政府效率競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率
——基于《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》1998-2007年數(shù)據(jù)的分析

袁凱華，高 翔

(1.中南財(cái)經(jīng)政法大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，武漢 430073；2.上海對外經(jīng)貿(mào)大學(xué) 國際經(jīng)貿(mào)學(xué)院，上海 201620)

內(nèi)容提要：在分析政府效率競爭影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機(jī)理基礎(chǔ)上，結(jié)合1998-2007年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》數(shù)據(jù)，構(gòu)建評價(jià)政府效率的多維度體系，利用數(shù)據(jù)包絡(luò)方法量化中國省際政府的政府效率，實(shí)證檢驗(yàn)政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。研究發(fā)現(xiàn)：政府效率和企業(yè)全要素生產(chǎn)率間存在顯著的U型關(guān)系，即政府效率競爭在初期通過“治理成本效應(yīng)”抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，政府效率的改善又會(huì)通過“市場配置效應(yīng)”促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步；政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在區(qū)別企業(yè)所有制屬性、技術(shù)水平和所在地區(qū)后呈現(xiàn)出顯著差異性。因此，在推進(jìn)國家治理體系與治理能力現(xiàn)代化的大背景下，政府應(yīng)繼續(xù)致力于優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)、提高政府效率，促進(jìn)國內(nèi)企業(yè)競爭力的提升。

一、引言

1994年分稅制改革以來，中央政府通過財(cái)政分權(quán)“委托”給地方政府相應(yīng)的財(cái)政責(zé)任和財(cái)政目標(biāo)，追求社會(huì)福利的最大化和資源配置效率的改進(jìn)，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)增長。在財(cái)政分權(quán)的大背景下，我國的地方政府規(guī)模(財(cái)政支出占GDP比重)由1996年的11.2%上升到2015年的25.8%，呈現(xiàn)不斷“膨脹”的態(tài)勢。一方面，地方政府之間的財(cái)政支出競爭可能會(huì)“倒逼”地方政府構(gòu)建合理有效的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，通過改善政府效率實(shí)現(xiàn)資源稟賦的優(yōu)化配置[1]；另一方面，財(cái)政支出競爭帶來的政府短視化行為也可能會(huì)扭曲地方政府的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，地方政府將有限的稟賦資源投入經(jīng)濟(jì)建設(shè)中而忽視經(jīng)濟(jì)外部性不高的公共服務(wù)部門，進(jìn)而可能對資源配置效率產(chǎn)生消極影響[2]。

在當(dāng)前的財(cái)政分權(quán)體制下，為了向所轄地區(qū)提供更為優(yōu)質(zhì)的公共產(chǎn)品和社會(huì)服務(wù)，相同級別的地方政府之間也會(huì)展開激烈的財(cái)政支出競爭[3]，進(jìn)而也會(huì)對資源配置效率產(chǎn)生重要影響[4]。需要指出的是財(cái)政支出競爭雖然是可以被觀測到的，但是它卻無法解釋財(cái)政支出競爭對于財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的扭曲[5]以及經(jīng)濟(jì)社會(huì)發(fā)展過程中存在的“發(fā)展失衡”等問題[6]，因而有學(xué)者注意到地方政府財(cái)政支出競爭以外的另一種競爭模式——政府效率競爭[7]。大量的研究文獻(xiàn)證明了地方政府間的財(cái)政支出競爭可以成為解釋我國經(jīng)濟(jì)高速增長的一個(gè)重要原因，卻忽視了彼此之間的政府效率競爭。

一種樂觀的觀點(diǎn)認(rèn)為政府效率競爭可以優(yōu)化資源配置效率，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，是“援助之手”(Helping Hand)?！霸帧闭摰闹饕壿孅c(diǎn)在于：(1)財(cái)政分權(quán)機(jī)制下，地方政府的財(cái)政支出受到財(cái)政收入的“剛性約束”，因而各地地方政府為避免“破產(chǎn)”和發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)，不得不對公共產(chǎn)品和服務(wù)進(jìn)行更好的配置，優(yōu)化地方財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，合理劃分“財(cái)權(quán)”和“事權(quán)”，強(qiáng)化其政府效率，實(shí)現(xiàn)次優(yōu)平衡[8]。此時(shí)，高生產(chǎn)效率的企業(yè)往往通過“用腳投票”[9]的方式和高水平的政府效率相匹配，政府效率競爭將會(huì)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。(2)財(cái)政分權(quán)制度明確了地方政府的職責(zé)和目標(biāo)，各地地方政府由于受到中央政府資金支持的力度有限，不得不按照當(dāng)?shù)鼐用窈推髽I(yè)的偏好進(jìn)行資源稟賦的配置，進(jìn)而通過優(yōu)化財(cái)政支出結(jié)構(gòu)促進(jìn)政府效率的改善。政府效率競爭可以通過改善公共服務(wù)的供給效率使得企業(yè)避免某些無效率的資源配置，給企業(yè)帶來的邊際收益超過公共所需支付的邊際成本，從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[10]。(3)在全面深化改革的大背景下，地方政府之間存在的政府效率競爭可以持續(xù)提高本地公共部門的資源配置效率，同時(shí)也往往意味著政府的治理能力提升，因而政府效率競爭帶來的政府治理能力改善往往伴隨著某種程度上的單邊支付，可以實(shí)現(xiàn)公共部門和私人部門之間的帕累托改進(jìn)，進(jìn)而提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平[11]。

