财政分权与企业全要素生产率：促进还是抑制？——基于地方政府行为的实证检验

史 贞

(山西财经大学，山西 太原 030006)

一、引言和文献综述

随着全球进入产业链重构和经济步入调整周期，我国传统依赖资源和低人力成本的粗放型发展模式已经难以持续：人口红利不再、国际竞争加剧、投资边际收益递减，并衍生资源污染、产能过剩等问题。[1]有鉴于此，为摆脱发展困境，成功跨越“中等收入陷阱”，就亟需转变经济发展方式，摒弃传统粗放型经济发展模式，转而聚焦以全要素生产率为核心的集约型增长模式。由此可见，提升企业全要素生产率具有充分的时代背景和必要性。中共十九大报告中前瞻性地提出，“必须坚持质量第一、效益优先，以供给侧结构性改革为主线，推动经济发展质量变革、效率变革、动力变革，提高全要素生产率”。然而，在当前我国经济发展存在较强路径依赖的背景下，传统经济增长模式转型不可能一蹴而就。因此，对企业全要素生产率进行深入研究，以期构建长效机制，开拓经济结构转型新篇章，无疑具有较强的理论价值和实践意义。

如何充分把握当下的历史机遇和契机，进一步提振全要素生产率？大量文献从财政政策、[2]税收政策、[3]产业政策[4]等不同角度，对现阶段我国企业全要素生产率进行研究和探讨，并据此提出了很多富有针对性的意见。这之中，政府的力量不容忽视。在地方政府行为影响下，财政分权对企业全要素生产率有着至关重要的影响。但当前对在中国经济中扮演极为重要角色的财政分权是如何作用于企业全要素生产率的文献极少，因此有必要深入研究和探索。

分税制改革以来，“中央—地方”收入分配关系有所调整，这意味着随着中央对地方权力的部分松释，地方被赋予更多的经济话语权。[5]更为重要的是，财政分权体制下地方政府的辖区利益最大化的目标导向被进一步强化，并进而极大促进了我国地区经济高速发展，[6]这也引起学术界的关注。目前，绝大多数文献均将着力点放在研究财政分权与经济增长之间的关系上，而对于其与企业全要素生产率的研究颇为鲜见。[7][8][9]从理论层面而言，财政分权下地方经济增速较快，而经济的较快发展，理应能为企业全要素生产率跃增提供良好的金融和制度环境支撑：地方政府能利用财政补贴、[10]税收优惠和产业支持等政策，缓解企业融资约束的同时，[11]还能引导企业通过加大创新投入、优化组织模式等方式，促进其生产效率提升。然而需要注意的是，财政分权下地方政府对于提振经济总量和扩大税收规模有着内生的强烈需求，甚至可能坠入“GDP至上”的误区，这就使得地方政府对于能提振企业全要素的创新项目关注能力减弱，进而不利于提振企业全要素生产率。[12]

地方政府行为可以界分为两个方面：一是“晋升锦标赛”理论：此理论认为，地方政府官员之间的晋升博弈是以GDP为竞争标尺，因此地方对于发展经济有着强烈的需求，进而影响地方政府的资源配置路径。[13]二是从我国特有的经济增长目标管理体系出发进行研究：我国采用的是自上而下的纵向政府结构管理体系，上级制定具有一定约束意味的经济增长目标，并要求下级政府执行。经济增长目标制定的高低，同样也会对地方政府的资源投放方向和力度产生至关重要的影响。[14]为促进企业产出有较大规模的增长，在资源边界线的约束下，优化资源配置，加大创新力度提升要素资源的单位产出乃是必由之路，这无疑对企业全要素生产率提振有所裨益。[15]

