财政压力、信贷市场化和所有制结构
2015-03-30李睿梁超
李睿+梁超
摘要：本文利用面板门槛模型进行经验研究发现，在信贷市场化程度较低时，财政压力对所有制结构并不起作用，只有在信贷市场化程度较高且政府的预算约束被硬化时，财政压力才会有效促进非国有制经济占比的提高。这表明只有在信贷市场化改革硬化了中国地方政府的预算约束时，财政压力才开始推动中国非国有经济占比的提高。本文的研究进一步深化了熊彼特—希克斯—诺斯的制度变迁“财政压力说”，并为其提供了经验证据。
关键词：财政压力；信贷市场化；所有制结构；国企改革
中图分类号：F810.2；F121文献标识码：A
文章编号：1000-176X（2015）03-0069-06
一、引言
西方经济史的研究表明，财政压力是制度变迁的重要推动力。Schurnpter[1]最早指出财政的历史能使人们洞悉社会存在和社会变化的规律，洞悉国家命运的推动力量。希克斯[2]也指出，财政压力刺激了欧洲金融市场的成熟和私有产权制度的发育。诺斯和托马斯[3]指出，财政压力促使英国产生了良好的产权保护制度。本文将财政压力导致制度变迁的思想总结为熊彼特—希克斯—诺斯命题。但诺斯和托马斯[3]也指出，同样在财政压力下，西班牙并没有发育出良好的产权保护制度，其中的关键就在于英国更好地约束了政府的财政行为，使政府拥有更好的信誉，不会通过违约等危害长期增长的方法来缓解财政压力。Balla 和Johnson[4]的研究则发现，财政压力对16世纪法国和奥斯曼帝国的制度变迁产生了极其重要的影响，但由于两国的包税人限制王权的交易费用的差异，两者的制度演变路径产生了极大的不同。法国成功的产生了更加倾向于保护私有产权的产权制度，而奥斯曼帝国则未能做到这一点。换言之，他们认为财政压力只是推动有利于经济增长的制度变迁的必要条件而不是充分条件。
就中国的经济史而论，刘志广[5]认为社会经济转型的实质可以归结为财政危机下的财政制度变迁和产权结构调整，财政压力下的财政制度变迁对于经济社会的转型有着至关重要的影响，他指出，1949年后，中国政府建立的是一种利润型财政。这一财政制度由于国有企业（以下简称“国企”）的效率低下而产生了巨大的财政压力，这使得中国开始由利润型财政转向税收型财政，在此过程中，中国的所有制结构也随之发生了调整，民营企业（以下简称“民企”）占比开始逐步上升。陈昆和李志斌[6]则通过对于明朝财政史和货币史的梳理指出，明宝钞制度的建立是为了满足明朝政府的财政需求，但随着明朝政府面临的财政压力的加大，明宝钞开始被滥发并最终崩溃。但他也指出，财政压力并不必然导致掠夺性货币政策的实施，英国政府在财政压力的刺激之下，却建立了资本市场和较为完善的产权保护制度。崔潮[7]则通过对中国财政史和西方财政史的梳理提出了“财政过程的产权转换”假说，该假说认为，财政制度的变迁过程就是一个产权制度的变迁过程。财政制度的变迁是财政压力的结果，随之而来的还有产权制度的调整。在这一假说中，财政压力是整个制度变迁过程的起点，但是从其对中国经济史的梳理中可以发现，财政压力并不总是带来有利于增长的所有权结构的创制，在不同的制度环境和财政体制下，财政压力所起的作用是不一样的。如在国民党时期，巨大的财政压力带来的是法币的滥发并最终导致了经济的崩溃。
纵观世界经济史，笔者发现，财政压力往往带来的是政府的掠夺性财政和经济的衰退，诸如16世纪英国那般在财政压力驱动下产生的有利于经济长期增长的制度变迁并不多见。本文认为，财政压力之所以在不同国家和不同时期产生了不同的影响，其关键差别在于政府的预算约束是否被硬化。只有在财政预算约束被硬化的条件下，财政压力才可能有效地推动有利于经济增长的制度变迁，本文试图以中国的所有制结构变化为例为这一猜想提供佐证。本文的研究表明，只有在政府与银行体系的产权联系被弱化、信贷市场化程度逐步提高、政府的财政预算约束被硬化的时期，财政压力才可能推动有利于增长的所有制结构的变化。
二、文献综述
