席建成,韓 雍
(1. 西北工業(yè)大學 人文與經(jīng)法學院,陜西 西安 710129;2. 中國建設銀行 戰(zhàn)略規(guī)劃部, 北京 100030)
在大多數(shù)發(fā)達國家和發(fā)展中國家追求工業(yè)化的過程中,產(chǎn)業(yè)政策均扮演了重要角色,但在不同的經(jīng)濟體,其實施效果卻呈現(xiàn)出顯著差異。Acemoglu等(2013)研究發(fā)現(xiàn),產(chǎn)業(yè)政策的實施效果與其實施方式有關:如果產(chǎn)業(yè)政策的實施促進了企業(yè)的優(yōu)勝劣汰,那么產(chǎn)業(yè)政策能夠顯著提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率;如果產(chǎn)業(yè)政策只用于維持企業(yè)日常經(jīng)營,則會阻礙落后企業(yè)的退出,導致企業(yè)之間的資源錯配。那么,產(chǎn)業(yè)政策的實施方式又是由什么因素決定的,為什么一些企業(yè)將產(chǎn)業(yè)政策用于企業(yè)的創(chuàng)新,而另一些企業(yè)則將產(chǎn)業(yè)政策用于維持企業(yè)的日常經(jīng)營呢?對此現(xiàn)有文獻沒有給出直接的答案。
企業(yè)的行為選擇是其在約束條件下追求利潤最大化的結(jié)果,而企業(yè)面臨的約束則與經(jīng)濟體的制度密切相關。中國式分權(quán)治理模式是中國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型和發(fā)展的基礎制度(Xu,2011),與東亞經(jīng)濟體中的產(chǎn)業(yè)政策不同,中國的產(chǎn)業(yè)政策是一種多層級的產(chǎn)業(yè)政策,由于在政策實施過程中交織著中央與地方、政府與企業(yè)的關系而更趨復雜(Chu,2017)。當中央政府的政策目標與地方政府的發(fā)展目標一致時,產(chǎn)業(yè)政策是實現(xiàn)政策目標的有效工具,而當中央與地方的政策目標不一致時,產(chǎn)業(yè)政策的實施效果將會偏離政策制定的初衷,導致資源錯配和產(chǎn)能過剩(孫早和席建成,2015)。進一步,經(jīng)濟分權(quán)在多大程度上弱化了產(chǎn)業(yè)政策的實施效果,納入政治集權(quán)的因素后這種效應是否會發(fā)生變化,這是本文研究的主要內(nèi)容。
本文的產(chǎn)業(yè)政策是指政府為調(diào)整產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)和實現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級而對不同產(chǎn)業(yè)采取的差別性對待措施,從形式上看,側(cè)重于經(jīng)濟手段,從政策工具來看,側(cè)重于政府補貼和稅收減免?,F(xiàn)有關于產(chǎn)業(yè)政策實施效果的研究大致可以分為三類:第一類文獻從微觀企業(yè)層面出發(fā)研究產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)配置效率和技術效率變化的影響。Aghion 等(2015)研究表明,產(chǎn)業(yè)中企業(yè)之間的競爭性越強,或者產(chǎn)業(yè)政策的實施越分散,越有助于促進企業(yè)創(chuàng)新、提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。第二類文獻從中觀層次上將產(chǎn)業(yè)政策實施效果與資源稟賦決定的比較優(yōu)勢相聯(lián)系,給出了產(chǎn)業(yè)政策促進產(chǎn)業(yè)升級需要滿足的具體條件。陳釗和熊瑞祥(2015)研究發(fā)現(xiàn),出口加工區(qū)的出口鼓勵政策使得受扶持行業(yè)內(nèi)企業(yè)的出口額顯著提高約11%,但這種政策效果在原先不具備比較優(yōu)勢的行業(yè)中并不存在;在林毅夫等人(1999)看來,是否遵從比較優(yōu)勢是產(chǎn)業(yè)政策能否促進產(chǎn)業(yè)升級的關鍵。第三類文獻從宏觀層次上將產(chǎn)業(yè)政策的作用與特定經(jīng)濟體的政治經(jīng)濟體制相聯(lián)系。Nunn和Trefler(2004)研究發(fā)現(xiàn),以保護特定行業(yè)技術發(fā)展為目標的關稅政策對長期經(jīng)濟增長的促進作用取決于特定國家的制度,制度越完善,政策實施中發(fā)生尋租的可能性越小,政策效果則可能越顯著。在Cimoli等(2009)看來,成功的產(chǎn)業(yè)政策取決于要素和制度的共同作用。要素可以理解為對私人部門的補貼或?qū)θ肆Y本的投資,而制度使得補貼、投資等要素作用于經(jīng)濟成長而不是“進入尋租者的口袋”。
