财政分权和国有企业生产效率——基于省级工业企业数据的实证分析

台 航 孙 瑞

(北京大学 经济学院，北京 100871)

财贸研究2017.8

财政分权和国有企业生产效率
——基于省级工业企业数据的实证分析

台 航 孙 瑞

(北京大学 经济学院，北京 100871)

国有企业作为我国经济体制的重要组成部分，其生产效率的高低会受到地方财政分权的显著影响。理论分析表明，财政分权程度的提高能够激励地方政府更为关注地方国有企业的生产状况。利用索罗残差法和随机前沿分析法(SFA)实证分析1999—2014年各地区规模以上国有工业企业的生产效率，结果表明，财政分权程度的提高确实能够促进国有企业生产效率的提升。

财政分权；国有企业；企业生产效率

一、引言

对于我国而言，财税体制改革是市场化经济体制改革的重要内容之一，作为处理中央与地方之间经济关系的制度性框架安排，其在协调区域经济发展、促进经济结构优化等方面发挥了重要作用。值得注意的是，财政分权不仅在宏观层次上能够影响不同地区的经济增长水平，而且还能对经济效率产生重要影响，尤其是微观层面上的企业生产效率。

本文将重点关注财政分权对国有企业生产效率的影响，之所以如此主要基于以下考虑：一方面，就我国的经济体制改革而言，国企改革问题是完善社会主义市场经济体制所面临的重大问题之一。国有企业生产效率的高低不仅影响着国家在经济各领域的战略布局，而且还影响着国家对整体经济的控制力和宏观调控能力。另一方面，就财税体制改革而言，科学合理的财政分权制度安排有助于调动中央和地方的积极性，确保财税体制与市场经济体制之间的良性互动。1994年的分税制改革通过建立与市场经济体制相适应的财税体制安排，为中央与地方之间的相互关系提供了一个更加规范科学的制度平台。而随着分税制的逐步完善，围绕着其对中央和地方政策行为激励的影响，财政分权程度的变化对全国以及地方的经济发展都产生了重要影响。而这种影响不仅体现在经济增长方面，更体现在经济效率方面，尤其是对国企生产效率的影响。研究财政分权对国有企业生产效率的影响，不仅有助于从理论上更加全面地认识财政分权所产生的经济影响，而且还在实践层面将国有企业改革与财税体制改革两大问题联系起来，有助于廓清经济体制改革内部的相互作用机制，从而为完善经济体制提供新的思路。因此，研究财政分权对国有企业生产效率的影响有着重要的理论意义和实践意义。

本文的贡献主要在于：一是在理论上廓清了财政分权激励地方政府更为关注地方国有企业生产状况的作用机制，将宏观的财政体制安排和微观的企业行为激励联系起来；二是在实证方面以省级层面的宏观数据为基础，利用多种方法测算省级层面的国企生产效率，并以此为基础着重探讨了财政分权所产生的影响。

二、文献回顾

关于财政分权的研究，国内外多关注于财政分权对经济增长的影响，而对于财政分权对企业生产效率的影响的分析相对较少。

就财政分权与经济增长之间关系而言，在理论分析方面，传统的财政分权理论通过分析地方政府间财政竞争机制的作用，强调地方财政自主性权力对优化资源配置和提高地方公共品的供给水平的重要作用(Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972)。而新一代的财政联邦主义理论则认为财政分权可以通过政治制度安排来影响地方企业的经济行为并提高经济效率(McKinnon，1997；Qian et al.，1998；Weingast，2009 ；谢贞发 等，2015)。两代财政联邦主义理论均强调财政分权对经济增长的积极作用：财政分权可以通过匹配地方居民的异质性偏好、促进地方政府之间的竞争、激励地方进行制度和技术创新以及提高公共管理效率等方式来促进经济增长(周业安 等，2008)。然而，财政分权也可能会因为公共品投资的外溢性和规模经济问题而导致公平品提供效率降低和区域不平等程度加大等问题，进而对经济增长产生负面影响(王文剑 等，2007)。而在实证分析方面，关于财政分权与经济增长之间的关系比较模糊：部分研究表明财政分权能够对不同地区的经济增长产生显著的积极影响(Ma，1997；Lin et al.，2000；Akai et al.，2002)；然而也有部分研究表明财政分权与经济增长之间呈负相关关系或者关系不明确(Zhang et al.，1998；Davoodi et al.，1998；Xie et al.，1999；张晏 等，2004)。尽管在理论和实证方面财政分权和经济增长之间的关系并不明确，不可否认的是财政分权确实能够影响地方政府和企业的行为，从而影响公共管理效率和企业生产效率。

