財政分權(quán)、政府競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

陳 明

（中國財政科學(xué)研究院，北京100142）

一、問題提出

十九大報告提出我國已經(jīng)進入高質(zhì)量發(fā)展階段，當前及以后的經(jīng)濟發(fā)展會更加注重質(zhì)量的提升，而不是追求單一的數(shù)量方面的增長，而“提高全要素生產(chǎn)率”首次出現(xiàn)在黨的十九大報告中，更是彰顯了這一國家治理理念。我國全要素生產(chǎn)率增長率及其對經(jīng)濟增長的貢獻率長期處于較低水平，早期實現(xiàn)的高速經(jīng)濟增長更多的是依靠生產(chǎn)要素投入的增長（郭慶旺等，2005），為了實現(xiàn)高質(zhì)量的發(fā)展，成功跨越中等收入陷阱，必須持續(xù)推進科技創(chuàng)新，提升全要素生產(chǎn)率。

學(xué)者們對于全要素生產(chǎn)率的研究大致從宏觀和微觀兩個層面進行，在宏觀層面整體進行考量的研究中：一是對我國全要素生產(chǎn)率的估算以及對測算方法適用性的研究，二是對關(guān)于我國全要素生產(chǎn)率制約和影響因素的分析（繆小林等，2019）。微觀層面對全要素生產(chǎn)率的研究，主要圍繞著企業(yè)全要素生產(chǎn)率來展開。同樣，學(xué)者們對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的測算方法也進行了大量的研究探討，有參數(shù)法、非參數(shù)法和半?yún)?shù)法等多種測算方法(Olley，1996；Levinsohn，2003)，但僅在微觀領(lǐng)域探討各種因素可能對企業(yè)全要素生產(chǎn)率構(gòu)成的影響（李唐等，2018）。綜上來看，關(guān)于通過宏觀經(jīng)濟的制度特征和管理框架對于微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率方面的研究相對較少。李強(2017)基于制造業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)環(huán)境分權(quán)與地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率呈倒U 型關(guān)系。何美玲等(2019)通過研究發(fā)現(xiàn)金融分權(quán)顯著促進了企業(yè)全要素生產(chǎn)率的增長，二者之間同樣保持著倒U 型的關(guān)系。求根溯源的看，全要素生產(chǎn)率的提升關(guān)鍵是技術(shù)的進步和管理效率的提升，國家治理者在制定了更加宏觀的政策后，市場上的企業(yè)最終會作為提升全要素生產(chǎn)率的關(guān)鍵微觀主體，我國宏觀制度的形成、政策的制定必然會在一定程度上影響企業(yè)的經(jīng)營方式和策略選擇。因此，文章從宏觀角度入手去研究微觀問題具有理論和現(xiàn)實意義。

我國自1994年進行分稅制改革后，建立了以分稅制為基礎(chǔ)的分級財政體制框架，成功的實現(xiàn)了由行政性分權(quán)向經(jīng)濟性分權(quán)的轉(zhuǎn)變（賈康，2010），財政的分權(quán)模式一直是央地政府之間國家治理的重要制度框架。行政性分權(quán)轉(zhuǎn)變?yōu)榻?jīng)濟性分權(quán)的制度約束，迫使地方政府轉(zhuǎn)換發(fā)展地方經(jīng)濟的方式，打破舊有的政府和市場之間的模式，在制度上對政府與企業(yè)、中央與地方的關(guān)系進行了更加明確的安排，這種財政分權(quán)體制對我國長期以來經(jīng)濟的飛速發(fā)展也產(chǎn)生了非常積極的作用。另一不可忽視的客觀事實是地方政府之間的競爭，一方面是地區(qū)發(fā)展之間的競爭，包括人才、資金、能源要素等的競爭，另一方面是由于“晉升錦標賽”的激勵機制（周黎安，2007） 等原因使地方政府官員在政策制定方面具有明顯的偏向性。因此，財政分權(quán)和政府競爭必然會對企業(yè)的經(jīng)營戰(zhàn)略產(chǎn)生不同程度的影響，進一步的，關(guān)于財政分權(quán)和政府競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的研究就顯得尤為必要。

