相当于帮助企业从外部获得一笔无息贷款，企业的内源性融资约束得到缓解2 3 ；另一方面，加速折旧政策有利于促进企业机器设备更新换代，增强创新能力2 4，有利于向外界传递积极信号，提升市场投资者的投资意愿，外部融资环境相应改善，企业的外源性融资约束由此得到自然缓解2 5。因此，加速折旧政策能通过有效缓解融资约束来减轻企业粉饰账面杠杆率的杠杆操纵行为。其次，从外部监督压力的视角来看，由于加速折旧政策允许企业在税法上采用加速折旧法的同时在178来其中，1第5期2023年海南大学学报（）人文社会科学版）会计上仍然保持原有的折旧方法，这将使企业在固定资产折旧方面享有一定的自由裁量权。而考虑到企业存在向上调节会计利润以维持企业自身报表业绩良好的动机，若企业在会计处理上采用加速折旧方法，将会降低企业利润，对企业业绩产生负面影响，不利于企业形象的维护；同时会计折旧的处理方法更加强调收入与费用相匹配原则，若仅根据税收政策的变化即对企业原有的折旧方法进行变更，或会影响企业会计信息的可比性，削弱会计的计量功能；此外，折旧方法的变更还需企业进行相关强制性披露，这会增加企业的披露成本16。综上，企业或更倾向于税法上采用加速折旧方法而会计上仍保持原有折旧方法以达到税务上减轻税负和会计上维持良好经营业绩的双重目的。然而，这一倾向或会导致企业税会差异的进一步扩大，进而被外部利益相关者视作一个风险预警2 6 ,出于维护声誉考虑，审计师16 、分析师2 0.2 7 等外部利益相关者将会相应增加对企业的关注度。同时，由于审计师、分析师等外部市场参与者获取企业信息的能力更为专业，渠道更为广泛，其将有效发挥信息的挖掘、传播作用2 8，通过动态跟踪、信息解读及披露等方式对企业的真实经营状况进行分析，并在这一分析过程中识别出企业杠杆操纵等违规行为110-。因此，企业面临的外部监督压力将导致企业杠杆操纵风险成本的上升，杠杆操纵动机相应下降。基于以上分析，本文提出研究假设H1。H1：在其他条件不变情况下，加速折旧政策能显著抑制企业杠杆操纵动机2.加速折旧政策对企业杠杆操纵具体手段的影响考虑到加速折旧政策只能针对企业自身拥有该项资产所有权的固定资产才能起到税收优惠的作用，这就意味着只有当企业选择“购买”固定资产时，该项税收优惠政策才会发挥作用以降低企业的投资成本，缓解企业的融资约束2。基于这一考虑，加速折旧政策或许还会影响到企业对于“购买”抑或“租赁”固定资产的投资决策。当企业基于获取税收优惠以缓解融资约束的考虑而更多倾向于“购买”固定资产时，企业原先因选择“租赁”固定资产而导致的经营租赁表外化现象随之减少，表外负债逐渐挪回表内，企业因表外负债这一操纵手段而产生的杠杆操纵随之减少。此外，由上文分析可知，加速折旧政策会导致企业税会差异的进一步扩大，而这会引发外部利益相关者的重点关注16.2 7 ,进而增加企业的外部监督压力。在这一压力之下，企业利用会计手段进行杠杆操纵的这一操纵路径因会对企业自身损益产生影响，其被外部利益相关者察觉的风险相对更大，迫于风险成本的考虑，企业利用会计手段进行杠杆操纵的程度也随之减轻。而考虑到名股实债手段导致的企业杠杆操纵更多是从企业的权益资本角度进行操纵，加速折旧政策或对其不会产生影响。据此，本文提出研究假设H2。H2：在其他条件不变情况下，加速折旧政策能显著抑制企业利用表外负债手段和会计手段增加的杠杆操纵，而对企业利用名股实债手段增加的杠杆操纵没有显著影响三、研究设计（一）样本选择和数据来源本文选取2 0 10 一2 0 2 0 年我国沪深A股企业样本，并借鉴许晓芳等2 、吴晓晖等的做法，依次对样本做了如下筛选：（1)剔除ST、*ST 类企业样本；（2）剔除金融行业企业样本；（3）剔除数据缺失的企业样本；（4)剔除年初及年末均有有息负债但当年没有利息支出的样本，剔除当年有利息支出但年末没有利息负债的样本。数据主要来自于CSMAR数据库和Wind数据库。为避免极端值的影响，所有连续变量在1%分位和9 9%分位进行了Winsorize处理，最终得到16 7 0 3 个企业-年度观测值。（二）模型构建与变量选取模型检验加速折旧政策对企业杠杆操纵的影响。参考许晓芳等2 和吴晓晖等 的研究，构建如下LEVM./ExpLEVM./ExpLEVMl.=o+,Postreat.+Z,Controlsi.