财政扁平化改革与企业经营绩效

袁 媛

（郑州铁路职业技术学院 铁道工程学院，河南 郑州 451460）

一、引言

近年，深化改革促进实体经济提质增效是各级政府的工作重点。如何通过优化国家财政体制和财税政策，充分调动地方政府的积极性，以强烈的内生动力和合理的外在激励提高企业绩效、促进产业转型，是长期以来国内外政府、产业界和学界共同关注的课题。

自2003年起，中国掀起了新一轮财政体制改革浪潮——财政省直管县改革。大量学者就这一改革的宏观社会经济效应进行了丰富的研究，但是主要集中在县（市）财政和县域经济增长方面，对微观企业经营绩效的研究较为罕见。李广众和贾凡胜实证发现，财政省直管县改革使辖区内企业盈余管理改善0.02个单位[1]。进一步地，改革后市辖区域内企业的避税程度显著下降[2]。余锦亮和黄保聪[3]以扩权强县改革为切入点，研究了纵向政府间行政治理结构改革对企业绩效的作用，但是并没有具体探讨财政省直管县的影响。

本文在现有研究的基础上，将财政省直管县视为财政扁平化改革的准自然实验，利用中国工业企业数据库数据，采用双重差分方法实证评估了其对企业经营绩效的影响，并从税收征管、区域竞争、纵向政府间财政关系三个方面就其内在的传导机制进行分析。

二、制度背景与研究假设

（一）制度背景

自1949年以来，伴随着地方政府间行政管理体制的调整，省以下政府间财政管理体制也几经变迁（如图1 所示）。自20 世纪80 年代大规模“市管县”改革后，县级财政的管辖权由省转移至地级市。但地级市政府出于经济发展集聚效应和显性政绩工程等方面的考虑，经常出现牺牲县（市）的短期发展利益而集中发展“市区”的现象，在收入分成、转移支付上保留较大份额的同时，将大量的支出责任下压给县级政府，造成县乡财政普遍困难、经济发展长期滞后①。为改善这一状况，许多省份纷纷寻求制度改革，财政省直管县是其中影响最大、涉及范围最广、内容最为深刻的一项改革。在收入指标、转移支付等方面直接由省与县对接，跳过地级市政府，通过扁平化的财政治理结构来解决地级市政府对县市财政的盘剥，缓解县级政府的财政困境[4-5]，实现财政秩序和财政能力的正常化[6]。

图1 1949年以来中国省以下财政管理体制变化

财政省直管县首先发轫于2003年的福建，随后拓展至安徽、河南、湖北等省份，截至2007年共涉及15 省515 个县，并在持续增长中。改革最主要的目标是理顺省以下政府间的财政关系，消除地级市对所辖县财政资源的截留和挪用，扩大县级政府的财政自主权，缓解县乡财政困难。中央政府除了出台一般性的指导意见之外，将改革方案的具体制定权下放给了各省级政府，因而各省份的具体改革模式也不尽相同。在推进路径上，有些省份是一次性在全省所有县（市）[除个别县（市）外]统一改革，例如吉林省[除延边朝鲜族自治州所辖县（市）]、黑龙江省等；也有些省份是分批次全面推广实施，例如江西省分三批在全省范围内实行了改革；还有一些省份只选择了部分县（市）进行试点，例如青海省2007年选择了9个县作为省直管县改革试点。

除了一次性全面实施改革的省份，其他省份挑选试点县（市）的标准也存在较大的差异，例如山西省和江西省（第一批）选择重点扶贫开发县作为改革试点；陕西省则选择了13个生态保护任务重、财政经济特别困难的县和2个财政经济状况较好的县进行试点。改革的非随机性给本文的后续实证工作带来了挑战，在后文第三部分和第四部分将对其解决方法进行详细介绍。另外，宁夏、海南、浙江一直实施省管县体制，与其他省份存在巨大的差异。

