财政分权、政府竞争与企业全要素生产率

陈 明

（中国财政科学研究院，北京100142）

一、问题提出

十九大报告提出我国已经进入高质量发展阶段，当前及以后的经济发展会更加注重质量的提升，而不是追求单一的数量方面的增长，而“提高全要素生产率”首次出现在党的十九大报告中，更是彰显了这一国家治理理念。我国全要素生产率增长率及其对经济增长的贡献率长期处于较低水平，早期实现的高速经济增长更多的是依靠生产要素投入的增长（郭庆旺等，2005），为了实现高质量的发展，成功跨越中等收入陷阱，必须持续推进科技创新，提升全要素生产率。

学者们对于全要素生产率的研究大致从宏观和微观两个层面进行，在宏观层面整体进行考量的研究中：一是对我国全要素生产率的估算以及对测算方法适用性的研究，二是对关于我国全要素生产率制约和影响因素的分析（缪小林等，2019）。微观层面对全要素生产率的研究，主要围绕着企业全要素生产率来展开。同样，学者们对于企业全要素生产率的测算方法也进行了大量的研究探讨，有参数法、非参数法和半参数法等多种测算方法(Olley，1996；Levinsohn，2003)，但仅在微观领域探讨各种因素可能对企业全要素生产率构成的影响（李唐等，2018）。综上来看，关于通过宏观经济的制度特征和管理框架对于微观企业全要素生产率方面的研究相对较少。李强(2017)基于制造业企业数据研究发现环境分权与地区企业全要素生产率呈倒U 型关系。何美玲等(2019)通过研究发现金融分权显著促进了企业全要素生产率的增长，二者之间同样保持着倒U 型的关系。求根溯源的看，全要素生产率的提升关键是技术的进步和管理效率的提升，国家治理者在制定了更加宏观的政策后，市场上的企业最终会作为提升全要素生产率的关键微观主体，我国宏观制度的形成、政策的制定必然会在一定程度上影响企业的经营方式和策略选择。因此，文章从宏观角度入手去研究微观问题具有理论和现实意义。

我国自1994年进行分税制改革后，建立了以分税制为基础的分级财政体制框架，成功的实现了由行政性分权向经济性分权的转变（贾康，2010），财政的分权模式一直是央地政府之间国家治理的重要制度框架。行政性分权转变为经济性分权的制度约束，迫使地方政府转换发展地方经济的方式，打破旧有的政府和市场之间的模式，在制度上对政府与企业、中央与地方的关系进行了更加明确的安排，这种财政分权体制对我国长期以来经济的飞速发展也产生了非常积极的作用。另一不可忽视的客观事实是地方政府之间的竞争，一方面是地区发展之间的竞争，包括人才、资金、能源要素等的竞争，另一方面是由于“晋升锦标赛”的激励机制（周黎安，2007） 等原因使地方政府官员在政策制定方面具有明显的偏向性。因此，财政分权和政府竞争必然会对企业的经营战略产生不同程度的影响，进一步的，关于财政分权和政府竞争与企业全要素生产率之间的研究就显得尤为必要。

较之先前的研究，文章存在的创新和贡献在于：一是尝试从微观企业角度着手，探索在财政分权和政府竞争的制度框架下企业全要素生产率有何种的表现；二是在研究方法上，基于沪深证券市场A 股上市企业较大样本量，运用LP、OP、ACF、WRDG 等四种方法分别测算了企业的要全素生产率，并与宏观层面的财政分权、政府竞争共同纳入一个研究框架中进行匹配分析，试图找到更为详实深刻的研究结论。文章的结构安排如下：第二部分进行文献综述并提出研究假设；第三部分介绍研究设计的框架；第四部分进行实证分析和稳健性检验；第五部分进一步分析讨论；第六部分对全文进行总结。