較之先前的研究，文章存在的創(chuàng)新和貢獻在于：一是嘗試從微觀企業(yè)角度著手，探索在財政分權(quán)和政府競爭的制度框架下企業(yè)全要素生產(chǎn)率有何種的表現(xiàn)；二是在研究方法上，基于滬深證券市場A 股上市企業(yè)較大樣本量，運用LP、OP、ACF、WRDG 等四種方法分別測算了企業(yè)的要全素生產(chǎn)率，并與宏觀層面的財政分權(quán)、政府競爭共同納入一個研究框架中進行匹配分析，試圖找到更為詳實深刻的研究結(jié)論。文章的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分進行文獻綜述并提出研究假設(shè)；第三部分介紹研究設(shè)計的框架；第四部分進行實證分析和穩(wěn)健性檢驗；第五部分進一步分析討論；第六部分對全文進行總結(jié)。

二、文獻綜述與理論假說

在我國的國家治理體系中，財政分權(quán)和政府競爭的基本事實扮演著重要的角色，中央在加強政治集權(quán)的同時，又在經(jīng)濟上進行分權(quán)，“中國特色財政聯(lián)邦主義”將這種財政預(yù)算軟約束的分權(quán)方式認為是地方政府激勵的重要制度安排(Qian &Roland，1998)，而地方政府激勵是我國實現(xiàn)經(jīng)濟騰飛的重要制度因素之一。從政府競爭的角度看，地方官員面臨的“晉升錦標賽”激勵（周黎安，2007） 以及地方政府競爭的評價標尺左右著地方政府的行為，這也被認為是中國模式獲得成功的關(guān)鍵。因此，長期以來財政分權(quán)和政府競爭都被認為是研究中國現(xiàn)實問題的重要理論框架，地方政府的行為選擇正是在這種理論框架下進行的。

地方政府的財政分權(quán)分為支出分權(quán)和收入分權(quán)，自1994年的分稅制改革以后，中央和地方關(guān)于財政收入的劃分清晰明朗，但是事權(quán)與支出責任劃分表現(xiàn)出層層下移的趨勢，并且省級以下的財政體制改革尚不徹底，導(dǎo)致地方政府的財政收支壓力逐年擴大。以政府之間的“GDP 錦標賽”和地方官員之間的“晉升錦標賽”為特征的地方政府競爭加劇了地區(qū)間的經(jīng)濟競爭。在財政分權(quán)和政府競爭的雙重壓力下，迫使地方政府的行為是以提高經(jīng)濟增長、擴大財政收入規(guī)模為導(dǎo)向的，從而更多的介入到經(jīng)濟建設(shè)上，在人才、資金、技術(shù)、能源等多領(lǐng)域展開競爭（賈俊雪，2015），而這種關(guān)于宏觀政策制定和微觀企業(yè)扶持的競爭政策本身就是一種偏向性的政策，由此可以說財政分權(quán)和政府競爭框架下政府的行為會受到一定程度的扭曲。

1.地方政府行為對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的促進效應(yīng)

傳統(tǒng)的財政分權(quán)理論認為，地方政府較之于中央政府在地方治理方面的優(yōu)勢在于其能夠掌握更加完全的信息，地方政府較低的層級和較高的自主決策權(quán)使其能夠向社會提供更加高效的公共產(chǎn)品和服務(wù)(Tiebout，1956)，財政資金支出的效率也能夠得到提升，因而所制定的政策更加符合當?shù)匕l(fā)展的真實情況。財政分權(quán)和政府競爭框架下地方政府行為可能通過以下機制促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升：一是地方政府為了能夠在更加長期的競爭中占據(jù)優(yōu)勢，會平衡短期利益與長期利益，將更多的財政資金投入到科技創(chuàng)新、人才教育和技術(shù)引進等領(lǐng)域，根據(jù)企業(yè)的短板和劣勢給予有針對性的政策支持，促進中高端產(chǎn)業(yè)的技術(shù)升級（賈妮莎，2016）；二是財政分權(quán)影響高技術(shù)產(chǎn)業(yè)增長的重要途徑是稅收優(yōu)惠和財政補貼，財政分權(quán)下地方政府解決長期財政壓力的根本辦法就是培養(yǎng)地方財源，政府對積極創(chuàng)新的企業(yè)進行稅收優(yōu)惠，使企業(yè)有更多的資金空間投入到技術(shù)研發(fā)創(chuàng)新和人力資本積累中（尹朝靜，2017），利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升；三是政府競爭機制的存在會誘導(dǎo)地方政府保護主義的盛行，短期來看，這種市場分割有效降低了轄區(qū)內(nèi)企業(yè)競爭的激烈程度，企業(yè)所受到的外部沖擊會更低，經(jīng)營環(huán)境更加寬松，有利于有進取心的企業(yè)調(diào)整經(jīng)營戰(zhàn)略，加大研發(fā)投入、技術(shù)引進并擴大投資規(guī)模，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率就會相應(yīng)提升（徐保昌，2016）；四是在市場優(yōu)勝劣汰的機制下，不能很好適應(yīng)地方政府競爭利益需求的企業(yè)在得不到政府特殊的政策支持的情況下，會將更大的市場份額讓渡給生產(chǎn)率高的企業(yè)。

