财政分权与市场竞争——基于工业库数据的分析

孙 瑞 台 航

(1.北京大学 经济学院，北京 100871； 2.中国人民银行 金融研究所，北京 100033)

一、引言和文献综述

财政分权体制作为企业经济行为的重要制度背景和市场经济体制的重要组成部分，能够对企业的市场行为产生重要影响。政府间财政关系通过改变地方政府的行为激励，进而影响到政府与市场之间以及市场上不同参与主体之间的关系。前者会影响地方政府对市场的干预，后者会影响局部市场的竞争关系。因此，建设科学、健全的财政分权体系是促进经济稳定增长、保障市场活力的重要条件之一，讨论市场竞争问题与财政分权程度之间的关系是十分必要的，但截至目前，相关文献很少关注财政分权对市场竞争的影响。

已有研究主要围绕着财政分权的经济影响展开，重点讨论财政分权对经济增长、公共产品提供以及企业生产效率的影响。财政分权理论认为，财政分权可以对经济发展有促进作用是因为财政竞争可以加强对地方政府的政治激励作用，从而更好地承担经济发展责任(Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972；McKinnon et al.，1997；Qian et al.，1998；Weingast，2009；张晏 等，2005；沈坤荣 等，2005；谢贞发 等，2015)。许多研究发现，财政分权程度的提高可以促进地方政府采取措施降低企业成本，如降低企业的实际税率等，并增加公共品供给(郭玉清 等，2009；Marsh，2010；王麒麟，2011；饶晓辉 等，2014)，促进产业结构升级(崔志坤 等，2015；黄继忠 等，2018)，促进了技术进步及技术效率的提高(赵文哲，2008；赵岩，2018)，从而提高企业的生产效率(台航 等，2017)。

关于财政分权对市场竞争的影响，多数文献从经济效率的角度出发来分析财政分权对资源配置的影响。陈诗一等(2008)讨论了财政分权对地方政府支出效率的影响。一些研究从政分权对市场机制的影响这一角度，讨论财政分权对市场竞争以及区域间市场竞争的影响。Qian et al.(1998)的研究发现，财政分权有助于地方政府发挥信息优势，帮助企业提高生产效率。在此基础上，由于财政分权环境下地方政府具有更强的激励，因而加强了区域间的市场竞争，激发了市场活力，从而提高了经济效率(Montinola et al.，1995；Qian et al.，1996、1997；Lin et al.，2000)。

还有一些研究认为，地方政府的产业政策和经济干预行为产生了负面作用。一是财政分权加强了政府对企业的干预，并引起大量重复投资，导致市场竞争的同质化(周黎安，2004、2008)。在财政分权引发的地方政府竞争机制中，市场的同质竞争大于异质竞争(丁重 等，2013)。二是财政分权的背景下，中央与地方的博弈可能会引起地方政府利益机制和行为的重大变化，即发生“援助之手”到“攫取之手”的转变，从而干预了市场的正常运行。聂辉华等(2007)研究了“政企合谋”，发现地方政府政绩追求可能会纵容企业选择“坏的”生产方式。在此基础上，政府的干预行为导致的市场竞争失序并影响到企业的市场势力，造成一定程度的资源分配的扭曲(陈抗 等，2002；孙早 等，2007)。综上所述，尽管许多文献对财政分权和经济增长、企业绩效等问题展开了研究，但对于企业的竞争行为则很少有涉及。

既然在财政分权的背景下，地方政府有足够的激励通过多种政策手段激励企业并维护市场竞争，那么研究财政分权对市场竞争的影响应是合乎逻辑的。本文的贡献主要在于：一是首次探讨了财政分权对市场竞争的影响，丰富了关于财政分权影响资源配置的认识；二是选取合理的宏、微观指标来度量财政分权的市场竞争程度；三是就财政分权与市场竞争之间的关系进行了系统的实证分析，估计结果更具准确性。