沿著Cimoli等人的思路,本文研究了中國式產(chǎn)業(yè)政策實施效果扭曲的制度基礎。中國式分權(quán)制度從政治相對集權(quán)和經(jīng)濟相對分權(quán)兩條渠道影響了產(chǎn)業(yè)政策的實施效果。研究發(fā)現(xiàn),經(jīng)濟分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果具有負面的影響,但政治上保障中央政府的權(quán)威(政治集權(quán))能夠弱化經(jīng)濟分權(quán)的負面效應。具體來看,財政分權(quán)程度每提高1個單位,政府補貼對企業(yè)TFP的促進作用會下降11.1%-31.2%,稅收減免對企業(yè)TFP的促進作用將下降8.7%-29.3%。而中央政府考核內(nèi)容的轉(zhuǎn)變,使得財政分權(quán)程度對政府補貼實施效果的作用系數(shù)下降了2.4%,對稅收減免實施效果的作用系數(shù)下降了7.7%。
江小涓(1993)最早注意到中國式分權(quán)制度對產(chǎn)業(yè)政策的影響,她指出,假定產(chǎn)業(yè)政策本身是合理的,那么影響其實施效果的關鍵在于中央政府制定的產(chǎn)業(yè)政策能否被有效實施,而能否被有效實施又主要取決于地方政府落實產(chǎn)業(yè)政策的收益與成本的比較。瞿宛文(2009)以中國汽車產(chǎn)業(yè)為例的研究發(fā)現(xiàn),在多層級的產(chǎn)業(yè)政策模式下,地方政府進行政策實驗,中央政府基于“趕超共識”形成檢驗基準對地方政府的政策實踐擇優(yōu)選用。相比于已有相關文獻,本文的邊際貢獻在于:首先,構(gòu)建了一個中國式分權(quán)制度影響產(chǎn)業(yè)政策實施效果的分析框架,深化了制度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果影響的研究;其次,運用中國工業(yè)企業(yè)層面的數(shù)據(jù)實證檢驗了中國式分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響,彌補了現(xiàn)有文獻在中國式分權(quán)影響產(chǎn)業(yè)政策實施效果經(jīng)驗研究方面的不足。
本節(jié)將從地方政府落實產(chǎn)業(yè)政策的收益與成本出發(fā),參照Holmstrom和Milgrom(1991)多任務委托代理模型的建模思路,引入衡量中央政府與地方政府之間財政分權(quán)程度的變量,建立一個中國式分權(quán)制度影響產(chǎn)業(yè)政策實施的理論分析框架。
1. 中央政府對地方政府的考核內(nèi)容
在中國式分權(quán)治理模式下,地方政府作為中央政府的“代理人”,負責地區(qū)內(nèi)的經(jīng)濟事務,并擁有經(jīng)濟方面的相對自主權(quán)。假定中央政府具有兩項任務:一是產(chǎn)業(yè)升級,二是經(jīng)濟增長。相應地,中央政府對地方政府的考核內(nèi)容也分為兩部分,用模型表述為:。其中為地方政府將努力配置于促進產(chǎn)業(yè)升級所實現(xiàn)的收益,為地方政府將努力投入到促進經(jīng)濟增長所實現(xiàn)的收益;、為中央政府在任務一和任務二上的考核權(quán)重可以理解為地方政府官員的晉升機會越大,地方政府官員的晉升可能性越大。可以看出,地方政府官員的晉升概率取決于地方政府在促進產(chǎn)業(yè)升級和追求經(jīng)濟增長兩項任務上的綜合產(chǎn)出。
2. 地方政府努力投入的產(chǎn)出、成本和收益
盡管地方政府并非生產(chǎn)主體,但可以將地方政府的收益理解為將產(chǎn)業(yè)政策資源(如政府補貼和稅收減免)配置于不同類型行業(yè)(簡單分為產(chǎn)業(yè)政策扶持的行業(yè)和沒有扶持的行業(yè))所實現(xiàn)的產(chǎn)出。假設地方政府在不同任務上的產(chǎn)出是其努力投入的線性函數(shù),即:。其中為地方政府在促進產(chǎn)業(yè)升級方面的努力投入為地方政府在追求經(jīng)濟增長方面的努力投入為隨機變量,反映“產(chǎn)出”的不確定性,假定,且。
由(2)式可以看出,地方政府的收益與地方政府在不同任務上努力投入的產(chǎn)出、,中央政府對地方政府在不同任務上的考核權(quán)重、,以及中央政府與地方政府之間的財政分權(quán)程度有關。
1. 地方政府的效用函數(shù)
借鑒Holmstrom和Milgrom(1991)的做法,假設地方政府為風險規(guī)避型,其效用函數(shù)服從指數(shù)分布,即:
r為絕對風險厭惡系數(shù)。將(2)式代入(3)式并線性化,得到地方政府的“確定性等價報酬”(簡稱):
