財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響研究
——基于新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學理論

徐 鍇

(貴州財經(jīng)大學 大數(shù)據(jù)應用與經(jīng)濟學院, 貴陽 550025)

當前我國經(jīng)濟已由高速發(fā)展階段向高質(zhì)量發(fā)展階段邁進,但受制于資源環(huán)境約束增加、生產(chǎn)要素成本上漲、國際競爭愈演愈烈等諸多因素,亟須尋找經(jīng)濟增長新動能。黨的二十大報告強調(diào)“加快建設現(xiàn)代化經(jīng)濟體系,著力提高全要素生產(chǎn)率”,為實現(xiàn)長期可持續(xù)的經(jīng)濟增長提供了路徑思路。在市場經(jīng)濟體系中,企業(yè)是最具活力的微觀市場主體,企業(yè)層面生產(chǎn)效率的提升是推動整個社會要素生產(chǎn)率提升的基礎。新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學認為,充分競爭的市場機制是促使企業(yè)按照比較優(yōu)勢發(fā)展,進而推動技術(shù)創(chuàng)新及生產(chǎn)率效率改善的基礎性制度安排。然而,由于發(fā)展中國家軟硬件基礎設施的缺失及企業(yè)創(chuàng)新發(fā)展中不可規(guī)避的公共性、外部性等問題,僅依靠市場機制不能全面實現(xiàn)資源有效配置。此時,政府可以伸出“有形之手”,引導、扶持、規(guī)范產(chǎn)業(yè)經(jīng)濟主體發(fā)展。財政補貼作為政府干預市場的重要手段,在彌補市場失靈、引導資金流向、促進可持續(xù)發(fā)展等方面發(fā)揮至關重要的調(diào)控作用。因此,本文基于“有為政府”與“有效市場”協(xié)同視角,實證研究政財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關系。

1 文獻綜述

大部分學者認為,政府的財政補貼能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提高,主要表現(xiàn)在兩個方面:①融資約束是制約企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要因素[1],財政補貼能夠直接緩解企業(yè)內(nèi)源融資壓力,增加內(nèi)部資金流動性,降低企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的邊際成本[2]。同時,補貼向外部投資者傳遞著企業(yè)積極向好發(fā)展的信號,企業(yè)所面臨的外源融資約束也得以緩解[3],進一步提高經(jīng)營效率和生產(chǎn)效率。②技術(shù)創(chuàng)新是實現(xiàn)全要素生產(chǎn)率提升的重要途徑。財政補貼能夠幫助企業(yè)分攤創(chuàng)新風險,降低研發(fā)成本[4]。同時,技術(shù)創(chuàng)新具有較強的外部性,財政補貼作為一種補償機制,能夠有效緩解市場失靈帶來的創(chuàng)新扭曲現(xiàn)象。

也有學者指出,財政補貼會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,主要分為兩個角度:①補貼會加重企業(yè)對于補助資金的依賴而滋生企業(yè)惰性。一方面,高強度的財政補貼會加速企業(yè)僵尸化[5],不利于市場“優(yōu)勝劣汰”機制運轉(zhuǎn),阻礙資源有效配置;另一方面,財政補貼可能會誘發(fā)企業(yè)尋租行為[6],擠出用于正常生產(chǎn)經(jīng)營的要素資源。②補貼對象的選擇可能存在一定的偏誤。一方面,在政企間信息不對稱的背景下,企業(yè)通過“偽裝”自己來騙取補貼[7];另一方面,在晉升“GDP錦標賽”的激勵下,地方政府在補貼政策制定時往往偏向于實現(xiàn)短期宏觀經(jīng)濟目標(如保障就業(yè)、增加地方收入等)而非企業(yè)效率最大化[8]。

梳理已有文獻可知,財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率同時存在正向促進和反向抑制兩種影響,因而補貼效果具有高度的不確定性。基于此,從理論和實踐兩個層面對財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能存在的非線性關系展開研究,同時,考察企業(yè)面臨的市場競爭強度對補貼效果的影響。

