稅收激勵對中小企業績效的影響*
——來自固定資產加速折舊政策的經驗證據

◆于井遠 ◆李林木 ◆范夢珂

內容提要：基于2014年固定資產加速折舊政策，文章使用2010—2017年全國中小企業股份轉讓系統數據，利用雙重差分法實證檢驗了稅收激勵對中小企業績效的影響及作用機制。結果表明：固定資產加速折舊政策不僅具有降低企業稅負的輸血效應，還具有激勵企業投資和研發創新投入的造血效應，從而有效提升了中小企業績效；政策激勵效應因企業稅收遵從程度不同而有所差異。較高的稅收遵從度有助于強化政策的激勵效應，而稅收不遵從行為顯著弱化了政策效果。該效應主要表現在現金流動能力強和金融市場信貸可及性較高地區的企業中，這意味著緩解企業融資約束有助于降低企業稅收規避程度，提升稅收激勵效果。

一、引言

稅收激勵的目的在于提升企業內生增長動能，激發市場主體活力。作為支持中小企業發展的重要舉措，固定資產加速折舊政策具有發力精準、目標明確等特點。固定資產加速折舊政策通過允許企業將未來年度折舊費用在投資初期稅前列支，發揮緩解企業融資約束的作用。根據我國2014年施行的固定資產加速折舊政策，生物藥品制造業、專用設備制造業等6個行業的企業新購進固定資產可以采用縮短折舊年限或加速折舊的方式，將以后納稅年度的折舊費用提前列支，其中符合條件的小型微利企業新購進固定資產允許一次性稅前扣除。2015年，又將政策適用范圍進一步擴大至輕工、紡織等4個重點行業，2019年擴大至全部制造業。

然而，減稅降費的目的并不僅限于降低企業稅負，而是旨在通過降低稅負激發企業活力。對于固定資產加速折舊而言，一方面，政策受惠企業前期年度所得稅費用的降低相當于一筆“短期無息貸款”，即通過輸血降低企業稅負，減輕資金壓力；另一方面，折舊費用前置產生的抵稅上的時間價值有助于降低資本使用成本，刺激投資和鼓勵創新，具有提升企業產出的造血效應。這對于企業尤其是普遍面臨著融資約束的中小企業而言，無疑是雪中送炭。國內不少文獻對固定資產加速折舊的經濟效應進行了研究，總體上認為該政策不僅有效提升了企業投資和社會就業（劉行等，2019；劉啟仁，2019；謝申祥和王暉，2021），也有助于降低研發成本，激勵企業增加創新投入與產出（李昊洋等，2017；林志帆和劉詩源，2022），提高勞動收入份額和全要素生產率（徐丹丹等，2021；李建強和趙西亮，2021）。

現有文獻雖從多個視角考察了固定資產加速折舊政策的經濟效應，但缺少來自中小企業層面的直接證據。在國家不斷加大對中小微企業減稅降費的背景下，有理由也有必要進一步研究其對中小企業的影響。且與大型企業相比，中小企業不僅面臨著普遍的融資約束，還同時表現為較低的稅收遵從度，尤其是面臨嚴重融資約束時在稅收規避和偷逃稅的選擇上更加激進（Edwards et al.，2016；Alm et al.，2019；Fan和Liu，2020），這就意味著固定資產加速折舊政策的激勵效應可能會受企業稅收規避程度的制約。

基于此，本文利用2014年固定資產加速折舊政策，結合全國中小企業股份轉讓系統數據，實證考察稅收激勵對中小企業績效的影響及企業稅收規避程度對政策激勵效應的差異性作用。與已有文獻相比，本文的邊際貢獻在于：第一，豐富了稅收激勵方面的研究。借助于固定資產加速折舊政策，通過實證研究識別稅收激勵與企業健康發展的因果關系及企業稅收規避的調節作用，是對稅收激勵效應文獻的有益補充。第二，拓寬了固定資產加速折舊政策經濟效應方面的研究。已有文獻主要基于上市公司數據研究該政策的經濟效應。與此類公司相比，中小企業面臨著融資難、融資貴、稅收遵從度低等諸多特征，稅收激勵如何影響中小企業，有待嚴謹的實證檢驗加以證實。第三，在當前實施新的組合式減稅降費背景下，本文也為如何利用稅收激勵助力中小企業發揮經濟韌性提供了微觀上的經驗證據。