二、理论分析与研究假说

改革开放以来，中国政府间财政管理体制经历了以“分灶吃饭”为主要特征的“财政包干制”(1980—1993)和分税制(1994—)两个时期。在此过程中，政府间财政关系的调整围绕着税利分配展开，特别是在1994年实施分税制改革之后，中央与地方政府间在以增值税、企业所得税等税种为主体的税收格局下，形成了税收弹性分成制度(吕冰洋 等，2016)。正是由于税收分成制度在不同时期、不同地区表现出的弹性变化，使得各地区的经济发展表现出了差异性。

值得注意的是，地方财政分权程度的变化通过影响地方政府的行为，从而进一步影响地方经济发展绩效。除此之外，财政分权的变化还会影响政府与市场之间的关系，使得政府更加关注市场经济的制度构建和运营效率。当财政分权程度提高时，由于具有更高的财政自主权，地方政府当家理财的积极性会有所提高。此时，为了增加财政收入、降低财政支出，地方政府会更加关注市场基础设施的完善，注重改善市场竞争环境和完善运行制度，以提高经济运行效率、增加企业产出，从而最终提高财政收入水平。此外，财政分权程度提高引发的财政竞争，也使得地方政府更为关注本地区的制度环境，以吸引更多生产要素的流入，从而促进本地区经济发展。具体而言，财政分权会对市场竞争产生三种效应：

第一，财政激励效应。较高的财政分权程度会激发地方政府完善市场基础设施的积极性。分税制改革之后，中央与地方政府之间形成了“税收弹性分成”制度。其中，增值税和企业所得税作为两大主体税种(2017年两税之和占到中国税收收入总额的61.30%)，是实行分成制度的典型代表：根据现行分税制体制的规定，增值税在中央和地方之间按照60∶40比例分成，“营改增”改革之后改为50∶50；企业所得税按照60∶40分成。在省级以下，即省级政府、地市级政府和县级政府之间同样实行多种形式的税收分成制度(张立承，2011)。在此背景下，地方政府为了获取更多的财政收入，会在给定分成比例下尽量扩大税基，发展地方经济，提高经济运行效率。同时，为了节省财政开支、提高政府支出效率，地方政府还有动机减少对国有企业的经营补贴等，着力推动国企改革来提高其运营效率，从而改善市场竞争环境(台航 等，2017)。因此，增收节支动机会促使地方政府更加注重市场经济的运行效率，通过加强市场规制等措施维护市场竞争秩序，降低市场垄断程度，从而为辖区的经济发展提供长期动力。

第二，晋升激励效应。官员晋升锦标赛理论认为，在中国高度集中的政治管理体制下，地方的经济发展绩效是上级政府考核地方官员、决定其升迁的重要依据(Chen et al.，2005；周黎安，2007；吴敏 等，2018)。在晋升压力下，地方政府的经济行为会受政府官员的政治激励影响。上级政府对下级政府的政绩考核具有两个特点：一是考核标准以GDP增长率、外资引进力度等经济指标为主；二是考核方式同时兼顾纵向考核(同一地区先后不同历史时期的经济发展对比)和横向考核(同一时期不同地区之间的经济发展对比)两种方式，最突出的表现就是上级普遍采用的是相对于邻近省份和前任官员的绩效评估方式来加大激励效果。因此，在处理政府与市场之间的关系时，地方政府出于晋升激励往往会采取相关措施优化市场竞争环境，包括维护市场公平、强化市场监管、加大执法力度、维护市场秩序等，提高市场的竞争程度，激发企业生产经营的活力。可见，正是在这种行政集权与财政分权相结合的制度背景下，地方政府在晋升压力下会主动调整政府与市场之间的关系，注重为地方企业发展提供良好的市场竞争环境，调动企业的积极性，提高经济绩效。

