财政分权、政商关系和结构性产能过剩

夏飞龙 朱丽萍

内容提要：结构性产能过剩长期困扰中国工业部门，是供给侧结构性改革面临的突出问题。在中国财政分权的制度背景下，本文在“中央政府-地方政府-企业”三层博弈模型中刻画结构性产能过剩的形成机理，并利用2001-2011年中国工业面板数据和广义矩估计方法（GMM）检验财政分权对中国工业部门结构性产能过剩的影响机制。研究结果表明：财政分权对中国工业部门结构性产能过剩具有正向影响，并通过政商关系的渠道促使中国企业选择低端技术生产，进而导致中国工业部门结构性产能过剩。因此，为治理中国工业部门结构性产能过剩，中央政府应进一步推动体制改革、构建新型政商关系和促进企业技术创新。

關键词：财政分权;政商关系;结构性产能过剩;低端技术锁定

中图分类号：F812.2 文献标识码：A 文章编号：1001-148X（2022）01-0076-09

作者简介：夏飞龙（1987-），男，江西吉安人，云南师范大学经济与管理学院讲师，经济学博士，研究方向：产业组织理论与技术创新;朱丽萍（1972-），女，山西原平人，山西财经大学国际贸易学院副教授，经济学博士，研究方向：国际贸易与流通产业。

基金项目：山西省软科学研究“山西产业抵御国际金融风险能力研究”，项目编号：2018041061-1;云南师范大学博士科研启动项目“高质量背景下法治化营商环境的产能过剩治理机制研究”资助。

从“三期叠加”到“经济新常态”，我国工业部门的产能过剩具有显著的结构性特征。“低端技术锁定”和“过度投资”是中国工业部门结构性产能过剩形成的两个必要条件，产能过剩关系到我国能否实现产业转型升级等重大问题。基于财政分权视角，本文利用博弈论和委托代理模型对中国企业的低端技术锁定进行分析，探析中国工业部门结构性产能过剩的形成机理，中国的政商关系是导致结构性产能产生的重要原因，财政分权通过政商关系的渠道引致了中国企业“低端技术锁定”，并易形成“投资潮涌”，进而造成了中国工业部门结构性的产能过剩。

一、研究模型的提出

在中国特色的经济增长模式下，政府是主导，企业是主体，中央政府、地方政府和企业是经济增长的最重要参与者。因此，本文构建一个三层博弈模型：中央政府作为委托人（Principal），委托地方政府作为监督者（Supervisor）管理作为代理人（Agent）的企业进行生产，现将模型的经济环境设定如下：

（一）经济环境的设定

1.参与人。中央政府制定总契约，包括对企业征收的税率（t）、财政分权（s）、决定对地方政府和企业联合进行惩罚的概率（m）和对地方政府与企业的惩罚（R，f）。税率t被理解为现实中的各种税收和合法收费占总产出的比率，t∈（0，1）[1]。假设中央政府和地方政府都关心经济增长，但地方政府不对增长的负面后果①负责，而中央政府对增长的负面后果负责②。其中，财政分权s表示地方财政的自主性的大小，在分税体制下是地方政府得到的税收占总税收的比例，相当于地方政府作为监督者的报酬。中央政府会依据防范地方政府和企业联合的成本对生产性活动进行周期性的干预[2]，这决定了中央政府对政企联合进行惩罚的概率m。如果中央政府决定惩罚，则地方政府和企业分别受到的惩罚为R和f。地方政府作为中央政府委托的管理者，履行监督职责。在给定税率（t）、财政分权（s）、惩罚的概率（m）和惩罚程度（R，f）的条件下，地方政府为了使利益最大化决定是否与企业联合。企业是唯一的生产主体，在给定税率（t）、财政分权（s）、惩罚的概率（m）、惩罚程度（R，f）和支付给地方政府的贿赂③（b）的情况下，企业选择生产技术和产量，致使其利润最大化。如果想采用低技术进行生产，企业必须得到地方政府的庇护。由于损害中央政府的利益通常是违规的，有时甚至伴随着违法行为，必然存在一定的交易费用[2]。企业为了能贿赂地方政府，需要负担交易成本。为了简化，假定为φyc，其中φ∈（0，1）。假定企业的贿赂金额为收入的比例k，那么贿赂金额b=k（1-t）（1-φ）y（c-），其中k的大小由企业和地方政府之间博弈决定的，k∈（0，1）。