但是，财政分权能够对国有企业的生产效率能够产生怎样的影响？关于这一问题，Qian et al.(1996，1998)通过理论分析指出，财政分权和地区之间的竞争能够硬化地方国有企业的预算约束并提高企业效率，因为与救助亏损的国企相比，地方政府更加偏好于将预算资源分配到基础设施投资领域。然而，在实证分析方面，关于财政分权对企业尤其是国有企业的生产效率的影响的研究却相对较少(谢乔昕 等，2016)。在经济效率分析方面，赵文哲(2008)探讨了财政分权对地区技术进步的影响，利用随机前沿分析法(SFA)来测算我国省级层面的前沿技术进步和技术效率，结果发现，从财政收入角度衡量的财政分权指标能够显著促进前沿技术进步，而对技术效率的影响则显著为负；从财政支出角度衡量的财政分权指标与前沿技术进步和技术效率之间的关系并不显著。此外，关于财政分权对不同所有制企业发展的影响，司政等(2010)研究了1994年分税制改革以来财政分权对非国有制经济发展的影响，结果发现财政分权与非国有制经济发展之间呈现出倒U型关系；而许罡等(2012)在研究财政分权和企业寻租对地方政府补助的影响时发现，财政分权程度越高的地区，政府对国有企业的补助越多，而对非国有企业的补助则越少。

虽然Qian et al.(1996，1998)等从理论上指出财政分权有助于解决国有企业的预算软约束问题进而提高企业效率，但是在实证方面对于财政分权与国企生产效率之间的关系仍缺乏系统的研究。此外，赵文哲(2008)的研究虽然探讨了财政分权对地区整体技术进步的影响，但是并未表明财政分权与微观企业的生产效率之间是否存在明确的相关关系；许罡等(2012)的研究则表明财政分权的提高可能不利于国企生产效率的提高。因此，关于财政分权与国企生产效率之间的关系还需要深入的分析和探讨。

三、理论分析

一般而言，财政分权在赋予地方政府更多的财政资金支配空间、更多的自主权力以承担相应的经济管理和经济发展职能的同时，也促使地方政府更为关注本地区的公共品供给效率和经济发展效益。相对于依赖中央政府转移支付的财政收入模式而言，分权程度较高的地方政府，其发展经济的激励更强。而国有企业作为国民经济发展的命脉，往往关乎地方的经济发展和社会稳定。因此，财政分权程度较高的地方政府往往会更为关注国企的经营绩效。值得注意的是，财政分权之所以能够影响国企的经营绩效，关键的影响机制在于：财政分权程度的提高能够硬化地方政府的预算约束，从而提高了地方政府对国企经营状况的关注程度。具体的影响机制为：财政分权→硬化地方政府预算约束→重视国企经营绩效。因此，本文主要分以下两个逻辑环节进行论证：

第一，财政分权程度的提高能否硬化地方政府的预算约束呢？为此，需要衡量地方政府的预算约束程度。然而，通过梳理文献，可以发现，已有研究关于地方政府预算约束的理论分析较多，实证分析相对较少。由于地方政府的预算约束程度衡量了本级政府的财政支出在多大程度上受制于本级的财政收入，因此可以通过观察地方政府在自有财力的约束下本级财政支出的超支规模来反映其预算约束的力度。为此，本文借鉴汪冲(2014)的做法，采用地方本级支出水平偏离自有财力的程度来代表预算约束程度。具体的计算公式为：

(1)

在式(1)中，自有财力是指地方不含转移支付的总的税收和非税收入决算数之和。预算约束指数值越大，说明地方地方政府的财政支出偏离自有财力的程度也就越大，相应的预算约束程度也就越低；相反，偏离程度越小的地方政府其预算约束程度也就越高。当然，利用该指标在衡量地方政府的预算约束程度时还存在一定的不足，即该指标重点关注了地方政府的财政支出对自有财力的依赖程度，而由依赖程度来判断其预算约束程度可能还需要考虑转移支付的潜在影响*本文就地方政府对转移支付的依赖程度与预算约束程度之间的关系进行了实证考察。其中，本文使用中央补助收入占地方财政支出总额的比重来衡量地方政府对中央转移支付的依赖程度；另外，仍使用汪冲(2014)的做法来衡量预算约束程度。结果发现，地方政府对中央转移支付的依赖程度越高，其预算约束程度越弱。由此可见，使用汪冲(2014)的做法来衡量地方政府的预算约束程度能够在一定程度上反映地方政府对中央转移支付的依赖程度。由此可见，使用该指标来衡量地方政府的预算约束程度具有一定的合理性。在此感谢匿名审稿人提出的宝贵修改意见。。然而，考虑到目前仍缺乏更为合理的指标来衡量政府的预算约束程度，因此本文仍使用地方政府本级财政支出偏离自有财力的程度来衡量。