（二）理论与研究假设

财政省直管县试图解决“市管县”财政体制所带来的“委托-代理”问题，绕过地级市由省直接管理县，但这也会产生新的问题：首先，扁平化财政改革避免了地级市对所辖县（市）转移支付和税收返还的“截留”，许多省份也明确提出提高试点县的税收分成比例，这也意味着各县（市）能从征收的税收收入中获得更大的“索取权”，强化了其财政收入的激励。此外，研究表明县级官员任期普遍较短[7]，且基于历史经验与中国当时所处的发展阶段，政府间财政体制变化频繁，下级政府通常会预期分成比例的提高并非永久的变化，因此会尽快兑现改革带来的财政红利。其次，财政省直管县改革后，地级市与所辖改革县（市）财政相互独立，在削弱协同效应的同时也扩大了改革县（市）的支出压力。再次，改革后省级政府直接管辖的辖区数量急剧增加，各省省级财政部门人员配置的约束和获取准确信息的限制使其难以有效监督各县（市）的财政资金使用情况，也很难及时准确地掌握各县（市）的其他具体情况，省级部门调节其机会主义倾向和行为的能力变弱，不利于财政效率的提高。地级市与改革县（市）之间由原来的从属关系变为竞争关系，原本相距较远、竞争关系较弱的县（市）也由于改革而竞争加剧。这些都可能扭曲改革县（市）行为[8]，不利于营商环境的改善和经济增长，从而对企业经营绩效产生负面影响。

据此，我们提出以下待检验的假说：由于财政扁平化改革所带来的收入激励、地区竞争和支出责任等问题，以财政省直管县为研究对象的财政扁平化改革对企业经营绩效产生不利影响。

在下文我们以微观企业数据为基础，利用双重差分法对这一理论判断和内在机理进行实证检验。

三、研究设计

（一）估计模型

为了估计财政扁平化改革对企业经营绩效的影响，本文利用财政省直管县改革，采用如下双重差分模型进行实证分析：

其中，yit表示i企业t年的经营绩效，采用企业实际总产出、实际总利润和总资产利润率（ROA）三个指标度量；PMC为改革变量，正如上文所述，本文将财政省直管县作为财政扁平化改革的一次典型实践，如果i 企业所在地区在t 年实施了该项改革，则PMC 在当年及之后的年份取值为1，否则为0；X为一系列企业层面的控制变量，包括企业规模、年龄和资产负债率；θi和φt分别表示企业和时间固定效应；εit为误差项；标准误均在企业层面进行聚类。

如上所述，为了解决试点县（市）选择非随机性带来的估计偏误，参考Li 等[9]以及Agarwal 和Qian[10]的策略，本文首先根据各省份公示的改革文件，汇总归纳了各省份主要采用的9个选择标准，将其纳入回归方程中[（1）式中的S]，并进一步将其与年份变量进行交乘以控制其随时间自然变动的趋势，缓解改革非随机所带来的估计偏误问题。在后文的分析中，本文也会进一步将其与时间趋势的一次项、二次项和三次项进行交乘，以得到更为稳健的结果。

满足平行趋势假设是DID 结果成立的重要前提，Autor[11]首次提出使用事件分析法（event study）来对“渐进”改革（即不同地区或不同行业之间改革的时间不一致）的平行趋势假设进行检验，并得到了广泛的应用[12-14]。本文也主要利用该方法就改革前处理组与实验组的经营绩效的变动趋势是否一致进行检验，具体公式如下所示：

（二）其他变量与数据

参考国内外既有研究，本文主要构建了三个企业绩效指标：（1）企业实际总产出（利用省级CPI 数据对其进行平减，下面简称总产出），并进行对数化处理；（2）企业实际利润总额（利用省级CPI 数据对其进行平减，下面简称总利润），并进行对数化处理；（3）总资产利润率（企业利润总额/总资产，下面缩称ROA）。

为了保证试点县（市）与非试点县（市）在改革前的可比性，本文参考余锦亮和黄保聪[3]的做法，采纳了9 项选择标准。其中：县级市、国家级贫困县、国家主要产粮大县、省边界县均为虚拟变量，根据各县（市）在样本期间的实际状态进行赋值；初始财政缺口为1999 年当地一般预算收入/支出；初始城镇化率为2000 年当地非农业人口/总人口；初始人均实际GDP 对数则为2000—2002 年三年各县（市）平均实际GDP的对数（利用省级CPI数据对GDP进行价格平减）；平均海拔和平均坡度均为实际值②。除此之外，本文在回归模型中也加入了一些企业层面的控制变量，包括企业年龄（样本年份减去企业成立年份的值，取对数）、企业规模（采用企业实际总资产的对数，利用省级CPI 数据对GDP 进行价格平减）和资产负债率。