第三，横向竞争效应。公共选择理论认为，当政府面临着外部竞争压力时，会具有更高的效率和更强的责任感。第二代财政联邦主义强调财政分权可以通过制度安排来影响地方政府和企业的经济行为，从而提高经济效率。McKinnon et al.(1997)、Qian et al.(1998)利用委托代理理论和公共选择理论，指出财政分权至少会从两个方面使经济运行效率得到改进：一是如果地方政府对经济活动干预太多，会使有价值的投资活动转向政府干预较少的地区，地方之间的这种竞争会减少政府干预；二是地方财政收支的挂钩会增强地方政府发展经济的积极性。可见，随着劳动、资本等生产要素在辖区间的流动，财政分权程度的提高增强了地方政府在服务经济发展中的主动性，使得地方政府之间围绕着生产要素的区域配置展开激烈的竞争，在无形中形成了竞争性市场。对于不同地区的企业而言，良好的营商环境是关键，而政商关系和市场结构则是营商环境的重要组成部分。对于给定地区而言，市场竞争程度越高、垄断势力越低，企业进入的可能性也就越大。因此，财政分权程度的提高引发的政府间的横向竞争，使得地方政府更加注重营商环境的改善，减少政府干预，提高市场竞争程度，促进市场基础设施的完善。

财政分权对市场竞争的三种影响效应如图1所示。

图1财政分权影响市场竞争的逻辑关系图

综上所述，提出本文基本研究假说：

财政分权程度的提高会促进地区的市场竞争，降低市场的垄断程度。

这个假说意味着对于财政分权程度较高的地区而言，市场的垄断势力也较低。为了验证假说的正确性，本文将以县级数据和规模以上工业企业库数据为基础，采取合理的指标衡量地方政府的财政分权和市场竞争程度，从而进行系统的实证分析。

三、财政分权与市场竞争程度的测算

(一)财政分权指标的测算

财政分权反映了在全国性的财政资源配置当中地方政府可支配权力的大小。关于如何测算地方政府的财政分权程度，已有文献的做法并不一致，由此带来的实证分析结果也存在差异。直观上看，选取合理的指标来衡量地方政府在财政资源配置中的相对权力大小最为合适。但是，由于制度本身难以进行量化分析，并且存在着较大的不确定性和主观性等问题，因此已有文献多从地方政府与中央政府的财力比较的角度来衡量财政分权程度的大小。对于中国而言，税权划分无疑在分税制改革的过程中扮演着更为关键的角色：通过合理划分税种，在中央和地方政府间实施税收分成改革，以调动中央和地方政府的积极性，最终建立与社会主义市场经济体制相适应的现代财政制度(楼继伟，2013；吕冰洋 等，2018)。可见，以地方政府的税收分成比例来衡量财政分权程度更能匹配中国的特殊实践。为此，本文主要借鉴吕冰洋等(2016)的做法，测算县级政府所获取的财政收入(税收收入)比例，以度量县级的财政分权程度。吕冰洋等(2016)在测算税收分成时，通过将一省所有的县级地区视为一个整体，用各省县级政府获取的税收收入总和，除以该省实际获取的税收收入来代表县级政府的税收收入分成率。考虑到增值税和企业所得税是中国现行税制中税收收入规模最大的两个税种，同时恰好也是中央政府与地方政府之间分别实行分成办法的两大税种，本文以这两个税种为代表来分别测算县级整体的税收分成状况。此外，还借鉴税收分成的测算方法，用预算内财政收入代替税收收入来计算财政收入分成指标。县级政府的增值税(VAT)、企业所得税(CIT)和财政收入的分成率的具体计算公式如下：

(1)

(2)

(3)

在式(1)、(2)中，县级政府的增值税和企业所得税收入总额由各省的县级数据加总而得，县级政府所在省份的实际增值税和企业所得税收入额为该省份税务部门(包含国税与地税)组织的增值税和企业所得税收入总额。在式(3)中，县级政府的财政收入总额由各省的县级财政收入数据加总而得，实际财政收入额为税务部门组织的收入总额加上非税收入。分子数据均来自于《全国地市县财政统计资料汇编》，分母数据均来自于《中国税务年鉴》。

值得注意的是，根据式(1)～(3)计算的分成指标虽然是省级层面的数据，但是反映的却是县级层面的分成问题。另外，为了丰富财政分权变量样本，同时提高分析结果的稳健性，本文还借鉴张晏等(2005)、贾俊雪等(2016)的做法，以县级层级与其他层级的人均财力之比来测算各县级地区的财政分权程度，即

(4)