此外，本文还利用财政分权指标分别计算了财政支出角度和财政收入角度的分权指标。在此基础上，本文计算了省级层面的预算约束指数和财政分权指标，并以2014年为例来观察财政分权与政府预算约束之间的相关关系，具体如图1所示。

图1 2014年财政分权与政府预算约束程度之间的相关关系

图1表明，对于2014年的省级地方政府而言*本文还验证了1999—2013年省级地方政府的财政分权与预算约束程度之间的关系，结果与2014年的情况一致，即两者之间呈负相关关系。，无论是财政支出分权指标还是财政收入分权指标，财政分权程度与预算约束指数值之间都存在负相关关系。这表明地方政府的财政分权程度越高，其财政支出偏离自有财力的程度也就越低，因而预算约束程度也就越高。由此可见，财政分权程度的提高硬化了地方政府的预算约束。

第二，对于分权程度较高的地方政府而言，其财政预算约束程度也就越大，那么这将如何影响国有企业的经营绩效？本文从财政收入和财政支出两个角度来分析财政分权程度提高和预算约束硬化对国企生产效率的影响。

从财政收入的角度来看，国有企业的生产效率影响着地方政府的财政收入状况。由于国有企业往往控制着国民经济的关键行业(以重工业为主)，并且经营规模相对于其他非国有企业而言比较大，因此，其税收收入和经营利润是地方政府财政收入的重要来源之一。由此可见，国有企业的生产经营状况会对地方政府(尤其是省级以下的政府层级)的财力大小和施政空间产生深刻影响。以增值税和所得税为例，作为地方财政收入的主要来源，2014年这两项税收之和在地方本级收入中的比重为24.49%，高于营业税比重(23.34%)；而地方国有控股企业所缴纳的两项税额在地方全部规模以上工业企业中所占的比重也非常高，具体如图2所示。

图2 2014年各地区国有控股企业所缴纳的增值税和所得税占比

可以发现，就增值税和企业所得税而言，在多数省份里，国有企业的税收贡献度都超过了30%，由此可见地方国有企业的税收缴纳状况着实影响着地方政府的财政收入。因此，分权化的地方政府在事权相对扩大的同时，预算约束也有所趋紧，由此更产生了增加政府财政收入的积极性和紧迫感，从而促使其采取有效措施以激励国有企业改进生产技术和改善管理措施来提升生产效率，以提高其纳税水平。

而从财政支出的角度来看，地方政府出于对经济效益的追求，存在着减少对国有企业财政补贴的动机，并促使政府对财政支出进行合理配置。在分税制改革的过程中，运营效率较高的国有企业一般被划为中央企业，其经营利润往往归中央政府所有；而归属于地方政府的国有企业其生产效率一般低于中央企业。就地方政府而言，国有经济占据着重要地位。以2014年为例，国有控股企业的主营业务收入和利润总额在规模以上工业企业中所占的比重如图3所示。

图3表明，就工业企业而言，地方国有企业在地方经济发展中的地位非常重要，因此，地方政府有着较强的激励来推动地方国有企业的发展。然而，国有企业由于政策约束和公司治理等问题而存在着经营效率较低的问题。因此，为了扶持地方国企的发展，地方政府往往会加大对其的财政支持力度。值得注意的是，政府补贴虽然是初期支持企业发展的一种有力措施，但在长期内会产生生产效率低下、资源浪费等问题，并且有可能会使企业对政府补贴产生依赖性，因而不利于企业的长久发展。而当财政分权程度提高时，地方政府的预算约束程度也有所提高。因此，出于节省财政开支、提高政府支出效率的目的，地方政府有减少对国有企业的经营补贴等支出的动机，因而会着力推动国企改革来提高其运营效率；相应地，国有企业为了维持自身的生存和发展，也不得不改进生产技术和提高管理水平，不断提升自身的生产效率，以减少对财政补贴的依赖性。