本文的研究主题是对财政扁平化改革的微观经济效应进行评估，综合考虑改革的时间范围和数据的可靠性和可得性，本文企业数据主要来自1998—2007 年中国工业企业数据库，并借鉴Brandt等[15]将不同年份企业信息整理归并，得到1998—2007 年10 年间的面板数据③，并对数据进行了截尾1%的处理。同时，在逐年匹配基础上，以2007年的县（市）名称和县（市）代码为基准对各年的企业位置信息进行统一，并根据企业位置信息将其匹配至每个县（市）。另外，由于样本的特殊性，在实证中删除了样本期间实施“撤县（市）设区”的县（市），存在撤销、合并等情形的县（市），隶属于北京、上海、天津和重庆的县（市），以及海南、浙江和宁夏三个省级行政区的样本。主要变量的描述性统计量如表1所示。

表1 主要变量描述性统计量

四、基本结果

（一）基础回归结果

基础回归结果如表2 所示。其中第（1）（3）（5）列加入了企业和年份固定效应，加入行业与年份的交乘项以控制行业的时间趋势，企业层面的控制变量和选择标准与年份的交乘项。由于同一时期，许多省份开展了向县扩权的改革措施——扩权强县，这一改革将大量原属地级市的社会经济权限下放至县（市），改变了县级政府的激励机制，从而可能对企业绩效产生影响。为了控制这一改革对估计结果所造成的偏差，在回归中加入了“扩权强县改革”这一变量，其构建方法与“财政省直管县改革”变量相同。加入该变量后，回归结果的平均效应是在相同的“扩权强县”条件下得到的。即便控制了各省份选择试点县（市）的标准，改革县（市）与非改革县（市）的被解释变量仍然可能具有不同的时间趋势，从而削弱了结果的可靠性。因而本文在第（2）（4）（6）列中加入Treatment Trend 来控制处理组与控制组企业绩效衡量指标的时间趋势④。

表2汇报了不同绩效衡量方式和不同实证策略下的回归结果，结果显示所有解释变量的回归系数均在1%的统计水平下显著为负，表明财政省直管县试点对企业经营绩效产生了明显的不利影响。具体来说：与非试点地区的企业相比，试点地区企业的总产出平均下降了约2.97%；总利润平均下降了约7.47%；ROA 下降了约3.29%（0.0024/0.073）⑤。回归结果在统计上和经济上都具有重要的意义。

（二）平行趋势与动态效应分析

参考现有文献的估计策略[9，13-14]，本文采用事件分析法，利用（2）式在表2 第（3）列的基本设定下进行平行趋势检验，并将各期估计结果的系数及其95%的置信区间绘制在图2 中。其中，实线连接了各期的估计系数，灰色虚线连接了各期回归系数对应的95%的置信区间。

从图2 可以看出，财政省直管县改革前各期处于试点县（市）的企业与处于非试点县（市）企业的差异均围绕着0上下波动，并且在5%的统计水平上均不显著。而在改革后，处于改革县（市）企业的经营绩效明显下降，虽然负面影响在2期后逐渐减弱，但是大部分系数仍在5%的统计水平上显著为负。这一结果表明，处理组与控制组在改革前具有相似的平行趋势。

图2 平行趋势检验结果

（三）稳健性检验

本文还进行了一系列稳健性检验。第一，为控制非线性变动趋势，将（1）式中9项试点县（市）选择标准与年份的交乘项替换为不同选择标准与不同阶次时间趋势的交乘（即S×T+S×T2+S×T3）。第二，进一步构建人均实际产出。上述回归结果如表3所示，从表中可以看出，估计系数均在1%统计水平下显著为负，并且第（1）至（3）列与表2中对应的第（3）（6）（9）列相比，系数的绝对值并没有发生明显的偏离，第（4）列中的回归结果与第（1）列相比也没有明显的变化，说明回归结果是稳健的。

表2 基础回归结果

表3 稳健性检验1

除此之外，本文还进行了如下稳健性检验：一是删除了在样本期间实施了扩权强县改革的样本，二是进一步删除了行政区划微小变动的地区（例如新乡县等），三是删除了隶属于省会城市的县（市），四是仅仅包含了在样本期间持续存在的企业（即平衡面板数据）进行回归，五是删除了在样本期间地理位置发生变动的企业（仅限于跨县域位置变动）。回归结果如表4 所示，结果显示，回归系数均至少在5%的水平上显著为负。其中Panel A 和Panel B 的回归系数相较于基础回归并没有明显的变动；而Panel C 和Panel D 中以总利润与ROA 为被解释变量的回归系数下降幅度有所增大。