2.地方政府行為對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的抑制效應(yīng)

雖然地方政府在財政分權(quán)激勵下對于財政政策的制定、財政資金的運用擁有更高的自主度和靈活性，但財政分權(quán)和政府競爭的約束同樣具有兩面性，地方政府行為如果收到競爭的過度刺激而過于激進，很可能對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升產(chǎn)生負向影響。一方面地方保護主義下企業(yè)與政府容易走上合謀的道路，受到保護的企業(yè)更加容易獲得銀行資金以及政府補貼，不僅要素市場被扭曲，外部企業(yè)進入的門檻也被提高（蓋慶恩等，2015），在這種地方壟斷的情況下，市場配置資源的效率就會不斷下降，企業(yè)的全要素生產(chǎn)率隨之降低，同時轄區(qū)內(nèi)缺乏進取精神的企業(yè)往往安于現(xiàn)狀，企業(yè)的自主研發(fā)、引進先進技術(shù)等行為受到阻礙，進而導(dǎo)致財政分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的促進效應(yīng)轉(zhuǎn)變?yōu)橐种菩?yīng)（李強，2017）。另一方面，財政分權(quán)下地方政府的大部分稅收收入來源于轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)，企業(yè)部門所創(chuàng)造的價值必然要有一部分通過稅收的分配效應(yīng)流入到地方政府，政府在面對財政壓力和競爭壓力時會合乎邏輯的將壓力轉(zhuǎn)嫁到企業(yè)中，原因有二：一是更高的稅收負擔容易降低企業(yè)技術(shù)創(chuàng)新的積極性，過多的企業(yè)利潤流失也會進一步削弱企業(yè)研發(fā)的動力(Evans&Leighton，1990)；二是企業(yè)能夠得到地方政府的保護與支持是需要花費一定的尋租成本來維持這種關(guān)系，隨著更多的企業(yè)資源投入到尋租的過程中（羅黨論，2009），企業(yè)內(nèi)部管理的創(chuàng)新和績效激勵等容易被忽視(Manso，2011)，資源的浪費和企業(yè)效率的損失會直接導(dǎo)致全要素生產(chǎn)率的下降。此外，在政府競爭的“GDP 錦標賽”約束下，地方政府會將更多的資源投入到大型基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)等能夠迅速帶來經(jīng)濟增長效果的領(lǐng)域，相應(yīng)的在教育、科研等領(lǐng)域的投入比重會降低（孫一菡等，2017），由此缺乏了人才和技術(shù)的支持，這種情況一直持續(xù)下去就會造成企業(yè)全要素生產(chǎn)率的降低。