+Industry+EYear+itEVM/ExpLEVM/ExpLEVMI为被解释变量，表示企业企业杠杆操纵；解释变量Posttreat表示企业是否其中LEVM为基本法下度量出来的企业杠杆操纵程度，包括表外负债（DEBT_OB）和名股实债（DEBT_NSRD)所导致的企业杠杆操纵程度：ExpLEVM为扩展法（直接法）下度量的杠杆操纵程度，包括利用固定资产折旧估算的资产高估额（DM_ASSET）和利用研发支出资本化估算的资产高估额（RDM_ASSET）；Ex p LEVM I 则为扩展法（间接法）下度量的杠杆操纵程度，在表外负债（DEBT_OB）和名股实债（DEBT_NSRD）基础上加入了会计手段下的企业杠杆操纵程度，其中会计手段根据修正琼斯模型计算得出的残差与期初总资产的乘积得出，代表企业操纵性应计的估计值（DA）。17952）胡国柳等：税收优惠与企业杠杆操纵自享受加速折旧政策的税收优惠，若该企业享受到加速折旧政策的税收优惠时,Posttreat赋值为1，否则为0,其中生物药品制造业按照同花顺中的行业板块确定；Controls为其他控制变量，包括企业特征层面控制变量和企业治理层面控制变量；Industry和Year分别表示控制行业和年份，其中Industry对制造行业控制到二级分类，其余行业仍是控制到一级分类；下标i和t分别代表企业和年份。本文从表外负债、名股实债及会计手段这三种操作手段出发，进一步检验了加速折旧政策对企业具体杠杆操纵手段的影响，其中LEVM_OB表示采用表外负债操作手段下的杠杆操纵，具体如式（2)所示；LEVM_NSRD表示采用名股实债操作手段下的杠杆操纵，具体如式（3）所示；ExpLEVMI_DA表示采用会计手段这一操作手段下的杠杆操纵，具体如式（4）所示。DEBTB_TOTAL,+DEBT_OB.LEVM_OB.-LEVB.ASSERT_TOTAL,+DEBT_OB.LEVM_NSRD.=LEVM.-LEVM_OB（3ExpLEVMI_DA,=ExpLEVMI.-LEVM,（4构建如下模型，以对研究假设H2进行检验。LEVM_OB./LEVM_NSRDi./ExpLEVMI_DA.=o+,Posttreati,+E,Controbs.+EIndustry+EYear+8i.（四、实证分析(一）描述性统计主要变量的描述性统计结果如表1所示，可以发现，LEVM、Ex p LEVM 和ExpLEVMI的均值分别为0.109、0.111和0.110，说明目前阶段我国企业进行杠杆操纵的手段仍是以表外负债和名股实债为主，这与当前学者的研究结论基本一致2 。Posttreat的均值为0.514,说明加速折旧政策所惠及企业范围约占样本总量的51.4%，具有一定的样本研究意义。表1主要变量的描述性统计变量均值标准差最小值中位数最大值样本量LEVM0.1090.1650.0000.0461.22516703ExpLEVM0.1110.1660.0000.0481.23216703ExpLEVMI0.1100.171-0.0930.0501.25116703Posttreat0.5140.5000.0001.0001.00016703ROA0.0380.068-0.4180.0370.25716703CFO0.0490.063-0.1620.0460.27316703Growth0.1580.344-0.5520.1053.54716703MB3.9452.6101.1963.24830.40616703SIZE22.3381.25219.83922.14626.43016703SOE0.3690.4830.0000.0001.00016703Age2.2380.6421.0992.3033.33216703Ndts0.0210.0140.0010.0180.07716703First0.3420.1450.0830.3220.75816703Nonexeper0.3750.0530.3000.3330.57116703Dual0.2580.4380.0000.0001.00016703主要变量及下文表格回归结果详见增强出版附加材料（下同）。180第5期2023年海南大学学报（人文社会科学版）（二）初步回归结果1.加速折旧政策与企业杠杆操纵式(1)的基准回归结果如表2 所示，其中列（1)列(3)分别为控制了行业和年份固定效应及企业特征层面的控制变量后的估计结果，列（4)（6)则在其基础上加人企业治理层面的系列控制变量，可以看到Posttreat的回归系数分别在5%和1%的水平下显著为负，该结果证明了加速折旧政策确实能够显著减轻企业的杠杆操纵程度，假设H1成立。