二、文献综述与理论假说

在我国的国家治理体系中，财政分权和政府竞争的基本事实扮演着重要的角色，中央在加强政治集权的同时，又在经济上进行分权，“中国特色财政联邦主义”将这种财政预算软约束的分权方式认为是地方政府激励的重要制度安排(Qian &Roland，1998)，而地方政府激励是我国实现经济腾飞的重要制度因素之一。从政府竞争的角度看，地方官员面临的“晋升锦标赛”激励（周黎安，2007） 以及地方政府竞争的评价标尺左右着地方政府的行为，这也被认为是中国模式获得成功的关键。因此，长期以来财政分权和政府竞争都被认为是研究中国现实问题的重要理论框架，地方政府的行为选择正是在这种理论框架下进行的。

地方政府的财政分权分为支出分权和收入分权，自1994年的分税制改革以后，中央和地方关于财政收入的划分清晰明朗，但是事权与支出责任划分表现出层层下移的趋势，并且省级以下的财政体制改革尚不彻底，导致地方政府的财政收支压力逐年扩大。以政府之间的“GDP 锦标赛”和地方官员之间的“晋升锦标赛”为特征的地方政府竞争加剧了地区间的经济竞争。在财政分权和政府竞争的双重压力下，迫使地方政府的行为是以提高经济增长、扩大财政收入规模为导向的，从而更多的介入到经济建设上，在人才、资金、技术、能源等多领域展开竞争（贾俊雪，2015），而这种关于宏观政策制定和微观企业扶持的竞争政策本身就是一种偏向性的政策，由此可以说财政分权和政府竞争框架下政府的行为会受到一定程度的扭曲。

1.地方政府行为对企业全要素生产率的促进效应

传统的财政分权理论认为，地方政府较之于中央政府在地方治理方面的优势在于其能够掌握更加完全的信息，地方政府较低的层级和较高的自主决策权使其能够向社会提供更加高效的公共产品和服务(Tiebout，1956)，财政资金支出的效率也能够得到提升，因而所制定的政策更加符合当地发展的真实情况。财政分权和政府竞争框架下地方政府行为可能通过以下机制促进企业全要素生产率提升：一是地方政府为了能够在更加长期的竞争中占据优势，会平衡短期利益与长期利益，将更多的财政资金投入到科技创新、人才教育和技术引进等领域，根据企业的短板和劣势给予有针对性的政策支持，促进中高端产业的技术升级（贾妮莎，2016）；二是财政分权影响高技术产业增长的重要途径是税收优惠和财政补贴，财政分权下地方政府解决长期财政压力的根本办法就是培养地方财源，政府对积极创新的企业进行税收优惠，使企业有更多的资金空间投入到技术研发创新和人力资本积累中（尹朝静，2017），利于企业全要素生产率的提升；三是政府竞争机制的存在会诱导地方政府保护主义的盛行，短期来看，这种市场分割有效降低了辖区内企业竞争的激烈程度，企业所受到的外部冲击会更低，经营环境更加宽松，有利于有进取心的企业调整经营战略，加大研发投入、技术引进并扩大投资规模，企业的全要素生产率就会相应提升（徐保昌，2016）；四是在市场优胜劣汰的机制下，不能很好适应地方政府竞争利益需求的企业在得不到政府特殊的政策支持的情况下，会将更大的市场份额让渡给生产率高的企业。