相反，另一種悲觀的觀點(diǎn)則認(rèn)為，政府效率競爭扭曲了資源配置效率，降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，是“掠奪之手”(Grabbing Hand)?！奥訆Z之手”論的根本出發(fā)點(diǎn)在于：(1)財(cái)政分權(quán)下的政府效率競爭可能會(huì)強(qiáng)化地方政府的自利性意識[12]，各個(gè)地方政府之間的政府效率競爭如果不能有效的被法律法規(guī)所導(dǎo)向，加之地方保護(hù)主義、政治錦標(biāo)賽和貪污腐敗等因素的影響，政府官員會(huì)把資源配置到有利于自身的目標(biāo)，而忽視企業(yè)的利益訴求，從而不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。(2)有些學(xué)者認(rèn)為，在當(dāng)今中國缺乏地方政府問責(zé)的情況下，地方政府間的政府效率競爭的本質(zhì)仍然是依靠吸引企業(yè)投資拉動(dòng)地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，從而并未從本質(zhì)上改善企業(yè)的全要素生產(chǎn)率和資源配置效率[13]。(3)地方政府間的政府效率如果缺乏相應(yīng)的協(xié)調(diào)機(jī)制，極易誘發(fā)各地地方政府間的惡性競爭，造成地方政府財(cái)政支出結(jié)構(gòu)的異化和“系統(tǒng)性偏差”。此時(shí)，政府效率帶來的負(fù)外部性將會(huì)對企業(yè)的生產(chǎn)活動(dòng)產(chǎn)生“擠出效應(yīng)”，造成企業(yè)資源配置水平的扭曲。并且由于政府作為公共部門，帶來的扭曲程度通常要比私人部門更大[14]，這就會(huì)造成資源配置扭曲，抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升[15]。

對于中國這樣的非均質(zhì)大國而言，地方政府仍然牢牢把控著要素稟賦和市場資源的微觀配置權(quán)，地方政府提供的公共產(chǎn)品和社會(huì)服務(wù)的質(zhì)量直接決定著各地宏觀環(huán)境的優(yōu)劣，并成為促成各地經(jīng)濟(jì)快速增長的重要因素，并通過公共產(chǎn)品的供給效率影響著企業(yè)的資源配置效率[16]，進(jìn)而致使企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營行為以及全要素生產(chǎn)率受到地方政府效率的影響。通過構(gòu)建多維度的政府效率評價(jià)體系，本文試圖分析地方政府效率競爭影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的理論機(jī)制，并利用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析方法測算出我國30個(gè)省際政府效率，并結(jié)合1998-2007年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》數(shù)據(jù)，運(yùn)用非參方法測算出企業(yè)層面的全要素生產(chǎn)率，在控制了其他影響因素和內(nèi)生性問題后考察政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。

二、研究假說與研究設(shè)計(jì)的提出

1994年中央政府啟動(dòng)分稅制改革以來，各地政府被賦予更多的財(cái)政責(zé)任和權(quán)力，中國的地方政府效率發(fā)生了巨大變化。那么政府效率競爭又是通過何種渠道對企業(yè)全要素生產(chǎn)率造成影響？本文接下來將從“治理成本效應(yīng)”和“市場配置效應(yīng)”闡述政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響機(jī)理并提出相應(yīng)研究假說。

企業(yè)和政府之間的關(guān)系可以用經(jīng)典的委托-代理問題來解釋，企業(yè)(股東)通過分?jǐn)傉?代理人)的治理成本獲得企業(yè)自身發(fā)展所必需的公共設(shè)施和外部環(huán)境。在中國的現(xiàn)實(shí)背景下，地方政府之間的政府效率競爭往往伴隨著政府財(cái)政支出的擴(kuò)大[17]，這就意味著政府效率競爭將導(dǎo)致地方政府的治理成本增加，因而政府效率競爭的背后往往是政府對企業(yè)生產(chǎn)資源的“擠占”。一方面，治理成本增加了企業(yè)的非生產(chǎn)經(jīng)營性支出，扭曲了企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營行為，加劇了企業(yè)所面臨的成本壓力[18]。此時(shí)，資源稟賦會(huì)被配置到企業(yè)的非生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域而不是生產(chǎn)經(jīng)營領(lǐng)域，降低企業(yè)的生產(chǎn)效率。同時(shí)治理成本的擴(kuò)大也會(huì)弱化企業(yè)的創(chuàng)新績效，致使企業(yè)缺乏進(jìn)行技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化管理的內(nèi)部激勵(lì)，產(chǎn)生“X非效率”現(xiàn)象[19]。而技術(shù)創(chuàng)新和優(yōu)化管理是企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的根本動(dòng)力來源，因而政府效率競爭所引發(fā)的“治理成本效應(yīng)”會(huì)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生不利影響。

地方政府之間政府效率競爭引致的治理成本擴(kuò)大背后往往蘊(yùn)含著“貪污腐敗”和“權(quán)力尋租”[20]等現(xiàn)象。在當(dāng)?shù)刂贫然蚍煞ㄒ?guī)不健全的情況下，面對較高的治理成本，企業(yè)家可能會(huì)通過“找關(guān)系”、“尋門路”等方式解決企業(yè)發(fā)展所面臨的資源約束和制度窒礙，從而會(huì)對企業(yè)生產(chǎn)資源產(chǎn)生擠出效應(yīng)，對于權(quán)力尋租行為的“路徑依賴”也會(huì)致使他們更傾向于規(guī)避風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，不愿意從事風(fēng)險(xiǎn)較高的技術(shù)創(chuàng)新活動(dòng)，轉(zhuǎn)而通過選擇非市場方式獲取要素資源和超額利潤[21]。同時(shí)權(quán)力尋租行為也會(huì)浪費(fèi)企業(yè)家的時(shí)間和精力，導(dǎo)致企業(yè)家難以專注企業(yè)事物，造成企業(yè)全要素生產(chǎn)率的損失。企業(yè)家為了討好政府官員，也會(huì)將企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營行為和官員的政績“捆綁”在一起，這種政策性負(fù)擔(dān)會(huì)通過扭曲企業(yè)決策行為造成企業(yè)生產(chǎn)效率的降低。綜上所述，地方政府之間的政府效率競爭在短期內(nèi)會(huì)通過“治理成本效應(yīng)”扭曲了資源配置效率，降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，是“掠奪之手”。