基于上述分析，財政分權(quán)水平和政府競爭程度的變動可能對微觀企業(yè)全要素生產(chǎn)率產(chǎn)生顯著的影響，但綜合學(xué)者們的研究結(jié)果來看，這種關(guān)系可能并非表現(xiàn)為簡單的線性特征，故文章提出假設(shè)，財政分權(quán)水平和政府競爭程度與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間具有顯著的U 型效應(yīng)；同時，考慮到我國地域廣闊，各地經(jīng)濟社會發(fā)展水平差異明顯，地方政府所面臨的發(fā)展壓力側(cè)重點或有不同，因此這種U 型效應(yīng)可能會表現(xiàn)出地域異質(zhì)性；進一步來看，微觀市場上的企業(yè)構(gòu)成更為復(fù)雜，具有不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、行業(yè)特點、經(jīng)營策略和發(fā)展階段的微觀企業(yè)都有可能對這種U 型效應(yīng)表現(xiàn)出不同的特征，即這種U 型效應(yīng)可能存在企業(yè)異質(zhì)性。

三、研究設(shè)計

1.模型設(shè)計

文章構(gòu)建了如下的模型(1)用以檢驗財政分權(quán)、政府競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響。

其中，lnTFPijt為被解釋變量，表示注冊于i 省份的j 企業(yè)在t年度的全要素生產(chǎn)率，F(xiàn)dit表示i 省份在t年度的財政分權(quán)水平，實證研究中用Fdeit和Fdrit替換進行回歸分析，Gcit用來描述i 省份在t年度的政府競爭水平，Xijt為控制變量，為時間、省份、行業(yè)的固定效應(yīng)，εijt為誤差項，α0、α1、α2、α3、α4、β 為參數(shù)。

2.變量設(shè)定

（1） 被解釋變量

文章采用企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)作為所設(shè)定模型的被解釋變量，對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率有參數(shù)法、非參數(shù)法和半?yún)?shù)法等多種測算方法，由于其能夠較好的避免產(chǎn)生內(nèi)生性和選擇性偏誤等問題（魯曉東、連玉君，2012），OP 法、LP 法等半?yún)?shù)法被學(xué)者們廣泛采用。此外，還有ACF 法和WRDG 法等。Levinsohn 和Petrin(2003)對OP 法進行了改進，LP 法雖然沒有考慮企業(yè)退出可能帶來的內(nèi)生性偏誤問題，但是可以減輕OP 法用投資作為代理變量引致的觀測值遺失較為嚴重的問題，使得研究者可以根據(jù)可獲得的數(shù)據(jù)靈活選擇代理變量。鑒于此，文章參考魯曉東和連玉君(2012)的做法分別通過OP 法、LP 法、ACF法、WRDG 法測算樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率，并將以LP 法的測算結(jié)果用于基本的實證分析，將以O(shè)P 法、ACF 法、WRDG法的測算的結(jié)果作為代理變量進行穩(wěn)健性檢驗。

對于上述幾種測算方法中所涉及到的關(guān)鍵變量，文章綜合考慮了測量方法的適用性和數(shù)據(jù)的可獲得性，采用上市公司主營業(yè)務(wù)收入來代替總產(chǎn)出增加值，中間投入采用主營業(yè)務(wù)成本加三費（銷售費用、管理費用、財務(wù)費用） 再減去折舊攤銷和支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金來表示，資本投入變量采用固定資產(chǎn)凈值表示，勞動投入變量采用支付給職工以及為職工支付的現(xiàn)金表示，企業(yè)投資變量參考魯曉東和連玉君(2012)的做法，用It＝Kt-Kt-1+Dt 進行估算，其中K 表示固定資產(chǎn)總值，D 為折舊和攤銷，企業(yè)是否退出以考察年份企業(yè)是否退市為準。

（2） 解釋變量

模型中解釋變量包括政府競爭(Gc)和財政分權(quán)(Fd)，文章關(guān)于政府競爭的表示參考學(xué)者們普遍采用的做法，即由外商投資總額與省級GDP 的比值進行表示。對于財政分權(quán)的定量研究，當前較為普遍的做法包括收入法和支出法兩種，即收入法用本級地方財政收入占財政總收入表示，支出法用本級地方財政支出占財政總支出比重表示，文章根據(jù)這一衡量方式，參考賈俊雪和應(yīng)世為(2016)的研究用省級財政人均收入/（省級財政人均收入＋中央財政人均收入）表示財政收入分權(quán)(Fdr)，用省級財政人均支出/（省級財政人均支出＋中央財政人均支出） 表示財政支出分權(quán)(Fde)。