利用式(4)可以测算财政分权程度为县级层面的数据，样本量较为丰富。根据县级财政数据的可得性，测算的县级财政收入分成比例、增值税分成比例、企业所得税分成比例和财政收入分权的时间范围依次为2000—2007年，2003—2007年，1997—2009年和1997—2015年。

(二)市场竞争程度的测算

本文对垄断势力的衡量主要采用企业产品价格与其边际成本之比成本加成(markup)。成本加成体现了企业在市场竞争中的垄断利润的大小，一般来说，在完全竞争市场中，企业的成本加成等于1，而在不完全竞争市场中的成本加成大于1。当企业的垄断利润越高，市场的竞争水平越低。企业垄断势力的测算需要销售价格和边际成本等企业基本信息，但边际成本不可观测，De Loecker et al.(2012)提出了一般性的测算方法，并被广泛采用(Lu et al.，2015；黄先海 等，2016；王贵东，2017)。

该方法的基本研究思路为，给定企业的要素价格和产量Q，通过选择要素X来最小化成本，可得拉格朗日方程：

(5)

其中：λ为影子价格，反映了企业的边际成本MC；X表示投入要素。由拉格朗日方程的一阶条件可得：

(6)

其中，P代表产品销售价格。式(6)等式左边为产品价格与边际成本之比，即成本加成。观察等式右边，分子为要素的投入产出弹性，分母为要素的报酬份额。因此，可以通过要素的产出弹性和要素报酬份额直接算出企业的垄断势力，并且只需要一种要素的报酬份额和产出弹性。此外，这种方法不受企业的生产函数的限制。

1.要素产出弹性估计

一般情况下，OP法的被解释变量为工业增加值对数值(Olley et al.，1996)，LP法的被解释变量为工业增加值对数值或工业总产值对数值(Levinsohn et al.，2003)。在本文所掌握的中国工业企业数据库中，工业总产值的时间序列(1996—2013年)长于工业增加值(1996—2007年、2010年)，而在后面计算报酬份额时需要再次利用工业总产值或工业增加值数据。此外，Olley et al.(1996)认为使用投资作为TFP的代理变量可以有效解决估算中的内生性问题，但是实际上当企业不在当年进行投资时，投资则不能反映全要素生产率的变化。在此基础上，Levinsohn et al.(2003)则认为投资并不能完全反映生产率的变化，使用企业的当年中间投入作为生产率的代理变量，以解决OP方法中部分企业无当年投资的问题。

本文主要采用LP法估计要素产出弹性，即被解释变量为工业总产值对数值。取劳动投入为自由变量，资本存量作为资本变量，中间投入作为代理变量，分别估计29个(13～42)行业的要素产出弹性。因为De Loecker et al.(2012)所提出的方法不需要对生产函数进行任何设定，所以本文直接采用双对数模型估计要素产出弹性，计量模型如下：

ln Ykt=β0+βLln Lkt+βKln Kkt+βMln Mkt+εkt

(7)

其中，Ykt为工业总产值，Lkt为劳动力要素投入，Kkt为资本存量，Mkt为中间投入，βL、βK、βM分别为对应的产出弹性，下标k代表企业个体、t表示年份。

2.垄断势力的测算

本文使用1998—2013年工业企业数据库，样本包括全部国有企业及规模以上(年收入500万元以上)的其他工业企业。所有制包含国有、集体、民营、外资企业。本文根据Brandt et al.(2014)的做法，除去不合理的观测值：企业总产值、各项投入以及固定资产原值和净值为负；企业固定资产原值小于固定资产净值；工业增加值或中间投入大于总产出，或主营销售收入大于总销售收入；企业劳动、资本等关键数据缺失。对于企业增加值和总产出，本文使用消费者价格平减指数来进行相应的调整。

利用估计出的劳动产出弹性和劳动报酬份额，根据De Loecker et al.(2012)的方法，本文测算出1998—2013年中国制造业企业的垄断势力。由于2011—2013年的数据并未包含中间投入值和增加值，本文采用余淼杰等(2018)的方法，利用产出、工资和折旧信息估计中间品投入值。用当年企业的全部从业人数来衡量劳动投入，以当年应付工资确定工资水平并进行价格平减。通过固定资产投资价格指数对企业的资本存量进行调整。