雖然短期內(nèi)地方政府間的政府效率競爭會(huì)帶來諸如治理成本以及權(quán)力尋租等一系列問題。從長遠(yuǎn)來看，政府效率競爭所激發(fā)的巨大市場力量是推動(dòng)微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要因素，政府效率競爭通過“市場配置效應(yīng)”對企業(yè)資源配置效率改進(jìn)帶來的積極影響不容小覷。地方政府對于發(fā)展本地經(jīng)濟(jì)的強(qiáng)烈訴求“倒逼”地方政府構(gòu)建合理的財(cái)政支出結(jié)構(gòu)，提升公共產(chǎn)品和服務(wù)的供給效率，提升政府效率。政府效率的改善意味著政府行政效率的提高、外部治理環(huán)境的改善、公共物品和社會(huì)服務(wù)的優(yōu)化。此時(shí)，市場在資源稟賦配置中發(fā)揮的作用更為明顯，高效運(yùn)作的市場機(jī)制有助于資源稟賦在要素市場和產(chǎn)品市場的自由流動(dòng)，降低資源配置的扭曲程度，企業(yè)可以借助“市場配置效應(yīng)”以較低的成本獲得自身生產(chǎn)經(jīng)營所需要的資源，合理安排自身的生產(chǎn)要素配置，改進(jìn)資源配置效率，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

政府效率的改善在某種程度上意味著財(cái)政支出政策制定科學(xué)性和穩(wěn)定性的提高，有助于降低企業(yè)在市場中面臨的外部風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，市場的信號機(jī)制可以更好地發(fā)揮作用。對政府的財(cái)政支出行為有著良好預(yù)期時(shí)，愈發(fā)規(guī)范的市場配置機(jī)制引導(dǎo)企業(yè)專注于技術(shù)研發(fā)和資本投資等企業(yè)戰(zhàn)略決策行為[22]，降低企業(yè)獲取生產(chǎn)資源和利潤回報(bào)的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，企業(yè)進(jìn)行技術(shù)研發(fā)和資本投資得到高回報(bào)的概率越大，進(jìn)而通過“技術(shù)溢出效應(yīng)”和“規(guī)模經(jīng)濟(jì)效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。這種情況下，地方政府之間的政府效率競爭在長期會(huì)通過“市場配置效應(yīng)”避免某些無效率的資源配置，給企業(yè)帶來的邊際收益超過公共所需支付的邊際成本，從而促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，是“援助之手”。

基于上述分析，地方政府之間存在的政府效率競爭可以通過“治理成本效應(yīng)”和“市場配置效應(yīng)”抑制和促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。結(jié)合中國現(xiàn)實(shí)國情，本文認(rèn)為應(yīng)當(dāng)區(qū)分政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的短期和長期效應(yīng)，故在此提出如下研究假說：

地方政府之間的政府效率競爭在初期往往會(huì)增加企業(yè)分?jǐn)偟闹卫沓杀?。此時(shí)“治理成本效應(yīng)”占據(jù)主導(dǎo)地位，政府效率競爭在短期抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；隨著地方政府效率的改善，市場機(jī)制的健全，又會(huì)通過“市場配置效應(yīng)”提高企業(yè)的資源配置水平，政府效率競爭在長期將會(huì)促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步。

(一)計(jì)量模型的設(shè)定

依據(jù)上文的機(jī)理分析和研究假說，為了考察地方政府之間政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，本文基本計(jì)量模型設(shè)定如下：

lntfpijkt=β0+β1govkt+β2govkt2+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(1)

其中下標(biāo)的i、j、k、t分別代表企業(yè)、行業(yè)、地區(qū)和年份。tfpijkt代表企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，govkt代表企業(yè)所在地區(qū)的政府效率，考慮到政府效率對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響未必是線性的，(1)式中還加入了政府效率的平方項(xiàng)govkt2，以檢驗(yàn)可能存在的非線性影響效應(yīng)。X′是控制變量的集合，包括企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密集度、企業(yè)年齡、企業(yè)利潤率、企業(yè)融資約束以及各地的市場化水平等，δj、θk和λt分別代表行業(yè)、地區(qū)和時(shí)間固定效應(yīng)，εijkt是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

(二)變量的說明

1.政府效率(gov)的測算。政府效率反映著政府能否對社會(huì)資源進(jìn)行合理配置以及整個(gè)經(jīng)濟(jì)社會(huì)運(yùn)行是否有效率。以往的研究僅僅關(guān)注政府財(cái)政投入-產(chǎn)出的經(jīng)濟(jì)效率，近年來隨著社會(huì)民生問題、環(huán)境問題和貪污腐敗問題越來越得到民眾的關(guān)注，不少文獻(xiàn)開始從社會(huì)效率層面研究政府效率[6-7]。由于公共產(chǎn)品和社會(huì)服務(wù)難以用價(jià)格衡量，因此衡量政府效率便成為一個(gè)難題。目前常用的測算政府效率的方法主要包括隨機(jī)前沿分析(SFA)、確定性前沿分析(DFA)和數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)。其中，被廣泛采用的是DEA方法。DEA方法的核心思想是通過求解線性規(guī)劃函數(shù)求解最有效率的凸性生產(chǎn)前沿邊界，利用與前沿面的距離即可得到效率水平指數(shù)。DEA方法的優(yōu)點(diǎn)在于不受價(jià)格和數(shù)量的干擾，不需設(shè)定具體函數(shù)形式，同時(shí)夠求解多種投入產(chǎn)出下的效率水平問題，并能解決非期望產(chǎn)出給政府財(cái)政效率測算帶來的誤差?；谏鲜鲈?，根據(jù)Fare等(2007)[23]的研究方法，本文將采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)下的至前沿最遠(yuǎn)距離函數(shù)(SBM模型)測算中國省級政府效率，具體形式定義如下：

(2)

(3)

