壓力就是動力？財政壓力提升與企業(yè)提質增效*

◆黃保聰 ◆譚光榮

內容提要：文章基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)和斷點回歸方法，評估財政壓力對微觀企業(yè)經營績效的影響及其作用機制。研究發(fā)現(xiàn)：財政壓力促使稅務部門加強稅收征管并提升稅收努力程度，顯著降低了微觀企業(yè)的經營績效。這一效應主要發(fā)生在東部發(fā)達地區(qū)、受融資約束更大的非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)。機制檢驗發(fā)現(xiàn)，財政壓力可能會使企業(yè)通過逃避稅負、降低融資約束水平和盈余管理能力對企業(yè)經營績效產生負向影響。這對于提升企業(yè)經營績效與中央事權改革均具有一定參考價值。

一、引言

近年來，隨著中國經濟進入新常態(tài)，深化改革促進實體經濟提質增效、推動經濟向高質量發(fā)展成為各級政府的工作重點。在這一過程中，地方政府發(fā)揮著至關重要的作用，其行為選擇對微觀企業(yè)經營發(fā)展特別是提質增效產生重要影響。但同時，隨著大規(guī)?！皽p稅降費”政策的實施，地方政府的財政壓力明顯增加，在稅源有限的前提下，地方政府亦有可能通過提高稅收征管力度以緩解財政壓力。那么，在財政壓力不斷增大的背景下，地方企業(yè)的提質增效是否會因財政壓力提升而受到影響？如若受到影響，企業(yè)應該如何調整自身經營行為以提升績效、增強發(fā)展動能呢？為探討和解答這一問題，本文嘗試從財政壓力視角對企業(yè)的績效變化進行研究，以期為企業(yè)提質增效提供相關思考，進而為供給側結構性改革和經濟高質量發(fā)展提供一定的實證依據(jù)。

分稅制改革以來，地方政府的自主裁量空間呈逐漸縮小之勢，財政壓力逐漸加大，眾多研究開始聚焦于財政壓力領域，探討財政壓力的形成及其可能的經濟后果。很多學者就財政壓力對經濟增長、地方政府行為、供給側改革、地區(qū)不平等、環(huán)境污染、稅制分成、土地財政等宏觀變量的影響進行了研究。然而令人遺憾的是，目前僅有為數(shù)不多的研究探討了地方財政壓力增加帶來的微觀經濟后果。

宏觀財政經濟變動是無數(shù)微觀經濟主體行為共同作用的結果。理論研究和實踐經驗表明，政府尤其是基層政府對企業(yè)發(fā)展與決策具有不可忽視的影響。在中央集權的單一制國家，中央政府雖然可以通過稅收政策、政治任免、轉移支付等多種渠道影響地方政府的行為和決策，但是中央和地方政府之間仍然存在著巨大的信息不對稱，地方政府依然具有一定的自主裁量權。地方政府可以通過放松稅收征管、增加信貸供給、財政補貼和“政企合謀”等多種方式干預企業(yè)發(fā)展。例如，于文超等（2017）就稅收征管活動對于企業(yè)融資約束的影響以及地方政府財政壓力在其中的作用進行了研究。因此，探討財政壓力與經濟發(fā)展之間的關系需要深入理解微觀經濟基礎，但鮮有學者從微觀視角系統(tǒng)評估財政壓力與企業(yè)績效之間的因果關系。

我國自2002年開始在全國范圍內推行了企業(yè)所得稅征管體制改革。其核心是將原屬于地方政府的稅收征管權限上收中央，增加中央宏觀調控的能力。一方面，隨著財權的層層上移，中央財政的比重持續(xù)上升，中央對社會經濟事務和宏觀調控的能力顯著增強。這對于實現(xiàn)“全國一盤棋”、統(tǒng)籌城鄉(xiāng)發(fā)展、破除二元經濟發(fā)展格局以及統(tǒng)一全國大市場具有重要意義。但另一方面，中央的事權層層下放，地方政府在財權減弱的情況下需要承擔更多的事權和支出責任，這會加劇地方的財政壓力。此外，我國2002年推行的所得稅征管體制改革采取了“一刀切”的政策，將原本屬于地方征收的所得稅上收中央實行六四分成，地方財政收入的外生改變使得地方政府面臨的財政壓力發(fā)生明顯變化，這為我們研究財政壓力對于微觀企業(yè)的經濟效應提供了契機。