纵观现有研究，其主要存在以下三点不足：第一，现有文献多框限于分析财政分权对经济增长的影响，虽然此类研究对于深入探讨财政分权的绩效和作用也具有非常重要的作用。然而此类研究可能过于宽泛，在经济高质量增长的背景下，亟需综合探讨提升全要素生产率的渠道和途径，因此，研究财政分权之于企业全要素生产率的影响更为契合当前的时代需要。第二，现有文献在探讨财政分权对特定经济要素影响时，大多满足于对两者之间的关系进行简单的判定，但却对传导路径选择性忽略，以至于两者间的关联机制存在于“黑箱”之中。第三，当前文献在对财政分权进行研究时，极少关注到地方政府行为的影响。然而值得指出的是，财政分权必然受到地方政府意志的影响，如若脱离地方政府激励机制的研究框架，而简单套用西方的惯用分析方法，极有可能造成变量遗漏。

有鉴于此，本文拟采用中国上市企业2007-2017年宏观层面财政分权数据，检验财政分权对企业全要素生产率的差异化影响。

二、研究设计

(一)数据来源

本文使用沪深两市A股上市公司2007-2017年的数据进行实证检验。剔除金融类、ST和期间退市和进行IPO的样本。对所有微观层面的数据的连续变量进行1%和99%的缩尾处理，以减轻离群值的干扰。企业的财务数据来自于Wind数据库。各省(直辖市、自治区)的财政收支数据源于前瞻网数据库

(二)变量设定

1.被解释变量。企业全要素生产率(TFP)。本文选取了LP法进行测算。[16]具体来看，在通过LP法计算企业全要素生产率时，以企业营业收入作为产出变量的代理变量，劳动投入则以企业职工数代替，资本投入以“构建固定资产、无形资产支付的现金与资产总额的比值”来测度，中间品则以购买商品、接受劳务支付的现金与资产总额的比值表示。

2.核心解释变量。财政分权(FD)。在现有的经典文献中，针对财政分权的刻画，多以财政一般预算收入抑或是一般预算支出占比全国比重进行刻画。[17][18]应当说，上述指标测度方法具有合理之处。但就中国实际的情景而言，某些省份(如西部地区)长期接受发达地区的财政转移，如若以财政支出口径来测度地方的财政分权，可能会存在一定高估的可能。有鉴于此，本文从财政收入口径来测度地方的财政分权水平，即地方财政一般预算收入与全国财政一般预算收入之比作为代理变量。可以预见，当FD越高时，则意味着地方的财政力量相对雄厚，若FD越低时，则意味着地方的财政力量相对不足。

根据HBN评分情况进行效果标准评价[3]:(1)治愈,面部症状全部消失,面神经功能完全恢复,面部运动正常;(2)显效,面部症状基本消失,存在轻微功能减弱,静止状态下面部对称,张力无异常,眼睛可完全闭合,口有轻微不对称;(3)有效,明显功能减弱,静止状态下面部对称,张力无异常,抬眉额纹对称,用力可闭合眼睛合,口较明显不对称;(4)无效,面部症状无显著改善,口无力,眼不能闭。总有效为治愈、显效及有效之和。

3.控制变量。为提高研究精度，本文加入了一系列控制变量。包括企业年龄(Age)、企业总资产(Lnasset)、净资产收益率(ROE)、基本每股收益(EPS)，两职合一(Mega，董事长和总经理两职合一为1，否则为0)、审计意见(Opin，会计事务所出具非标意见为1，否则为0)。

(三)模型设定与实证策略

为研究地方财政科技支出对企业非效率投资的影响，本文设定了模型(1)加以检验。

TFPit=φ0+φ1FDit-1+Controlvariables+∑Year+∑Ind+ε

(1)

其中，回归中的被解释变量为全要素生产率水平(TFP)，核心解释变量为财政分权水平(FD)，Controlvariables为前述控制变量；ɛ为模型随机误差项。考虑到财政分权影响企业效率水平需要一定的时滞，本文对核心解释变量进行了滞后1期处理。为了进一步消除内生性的干扰，本文还控制了年度(Year)和行业(Ind)的虚拟变量，以吸收年度效应和行业效应。