2 理論基礎與研究假設

2.1 理論基礎

新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學認為,經(jīng)濟增長的前提是生產(chǎn)效率的提高。提高生產(chǎn)效率需要要素稟賦結(jié)構(gòu)與產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)相協(xié)調(diào)。具體而言,通過產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的變遷將勞動力、資本、土地等生產(chǎn)要素配置到效率更高的產(chǎn)業(yè)或通過技術(shù)創(chuàng)新來實現(xiàn),在這個過程中要注重軟硬基礎設施的建設不斷與生產(chǎn)力發(fā)展相適應。經(jīng)濟體在某一時點上最優(yōu)的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)內(nèi)生于這一時點上的要素稟賦結(jié)構(gòu),而在自然資源有限、勞動力增速穩(wěn)定的情況下,要素稟賦結(jié)構(gòu)的升級主要取決于資本積累的速度(包括人力資本和物質(zhì)資本)?；诖?新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學主張根據(jù)現(xiàn)有要素稟賦結(jié)構(gòu)采取符合比較優(yōu)勢的發(fā)展戰(zhàn)略,使得企業(yè)選擇更優(yōu)的生產(chǎn)結(jié)構(gòu),從而提升企業(yè)自生能力并改善生產(chǎn)效率,推動資本積累和經(jīng)濟增長,最終改變下一時點上的要素稟賦結(jié)構(gòu),形成一種良性循環(huán)機制。然而,在實際經(jīng)濟運行過程中,企業(yè)關注的不是要素稟賦和比較優(yōu)勢這樣的抽象概念,而是如何降低成本,提高收益。為了使得微觀經(jīng)濟主體選擇的技術(shù)和產(chǎn)業(yè)與要素稟賦的結(jié)構(gòu)特性相適應,需要市場和政府(軟基礎設施)的雙重力量對經(jīng)濟系統(tǒng)的傳導路徑加以修正和完善,實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置?；诖?以新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學為理論基礎對財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的關系和市場競爭強度的調(diào)節(jié)作用展開分析。

2.2 研究假設

2.2.1 財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

技術(shù)創(chuàng)新是提高企業(yè)要素生產(chǎn)效率重要驅(qū)動力。新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學認為,無論技術(shù)創(chuàng)新成功與否,都將為發(fā)展中國家的產(chǎn)業(yè)升級和多樣化提供有益的信息。然而,信息屬于公共產(chǎn)品,如果探索性創(chuàng)新的“試錯成本”全部由先行者承擔并且創(chuàng)新成果的溢出效應引發(fā)其他企業(yè)的“搭便車”行為,就會抑制先驅(qū)企業(yè)的創(chuàng)新積極性。積極有為的政府可以通過財政補貼對先驅(qū)企業(yè)進行補償,幫助企業(yè)克服創(chuàng)新障礙。隨著研發(fā)投入的增加和技術(shù)的不斷革新,企業(yè)全要素生產(chǎn)率得以提升。另一方面,有為政府還能夠基于增長甄別的范式,配合實施因勢利導的補貼政策,將生產(chǎn)要素配置到更具發(fā)展前景和成功經(jīng)驗的產(chǎn)業(yè)中,對具有潛在比較優(yōu)勢的先驅(qū)企業(yè)進行引導和扶持,改善這類企業(yè)的經(jīng)營、投融資決策,在保證企業(yè)自生能力的前提下提高組織效率和生產(chǎn)效率,加速資本積累,最終改善全社會層面的要素稟賦結(jié)構(gòu)。下一階段的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)隨之變遷,優(yōu)化要素產(chǎn)出效率和配置效率,從而形成一種良性循環(huán)?；诖?提出以下假設。