鑒于此，本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，利用2002年所得稅征管體制改革所導致的財政壓力變化，使用斷點回歸方法（RD）實證評估財政壓力提高對微觀企業(yè)經營績效的影響。與既有文獻相比，本文可能的拓展以及邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下幾方面：第一，可以彌補以往研究中存在的內生性缺陷，較為準確地識別財政壓力與企業(yè)績效之間的因果關系。第二，本文試圖從企業(yè)稅負、融資約束和盈余管理等路徑揭示財政壓力提升對企業(yè)績效的影響，闡明財政壓力提高的微觀經濟后果，拓展了財政壓力和企業(yè)績效領域的研究。第三，本文的研究結論對現(xiàn)實政策制定亦具有重要啟示。

二、制度背景

改革開放以來，我國的稅收制度幾經變遷。改革開放之初，為了恢復經濟、發(fā)展生產，實行“放水養(yǎng)魚”的策略，中央將大量的稅收征管權下放地方。這一時期，得益于中央政府的放權讓利，地方經濟發(fā)展活力迅速恢復。但在放權過程中，中央政府僅僅將財權下放，并未將匹配的事權下放至地方政府。隨著時間推移，改革的弊端逐漸凸顯，一些地方政府開始謀求“藏富于企”，大力發(fā)展預算外收入，這導致中央稅收收入減少，中央政府的宏觀經濟調控職能逐漸減弱。為了改變這一局面，提升中央對社會經濟事務的調控能力，中央自1994年起，改變以往“財政包干”“分灶吃飯”“統(tǒng)收統(tǒng)支”的財稅體制，實行中央和地方稅收分成制度改革，即“分稅制”改革。分稅制改革明確劃分了中央稅、地方稅、中央和地方共享稅，使得中央在財政收入分配中的比重迅速提高，國家宏觀調控和經濟職能不斷加強。但分稅制改革由于歷史局限和現(xiàn)實考量，也存在一些遺留問題。比如，將企業(yè)所得稅的征管權限下放地方，由地方政府征收完畢后再上繳國庫進行分成，這給予地方政府大量的自由裁量權和操作空間。地方政府官員出于政治晉升等考慮，會通過放松稅收征管的方式招商引資，搶奪稅源，造成了地方政府間的稅收競賽和過度投資，地區(qū)間要素流動受限、資源錯配，影響了稅收公平、效率以及全國大市場的統(tǒng)一。

為了減少上述負面影響，進一步厘清中央和地方稅收征管權限，完善稅收征管體制，中央于2002年進一步對征管權限進行調整，將企業(yè)所得稅征管權限上收至中央，納入共享稅種行列確定比例進行央地稅收分成。具體而言，中央政府對企業(yè)所得稅征管機構做出了“一刀切”的決定，將2002年1月1日后成立企業(yè)的所得稅征收權由地稅局變更為國稅局，那些2002年以前成立的企業(yè)則繼續(xù)由地稅局進行征管。顯然，這一外生政策的出臺會減弱地方政府進行稅收競爭的能力，降低地方政府的自留財政收入，增加地方政府面臨的財政壓力，現(xiàn)有研究已經證實了這一點（范子英和田彬彬，2013；劉行等，2017；陳思霞等，2017；徐超等，2020）。與此同時，由于地方政府財政壓力和稅收征管的加強，會直接影響到轄區(qū)企業(yè)的稅負和投資，降低企業(yè)獲取利潤的能力，對企業(yè)績效造成沖擊。此時，考慮微觀企業(yè)對于稅制改革的反應顯得十分重要。因此，下文以所得稅制改革為契機，構建斷點回歸模型，嘗試探討地方財政壓力提升對于企業(yè)績效的影響。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

