財(cái)政扁平化改革與企業(yè)經(jīng)營績(jī)效

袁 媛

（鄭州鐵路職業(yè)技術(shù)學(xué)院 鐵道工程學(xué)院，河南 鄭州 451460）

一、引言

近年，深化改革促進(jìn)實(shí)體經(jīng)濟(jì)提質(zhì)增效是各級(jí)政府的工作重點(diǎn)。如何通過優(yōu)化國家財(cái)政體制和財(cái)稅政策，充分調(diào)動(dòng)地方政府的積極性，以強(qiáng)烈的內(nèi)生動(dòng)力和合理的外在激勵(lì)提高企業(yè)績(jī)效、促進(jìn)產(chǎn)業(yè)轉(zhuǎn)型，是長(zhǎng)期以來國內(nèi)外政府、產(chǎn)業(yè)界和學(xué)界共同關(guān)注的課題。

自2003年起，中國掀起了新一輪財(cái)政體制改革浪潮——財(cái)政省直管縣改革。大量學(xué)者就這一改革的宏觀社會(huì)經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行了豐富的研究，但是主要集中在縣（市）財(cái)政和縣域經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面，對(duì)微觀企業(yè)經(jīng)營績(jī)效的研究較為罕見。李廣眾和賈凡勝實(shí)證發(fā)現(xiàn)，財(cái)政省直管縣改革使轄區(qū)內(nèi)企業(yè)盈余管理改善0.02個(gè)單位[1]。進(jìn)一步地，改革后市轄區(qū)域內(nèi)企業(yè)的避稅程度顯著下降[2]。余錦亮和黃保聰[3]以擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣改革為切入點(diǎn)，研究了縱向政府間行政治理結(jié)構(gòu)改革對(duì)企業(yè)績(jī)效的作用，但是并沒有具體探討財(cái)政省直管縣的影響。

本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，將財(cái)政省直管縣視為財(cái)政扁平化改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫數(shù)據(jù)，采用雙重差分方法實(shí)證評(píng)估了其對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效的影響，并從稅收征管、區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)、縱向政府間財(cái)政關(guān)系三個(gè)方面就其內(nèi)在的傳導(dǎo)機(jī)制進(jìn)行分析。

二、制度背景與研究假設(shè)

（一）制度背景

自1949年以來，伴隨著地方政府間行政管理體制的調(diào)整，省以下政府間財(cái)政管理體制也幾經(jīng)變遷（如圖1 所示）。自20 世紀(jì)80 年代大規(guī)?！笆泄芸h”改革后，縣級(jí)財(cái)政的管轄權(quán)由省轉(zhuǎn)移至地級(jí)市。但地級(jí)市政府出于經(jīng)濟(jì)發(fā)展集聚效應(yīng)和顯性政績(jī)工程等方面的考慮，經(jīng)常出現(xiàn)犧牲縣（市）的短期發(fā)展利益而集中發(fā)展“市區(qū)”的現(xiàn)象，在收入分成、轉(zhuǎn)移支付上保留較大份額的同時(shí)，將大量的支出責(zé)任下壓給縣級(jí)政府，造成縣鄉(xiāng)財(cái)政普遍困難、經(jīng)濟(jì)發(fā)展長(zhǎng)期滯后①。為改善這一狀況，許多省份紛紛尋求制度改革，財(cái)政省直管縣是其中影響最大、涉及范圍最廣、內(nèi)容最為深刻的一項(xiàng)改革。在收入指標(biāo)、轉(zhuǎn)移支付等方面直接由省與縣對(duì)接，跳過地級(jí)市政府，通過扁平化的財(cái)政治理結(jié)構(gòu)來解決地級(jí)市政府對(duì)縣市財(cái)政的盤剝，緩解縣級(jí)政府的財(cái)政困境[4-5]，實(shí)現(xiàn)財(cái)政秩序和財(cái)政能力的正?；痆6]。