H1:財政補貼能夠促進企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率。

財政補貼的初衷在于扶持產(chǎn)業(yè)發(fā)展、推動經(jīng)濟高質(zhì)量增長。然而,在補貼政策設計和實施的過程中可供政府決策使用的信息較為稀缺,難以形成完整的信息鏈條從而引發(fā)政企之間的信息不對稱[9]。實際上,補貼能否發(fā)揮積極作用還依賴于政府能否從諸多項目中甄別出真正需要支持的項目。在短期利益最大化目標的驅(qū)使下,高強度的財政補貼可能會觸發(fā)企業(yè)“尋扶持”行為,加劇潛在的逆向選擇問題。部分企業(yè)利用信息優(yōu)勢釋放積極發(fā)展的虛假信號以爭奪補貼資源,甚至會忽視市場實際需求,通過購買設備、投資建廠等方式盲目擴張。此外,更多的補貼資源在誘發(fā)企業(yè)尋租動機的同時削弱了企業(yè)通過技術(shù)創(chuàng)新、組織結(jié)構(gòu)優(yōu)化來提高生產(chǎn)效益的積極性。在這些情況下,財政補貼無法精確作用于那些具有比較優(yōu)勢和發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè),從而造成補貼資源的錯配和生產(chǎn)效率的損失,扭曲了政策實施的有效性。據(jù)此提出以下假設。

H2:財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在倒U形的非線性關系,即一般情況下財政補貼的增加能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率,而當財政補貼達到較高程度后轉(zhuǎn)而會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

2.2.2 市場競爭強度的調(diào)節(jié)作用

新結(jié)構(gòu)經(jīng)濟學認為,在充分的市場競爭中形成的反映要素相對稀缺性的價格體系能夠引導企業(yè)按照要素稟賦的比較優(yōu)勢來選擇技術(shù)和產(chǎn)業(yè),獲得低要素成本的優(yōu)勢,從而推動生產(chǎn)效率的提高。但發(fā)展中國家存在軟硬件基礎設施的缺失以及創(chuàng)新發(fā)展中不可規(guī)避的公共性、外部性等問題,僅僅依靠市場機制不能全面實現(xiàn)資源有效配置。因勢利導的財政補貼政策不僅能夠在一定程度上降低由于市場的“短暫失靈”引起的非效率局面,還能為銳意進取的企業(yè)按照比較優(yōu)勢升級生產(chǎn)結(jié)構(gòu)和創(chuàng)新發(fā)展提供資金支持,推動這些企業(yè)通過戰(zhàn)略變革、技術(shù)變革和效率變革來獲得競爭優(yōu)勢,因此,市場競爭與財政補貼之間存在互補性。

另外,為了在殘酷的市場競爭中生存,企業(yè)的競爭策略趨于多樣化。生產(chǎn)性策略(如通過技術(shù)創(chuàng)新提高產(chǎn)品市場競爭力)與非生產(chǎn)性策略(如通過自我“包裝”獲取更多財政補貼) 都有可能被使用。在監(jiān)管制度不健全的背景下,企業(yè)通過騙補、尋租等非生產(chǎn)性手段獲取競爭優(yōu)勢成為重要的策略,而通過技術(shù)創(chuàng)新等方式獲得競爭優(yōu)勢具有時效性和滯后性且伴隨著較大風險,對那些不思進取的企業(yè)而言并非最佳選擇。當財政補貼強度過高時,市場競爭的深化可能會加劇這些“惰性”企業(yè)采取非生產(chǎn)性策略的動機,雖然能夠滿足企業(yè)自身短期利益最大化的目標,但卻損害了企業(yè)生產(chǎn)效率。據(jù)此提出以下假設。

H3:市場競爭與財政補貼之間存在互補關系,即市場競爭強度的提高能夠加深財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的倒U形關系。

3 研究設計

3.1 樣本選取

自2015年供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的實施,改善了以往財稅激勵政策實施過程中存在的創(chuàng)新質(zhì)量戰(zhàn)略的缺位、粗放型的投入方向等問題,為財稅政策引導企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展提供便利。因此,基于2016—2021年非金融業(yè)滬深A股上市企業(yè)非平衡面板數(shù)據(jù),對樣本做以下處理:①剔除樣本區(qū)間范圍內(nèi)曾為ST、*ST或PT類的企業(yè);②剔除樣本區(qū)間內(nèi)有退市行為的企業(yè);③剔除主要連續(xù)變量有缺失的樣本;④為避免極端異常值的影響,對主要連續(xù)變量做上下1%的縮尾處理。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

全要素生產(chǎn)率?，F(xiàn)有文獻大多采用Olley和Pakes提出的計算方法(簡稱OP法)和Levinsohn和Pertin提出的計算方法(簡稱LP法)計算全要素生產(chǎn)率(total factor productivity,TFP)。其中,LP法使用中間投入品作為代理變量,通過替換變量的方式能夠有效減少樣本損失,相較于OP法更為精確。因此,本文采用LP法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