借鑒唐天偉和鄧久根(2007)[25]的做法，本文通過構(gòu)造政府投入-產(chǎn)出指標(biāo)體系，利用政府提供公共產(chǎn)品和社會(huì)服務(wù)的投入產(chǎn)出技術(shù)效率作為測算政府效率的依據(jù)。具體指標(biāo)測算中，參考《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》的公開數(shù)據(jù)，本文中的投入指標(biāo)包括人力、物力和財(cái)力3大類，產(chǎn)出指標(biāo)則包括經(jīng)濟(jì)表現(xiàn)、社會(huì)服務(wù)、民生工作3大類共計(jì)12個(gè)子指標(biāo)。此外，考慮到環(huán)境污染和貪污腐敗等“壞”產(chǎn)出對政府財(cái)政效率的影響，將各省各年的“工業(yè)廢水、工業(yè)廢氣和工業(yè)固體廢物”排放量和“政府官員貪污腐敗、瀆職犯罪案例數(shù)”納入政府財(cái)政效率測算體系當(dāng)中。最終，本文采用數(shù)據(jù)包絡(luò)分析(DEA)下的至前沿最遠(yuǎn)距離函數(shù)(SBM模型)測算了1998-2007年間中國省際政府效率②，評價(jià)體系和數(shù)據(jù)來源如表1所示。

表1 中國省際政府效率評價(jià)體系

注：根據(jù)Afonso和Sonia(2008)和陳詩一和張軍(2008)的研究，本文對表中指標(biāo)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理，即以各個(gè)子指標(biāo)除以各指標(biāo)的平均值。

圖1 基于Malmquist-Luenberger指數(shù)核算的中國省級地方政府效率

圖1展示了1998-2007年中國省級政府效率的變化趨勢。我們發(fā)現(xiàn)：第一，我國各地方政府在投入產(chǎn)出的技術(shù)效率上存在顯著差異，各個(gè)省級政府效率均表現(xiàn)出其特有的“異質(zhì)性”，總體看各個(gè)省級政府效率并無規(guī)律可循，呈現(xiàn)一定的“無序性”特征。第二，我國大多數(shù)省級政府效率大都經(jīng)歷過不同程度的變遷，這其中大部分省份的政府效率是有改善的，有15個(gè)省級政府的財(cái)政效率呈現(xiàn)改善態(tài)勢，另外13個(gè)省級政府的財(cái)政效率則呈現(xiàn)惡化態(tài)勢，而2個(gè)省級政府則維持相對不變的態(tài)勢。第三，各省級政府效率與當(dāng)?shù)氐慕?jīng)濟(jì)發(fā)展水平之間并無必然聯(lián)系。具體而言，一些東部經(jīng)濟(jì)發(fā)達(dá)省份(例如浙江、廣東等)的政府效率是不變或者是下降的，而一些西部欠發(fā)達(dá)省份(例如內(nèi)蒙、貴州等)的政府效率呈現(xiàn)上升態(tài)勢。事實(shí)上，那些經(jīng)濟(jì)建設(shè)相對落后的省份，政府在發(fā)展中結(jié)合自身實(shí)際情況，選擇合適的實(shí)踐技術(shù)水平，同樣是可以獲得高的政府效率的。第四，中國一些地方政府效率改善潛力巨大，并且通常這些省份的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?jié)摿σ草^大。例如西部的青海和寧夏等省份，一旦政府選擇了適合自身的政府投入產(chǎn)出比例，政府效率水平往往能得到大幅度的攀升。

圖2 采用OLS、FE、OP和LP方法得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的核密度估計(jì)圖 圖3 企業(yè)全要素生產(chǎn)率(LP方法)的動(dòng)態(tài)演進(jìn)

2.企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)的測算。企業(yè)生產(chǎn)率是本文的一個(gè)核心解釋變量。對它的測算，本文首先是在保證充分樣本量的情況下，假定企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)形式是經(jīng)典的Cobb-Douglas生產(chǎn)函數(shù)(取完對數(shù)后)：

yit=α0+αKkit+αLlit+αMmit+ψit+εit

(4)

其中kit、lit、mit分別表示資本、勞動(dòng)和中間品的投入量，εit是隨機(jī)殘差項(xiàng)，ψit則是殘差項(xiàng)的一部分，是可以被企業(yè)觀測到的影響生產(chǎn)率的要素選擇，目前在估計(jì)企業(yè)生產(chǎn)率時(shí)通常將ψit視作狀態(tài)變量，并服從如下AR(1)形式：ψit=ρψit-1+ζit，其中ζit表示隨機(jī)沖擊，在此基礎(chǔ)上我們就可以識別企業(yè)生產(chǎn)率ψit+εit=yit-f(kit,lit,mit)。

企業(yè)全要素生產(chǎn)率(tfp)是本文的被解釋變量，對于它的估計(jì)，常用的方法有普通最小二乘估計(jì)法(OLS)、固定效應(yīng)估計(jì)法(FE)、Olley-Pakes估計(jì)法(OP)和Levinsohn-Petrin估計(jì)法(LP)等幾種。通常認(rèn)為OLS方法容易導(dǎo)致內(nèi)生性偏誤和遺漏有效信息。FE方法雖然可以較好的控制固定效應(yīng)，同時(shí)引入企業(yè)個(gè)體虛擬變量解決內(nèi)生性問題，但受制于估計(jì)結(jié)果只能反映個(gè)體維度的變化、無法涵蓋時(shí)間維度變化的特點(diǎn)，F(xiàn)E方法無法提供一個(gè)令人信服的結(jié)果。相比較而言，基于半?yún)?shù)估計(jì)的OP方法[26]可以有效克服OLS方法中所面臨的“同時(shí)性問題”，避免對勞動(dòng)投入貢獻(xiàn)的高估。Levinsohn和Petrin(2003)[27]進(jìn)一步證明在同等條件下，引入中間品投入指標(biāo)的LP方法比OP方法更有效簡潔。通過參考已有文獻(xiàn)，本文以LP方法估計(jì)的企業(yè)生產(chǎn)率作為基準(zhǔn)結(jié)果，其他三種方法得到的估計(jì)結(jié)果用于適當(dāng)?shù)姆€(wěn)健性檢驗(yàn)(圖2和圖3)。