圖1 1949年以來中國省以下財(cái)政管理體制變化

財(cái)政省直管縣首先發(fā)軔于2003年的福建，隨后拓展至安徽、河南、湖北等省份，截至2007年共涉及15 省515 個(gè)縣，并在持續(xù)增長(zhǎng)中。改革最主要的目標(biāo)是理順省以下政府間的財(cái)政關(guān)系，消除地級(jí)市對(duì)所轄縣財(cái)政資源的截留和挪用，擴(kuò)大縣級(jí)政府的財(cái)政自主權(quán)，緩解縣鄉(xiāng)財(cái)政困難。中央政府除了出臺(tái)一般性的指導(dǎo)意見之外，將改革方案的具體制定權(quán)下放給了各省級(jí)政府，因而各省份的具體改革模式也不盡相同。在推進(jìn)路徑上，有些省份是一次性在全省所有縣（市）[除個(gè)別縣（市）外]統(tǒng)一改革，例如吉林省[除延邊朝鮮族自治州所轄縣（市）]、黑龍江省等；也有些省份是分批次全面推廣實(shí)施，例如江西省分三批在全省范圍內(nèi)實(shí)行了改革；還有一些省份只選擇了部分縣（市）進(jìn)行試點(diǎn)，例如青海省2007年選擇了9個(gè)縣作為省直管縣改革試點(diǎn)。

除了一次性全面實(shí)施改革的省份，其他省份挑選試點(diǎn)縣（市）的標(biāo)準(zhǔn)也存在較大的差異，例如山西省和江西?。ǖ谝慌┻x擇重點(diǎn)扶貧開發(fā)縣作為改革試點(diǎn)；陜西省則選擇了13個(gè)生態(tài)保護(hù)任務(wù)重、財(cái)政經(jīng)濟(jì)特別困難的縣和2個(gè)財(cái)政經(jīng)濟(jì)狀況較好的縣進(jìn)行試點(diǎn)。改革的非隨機(jī)性給本文的后續(xù)實(shí)證工作帶來了挑戰(zhàn)，在后文第三部分和第四部分將對(duì)其解決方法進(jìn)行詳細(xì)介紹。另外，寧夏、海南、浙江一直實(shí)施省管縣體制，與其他省份存在巨大的差異。

（二）理論與研究假設(shè)

財(cái)政省直管縣試圖解決“市管縣”財(cái)政體制所帶來的“委托-代理”問題，繞過地級(jí)市由省直接管理縣，但這也會(huì)產(chǎn)生新的問題：首先，扁平化財(cái)政改革避免了地級(jí)市對(duì)所轄縣（市）轉(zhuǎn)移支付和稅收返還的“截留”，許多省份也明確提出提高試點(diǎn)縣的稅收分成比例，這也意味著各縣（市）能從征收的稅收收入中獲得更大的“索取權(quán)”，強(qiáng)化了其財(cái)政收入的激勵(lì)。此外，研究表明縣級(jí)官員任期普遍較短[7]，且基于歷史經(jīng)驗(yàn)與中國當(dāng)時(shí)所處的發(fā)展階段，政府間財(cái)政體制變化頻繁，下級(jí)政府通常會(huì)預(yù)期分成比例的提高并非永久的變化，因此會(huì)盡快兌現(xiàn)改革帶來的財(cái)政紅利。其次，財(cái)政省直管縣改革后，地級(jí)市與所轄改革縣（市）財(cái)政相互獨(dú)立，在削弱協(xié)同效應(yīng)的同時(shí)也擴(kuò)大了改革縣（市）的支出壓力。再次，改革后省級(jí)政府直接管轄的轄區(qū)數(shù)量急劇增加，各省省級(jí)財(cái)政部門人員配置的約束和獲取準(zhǔn)確信息的限制使其難以有效監(jiān)督各縣（市）的財(cái)政資金使用情況，也很難及時(shí)準(zhǔn)確地掌握各縣（市）的其他具體情況，省級(jí)部門調(diào)節(jié)其機(jī)會(huì)主義傾向和行為的能力變?nèi)酰焕谪?cái)政效率的提高。地級(jí)市與改革縣（市）之間由原來的從屬關(guān)系變?yōu)楦?jìng)爭(zhēng)關(guān)系，原本相距較遠(yuǎn)、競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系較弱的縣（市）也由于改革而競(jìng)爭(zhēng)加劇。這些都可能扭曲改革縣（市）行為[8]，不利于營商環(huán)境的改善和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)，從而對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響。