图3 2014年各地区国有控股企业主营业务收入和利润总额占比

数据来源：根据《中国工业统计年鉴》(2015)的数据测算而来。其中，西藏自治区由于规模以上国有企业出现亏损，因此没有展示其利润总额占比。

综合财政收支两个方面，财政分权度的提高会激励地方政府更为关注国有企业的生产经营状况，因此强化了国有企业改善自身生产经营状况的外在压力，进而提高其生产效率。

四、国有企业生产效率的测算

国有企业的生产效率作为本文关注的核心变量，其测算方法的合理性和准确性影响着实证分析结果。因此，选取合理有效的方法来测算国有企业的生产效率十分关键。

企业的生产效率衡量了其实际产出与生产可能性边界之间的距离。如果企业距离生产可能性边界越近，说明企业在目前要素投入的基础上实现最大产出的可能性越大。企业的生产效率越高，表明企业对资源的综合利用水平也就越高，因此对企业全要素生产率(TFP)的测算也是分析企业生产效率高低的重要途径。目前，学术界测量企业生产效率的方法主要有：一是参数法，即通过设定具体的生产函数并进行回归估计来测算效率残差，主要包括索罗残差法和随机前沿分析法(SFA)等。二是非参数法，即不需要设定生产函数形式，而是通过线性规划或凸规划等方法来测算生产效率，主要包括数据包络分析法(DEA)和指数法两种。三是半参数法，即将参数估计和非参数估计结合起来的Olley-Pakes方法和Levinsohn-Petrin方法，适用于对微观层面企业数据进行效率分析(孔东民 等，2014)。由于本文所使用的数据主要来自于省级层面，因此两种常用的半参数方法并不适用。而对于非参数方法而言，由于其测算原理缺少相关经济理论的支撑，并且测算结果对于异常值和测量误差较为敏感，因此本文也没有采用。本文主要采用索罗残差法和SFA法进行效率估计。

(一)索罗残差法

本文首先利用索罗残差法来测算国有企业的TFP，并以此来衡量企业的生产效率。根据已有文献的普遍做法，假定企业的生产函数具有Cobb-Douglas形式(C-D生产函数)，即：

(2)

其中，Yit表示i省企业在t时期的净产出，Kit和Lit分别表示资本投入和劳动投入，α和β分别表示资本投入和劳动投入的产出弹性，Ait表示全要素生产率。尽管有文献常使用形式更为灵活的超越对数函数来表示生产函数，但是正如鲁晓东等(2012)所指出的那样，在实际应用中超越对数函数可能并不如C-D函数更为有效。因此，本文将使用C-D生产函数来进行索罗残差分析和SFA分析。对式(1)两边取对数可得：

ln Yit=ait+αln Kit+βln Lit

(3)

由于本文估算的是宏观层面的生产率，因此直接对式(3)进行最小二乘回归即可估计出TFP(李晓萍 等，2015)。然而，由于本文使用的是面板数据，因此借鉴了鲁晓东等(2012)的做法，同时使用固定效应回归(FE)进行估计，并引入时间固定效应。本文进行OLS和FE效率估计的基本模型为：

(4)

其中，yrt表示时间虚拟变量，εit表示随机误差项。因此，省级层面国有企业的TFP通过下式来测算：

TFPit=ln Yit-αln Kit-βln Lit

(5)

(二)随机前沿分析法(SFA)

除了索罗残差法以外，由于随机前沿分析法在异常值识别和随机误差项处理方面更具有优势，因此本文还使用适用于面板数据的SFA法来估算国有企业的生产效率。随机前沿分析模型是在估算生产前沿函数的基础上，将偏离生产前沿的观测现象归为技术无效率，并将外部随机性因素的影响如非预期的扰动等充分考虑进来(Green，2008)。一般而言，针对面板数据的随机前沿分析模型如下所示：

(6)

εit=vit-uit

(7)

TEit=Eexp(-uit)eit结合式(3)、(5)和(6)，SFA法估算的基本模型为：

但是，在实际应用SFA的面板数据分析法时有以下问题需要注意：

一是效率测算的准确性问题。由于市场化改革和国企改革等相关政策的实施，国企的生产效率也会随着时间发生变化，因此，应当采取时变模型来测算生产效率。然而，根据Belotti et al.(2012)的分析，Pitt et al. (1981)、Kumbhakar (1990)、Battese et al.(1992)等提出的时变随机前沿模型在分析时都假定生产函数中的截距项不具有个体差异，如果存在不可观测的非时变因素影响产出，那么该假定则会造成误设偏差。鉴于该问题会影响到分析结果的准确性，本文借鉴Green(2005)提出的“真实”固定效应模型(TFE)来进行分析。该模型既可以有效解决效率测算的时变性和个体差异性问题，又可以克服待估参数过多和参数偶发性等问题(Green，2005)。

二是技术无效率项的分布假设问题。在面板数据分析中，无效率项的概率分布主要包括半正态分布、截断正态分布和指数分布。在不同分布假设下所测算的效率可能会存在差异，为此，本文使用似然比检验法(Likelihood-ratio test)来确定最终适用的分布假设。

三是技术无效率项(uit)和误差项(vit)的异质性或异方差性问题。由于生产效率的高低会受到企业研发能力和外部技术扩散等因素的影响，因此uit的分布参数可能会存在异质性问题，或者uit和vit存在异方差问题。而Kumbhakar et al.(2000)则指出这些问题会导致SFA法的效率估计有偏。因此，本文除了进行基本分析之外，还考虑了uit和vit可能存在的异质性和异方差性，即：