2.地方政府行为对企业全要素生产率的抑制效应

虽然地方政府在财政分权激励下对于财政政策的制定、财政资金的运用拥有更高的自主度和灵活性，但财政分权和政府竞争的约束同样具有两面性，地方政府行为如果收到竞争的过度刺激而过于激进，很可能对企业全要素生产率的提升产生负向影响。一方面地方保护主义下企业与政府容易走上合谋的道路，受到保护的企业更加容易获得银行资金以及政府补贴，不仅要素市场被扭曲，外部企业进入的门槛也被提高（盖庆恩等，2015），在这种地方垄断的情况下，市场配置资源的效率就会不断下降，企业的全要素生产率随之降低，同时辖区内缺乏进取精神的企业往往安于现状，企业的自主研发、引进先进技术等行为受到阻碍，进而导致财政分权对企业全要素生产率提升的促进效应转变为抑制效应（李强，2017）。另一方面，财政分权下地方政府的大部分税收收入来源于辖区内的企业，企业部门所创造的价值必然要有一部分通过税收的分配效应流入到地方政府，政府在面对财政压力和竞争压力时会合乎逻辑的将压力转嫁到企业中，原因有二：一是更高的税收负担容易降低企业技术创新的积极性，过多的企业利润流失也会进一步削弱企业研发的动力(Evans&Leighton，1990)；二是企业能够得到地方政府的保护与支持是需要花费一定的寻租成本来维持这种关系，随着更多的企业资源投入到寻租的过程中（罗党论，2009），企业内部管理的创新和绩效激励等容易被忽视(Manso，2011)，资源的浪费和企业效率的损失会直接导致全要素生产率的下降。此外，在政府竞争的“GDP 锦标赛”约束下，地方政府会将更多的资源投入到大型基础设施建设等能够迅速带来经济增长效果的领域，相应的在教育、科研等领域的投入比重会降低（孙一菡等，2017），由此缺乏了人才和技术的支持，这种情况一直持续下去就会造成企业全要素生产率的降低。

基于上述分析，财政分权水平和政府竞争程度的变动可能对微观企业全要素生产率产生显著的影响，但综合学者们的研究结果来看，这种关系可能并非表现为简单的线性特征，故文章提出假设，财政分权水平和政府竞争程度与企业全要素生产率之间具有显著的U 型效应；同时，考虑到我国地域广阔，各地经济社会发展水平差异明显，地方政府所面临的发展压力侧重点或有不同，因此这种U 型效应可能会表现出地域异质性；进一步来看，微观市场上的企业构成更为复杂，具有不同的产权性质、行业特点、经营策略和发展阶段的微观企业都有可能对这种U 型效应表现出不同的特征，即这种U 型效应可能存在企业异质性。

三、研究设计

1.模型设计

文章构建了如下的模型(1)用以检验财政分权、政府竞争对企业全要素生产率的影响。

其中，lnTFPijt为被解释变量，表示注册于i 省份的j 企业在t年度的全要素生产率，Fdit表示i 省份在t年度的财政分权水平，实证研究中用Fdeit和Fdrit替换进行回归分析，Gcit用来描述i 省份在t年度的政府竞争水平，Xijt为控制变量，为时间、省份、行业的固定效应，εijt为误差项，α0、α1、α2、α3、α4、β 为参数。

2.变量设定

（1） 被解释变量

文章采用企业全要素生产率(TFP)作为所设定模型的被解释变量，对于企业全要素生产率有参数法、非参数法和半参数法等多种测算方法，由于其能够较好的避免产生内生性和选择性偏误等问题（鲁晓东、连玉君，2012），OP 法、LP 法等半参数法被学者们广泛采用。此外，还有ACF 法和WRDG 法等。Levinsohn 和Petrin(2003)对OP 法进行了改进，LP 法虽然没有考虑企业退出可能带来的内生性偏误问题，但是可以减轻OP 法用投资作为代理变量引致的观测值遗失较为严重的问题，使得研究者可以根据可获得的数据灵活选择代理变量。鉴于此，文章参考鲁晓东和连玉君(2012)的做法分别通过OP 法、LP 法、ACF法、WRDG 法测算样本企业的全要素生产率，并将以LP 法的测算结果用于基本的实证分析，将以OP 法、ACF 法、WRDG法的测算的结果作为代理变量进行稳健性检验。