據(jù)此，我們提出以下待檢驗(yàn)的假說：由于財(cái)政扁平化改革所帶來的收入激勵(lì)、地區(qū)競(jìng)爭(zhēng)和支出責(zé)任等問題，以財(cái)政省直管縣為研究對(duì)象的財(cái)政扁平化改革對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效產(chǎn)生不利影響。

在下文我們以微觀企業(yè)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，利用雙重差分法對(duì)這一理論判斷和內(nèi)在機(jī)理進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）估計(jì)模型

為了估計(jì)財(cái)政扁平化改革對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效的影響，本文利用財(cái)政省直管縣改革，采用如下雙重差分模型進(jìn)行實(shí)證分析：

其中，yit表示i企業(yè)t年的經(jīng)營績(jī)效，采用企業(yè)實(shí)際總產(chǎn)出、實(shí)際總利潤(rùn)和總資產(chǎn)利潤(rùn)率（ROA）三個(gè)指標(biāo)度量；PMC為改革變量，正如上文所述，本文將財(cái)政省直管縣作為財(cái)政扁平化改革的一次典型實(shí)踐，如果i 企業(yè)所在地區(qū)在t 年實(shí)施了該項(xiàng)改革，則PMC 在當(dāng)年及之后的年份取值為1，否則為0；X為一系列企業(yè)層面的控制變量，包括企業(yè)規(guī)模、年齡和資產(chǎn)負(fù)債率；θi和φt分別表示企業(yè)和時(shí)間固定效應(yīng)；εit為誤差項(xiàng)；標(biāo)準(zhǔn)誤均在企業(yè)層面進(jìn)行聚類。

如上所述，為了解決試點(diǎn)縣（市）選擇非隨機(jī)性帶來的估計(jì)偏誤，參考Li 等[9]以及Agarwal 和Qian[10]的策略，本文首先根據(jù)各省份公示的改革文件，匯總歸納了各省份主要采用的9個(gè)選擇標(biāo)準(zhǔn)，將其納入回歸方程中[（1）式中的S]，并進(jìn)一步將其與年份變量進(jìn)行交乘以控制其隨時(shí)間自然變動(dòng)的趨勢(shì)，緩解改革非隨機(jī)所帶來的估計(jì)偏誤問題。在后文的分析中，本文也會(huì)進(jìn)一步將其與時(shí)間趨勢(shì)的一次項(xiàng)、二次項(xiàng)和三次項(xiàng)進(jìn)行交乘，以得到更為穩(wěn)健的結(jié)果。

滿足平行趨勢(shì)假設(shè)是DID 結(jié)果成立的重要前提，Autor[11]首次提出使用事件分析法（event study）來對(duì)“漸進(jìn)”改革（即不同地區(qū)或不同行業(yè)之間改革的時(shí)間不一致）的平行趨勢(shì)假設(shè)進(jìn)行檢驗(yàn)，并得到了廣泛的應(yīng)用[12-14]。本文也主要利用該方法就改革前處理組與實(shí)驗(yàn)組的經(jīng)營績(jī)效的變動(dòng)趨勢(shì)是否一致進(jìn)行檢驗(yàn)，具體公式如下所示：

（二）其他變量與數(shù)據(jù)

參考國內(nèi)外既有研究，本文主要構(gòu)建了三個(gè)企業(yè)績(jī)效指標(biāo)：（1）企業(yè)實(shí)際總產(chǎn)出（利用省級(jí)CPI 數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行平減，下面簡(jiǎn)稱總產(chǎn)出），并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理；（2）企業(yè)實(shí)際利潤(rùn)總額（利用省級(jí)CPI 數(shù)據(jù)對(duì)其進(jìn)行平減，下面簡(jiǎn)稱總利潤(rùn)），并進(jìn)行對(duì)數(shù)化處理；（3）總資產(chǎn)利潤(rùn)率（企業(yè)利潤(rùn)總額/總資產(chǎn)，下面縮稱ROA）。