通过对以上企业数据的梳理，本文分行业计算生产函数并以行业为基准进行参数估计。为了排除离群值对回归结果的影响，本文剔除了低于1%和高于99%分位数的样本。经过计算和样本的筛选，本文得出的企业垄断势力的均值为1.35。

图2为2013年全国分地区企业垄断势力分布图。可以看出，企业垄断势力分为五个层次。东北三省、内蒙古、河北、河南的企业垄断势力最高，第二层次大部分是中西部省份，第三层次为东部沿海地区，再次为欠发达省份。根据垄断势力的分布情况可以看出，在市场经济发展程度较高的省份，企业垄断势力平均水平较低，在较为依赖资源、重工业的省份，市场的作用较弱，企业的垄断势力较高。这说明，在财政分权改革和市场化推进较为深入的地区，中国制造业企业的垄断势力水平分布呈下降趋势。

图22013年度全国各地区工业企业市场势力分布图

四、实证策略与数据说明

(一)计量模型和变量选择

为检验上文提出的假说，本文以县(市)级地区财政数据和规模以上工业企业数据库所结合成的面板数据为基础，通过建立一系列计量模型来进行实证分析，以得到全面和稳健的经验证据。由于垄断势力对数值(ln markup)的密度函数较垄断势力(markup)更为对称，本文将选用垄断势力对数值(ln markup)参与最终计量回归。基准计量方程如下：

ln markupit=β0+β1fiscalct+β2Xit+β3Zct+β4Zpt+ηi,t+εit

(8)

其中，i代表企业，t代表时间，ln markupit是指企业的成本加成率的对数值，fiscalct指地方财政分权指标，Xit是指企业层面控制变量，Zct是县级控制变量，Zpt为省级控制变量，ηi,t为企业固定效应和年份固定效应，εit为残差项。β1度量了财政分权对企业成本加成率的影响，若β1<0,则证明财政分权程度越高，企业的成本加成率越低，市场竞争程度也就越高。

成本加成作为因变量，用以反映市场竞争程度，成本加成率越高说明市场竞争程度越低。财政分权作为核心解释变量，包括上文已计算的以下指标：市县级财政收入分成(sxjts_fis)、市县级增值税收入分成(sxjts_vat)、市县级所得税收入分成(sxjts_cit)、市县级财政收入分成(fd_xjr)。核心解释变量反映了地方财政分权程度。

根据已有文献，本文的控制变量主要包括：

1.企业特征控制变量

具体包括：企业规模，本文取总资产的对数值、员工人数的对数值代表企业规模，这是由于规模较大的企业在生产经营的多个环节都相对更有优势(聂辉华 等，2009)；企业的盈利能力，本文取利润和总资产之比，企业的盈利能力反映了企业在增加要素投入时的难易程度，盈利能力更强的企业往往有更低的融资成本，控制企业的盈利能力从而控制盈利能力对企业成本加成的影响；企业主要生产特征，本文控制了产品销售率(产品销售收入/工业总产值)、投入产出率(中间投入合计/增加值)、资本密集度(资产总计/主营业务收入)；企业年龄(对数值)；企业的出口性质，本文控制了产品出口比例(出口交货值/总产值)，反映企业是否为面向出口的制造业企业；企业融资特征，本文控制了企业的贷款能力(利息支出/资产总计)，反映企业的融资能力；企业所有权性质，本文控制了企业的所有权性质虚拟变量(国有企业=1)，反映企业的所有权性质。

2.县级控制变量

具体包括：经济发展水平，本文使用人均实际国内生产总值的自然对数来表示，反映经济发展阶段对研发活动的影响；财政自主度，即地方财政一般预算收入与一般预算支出之比，反映政府财政收支状况；政府规模，本文取政府支出与GDP之比；工业化率，用第二产业增加值占国内生产总值的比重来表示，反映工业化进程的影响；城镇化率，即城镇人口占总人口的比重，反映城市化进程和城乡结构对研发活动的影响；金融发展水平，即金融机构年末存贷款余额/GDP，反映地区金融市场发展程度和金融体系建设水平。