表2加速折旧政策与企业杠杆操纵(1)(2)(3)(4)(5)(6)变量LEVMExpLEVMExpLEVMILEVMExpLEVMExpLEVMI-0.015*-0.015*-0.017*-0.015*-0.015*-0.017*Posttreat(-2.56)(-2.52)(-2.84)(-2.57)(-2.53)(-2.85)0.249*0.238*0.224*0.252*0.241*0.226*Constant(5.91)(5.65)(5.27)(5.87)(5.60)(5.21)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.0660.0650.0940.0680.0680.097N167031670316703167031670316703注：括号内为T值，*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。限于篇幅，控制变量部分不予汇报，详见增强出版附加材料（下同）。2.加速折旧政策与企业杠杆操纵的具体手段表3 列示了式（5）的回归结果，其中列（1）列（3)分别为加速折旧政策对企业因表外负债、名股实债及会计手段所导致的杠杆操纵进行回归后的结果，可以看到加速折旧政策对企业因表外负债和会计手段所导致的杠杆操纵进行回归后的估计系数分别在5%和1%的水平下显著，而对企业因名股实债所导致的杠杆操纵并不显著。该结果证明了加速折旧政策确实能显著减轻企业因表外负债和会计手段所导致的杠杆操纵，而对企业因名股实债所导致的杠杆操纵没有显著影响，假设H2成立。表3加速折旧政策与企业杠杆操纵具体手段(1)(2)(3)变量LEVM_OBLEVM_NSRDExpLEVMI_DA-0.007*0.000-0.001*Posttreat(-2.17)(0.20)(-2.78)0.311*0.014*-0.024*Constant(9.87)(2.05)(-6.89)行业/年度控制控制控制Adj/within-R?0.1400.0220.760N167031670316703注：括号内为T值，*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。（三）稳健性检验为确保本文基准结论的稳健性，我们进行了如下稳健性检验：1.平行趋势检验。参考蔡宏波等2 9 做法，本文选取政策各自实施前后3 年时期进行平行趋势检验，且为避免共线性影响，将政策各自实施前1年作为基准期。回归结果表明，政策实施相对时间之前的估稳健性检验结果详见增强出版附加材料。181胡国柳等：税收优惠企业杠杆操纵计系数均不显著，说明在加速折旧政策实施之前，处理组与对照组对享受到加速折旧政策这一税收优惠企业的杠杆操纵不存在显著差异，平行趋势检验通过。2.安慰剂检验。本文通过构造虚假处理组来进行安慰剂检验。参照李蕾蕾和盛丹3 0 的思想构建虚假处理组来检验加速折旧政策是否对企业的杠杆操纵产生影响，本文将样本中未享受到加速折旧税收优惠政策的企业作为处理组，具体的划分方法为：只保留未享受到政策支持的企业样本，其中随机选取不同省份的企业设为虚假处理组，其余企业样本仍为控制组，构造虚假处理组。经检验，Posttreat的估计系数不再显著，这从侧面证明了基准回归结果的稳健性。3.控制企业个体效应。为控制企业层面不时变因素的影响，本文将原先对行业层面的控制进一步细化为对企业个体效应加以控制并进行回归，结果稳健。4.删除政策实施前一年的样本观测值。考虑到加速折旧政策在颁布实施前存在一定的政策信息提前泄露可能性，相关企业可能提前预知有关信息并据此提前进行投资布局，该行为或会对回归结果造成一定干扰，为排除该项干扰，本文拟从样本中删除政策实施前一年的样本观测值并再次进行回归，回归结果显示，Posttreat未发生根本性变化，说明在删除政策实施前一年的样本观测值后本文结论仍然稳健。5.替换被解释变量衡量指标。为对杠杆操纵程度进行更全面稳健的测度，本文借鉴许晓芳等2 学者的做法，采用行业中位数法作为衡量企业杠杆操纵的衡量指标，结果稳健。五、进一步分析（一）作用机制检验：寻求外部融资与外部监督压力1.寻求外部性融资前文分析可知，加速折旧政策可以通过缓解企业的融资约束以减轻企业的杠杆操纵程度。