（3） 控制變量

根據(jù)前文分析和對相關(guān)文獻的梳理，文章從宏觀經(jīng)濟發(fā)展環(huán)境和微觀企業(yè)經(jīng)營狀況兩個層面進行控制變量的選取，控制變量包括地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平(Eco)、城鎮(zhèn)化率(Urb)、資本形成率(Capfr)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)(Inds)、人均受教育年限(Edu)、公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、資產(chǎn)收益率(Roa)、資本密集度(Cap)、企業(yè)年齡(Age)、固定資產(chǎn)比率(Fixed)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Totat)、勞均資本(Cappl)、平均工資率(Labq)。在進行計量模型分析時，還對省份(Province)、年份(Year)和行業(yè)(Industry)進行了控制，變量定義和釋義如表1 所示。

表1 主要變量定義與說明

3.樣本及數(shù)據(jù)來源

文章選取2007-2018年在滬深兩市A股市場上市公司數(shù)據(jù)作為初始研究樣本。借鑒文獻的常見做法，對初始 樣 本 的28153個樣本觀測值進行如下標準篩選：剔除金融保險類和房地產(chǎn)上市公司；刪除ST、*ST 的上市公司；刪除控制變量數(shù)據(jù)缺失的樣本；對全部財務(wù)變量按照5%分位數(shù)進行winsorize 處理，篩選后總共獲得23788個公司年度樣本數(shù)據(jù)。文章所使用的數(shù)據(jù)涉及兩大類，其中企業(yè)財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，其它宏觀層面的數(shù)據(jù)來自中國統(tǒng)計年鑒、中國財政年鑒，對樣本企業(yè)進行非平衡面板的多元回歸分析時采用Stata15 軟件進行。

四、實證分析

1.基本回歸結(jié)果

文章所選用的樣本數(shù)量較大，鑒于微觀企業(yè)之間的差異性顯著，在模型回歸分析中采用穩(wěn)健標準誤的方式進行緩解。表2 數(shù)據(jù)為分別基于混合OLS模型、固定效應(yīng)模型和隨機效應(yīng)模型的基本回歸結(jié)果，被解釋變量企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)是根據(jù)LP 法測算得來。列(1)、(3)、(5)顯示在三種模型中解釋變量財政支出分權(quán)(Fde)的一次項的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下都為顯著的負值，二次項的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下都為顯著的正值，這表明財政分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是顯著的且非線性的。伴隨著財政分權(quán)程度的增加，最初企業(yè)全要素生產(chǎn)率處于下降的趨勢，當財政分權(quán)程度超過一定的閾值時，二者這種負相關(guān)關(guān)系得到轉(zhuǎn)換，財政分權(quán)程度的增加會帶動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高，這表明財政支出分權(quán)(Fde)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)之間存在著顯著的正“U”型效應(yīng)。列(1)、(3)、(5)中解釋變量政府競爭(Gc)的一次項的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下都為顯著的正值，二次項的估計系數(shù)在1%的顯著性水平下都為顯著的負值，表明政府競爭(Gc)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)之間存在著顯著的倒“U”型效應(yīng)，適度的政府競爭水平有利于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高。列(2)、(3)、(4)報告的是將財政收入分權(quán)(Fdr)納入到三種模型中估計得到的結(jié)果，從回歸結(jié)果來看，雖然各個變量的估計系數(shù)有所變化，但是其方向和顯著性等特征沒有改變，即財政收入分權(quán)(Fde)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)之間的正“U”型效應(yīng)和政府競爭(Gc)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP_LP)之間的倒“U”型效應(yīng)非常顯著。列(1)、(3)、(5)中財政支出分權(quán)和政府競爭的交互項(Fde×Gc)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)顯著為正，表明財政支出分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響受到政府競爭的約束，政府競爭能夠平抑財政支出分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負向影響。列(2)、(4)、(6)中財政收入分權(quán)和政府競爭的交互項(Fdr×Gc)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響系數(shù)顯著為負，表明財政收入分權(quán)與政府競爭之間的交互作用明顯，且政府競爭減弱了財政收入分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向效應(yīng)。