參照魯曉東等(2012)[28]的做法，以工業(yè)增加值為產(chǎn)出變量，依照“永續(xù)盤存法”對企業(yè)固定資產(chǎn)核算作為資本存量，從業(yè)人數(shù)作為勞動(dòng)投入變量，企業(yè)中間品投入為中間投入變量，企業(yè)投資為代理變量，企業(yè)當(dāng)年是否出口為控制變量，同時(shí)控制年份固定效應(yīng)，最后根據(jù)資本和勞動(dòng)的估計(jì)系數(shù)測算出企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.其他控制變量的說明。控制變量X′包括：企業(yè)規(guī)模(size)，采用企業(yè)本年雇傭員工的數(shù)量進(jìn)行衡量；企業(yè)資本密集度(pc)，采用經(jīng)過價(jià)格平減的固定資產(chǎn)存量和從業(yè)人數(shù)的比重進(jìn)行衡量；企業(yè)年齡(age)，采用工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)調(diào)查年份和企業(yè)從成立年份的差值+1進(jìn)行衡量；企業(yè)利潤率(profit)，采用企業(yè)本年凈利潤除以企業(yè)本年銷售收入進(jìn)行衡量，企業(yè)凈利潤的計(jì)算方法為“利潤總額-政府補(bǔ)貼”；企業(yè)融資約束(finance)，采用企業(yè)本年的利息支出在企業(yè)總資產(chǎn)的占比進(jìn)行衡量。此外，我們還利用國民經(jīng)濟(jì)研究所[29]發(fā)布的中國分省市場化指數(shù)(market)來控制各省的制度水平。此外，為了減少回歸過程中可能出現(xiàn)的異方差問題，我們對企業(yè)規(guī)模(size)、企業(yè)資本密集度(pc)和企業(yè)年齡(size)進(jìn)行了對數(shù)線性化處理。最后，考慮到政府效率對不同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，本文還依照所有制屬性、技術(shù)水平和所在地區(qū)對企業(yè)樣本進(jìn)行細(xì)分。企業(yè)所有制屬性按企業(yè)投資資本比重(≥50%)劃分為國有和集體企業(yè)、民營企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)四個(gè)個(gè)類型；技術(shù)水平按企業(yè)所在行業(yè)的平均資本密集度劃分為高技術(shù)企業(yè)和低技術(shù)企業(yè)；企業(yè)所在地區(qū)則按東、中、西三大區(qū)域進(jìn)行劃分。

(三)數(shù)據(jù)的準(zhǔn)備

本文重點(diǎn)分析究地方政府之間的政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)，需要將測算得到的各個(gè)省級政府的政府效率和中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)合并起來，我們的做法是利用企業(yè)所在地“地區(qū)代碼的前兩位+0000”以及當(dāng)年年份進(jìn)行匹配，之后我們首先參照Brandt等(2012)[30]的方法對1998-2007年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》進(jìn)行整理。此外，為了使得到的估計(jì)結(jié)果更為準(zhǔn)確，我們還借鑒聶輝華等(2012)[31]的思路，對《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》進(jìn)行如下處理：(1)剔除銷售額低于500萬元或從業(yè)人數(shù)小于10人等不滿足“規(guī)模以上”條件的企業(yè)；(2)剔除工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、資產(chǎn)總計(jì)、從業(yè)人數(shù)缺失或?yàn)樨?fù)的企業(yè)；(3)剔除企業(yè)全要素生產(chǎn)率位于總樣本前后各1%的極端觀測值；(4)剔除總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)等不滿足會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的企業(yè)或代碼缺失企業(yè)；(5)、我們還對文章中用到的樣本指標(biāo)采用CPI(居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù))和PPI(生產(chǎn)價(jià)格指數(shù))以1998年為基期進(jìn)行了價(jià)格平減。此外，為了可以完整的觀測政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響，我們選擇那些在1998-2007年均存在生產(chǎn)活動(dòng)的企業(yè)作為分析樣本，最終我們采用包含356220個(gè)樣本的平衡面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)

注：生產(chǎn)率(tfp)指標(biāo)是采用LP(2003)方法估算得到的。

三、模型檢驗(yàn)和實(shí)證結(jié)果分析

(一)基本模型回歸結(jié)果

本文利用1998-2007年全部企業(yè)樣本的平衡面板數(shù)據(jù)，對計(jì)量模型1進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)，被解釋變量為企業(yè)全要素生產(chǎn)率，主要解釋變量有政府效率及其平方項(xiàng)。為了控制多重共線性問題，將企業(yè)規(guī)模、企業(yè)資本密集度和企業(yè)年齡等控制變量逐個(gè)加入計(jì)量模型1中，同時(shí)控制企業(yè)和年份固定效應(yīng)，基本模型的回歸結(jié)果如表3所示。觀察表3的結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)：本文重點(diǎn)關(guān)注的主要解釋變量政府效率(gov)及其平方項(xiàng)(gov2)的估計(jì)系數(shù)，分別在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)和顯著為正，意味著政府效率和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在顯著的U型關(guān)系。在短期內(nèi)，政府效率競爭使得政府財(cái)政支出擴(kuò)大，地方政府的治理成本隨之增加，導(dǎo)致企業(yè)分?jǐn)偟闹卫沓杀具^多，進(jìn)而會(huì)通過“治理成本效應(yīng)”對企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生抑制效應(yīng)；然而當(dāng)政府效率競爭到一定程度時(shí)，此時(shí)市場的力量被較好的激發(fā)出來，市場在資源稟賦配置中的作用可以得到更好發(fā)揮，政府效率競爭將會(huì)通過“市場配置效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。此外，在分別加入各個(gè)控制變量后，政府效率(gov)及其平方項(xiàng)(gov2)的估計(jì)系數(shù)的顯著性盡管有所降低，但是符號未發(fā)生明顯變化，結(jié)論依舊穩(wěn)健。因此，實(shí)證結(jié)果表明本文之前提出的研究假說是成立的，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的U型影響效應(yīng)是明顯的。