对于上述几种测算方法中所涉及到的关键变量，文章综合考虑了测量方法的适用性和数据的可获得性，采用上市公司主营业务收入来代替总产出增加值，中间投入采用主营业务成本加三费（销售费用、管理费用、财务费用） 再减去折旧摊销和支付给职工以及为职工支付的现金来表示，资本投入变量采用固定资产净值表示，劳动投入变量采用支付给职工以及为职工支付的现金表示，企业投资变量参考鲁晓东和连玉君(2012)的做法，用It＝Kt-Kt-1+Dt 进行估算，其中K 表示固定资产总值，D 为折旧和摊销，企业是否退出以考察年份企业是否退市为准。

（2） 解释变量

模型中解释变量包括政府竞争(Gc)和财政分权(Fd)，文章关于政府竞争的表示参考学者们普遍采用的做法，即由外商投资总额与省级GDP 的比值进行表示。对于财政分权的定量研究，当前较为普遍的做法包括收入法和支出法两种，即收入法用本级地方财政收入占财政总收入表示，支出法用本级地方财政支出占财政总支出比重表示，文章根据这一衡量方式，参考贾俊雪和应世为(2016)的研究用省级财政人均收入/（省级财政人均收入＋中央财政人均收入）表示财政收入分权(Fdr)，用省级财政人均支出/（省级财政人均支出＋中央财政人均支出） 表示财政支出分权(Fde)。

（3） 控制变量

根据前文分析和对相关文献的梳理，文章从宏观经济发展环境和微观企业经营状况两个层面进行控制变量的选取，控制变量包括地区经济发展水平(Eco)、城镇化率(Urb)、资本形成率(Capfr)、产业结构(Inds)、人均受教育年限(Edu)、公司规模(Size)、资产负债率(Lev)、资产收益率(Roa)、资本密集度(Cap)、企业年龄(Age)、固定资产比率(Fixed)、总资产周转率(Totat)、劳均资本(Cappl)、平均工资率(Labq)。在进行计量模型分析时，还对省份(Province)、年份(Year)和行业(Industry)进行了控制，变量定义和释义如表1 所示。

表1 主要变量定义与说明

3.样本及数据来源

文章选取2007-2018年在沪深两市A股市场上市公司数据作为初始研究样本。借鉴文献的常见做法，对初始 样 本 的28153个样本观测值进行如下标准筛选：剔除金融保险类和房地产上市公司；删除ST、*ST 的上市公司；删除控制变量数据缺失的样本；对全部财务变量按照5%分位数进行winsorize 处理，筛选后总共获得23788个公司年度样本数据。文章所使用的数据涉及两大类，其中企业财务数据来自CSMAR 数据库，其它宏观层面的数据来自中国统计年鉴、中国财政年鉴，对样本企业进行非平衡面板的多元回归分析时采用Stata15 软件进行。