表4 稳健性检验2

（四）安慰剂检验

为了进一步排除其他偶然因素的影响，采用随机生成的改革县（市）事件进行了安慰剂检验（Placebo Test）。在本文实际使用的数据中，有515个试点县（市）。本文构建了一个反事实的PMCift变量，具体生成步骤如下：在本文实际使用的数据中，每一年试点县（市）的数量都不相同，例如在2003年实施改革的县（市）有58 个，因而从2003 年的样本中随机抽出58 个县（市），将其视为在2003 年实施了财政省直管县改革；重复上述步骤直到在2007年选出与当年实际实施改革的县（市）相同数量的地区。随机抽取完成后，构造相应的PMCift变量，采用与表2第（3）列相同的模型进行回归，得到相应的估计系数。重复模拟上述步骤500 次，并以密度函数图形式展示回归结果。如图3 所示，反事实改革变量的回归系数大部分聚集在0 值附近，表明财政省直管县改革对企业经营绩效的影响是真实存在的。

图3 安慰剂检验

（五）异质性分析

由于企业所有制、规模、地区初始财政状况不同，财政省直管县对其绩效的影响可能也存在较大的差异。因此，本文还进行了以下异质性分析：一是国有企业与私营企业。国有企业在中国具有特殊政治地位，日常生产经营中上下协调能力更强，可能受地方政府政策调整的影响相对较小。与此对应，私营企业普遍规模较小，其对政策冲击的反应更为敏感。二是企业规模。地方政府往往非常重视大企业，在政策支持、金融信贷、土地、基础设施等方面提供大量便利，很多地方会专门进行“纳税大户”排名，对“纳税大户”管理者给予众多优惠政策⑥。因而大企业的抗风险能力和经营可持续性都较好。与之对应，中小企业的经营则相对困难。本文利用2003年实行的《统计上大中小型企业划分办法（暂行）》将企业划分为大企业和中小型企业进行检验。三是初始财政状况。由于各省份在选择试点县（市）的过程中并非随机，因而各县（市）初始财政状况的不同对其政策反应的强度产生影响，进而导致企业绩效的变动产生差异。根据改革前（2000 年）各县（市）实际人均本级财政收入这一指标，将样本分为初始财政状况较好（高于中位值）和较差两个组别检验。结果分别如表5Panel A、B、C所示，财政省直管县改革对私营企业、中小型企业、初始财政状况较差县（市）企业所产生的负面影响较大。具体不再赘述。

表5 异质性分析

五、机制分析

本部分，本文试图对改革影响企业经营绩效的潜在机制进行检验。

（一）税收征管

财政省直管县不仅规避了地级市对上级财政转移支付的截留，也提高了改革县（市）的税收分成比例，强化了县级政府的财政收入激励和税收征管努力。本文采用两种方法进行实证评估：第一，利用企业实际税负和政府补贴，构建增值税实际税负、所得税实际税负两个指标评估。第二，借鉴李广众和贾凡胜[1]的做法，2002 年所得税改革后企业所缴纳的所得税由国税局负责征收，由于国税局的垂直管理体制，受地方政府的影响相对较小。因而若改革后仅地税局具有征管权限的企业所得税实际税负有所提高，则从侧面证实了财政省直管县改革对试点县（市）税收征管力度的影响。

实证结果如表6 所示，财政省直管县改革显著提高了试点地区企业的企业所得税的实际税负［第（2）列］，特别是地税局负责征管的2002年之前成立的企业［第（3）列］。由于增值税和2002年之后成立的企业的所得税由国税局负责征收，增值税的实际税负在统计上不显著；由国税局负责征收的企业所得税税负的回归系数也相对较小［第（4）列］。实证结果证实财政省直管县改革对县（市）税收征管的正影响更为突出。

表6 财政省直管县改革对地方政府税收征管的影响

（二）辖区竞争

财政省直管县改革后，一方面，试点县（市）由省直接管理，上下信息沟通与事务协调的难度大大增加；另一方面，改革后地级市与所辖县（市）之间由“父子”关系变成了竞争关系，试点县（市）与非试点县（市）之间也成为竞争关系，损害区域间的协同合作，不利于企业生产效率的提高。