為了保證試點(diǎn)縣（市）與非試點(diǎn)縣（市）在改革前的可比性，本文參考余錦亮和黃保聰[3]的做法，采納了9 項(xiàng)選擇標(biāo)準(zhǔn)。其中：縣級(jí)市、國家級(jí)貧困縣、國家主要產(chǎn)糧大縣、省邊界縣均為虛擬變量，根據(jù)各縣（市）在樣本期間的實(shí)際狀態(tài)進(jìn)行賦值；初始財(cái)政缺口為1999 年當(dāng)?shù)匾话泐A(yù)算收入/支出；初始城鎮(zhèn)化率為2000 年當(dāng)?shù)胤寝r(nóng)業(yè)人口/總?cè)丝?；初始人均?shí)際GDP 對(duì)數(shù)則為2000—2002 年三年各縣（市）平均實(shí)際GDP的對(duì)數(shù)（利用省級(jí)CPI數(shù)據(jù)對(duì)GDP進(jìn)行價(jià)格平減）；平均海拔和平均坡度均為實(shí)際值②。除此之外，本文在回歸模型中也加入了一些企業(yè)層面的控制變量，包括企業(yè)年齡（樣本年份減去企業(yè)成立年份的值，取對(duì)數(shù)）、企業(yè)規(guī)模（采用企業(yè)實(shí)際總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)，利用省級(jí)CPI 數(shù)據(jù)對(duì)GDP 進(jìn)行價(jià)格平減）和資產(chǎn)負(fù)債率。

本文的研究主題是對(duì)財(cái)政扁平化改革的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)進(jìn)行評(píng)估，綜合考慮改革的時(shí)間范圍和數(shù)據(jù)的可靠性和可得性，本文企業(yè)數(shù)據(jù)主要來自1998—2007 年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，并借鑒Brandt等[15]將不同年份企業(yè)信息整理歸并，得到1998—2007 年10 年間的面板數(shù)據(jù)③，并對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了截尾1%的處理。同時(shí)，在逐年匹配基礎(chǔ)上，以2007年的縣（市）名稱和縣（市）代碼為基準(zhǔn)對(duì)各年的企業(yè)位置信息進(jìn)行統(tǒng)一，并根據(jù)企業(yè)位置信息將其匹配至每個(gè)縣（市）。另外，由于樣本的特殊性，在實(shí)證中刪除了樣本期間實(shí)施“撤縣（市）設(shè)區(qū)”的縣（市），存在撤銷、合并等情形的縣（市），隸屬于北京、上海、天津和重慶的縣（市），以及海南、浙江和寧夏三個(gè)省級(jí)行政區(qū)的樣本。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)量如表1所示。

表1 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)量

四、基本結(jié)果

（一）基礎(chǔ)回歸結(jié)果

基礎(chǔ)回歸結(jié)果如表2 所示。其中第（1）（3）（5）列加入了企業(yè)和年份固定效應(yīng)，加入行業(yè)與年份的交乘項(xiàng)以控制行業(yè)的時(shí)間趨勢(shì)，企業(yè)層面的控制變量和選擇標(biāo)準(zhǔn)與年份的交乘項(xiàng)。由于同一時(shí)期，許多省份開展了向縣擴(kuò)權(quán)的改革措施——擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣，這一改革將大量原屬地級(jí)市的社會(huì)經(jīng)濟(jì)權(quán)限下放至縣（市），改變了縣級(jí)政府的激勵(lì)機(jī)制，從而可能對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生影響。為了控制這一改革對(duì)估計(jì)結(jié)果所造成的偏差，在回歸中加入了“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣改革”這一變量，其構(gòu)建方法與“財(cái)政省直管縣改革”變量相同。加入該變量后，回歸結(jié)果的平均效應(yīng)是在相同的“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”條件下得到的。即便控制了各省份選擇試點(diǎn)縣（市）的標(biāo)準(zhǔn)，改革縣（市）與非改革縣（市）的被解釋變量仍然可能具有不同的時(shí)間趨勢(shì)，從而削弱了結(jié)果的可靠性。因而本文在第（2）（4）（6）列中加入Treatment Trend 來控制處理組與控制組企業(yè)績(jī)效衡量指標(biāo)的時(shí)間趨勢(shì)④。

表2匯報(bào)了不同績(jī)效衡量方式和不同實(shí)證策略下的回歸結(jié)果，結(jié)果顯示所有解釋變量的回歸系數(shù)均在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)，表明財(cái)政省直管縣試點(diǎn)對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效產(chǎn)生了明顯的不利影響。具體來說：與非試點(diǎn)地區(qū)的企業(yè)相比，試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的總產(chǎn)出平均下降了約2.97%；總利潤(rùn)平均下降了約7.47%；ROA 下降了約3.29%（0.0024/0.073）⑤?；貧w結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上和經(jīng)濟(jì)上都具有重要的意義。