2. 地方政府在不同任務上努力水平的配置
基于上文設定的場景,地方政府效用最大化下的努力投入可以表示為:
由(6)式可以看出,地方政府在不同任務上的最優(yōu)努力投入水平與中央政府的激勵,中央政府與地方政府之間的財政分權(quán)程度,不同任務上努力投入的邊際成本、,以及兩項任務之間的努力替代效應有關。
在模型中,研究中央政府與地方政府之間的財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響,實質(zhì)上是對地方政府在不同任務上的最優(yōu)努力投入進行比較■靜態(tài)分析,在式(6)中,將促進產(chǎn)業(yè)升級的最優(yōu)努力投入對財政分權(quán)程度求導,由上文和可知:
由(7)式可以看出,隨著財政分權(quán)程度的提高,地方政府在落實產(chǎn)業(yè)政策方面的最優(yōu)努力投入在減少。也就是說,財政分權(quán)程度的提高降低了地方政府在落實產(chǎn)業(yè)政策方面的努力投入,進而弱化了產(chǎn)業(yè)政策的實施效果。由此得到命題1:財政分權(quán)程度對地方政府落實產(chǎn)業(yè)政策的努力投入具有負向影響,即財政分權(quán)程度的提高不利于產(chǎn)業(yè)政策預期目標的實現(xiàn)。
改革開放以來,盡管中央-地方之間的關系在政治相對集權(quán)方面的架構(gòu)并未改變,但在不同的發(fā)展階段,中央政府具有不同的政策目標,從而形成了對地方政府不同的考核要求。在(6)式中,考核要求則由不同任務上的考核權(quán)重、的變化來體現(xiàn)。將地方政府在兩項任務上的最優(yōu)努力投入、對不同任務上的激勵、求一階偏導數(shù)可得:
由(8)式可知,地方政府在落實產(chǎn)業(yè)政策方面的努力投入不但取決于中央政府對產(chǎn)業(yè)升級的考核權(quán)重,還與經(jīng)濟增長的激勵負相關;在本文的假定下,地方政府對落實產(chǎn)業(yè)政策努力投入的增加等價于產(chǎn)業(yè)政策實施效果的優(yōu)化,由此可以得到命題2:中央政府對地方政府的考核內(nèi)容由“偏增長”向“重升級”的轉(zhuǎn)變,增強了地方政府落實產(chǎn)業(yè)政策的努力投入,有助于弱化財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的負面影響。
在中國式分權(quán)治理模式的制度下,本文將中央政府考核權(quán)重的變化對產(chǎn)業(yè)政策實施效果產(chǎn)生的影響稱為政治激勵效應,將財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果產(chǎn)生的影響稱為經(jīng)濟分權(quán)效應。總體來看,中國式分權(quán)治理模式對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響取決于產(chǎn)業(yè)政策實施過程中,政治激勵效應和經(jīng)濟分權(quán)效應之間的協(xié)調(diào)和平衡,政治激勵效應的存在有助于降低經(jīng)濟分權(quán)效應對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的負面影響。
對本文假說的檢驗將通過如下兩個步驟進行:首先,假定政治上相對集權(quán)程度不變,研究財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響;其次,放松假定,研究中央政府考核目標發(fā)生變化的情況下,財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果影響的變化。
借鑒Jaccard和Turrisi(2012)的做法,引入財政分權(quán)程度與產(chǎn)業(yè)政策變量的交互項,將模型設定如下:
在式(9)中,i表示企業(yè)、j表示產(chǎn)業(yè)、表示省、t表示年份。為產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率均值為產(chǎn)業(yè)政策變量為中央政府與地方政府之間的財政分權(quán)程度為產(chǎn)業(yè)政策與財政分權(quán)的交互項,衡量了財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響,是模型的核心解釋變量。為控制變量,其中,企業(yè)層面的控制變量有:國有資本占比)、出口占比)、企業(yè)研發(fā)投入)、勞動力投入)以及資本投入);產(chǎn)業(yè)層面的控制變量有:市場競爭強度)和溢出效應);地區(qū)層面的控制變量有:地區(qū)市場化指數(shù))和地區(qū)人均GDP()。用于控制個體固定效應,克服不隨時間變化但隨產(chǎn)業(yè)和地區(qū)變化的遺漏變量的影響,如地區(qū)自然環(huán)境和區(qū)位空間差異等因素為殘差項。