(8)

(9)

其中，zit和hit分别表示影响uit和vit方差的变量。本文假设两者的影响因素都一样，即包括研发能力和技术扩散。鉴于无法获取国企的研发数据和技术扩散度量指标，本文分别使用各省份的研发支出占比(R&D经费内部支出/GDP)和对外开放程度(进出口总额/GDP)来分别衡量技术研发水平和技术扩散的影响。

(三)效率测算结果

根据数据的一致性，本文选取主营业务收入代表产出*已有文献的普遍做法是选择工业增加值作为产出的代表(刘小玄 等，2008；简泽，2011；鲁晓东 等，2012；孔东民 等，2014)，然而由于2008年以后国家不再公布工业增加值数据，所以本文借鉴聂辉华等(2011)的做法，采用销售额及主营业务收入来代表产出。，并借鉴简泽(2011)、孙早等(2011)、孔东民等(2014)的做法，选择全部从业人员年平均人数*河北、内蒙古、吉林、安徽、福建、贵州和宁夏缺少国有企业2012年的平均从业人数数据，本文根据前后两年的均值进行补充。和经过固定资产投资价格指数调整的固定资产净值来分别代表劳动投入和资本投入。利用SFA法进行效率估计时，根据无效率项和误差项是否存在异方差问题而分两种情况估计。而对于无效率项的分布选择问题，本文首先在3种分布假定(指数分布、半正态分布、截断正态分布)下分别进行估计，然后进行似然比检验(Likelihood-ratio test)以确定最适用的分布。具体的检验结果如表1所示。

表1 关于技术无效率项分布选择的似然比检验

注：hn模型、tn模型和e模型分别表示在技术无效率项的分布假定为半正态分布、截断正态分布和指数分布的情况下对模型进行的随机前沿估计;***表示1%显著性水平。

当不考虑异方差时：检验(1)的似然比检验结果拒绝了原假设，表明半正态分布模型优于指数分布模型；检验(2)的结果则表明半正态分布模型也优于截断正态分布模型；检验(3)的结果表明指数分布模型优于截断正态分布模型。综合三个检验结果：半正态分布的模型为最优，次优为指数分布模型，最后为截断正态分布。因此，模型更为适用技术无效率项为半正态分布的假定。同理，当考虑异方差时，似然比检验结果拒绝了技术无效率项分布为截断正态分布和指数分布假定。由此可见，无论是否考虑异方差，模型都应当适用半正态分布假设。

利用各种方法来估计TFP的结果如表2所示。

表2 OLS法、FE法和SFA法的效率估计结果

注：括号内为标准差，***表示1%显著性水平。SFA1表示不考虑异方差性的SFA估计，而SFA2表示考虑了异方差性。

关于国有企业的资本估计系数和劳动估计系数，本文的OLS估计结果与鲁晓东等(2012)利用微观企业数据所估计的结果相近*鲁晓东等(2012)关于国有企业的资本估计系数和劳动估计系数的OLS估计结果分别为0.411和0.555，FE估计结果分别为0.415和0.504；其使用Olley-Pakes法来估计国有企业的生产效率时，资本估计系数和劳动估计系数分别为0.384和0.455。；而SFA法估计的资本产出弹性明显高于另外两种方法。本文用FE方法测算的资本估计系数偏低，可能存在低估资本投入作用的问题；而SFA方法测算的资本估计系数过高，则可能存在高估资本贡献的问题。但是，就整体而言，随着国企改革的不断推进，目前我国的国有企业大部分都属于资本密集型行业，因此其资本产出弹性可能较高，而劳动产出弹性相对较低。所以过高的资本产出弹性不一定违背了经济现实。各种方法的效率分析结果之间存在相关性，具体如表3所示。

表3 各种方法测算的国有企业效率分析结果的相关性

表3表明各种方法测算的效率值之间具有较高的相关性。其中，OLS法和FE法测算的效率值之间高度相关(相关系数0.9257)；而SFA法的效率值与其他方法之间相关性相对较低，但是并不影响对国企生产效率的分析。此外，索罗残差法和SFA法各自在样本分布上具有很强的一致性，如图3所示。

图4 索罗残差法和SFA法的核密度分布图

图4表明，就索罗残差法和SFA法的各自内部而言，虽然使用不同的方法(索罗残差法中的OLS法和FE法，以及SFA法中的两种情况)进行效率测算，但是在样本分布上不存在系统性差异；而两种方法之间在样本分布上具有一定的相似性。 各种方法效率分析结果的统计特征如表4所示。

表4 各种方法所测算的效率的描述性统计

五、实证分析

(一)计量模型与实证方法

本文将使用我国1999—2014年的省级面板数据来进行实证分析，其中各地区的财政分权度为主要解释变量，国有企业的生产效率为被解释变量，并引入其他控制变量来进行分析。计量模型设定如下：