（二）平行趨勢(shì)與動(dòng)態(tài)效應(yīng)分析

參考現(xiàn)有文獻(xiàn)的估計(jì)策略[9，13-14]，本文采用事件分析法，利用（2）式在表2 第（3）列的基本設(shè)定下進(jìn)行平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，并將各期估計(jì)結(jié)果的系數(shù)及其95%的置信區(qū)間繪制在圖2 中。其中，實(shí)線連接了各期的估計(jì)系數(shù)，灰色虛線連接了各期回歸系數(shù)對(duì)應(yīng)的95%的置信區(qū)間。

從圖2 可以看出，財(cái)政省直管縣改革前各期處于試點(diǎn)縣（市）的企業(yè)與處于非試點(diǎn)縣（市）企業(yè)的差異均圍繞著0上下波動(dòng)，并且在5%的統(tǒng)計(jì)水平上均不顯著。而在改革后，處于改革縣（市）企業(yè)的經(jīng)營績(jī)效明顯下降，雖然負(fù)面影響在2期后逐漸減弱，但是大部分系數(shù)仍在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著為負(fù)。這一結(jié)果表明，處理組與控制組在改革前具有相似的平行趨勢(shì)。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文還進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)。第一，為控制非線性變動(dòng)趨勢(shì)，將（1）式中9項(xiàng)試點(diǎn)縣（市）選擇標(biāo)準(zhǔn)與年份的交乘項(xiàng)替換為不同選擇標(biāo)準(zhǔn)與不同階次時(shí)間趨勢(shì)的交乘（即S×T+S×T2+S×T3）。第二，進(jìn)一步構(gòu)建人均實(shí)際產(chǎn)出。上述回歸結(jié)果如表3所示，從表中可以看出，估計(jì)系數(shù)均在1%統(tǒng)計(jì)水平下顯著為負(fù)，并且第（1）至（3）列與表2中對(duì)應(yīng)的第（3）（6）（9）列相比，系數(shù)的絕對(duì)值并沒有發(fā)生明顯的偏離，第（4）列中的回歸結(jié)果與第（1）列相比也沒有明顯的變化，說明回歸結(jié)果是穩(wěn)健的。

表2 基礎(chǔ)回歸結(jié)果

表3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)1

除此之外，本文還進(jìn)行了如下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：一是刪除了在樣本期間實(shí)施了擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣改革的樣本，二是進(jìn)一步刪除了行政區(qū)劃微小變動(dòng)的地區(qū)（例如新鄉(xiāng)縣等），三是刪除了隸屬于省會(huì)城市的縣（市），四是僅僅包含了在樣本期間持續(xù)存在的企業(yè)（即平衡面板數(shù)據(jù)）進(jìn)行回歸，五是刪除了在樣本期間地理位置發(fā)生變動(dòng)的企業(yè)（僅限于跨縣域位置變動(dòng)）?；貧w結(jié)果如表4 所示，結(jié)果顯示，回歸系數(shù)均至少在5%的水平上顯著為負(fù)。其中Panel A 和Panel B 的回歸系數(shù)相較于基礎(chǔ)回歸并沒有明顯的變動(dòng)；而Panel C 和Panel D 中以總利潤(rùn)與ROA 為被解釋變量的回歸系數(shù)下降幅度有所增大。

表4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)2

（四）安慰劑檢驗(yàn)

為了進(jìn)一步排除其他偶然因素的影響，采用隨機(jī)生成的改革縣（市）事件進(jìn)行了安慰劑檢驗(yàn)（Placebo Test）。在本文實(shí)際使用的數(shù)據(jù)中，有515個(gè)試點(diǎn)縣（市）。本文構(gòu)建了一個(gè)反事實(shí)的PMCift變量，具體生成步驟如下：在本文實(shí)際使用的數(shù)據(jù)中，每一年試點(diǎn)縣（市）的數(shù)量都不相同，例如在2003年實(shí)施改革的縣（市）有58 個(gè)，因而從2003 年的樣本中隨機(jī)抽出58 個(gè)縣（市），將其視為在2003 年實(shí)施了財(cái)政省直管縣改革；重復(fù)上述步驟直到在2007年選出與當(dāng)年實(shí)際實(shí)施改革的縣（市）相同數(shù)量的地區(qū)。隨機(jī)抽取完成后，構(gòu)造相應(yīng)的PMCift變量，采用與表2第（3）列相同的模型進(jìn)行回歸，得到相應(yīng)的估計(jì)系數(shù)。重復(fù)模擬上述步驟500 次，并以密度函數(shù)圖形式展示回歸結(jié)果。如圖3 所示，反事實(shí)改革變量的回歸系數(shù)大部分聚集在0 值附近，表明財(cái)政省直管縣改革對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效的影響是真實(shí)存在的。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)