進一步,基于(9)式,將1998-2007年的企業(yè)樣本以2003年為界分為兩個子樣本進行回歸,研究當中央政府的考核目標由強調(diào)經(jīng)濟增長向重視產(chǎn)業(yè)升級轉(zhuǎn)變時,中央政府與地方政府之間的財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果影響的變化。
借鑒 Thie?en(Thie?en,2001;Thie?en,2004)有關財政分權(quán)實證研究的做法,分別運用混合最小二乘法(Pooled OLS)和固定效應模型(Fixed Effect)對式(9)進行估計。考慮到估計結(jié)果可能出現(xiàn)因逆向因果關系導致的內(nèi)生性問題(King等,1994),本文試圖尋找產(chǎn)業(yè)政策的工具變量以替換(9)式中的交互項,并對模型進行內(nèi)生性檢驗。
工具變量要求與核心解釋變量相關,但不會對被解釋變量產(chǎn)生直接影響。本文借鑒Nunn和Trefler(2010)及Aghion等(2015)處理內(nèi)生性的做法,分別計算政府補貼與收入法衡量的財政分權(quán)變量之間的相關系數(shù)(Corr_SR)、稅收減免與收入法衡量的財政分權(quán)變量之間的相關系數(shù)(Corr_TR),并以其作為工具變量替換(9)式中對應的交互項變量。在對模型進行估計之前,我們采用Davidson-Mackinnon發(fā)展的方法對模型進行內(nèi)生性檢驗。原假設為采用OLS和工具變量方法進行估計的系數(shù)不存在系統(tǒng)性的差異,如果在5%的顯著性水平下拒絕原假設,則表明模型可能存在內(nèi)生性問題。
1. 數(shù)據(jù)來源
在實證部分,本文選取28個省、25個二位碼產(chǎn)業(yè)的數(shù)據(jù)作為樣本,數(shù)據(jù)主要來源于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》(1998-2007年),參照聶輝華等(2012)的做法對企業(yè)層面的原始數(shù)據(jù)進行整理,并加總得到產(chǎn)業(yè)層面的數(shù)據(jù)。部分數(shù)據(jù)來源還包括《中國統(tǒng)計年鑒》(1998-2007年)、《中國財政年鑒》(1998-2007年)、《中國市場化指數(shù)報告》和《2002年投入產(chǎn)出表》等。
2. 變量度量
被解釋變量TFP,具體是指某省某年產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)TFP的均值。一般情形下,企業(yè)層面TFP的提高反映了企業(yè)的技術進步或管理水平的提升(勞倫·勃蘭特,2016)。
核心解釋變量。借鑒一些學者(宋凌云和王賢彬,2013;Aghion等,2015;黃先海等,2015)的做法,本文用政府補貼和稅收減免來衡量產(chǎn)業(yè)政策。在對產(chǎn)業(yè)政策的實證研究中,一些學者將政府文件中出現(xiàn)的次數(shù)作為衡量產(chǎn)業(yè)政策的指標(鐘寧樺等,2019)。這種方法的優(yōu)點是可以運用具有準自然實驗性質(zhì)的政策評估方法來實證分析產(chǎn)業(yè)政策的實施效果(錢雪松等,2018),在解決內(nèi)生性問題方面具有明顯的優(yōu)勢,因而也具有更高的可信度。但這種方法的不足之處是只能解決產(chǎn)業(yè)政策“有效”和“無效”的問題,并且在研究“財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果影響”這種具有交互項屬性的問題時,應用準自然實驗方法存在一定的困難。本文運用政府補貼和稅收減免這種連續(xù)性的衡量指標不僅可以分析財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響方向,還可以得到前者對后者的影響程度。