在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模和企業(yè)資本密集度的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，表明規(guī)模越大的企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升越難，原因在于過于龐大的企業(yè)規(guī)模使得管理難度提升，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營成本大幅上升，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)全要素生產(chǎn)率的下滑。企業(yè)年齡的估計(jì)系數(shù)顯著為正，表明成立年限越久的企業(yè)，全要素生產(chǎn)率提升越快?？赡艿慕忉屧谟?，隨著企業(yè)年齡的增加，企業(yè)管理經(jīng)驗(yàn)將會(huì)愈發(fā)豐富從而推動(dòng)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。企業(yè)利潤率和企業(yè)融資約束的估計(jì)系數(shù)分別在5%的統(tǒng)計(jì)水平上和1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說明企業(yè)的利潤率越高，融資能力越強(qiáng)，越有利于企業(yè)進(jìn)行機(jī)器設(shè)備的更新與維護(hù)，從而帶動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。市場化指數(shù)顯著為負(fù)，說明市場化程度的提高可能會(huì)加劇企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營過程中所面臨的外部風(fēng)險(xiǎn)和不確定性，不利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

表3 基本模型回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號中數(shù)值表示估計(jì)系數(shù)的t統(tǒng)計(jì)量(下同)。

表4 內(nèi)生性問題處理和穩(wěn)健性檢驗(yàn)

注：(1)Anderson-LM檢驗(yàn)的零假設(shè)是工具變量識別不足，Cragg-Donald Wald F檢驗(yàn)的零假設(shè)是存在“弱工具變量”，Stock-Yogo統(tǒng)計(jì)量為10%水平的臨界值。(2)AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)的零假設(shè)是擾動(dòng)項(xiàng)不存在一階和二階自相關(guān)，Sargan檢驗(yàn)的零假設(shè)是所有工具變量都是外生的。

(二)內(nèi)生性問題

由于政府效率和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在著一定的因果關(guān)系，我們需要將如下問題納入考慮范圍：一方面，政府效率會(huì)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率水平；另一方面，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平可能是政府行為的決定條件之一，進(jìn)而影響到政府效率。嚴(yán)重的內(nèi)生性問題將導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果是有偏和不一致的，必須進(jìn)行內(nèi)生性糾偏處理。我們的做法使用各省市自治區(qū)每年省委書記和省長的變動(dòng)情況作為外生的工具變量予以解決，如果發(fā)生省委書記或省長變動(dòng)，則取1，否則取0。這樣做的理由是政府官員的變動(dòng)通常會(huì)對政府效率產(chǎn)生影響[7]，而不會(huì)直接影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率。此外考慮到政府官員變動(dòng)的時(shí)滯效應(yīng)，工具變量取省委書記或省長的變動(dòng)情況的滯后一期項(xiàng)。

表4第(1)列報(bào)告的是使用工具變量固定效應(yīng)估計(jì)(IV-FE)方法得到的回歸結(jié)果。由于工具變量的合理性將直接影響估計(jì)結(jié)果的有效性和一致性，工具變量使用之前需要通過相關(guān)的檢驗(yàn)。結(jié)果表明：(1)Anderson-LM統(tǒng)計(jì)量在在1%的顯著水平上拒絕了工具變量識別不足的原假設(shè)；(2)Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量在10%水平上拒絕了“弱工具變量”的原假設(shè)。(3)Sargan統(tǒng)計(jì)量的對應(yīng)P值為1.00，不能拒絕工具變量過度識別的原假設(shè)。因此，本文選取的工具變量是合適可取的，并且工具變量和內(nèi)生變量之間存在著較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。

觀察表4第(1)列的估計(jì)結(jié)果后發(fā)現(xiàn)，用省委書記或省長的變動(dòng)情況作為工具變量(IV)后，政府效率及其平方項(xiàng)仍然顯著為負(fù)和為正，說明政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率影響仍呈現(xiàn)顯著的U型關(guān)系。然而如同計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)理論所預(yù)期的一樣，IV估計(jì)使得政府效率及其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)大小較之前增大了許多。此外，控制變量的符號和顯著性未發(fā)生明顯改變，使用外生工具變量克服內(nèi)生性問題后，結(jié)論依然穩(wěn)健。

鑒于本文使用的數(shù)據(jù)是典型的面板數(shù)據(jù)，使用兩步SYSGMM估計(jì)同樣是解決內(nèi)生性問題的一個(gè)較好選擇。表4第(2)列報(bào)告的是使用兩步SYSGMM估計(jì)得到的結(jié)果。AR(1)和AR(2)檢驗(yàn)表明殘差序列項(xiàng)一階相關(guān)和二階不相關(guān)，Sargan檢驗(yàn)認(rèn)為選取的工具變量是外生的，結(jié)果證明SYSGMM估計(jì)是可行的。回歸結(jié)果顯示，企業(yè)全要素生產(chǎn)率滯后一期項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)在1%統(tǒng)計(jì)水平上顯著為正，說明企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升是一個(gè)累積過程。政府效率及其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)分別顯著為負(fù)和為正，政府效率和企業(yè)全要素生產(chǎn)率仍然存在著顯著的U型關(guān)系。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文的被解釋變量是企業(yè)全要素生產(chǎn)率，為了增強(qiáng)上述估計(jì)結(jié)果的穩(wěn)健性。我們還采用基于OLS、FE和O-P估計(jì)得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。結(jié)果如表4第3列-5列所示，無論采用何種估計(jì)方法得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率指標(biāo)，我們都得到了一致的結(jié)論，即政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在著顯著的U型影響效應(yīng)，地方政府之間的政府效率競爭在初期通過“治理成本效應(yīng)”抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但在長期又通過“市場配置效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步。據(jù)此，可以進(jìn)一步確認(rèn)本文的主要研究結(jié)論具有穩(wěn)健性和可靠性。

四、拓展性分析

(一)影響機(jī)制的檢驗(yàn)

上文的結(jié)果基本表明政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在著顯著的U型影響效應(yīng)，地方政府間的政府效率競爭在初期通過“治理成本效應(yīng)”抑制了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，然后隨著各地政府效率的改善，又會(huì)通過“市場配置效應(yīng)”促進(jìn)了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步，但受制于模型設(shè)定，第五部分的實(shí)證結(jié)果并未進(jìn)行傳導(dǎo)機(jī)制的經(jīng)驗(yàn)佐證。因此，基于中介效應(yīng)模型，參照劉啟仁和黃建忠(2016)[32]的做法，利用企業(yè)管理費(fèi)用在企業(yè)總資產(chǎn)的比重構(gòu)造企業(yè)非生產(chǎn)性成本(cost)、利用新產(chǎn)品產(chǎn)值在企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值的比重構(gòu)造企業(yè)新產(chǎn)品產(chǎn)值比重(new)，進(jìn)行政府效率影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機(jī)制檢驗(yàn)。

lntfpijkt=α0+α1govkt+α2govkt2+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(5)

costijkt=b0+b1govkt+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(6)

newijkt=c0+c1govkt+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(7)

lntfpijkt=d0+d1govkt+d2govkt2+d3costijkt+d4newijkt+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(8)