为了验证这一机制，本文借鉴Li 等[9]的方法构建了各县（市）的竞争强度指标spanct，即t 年直接管理c县（市）的政府所管辖的辖区数量。根据2007年spanct值将样本分为竞争强度大（spanct排序66.7%以上）和竞争强度小（spanct排序33.4%以下）两个组别，结果如表7所示，竞争强度大的地区，改革对试点县（市）企业绩效的负向作用远远高于基础回归的平均效应；而对于竞争强度小的地区，改革对试点县（市）企业绩效的负面影响则要小得多。回归结果说明上述传导机制的确存在，改革削弱了政府间的政策协调和监督，在竞争加剧的情形下，县（市）政府的职能扭曲和机会主义冲动不利于本地区微观企业绩效的提高。

表7 竞争机制检验

（三）财政状况

如上所述，虽然改革后试点县（市）获得转移支付和税收返还有所增加[5，9]，但是财政从地级市独立出来后，原本许多由地级市和县（市）共同承担的支出责任可能全部转移到了县（市）；各县（市）之间的相互协同可能会遭到削弱；纵向和横向竞争的加剧也加重了改革县（市）的财政压力；并且原先许多基于全市共同利益而建设的项目工程可能因此而受到影响。应对这些问题都需要县级政府完善职能、提高政府效率，支出项目和规模也可能因此增加。因而增加的财政收入能否补充新增的支出，值得进一步研究。

本文构建了政府支出规模指标（用政府一般预算支出占GDP比重进行衡量）和财政收支差额指标［用一般预算支出减去本级一般预算收入（一般预算收入包括税收返还），差额占一般预算支出的比重来衡量］。从表8 中可知，与非改革县（市）相比，政府财政支出规模显著上升。进一步我们发现，财政收支差额的回归系数虽然为正但不显著，且回归系数的绝对值也较小，表明改革县（市）收入的改善效应在很大程度上被支出的增加所削弱，县级财政困难问题仍然有待进一步解决。近年，县级财政困难问题频繁出现也从侧面证实了这一论述。

表8 财政省直管县改革的财政效应

六、结论

中国经济发展已经进入了新时代，发展阶段的转变和外部环境的变化使得中国经济需要加快转型升级步伐，促进经济转向高质量发展。在中国，宏观政策的变动或者政府间体制的变化都将改变不同级别政府的激励约束机制，从而改变基层政府的行为逻辑，对微观企业的生产经营产生冲击。本文以财政省直管县改革作为准自然实验，利用双重差分法实证评估了财政扁平化改革对企业经营绩效的影响及其传导机制。实证结果发现：试点县（市）企业的实际产出和实际利润分别下降了约2.97%、7.47%，ROA 下降了约3.29%，改革的效果在国有企业与私营企业、大企业与中小企业以及地区初始财政状况不同的企业之间存在极强的异质性。进一步的机制分析表明，税收分成比例的提高和地方政府短视预期导致财政省直管县改革加大了试点县（市）税收征管力度；改革后协调难度的增大、区域竞争的加剧扭曲了试点县（市）的财政职能，损害了纵向与横向间的合作，导致财政支出增加和财政压力加剧，在一定程度上不利于营商环境的改善和企业绩效的提高。本文的研究结论为有序推行政府间改革、促进经济高质量发展提供了微观经验证据。

注释：

①基层财政的困难和农业税费改革（特别是农业税的取消）使得乡镇财政所的职能进一步削弱，为了规范乡镇财政收支行为（很多省份也是为了配套财政省直管县改革），从安徽省开始各省份逐步开始了“乡财县管”改革，乡镇财政在预算编制、账户管理、财政支出等方面由县进行管理和监督。

②一般来说，在其他条件相同的前提下，海拔更低和平均坡度更小的县域通常具有更大的发展潜力，因而采用海拔和平均坡度用以反映各县（市）的区位优势和发展潜力。

③由于处理过程篇幅长，步骤烦琐，在此不再赘述。具体方法详见“Creative Accounting or Creative Destruction? Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”一文。

④Treatment Trendjt=Treatmentj*T，若j 县在样本期间内实施了财政省直管县改革，Treatment取值为1，否则为0；T=year-1997。

⑤0.073是ROA的均值。

⑥如2006 年漳州市曾颁发相关政策规定，“凡是经市政府办审核公布的2005 年度漳州市民营企业前1 名的纳税大户，其控股企业主的子女中考均可享受加20分的照顾”等。