四、实证分析

1.基本回归结果

文章所选用的样本数量较大，鉴于微观企业之间的差异性显著，在模型回归分析中采用稳健标准误的方式进行缓解。表2 数据为分别基于混合OLS模型、固定效应模型和随机效应模型的基本回归结果，被解释变量企业全要素生产率(TFP_LP)是根据LP 法测算得来。列(1)、(3)、(5)显示在三种模型中解释变量财政支出分权(Fde)的一次项的估计系数在1%的显著性水平下都为显著的负值，二次项的估计系数在1%的显著性水平下都为显著的正值，这表明财政分权对企业全要素生产率的影响是显著的且非线性的。伴随着财政分权程度的增加，最初企业全要素生产率处于下降的趋势，当财政分权程度超过一定的阈值时，二者这种负相关关系得到转换，财政分权程度的增加会带动企业全要素生产率的提高，这表明财政支出分权(Fde)与企业全要素生产率(TFP_LP)之间存在着显著的正“U”型效应。列(1)、(3)、(5)中解释变量政府竞争(Gc)的一次项的估计系数在1%的显著性水平下都为显著的正值，二次项的估计系数在1%的显著性水平下都为显著的负值，表明政府竞争(Gc)与企业全要素生产率(TFP_LP)之间存在着显著的倒“U”型效应，适度的政府竞争水平有利于企业全要素生产率的提高。列(2)、(3)、(4)报告的是将财政收入分权(Fdr)纳入到三种模型中估计得到的结果，从回归结果来看，虽然各个变量的估计系数有所变化，但是其方向和显著性等特征没有改变，即财政收入分权(Fde)与企业全要素生产率(TFP_LP)之间的正“U”型效应和政府竞争(Gc)与企业全要素生产率(TFP_LP)之间的倒“U”型效应非常显著。列(1)、(3)、(5)中财政支出分权和政府竞争的交互项(Fde×Gc)对企业全要素生产率的影响系数显著为正，表明财政支出分权对企业全要素生产率的影响受到政府竞争的约束，政府竞争能够平抑财政支出分权对企业全要素生产率的负向影响。列(2)、(4)、(6)中财政收入分权和政府竞争的交互项(Fdr×Gc)对企业全要素生产率的影响系数显著为负，表明财政收入分权与政府竞争之间的交互作用明显，且政府竞争减弱了财政收入分权对企业全要素生产率的正向效应。

表2 基本回归结果

2.稳健性检验

在基本回归结果的基础上，根据LM 检验和Hausman 检验的结果，接下来的回归分析均采用固定效应模型的面板数据估计方法，并采用稳健标准误的方式来缓解异方差问题。

（1） 不同全要素生产率测算方法的稳健性检验

变换不同测算方法对样本企业的全要素生产率进行测算，并将测算结果分别进行替换回归分析：根据Olley 和Pakes(1996)提出的OP 法，其核心思想是把公司的投资水平作为生产率的代理变量，OP 方法对数据要求比较高，观测值缺失较为严重，因此对于缺失值的处理，参照连玉君(2012)的做法采取用企业中间投入代替缺失的投资；Ackerberg 等(2015)针对OP 法和LP法提出了进一步的修正方法（ACF 法），旨在克服OP 法、LP法在第一步估计可能产生的多重共线性问题；Wooldridge(2009)提出了基于GMM 的一步估计法，同样对OP 法和LP 法的估计方法进行了改进，该方法（WRDG 法） 克服了ACF 法提出的在第一步估计中潜在的识别问题，在考虑序列相关和异方差的情况下，能够得到稳健标准误。文章也一并用OP 法、ACF 法、WRDG 法这三种方法测算了企业全要素生产率，并将其作为代理变量进行稳健性检验，表3 汇报了稳健性检验的结果，所得结论与上文基本一致。

表3 不同测算方法的稳健性检验回归结果

（2） 处理内生性问题

鉴于可能存在的反向因果关系和遗漏变量等问题，对于潜在的内生性问题处理主要采取以下两种方法：一是前文基本回归中被解释变量企业全要素生产率(TFP)为当期数值，接下来用t+1 期的企业全要素生产率与t 期的解释变量再次进行回归，所得结论与上文一致；二是为了缓解由于反向因果、遗漏变量等问题所导致的内生性问题，文章选择通过系统GMM方法做进一步的回归分析，所得结论与上文一致。

（3） 分位数回归

为了增加前文研究结论的稳健性，进一步采取分位数回归分析的方法，分别选择10%、25%、50%、75%、90%五个代表性的分位数点，回归结果显示企业全要素生产率、财政分权和政府竞争等关键变量的估计系数大多都很显著，且系数的正负值方向与基本回归结果保持一致，回归结果依然稳健。