参考刘散仁等12 研究，选取kz指数作为衡量企业融资约束的衡量指标，借鉴温忠麟等思想进行中介效应检验3 1。回归结果如表4所示，此处选取杠杆操纵三类衡量指标之一的ExpLEVMI来进行分析。由前文主回归可知，加速折旧政策Posttreat能够显著减轻企业的杠杆操纵程度。表4列（5）中Posttreat的估计系数在5%的水平上显著为负，说明加速折旧政策可以显著缓解企业的融资约束；列（6)中kz指数对ExpLEVMI的估计系数在1%的水平上显著为正，且Sobel检验中Z统计量通过1%水平的统计检验。上述检验结果说明加速折旧政策能通过缓解企业的融资约束以减轻企业的杠杆操纵程度，且融资约束起到部分中介的作用，H1假设得证。同理可得，融资约束对另两个杠杆操纵衡量指标LEVM、Ex p LEVM的作用路径如上。表4需求外部融资下作用机制检验(1)(2)(3)(4)(5)(6)变量kzLEVMkzExpLEVMkzExpLEVMI-0.089*-0.014*-0.089*-0.014*-0.089*-0.016*Posttreat(-2.21)(-2.48)(-2.21)(-2.43)(-2.21)(-2.76)0.006*0.007*0.006*kz(4.71)(5.04)(4.76)-4.341*0.278*-4.341*0.269*-4.341*0.254*Constant(-12.25)(6.46)(-12.25)(6.24)(-12.25)(5.82)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.6800.0700.6800.0700.6800.099N167031670316703167031670316703Sobel Z-4.34*-4.67*-3.96*注：括号内为T值，*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。1822023年第5期海南大学学报（人文社会科学版）2.外部监督压力为检验外部监督压力是否为本文的作用机制之一，参见于忠泊等3 2 、谭青和鲍树琛3 、刘笑霞和李明辉2 7 研究，选取分析师关注度（Analyst）、审计费用（Fee）和机构投资者持股比例（Inst)作为衡量企业面临外部监督压力的衡量指标。其中,Analyst=Ln(1+分析师人数）,Fee=Ln(1+审计费用）,Inst=该机构投资者的持股数量/企业股本总数。回归结果如表5所示，此处仍选取ExpLEVMI这一杠杆操纵衡量指标来进行分析。表5的PanelA列（5)中Posttreat的估计系数在5%的水平上显著为正，说明加速折旧政策可以显著增加企业的外部监督压力；列(6)中Analyst对ExpLEVMI的估计系数在5%的水平上显著为负，且So-bel检验中乙统计量通过1%水平的统计检验。上述检验结果说明加速折旧政策能通过增加企业的外部监督压力进而抑制杠杆操纵，且外部监督压力起到部分中介的作用，H1假设得证。同理可得，外部监督压力对另两个杠杆操纵衡量指标LEVM、Ex p LEVM 的作用路径如上。而表5的PanelB和C的回归结果显示，加速折旧政策Posttreat对审计费用（Fee）和机构投资者持股比例（Inst)所衡量的外部监督压力并不显著，其原因或为加速折旧政策实施目的主要是帮助企业减轻税负，该项政策将降低企业的避税动机，因此即使该政策会因自身原因导致企业存在税会差异扩大趋势，此现象也不会引起审计师的过度反应。而机构投资者更多地是从企业整体发展前景和整体经营风险予以考虑，一项加速折旧政策的实施尚不能影响机构投资者对企业整体风险的全局判断。表5外部监督压力下作用机制检验PanelA分析师关注度变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)AnalystLEVMAnalystExpLEVMAnalystExpLEVMI0.066*-0.015*0.066*-0.014*0.066*-0.017*Posttreat(2.10)(-2.51)(2.10)(-2.47)(2.10)(-2.80)-0.005*-0.005*-0.005*Analyst(-2.85)(-2.82)(-2.51)-9.905*0.198*-9.905*0.187*-9.905*0.178*Constant(-34.10)(4.12)(-34.10)(3.90)(-34.10)(3.67)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.4380.0690.4380.0690.4380.097167031670316703167031670316703Sobel