二、理論分析與研究假設

就輸血效應而言，稅收激勵可直接降低企業稅負，緩解資金來源壓力。尤其是對于創新投入更多來源于內部資金的中小企業而言，稅收激勵所產生的現金流將會直接放寬企業融資約束，助力企業成長（Guceri和Liu，2017；Wang和Kesan，2020）。根據企業所得稅計稅原理，企業采購的固定資產在當期和以后年度通過計提折舊的形式在稅前扣除，折舊方式為直線法和加速折舊法。與直線法不同，加速折舊法允許企業將固定資產的后期折舊費用前移，降低投資初期的應交企業所得稅稅額。這樣一來，通過費用前置而將本屬于前期應交的企業所得稅后移，可以有效緩解企業融資約束，尤其是對固定資產占比較大的行業，政策效果更為顯著（童錦治等，2020）。

就造血效應而言，固定資產加速折舊能有效激勵企業投資和研發，通過提高投資收益率和研發創新水平進而提升內生增長動力。劉行等（2019）研究發現，受政策影響的企業在政策實施后，顯著擴大了固定資產投資速度，且提高了企業投資—投資機會敏感度。劉啟仁等（2019）研究表明，該項政策對資產偏長期和急需更新固定資產的企業影響尤為顯著，并助推了部分企業對自購固定資產的選擇。劉啟仁和趙燦（2020）進一步發現，固定資產加速折舊還顯著增加了企業對技能勞動力的雇傭，而對非技能勞動力的影響并不顯著，由此促進了人力資本升級。李建強和趙西亮（2021）同樣證實，固定資產加速折舊促進企業投資的同時，通過優化人力資本結構提高了企業全要素生產率。由于技術創新是決定企業成長力和競爭力的關鍵要素，現有文獻也廣泛討論了固定資產加速折舊的創新激勵效應。李昊洋等（2017）研究表明，固定資產加速折舊提升了企業參與研發投入的積極性。石紹賓和姚淼（2020）還發現固定資產加速折舊有利于提升企業的整體創新產出。

據此，本文提出以下研究假設：

H1：固定資產加速折舊政策有利于提升中小企業績效。

H2：固定資產加速折舊政策一方面通過降低企業稅負、緩解融資約束提升企業績效，體現為輸血效應；另一方面能夠有效刺激企業投資和研發創新投入，增強內生增長動力，體現為造血效應。

然而，融資約束更高的公司在稅收規避和偷逃稅上也可能會更加激進。Bachas et al.（2019）發現企業稅收遵從度與企業規模大小密切相關，相對于大公司，小公司的稅收遵從度偏低。Fan和Liu（2020）發現，固定資產加速折舊政策有效促進企業投資的同時，其激勵效應受到企業稅收規避程度的制約。由于企業的稅收規避行為往往不具有合法性，這會導致那些具有較強逃稅動機的企業增加交易的信息不對稱程度，花費過多精力專研于如何進行稅收規避和偷逃稅，而不是投入于經營管理。劉行和葉康濤（2013）通過考察企業避稅對投資效率的影響，發現企業的避稅程度越高，非效率投資越嚴重。此外，企業稅收不遵從行為也會帶來諸如代理成本、政治成本、聲譽損失成本等一系列成本（王亮亮，2021）。據此，提出第三個研究假設：

H3：較高的企業稅收遵從度有助于強化固定資產加速折舊政策對中小企業績效的積極作用，而偷逃稅行為會弱化政策激勵效果。

三、研究設計

（一）數據來源

本文使用新三板掛牌企業作為分析對象，并對數據進行以下處理：首先，剔除金融保險類和房地產類公司樣本，統一使用合并報表類數據；其次，剔除資產負債率、資產凈利率、資產總計、負債總計、總資產小于、等于流動資產等財務指標異常的樣本企業；最后對全部連續型變量在1%的水平縮尾處理。最終得到5234家企業12341個觀測值。本文以2010—2017年為樣本期間，基于以下兩個考慮：第一，我國于2009年完成了增值稅轉型改革，以2010年為樣本初期可以避免增值稅轉型沖擊的干擾；第二，新三板企業于2005年掛牌，而本文數據來源于CSMAR數據庫，2010年之前的樣本數據和2018年及以后樣本數據缺失較多，且2019年起固定資產加速折舊政策推廣至全部制造業。確定2010—2017年為樣本區間，可避免政策干擾和數據失真。本文所使用數據主要來源于國泰安新三板研究數據庫、《中國統計年鑒》和《中國稅務稽查年鑒》。