控制變量??紤]到其他因素對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響,本文選取企業(yè)出口、國有資本占比、企業(yè)研發(fā)投入、企業(yè)勞動力投入、企業(yè)資本投入、市場競爭強度、FDI溢出效應、經(jīng)濟發(fā)展水平、市場化指數(shù)、財政分權(quán)程度和企業(yè)產(chǎn)值占比等作為控制變量納入方程進行估計。企業(yè)出口為企業(yè)出口交貨值與企業(yè)銷售產(chǎn)值之比,反映了企業(yè)的國際競爭力;國有資本占比用國有資本與實收資本之比來衡量,體現(xiàn)了企業(yè)的所有制結(jié)構(gòu);借鑒Yu和Song(2013)的研究,以新產(chǎn)品產(chǎn)值收入占比作為企業(yè)研發(fā)投入的代理變量;企業(yè)勞動力投入用企業(yè)年末職工數(shù)來度量;企業(yè)資本投入用企業(yè)的固定資產(chǎn)凈值取對數(shù)來衡量;市場競爭強度用勒納指數(shù)來衡量,勒納指數(shù)即邊際利潤率,參照 Aghion 等(2015)的做法,勒納指數(shù)=(經(jīng)營利潤-資本成本)/銷售收入;FDI(水平)溢出效應,根據(jù)Javorcik(2004)和Du等(2014)的做法,部門在t年的FDI溢出效應表示為:其中為t年產(chǎn)業(yè)中的外資所有權(quán)占比,為t年i企業(yè)的年產(chǎn)值,F(xiàn)DI溢出效應可以理解為產(chǎn)業(yè)中外國資本的產(chǎn)值份額與產(chǎn)業(yè)總產(chǎn)值之比;經(jīng)濟發(fā)展水平用地區(qū)人均GDP的對數(shù)來衡量;市場化水平用市場化水平指數(shù)(樊綱等,2010)來度量;財政分權(quán)程度,本文在基本模型中采用收入法衡量的財政分權(quán)進行分析,在穩(wěn)健性檢驗中,將選取財政自主度衡量的財政分權(quán)變量進行估計。
3. 變量的描述性統(tǒng)計
盡管上文已對產(chǎn)業(yè)政策的概念進行了界定。但事實上,產(chǎn)業(yè)政策是一個非常寬泛的概念,迄今為止學術界對產(chǎn)業(yè)政策的概念仍沒有形成共識。那么,運用政府補貼和稅收減免兩個指標來度量產(chǎn)業(yè)政策是否具有合理性和有效性需要進一步說明。在下文中,我們首先對各省級地區(qū)企業(yè)獲得產(chǎn)業(yè)政策扶持的差異進行統(tǒng)計分析,以表明政府補貼和稅收減免作為重要的產(chǎn)業(yè)政策工具在現(xiàn)實中被運用的廣泛性。然后,對變量進行了描述性統(tǒng)計分析。①限于篇幅,描述性統(tǒng)計結(jié)果及分析未在論文中展現(xiàn),感興趣的讀者可郵件獲取。
本節(jié)首先報告了運用混合最小二乘法和固定效應模型對式(9)進行估計的結(jié)果;其次,報告了考慮到財政分權(quán)程度與產(chǎn)業(yè)政策實施效果之間可能存在的內(nèi)生性問題后的估計結(jié)果;再次,報告了財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果影響的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果;最后,放松中央政府考核目標不變的假定,將樣本以2003年為界分為兩組,對模型進行分組回歸,以分析政治集權(quán)與經(jīng)濟分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的綜合影響。
如表1所示,在混合面板最小二乘法的回歸估計中,財政分權(quán)與政府補貼的交互項對企業(yè)TFP的作用系數(shù)為-0.312,并且在1%的顯著性水平上成立。也就是說,當產(chǎn)業(yè)政策以政府補貼衡量時,財政分權(quán)程度每提高1個單位,政府補貼對企業(yè)TFP的促進作用降低31.2%;在固定效應模型的估計中,財政分權(quán)與政府補貼的交互項對企業(yè)TFP的作用系數(shù)為-0.111,且滿足1%的顯著性水平,即財政分權(quán)程度每提高1個單位,政府補貼對企業(yè)TFP的促進作用降低11.1%。當產(chǎn)業(yè)政策以稅收減免衡量時,混合面板最小二乘法估計表明,財政分權(quán)與稅收減免的交互項對企業(yè)TFP的影響系數(shù)為-0.293,在固定效應模型的估計中,財政分權(quán)與稅收減免的交互項對企業(yè)層面TFP的影響系數(shù)為-0.087,并且均在1%的顯著性水平上成立。即財政分權(quán)程度的提高弱化了稅收減免政策的實施效果。
表 1 財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響
綜上所述,產(chǎn)業(yè)政策的實施效果與財政分權(quán)程度負相關,相對于稅收減免政策,財政分權(quán)程度對政府補貼實施效果的抑制作用更大??赡艿脑蚴牵诙愂辗ǘǖ臈l件下,地方政府對于稅收減免政策的干預能力較弱。對比基于不同估計方法的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),固定效應模型的回歸系數(shù)顯著小于混合面板最小二乘法的回歸系數(shù)。