（五）異質(zhì)性分析

由于企業(yè)所有制、規(guī)模、地區(qū)初始財(cái)政狀況不同，財(cái)政省直管縣對(duì)其績(jī)效的影響可能也存在較大的差異。因此，本文還進(jìn)行了以下異質(zhì)性分析：一是國有企業(yè)與私營企業(yè)。國有企業(yè)在中國具有特殊政治地位，日常生產(chǎn)經(jīng)營中上下協(xié)調(diào)能力更強(qiáng)，可能受地方政府政策調(diào)整的影響相對(duì)較小。與此對(duì)應(yīng)，私營企業(yè)普遍規(guī)模較小，其對(duì)政策沖擊的反應(yīng)更為敏感。二是企業(yè)規(guī)模。地方政府往往非常重視大企業(yè)，在政策支持、金融信貸、土地、基礎(chǔ)設(shè)施等方面提供大量便利，很多地方會(huì)專門進(jìn)行“納稅大戶”排名，對(duì)“納稅大戶”管理者給予眾多優(yōu)惠政策⑥。因而大企業(yè)的抗風(fēng)險(xiǎn)能力和經(jīng)營可持續(xù)性都較好。與之對(duì)應(yīng)，中小企業(yè)的經(jīng)營則相對(duì)困難。本文利用2003年實(shí)行的《統(tǒng)計(jì)上大中小型企業(yè)劃分辦法（暫行）》將企業(yè)劃分為大企業(yè)和中小型企業(yè)進(jìn)行檢驗(yàn)。三是初始財(cái)政狀況。由于各省份在選擇試點(diǎn)縣（市）的過程中并非隨機(jī)，因而各縣（市）初始財(cái)政狀況的不同對(duì)其政策反應(yīng)的強(qiáng)度產(chǎn)生影響，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效的變動(dòng)產(chǎn)生差異。根據(jù)改革前（2000 年）各縣（市）實(shí)際人均本級(jí)財(cái)政收入這一指標(biāo)，將樣本分為初始財(cái)政狀況較好（高于中位值）和較差兩個(gè)組別檢驗(yàn)。結(jié)果分別如表5Panel A、B、C所示，財(cái)政省直管縣改革對(duì)私營企業(yè)、中小型企業(yè)、初始財(cái)政狀況較差縣（市）企業(yè)所產(chǎn)生的負(fù)面影響較大。具體不再贅述。

表5 異質(zhì)性分析

五、機(jī)制分析

本部分，本文試圖對(duì)改革影響企業(yè)經(jīng)營績(jī)效的潛在機(jī)制進(jìn)行檢驗(yàn)。

（一）稅收征管

財(cái)政省直管縣不僅規(guī)避了地級(jí)市對(duì)上級(jí)財(cái)政轉(zhuǎn)移支付的截留，也提高了改革縣（市）的稅收分成比例，強(qiáng)化了縣級(jí)政府的財(cái)政收入激勵(lì)和稅收征管努力。本文采用兩種方法進(jìn)行實(shí)證評(píng)估：第一，利用企業(yè)實(shí)際稅負(fù)和政府補(bǔ)貼，構(gòu)建增值稅實(shí)際稅負(fù)、所得稅實(shí)際稅負(fù)兩個(gè)指標(biāo)評(píng)估。第二，借鑒李廣眾和賈凡勝[1]的做法，2002 年所得稅改革后企業(yè)所繳納的所得稅由國稅局負(fù)責(zé)征收，由于國稅局的垂直管理體制，受地方政府的影響相對(duì)較小。因而若改革后僅地稅局具有征管權(quán)限的企業(yè)所得稅實(shí)際稅負(fù)有所提高，則從側(cè)面證實(shí)了財(cái)政省直管縣改革對(duì)試點(diǎn)縣（市）稅收征管力度的影響。