（二）變量定義

1.被解釋變量。本文重點關注稅收激勵對中小企業績效的影響。企業績效意味著企業的市場競爭力和成長力，是其實現可持續發展的動力源泉，也是中小微企業發揮經濟韌性支撐作用的集中體現。已有研究使用以下指標度量：企業升級、人均產值、人均銷售收入及人均利潤、企業產出、持續能力和經營狀況等。結合樣本數據特點，本文從經營能力、產出能力和流動性出發構造企業績效變量，具體選擇資產凈利率、成本利潤率、營業利潤率表征企業經營能力，以人均凈利潤、人均營業收入表示企業產出能力，以流動資產占比、流動比率和經營活動現金周轉率表示企業流動性，并使用主成分分析法計算得到企業績效的代理變量。

2.核心解釋變量。雙重差分模型中，需要依據政策沖擊將樣本劃分為處理組和控制組。本文中固定資產加速折舊政策是核心解釋變量。根據相關文件，將2014年及之后生物藥品制造業，專用設備制造業，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業，計算機、通信和其他電子設備制造業，儀器儀表制造業，信息傳輸、軟件和信息技術服務業等6個行業的企業，2015年輕工、紡織、機械、汽車等四個領域重點行業企業劃分為處理組，賦值為1；其他行業企業劃分為控制組，賦值為0。

3.調節變量。本文目標除研究固定資產加速折舊對中小企業的激勵效應外，也重點考察該效應是否因企業稅收不遵從而有所差異。就其度量指標而言，文獻中較常使用賬稅差異法和回歸殘差法度量上市公司稅收遵從度及稅收規避行為。其中，賬稅差異法被作為稅務部門判斷企業是否存在避稅嫌疑的重要指標，可以較好反映企業稅收規避問題。本文使用1減去該計算方法得到的稅收規避指標表征企業稅收遵從，并以交互項形式考察企業稅收遵從度對政策效應的強化作用，本文預計此交互項系數為正。此外，稅務局每年還會對轄區企業展開常規稽查和專項稽查，這有助于降低企業的稅收規避程度，提高稅法的威懾作用。為進一步論證稅收不遵從的激勵弱化作用，使用地方稅務局樣本年度中稅務稽查中問題企業占比表示轄區內企業平均稅收不遵從程度，同樣以交互項的形式考察稅收不遵從程度的提高是否會降低政策的激勵效應，預計此交互項系數為負。

4.其他控制變量。借鑒已有研究，本文還控制了企業規模、資產負債率、資本密集度、企業年齡、財務成本及市場競爭程度等可能影響企業績效的變量。其中企業規模使用資產總計的自然對數表示；資產負債率為總負債除以總資產；固定資產占比表示資本密集程度，為固定資產凈額除以總資產；企業年齡用樣本年份減去成立年的自然對數表示；用財務費用占比經營收入表示企業經營中支付的利息費用；用營業收入計算的赫芬達爾—赫希曼指數表征企業所處行業的市場集中程度。

（三）模型設定及描述性統計

基于以上分析，本文使用雙重差分考察稅收激勵對中小企業績效的影響。模型設定如下：

其中，被解釋變量vitalityit是中小企業績效；didit是雙重差分變量，如果企業i在改革當年處于固定資產加速折舊政策規定所屬行業領域，則為1，反之為0；待估計參數a1是本文重點關注的系數，若其顯著大于0，說明固定資產加速折舊政策的實施有利于提升企業績效，反之則說明其無助于提升企業績效；controlit是企業類控制變量，rt、ut分別是時間固定效應和個體固定效應，eit為隨機誤差項，標準誤聚類到企業層面。

為進一步研究企業稅收不遵從對固定資產加速折舊政策效應的影響，本文在式（1）的基礎上加入核心解釋變量與稅收不遵從的交互項以考察其調節效應，具體為式（2）。

其中，Tax-complianceit為企業稅收規避程度的度量指標，本文使用前述部分度量的稅收遵從（稅收不遵從）表示。如果a2顯著大于0，表明固定資產加速折舊政策對稅收遵從度較高的中小企業的影響更為積極，即提高企業稅收遵從有助于提升稅收優惠的激勵效應，反之稅收規避程度的增加會弱化政策效應。其他變量設置與式（1）一致。