关于财政压力和产权改革的研究，国外研究主要从两个方向展开：第一个方向是围绕着财政压力与前社会主义国家产权改革之间的关系而展开的。Aghion和Blanchard[8]明确地提出了财政压力对于前社会主义国家所有制结构调整的制约作用。Chadha和Coricelli[9]则指出，前社会主义国家政府认为国企改革会扩大政府的财政赤字，所以国企改革的速度受制于政府的财政状况。Ruggerone[10]指出，转型中的国家会利用通胀税为转型融资，因而在东欧前社会主义的转型国家中，通胀率与转型速度存在正相关的关系，但通胀率存在上限，这会对转型速度形成制约。Pirttil[11]则利用25个前社会主义国家转型经济体的数据研究发现，转型速度越快政府的财政状况越坏，良好的财政状况是推进产权改革的关键因素之一。第二个方向则是围绕各资本主义国家公共事业部门的私有化问题而展开的。Kodrzycki[12]利用1987—1992年美国各个城市公共服务私有化的数据分析发现，财政压力的增加使得美国公共事业私有化的进程加快，但随着美国地方政府财政压力的下降，其私有化进程也随之下降。而Zullo[13] 在重新定义了私有化外包之后，利用美国1992—2002年的数据分析发现，财政压力并没有导致美国公共事业部门的私有化进程加快。Yarrow[14]则指出，财政压力对于发生于20世纪80年代的私有化浪潮有着至关重要的影响，随着政府财政压力的加大，政府的融资成本也随之上升，这导致了维持国企的成本大于收益，导致了国家被迫将国企进行私有化。Barnett[15]采用了18个资本主义国家的数据研究发现，私有化进程降低了政府的负债水平，有效地减轻了政府的财政压力。Jeronimo等[16]指出，因为加入欧盟对于财政赤字率有限制，因而迫使西班牙等南欧国家对其国企进行私有化以获得财政收入。Hebdon和Jalette[17]指出，尽管传统上都认为加拿大比美国更为赞同大政府的观念，但是由于加拿大的地方政府比之美国的地方政府有着更大的财政压力，所以其公共事业的私有化程度更高。他还发现无论是美国还是加拿大，财政压力越大的城市，公共事业的私有化程度就越高。
就中国的产权改革而论，王雍君[18]首次指出，财政改革和产权改革有着高度的耦合性，财政压力是中国产权改革的重要源动力。张宇燕和何帆[19]指出，正是由于中国政府在改革初期所面临的巨大财政压力，迫使其不得不进行制度变革。朱光华和魏凤春[20]则构建了一个以财政压力周期为核心的分析就业、产业结构调整和所有制改革的框架，指出所有制结构变化受制于政府财政压力周期。朱恒鹏[21]认为，分税制改革硬化了地方政府的预算约束，而地方国企的亏损则给地方政府造成了巨大的财政压力，两者共同推动了地方政府对国企的产权改革。古志辉[22]通过研究1978—2002年的数据发现，提高政府财政收入是国企改革和利税改革的主要原因。韩朝华和戴慕珍[23]利用145户中国工业企业的调查数据发现，产权改革显著提高了企业的纳税水平和创税效率，这一发现从微观上证明了产权改革的财政动因。王红领等[24]发现，政府放弃国有企业产权的原因在于增加财政收入，而并非出于提高效率的动因。郭凯和姚洋[25]则利用1995—2001年间11个城市企业层面的微观面板数据发现，其实证结果并不支持国企改制的财政压力说，改制成本说则得到了实证证据的支持，即政府的财政状况越好，越能够支付国企改革的代价，国企产权进行改革的概率就越高。司政和龚六堂[26]则从财政分权的视角对非国有经济的发展进行了解析，他们基于1994年以来的省级面板数据发现，财政分权对于非国有制经济发展的影响呈现出倒U 型曲线的特征。汤玉刚[27]指出，财政压力只是国企进行改革的必要条件，但大规模国企改革的展开则与国企拥有的土地价格的上涨有着密切的联系。只有当土地价格的上涨足以弥补国企改革带来的社会成本时，改革才得以顺利展开。刘晔[28]指出，财政压力与资本市场的发展以及国企的股份制改革有着密切的联系，财政需要是资本市场兴起的关键，但是财政需要也是导致资本市场陷入困境的重要原因之一。总体而论，现有研究并没有对财政压力和中国所有制结构调整之间的关系达成共识，一部分研究认为，财政压力导致了中国国企的产权改革，导致了国有产权占比的下降；另一部分研究则认为，由于对国企的产权改革会扩大政府的财政赤字，在存在财政约束的情况下，财政压力的存在会抑制政府对国企进行产权改革。