為了評估財政壓力對微觀企業(yè)績效的影響，本文主要以1998—2007年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)為研究樣本①樣本期間為1998—2007主要由于財政壓力指標的衡量（使用準自然實驗衡量）以及本文研究方法的限制（斷點回歸主要獲得局部處理效應），同時也為了與相關研究進行比較。，并根據(jù)需要對數(shù)據(jù)進行如下處理：第一，將1998年至2007年的截面數(shù)據(jù)按照企業(yè)代碼、企業(yè)名稱、法人代表等信息合并為面板數(shù)據(jù)。第二，對缺失值和異常統(tǒng)計值進行清理。參考相關研究，本文刪除了異常的、不符合邏輯關系的觀察值，刪除了銷售額明顯小于500萬、職工人數(shù)少于8人等方面的企業(yè)。

（二）模型設定與變量定義

為了較為準確地識別財政壓力提高對于企業(yè)經營績效的影響及潛在機制，主要通過如下計量模型進行檢驗：

其中，i代表企業(yè)個體，j代表企業(yè)所處行業(yè)，t代表時間，n表示企業(yè)所在地級市。Y為被解釋變量，表示企業(yè)經營績效，用總利潤率（TPRO）和銷售利用率（RES）表示，press為分組虛擬變量,gap為驅動變量。具體而言，本文將驅動變量設置為企業(yè)成立時間與2002年所得稅征管體制改革實施月份之差。例如，企業(yè)開工時間為2001年10月，則gap=-3；若企業(yè)開工時間為2002年5月，則gap=4。因此，當gap大于等于0時，press處于實驗組，取值為1，表明企業(yè)成立時間在政策實施后，反之企業(yè)處于對照組，取值為0。α1為財政壓力對企業(yè)績效的局部平均處理效應（LATE），γj、λn和δt分別表示行業(yè)、地區(qū)和時間層面的固定效應，X為其他控制變量，包括資產負債率、公司規(guī)模等公司層面的變量；εijnt為誤差項。模型中變量的具體含義如下：

1.被解釋變量

關于企業(yè)經營績效的衡量，參考相關文獻（Bernard et al.，2019；許年行等，2019），在基礎回歸中構建以下幾個指標。一是總利潤率（TPRO），用企業(yè)實際利潤總額對數(shù)表示；二是銷售利潤率（RES），用企業(yè)利潤總額與銷售收入的比值表示。此外，穩(wěn)健性檢驗部分將替換企業(yè)經營績效的衡量來重新檢驗。

2.解釋變量與其他控制變量

press為財政壓力的衡量指標，若企業(yè)的成立時間位于2002年之前取值為0，反之取值為1，具體由驅動變量（gap）決定。關于控制變量，結合研究主題并考慮數(shù)據(jù)的可得性，參考相關文獻，控制了總資產負債率（lev）、有形資產比率（fix）、公司的年齡（age）、企業(yè)規(guī)模（size）、資產流動性（cr）、資產的有形比率（tang）、抵押擔保（fasset）和盈利能力（prof）等。為了防止異常值對結果的影響，對公司特征變量等連續(xù)變量在1%和99%分位數(shù)內進行Winsorize縮尾處理。相關變量的詳細說明及計算如表1所示。

表1 變量的定義

lev 資本結構 總負債/總資產age 企業(yè)年齡 企業(yè)開業(yè)至今總年限size 企業(yè)規(guī)模 企業(yè)總資產的對數(shù)fix 有形資產率 非流動資產與總資產的比值prof 盈利能力 企業(yè)稅前凈利潤與總資產比值cr 資產流動性 流動資產與流動負債的比值tang 資產有形比 （固定資產+存貨）/總資產fasset 抵押能力 固定資產/總資產SOE 產權性質 國有企業(yè)為1，非國有企業(yè)為0 RES1 銷售利潤率 企業(yè)利潤總額與營業(yè)收入PRO 企業(yè)利潤率 營業(yè)利潤與營業(yè)收入的比值EOUT 企業(yè)產出 企業(yè)當年實際工業(yè)總產值對數(shù)etr 企業(yè)所得稅實際稅率 應交所得稅與利潤總額的比值te 企業(yè)實際稅率 應交所得稅與資產總額比值Ta 盈余管理 操縱性應計利潤