表1列示了本文主要變量的描述性統計結果。

表1 描述性統計

四、實證結果分析

（一）基準回歸分析

表2報告了式（1）的回歸結果。其中，模型1僅控制了個體效應和時間效應。從核心解釋變量的估計系數看，其在1%的水平上顯著為正，說明固定資產加速折舊政策的實施顯著提高了中小企業績效，對其發展具有明顯的政策激勵效應。模型2在模型1 的基礎上控制了企業類特征變量，估計系數仍然在1%的水平上顯著為正。最后，模型3進一步控制了市場競爭行業類變量，核心解釋變量的估計系數為0.0867，在1%的水平上顯著。以上說明固定資產加速折舊政策的實施顯著提升了受惠企業的市場績效，研究假設1得到證實。

表2 基準回歸分析

模型4—模型6為式（2）的回歸結果，其中模型4和模型5中的企業稅收遵從度為分別使用賬稅差異法和殘差回歸法計算得到。結果表明，在進一步加入了固定資產加速折舊政策與企業稅收遵從的交互項后，模型4和模型5中的交互項系數也均在1%的水平上顯著為正，這意味著固定資產加速折舊政策的實施對稅收遵從度較高的企業績效影響更大。換言之，企業稅收遵從度越高，加速折舊政策產生的稅收激勵效應越大。模型6通過加入政策與企業稅收不遵從的交互項再次進行回歸，回歸結果顯示交互項系數顯著為負，說明企業稅收規避程度的增加顯著弱化了政策激勵效應。以上回歸結果證實了研究假設3的成立。

（二）穩健性檢驗

1.平行趨勢檢驗。為驗證基準回歸結果的有效性，本部分通過人為改變政策時間的方式展開平行趨勢檢驗，分別將政策執行時間人為提前1—4年，并構造反事實政策虛擬變量，然后代替基準模型中的核心解釋變量?？梢酝浦?，如果加速折舊對中小企業績效的影響顯著存在，則通過人為設定政策虛擬變量的待估參數不應該顯著。反之若反事實設定的政策虛擬變量估計系數顯著，則可以認為本文基準回歸結果可能是由于其他因素所致，即加速折舊政策的激勵效應并不真實存在。表3中模型1和模型2匯報了反事實設定政策時間的估計結果?？梢钥闯?，無論是否加入控制變量，反事實估計結果均不顯著。這說明政策實施前，處理組和控制組中的中小企業績效均值變化并無顯著性差異，即驗證了本文基準回歸結論的穩健性。

表3 兩階段雙重差分法

2.兩階段雙重差分法。本文已經對加速折舊的稅收激勵效應進行了實證分析。但根據Goodman-Bacon（2021），在以2015年企業為處理組時，也同時包含了2014年處理組作為控制組的情況。由于此時的結果變量已經包含了處理效應，并不是一個理想的對照組。對于本文樣本而言，2015年的處理組占比為44.04%，使用傳統的雙重差分模型估計可能因為此部分權重過大產生估計偏誤。為此，本文使用兩階段雙重差分估計方法進行穩健性檢驗。即第一步使用還未處理的觀測樣本識別潛在結果，第二步是根據第一步可以獲得未處理組的預測值，然后將處理結果下的觀測值與預測值進行差分，得到個體水平的處理效應，再加總得到總的平均處理效應。估計結果見表3中模型3和模型4，其中各個模型的變量設置均與表2一致。可以看出，在去除了估計偏誤后，各個模型的回歸結果均比表1中更大。以模型3為例，固定資產加速折舊對中小企業績效的影響為0.4006，可以認為在剔除了估計偏誤后，中小企業績效得到了顯著提升。

3.更換被解釋變量。基準回歸中，中小企業績效是個綜合性指標，由于度量方法不同，可能致使回歸結論有所偏差。借鑒已有研究，本文繼續使用凈資產利潤率、營業利潤率、成本利潤率等單一指標度量企業績效，在式（1）的基礎上替換原被解釋變量再次回歸，結果見表4中模型1—模型3。可以看出，替換了模型中被解釋變量后，雙重差分的估計參數依然為正，可以認為本文結論的穩健性并不因指標選擇的差異而有所改變。