现有的研究成果大多注重财政压力对于国企改革的影响，并没有结合信贷市场化来对财政压力的影响进行分析。但是如前文所述，财政压力本身未必会对国企的产权改革产生影响，在政府与银行系统存在密切联系的时期，政府的预算约束是软的，财政压力并不构成改革的动力。本文的研究则将财政压力与银行系统的市场化改革相联系，更好地揭示了财政压力与所有制结构之间的非线性关系，以期进一步深化产权改革的“财政压力说”。
三、理论模型
本文参照Dewatripont和Maskin [29]、Brandt和Zhu[30]的模型构建模型如下：假设国企本身没有资本，其投资的资本源自于政府。国企的项目将持续两期，政府已投资1单位的启动资金，在第一期结束时该项目需要1单位的再融资，如没能获得再融资则项目终结，政府的收益为Et；如获得再融资则项目得以完成，政府的收益为Ep。当政府不存在财政压力时，政府拥有1单位自有资本对国企项目进行再融资；当政府存在财政压力时，政府没有自有资本进行投资，只能依赖于银行系统的贷款来对国企项目进行再融资。
假设银行系统每一期都能获得1单位资本，银行系统要么借款给政府，要么借款给民营企业获取收益Rf。当银行系统没有市场化时，借款给政府会获得政治收益μ，其总收益为μ+Rb；当银行系统市场化之后，不再有政治收益，借款给政府只能获得收益Rb。
假设Et<0 当财政压力导致了政府在第一期期末没有资本对国企项目进行再融资时，政府将不得不依赖于银行系统的贷款。在尚未进行信贷市场化改革时，银行对政府进行贷款的收益为μ+Rb，由μ+Rb>Rf可知，此时银行系统会对政府进行1单位的再贷款，这意味着政府不会对国企项目进行清算； 但当进行了信贷市场化改革后，银行系统和政府相分离，则银行对政府进行再贷款的收益也变为Rb，由Rf>Rb可知，此时银行系统不会再对政府进行再贷款，国企项目会被清算，政府将被迫对存量国企进行改革，本文将其称之为财政压力和信贷市场化下的存量效应。即财政压力和金融市场化对于所有制结构的影响不仅仅体现在国企的存量投资上，还体现在国企的增量投资之上。当地方政府面临财政压力且预期到国企无法获得银行的再融资时，地方政府对于国企项目的投资只能获得Et的收益，由Et<0，地方政府将不会再对国企项目进行投资，这就抑制了国企投资的增加，使得国企的扩张速度放慢，而民企则能获得更多的信贷资源而获得增长。 综上所述，本文假设如下：财政压力有助于硬化政府的预算约束而推动产权改革和抑制国企的扩张，但财政压力是否起作用还与信贷市场化程度密切相关。当信贷市场化程度较低时，政府的预算约束依然是软的，此时财政压力并不会起到推动产权改革和抑制国企扩张的作用；只有随着银行系统的逐步市场化，政府的预算约束被真正硬化时，政府的财政压力才会起到推动产权改革和抑制国企扩张的作用，导致非国有经济占比的上升。 四、经验检验 1.变量定义、数据来源和估计模型 本文选取了1997—2009年除四川、重庆和西藏等3个省（自治区）之外的28个省（自治区）数据进行分析。非国有经济发展指数（pdev） 根据非国有经济的工业产值比重、固定资产投资比重和就业比重等3项指标加权而得[31]。财政压力（deficit）用各省一般政府收支缺口占GDP的比重度量，该变量由一般政府收入减去一般政府支出获得，这一数据源自于国泰安数据库。在现有的研究中，财政收支缺口是度量地方政府财政压力方面被使用的较为广泛的指标，张璟和沈坤荣[32]、冯涛等[33]也使用这一变量来度量地方政府面临的财政压力。门槛变量信贷市场化指数（fmar）则源自于《中国市场化指数：各地区市场化相对进程2011年报告》[31]。
X为控制变量，包括非国有经济资本存量（K）和非国有部门劳动力数量（L），用于控制非国有经济自身发展对产权结构变动的影响[26]，本文对其进行了对数化处理。因为政府支出（gex）也对于非国有经济占比有着较大的影响，本文亦将其纳为控制变量并进行了对数化处理。朱光华和魏凤春[20]指出就业压力对于所有制结构的调整也有影响，因而本文还选择了就业率（emp）作为控制变量。