模型(5)對應(yīng)的回歸結(jié)果即是表3第(7)列匯報(bào)的結(jié)果，表5第(2)和(3)列對應(yīng)的是模型(6)和(7)的估計(jì)結(jié)果。表5第(4)列到第(6)列匯報(bào)了被解釋變量(lntfp)對政府效率(gov)、政府效率平方項(xiàng)(gov2)以及中介變量(cost和new)的回歸結(jié)果。為穩(wěn)健計(jì)，我們將中介變量分別納入模型(5)中，結(jié)果如表5第(4)和(5)列所示。進(jìn)一步的，表5第(6)列報(bào)告了同時(shí)納入中介變量cost和new的模型(8)的回歸結(jié)果。

表5 中介效應(yīng)檢驗(yàn)

觀察表5第(2)列發(fā)現(xiàn)核心解釋變量政府效率(gov)的估計(jì)系數(shù)為正并在5%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，這就表明政府效率競爭顯著促進(jìn)了企業(yè)的非生產(chǎn)性成本的增加，此時(shí)地方政府間的政府效率競爭通過“治理成本效應(yīng)”造成了對企業(yè)生產(chǎn)資源的“擠占”，地方政府為了改善政府效率，不得不要求所轄地區(qū)企業(yè)分?jǐn)傉矢偁幃a(chǎn)生的治理成本。表5第(3)列的結(jié)果顯示核心解釋變量(gov)為正并在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著，這就表明政府效率的改善有利于企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新行為，可能的解釋是地方政府間的政府效率競爭“倒逼”政府構(gòu)建合理的財(cái)政結(jié)構(gòu)，進(jìn)而營造出高效率的政府治理環(huán)境，此時(shí)地方政府間的政府效率競爭通過“市場配置效應(yīng)”強(qiáng)化了企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新行為的內(nèi)在激勵(lì)。

表6第(4)-(6)列匯報(bào)了被解釋變量(lntfp)與核心解釋變量(gov和gov2)、中介變量(cost和new)之間的回歸結(jié)果?？梢钥闯鲋薪樽兞縞ost和new的估計(jì)系數(shù)分別在1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著為負(fù)和1%的水平上統(tǒng)計(jì)顯著為正。這意味著，企業(yè)非生產(chǎn)性成本的增加顯著降低了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，可能的解釋是企業(yè)非生產(chǎn)性成本的增加將會(huì)“擠占”企業(yè)的生產(chǎn)資源，進(jìn)而阻礙了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。同時(shí)企業(yè)進(jìn)行研發(fā)創(chuàng)新行為將會(huì)顯著提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，這與理論機(jī)制的預(yù)期一致。此外本文同樣發(fā)現(xiàn)，分別加入中介變量cost和new之后，變量gov和gov2的估計(jì)系數(shù)值分別發(fā)生了明顯變化，這意味著政府效率競爭通過“治理成本效應(yīng)”和“市場配置效應(yīng)”對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響渠道是存在的，從而間接論證了理論機(jī)制部分的假說。

(二)異質(zhì)性分析

1.不同所有制屬性企業(yè)的估計(jì)結(jié)果。在中國的現(xiàn)實(shí)背景下，政府效率競爭對于不同所有制屬性企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)存在差異，因此有必要區(qū)分企業(yè)所有制屬性進(jìn)行再估計(jì)。本文將全部企業(yè)樣本劃分為國有和集體企業(yè)、民營企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)四個(gè)群組進(jìn)行回歸(具體結(jié)果如表6所示)。對比不同群組的結(jié)果后，可以發(fā)現(xiàn)，政府效率及其平方項(xiàng)的估計(jì)系數(shù)只有在民營企業(yè)樣本中仍是顯著為負(fù)和為正的。這意味著，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的U型影響主要集中在民營企業(yè)當(dāng)中，而對國有和集體企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的影響并不顯著。

表6 不同所有制屬性企業(yè)的估計(jì)結(jié)果

上述結(jié)果產(chǎn)生的可能原因是：國有和集體企業(yè)通常與政府聯(lián)系較為密切，對于政府效率競爭帶來的治理成本分?jǐn)偼梢院芎玫剡M(jìn)行調(diào)節(jié)，因此政府效率競爭帶來的“治理成本效應(yīng)”未能得以凸顯。此外，國有和集體企業(yè)由于其擔(dān)負(fù)的“政治任務(wù)”，通常不用考慮企業(yè)利潤率和企業(yè)融資約束等問題，具有充足資金更新設(shè)備和研發(fā)創(chuàng)新。因此，政府效率競爭對國有和集體企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響并不顯著。港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的核心技術(shù)通常由境外提供，各地由于招商引資的需要，政府會(huì)對港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)進(jìn)行補(bǔ)貼或者減稅等政策措施，進(jìn)而扭曲企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營成本。此外，港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)可以通過企業(yè)選址、進(jìn)入退出等方式選擇適合自身發(fā)展的地區(qū)。因此，各地政府間的政府效率競爭很難對港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生影響。反而民營企業(yè)全要素生產(chǎn)率更容易受到政府效率競爭的影響。一方面，民營企業(yè)無法像國有和集體企業(yè)那樣和政府聯(lián)系密切，可以得到充分的資金來源；另一方面，民營企業(yè)也無法像港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)那樣獲得豐厚的優(yōu)惠措施，同時(shí)收到企業(yè)規(guī)模，融資約束等問題的困擾，民營企業(yè)不能自由選擇那些政府效率較高的地區(qū)，往往只能被動(dòng)接受不能與企業(yè)相匹配的政府效率，進(jìn)而造成民營企業(yè)“里外不討好”的尷尬境地。