表4 穩健性檢驗

4.消除“營改增”影響?？紤]到本文結論可能受到“營改增”影響而有所偏差，在基準回歸中加入“營改增”這一政策變量，以控制“營改增”對政策效應的干擾。具體是，當中小企業屬于當年分地區試點行業中時，賦值為1，反之為0，再次使用兩階段雙重差分法對式（1）進行回歸。由表4中模型4的回歸結果看，控制了“營改增”影響后，核心解釋變量的估計參數為0.8179，依然在1%的水平上顯著，說明了基準回歸結論的穩健性。

5.消除企業所得稅減半征收影響。為排除此類減稅政策對回歸結論的干擾，本部分進一步控制企業所得稅減半征收政策。由于新三板公司財務報表并未公布其應納稅所得額的具體數據，本文以企業年度繳納的企業所得稅除以20%表示，然后在全樣本中剔除符合2010—2017年企業所得稅減半征收標準的企業后再次回歸，結果見表4中模型5。結果顯示，在去除企業所得稅減半征收影響后，估計系數為0.7145，在1%的水平上顯著，進一步證實了基本結論是穩健的。

（三）輸血與造血效應的檢驗

如前文分析，固定資產加速折舊對于提升中小企業績效不僅具有輸血功能，也具有造血效應。相比于輸血效應，造血效應更有利于企業可持續發展。為厘清這兩類具體作用機制及效應大小，本部分接著對研究假設2進行檢驗分析。首先，稅收激勵的首要目標是降低企業稅負，本文使用企業所得稅占利潤總額比重表示企業稅收負擔度量輸血效應，并替換基準回歸中的被解釋變量，數據來源于CSMAR數據庫中的新三板板塊利潤表和應交稅費明細表?；貧w結果見表5中第2列。結果顯示，固定資產加速折舊政策的估計系數為-0.0951，在1%的水平上顯著為負，說明固定資產加速折舊有效降低了中小企業稅負。平均而言，享受政策優惠的企業所得稅稅負降低了9.51%。

其次是造血效應。如前所述，企業內生動力的提升與否主要在于固定資產加速折舊能否有效激勵中小企業投資和研發創新。由于研發創新除需投入固定資本之外，人力資本投資也是關鍵影響因素，因此本文分別使用中小企業固定資產投資、人力資本投資及研發投入度量固定資產加速折舊政策的造血效應。具體是，使用企業固定資產投資支出占當年營業收入比重表示企業當年的新增固定資產投資；由于缺少詳細的勞動力雇傭結構數據，我們以勞動力數量的自然對數近似刻畫企業人力資本投資，使用員工數量的自然對數表示；研發投入使用企業研發支出強度表示，此部分數據來源于Wind數據庫?；貧w結果見表5中模型2—模型4。從模型2可見，加速折舊政策對企業固定資產投資的估計系數為0.0493，在1%的水平上顯著，說明加速折舊政策顯著提升了企業投資水平，影響程度是4.93%。模型3顯示，加速折舊雖然增加了企業的勞動力雇傭數量，但回歸系數不顯著，這意味著加速折舊政策對中小企業的人力資本需求并沒有積極的影響。最后是加速折舊對企業研發創新投入的影響，其影響系數為0.0094，在5%的水平顯著。以上表明，加速折舊政策不僅具有一定的輸血效應，也因提升企業固定資產投資并有效刺激企業研發投入，表現為較強的造血效應。

表5 輸血與造血效應

五、異質性分析

基本研究結論表明，固定資產加速折舊政策通過輸血和造血效應顯著提升了中小企業績效，但其激勵效應卻受到企業稅收規避程度的制約?？紤]到中小企業面臨的融資約束問題，本部分從企業現金流動能力和信貸可及性等宏微觀兩個視角考察融資約束的異質性。

