《表1 1 加速折旧政策的动态效应分析结果》

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《税收优惠、供给侧改革与企业投资》

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注:*、**和***分别表示10%、5%和1%的显著水平，括号内为行业层面的聚类标准误；ηi、ηt、ηct和ηjt分别代表企业、年份、省份×时间和行业×时间固定效应；列（3）～（6）中的2013年固定资产净值率高和低分组方法为大于等于中位数则为高的样本组，反之为低样本组。

为检验以上的“无息贷款效应”机制（假说3），我们首先在表12列（1）~（2）考查了政策对企业外债的影响，结果发现政策显著提高了试点行业的外债，这说明新增固定资产占用的资金较大，企业往往自有资金不足，需要借用外债为其固定资产融资。列（3）~（4）则采用2013年资产负债率高的样本进行回归发现交互项系数均显著为正，与之相反，列（5）~（6）采用2013年资产负债率低的样本进行回归后，交互项系数均变小且显著水平降低。对比两类样本的回归结果可以发现，政策仅对前期资产负债率高的企业起投资促进作用，而对于负债率较低，自有资金较为充裕的企业，加速折旧政策的激励作用明显降低。为了更为直接地检验“无息贷款效应”，参考梁权熙等（2012）和吴红军等（2017）的做法，本文进一步构建了KZ指数直接衡量融资约束程度，计算公式为KZ=-8.971×现金存量/总资产-13.874×现金流/总资产-3.712×现金股利/总资产+5.601×资产负债率+0.828×托宾Q值，回归结果见于表12列（7）~（10），可以看出，2013年融资约束高的子样本交互项系数均显著为正；而2013年融资约束低的子样本交互项系数均不显著，进一步说明2014年加速折旧政策存在显著的“无息贷款效应”，该项政策主要对前期内源融资约束高的企业具有激励作用，而融资约束较低、内源资金较为充裕的企业对该项政策并不敏感。总之，表12的结果反映出2014年加速折旧政策存在显著的“无息贷款效应”，假说3成立，政策起效的原因主要在于缓解了企业投资固定资产的巨大现金流压力，对负债率高的企业起到减负的作用，助推了企业固定资产投资。