2.不同技術(shù)水平企業(yè)的估計(jì)結(jié)果。通常情況下，技術(shù)水平越高的企業(yè)越會(huì)重視機(jī)器設(shè)備和研發(fā)創(chuàng)新、推動(dòng)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。因此，本文依據(jù)行業(yè)資本密集度將樣本中的企業(yè)劃分為高技術(shù)企業(yè)和低技術(shù)企業(yè)。具體做法是根據(jù)《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》中的CIC行業(yè)代碼(兩位碼)測算出企業(yè)所處行業(yè)的平均企業(yè)資本密集度，如果該企業(yè)的資本密集度大于企業(yè)所處行業(yè)的平均資本密集度，則定義為高技術(shù)企業(yè)，否則定義為低技術(shù)企業(yè)，具體結(jié)果列于表7的第(1)列和第(2)列。

表7 不同技術(shù)水平企業(yè)和不同地區(qū)企業(yè)的估計(jì)結(jié)果

表7的結(jié)果顯示政府財(cái)政效率對全要素生產(chǎn)率的影響主要集中在低技術(shù)企業(yè)，而對高技術(shù)企業(yè)的影響則不明顯?？赡艿慕忉屧谟?，高技術(shù)水平的企業(yè)具有較強(qiáng)的研發(fā)創(chuàng)新能力，而這些企業(yè)往往成為地方政府眼中的“香餑餑”，政府通常會(huì)盡力提供政策優(yōu)惠措施(政府補(bǔ)貼、減稅)，用以彌補(bǔ)“治理成本效應(yīng)”給企業(yè)全要素生產(chǎn)率帶來的不利影響，政府效率競爭對高技術(shù)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響不甚明顯。相反的，那些低技術(shù)水平的企業(yè)由于研發(fā)創(chuàng)新能力較弱，得不到政府優(yōu)惠支持，因而更容易收到政府效率變化的影響。

3.不同地區(qū)企業(yè)的估計(jì)結(jié)果。考慮不同省份之間區(qū)域差異性是否會(huì)影響到政府效率對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)？為此，我們將全部企業(yè)樣本依據(jù)企業(yè)所處的省市自治區(qū)劃分為東、中、西三個(gè)子樣本進(jìn)行分組回歸(具體結(jié)果如表7的第(3)列-第(5)列所示)?；貧w結(jié)果表明，政府效率競爭對東部地區(qū)、西部地區(qū)的企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響較為顯著，對中部地區(qū)的影響并未獲得實(shí)證數(shù)據(jù)的支持。這一結(jié)果，一方面意味著，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)存在著“中部洼地”，另一方面也提醒政府在改善政府效率時(shí)，既要關(guān)注政府和企業(yè)間的聯(lián)系，也要考慮區(qū)域間的差異。

五、主要結(jié)論與政策建議

本文從多重維度構(gòu)建了評價(jià)政府效率的指標(biāo)體系，量化了中國省級政府效率，結(jié)合1998-2007年的《中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫》，實(shí)證檢驗(yàn)了政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)。本文的主要結(jié)論有：第一，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率存在顯著的U型影響效應(yīng)，即隨著初期政府效率的提升，政府效率競爭將通過“治理成本效應(yīng)”抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，然而當(dāng)政府效率改善到一定程度后，政府效率競爭又將通過“市場配置效應(yīng)”促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的進(jìn)步。第二，區(qū)分企業(yè)的所有制屬性、技術(shù)水平和所在地區(qū)等特征后，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響效應(yīng)存在顯著的差別化特征：從所有制屬性來看，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要集中在民營企業(yè)，而對國有和集體企業(yè)、港澳臺企業(yè)和外資企業(yè)的影響則不明顯；從技術(shù)水平來看，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要集中在低技術(shù)企業(yè)，而對高技術(shù)企業(yè)的影響則不明顯；從所在地區(qū)來看，政府效率競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響主要集中在東部地區(qū)和西部地區(qū)企業(yè)，而對中部地區(qū)企業(yè)的影響則不明顯。

本文研究結(jié)論對理解地方政府效率競爭和企業(yè)全要素生產(chǎn)率間的內(nèi)在聯(lián)系有著重要的啟示意義。首先，雖然政府效率的改善從長期有助于促進(jìn)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升，但在短期會(huì)破壞企業(yè)的資源配置水平，政府在追求政府效率改善的同時(shí)，更要為企業(yè)發(fā)展提供良好的政策優(yōu)惠措施，達(dá)到政府和企業(yè)間的良性互動(dòng)。其次，應(yīng)當(dāng)積極推進(jìn)政府職能轉(zhuǎn)變進(jìn)程，各地政府應(yīng)根據(jù)當(dāng)?shù)貙?shí)際發(fā)展情況明確自身定位，通過提供優(yōu)良的公共產(chǎn)品和社會(huì)服務(wù)，為企業(yè)特別是廣大民營企業(yè)提供良好有效的外部治理環(huán)境。再次，政府應(yīng)當(dāng)減少對微觀企業(yè)活動(dòng)的干預(yù)，進(jìn)一步加強(qiáng)行政效率和服務(wù)質(zhì)量，提升政府效率，減少“干預(yù)之手”，增加“援助之手”，努力扮演好“服務(wù)員”的角色。最后，對于不同企業(yè)間存在的差異性，政府應(yīng)主動(dòng)出擊，提供多重多樣的政策和服務(wù)“組合拳”，降低企業(yè)的治理成本和非生產(chǎn)經(jīng)營支出，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率，實(shí)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)升級和提升經(jīng)濟(jì)增長質(zhì)量的長遠(yuǎn)目標(biāo)。

注釋：

① 本文中“壞”的產(chǎn)出包括官員腐敗、瀆職犯罪案例數(shù)和工業(yè)企業(yè)“三廢”排放量，故K=2。

② 需要指出的是，文中的政府效率不是衡量政府財(cái)政資金配置效率的絕對水平，而是相對水平。