3.2.2 解釋變量

財政補貼。參考柳光強[9]的研究,以企業(yè)年報中收到的“政府補助”并扣除所有的稅收返還、即征即退、稅收減免等財政補貼后,除以企業(yè)總資產(chǎn)來衡量企業(yè)接受的財政補貼強度。

3.2.3 調(diào)節(jié)變量

市場競爭強度。參考莊玉梅和王莉[10]的研究,用1減去勒納指數(shù)衡量企業(yè)面臨的市場競爭強度。此外,考慮不同行業(yè)間市場競爭具有異質(zhì)性,對企業(yè)個體勒納指數(shù)使用行業(yè)均值加以修正(將企業(yè)的營業(yè)利潤率減去所在行業(yè)營業(yè)利潤率均值),具體計算公式如下:

(1)

式中:OI為企業(yè)營業(yè)收入;OC為營業(yè)成本;i為企業(yè)個體;n為當年行業(yè)內(nèi)的企業(yè)數(shù)。Lerner值越小,表明企業(yè)與同一行業(yè)其他企業(yè)有較大的業(yè)務相似性,面臨的競爭就越激烈;反之,Lerner值越大,則面臨的市場競爭強度越低。

3.2.4 控制變量

參考相關研究,選取:企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、盈利能力(ROE)、管理層薪酬(Salary)、股權(quán)集中度(Top10)、內(nèi)部控制質(zhì)量(Indir)為企業(yè)層面的控制變量。同時,在回歸模型中加入了年度、行業(yè)、省份虛擬變量。所有變量的定義如表1所示。

3.3 模型構(gòu)建

3.3.1 基準回歸模型

為了驗證財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的作用,在通過豪斯曼(Hausman)檢驗的基礎上,構(gòu)建如下固定效應模型:

TFPi,t=α0+α1Subi,t+α2Controlsi,t+Yeari+

Industryi+Provincei+εi,t

(2)

式中:TFP為以LP法計算得到的企業(yè)全要素生產(chǎn)率;Sub為財政補貼強度;Controls為控制變量集;i為企業(yè)個體;t為年份;Year、Industry、Province分別為年度、行業(yè)、省份固定效應;α0和ε分別為截距項和殘差項。若回歸結(jié)果中的α1顯著為正,則可以說明財政補貼有效地提升了企業(yè)全要素生產(chǎn)率。

為了探究財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間可能存在的倒U形關系,進一步將財政補貼的平方項引入式(2)的模型中,構(gòu)建如下模型:

TFPi,t=α0+α1Subi,t+α2Sub_squi,t+α3Controlsi,t+

Yeari+Industryi+Provincei+εi,t

(3)

式中:Sub_squ為財政補貼的平方項。若回歸結(jié)果中的α2顯著為正(負),則說明財政補貼可能與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間呈現(xiàn)一種U形(倒U形)關系。

3.3.2 調(diào)節(jié)效應模型

為了驗證市場競爭強度在財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用,在式(2)和式(3)的基礎上,構(gòu)建如下調(diào)節(jié)效應模型進行檢驗:

TFPi,t=λ0+λ1Subi,t+λ2Lerneri,t+λ3Lerneri,t×

Subi,t+λ4Controlsi,t+Yeari+Industryi+

Provincei+εi,t

(4)

TFPi,t=η0+η1Subi,t+η2Subi,tsqu+η3Lerneri,t+

η4Lerneri,t×Subi,t+η5Lerneri,t×Subi,t_squ+

η6Controlsi,t+Yeari+Industryi+

Provincei+εi,t

(5)

式中:Lerner為市場競爭強度。式(3)主要用檢驗在僅考慮財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的線性關系時市場競爭強度的調(diào)節(jié)作用,若λ3顯著為正(負),則說明市場競爭能夠正向(負向)調(diào)節(jié)財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的激勵效應。式(4)用于研究市場競爭強度對倒U形關系形狀和拐點位置的調(diào)節(jié)作用。其中,若式(4)中η5顯著為正(負),則市場競爭強度的提升顯著舒緩(加深)了財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的倒U形關系。