3.省级控制变量

具体包括：省级CPI，即省份年度消费者价格指数，反映当地物价水平；对外开放度，即进出口总额与GDP的比值，反映当地的对外开放程度；人均公路里程，反映当地基础设施建设水平。

由于固定效应回归可以有效控制不可观测因素的影响，本文的实证策略主要以固定效应回归为主。由于不同的企业由于行业、生产技术的不同，进而全要素生产率和成本加成也会出现相应差异，本文控制了企业固定效应(i.firm)；考虑到经济和政策的周期性变动，本文控制了年份固定效应。在基础回归的基础上，为了检验分析结果的稳健性，本文利用分样本回归，对不同规模、进出口类型、所有制类型的工业企业成本加成与财政分权之间的影响关系进行检验，并进行了调整聚类水平的检验。

(二)数据说明

本文使用了1998—2013年县级层面的数据进行实证分析，主要来自于各类统计资料和统计年鉴。

表1 主要变量的描述性统计

首先，本文使用了中国国家统计局的年度工业企业调查数据，删去了上下1%的观测值以消除异常值的影响。其次，县级、地市级财政和人口数据来自《全国地市县财政统计资料》《中国区域经济统计年鉴》，其中地级市和县级县市地区的人口数据不足的数据主要来源于《中国城市统计年鉴》和《中华人民共和国全国分县市人口统计资料》；中央、省级财政和人口数据来自《中国统计年鉴》和各省级地区的统计年鉴。表1为主要变量的描述性统计。

五、实证结果分析

(一)基准结果分析

理论分析表明，财政分权程度的提高可以提高市场竞争程度，即降低企业的成本加成率。表2为以垄断势力对数值为因变量的主要计量回归结果，模型控制了面板固定效应(FE)。观察列(1)，主要解释变量为市县级财政分权指标，表示县级政府和市级政府之间的财政收入分成比例。列(1)的回归结果符号为负，说明当县级政府财政收入分成比例越高时，企业的垄断势力随之越低，当地市场竞争程度相应越高。观察列(2)、(3)，其主要解释变量分别为市县级的增值税和所得税的分成比例，回归结果显示，县级政府的税收分成比例对企业的垄断势力起到了显著的负向作用，说明财政分权降低了企业的垄断地位，提升了市场竞争程度。列(4)主要解释变量为县级财政收入的分权指标，可以看到当县级收入的分权程度越高时，企业垄断势力越弱，而市场竞争程度越高。

表2 财政分权与工业企业成本加成计量回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为稳健性标准误。被解释变量为企业成本加成的对数值(ln markup)，所有模型均控制了个体固定效应和时间固定效应，聚类稳健标准误取企业层面。

上述结果表明：县市地区的税收分成越高，则该地区企业的垄断势力(即成本加成)就越弱，这就说明财政分权的提高会促进地方政府更倾向于激发市场活力和市场竞争。根据本文的理论分析，地方政府的收入分成越高，则该地区的市场竞争程度就越高，因此采用税收分成等财政分权指标也较好地验证了之前本文的结论。

(二)稳健性检验

虽然本文在之前的回归中基本证实了财政分权对市场竞争的影响，但还存在一些其他的机制可能得出不同的结论。因此，需要通过一系列的检验来排除这些因素的干扰。本文主要从企业的规模、出口份额、所有制类型和不同的聚类水平四个角度检验财政分权对市场竞争的影响效果。

1.异质性：企业规模

由于企业的规模效应对于企业的垄断力量起到十分显著的作用，本文将每年度的企业规模按照中位数分为规模以上和规模以下，进行分样本回归，以检验财政分权对市场竞争的影响的稳健性。

表3 财政分权与工业企业成本加成企业规模分样本计量回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为稳健性标准误。被解释变量为企业成本加成的对数值(ln markup)，所有模型均控制了个体固定效应和时间固定效应，聚类稳健标准误取企业层面。为了节省篇幅，表中略去了其他控制变量的回归结果。