在現(xiàn)有的對于財政分權(quán)的研究文獻中,兩種方法均獲得了廣泛的應用(Thieben,2001)。Thieben(2003)以21個發(fā)達國家1973-1998年間的橫截面數(shù)據(jù)為基礎的實證研究表明,財政支出分權(quán)對資本形成和全要素生產(chǎn)率具有顯著的正影響,但這種影響隨著財政支出分權(quán)水平的提高而呈現(xiàn)出變價遞減的特點。Thie?en(2003)基于26個發(fā)達國家1981-1995年間面板數(shù)據(jù)的實證研究也得到了類似結(jié)論。兩種方法的差異在于:固定效應模型假定每個省份存在個體效應,通過單個省份與組內(nèi)均值的離差消除可能存在的個體效應,進而得到估計結(jié)果;混合面板最小二乘法假定省份不存在個體效應,得到的結(jié)果是產(chǎn)業(yè)政策與財政分權(quán)變量交互項的組內(nèi)均值對企業(yè)TFP組內(nèi)均值的影響系數(shù)。
在控制變量方面,①限于篇幅,在表1的列(3)、列(4)和列(5)中并未報告控制變量和常數(shù)項的估計結(jié)果,有興趣的讀者來郵件獲取。從表1可以看出,資本投入和人均GDP對企業(yè)TFP的影響敏感地依賴于所使用的估計方法;企業(yè)出口、研發(fā)投入、國有資本占比、勞動力投入、市場競爭強度、FDI溢出效應、財政分權(quán)以及市場化水平等變量對企業(yè)TFP的影響,在不同的估計方法中均得到了基本一致的估計結(jié)果。
具體來看,政府補貼和稅收減免政策能夠促進企業(yè)TFP的改善,并且在1%的顯著性水平上成立;企業(yè)出口對TFP的作用顯著為負,這里的企業(yè)TFP為產(chǎn)業(yè)內(nèi)的均值,因而,估計結(jié)果實質(zhì)上反映了企業(yè)出口對其TFP作用的平均效果;企業(yè)的研發(fā)投入對TFP的提高具有積極的影響,且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。另外,估計結(jié)果表明,企業(yè)國有資本占比的提高不利于TFP的提升,勞動力投入的增加對企業(yè)TFP的提高有顯著的正向作用;勒納指數(shù)對企業(yè)TFP的影響為負,表明一定程度上的壟斷地位有利于企業(yè)TFP的提高;而FDI溢出效應和地區(qū)的市場化水平與企業(yè)TFP正相關。
本文運用產(chǎn)業(yè)政策與調(diào)節(jié)變量的相關系數(shù)替換兩者之間的交互項以檢驗財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響,從而克服財政分權(quán)與產(chǎn)業(yè)政策實施效果之間可能存在的內(nèi)生性問題,估計結(jié)果如表2所示。從表2可以看出,識別不足檢驗高度拒絕“工具變量與內(nèi)生變量無關”的原假設,表明工具變量與內(nèi)生變量相關;弱工具變量檢驗的統(tǒng)計量在大于10%偏誤下的臨界值為16.38,表明本文選擇的工具變量與內(nèi)生變量存在較強的相關性。
表 2 財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果影響的內(nèi)生性檢驗
在核心解釋變量與調(diào)節(jié)變量的相關系數(shù)對企業(yè)TFP的影響方面,估計結(jié)果表明,應用混合面板最小二乘法和固定效應模型進行回歸的結(jié)果基本一致。具體而言,財政分權(quán)程度每提高1個單位,政府補貼對企業(yè)TFP的促進作用大約降低5.3%-14.5%,稅收減免對企業(yè)TFP的促進作用降低0.9%-4.1%,并且均在1%的置信水平上顯著。也就是說,考慮到產(chǎn)業(yè)政策與企業(yè)TFP之間可能存在的內(nèi)生性問題后,模型的估計結(jié)果表明,財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策的實施效果仍呈現(xiàn)出負面的影響。
為了進一步驗證估計結(jié)果的穩(wěn)健性,首先,本文將以收入法衡量的財政分權(quán)變量替換為以財政自主度衡量的財政分權(quán)變量對(9)式進行估計。
基于混合面板最小二乘法的估計結(jié)果表明,以財政自主度指標衡量財政分權(quán)時,財政分權(quán)程度每提高1個單位,政府補貼對企業(yè)TFP的促進作用會下降7.2%,稅收減免對企業(yè)TFP的促進作用下降3.8%?;诠潭ㄐP偷墓烙嫿Y(jié)果顯示,以財政自主度指標衡量財政分權(quán)時,財政分權(quán)程度對政府補貼實施效果的作用系數(shù)為-0.019,對稅收減免政策的影響系數(shù)為-0.002,也就是說,以財政自主度衡量的財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策的實施效果同樣具有負面影響。綜上所述,通過替換核心解釋變量對模型進行估計的結(jié)果表明,財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的初步估計結(jié)果是穩(wěn)健的。