各变量的描述性统计如表1所示。
本文采用面板门槛模型得到的估计结果如表4所示，当信贷市场化程度处于中低区间时，地方政府的财政压力的估计系数不显著，这表明由于此时地方政府的预算约束是软的，财政压力并不会对非国有经济发展起促进作用。在高信贷市场化区间时，财政压力估计系数为0.024，且估计结果通过了1%的显著性水平检验。这一结果证明了本文的理论假说，即只有在信贷市场化程度较高，地方政府预算约束被硬化的条件下，财政压力才会对非国有经济发展起促进作用。其他变量方面，两个模型都发现了非国有经济资本存量和非国有经济劳动力数量的估计系数显著为正，且其估计系数也与与司政、龚六堂[26]的估计结果比较接近。政府支出和就业率的估计系数则显著为负数，这一结果表明，政府支出的扩大对于非国有经济具有挤出效应，不利于非国有经济的发展，这一结果支持了张延[36]的观点。而就业压力也对于政府进行国企改革有显著的促进作用，这一估计结果支持了朱光华、魏凤春[20]的观点。信贷市场化的估计系数也为正，但是其系数并不显著。
表 4面板门槛模型的估计结果
门槛效应
变量名称非国有经济发展指数的对数
信贷市场化指数0.007 （0.009）
非国有经济资本存量的对数0.421***（0.045）
非国有经济劳动力数量的对数0.934***（0.065）
政府支出的对数-0.408***（0.061）
就业率-1.977***（0.356）
财政压力（信贷市场化指数<3.100）-0.009（0.006）
财政压力
（3.100<信贷市场化指数<4.720）0.008（0.005）
财政压力（信贷市场化指数>4.720）0.022***（0.005）
常数项-4.541***（0.256）
样本量308
R20.471
注： 括号中为标准差，*、**和***分别代表0.1、0.05 和0.01 的显著性水平。
3.分时间段的检验
为了更好的说明本文观点，本文采用分段回归的办法进行进一步检验。本文选择开始进行银行业股份制改革的2002年
国有银行的股份制改革的开启，以2002年2月第二次全国金融工作会议中，确立“必须把银行办成现代金融企业，推进国有独资商业银行的综合改革是整个金融改革的重点”为标志。作为分界点，将样本分为1997—2002和2003—2009两段。本文将1997—2002年视为中低信贷市场化区间，而将2003—2009年视为高信贷市场化区间，本文分别就这两个阶段进行面板固定效应的回归，本文同时控制了时间固定效应和个体固定效应。其估计结果如表5所示。从分时段的回归结果来看，从1997—2002年，地方政府财政压力对非国有经济发展的影响并不显著，但是到了2003—2009年，地方政府财政压力则对非国有经济占比有着显著的正向影响。就信贷市场化而论，1997—2002年，信贷市场化对于非国有经济发展指数有显著影响，而到了2002—2009年，信贷市场化对于非国有经济发展指数并无显著影响。
分时段的回归结果表明，财政压力对于所有制结构的影响与信贷市场化程度密切相关。在信贷市场化程度较低的1997—2002年，地方政府可以通过对于银行系统的干预而弥补其财政支出的缺口，地方的财政预算约束是软的，因此财政压力与非国有经济发展的关系并不显著。而在信贷市场化较高的2003—2009年，财政压力与非国有经济占比有着显著的正相关关系，这说明在信贷市场化较高的时期，地方政府的预算约束被硬化，财政压力使得政府不得不放弃对于国企部门的扩张。国企部门占比的降低使得非国有部门能获得更多的信贷资源，进而推动了非国有经济占比的提高。
表5分时段的估计结果
五、结论与启示
本文的研究表明，只有在财政的预算约束被硬化的条件下，财政压力才可能推动有利于经济增长的所有制结构变迁。更具体的，就中国而论，只有在信贷市场化程度逐步增高，政府的预算约束被进一步硬化之后，财政压力才会构成政府进行改革的动力，推动非国有经济占比的提高。本文的研究进一步丰富了“熊彼特—希克斯—诺斯”命题，对于正在进行的国企改革，也有重要的启示意义。