表3为考虑到企业规模影响的分样本回归结果。表3中列(1)～(4)为大企业样本的回归结果，列(5)～(8)为小企业样本的回归结果。分析表3，可以看出，在不同规模类别的情况下，财政分权仍然对企业的成本加成有负向作用，也就是说财政分权程度越高，市场竞争程度越高，而企业的成本加成越低，即财政分权有效地提升了市场竞争程度。

2．异质性：企业出口份额

考虑到企业加成和企业出口行为之间存在较强的关联(De Loecker et al.，2012)，本文主要检验财政分权对于不同出口类型企业的影响，以验证结论的稳健性。本文将出口产品份额占产品销售收入一半以上的企业定义为出口企业，并进行分样本回归。表4为考虑到企业出口类型影响的分样本回归结果,分别列出了出口企业与非出口企业的回归结果。

表4 财政分权与工业企业成本加成出口企业分样本计量回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为稳健性标准误。被解释变量为企业成本加成的对数值(ln markup)，所有模型均控制了个体固定效应和时间固定效应，聚类稳健标准误取企业层面。为了节省篇幅，表中略去了其他控制变量的回归结果。

表4中列(1)～(4)为出口企业样本的回归结果，列(5)～(8)为非出口企业样本的回归结果。观察回归结果可以发现，财政分权对出口企业样本的回归系数显著性更强，即财政分权程度的提高能够显著地提高出口企业的市场竞争程度。这是由于出口企业主要面对国际市场竞争，其市场竞争力较强，对市场竞争环境更为敏感。当财政分权程度提高，市场环境的优化对出口企业的影响更为显著。

3.分样本回归：所有制类型

相关研究发现，企业的私有化可能会影响企业的生产绩效从而影响企业的成本加成(Konings et al.，2005)，而国有企业改制对企业绩效会产生显著的正向作用，提高企业的利润水平和生产效率，这种状况一般出现在竞争程度比较高的行业(盛丹，2013)。为此，本文将制造业企业分为国有企业和非国有企业两类，检验所有制的不同是否会干预到财政分权对企业成本加成的影响，结果见表5。

表5 财政分权与工业企业成本加成所有制类型分样本计量回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为稳健性标准误。被解释变量为企业成本加成的对数值(ln markup)，所有模型均控制了个体固定效应和时间固定效应，聚类稳健标准误取企业层面。为了节省篇幅，表中略去了其他控制变量的回归结果。

总体上看，地方政府的财政分权程度越高时，企业的市场垄断力量越低。表5中列(1)～(4)为国有企业样本的回归结果，列(5)～(8)为非国有企业样本的回归结果。比较回归系数，可以发现，国有企业和非国有企业两组样本中，财政分权都产生了负向影响，但财政分权对非国有企业的影响较为显著，对国有企业的影响不显著。原因可能在于，国有企业一般处于市场中的垄断地位，具有市场优势，因此国有企业对市场竞争环境的变化敏感程度相对于非国有企业更低。

4.调整聚类水平

考虑到不同聚类水平可能对回归结果带来的影响，本文分别采用了县级时间趋势和个体时间趋势的聚类水平进行稳健性检验。计量回归结果如表6所示。

表6 财政分权与工业企业成本加成不同聚类水平计量回归结果

注：***、**、*分别表示1%、5%、10%的显著性水平，括号内为稳健性标准误。被解释变量为企业成本加成的对数值(ln markup)，所有模型均控制了个体固定效应和时间固定效应。为了节省篇幅，表中略去了其他控制变量的回归结果。

表6分别报告了在县级时间趋势(列(1)～(4))和个体时间趋势(列(5)～(8))的聚类水平下的回归结果。可以看到，在不同的聚类水平下，财政分权与企业的垄断势力的关系显著为负。这说明在不同的聚类水平下，本文的结论依然稳健，即财政分权程度的提高，有效地促进了市场竞争。