表1 变量定义表

三、实证结果及经济解释

(一)基准回归：财政分权与企业全要素生产率

在表2中， 本文就“财政分权—企业全要素生产率”的关系进行了实证检验。在模型(1)中，L.FD的回归系数为1.029且通过了1%的统计显著性检验。这表明，地方的财政分权水平越大，越有助于提升企业的全要素生产率水平。 本文认为，其可能的原因在于，第一，地方的财政分权水平越大，则多意味着地方的财政力量更为雄厚，能够对企业进行直接有效的财政支持(如财政补贴、减税降费)，能够有助于企业生产规模的扩大及技术创新能力的提升，最终有助于企业全要素生产率的提升。第二，财政分权水平越大，意味着地方政府能够凭借雄厚的财政力量来营造一个有助于微观经济主体生产发展的基础条件，这能够有效提升企业间的协作能力并实现成本的降低。

为了确保研究结论的稳健，本文还对原基准回归进行了如下处理。第一，延长预测窗口，将核心解释变量财政分权指标(FD)进一步滞后(2-4期)，从时间轴远期的角度考察财政分权对企业全要素生产率的影响是否具有可持续性。研究发现，财政分权指标在滞后2期至滞后4期的回归系数均为正值，且呈现出高度显著的状态。这意味着，地方政府的财政分权可以解释较长一段时期内企业全要素生产率提升的客观事实。换言之，财政分权的促进效果具有一定的动态可叠加特征。第二，考虑到企业的生产行为乃至地方财政资源的配置，都与国内外大环境密切相关。而在本文的研究时间跨度中(2007-2017)，包含了国际金融危机(2008年)这项重大的外部不利冲击。由于国际金融危机难以有效进行量化测度，因此本文拟对这类年份的样本进行剔除。考虑到国际金融危机具有一定的后效性，本文的回归时间截取了2011-2017年进行检验；考虑到国内的四大直辖市在经济和政治上的特殊地位，该地区的财政分权可能同其他地域有所差异，对此本文剔除了直辖市样本重新进行回归检验。经过样本的剔除后发现，财政分权指标(L.FD)的回归系数依旧高度显著为正值。第三，在前述检验中，本文控制了时间和行业的虚拟变量进行检验，以这类“双向固定效应”模型来减少内生性的干扰。在表2的模型(7)-模型(9)中，本文采取了更加严格的固定效应模式：其一，采用更加严格的固定效应模式；其二，为了控制那些随着时间变化却又不易观测的行业、地区因素，本文采用了“时间—行业”、“时间—省份”的联合固定效应模式进行检验。在控制了这类更为严格的固定效应后，“财政分权有助于提升企业全要素生产率”的核心研究结论并没有发生任何改变。这说明，本文的核心研究结论是确当的。

表2 财政分权与企业全要素生产率：基准回归与稳健性检验

注：(1)***、**、*分别代表在1%、5%、10%的显著性水平；(2)括号中是经过聚类稳健标准误调整的t值。下文同。

(二)异质性检验

在前述的实证检验中，本文就“财政分权—企业全要素生产率”的范式进行了整体性的回归检验，并提供了一定可借鉴的经验证据和经济解释。但值得注意的是，中国作为一个典型的大国经济，在经济系统中存在着多种类型的企业，在不同地域下，财政分权也存在较大差异。这意味着，财政分权影响企业全要素生产率可能存在着较强的异质性特征。有鉴于此，本文从企业属性特征差异和地区属性特征差异进行异质性检验。在企业属性特征差异中，本文界分了“国有企业—非国有企业”、“高科技企业—非高科技企业”两组；在地区属性特征差异中，本文则将中国全境划分为东中西部三大地区板块。