4 實證分析

4.1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。全要素生產(chǎn)率(TFP)的最大值為12.17,最小值為6.980,標準差為1.070,說明不同企業(yè)之間的全要素生產(chǎn)率之間存在較大差異,具有一定的研究價值。財政補貼(Sub)的最大值為2.690,最小值為0,標準差為0.5961,說明受企業(yè)性質(zhì)和決策行為等因素的影響,不同企業(yè)享受到的財政補貼強度差異較大。同時,考慮到模型中可能存在的多重共線性問題,利用方差膨脹因子VIF進行檢驗,結(jié)果如表2最后一列所示。由表3可知,解釋變量與控制變量的VIF均小于3,因此可以判定模型中不存在嚴重的多重共線性問題,故進行下一步的回歸。

4.2 基準回歸

表3中的第1列報告了未引入財政補貼的平方項并使用固定效應模型進行回歸的結(jié)果。結(jié)果表明,變量財政補貼(Sub)的系數(shù)為0.025 8,并且在1%水平上顯著,這說明在其他變量不變的情況下,企業(yè)享受的財政補貼每增加1%,企業(yè)全要素生產(chǎn)率會增加0.025 8%。因此,總體而言,財政補貼對于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升起到了顯著的正向激勵作用,H1得到驗證。

將財政補貼的平方項引入模型后,根據(jù)Lind和Mehlum[11]提出的U形曲線檢驗方法,逐步進行分析:第一,檢驗一次項系數(shù)和二次項系數(shù)的顯著性。由表3第2列的檢驗結(jié)果可知,考慮控制變量的影響下,財政補貼(Sub)的系數(shù)均在1%的水平上顯著為正,而財政補貼的平方項(Sub2)的系數(shù)在1%的水平上顯著為負。第二,檢驗曲線的兩個端點處斜率是否顯著陡峭。根據(jù)第一步的回歸結(jié)果,在考慮控制變量的情況下,對Sub求一階導數(shù)后計算可得,當Sub取最小值時,斜率顯著為正(slope=0.186 3),當Sub取最大值時,斜率顯著為負(slope=-0.231 2)。第三,拐點的取值必須位于自變量的取值范圍內(nèi)。根據(jù)二次函數(shù)拐點測算公式可得,拐點取值為1.200 4,位于Sub的取值范圍內(nèi)。綜上所述,以Sub為自變量而TFP為因變量的二次函數(shù)開口向下,兩者呈現(xiàn)出一種倒U形關系。因此,當財政補貼低于一定水平時,對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升存在促進作用,而過高的財政補貼可能會助長企業(yè)創(chuàng)新“惰性”,從而抑制全要素生產(chǎn)率產(chǎn)出的提升,H2得到驗證。

4.3 穩(wěn)健性檢驗

創(chuàng)新能力強、經(jīng)營效率高的企業(yè)更容易受到政府補貼的青睞,因此,模型中可能存在由于反向因果而導致的內(nèi)生性問題?；诖?選取同年度-同省份-同行業(yè)其他企業(yè)享受財政補貼的均值作為工具變量以緩解內(nèi)生性問題。同省份同行業(yè)的其他企業(yè)享受財政補貼并不直接影響該企業(yè)的全要素生產(chǎn)率,從而確保該工具變量的外生性。同時,為驗證該工具變量的有效性,對其進行“不可識別檢驗”和“弱工具變量檢驗”。其中,LM統(tǒng)計量為43.51(P=0.000),通過了不可識別檢驗;WaldF統(tǒng)計量大于Stock Yogo給出的weak ID臨界值中10%偏誤的臨界值,表明該工具變量并非弱工具變量。在此基礎上,采用二階段最小二乘法(two stage least square,TSLS)再次進行回歸估計。使用工具變量的回歸結(jié)果如表3中第3列和第4列所示?？梢钥吹?未引入財政補貼的平方項(Sub2)時,財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響在1%水平上顯著,且符號為正;引入財政補貼的平方項后,一次項系數(shù)在1%的水平上顯著為正,二次項系數(shù)在1%的水平上顯著為負,且系數(shù)差異不大。說明在考慮內(nèi)生性的情況下,財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的關系沒有發(fā)生明顯變化,原有的結(jié)論具備穩(wěn)健性。