目前，随着地方融资平台、城投债等新型金融工具的发展，地方政府的预算约束再一次被大大放松了，由此带来了地方政府债务的迅速膨胀，根据国家审计署公布的数据，截至到2013年6月，中央政府债务占2012年年末GDP的24%，地方政府占35%，合计占2012年年末GDP的59%。地方政府预算约束的放松，使得地方政府再一次可以帮助国企进行扩张，在钢铁、航空、煤炭等领域，出现了大规模的国进民退现象。这对于金融稳定和长期经济的增长，产生了不利影响。
十八届三中全会指出，“国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济是基本经济制度的重要实现形式”，要“允许更多国有经济和其他所有制经济发展成为混合所有制经济”，这表明了政府进一步推动国企产权改革的决心。但如前所述，如果不进一步推动更广泛的金融市场化改革，硬化地方政府的预算约束，那么地方政府可以继续通过城投债等新型金融工具来缓解其财政压力，而不是通过国企的产权改革来解决其面临的债务问题。因此本文认为这一改革方向的成功执行，有赖于金融市场化改革的进一步推进，以硬化政府的预算约束，倒逼改革的进行。
计量模型方面，本文参照司政和龚六堂[26]通过估计生产函数的办法来对假说进行检验。由于财政压力对于所有制结构的影响是非线性的，传统的面板数据分析方法无法捕捉变量之间的非线性关系，而Hansen[32]发展的面板门槛模型可以展示经验模型的结构变化，因而本文采用了Hansen[32]发展的门槛面板模型，本文构造的双门槛模型如下：
lnpdevit=αXit+β2deficititI（fmar≤γ1）+β3deficititI（γ1
其中，Xit为其他控制变量； deficit为关注变量；I（·）为指示函数，当括号中条件满足时取值为1，否则取值为0；fmar为门槛变量，门槛值分别为γ1和γ2；μ为截距项；ξit为误差项。
2.经验检验
本文首先用门槛效应模型对研究假说进行检验，将门槛变量设定为信贷市场化指数，依次在单一门槛、双重门槛和三重门槛的设定下进行估计，发现单一门槛、双重门槛和三重门槛的效果都非常显著， 相应的自抽样P值分别为0.000 、0.002和0.002。本文采用双门槛模型进行估计，门槛值的估计结果为3.100和4.720，本文根据这两个门槛值将信贷市场化程度划分为低信贷市场化、中信贷市场化和高信贷市场化等3个区间。
表2面板门槛模型的估计结果
变量名称[]估计结果
fmar0.007 （0.009）
lnK0.421***（0.045）
lnL0.934***（0.065）
lngex-0.408***（0.061）
emp-1.977***（0.356）
deficit（fmar≤3.100）-0.009（0.006）
deficit（3.100 deficit（fmar>4.720）0.022***（0.005） constant-4.541***（0.256） 样本量308 R20.471 注：括号中为标准差，*、**和***分别在10%、5%和1%的水平下显著。表3同。 面板门槛模型的估计结果如表2所示，当处于中低信贷市场化区间时，地方政府的财政压力的估计系数不显著，这表明由于此时地方政府的预算约束是软的，财政压力并不会对非国有经济发展起促进作用。当处于高信贷市场化区间时，财政压力估计系数为0.024，且估计结果通过了1%的显著性水平检验，这一结果证明了本文的假设，即只有在信贷市场化程度较高且地方政府预 算约束被硬化的条件下，财政压力才会对非国有经济发展起促进作用。其他变量方面，两个模型都发现了非国有经济资本存量和非国有经济劳动力数量的估计系数显著为正，且其估计系数也与司政和龚六堂[26]的估计结果比较接近。政府 支出和就业率的估计系数则显著为负数，这一结 果表明，政府支出的扩大对于非国有经济具有挤出效应，不利于非国有经济的发展。