研究发现，在“国有企业—非国有企业”组别中，财政分权对这两组企业的回归系数都为正值且均通过了1%的统计显著性检验。但具体来看， 财政分权对国有企业全要素生产率的回归系数为0.859，而对非国有企业的全要素生产率的回归系数则为1.720。这表明，当前财政分权对非国有企业的全要素生产率有着更为明显的促进作用。这可能是因为，国有企业本身就具有一定的国家信誉支撑，其不单在市场上具有一定垄断地位，能够获取超额利润，还能在融资市场中获取更多支持。这意味着，国有企业的生存环境相对较好，依赖地方财政来发展乃至提升经济效率的需求并不强烈。而相比之下，非国有企业由于不具备市场垄断优势，在融资市场中也往往面临着一定的金融排斥，以至于这类企业在激烈的市场竞争中有较强的生存压力，此时外部的支持(如财政支持)则会在很大程度上改善企业的生产状况，从而提升企业的生产效率。在“高科技企业-非高科技企业”组别中，地方的财政分权同样有着显著的促进功效，但这种驱动作用在强度上展现出了一定差异：对于高科技企业而言，财政分权的回归系数为1.454，而财政分权对非高科技企业的全要素生产率促进作用系数为0.830(上述回归系数均高度显著)。本文认为，高科技企业往往将生产重心集中在科技创新上，其生产活动具有着更为明显的高风险特征，地方财政力量的有效介入，本质上就是地方政府对高科技企业风险和成本的分摊，由此展现出了更大的生产率产出弹性。

表3 财政分权与企业全要素生产率：企业属性和地区异质性检验

就地域差别来看，东部地区的财政分权水平同企业的全要素生产率水平之间的关系并不明显(回归系数为0.298，t值仅为1.46)；而财政分权对中西部企业的全要素生产率都有着明显的促进作用(回归系数分别为9.949和3.523，二者均通过了1%的统计显著性检验)。本文认为，东部地区的企业往往发展质量较好，市场机制较为完善，信息技术的演进进程也相对较快。在市场中，地方政府与企业相比，有着较大的信息劣势和信息不对称状况。因此，地方政府对这类较为发达地区的企业的影响，可能起不到预期的正向效果。相比之下，中部地区和西部地区由于自身经济发展基础相对薄弱，企业的发展仍离不开地方政府的有效支持，因此有着越大比例财政分权的地方政府，则越能够促进企业全要素生产率的提升。特别的，财政分权对中部地区企业全要素生产率的提升较之于西部地区更为明显(9.949>3.523)。这是因为，中部地区的经济发展条件较之于西部地区而言相对更为完善，且中部地区的企业面临着东部地区对资源的“虹吸”，有着更为强烈的发展需求。因此，财政力量的支持能够带来更为显著的产出。而西部地区的企业由于自身发展相对薄弱，且这类企业往往集中在资源密集型企业上，财政的支持所带来的技术改进，进而实现效率提升的空间相对有限，由此所导致的产出弹性逊色于中部地区的企业。

(三)机制检验：财政分权提升企业全要素生产率的机制路径检验

TFPit=φ0+φ1FDit+Controlvariables+∑Year+∑Ind+ω

(2)

Mediatorit=θ0+θ1FDit-1+Controlvariables+∑Year+∑Ind+τ

3)

(4)

在中介变量(Mediator)的选取上，本文从宏微观两条视角进行切入。在宏观传导机制的检验上，本文选取了财政科技支出强度(TFI，财政科技支出除以一般预算收入)和全社会固定资产投资(SF，对数值)两个变量；在微观传导机制的检验上，本文选取了企业的融资约束(KZ指数，参见)、金融杠杆(Fin-lev，金融负债比率=(非流动负债合计+短期借贷+一年内到期的非流动负债+交易性金融负债+衍生金融负债)/负债合计)和技术创新活动(Lnpatent，企业专利申请数的对数值)三个变量。之所以选取上述变量，本文的考量如下：第一，地方财政分权程度越大，意味着地方的财力相对更为雄厚，地方政府为了提升辖域内微观经济主体的经济效率，有动机且有财力进行专项的科学技术研发支持，并激发全社会的固定资产投入，由此改善了企业提升全要素生产率的外部环境。第二，地方的财政分权程度越强，越能够支持企业的发展，其主要体现在，财政资源注入企业后，企业所面临的资源边界约束可能会有所松弛，进而降低了企业通过金融或杠杆方式融取资源的主观能动性，在这种相对良好的内部环境下，企业的技术创新活动有可能会被激活，进而为企业全要素生产率的提升提供必要的基础条件。基于此，本文在表4和表5中，对上述猜想进行了实证检验。