Effit=c+β1·fdit+β2·Xit+μi+τt+εit

(10)

其中：下标i表示省份，t表示年份，c为常数项，μi表示不随时间变化的个体特定效应，τt表示仅随时间变化的时间效应，εit表示与解释变量无关的随即扰动项。Effit代表国有企业的生产效率，fdit表示衡量财政分权程度的指标，Xit表示其他控制变量，β1和β2分别表示相应的回归系数。

模型(10)采取面板数据回归方法进行实证分析。为了提高分析结果的稳健性，本文将在基础回归的基础上，充分考虑面板数据所可能存在的自相关问题和异方差性问题，通过稳健性检验来对回归结果进行修正。具体的实证模型包括固定效应模型(FE)或随机效应模型(RE)，并利用Hausman检验来确定适用模型；解决组间异方差、组间同期相关或组内自相关的可行广义最小二乘模型(XTGLS)；综合考虑异方差和序列相关因素的固定效应模型(XTSCC)。由于本文所使用的数据包含了16期、31个截面，可能存在异方差性和自相关性等问题，因此需要使用XTGLS模型和XTSCC模型来对基本回归结果进行修正。

(二)指标构建和变量选取

其中，gdpi和gdpN分别表示第i省和全国的GDP，i=1,2,…,N。

1999—2014年各省份的财政分权情况以及与经济发展水平(用人均GDP衡量)之间的关系如图5所示。可以看出，财政分权程度与经济发展水平之间呈现出明显的正相关关系，即经济发展水平越高的地区其财政分权度也就越高。此外，财政分权度也存在着明显的地区差异：广东、江苏、山东、上海等东部沿海地区财政分权度较高，而甘肃、宁夏、青海、西藏等西部地区的财政分权度较低。

图5 财政分权与经济发展水平之间的关系

然而，值得注意的是，财政支出分权与财政收入分权之间存在着一定的差异。这是由于1994年以来随着分税制改革的逐步推进，中央与地方政府之间关于财权和事权的安排并不一致，即存在着“财权上移、事权下放”的问题。因此，当分别从支出方面和收入方面来衡量财政分权程度时，存在着支出指标衡量的分权高估分权程度、而收入指标衡量的分权低估分权程度的问题。所以，在下文的回归分析中，两者的估计结果会存在差异，需要在综合考虑两种情形的基础上来得出结论。

对于影响国企生产效率的其他因素而言，根据已有文献的普遍做法，本文选取以下控制变量：(1)经济发展水平，用人均地区生产总值表示，反映经济发展阶段对国企生产效率的影响；(2)研发水平，用R&D内部经费支出占GDP的比重表示，反映研发能力对国企生产效率的影响；(3)工业化程度，用工业增加值占GDP的比重表示，反映工业化程度对国企生产效率的影响；(4)对外开放程度，用进出口贸易总额占GDP的比重表示，反映技术扩散对国企生产效率的影响；(5)国有企业占比，用规模以上国有及国有控股企业的主营业务收入占规模以上全部企业主营业务收入的比重表示，反映工业企业的所有制结构对国企生产效率的影响；(6)人均公路里程，反映基础设施状况对国企生产效率的影响。

变量的描述性统计如表5所示。

表5 描述性统计结果

本文分析的时间范围为1999—2014年，所使用的数据主要来自于《中国统计年鉴》、《中国财政年鉴》、《中国工业统计年鉴》以及“中经网”数据库等。

(三)实证分析结果

为了使实证分析的结果更加直观，以财政支出分权指标为例，来观察财政分权与各种方法测算的国企生产效率之间的关系图，具体如图6所示。

图6 财政支出分权指标与国企生产效率之间的相关系

观察图6，可以发现：当从支出角度来衡量财政分权时，利用各种方法测算的国企生产效率与财政分权度之间存在着较为显著的正相关关系。

1.基本回归

根据Hausman检验结果，随机效应模型均被拒绝，应当使用固定效应模型进行分析。首先，使用财政支出分权指标来进行FE回归，结果如表6所示。在列(1)—(4)中没有引入任何控制变量，而列(5)—(8)则引入了控制变量。固定效应回归结果表明：当从支出角度出发来衡量财政分权时，财政分权能够对国企生产效率产生显著为正的影响，并且所有模型的R2普遍较高，其中当使用OLS法和FE法测算效率值时，R2则在0.98左右，这说明回归模型具有较高的解释力度。

其次，使用财政收入分权指标的FE回归结果如表7所示。可以发现，当从财政收入角度来衡量财政分权时，无论是否包含控制变量，财政分权的系数都显著为正。同财政支出分权指标的情形一样，所有模型的R2都比较高。因此，综合考虑财政收支两个角度的分权指标，实证分析结果有效地支持了本文的理论结论。