而就业压力也对于政府进行国企改革有显著的促进作用。信贷市场化的估计系数也为正，但是其系数并不显著。 3.分时间段的检验 本文采用分段回归的方法进行进一步检验，选择开始进行银行业股份制改革的2002年 国有银行股份制改革的开启以2002年2月第二次全国金融工作会议中所确立“必须把银行办成现代金融企业，推进国有独资商业银行的综合改革是整个金融改革的重点”为标志。作为分界点，将样本分为1997—2002年和2003—2009年两段。将1997—2002年视为中低信贷市场化区间，将2003—2009年视为高信贷市场化区间，本文分别就这两个阶段进行面板固定效应的回归，同时控制了时间固定效应和个体固定效应，其估计结果如表3所示。从分时段的回归结果来看， 1997—2002年地方政府财政压力对非国有经济发展的影响并不显著，但是2003—2009年地方政府财政压力则对非国有经济占比有着显著的正向影响。就信贷市场化而论，1997—2002年信贷市场化对非国有经济发展指数有显著影响，而2002—2009年信贷市场化对非国有经济发展指数并无显著影响。 表3分时段的估计结果 变量名称1997—2002年2003—2009年 deficit-0.014（0.016）0.027***（0.005） fmar0.072***（0.020）0.009（0.008） lnK0.614***（0.136）0.435***（0.057） lnL0.978***（0.236）0.713***（0.118） lngex-0.688***（0.210）-0.369***（0.072） emp-3.591*（1.845）-1.508***（0.392）constant-4.026***（1.045）-3.738***（0.490） 时间固定效应控制控制 个体固定效应控制控制 样本量112196 R20.6660.816 分时段的回归结果表明，财政压力对所有制结构的影响与信贷市场化程度密切相关。在信贷市场化程度较低的1997—2002年，地方政府可以通过对银行系统进行干预而弥补其财政支出的缺口，地方的财政预算约束是软的，因而财政压力与非国有经济发展的关系并不显著。而在信贷市场化较高的2003—2009年，财政压力与非国有经济占比有着显著的正相关关系，这说明在信贷市场化较高的时期，地方政府的预算约束被硬化，财政压力使政府不得不放弃对国企的扩张。国有经济占比的降低使得非国有经济能获得更多的信贷资源，进而推动了非国有经济占比的提高。
五、结论与启示
本文的研究表明，只有在财政预算约束被硬化的条件下，财政压力才可能推动有利于经济增长的所有制结构变迁。就中国而论，只有在信贷市场化程度逐步增高，政府的预算约束被进一步硬化之后，财政压力才会构成政府进行改革的动力，推动非国有经济占比的提高。本文的研究进一步丰富了熊彼特—希克斯—诺斯命题，对于正在进行的国企改革也有重要的启示意义。
根据国家审计署公布的数据，截至2013年6月，中央政府债务占2012年年末GDP的24%，地方政府债务占2012年年末GDP的35%，合计占2012年年末GDP的59%。地方政府预算约束的放松使得地方政府再一次可以帮助国企进行扩张，在钢铁、航空和煤炭等领域出现了大规模的国进民退现象，这对于金融稳定和长期经济增长产生了不利影响。
十八届三中全会指出，“国有资本、集体资本、非公有资本等交叉持股、相互融合的混合所有制经济是基本经济制度的重要实现形式”，要“允许更多国有经济和其他所有制经济发展成为混合所有制经济”，这表明了政府进一步推动国企产权改革的决心。但如前文所述，如果不进一步推动更广泛的金融市场化改革来硬化地方政府的预算约束，那么地方政府可以继续通过城投债等新型金融工具来缓解其财政压力，而不是通过国企的产权改革来解决其面临的债务问题。因此，笔者认为，这一改革方向的成功执行有赖于金融市场化改革的进一步推进，以硬化政府的预算约束，倒逼改革的进行。
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（责任编辑：徐雅雯）