Z4.32*4.27*4.42*PanelB审计费用变量(1)（2)(3)(4)(5)(6)AuditLEVMAuditExpLEVMAuditExpLEVMI0.002-0.014*0.002-0.014*0.002-0.016*Posttreat(0.09)(-2.60)(0.09)(-2.56)(0.09)(-2.89)-0.017*-0.017*-0.018*Audit(-4.78)(-4.69)(-4.81)6.218*0.146*6.218*0.137*6.218*0.118*Constant(19.24)(2.93)(19.24)(2.74)(19.24)(2.35)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.4500.0710.4500.0700.4500.099N167031670316703167031670316703Sobel Z7.36*7.26*7.78*183胡国柳等：税收优惠与企业杠杆操纵表5（续）Panel C机构投资者持股比例变量(1)(2)(3)(4)(5)(6)InstLEVMInstExpLEVMInstExpLEVMI0.010-0.015*0.010-0.015*0.010-0.017*Posttreat(1.29)(-2.58)(1.29)(-2.54)(1.29)(-2.86)0.0100.0100.011Inst(1.06)(1.08)(1.18)-0.517*0.257*-0.517*0.246*-0.517*0.232*Constant(-5.83)(5.93)(-5.83)(5.67)(-5.83)(5.30)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.3280.0680.3280.0680.3280.097N167031670316703167031670316703Sobel Z-0.556-0.566-0.560注：括号内为T值，*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。（二）融资约束与监督压力差异性检验1.融资约束差异性检验：企业外部融资依赖度参考刘行等(3 4)的研究，选取外部融资依赖度（EFD_dum)用于融资约束差异性检验。其中外部融资依赖度（EFD_dum）的具体衡量指标先根据当年（投资支出-经营活动产生的现金流量净额）/期末资产总额计算出企业外部融资需求，再根据当年同行业企业的外部融资需求中位数作为判断企业外部融资需求大小的划分依据。当企业外部融资需求超过同行业企业的外部融资需求中位数时，EFD_dum取值为1,否则为0。具体回归结果如表6 所示，可以发现，列(1)列(3)中Posttreat的估计系数均在5%的水平下显著，而列（4）（6)中Posttreat的估计系数则不显著，说明相对于企业外部融资依赖度较低样本组，加速折旧政策对于企业外部融资依赖度较高样本组的杠杆操纵减轻作用更为显著，该实证回归结果支持了融资约束这一作用路径。表6加速折旧政策、企业外部融资依赖度与杠杆操纵实证结果(1)(2)(3)(4)(5)(6)变量LEVMExpLEVMExpLEVMILEVMExpLEVMExpLEVMI企业外部融资依赖度较高组企业外部融资依赖度较低组-0.019*-0.019*-0.023*-0.009-0.009-0.009Posttreat(-2.09)(-2.06)(-2.37)(-1.28)(-1.26)(-1.31)0.182*0.168*0.110*0.262*0.255*0.267*Constant(3.29)(3.02)(1.93)(4.87)(4.72)(4.94)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.0620.0610.1020.0990.0990.116N821982198219848484848484注：括号内为T值，*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。