表3 檢驗結(jié)果

4.4 調(diào)節(jié)效應

為了考察市場競爭強度對財政補貼效果的調(diào)節(jié)作用,首先根據(jù)式(4)的模型進行檢驗。結(jié)果如表3中第5列所示。其中,市場競爭強度與財政補貼的乘積項(Lerner×Sub)系數(shù)為0.143 6,且在10%的水平上顯著為正,說明在僅考慮財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在的線性關系時,市場競爭強度起到了正向調(diào)節(jié)作用,即業(yè)內(nèi)面臨市場競爭強度越高的企業(yè),財政補貼對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的激勵作用越強。前文在引入財政補貼的平方項(Sub2)后發(fā)現(xiàn),補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間存在倒U形關系,因此使用式(4)進一步分析調(diào)節(jié)效應,結(jié)果如表3第6列所示。其中,市場競爭強度與財政補貼的二次項的乘積項(Lerner×Sub2)的系數(shù)為-0.428 9,且在1%的水平上顯著為正,說明市場競爭強度的提高,顯著加深了財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的倒U形關系,H3得到驗證。

此外,式(5)也可用于檢驗市場競爭強度的提升是否使得倒U形曲線拐點位置發(fā)生移動。步驟如下:求企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)對財政補貼(Sub)的一階導數(shù),該導數(shù)為0的點即為拐點

(6)

由式(6)可知,此時拐點位置取決于調(diào)節(jié)變量(Lerner)的值。因此,再根據(jù)式(6)對調(diào)節(jié)變量求導得

(7)

式(7)中分母恒定為正,因此當η1η5-η2η4>0時,倒U形曲線拐點隨調(diào)節(jié)變量的提升向右偏移;當η1η5-η2η4<0時,拐點隨調(diào)節(jié)變量的提升向左偏移。由表3中第6列的檢驗結(jié)果可知,η1η5-η2η4>0。因此,隨著市場競爭強度的提高,倒U形曲線的拐點向右移動,拓寬了財政補貼適用區(qū)間的范圍。

5 結(jié)論與啟示

當今世界正經(jīng)歷百年未有之大變局,后疫情時代下中國經(jīng)濟發(fā)展在危機中育新機。在邁向科技強國的道路上,需要基于“有效市場”和“有為政府”的平衡作用機制,在兩者協(xié)同進步中實現(xiàn)經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展。研究發(fā)現(xiàn),適度的財政補貼能夠激勵企業(yè)提高全要素生產(chǎn)率,高強度的財政補貼反而會抑制企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升,兩者之間呈現(xiàn)出一種倒U形關系;進一步研究發(fā)現(xiàn),市場競爭強度的提高不僅能夠加深財政補貼與企業(yè)全要素生產(chǎn)率之間的倒U形關系,還會推遲倒U形關系拐點的到來。鑒于上述結(jié)論,提出以下建議。

第一,建立財政補貼政策的績效評價制度,并引入懲罰性激勵政策,根據(jù)評價結(jié)果動態(tài)調(diào)整補貼方式和補貼對象,提高財政補貼的有效性。財政補貼宜適度,防止補貼資金過度集中于某些行業(yè)或企業(yè),擴大補貼政策的惠及面。進一步完善政府各職能部門之間的溝通協(xié)調(diào)機制,推進政務公開,確保企業(yè)及時、準確地獲取優(yōu)惠政策信息,緩解政企間信息不對稱問題。

第二,建立有效的反不正當競爭和反壟斷的營商環(huán)境,營造統(tǒng)一開放、競爭有序的市場環(huán)境,保障企業(yè)合法權(quán)益,增強企業(yè)參與市場競爭的意識和能力。建立合理的行業(yè)準入規(guī)則,降低行業(yè)進入門檻與退出成本,破除地方保護和市場分割,保證所有企業(yè)依法平等地使用各種生產(chǎn)要素,實現(xiàn)資源的優(yōu)化配置。增強地區(qū)間的經(jīng)濟凝聚力,形成科學合理的區(qū)域分工體系。