5.替代性指标分析

本文之所以选取成本加成率作为衡量市场竞争程度的指标， 是考虑到该指标相对于其他指标具有更多的优势：

第一，成本加成体现了企业微观层面市场地位和市场竞争强度，具有扎实的微观基础，样本量也更加丰富。首先，成本加成也可以称为价格成本边际，反映了企业在微观层面上的垄断利润水平。对于衡量地区层面的差异，微观指数一方面保留了企业的微观特征，另一方面不再受到行业限制而导致企业特征信息的损失，可以更好地结合宏观层面的地区数据进行实证分析。其次，企业获得垄断利润是市场垄断的主要特征，也是刻画市场竞争的反向指标，虽然企业在行业中的市场占有率也可以刻画企业的市场地位，但该指标更多地受制于数据库行业中的数据量的影响，计算维度较为单一。同样被文献采用的垄断利润的测算可以采用更为精确的计算方法，以更为准确地刻画企业的市场地位。

第二，成本加成指数的计算方法更为精确和合理。采用LP方法估计的企业垄断利润(markup)是目前较为精确的市场竞争计算方法，能够更精确地反映市场的垄断程度。本文的出发点在于从微观角度考察财政分权对市场竞争的影响。由于企业的边际成本不可观测，传统的方法以主营利润率替代产品的垄断利润的做法存在较大的偏误。通过LP方法，可以计算出企业的边际成本，从而精确地衡量企业的垄断利润。根据成本加成的定义，在完全竞争的市场中，企业是价格的接受者，按照边际成本定价，加成率为1。在非完全竞争市场，加成率通常大于1，加成率越大表明企业可以获得越高的垄断利润(Konings et al.，2005)，企业的市场地位越高。因此以LP方法估计的垄断利润更为准确可靠，可以作为反映市场竞争的反向指标，更准确地反映出企业的市场竞争状况。

综上所述，在考虑了企业规模、所有制类型、出口类型等企业性质和不同的聚类水平等不同因素的影响之后，通过对不同的财政分权指标以及不同的市场竞争程度指标的检验，本文发现实证结果同基本模型回归结果保持基本一致，即财政分权程度的提高对市场竞争具有显著的促进作用，可以显著降低市场垄断水平，回归结果具有较强的稳健性，较好地支持了前文理论分析和基础回归结果的结论。

六、结论和启示

财政分权程度不但深刻影响了宏观经济增长，更深刻地影响了微观的市场机制。完善市场竞争是维护市场秩序，保障经济健康稳定发展的重要因素，更是建设现代经济体系的关键。本文通过理论和实证分析研究了财政分权对市场竞争的影响，结果表明，税收分成程度越高的县级地区，企业的垄断势力越弱，而市场竞争程度更大。通过更换财政分权指标以及考虑企业的异质性问题和所得税共享改革，回归结果仍然稳健。

本研究具有重要的现实意义。建立现代经济体系的前提和基础是形成完善的市场经济体制，让市场机制在资源配置中发挥着决定性作用。政府间的财政关系调整通过调动不同层级政府的积极性，从侧面干预市场竞争关系的形成，与中央政府相比，地方政府对市场主体的影响更为直接。尤其对于社会基层而言，地方政府会通过改变政策的制定和执行来影响市场主体的经济行为。因此，当地方政府的财政分权程度提高时，地方政府出于官员晋升和财政增收等目标的考虑，倾向于采取包括完善法律法规、提高司法执行力度等措施在内的相关政策来完善市场基础设施、改善市场竞争条件、提高市场运行效率。因此，提高地方政府的财政分权程度不仅有助于理顺政府间的财政关系，而且还有助于改善市场主体间的竞争关系，降低垄断程度，提高市场运行效率，从而在现代经济体系的建立过程中发挥着“一石二鸟”的作用。

综上所述，实证分析的结果表明，财政分权程度的提高会对市场竞争机制的完善起到重要作用。研究财政分权与市场竞争的关系可以为在理论上探讨财政体制与微观经济的作用机制提供新的思路。此外，当前中国步入改革的深水区，迫切需要建设现代财税制度，激发市场活力，从而推动经济转型升级，本文的研究从财税角度为提振市场活力提供了新的视角。