对于其他控制变量而言，经济发展水平、研发支出占比和贸易开放度的系数符号并不明确：经济发展水平(pgdp)的系数均为负，而在财政支出分权的模型中显著性并不高。由此可见，经济发展水平的高低并不影响国企的生产效率。研发支出占比(rdrate)的系数符号也不明确，并且都不显著。贸易开放度(open)的系数符号有正有负，并且整体的显著程度并不高(财政支出分权的模型列(7)、(8)显著性较高)。根据理论分析，研发强度和对外开放程度的提高应当有利于促进国企生产效率的提高，但经济发展水平与国企生产效率之间并不存在明确的关系。但是在进行实证分析时，由于三者之间存在较高的共线性关系而导致研发支出占比和贸易开放度的回归系数出现偏差*经济发展水平(pgdp)与研发支出占比(rdrate)和贸易开放度(open)之间的相关系数分别为0.6429和0.5369，与财政支出分权指标之间的相关性也高达0.6383；而研发支出占比与贸易开放度之间的相关系数为0.6690。。工业化进程(secind)的系数则均显著为正，这表明工业化水平的提高在整体上有利于国企生产效率的提高。此外，国有企业占比(soerate)的系数符号均为正，这表明国企规模的扩大可能会产生规模效应，从而导致生产效率的提高。而人均公路里程(proad)的系数却显著为负，这表明基础设施水平的提高并未显著提高国企生产效率。

表6 FE模型的回归结果(财政支出分权指标)

注：括号内为标准误；*、**和***分别表示10%、5%和1%显著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分别表示在考虑异方差和不考虑异方差的情况下利用SFA法测算的效率值。

表7 FE模型的回归结果(财政收入分权指标)

注：括号内为标准误；*、**和***分别表示10%、5%和1%显著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分别表示在考虑异方差和不考虑异方差的情况下利用SFA法测算的效率值。

基本的固定效应回归结果表明较高的财政分权水平确实有利于国企生产效率的提高。但是，正如前文所述模型可能存在异方差问题或自相关问题。因此，为了准确考察财政分权对国企生产效率的影响，需要进行相关检验，并根据检验结果对基本回归结论进行修正。

2. 稳健性分析

组间异方差检验(修正Wald检验)和组内自相关检验(Wooldridge检验)结果表明，模型存在组间异方差问题和组内自相关问题，而组间自相关问题并不严重。因此，需要修正组间异方差和组内自相关问题。本文采取了两种处理方式：一是可行广义最小二乘(XTGLS)，可以解决上述问题；二是计算Driscoll -Kraay标准误的固定效应模型(XTSCC)，也可以综合处理异方差和自相关问题。

首先，本文使用XTGLS模型来修正基本回归结果。由于存在组内自相关，因此需要对各个截面单位的组内自相关系数(ρi，其中i=1,2,…,31)是否相同进行假设。对于本文所使用的数据而言，由于时期数(16)小于截面个数(31)，如果假设ρi各不相同可能会因时间维度T较少而无法有效估计每个ρi值，因此本文假设各截面自相关系数相同，即ρi=ρ。XTGLS回归结果如表8所示。

表8 XTGLS模型的回归结果

注：括号内为标准误；*、**和***分别表示10%、5%和1%显著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分别表示在考虑异方差和不考虑异方差的情况下利用SFA法测算的效率值。为了节省篇幅，不再报告控制变量的估计结果。

列(1)—(4)是使用支出指标来衡量财政分权，而列(5)—(8)则是使用收入指标来衡量财政分权。在修正组间异方差问题和组内自相关问题之后，分析结果与固定效应回归结果基本一致，即财政支出分权指标能够对国企生产效率产生显著为正的影响；而财政收入分权指标与国企生产效率之间也存在着正相关关系，尽管在列(7)中并不显著。

其次，使用XTSCC模型来解决异方差性和自相关性问题。XTSCC模型是在假设误差结构存在异方差性和自相关性等问题的基础上进行回归，只是利用非参数的方法来修正误差矩阵，因此也可以进行固定效应回归。如表9所示，XTSCC模型的回归结果同样表明财政分权与国企生产效率之间存在显著的正相关关系。此外，同FE模型的回归结果一样，R2都比较高，这表明模型具有较高的解释力度。