2.监督压力差异性检验：内控指数参考朱明秀和金婷研究3 5,选取内控指数（IC)用于内部监督压力差异性检验，其中IC的具体衡量指标为迪博内控指数，当内控指数高于当年同行业企业中位数时，IC_dum取值为1，否则为0。实证结1842023年第5期海南大学学报（人文社会科学版）果如表7 所示，列（1）（3)中Posttreat的估计系数均在5%的水平下显著，而列（4)列（6)中Posttreat仅对ExpLEVMI的估计系数在10%的水平下显著，其余均不显著，说明相对于内控指数较高组，加速折旧政策对于内控指数较低组的杠杆操纵抑制作用更为显著，该实证回归结果也从侧面反映，当企业内控相对薄弱时，加速折旧政策将起到外部监督的互补效果，从而间接支持了外部监督压力这一作用路径。表7加速折旧政策、内控指数与杠杆操纵实证结果(1)(2)(3)(4)(5)(6)变量LEVMExpLEVMExpLEVMILEVMExpLEVMExpLEVMI内控指数较低组内控指数较高组Posttreat-0.019*-0.019*-0.020*-0.011-0.011-0.014*(-2.45)(-2.41)(-2.57)(-1.46)(-1.45)(-1.78)Constant0.315*0.307*0.290*0.195*0.179*0.174*(6.24)(6.06)(5.62)(3.48)(3.19)(3.08)行业/年度控制控制控制控制控制控制Adj/within-R?0.0850.0840.1090.0610.0610.088N821882188218848584858485注：括号内为T值，*、*、*分别表示在1%、5%和10%水平上显著。六、研究结论与启示本文以加速折旧政策为准自然实验，从微观企业层面的视角考察了税收优惠对企业杠杆操纵的影响及其内在机制，并从融资约束和监督压力角度探讨了税收优惠对企业杠杆操纵影响的差异性。研究表明加速折旧政策显著降低了我国企业杠杆操纵程度，且主要通过缓解融资约束和加强外部监督来降低企业杠杆操纵动机。此外，研究还发现对外部融资依赖度更高、内部控制更薄弱企业而言，加速折旧政策对杠杆操纵程度的抑制效果更好。研究结论具有如下启示：首先，已有文献主要从微观企业层面考察的企业杠杆操纵动机，鲜有文献从宏观制度层面来考察税收政策对企业杠杆操纵的影响，我们从加速折旧政策视角扩展了企业杠杆操纵的相关研究。其次，研究表明税收优惠在抑制企业杠杆操纵上具有积极效果。因而我国政府部门在后续减税降费政策的制定中可积极发掘不同类型减税和降费政策在企业债务风险防范中的积极作用，主动引导国内企业少采用表外负债和会计操纵手段等隐性去杠杆手段来优化债权结构，激励企业在实质上降低负债水平，促进企业杠杆回归合理结构。最后，在外部融资依赖程度较高和内部控制较薄弱的企业，加速折旧政策对企业杠杆操纵的效果更明显。因而，相关监管部门在制定与企业杠杆操纵相关政策时应统筹协调好不同企业融资需求的多样性，同时也要重视企业内控环境的差异性，以最大程度上积极引导不同类型企业降低债务风险，推动我国企业的高质量发展。本文仍存有不足之处以待改进。第一，考虑到加速折旧政策具有一定的行业针对性，若对样本根据行业进行分组回归，或更能反映该项政策对处于不同行业企业的杠杆操纵抑制效果的强弱，从而得出更具针对性的结论。但考虑到现有的样本容量和样本行业过于分散，本文未进行相应分组检验。在之后的研究中或可尝试根据行业进行分组回归，以使研究结论更加具有现实意义，也有利于政策制定者制定更为精细化的政策，提高资源分配效率，从而逐步化解我国的经济隐患，实现我国经济高质量发展。第二，本研究止步于探讨企业是否会因享受到加速折旧政策而导致内部杠杆操纵的变化，未进一步探讨若享受到该项政策的企业所购固定资产的类型不同，是否会对企业的杠杆操纵产生不同的影响。因此，在之后的研究中，或可根据享受到该项政策企业所购资产期限的不同设计相关模型，进-一步探讨所购资产的不同对企业杠杆操纵的影响程度变化，以便企业能够更为充分、有效地利用加速折旧政策。185木特约编辑：金胡国柳等：税收优惠与与企业杠杆操纵参考文献：1张成思,刘泽豪,何平.流动性幻觉与高杠杆率之谜J.金融研究,2 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