其次,正如一些文獻指出的那樣,除了財政分權(quán),地區(qū)的比較優(yōu)勢(林毅夫等,1999;陳釗和熊瑞祥,2015)、經(jīng)濟發(fā)展水平(Farla,2015)以及市場化程度(孫早和席建成,2016)均對產(chǎn)業(yè)政策實施效果有重要影響。因而,本文進一步在式(9)的基礎上,增加地區(qū)比較優(yōu)勢和產(chǎn)業(yè)政策的交互項()、人均GDP與產(chǎn)業(yè)政策的交互項)以及市場化水平與產(chǎn)業(yè)政策的交互項()作為檢驗產(chǎn)業(yè)政策效果的控制變量對模型進行估計。其中為地區(qū)的i產(chǎn)業(yè)在全國的區(qū)位熵,本文借鑒陳釗和熊瑞祥(2015)的做法,以區(qū)位熵衡量比較優(yōu)勢。如果,表明該產(chǎn)業(yè)在當?shù)鼐哂斜容^優(yōu)勢,否則就沒有比較優(yōu)勢。
估計結(jié)果①限于篇幅,估計結(jié)果未在正文中報告,有興趣的讀者來郵獲取。表明,控制了地區(qū)比較優(yōu)勢、經(jīng)濟發(fā)展水平和市場化水平對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響后,財政分權(quán)(以政府補貼或稅收減免來衡量)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響為負,且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。當同時考慮了市場化水平和經(jīng)濟發(fā)展水平對全要素生產(chǎn)率的影響后,財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的負向影響結(jié)論仍然成立。這表明本文的初始估計結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。
當中央政府對地方政府的考核目標發(fā)生變化時,財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響會隨之發(fā)生變化,實證檢驗結(jié)果見表3。從表中的列(1)、列(2)可以看出,中央政府的考核目標由“偏增長”向“重升級”轉(zhuǎn)變使得政府補貼與財政分權(quán)的交互項對企業(yè)TFP的作用系數(shù)由-0.110增大為-0.086,并且顯著性水平也有所提高;從表3的列(3)、列(4)可以發(fā)現(xiàn),稅收減免與財政分權(quán)的交互項對企業(yè)TFP的影響系數(shù)由-0.216增大為-0.139,并且在1%的顯著性水平上成立。也就是說,強化中央政府在促進產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型升級任務上的考核,一定程度上能夠削弱中央政府與地方政府之間財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的負面影響。盡管實證檢驗的部分結(jié)果不顯著,但在總體上,政府補貼和稅收減免對企業(yè)TFP均具有促進作用。在控制變量方面,企業(yè)出口對TFP存在負向影響,并且隨著中央政府考核目標的變化,企業(yè)出口對TFP的負向作用在減弱;而研發(fā)投入對TFP的影響方向隨著中央政府考核目標的變化而發(fā)生逆轉(zhuǎn),即當中央政府的考核目標強調(diào)經(jīng)濟增長時,研發(fā)投入對企業(yè)TFP有負面影響;當中央政府的考核目標強調(diào)產(chǎn)業(yè)升級時,研發(fā)投入對企業(yè)TFP則具有積極的作用,并且在1%的置信水平上顯著。
表 3 中央政府考核目標發(fā)生變化情形下財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響
另外,從表3可以看出,國有資本占比對企業(yè)TFP有負向影響;勞動力投入的增加有助于企業(yè)TFP的提升,而資本投入的增加卻減小了企業(yè)的TFP??赡艿脑蚴?,從產(chǎn)業(yè)層面來看,企業(yè)資本投入的增加并沒有提高產(chǎn)業(yè)內(nèi)企業(yè)TFP的平均水平。也就是說,固定資產(chǎn)投資的作用傾向于促進企業(yè)的規(guī)模擴張,卻沒有用于提升企業(yè)的技術水平;以勒納指數(shù)衡量的市場競爭強度對企業(yè)TFP的作用隨著考核目標的轉(zhuǎn)變而從負向影響變?yōu)檎蛴绊?;FDI溢出效應對企業(yè)TFP具有促進作用;同時可以發(fā)現(xiàn),地區(qū)層面的市場化水平和人均GDP的提高均有助于企業(yè)TFP的提升。