（三）描述性統(tǒng)計與分析

表2報告了主要變量的描述性統(tǒng)計結果。觀察發(fā)現(xiàn)，企業(yè)經營績效衡量指標TPRO、RES的均值分別為6.518、0.037，均大于0，說明樣本企業(yè)在研究期間的績效普遍向好。另外，企業(yè)經營績效指標的標準差分別為1.833、0.082，且最小值與最大值之間存在明顯差異，這說明樣本企業(yè)在所得稅制改革前后企業(yè)經營績效出現(xiàn)了不同程度的調整，這為我們分析財政壓力和企業(yè)經營績效的關系提供了較好的數(shù)據(jù)基礎。政策實施虛擬變量（press）為0和1變量。其余為公司特征變量，不存在明顯的異常值和極端值，符合經濟學現(xiàn)實和直覺，限于篇幅，不再一一贅述。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

四、實證分析與解釋

（一）主要實證結果與分析

表3匯報了地方財政壓力提高對企業(yè)經營績效影響的基礎估計結果，其中列（1）至（2）為OLS回歸的估計結果，列（3）-（6）為RD估計結果。從OLS初步回歸結果不難發(fā)現(xiàn)，財政壓力與企業(yè)績效均在5%以上的顯著性水平上負相關，初步說明財政壓力與企業(yè)績效呈現(xiàn)負向關系。不過，由于OLS估計結果會受到遺漏變量、選擇偏誤和雙向因果等內生性問題干擾，估計的結果可能不準確。因此，為了準確識別兩者關系，表3中第（3）-（4）列報告了RD回歸的估計結果。從估計結果不難發(fā)現(xiàn)，2002年所得稅征管體制改革后，由于地方政府財政壓力的提升，企業(yè)的經營績效受到明顯的負向影響，均在5%以上的顯著水平低于征管體制改革前，這說明所得稅分享改革沖擊了處理組企業(yè)的經營績效，導致盈利能力降低。總體而言：與非改革企業(yè)相比，改革轄區(qū)企業(yè)的銷售利潤率平均降低了大約6%（0.0022/0.037）、總利潤平均降低了大約2%，實證結果表明，財政壓力的提高對企業(yè)績效產生了顯著的負向沖擊。

表3 OLS和RD估計結果

為了保證基準回歸結果的穩(wěn)健，參照相關研究，本文在表3中第（5）-（6）列進一步報告了二次多項式估計結果；進一步地，表4中報告了在基準模型（1）中加入驅動變量和分組變量一次和二次交乘項的估計結果。觀察發(fā)現(xiàn)所有的估計結果在改變函數(shù)形式后都沒有發(fā)生明顯改變①我們也嘗試了三次、四次多項式，發(fā)現(xiàn)結果仍然穩(wěn)健，限于篇幅具體結果未在文中報告,備索。。

表4 RD非線性估計結果

（二）穩(wěn)健性檢驗

1.斷點回歸設計的有效性檢驗

斷點回歸模型的開展需要具備一定的前提條件。首先，需要檢驗被解釋變量企業(yè)績效在“臨界點”附近是否存在明顯的跳躍，檢驗結果如圖1所示，可以清楚看到企業(yè)的績效水平在斷點附近出現(xiàn)了明顯跳躍，這說明改革前后，企業(yè)的經營績效受到了沖擊。其次，需要檢驗其他前定變量，如企業(yè)年齡等在斷點附近的連續(xù)性，檢驗表明眾多前定變量在改革“臨界點”附近并未發(fā)生明顯的跳躍②詳細報告略，備索。，這說明其他控制變量并未干擾本文的估計結果。最后，需要檢驗個體是否操縱估計結果，結果如圖2所示，斷點附近企業(yè)的成立時間是連續(xù)分布的，并未存在明顯的跳躍情況，這說明個體并未操控估計結果。