表2 基本回歸結(jié)果

2.穩(wěn)健性檢驗

在基本回歸結(jié)果的基礎(chǔ)上，根據(jù)LM 檢驗和Hausman 檢驗的結(jié)果，接下來的回歸分析均采用固定效應(yīng)模型的面板數(shù)據(jù)估計方法，并采用穩(wěn)健標準誤的方式來緩解異方差問題。

（1） 不同全要素生產(chǎn)率測算方法的穩(wěn)健性檢驗

變換不同測算方法對樣本企業(yè)的全要素生產(chǎn)率進行測算，并將測算結(jié)果分別進行替換回歸分析：根據(jù)Olley 和Pakes(1996)提出的OP 法，其核心思想是把公司的投資水平作為生產(chǎn)率的代理變量，OP 方法對數(shù)據(jù)要求比較高，觀測值缺失較為嚴重，因此對于缺失值的處理，參照連玉君(2012)的做法采取用企業(yè)中間投入代替缺失的投資；Ackerberg 等(2015)針對OP 法和LP法提出了進一步的修正方法（ACF 法），旨在克服OP 法、LP法在第一步估計可能產(chǎn)生的多重共線性問題；Wooldridge(2009)提出了基于GMM 的一步估計法，同樣對OP 法和LP 法的估計方法進行了改進，該方法（WRDG 法） 克服了ACF 法提出的在第一步估計中潛在的識別問題，在考慮序列相關(guān)和異方差的情況下，能夠得到穩(wěn)健標準誤。文章也一并用OP 法、ACF 法、WRDG 法這三種方法測算了企業(yè)全要素生產(chǎn)率，并將其作為代理變量進行穩(wěn)健性檢驗，表3 匯報了穩(wěn)健性檢驗的結(jié)果，所得結(jié)論與上文基本一致。

表3 不同測算方法的穩(wěn)健性檢驗回歸結(jié)果

（2） 處理內(nèi)生性問題

鑒于可能存在的反向因果關(guān)系和遺漏變量等問題，對于潛在的內(nèi)生性問題處理主要采取以下兩種方法：一是前文基本回歸中被解釋變量企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)為當期數(shù)值，接下來用t+1 期的企業(yè)全要素生產(chǎn)率與t 期的解釋變量再次進行回歸，所得結(jié)論與上文一致；二是為了緩解由于反向因果、遺漏變量等問題所導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，文章選擇通過系統(tǒng)GMM方法做進一步的回歸分析，所得結(jié)論與上文一致。

（3） 分位數(shù)回歸

為了增加前文研究結(jié)論的穩(wěn)健性，進一步采取分位數(shù)回歸分析的方法，分別選擇10%、25%、50%、75%、90%五個代表性的分位數(shù)點，回歸結(jié)果顯示企業(yè)全要素生產(chǎn)率、財政分權(quán)和政府競爭等關(guān)鍵變量的估計系數(shù)大多都很顯著，且系數(shù)的正負值方向與基本回歸結(jié)果保持一致，回歸結(jié)果依然穩(wěn)健。

五、進一步研究

1.不同區(qū)域

我國各地區(qū)發(fā)展之間存在著不平衡現(xiàn)象，經(jīng)濟發(fā)展水平從沿海至內(nèi)陸呈現(xiàn)出逐漸遞減的態(tài)勢，同時，東、中、西部地區(qū)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)差異明顯且在不斷發(fā)生變化，東部地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)的比重越來越大，而低端產(chǎn)業(yè)逐漸向中西部進行轉(zhuǎn)移。鑒于此，文章根據(jù)國家統(tǒng)計部門關(guān)于東、中、西部三大地帶的劃分①東部地區(qū)包括北京、天津、河北、遼寧、上海、江蘇、浙江、福建、山東、廣東、海南，中部地區(qū)包括山西、吉林、黑龍江、安徽、江西、河南、湖北、湖南，西部地區(qū)包括內(nèi)蒙古、廣西、重慶、四川、貴州、云南、西藏、陜西、甘肅、青海、寧夏、新疆。，進一步研究財政分權(quán)、政府競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否具有區(qū)域異質(zhì)性問題。表4 中的回歸結(jié)果顯示，在東部地區(qū)財政分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間保持顯著的正“U”型關(guān)系，政府競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈顯著的倒“U”型關(guān)系，財政分權(quán)與政府競爭的交互項也與基本回歸結(jié)果保持一致。然而，這一特征在中西部地區(qū)表現(xiàn)的并不是顯著，且部分關(guān)鍵變量在估計系數(shù)的正負值方向上也不一致，說明財政分權(quán)、政府競爭對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響存在顯著的區(qū)域異質(zhì)性。