實(shí)證結(jié)果如表6 所示，財(cái)政省直管縣改革顯著提高了試點(diǎn)地區(qū)企業(yè)的企業(yè)所得稅的實(shí)際稅負(fù)［第（2）列］，特別是地稅局負(fù)責(zé)征管的2002年之前成立的企業(yè)［第（3）列］。由于增值稅和2002年之后成立的企業(yè)的所得稅由國稅局負(fù)責(zé)征收，增值稅的實(shí)際稅負(fù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著；由國稅局負(fù)責(zé)征收的企業(yè)所得稅稅負(fù)的回歸系數(shù)也相對(duì)較?。鄣冢?）列］。實(shí)證結(jié)果證實(shí)財(cái)政省直管縣改革對(duì)縣（市）稅收征管的正影響更為突出。

表6 財(cái)政省直管縣改革對(duì)地方政府稅收征管的影響

（二）轄區(qū)競(jìng)爭(zhēng)

財(cái)政省直管縣改革后，一方面，試點(diǎn)縣（市）由省直接管理，上下信息溝通與事務(wù)協(xié)調(diào)的難度大大增加；另一方面，改革后地級(jí)市與所轄縣（市）之間由“父子”關(guān)系變成了競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，試點(diǎn)縣（市）與非試點(diǎn)縣（市）之間也成為競(jìng)爭(zhēng)關(guān)系，損害區(qū)域間的協(xié)同合作，不利于企業(yè)生產(chǎn)效率的提高。

為了驗(yàn)證這一機(jī)制，本文借鑒Li 等[9]的方法構(gòu)建了各縣（市）的競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度指標(biāo)spanct，即t 年直接管理c縣（市）的政府所管轄的轄區(qū)數(shù)量。根據(jù)2007年spanct值將樣本分為競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度大（spanct排序66.7%以上）和競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度小（spanct排序33.4%以下）兩個(gè)組別，結(jié)果如表7所示，競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度大的地區(qū)，改革對(duì)試點(diǎn)縣（市）企業(yè)績(jī)效的負(fù)向作用遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于基礎(chǔ)回歸的平均效應(yīng)；而對(duì)于競(jìng)爭(zhēng)強(qiáng)度小的地區(qū)，改革對(duì)試點(diǎn)縣（市）企業(yè)績(jī)效的負(fù)面影響則要小得多?；貧w結(jié)果說明上述傳導(dǎo)機(jī)制的確存在，改革削弱了政府間的政策協(xié)調(diào)和監(jiān)督，在競(jìng)爭(zhēng)加劇的情形下，縣（市）政府的職能扭曲和機(jī)會(huì)主義沖動(dòng)不利于本地區(qū)微觀企業(yè)績(jī)效的提高。

表7 競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制檢驗(yàn)

（三）財(cái)政狀況

如上所述，雖然改革后試點(diǎn)縣（市）獲得轉(zhuǎn)移支付和稅收返還有所增加[5，9]，但是財(cái)政從地級(jí)市獨(dú)立出來后，原本許多由地級(jí)市和縣（市）共同承擔(dān)的支出責(zé)任可能全部轉(zhuǎn)移到了縣（市）；各縣（市）之間的相互協(xié)同可能會(huì)遭到削弱；縱向和橫向競(jìng)爭(zhēng)的加劇也加重了改革縣（市）的財(cái)政壓力；并且原先許多基于全市共同利益而建設(shè)的項(xiàng)目工程可能因此而受到影響。應(yīng)對(duì)這些問題都需要縣級(jí)政府完善職能、提高政府效率，支出項(xiàng)目和規(guī)模也可能因此增加。因而增加的財(cái)政收入能否補(bǔ)充新增的支出，值得進(jìn)一步研究。