在表4的实证检验中，本文就财政分权影响企业全要素生产率的宏观机制进行了检验。研究发现，地方的财政分权程度越大，越能够强化当地的财政科技支出强度(回归系数为0.293且通过了1%的统计显著性检验)，而财政科技支出强度的增加，必然能够为企业注入相应的资源。特别的，这种财政支持具有典型的“科技专项”特征，能够针对性地提升企业技术能力，从而有助于全要素生产率的提升。由此，发现了“财政分权→促进财政科技支出→提升企业全要素生产率”的正向传导路径。进一步地，本文转向以“全社会固定资产投入”为中介的机制检验中来。结果发现，财政分权程度的提升，有力地撬动了当地全社会固定资产的投入水平(回归系数为8.937且通过了1%的统计显著性检验)。可以推测，全社会固定资产投入的增加，必然会在很大程度上改善企业生产发展的外部基础条件，从而为全要素生产率的提升提供了相当的外部支持。由此，本文还发现了财政分权促进全社会固定资产投入，进而驱动企业全要素生产率提升的宏观机制路径。

表4 财政分权与影响业全要素生产率的传导机制：宏观视角

进一步地，本文从宏观传导机制转向微观传导机制的研究中(表5)。研究发现，当地方的财政分权强度越大时，会在很大程度上降低企业融资约束的紧绷程度(L.FD在模型(2)中的回归系数为-1.129且t值为-2.97)。这是因为，地方财政力量的相对充裕，能够有效地为辖域内微观经济主体注入更多的财政资源，从而有效改善了企业的资源紧缺状况，其突出的表征，就在于企业融资约束程度的下降。不难预见，企业如若面临较高的融资约束，则难以充分利用资源以提升企业全要素生产率(KZ的回归系数为-0.013，t值为-3.77)。由此，财政分权改善了企业的融资约束后，必然会对企业的全要素生产率带来显著裨益。顺延上述逻辑，财政分权能够增强企业内部的可用资源，改善融资约束，一个合理的反应是，企业会降低通过金融(抑或是杠杆)的方式对外融资资源的需求程度。在模型(4)中L.FD的回归系数为-0.255且高度显著，意味着财政分权能够有效降低企业的金融杠杆水平。在其中，金融杠杆作为撬动资源的手段，兼具金融化和杠杆的色彩，金融杠杆越高，则意味着企业需要支付的利息等财务费用越高，加之金融产品的不稳定性又会在很大程度上影响企业，由此降低了企业的全要素生产率水平。不难发现，当财政分权降低了企业金融杠杆后，能够为企业内部营造一个良好的内部环境，从而为提升全要素生产率带来有效动力。最后，在当企业内部财务环境改善后，企业自身的创新主动意愿会得到进一步加强。在模型(6)中，财政分权的程度的提升有效刺激了企业的技术创新活动，而技术创新活动的增加，显然是企业全要素生产率得以提升的重要保障(系数为0.033且通过了1%的统计显著性检验)。由此，本文发现了“财政分权→促进技术创新→提升全要素生产率”的微观机制路径。

表5 财政分权与影响业全要素生产率的传导机制：微观视角

四、研究结论和政策建议

本文利用中国省一级财政数据同上市企业2007-2017年微观数据相匹配，研究地方财政分权对企业全要素生产率的影响和相关的机制路径，并就地方政府激励结构框架下的财政分权效用进行了深入探讨。研究发现：

第一，地方财政分权程度越强，越能够提高企业的全要素生产率。上述结论，在经过多项稳健性检验之后依旧成立。特别的，地方的财政分权，对那些全要素生产率较低的企业有着更明显的驱动作用，对于那些全要素生产率已经处在高位的企业而言，促进效果并不足够明显。