表4 東部、中部、西部地區(qū)的分組回歸結(jié)果

2.不同行業(yè)類型

魯桐和黨印(2014)等學(xué)者著眼于企業(yè)的生產(chǎn)模式和研發(fā)重點，運用聚類分析的方法將上市企業(yè)分別歸類于勞動密集型、資本密集型和技術(shù)密集型。文章參照此種行業(yè)歸類標準，進一步分析財政分權(quán)、政府競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率在不同類型的行業(yè)上的表現(xiàn)?；貧w結(jié)果見表5，總體上看，技術(shù)密集型和資本密集型企業(yè)的分組回歸結(jié)果與基本回歸結(jié)果相同，財政分權(quán)、政府競爭和企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的“U”型效應(yīng)顯著，而這種“U”型效應(yīng)沒有體現(xiàn)在勞動密集型企業(yè)中間，可見其行業(yè)異質(zhì)性明顯。

六、結(jié)論及建議

文章基于我國財政分權(quán)和政府競爭的制度框架下，研究了企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升所受的影響。首先選取CSMAR 數(shù)據(jù)庫中2007—2018年滬深兩市A 股市場的企業(yè)作為初始研究樣本，分別通過OP 法、LP 法、ACF 法、WRDG 法測算了28153個企業(yè)樣本的全要素生產(chǎn)率。接著分析探討了財政分權(quán)、政府競爭框架下地方政府行為對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的可能產(chǎn)生的促進和抑制效應(yīng)，進而將財政支出分權(quán)、財政收入分權(quán)、政府競爭和企業(yè)全要素生產(chǎn)率等變量引入模型通過實證分析獲取經(jīng)驗證據(jù)。研究發(fā)現(xiàn)：財政分權(quán)、政府競爭與企業(yè)生產(chǎn)全要素生產(chǎn)率之間具有顯著的“U”型效應(yīng)特征，其中財政分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈顯著正“U”型關(guān)系，政府競爭與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈顯著倒“U”型關(guān)系；財政分權(quán)和地方政府競爭之間存在交互作用，政府競爭能夠平抑財政支出分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的負向作用的邊際貢獻，減弱財政收入分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的正向作用的邊際貢獻。文章還通過實證檢驗、替代變量以及分樣本方法進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗的結(jié)果依然穩(wěn)健。

表5 基于不同行業(yè)類型的分組回歸結(jié)果

基于文章的研究結(jié)論，提出以下建議：

第一，進一步深化財政體制改革，推進中央與地方事權(quán)與支出責任劃分。地方政府事權(quán)和支出責任的明確有利于其高效率的開展地方治理活動，提高財政資金的使用效率，增加全社會的福利水平，同時要進一步完善省級以下財政體制改革，將財政分權(quán)的正向經(jīng)濟效益更大規(guī)模的釋放。

第二，良性的政府競爭有利于各地區(qū)之間的“比學(xué)趕超”，在競爭中求得進步，但必須掌握好政府競爭的評價標尺，“唯GDP 增長論”的觀念若長期存在則不利于經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

第三，地區(qū)發(fā)展水平的扭曲可能是企業(yè)全要素生產(chǎn)率不高的影響因素，政府在競爭的同時，更應(yīng)該開展經(jīng)貿(mào)、人才、技術(shù)的往來交流，同時最大限度的降低地方保護主義，并防止企業(yè)與政府保持過高的關(guān)聯(lián)度，防止企業(yè)全要素生產(chǎn)率的下降。

第四，財政分權(quán)下政府的競爭需是以高質(zhì)量發(fā)展為核心的競爭模式，經(jīng)濟發(fā)展以提質(zhì)增效為重點的理念和標尺應(yīng)該被地方政府一以貫之的踐行下去，有利于企業(yè)以至全社會全要素生產(chǎn)率的提升。