（一）現金流動能力

Zwick和Mahon（2017）發現，相對于大型企業，小型企業對稅收激勵的反映更加靈敏。因為與大中型企業相比，小型企業面臨著更加復雜的競爭環境和相對匱乏的可利用資源，還面臨著融資難、融資貴等諸多劣勢。Fan和Liu（2020）認為企業面臨的融資約束越嚴重，稅收規避行為更加激進，并由此進一步加劇其所面臨的融資約束困境。對于大多面臨融資約束的中小企業，稅收激勵效應是否也會因企業面臨的融資約束大小而存在差異？為驗證上述推測，借鑒童錦治等（2020），本文以企業經營活動產生的現金凈流量占營業收入比重作為融資約束的代理變量，考察稅收激勵與稅收規避在不同融資約束企業中的異質效應。具體是，以該指標的中位數為界，將企業劃分為現金流動能力較強組和現金流動能力較弱組。若企業經營活動期間持有的現金流占比大于當年所有樣本企業的中位數則定義為現金流動能力較強組，反之為現金流動能力較弱組。由上可知，相對于現金流充足的中小企業，現金流動能力較差的公司在稅收規避上可能會更加激進，且稅收規避程度越高，對稅收激勵的弱化效應就會越明顯。由表6可見，回歸結果與分析一致。通過對比兩組中交互項系數的顯著性及大小可以發現，現金流動能力較弱組中政策與企業稅收遵從的交互項系數，無論是顯著性還是參數大小，均小于現金流動能力較強組。這意味著稅收遵從對政策的調節效應主要體現在現金流相對充足的企業中。進一步，模型3和模型6加入了政策與企業稅收規避的交互項，結果顯示現金流較差的企業其稅收不遵從行為會顯著降低政策的激勵效應。

表6 異質性分析：現金流動能力視角

（二）信貸可及性

區域金融市場發展水平作為企業融資的外部信貸環境，直接影響了企業可以獲取的外部融資規模，其完備程度也是影響中小企業融資約束的重要因素。在金融市場發展水平較高的地區，中小企業獲取信貸資金的審批和監督成本相對較低，且可以獲取的信貸資金規模也相對較大。因此，金融市場較為完備的地區往往可以給中小企業提供良好的信貸環境，助力中小企業提高市場績效。為此，本部分將分析基本回歸結論在不同金融市場信貸資金可及性中的差異性。其中，信貸可及性使用地區金融機構各類貸款余額占地區生產總值比重表示。本文認為企業可以獲取的信貸資金越高，其所在地區金融發展水平也就越高。然后再以此指標的中位數為界，將地區劃為信貸資金可及性較低地區和較高地區，分組考察其異質性效應。表7匯報了不同金融市場信貸可及性的異質性分析結果。信貸可及性較低地區中固定資產加速折舊與企業稅收遵從的交互項系數，不僅估計結果的顯著性要低于信貸資金可及性較高地區，估計參數也較小。其中，模型1中的交互項系數為0.4110，與之相對應的模型4中的交互項系數為1.3438，在1%水平上顯著。模型2中交互項估計系數為0.7623，而模型5中估計結果為2.1455，在1%水平上顯著。這說明稅收政策的激勵效應對于金融市場發展水平較高地區的企業較大。同樣，模型3和模型6分別考察了政策與企業稅收規避的交互效應，結果表明稅收不遵從對政策的弱化效應在金融發展市場水平較低的地區表現更為顯著。

表7 異質性分析：信貸可及性視角

六、結論與政策含義

本文研究結果表明：固定資產加速折舊政策不僅有效降低了企業稅負，而且激勵了企業投資和研發創新投入，由此產生的輸血效應和造血效應激發了中小企業活力，有助于提升企業績效。這一結論在通過使用兩階段雙重差分法、平行趨勢檢驗、更換被解釋變量、控制“營改增”及去掉企業所得稅減半征收影響等檢驗后，具有較強的穩健性。同時，該政策的激勵效應因企業稅收規避程度不同而有所差異：較高的企業稅收遵從度有助于強化政策激勵效應，而企業偷逃稅顯著弱化了政策效果。異質性分析發現，提升稅收遵從度對稅收激勵效應的強化作用主要表現在現金流動能力強和金融市場信貸可及性較高地區的企業中。緩解企業融資約束有助于降低企業稅收規避程度，提升稅收激勵效果。本文研究不僅豐富了相關稅收激勵方面的文獻，也對如何持續利用減稅降費政策助力中小企業發揮經濟韌性這一重要支撐作用具有一定的政策價值。

鑒于此，本文認為可從優化稅制政策、提高稅務稽查力度和完善金融市場體制等方面入手，增強企業的內生增長動能，同時避免稅源流失。第一，堅持以減稅降費的思路優化稅收政策。未來可考慮通過進一步優化政策內容，從固定資產單位價值限定和適用范圍方面拓寬政策深度與寬度。第二，提高稅務稽查力度。本文分析表明，企業稅收規避程度的增加弱化了政策激勵效應，這意味著政府在擴大稅收優惠受惠主體的同時，加強稅收征管力度是必要的。第三，完善金融市場支持體制。降低中小企業信貸成本，通過提高其對金融機構信貸資金的可及性增強其外部融資能力。