圖1 財政壓力與企業(yè)績效在改革處的斷點

圖2 個體的操控檢驗

2.安慰劑檢驗

斷點回歸設計結果主要依賴斷點的設定。為了排除其他因素對于本文結果的干擾，保障結果的可靠，我們將政策實施的時間設定為2001年，并重新進行RD回歸；同時我們也將斷點的位置進行調整，設置為0.5、1和-0.3。檢驗的結果如表5所示，在更換政策沖擊時點和斷點位置后，財政壓力與企業(yè)績效之間的關系不再顯著，這在一定程度上說明前文的估計結果是穩(wěn)健的。

表5 安慰劑檢驗

3.替換企業(yè)績效

為了解決樣本衡量偏誤問題，我們替換企業(yè)績效的度量方式，對模型（1）再次回歸，采用下面幾種方式重新度量企業(yè)績效：一是企業(yè)產出（PUT），用企業(yè)當年實際工業(yè)總產值對數(shù)來衡量；并利用省級CPI數(shù)據(jù)（以1999年北京市的CPI為基準）對企業(yè)產出等貨幣性變量進行平減；二是企業(yè)利潤率（PRO），用營業(yè)利潤與營業(yè)收入的比值表示；三是總資產利潤率（ROA），用企業(yè)利潤總額與總資產的比值表示；四是銷售利潤率（RES1），用企業(yè)利潤總額與營業(yè)收入的比值表示。替換被解釋變量衡量后的檢驗結果發(fā)現(xiàn)，前文基準回歸的結果仍然是穩(wěn)健的（見表6）。

表6 替換被解釋變量

4.排除其他競爭性假說

在本文樣本研究期間，還發(fā)生了其他一系列代表性的改革，這些改革可能會影響本文的基準估計結果。為了進一步排除其他競爭性政策的干擾，進行了如下處理：第一，刪除了2004年東北三省開展增值稅轉型改革試點的企業(yè)；第二，由于2001年中國加入世界貿易組織，可能干擾本文的估計結果，我們控制了加入WTO對基準結果的干擾；第三，進一步地，我們也控制了2006年“農村稅費”改革對本文的影響。檢驗結果見表7，在充分考慮以上競爭性假說后，估計結果仍然穩(wěn)健。

表7 排除競爭性假說

5.其他帶寬條件下的斷點估計

斷點回歸模型主要估計“臨界點”附近的平均處理效應，會受到多項式函數(shù)以及樣本帶寬的干擾。為了驗證前文估計結果的穩(wěn)健，我們選擇改變斷點估計的帶寬，來對模型（1）進行回歸。檢驗結果如表8中PanelA和PanelB所示，無論采用10個月、20個月、30個月、40個月還是45個月的帶寬，估計結果仍然穩(wěn)健。

表8 帶寬敏感性檢驗

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）樣本量 190,390 363,124 512,081 628,335 686,077 R2 0.3797 0.3753 0.3711 0.3686 0.3661行業(yè)效應 YES YES YES YES YES年份效應 YES YES YES YES YES地區(qū)效應 YES YES YES YES YES控制變量 YES YES YES YES YES

（三）異質性分析

地方財政壓力的變化可能對不同特征的企業(yè)具有不同的異質性，所處地區(qū)、所有制類型、企業(yè)規(guī)模不同都可能導致其所接受的政策激勵存在差異。