第二，财政分权驱动企业全要素生产率提升具有明显的异质性特征。从企业属性结构差异来看，非国有企业从地方的财政分权中获得了更多收益，其全要素生产率在面对财政分权的刺激下的系数弹性更大；财政分权对于科技型企业的促进作用更为明显，对于非科技型企业的促进作用相对较小。从地区异质性来看，财政分权对东部地区企业的影响力度较小，而对于中西部特别是中部地区的促进作用更大。

第三，财政分权在宏观上，能够提升辖域内的财政科技支出强度和全社会固定资产投资水平，进而促进企业全要素生产率提升；在微观上，财政分权能够有效缓解企业的融资约束，降低其金融杠杆水平，并提升技术创新能力，所有这些都有助于企业全要素生产率的提升。

第四，合理的政府激励制度框架是发挥财政分权正向作用的重要保障。具体来看，地方政府面临着一定的经济增长考核压力(目标)时，地方政府才有激励提升财政资源的使用效率，从而能以更有效的方式支持企业，带动企业全要素生产率的提升。

综合以上结论，本研究具有如下重要的政策启示：

第一，深化财政分权改革，确保地方政府有足够的财政资源，是推动企业全要素生产率提升的重要前提条件。虽然近年来国家大力推进中央和地方财权事权和支出责任划分改革，然而从具体实践来看，当前地方政府财权事权不匹配的情况并没有得到根本性扭转，地方政府仍然有着较大的财政饥渴，这就可能使得其对企业的支持力度有所淡化，甚至可能扭曲资源配置，因此深化财政分权具有其时代必要性。在此情境下，应持续优化地方政府“财权—事权”体系，特别是要进一步理顺中央和地方的财政分配关系，推动形成财权事权相匹配的财政体制，以避免地方政府由于财力短绌降低对企业的支持力度，充分发挥政府“有形的手”的作用。此外，为企业提供财政支持的同时，也要注重与时俱进地为企业营造良好的营商环境，“软硬”条件两手抓，两手都要硬，多管齐下助推企业全要素生产率提升。

第二，应当进一步打通财政分权驱动企业全要素生产率提升的宏微观传导机制。只有优化政策传导路径，打通传导过程中的痛点和堵点，才有助于提升财政政策传导效率，进而保证财政资金对企业的支持足以发挥其最大的功效。在中国现行的政治经济体制下，各级政府掌握较多的资源，在此情境下，提高财政资源的投放效率，无疑对提升企业全要素生产率有所裨益。具体而言，一方面，地方政府在运用财政资源时，要注重提高财政科技支出的精准导向，避免资源浪费，多措并举降低企业融资约束，使得企业无需通过加杠杆等过度金融化措施来筹集资金，进而能够将主要精力投放在企业运营业务方面，从而有利于提振企业全要素生产率。另一方面，应当注重形成企业核心竞争力，在社会上营造鼓励创新的氛围，通过给予税收优惠、财政资金精准支持等方式，引导企业加大创新投入，驱动企业创新效率提升，多措并举提高企业运作效率。

第三，实施差别化的支持政策。切忌对所有的企业采取统一的政策力度，“一刀切”的粗放管理方式已然不能适应当下的时代需要。因此对于政府而言，需要改革行政管理观念，减少“懒政庸政怠政”思想，在深入调研的基础上，对不同地区和属性的企业实行差别化管理，加强统筹布局，将差别化政策当成一项系统工程来做，提升政策的整体性和协调性，以最大程度发挥政策支持效力。换言之，在企业选择方面，基于对非国有企业和高科技企业的政策绩效更高，应当有针对性地支持此类企业。不但从财政支持总量上需要倾斜，也要通过建立长效的监督机制，提升财政资金的使用质量和效率；在重点支持地区方面，有鉴于中部和西部地区的企业在受到财政倾斜时，其全要素生产有着较明显的提升。故可以适当加大转移支付力度，提升对中西部企业的财政支持，鼓励其企业通过提振全要素生产率，进而推动效率变革和经济动力变革。