五、进一步研究

1.不同区域

我国各地区发展之间存在着不平衡现象，经济发展水平从沿海至内陆呈现出逐渐递减的态势，同时，东、中、西部地区的产业结构差异明显且在不断发生变化，东部地区第三产业的比重越来越大，而低端产业逐渐向中西部进行转移。鉴于此，文章根据国家统计部门关于东、中、西部三大地带的划分①东部地区包括北京、天津、河北、辽宁、上海、江苏、浙江、福建、山东、广东、海南，中部地区包括山西、吉林、黑龙江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地区包括内蒙古、广西、重庆、四川、贵州、云南、西藏、陕西、甘肃、青海、宁夏、新疆。，进一步研究财政分权、政府竞争对企业全要素生产率的影响是否具有区域异质性问题。表4 中的回归结果显示，在东部地区财政分权与企业全要素生产率之间保持显著的正“U”型关系，政府竞争与企业全要素生产率之间呈显著的倒“U”型关系，财政分权与政府竞争的交互项也与基本回归结果保持一致。然而，这一特征在中西部地区表现的并不是显著，且部分关键变量在估计系数的正负值方向上也不一致，说明财政分权、政府竞争对企业全要素生产率的影响存在显著的区域异质性。

表4 东部、中部、西部地区的分组回归结果

2.不同行业类型

鲁桐和党印(2014)等学者着眼于企业的生产模式和研发重点，运用聚类分析的方法将上市企业分别归类于劳动密集型、资本密集型和技术密集型。文章参照此种行业归类标准，进一步分析财政分权、政府竞争与企业全要素生产率在不同类型的行业上的表现。回归结果见表5，总体上看，技术密集型和资本密集型企业的分组回归结果与基本回归结果相同，财政分权、政府竞争和企业全要素生产率之间的“U”型效应显著，而这种“U”型效应没有体现在劳动密集型企业中间，可见其行业异质性明显。

六、结论及建议

文章基于我国财政分权和政府竞争的制度框架下，研究了企业全要素生产率提升所受的影响。首先选取CSMAR 数据库中2007—2018年沪深两市A 股市场的企业作为初始研究样本，分别通过OP 法、LP 法、ACF 法、WRDG 法测算了28153个企业样本的全要素生产率。接着分析探讨了财政分权、政府竞争框架下地方政府行为对企业全要素生产率的可能产生的促进和抑制效应，进而将财政支出分权、财政收入分权、政府竞争和企业全要素生产率等变量引入模型通过实证分析获取经验证据。研究发现：财政分权、政府竞争与企业生产全要素生产率之间具有显著的“U”型效应特征，其中财政分权与企业全要素生产率之间呈显著正“U”型关系，政府竞争与企业全要素生产率之间呈显著倒“U”型关系；财政分权和地方政府竞争之间存在交互作用，政府竞争能够平抑财政支出分权对企业全要素生产率的负向作用的边际贡献，减弱财政收入分权对企业全要素生产率的正向作用的边际贡献。文章还通过实证检验、替代变量以及分样本方法进行稳健性检验，检验的结果依然稳健。

表5 基于不同行业类型的分组回归结果

基于文章的研究结论，提出以下建议：

第一，进一步深化财政体制改革，推进中央与地方事权与支出责任划分。地方政府事权和支出责任的明确有利于其高效率的开展地方治理活动，提高财政资金的使用效率，增加全社会的福利水平，同时要进一步完善省级以下财政体制改革，将财政分权的正向经济效益更大规模的释放。

第二，良性的政府竞争有利于各地区之间的“比学赶超”，在竞争中求得进步，但必须掌握好政府竞争的评价标尺，“唯GDP 增长论”的观念若长期存在则不利于经济的高质量发展。

第三，地区发展水平的扭曲可能是企业全要素生产率不高的影响因素，政府在竞争的同时，更应该开展经贸、人才、技术的往来交流，同时最大限度的降低地方保护主义，并防止企业与政府保持过高的关联度，防止企业全要素生产率的下降。

第四，财政分权下政府的竞争需是以高质量发展为核心的竞争模式，经济发展以提质增效为重点的理念和标尺应该被地方政府一以贯之的践行下去，有利于企业以至全社会全要素生产率的提升。