1.地區(qū)差異

2002年的稅制改革雖然采取“一刀切”的政策，但是考慮到各地區(qū)的資源稟賦以及經濟發(fā)展階段的差異，其面臨的財政壓力可能并不相同。同時，2002年的所得稅分享改革采取增量分成模式，對稅源增速不同的地區(qū)造成了差異化的財力損益，并會影響到轄區(qū)內企業(yè)的生產經營（徐超等，2020）。因此，我們將樣本企業(yè)劃分為西東中三個部分，分別檢驗地方財政壓力變化對于地區(qū)企業(yè)績效的影響。結果如表9所示，地方財政壓力的提升對于東部發(fā)達地區(qū)企業(yè)經營績效的沖擊明顯高于中西部地區(qū)，這表明在財政壓力提升后東部地區(qū)企業(yè)績效的提升面臨更加嚴峻的外部挑戰(zhàn)。

表9 地區(qū)差異

2.產權性質差異

國有企業(yè)和非國有企業(yè)雖然都是社會主義市場經濟的重要組成部分，但國有企業(yè)由于歷史原因和政治考量，不僅要以利潤最大化為發(fā)展目標，還需要承擔就業(yè)、公共事務、交通基礎設施建設以及環(huán)境保護等方面的責任，因而其常常會受到政府的特殊照顧，相比于非國有企業(yè)更容易獲得地方政府的稅收優(yōu)惠、財政補貼等。因此，地方財政壓力的增加可能會更多地影響非國有企業(yè)。表10中的回歸結果一定程度上支持了我們的假設，財政壓力的提升沒有提高國企的經營績效，反而產生了負向效果，但統(tǒng)計上并不顯著。同時可以看到，非國有企業(yè)的經營績效在財政壓力提升后顯著降低，這說明非國有企業(yè)面臨的壓力比國有企業(yè)更大。

表10 產權性質差異

國企 非國企 國企 非國企控制變量 YES YES YES YES行業(yè)效應 YES YES YES YES年份效應 YES YES YES YES地區(qū)效應 YES YES YES YES樣本量 29,516 573,713 38,335 677,313 R2 0.7047 0.7036 0.3593 0.3765

3.企業(yè)規(guī)模大小差異

大企業(yè)對地區(qū)的財政稅收和經濟增長具有重要的作用，一直以來更多地會受到地方政府的青睞，容易獲得更多的信貸支持和優(yōu)惠政策。與之相反，小規(guī)模企業(yè)由于規(guī)模小、盈利能力和抗風險能力較弱，會較多地受到市場環(huán)境的沖擊。因此，隨著地方財政壓力的提升，地方政府稅收征管等政策的收緊，小企業(yè)的績效可能會受到更大沖擊。我們利用國家統(tǒng)計局2003年發(fā)布的《統(tǒng)計上大中小型企業(yè)劃分辦法（暫行）》，按照銷售額（3億元及以上）、資產總額（4億元及以上）和從業(yè)人員（2000人及以上）三項標準將企業(yè)劃分為大企業(yè)和中小型企業(yè)，分組檢驗不同規(guī)模企業(yè)在財政壓力提升情景下企業(yè)績效的調整情況。結果如表11所示，可以看到財政壓力提升對中小企業(yè)經營績效的沖擊作用明顯高于大企業(yè)。

表11 企業(yè)規(guī)模差異

五、影響機制分析

（一）企業(yè)稅負

所得稅征管體制改革導致地方政府財政壓力增大，地方政府財政壓力增大后會加大轄區(qū)內企業(yè)的稅收征管強度，以保證財政收入的穩(wěn)定增長。稅收征管強度提升會導致企業(yè)的稅負相比改革前有顯著的增加。企業(yè)稅負的增加會擠壓企業(yè)的利潤空間，減少企業(yè)的利潤留存，增加企業(yè)進行稅收規(guī)避的意愿，最終可能會影響企業(yè)的經營績效。事實上，田彬彬和范子英（2016）的研究就發(fā)現(xiàn)，所得稅制改革導致地方財政壓力增大，會增加企業(yè)進行稅收規(guī)避的意愿，導致企業(yè)更多的避稅。因此在這里我們試圖評估改革是否顯著提高了企業(yè)的稅負。檢驗結果如表12所示，我們發(fā)現(xiàn)地方財政壓力的提升并沒有顯著提升企業(yè)稅負，相反企業(yè)稅負還有一定程度的降低。一個可能的解釋是，當面臨嚴峻的征管壓力時，企業(yè)進行避稅的動機會增加，從而會降低實際稅負。因此，隨著地方財政壓力的提升，企業(yè)為了增強發(fā)展動能會增加避稅，但是避稅的收益依舊無法彌補地方財政壓力所導致的負面影響。