上文的分析表明,財政分權(quán)程度的提高強化了地方政府追求經(jīng)濟收益的內(nèi)在激勵,使地方政府增加了追求經(jīng)濟增長的努力投入,減少了促進產(chǎn)業(yè)升級的努力,從而不利于產(chǎn)業(yè)政策實施效果的優(yōu)化。進一步研究發(fā)現(xiàn),中央政府能夠通過強化對產(chǎn)業(yè)升級考核的激勵來增加地方政府在落實產(chǎn)業(yè)政策方面的努力投入,從而降低財政分權(quán)程度對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的負面影響。這一結(jié)論也被一些文獻所證實,Enikolopov和Zhuravskaya(2007)基于跨國數(shù)據(jù)的研究表明,政治集權(quán)對財政分權(quán)績效的改善需要依賴一個強有力的政黨;Rodriguez和Ezcurra(2012)進一步給出了強力政黨有助于增強財政分權(quán)績效的經(jīng)驗證據(jù)。
本文研究了中國式分權(quán)治理模式對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的影響。理論上,作為代理人的地方政府,其行為選擇應是落實中央政府(委托人)的任務目標,而中央政府根據(jù)地方政府在不同任務上的產(chǎn)出,對其主要官員進行選拔和調(diào)動。但現(xiàn)實中,地方政府(官員)除了追求政治收益的最大化之外,還有獲取經(jīng)濟收益的內(nèi)在動機。當中央政府的目標具有追求經(jīng)濟增長和促進產(chǎn)業(yè)升級的雙重任務特征時,地方政府的努力投入既可能配置于落實產(chǎn)業(yè)政策以促進產(chǎn)業(yè)升級,又可能配置于追求經(jīng)濟增長,支持或默許企業(yè)實現(xiàn)規(guī)模擴張。因而,地方政府的努力投入如何配置不僅取決于其政治收益,而且還與其經(jīng)濟收益密切相關。
本文的研究表明,中國式分權(quán)制度從政治相對集權(quán)和經(jīng)濟相對分權(quán)兩條渠道影響了產(chǎn)業(yè)政策的實施。經(jīng)濟分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果具有負面的影響,但堅定地保障中央政府的權(quán)威(政治集權(quán))能夠弱化經(jīng)濟分權(quán)的負面效應。中國式產(chǎn)業(yè)政策的實施效果取決于不同層級政府之間(政治上)集權(quán)與(經(jīng)濟上)分權(quán)的協(xié)調(diào)和平衡。實證研究發(fā)現(xiàn),中央政府與地方政府之間的財政分權(quán)程度每提高1個單位,政府補貼對企業(yè)TFP的促進作用下降11.1%-31.2%,稅收減免對企業(yè)TFP的促進作用下降8.7%-29.3%。而中央政府對地方政府的考核內(nèi)容由“偏增長”向“重升級”的轉(zhuǎn)變能夠降低財政分權(quán)對產(chǎn)業(yè)政策實施效果的負面影響,使得財政分權(quán)程度對政府補貼實施效果的負面影響降低2.4%,對稅收減免實施效果的負面作用下降7.7%。
綜上所述,本文的研究結(jié)論具有深刻的政策含義:
首先,優(yōu)化中國式分權(quán)治理模式對產(chǎn)業(yè)政策實施的作用效果,需要在經(jīng)濟分權(quán)的同時確保一定程度上的政治集權(quán)。經(jīng)濟上的分權(quán)使地方政府之間展開“為晉升而增長”的錦標賽競爭,從而促進了中國經(jīng)濟的轉(zhuǎn)型和發(fā)展;但作為一個轉(zhuǎn)型中的大國,更重要的是保持中央政府在政治上的權(quán)威。只有加強中央政府在政治上的權(quán)威,才能確保地方政府的發(fā)展目標與中央政府的政策目標相一致。也就是說,在頂層設計上實現(xiàn)中國式分權(quán)治理模式下政治集權(quán)與經(jīng)濟分權(quán)的協(xié)調(diào)和平衡是確保中央政府產(chǎn)業(yè)政策實現(xiàn)預期目標的內(nèi)在要求和制度保障。
其次,新時代推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展需要中央政府強化對地方政府促進產(chǎn)業(yè)升級的考核要求。在中國式分權(quán)體制下,地方政府的行為選擇密切依賴于中央政府對地方政府的考核要求。中央政府加強對產(chǎn)業(yè)升級的考核能夠有效發(fā)揮中央政府對地方政府落實產(chǎn)業(yè)政策努力投入的激勵作用,從而有助于地方政府增加在促進產(chǎn)業(yè)升級上的努力投入,進而推動經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。