另外，国企经营效率和财政收入分权指标之间可能存在着互为因果的关系。这是因为对于国企经营效率较高的地方而言，相应的财政收入也就越高，因而所计算的财政收入分权指标也就越高。另外，上述回归分析中还可能存在遗漏变量和测量误差等问题。所以，回归结果还存在着潜在的内生性问题。为此，本文采用工具变量法来尝试解决内生性问题。值得注意的是，为财政收入分权指标寻找合适的工具变量并不容易，为此参考已有文献的通常做法，选取财政收入分权指标的一阶滞后项作为其工具变量来进行回归*选取内生变量的滞后项作为工具变量是基于两个方面的原因：一是当期的内生变量与滞后期的内生变量之间存在着较强的相关性，符合工具变量的相关性要求；二是当期的被解释变量不可能对滞后期的内生变量产生反向因果关系，符合工具变量的外生性要求。由此可见，选取滞后项作为工具变量是有效的。。同时，为了提高分析结果的稳健性和全面性，本文也对财政支出分权指标使用了同样的处理方法。具体的回归结果如表10所示。

表9 XTSCC固定效应模型的回归结果

注：括号内为标准误；*、**和***分别表示10%、5%和1%显著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分别表示在考虑异方差和不考虑异方差的情况下利用SFA法测算的效率值。为了节省篇幅，不再报告控制变量的估计结果。

表10 工具变量法的回归结果

注：括号内为标准误；*、**和***分别表示10%、5%和1%显著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分别表示在考虑异方差和不考虑异方差的情况下利用SFA法测算的效率值。为了节省篇幅，不再报告控制变量的估计结果。Uid检验为识别不足检验，汇报的统计量为Anderson LM统计量；Wid检验为弱工具变量检验，汇报的统计量为Cragg-Donald Wald F统计量。

观察表10，可以发现：Anderson LM统计量和Cragg-Donald F统计量的检验结果表明模型不存在弱识别问题；此外，由于模型恰好识别，因此不存在过度识别问题。总体而言，工具变量是有效的。当使用财政分权指标(支出指标和收入指标)的滞后变量作为工具变量进行回归时，结果仍然保持稳定。表10表明，在解决内生性问题之后，财政分权指标对国企生产效率仍然能够产生显著为正的影响。

因此，通过综合上述分析情况，本文发现，修正了异方差性和自相关性等问题之后，财政分权度的提高确实有利于国企生产效率的提升，因此实证结果验证了本文理论分析结论的正确性。

六、主要结论和启示

财政分权作为衡量政府间财政资源分配的重要指标，对地方的经济增长和经济效率能够产生重要影响。本文从财政收入和支出的角度出发衡量了地方的财政分权程度，并利用索罗残差法和随机前沿分析等方法对国有企业生产效率进行了深入的分析和测算。经过理论和实证分析，本文发现财政分权不仅能够影响经济增长，而且还对国企的生产效率产生重要影响。一方面，较高的财政分权程度可以提高地方的财力自主性，激励地方政府推动本地经济发展，从而提升地方的经济发展水平；另一方面，财政分权程度的提高强化了地方政府对国有企业运营状况的关注，并激励地方政府采取相关政策措施来提高国有企业进行研发创新的积极性，从而提升其生产效率。其原因在于财政分权程度的提高强化了地方政府的预算约束。

本文的研究结论表明：在社会主义市场经济体制下，对于国有企业而言，虽然市场竞争可以通过激发企业内部的研发动力来促进其生产效率的提高，然而地方政府的财政分权状况作为宏观制度背景也能对其产生重要影响。因此，目前正在逐步推进的国有企业改革，在某种意义上不仅是着眼于企业内部制度的改革，同时也是市场经济框架下政府行为的改革，即需要同时协调政府的财政行为和企业的经济行为。因此，深入研究宏观财政体制和微观企业效率之间的关系，对于进一步完善分税制、推进国企改革以及制定合理的财税政策是大有裨益的。

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Abstract: As the state-owned enterprises (SOEs) are important parts of China′s economic system, their production efficiency are significantly affected by local fiscal decentralization. Theoretical conclusion shows that the improvement of fiscal decentralization motivates local government to pay more attentions to SOE′s production. This article measures the production efficiency of industrial SOEs above designated size in different provinces from 1999 to 2014 with the method of Solow residual analysis and stochastic frontier analysis (SFA). The empirical results show that the improvement of fiscal decentralization does improve production efficiency of SOEs.

Keywords: fiscal decentralization; state-owned enterprises; production efficiency of enterprise

(责任编辑 刘志炜)

FiscalDecentralizationandProductionEfficiencyofSOEs:EmpiricalAnalysisonProvincialIndustrialEnterpriseData

TAI Hang SUN Rui

(School of Economics, Peking University, Beijing 100871)

F812.2

A

1001-6260(2017)08-0095-16

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.08.010

2017-05-17

台 航(1989--)，男，山东菏泽人，北京大学经济学院博士生。 孙 瑞(1993--)，女，河南安阳人，北京大学经济学院博士生。