表12 企業(yè)稅負機制

（二）融資約束

以銀行貸款為代表的金融政策是影響企業(yè)生產經營的重要因素。稅改后地方財政壓力顯著增強，這會促使地方政府收緊銀根，加強稅收監(jiān)管，以保證稅收的足額征收。當然，隨著政府加強稅收征管，企業(yè)面臨的稅負增加，企業(yè)預期的收益下降，企業(yè)在銀行或其他金融部門貸款的難度可能會增加。于文超等（2017）的研究發(fā)現(xiàn)增加地方政府面臨的財政壓力、提升稅收征管力度會加劇企業(yè)的融資約束。因此我們試圖評估改革是否顯著提高了企業(yè)的融資約束。我們借鑒劉行等（2017）的做法，采用SA指數(shù)的對數(shù)來衡量企業(yè)面臨的融資約束。具體檢驗結果表明，地方財政壓力的提升并沒有直接增加企業(yè)的融資約束，詳細結果省略備索。

（三）盈余管理

理論上，在資本市場上企業(yè)進行盈余管理，操縱公司業(yè)績是不爭的事實。一般而言，當企業(yè)在市場上遭受負向沖擊時，往往會通過盈余管理來粉刷公司業(yè)績，降低負向沖擊對企業(yè)的影響。因而我們試圖評估改革是否顯著降低了企業(yè)的盈余管理。為此，我們采用操縱性應計利潤的絕對值取負數(shù)衡量企業(yè)盈余管理，對盈余管理這一潛在的影響機制進行檢驗。觀察發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的盈余管理行為在地方財政壓力提升后有一定程度的降低，這說明地方財政壓力的提升降低了企業(yè)的盈余管理動機，從而減少了企業(yè)的現(xiàn)金流水平，詳細結果省略備索。

六、研究結論與啟示

本文基于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，以2002年所得稅征管體制改革的“準自然試驗”構建斷點回歸模型，嘗試從財政壓力視角對企業(yè)經營績效進行考察。研究發(fā)現(xiàn)，所得稅制改革后，隨著地方財政壓力的提高，企業(yè)績效受到了明顯的負面沖擊。進一步檢驗發(fā)現(xiàn)，相比于中西部地區(qū)企業(yè)、國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)，在財政壓力提高后，東部地區(qū)的非國有企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)績效下降更加明顯。渠道檢驗發(fā)現(xiàn)，財政壓力的提升可能會使企業(yè)降低稅負、融資約束水平和盈余管理能力來抵抗風險，這一研究對于企業(yè)經營績效提升與中央的事權改革均具有一定的借鑒意義。

近些年來，隨著我國經濟步入新常態(tài)，由高速增長向高質量發(fā)展階段轉變，經濟增速和稅收增速逐漸放緩，地方面臨的財政壓力進一步加大。因此，在未來的頂層設計中要加快中央和地方的事權改革，構建一套穩(wěn)定的地方稅體系，助力地方財政走出困境。此外，加快實體經濟提質增效，提升企業(yè)的經營績效是經濟高質量發(fā)展的重要推動力。本文的研究結果表明，地方財政壓力的提升會擠出企業(yè)利潤，降低企業(yè)經營績效。因而在未來的改革設計中，要系統(tǒng)評估財稅改革的微觀經濟后果，做到財稅制度改革與企業(yè)提質增效同步推進。