本文構(gòu)建了政府支出規(guī)模指標(biāo)（用政府一般預(yù)算支出占GDP比重進(jìn)行衡量）和財(cái)政收支差額指標(biāo)［用一般預(yù)算支出減去本級(jí)一般預(yù)算收入（一般預(yù)算收入包括稅收返還），差額占一般預(yù)算支出的比重來衡量］。從表8 中可知，與非改革縣（市）相比，政府財(cái)政支出規(guī)模顯著上升。進(jìn)一步我們發(fā)現(xiàn)，財(cái)政收支差額的回歸系數(shù)雖然為正但不顯著，且回歸系數(shù)的絕對(duì)值也較小，表明改革縣（市）收入的改善效應(yīng)在很大程度上被支出的增加所削弱，縣級(jí)財(cái)政困難問題仍然有待進(jìn)一步解決。近年，縣級(jí)財(cái)政困難問題頻繁出現(xiàn)也從側(cè)面證實(shí)了這一論述。

表8 財(cái)政省直管縣改革的財(cái)政效應(yīng)

六、結(jié)論

中國經(jīng)濟(jì)發(fā)展已經(jīng)進(jìn)入了新時(shí)代，發(fā)展階段的轉(zhuǎn)變和外部環(huán)境的變化使得中國經(jīng)濟(jì)需要加快轉(zhuǎn)型升級(jí)步伐，促進(jìn)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展。在中國，宏觀政策的變動(dòng)或者政府間體制的變化都將改變不同級(jí)別政府的激勵(lì)約束機(jī)制，從而改變基層政府的行為邏輯，對(duì)微觀企業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營產(chǎn)生沖擊。本文以財(cái)政省直管縣改革作為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，利用雙重差分法實(shí)證評(píng)估了財(cái)政扁平化改革對(duì)企業(yè)經(jīng)營績(jī)效的影響及其傳導(dǎo)機(jī)制。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：試點(diǎn)縣（市）企業(yè)的實(shí)際產(chǎn)出和實(shí)際利潤(rùn)分別下降了約2.97%、7.47%，ROA 下降了約3.29%，改革的效果在國有企業(yè)與私營企業(yè)、大企業(yè)與中小企業(yè)以及地區(qū)初始財(cái)政狀況不同的企業(yè)之間存在極強(qiáng)的異質(zhì)性。進(jìn)一步的機(jī)制分析表明，稅收分成比例的提高和地方政府短視預(yù)期導(dǎo)致財(cái)政省直管縣改革加大了試點(diǎn)縣（市）稅收征管力度；改革后協(xié)調(diào)難度的增大、區(qū)域競(jìng)爭(zhēng)的加劇扭曲了試點(diǎn)縣（市）的財(cái)政職能，損害了縱向與橫向間的合作，導(dǎo)致財(cái)政支出增加和財(cái)政壓力加劇，在一定程度上不利于營商環(huán)境的改善和企業(yè)績(jī)效的提高。本文的研究結(jié)論為有序推行政府間改革、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展提供了微觀經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

注釋：

①基層財(cái)政的困難和農(nóng)業(yè)稅費(fèi)改革（特別是農(nóng)業(yè)稅的取消）使得鄉(xiāng)鎮(zhèn)財(cái)政所的職能進(jìn)一步削弱，為了規(guī)范鄉(xiāng)鎮(zhèn)財(cái)政收支行為（很多省份也是為了配套財(cái)政省直管縣改革），從安徽省開始各省份逐步開始了“鄉(xiāng)財(cái)縣管”改革，鄉(xiāng)鎮(zhèn)財(cái)政在預(yù)算編制、賬戶管理、財(cái)政支出等方面由縣進(jìn)行管理和監(jiān)督。

②一般來說，在其他條件相同的前提下，海拔更低和平均坡度更小的縣域通常具有更大的發(fā)展?jié)摿?，因而采用海拔和平均坡度用以反映各縣（市）的區(qū)位優(yōu)勢(shì)和發(fā)展?jié)摿Α?/p>

③由于處理過程篇幅長(zhǎng)，步驟煩瑣，在此不再贅述。具體方法詳見“Creative Accounting or Creative Destruction? Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”一文。

④Treatment Trendjt=Treatmentj*T，若j 縣在樣本期間內(nèi)實(shí)施了財(cái)政省直管縣改革，Treatment取值為1，否則為0；T=year-1997。

⑤0.073是ROA的均值。

⑥如2006 年漳州市曾頒發(fā)相關(guān)政策規(guī)定，“凡是經(jīng)市政府辦審核公布的2005 年度漳州市民營企業(yè)前1 名的納稅大戶，其控股企業(yè)主的子女中考均可享受加20分的照顧”等。