2.生产技术。企业是唯一的生产主体，面临高端技术（high-tech）和低端技术（low-tech）的选择。企业采用高端技术生产的产品质量高，而且通常对资源和环境的消耗低，属于环境友好型，有利于经济可持续发展。相对而言，企业应用低端技术所生产的产品质量低，通常会造成一定的环境污染，给环境造成的压力大。企业采用高端技术进行生产，要么采用技术引进策略，需要购买比低端技术生产更贵的生产设备，要么进行自主创新、提高生产技术。不管通过哪一种方式获得高端技术，相对于低端技术而言，生产的单位产品的成本更高。假定生产y单位的产品，高端技术所需的成本为12y2，而低端技术所需的成本为12cy2，其中c-。一方面，中国经济高速发展，人均可支配收入不断提高。根据世界银行公布的收入分组标准，2010年我国实现了由中等偏下收入水平到中等偏上水平的重大跨越，人均GNI相当于中等偏上收入国家平均水平从2012年84.5%提高到2014年93.7%。人们对高质量产品的需求越来越大;另一方面，由于使用低技术的进入门槛相对较低，易造成企业大量进入，形成“投资潮涌”，从而造成“低端过剩，高端不足”的结构性产能过剩。由于我国是一个人口众多的大型经济体，各地区发展不平衡，收入分配差距大，低端产品仍然具有一定的市场。假定企业选择低技术生产发生产能过剩的概率为p，发生产能过剩的概率p由自然决定。金碚[3]指出现代经济学要么将质量因素抽象掉，要么用价格来替代，即较高质量的产品价格更高——优质优价。为了简便，假定高质量的产品比低质量的产品价格更高，假定市场价格为外生给定的，低质量的产品价格标准化为1，高质量的产品价格为1+α，α>0，α表示高质量产品的价格加成。

3.信息结构。企业的生产技术是私人信息。为了简便，假设中央政府和企业之间存在信息不对称。中央政府不能观测到企业选择的生产技术的类型，即生产参数和c，这就促使企业可以不按照中央政府的意图行事。假设地方政府和企业之间是信息对称的，地方政府和企业都能观察到参数和c。理由是地方企业的投资需要经过地方政府的审批通过，而且地理位置上的便利使得地方政府可方便地去企业了解情况。企业选择高端技术生产方式（），那么就不会发生产能过剩。企业也可以选择与地方政府联合，选择低技术的生产方式（c），但这会使产能过剩以p的概率发生。中央政府在观测到产能过剩之后会以m的概率对企业和地方政府进行惩罚，而以1-m的概率对地方政府和企业的联合进行默认。因此，将所有的四种情况总结如下： （1）企业选择，不发生产能过剩;（2）企业选择c，以1-p的概率不发生产能过剩;（3）企业选择c，以p的概率发生产能过剩，中央政府以m的概率对企业和地方政府进行惩罚;（4）企业选择c，以p的概率发生产能过剩，中央政府以1-m的概率不对企业和地方政府进行惩罚。概率p和m∈（0，1），都是公共知识。在（2）、（3）和（4）的情况下，企业和地方政府可能联合。中央政府事后能观测到产能过剩，可以推断地方政府和企业进行联合。

4.博弈顺序。由于地方政府锦标赛似的竞争、中央政府周期性且滞后的惩罚和政治关联因素，地方政府与企业的联合几乎是一个纳什均衡。为了简便，中央政府作为一个外生因素，地方政府和企业的博弈顺序如下：（1）在给定（s，t，m，R，f）的情况下，地方政府和企业通过谈判签订隐性合约（Side Contract）决定进行联合，否则进行非联合行为;（2）企业在给定（s，t，m，R，f）和隐性合约的情况下，如果选择低技术（c）生产方式，那么以p的概率发生结构性产能过剩;（3）如果隐性合约存在，那么执行;（4）如果发生产能过剩，中央政府可以推断企業未按照政策选择高技术（）生产方式进行生产，地方政府和企业进行联合，那么中央政府会以m的概率对地方政府和企业进行惩罚。

这时地方政府和企业之间属于完全信息动态博弈，可用逆向归纳法对模型进行求解。

（二）模型求解

1.企业。企业是在给定条件下选择生产方式以及产量，追求利润最大化。

（1）当企业选择高端技术时，企业符合中央政府的意愿，不需要与地方政府联合，那么：

（2）当企业选择低端技术时，企业需要贿赂地方政府，与地方政府联合以规避中央政府的技术政策措施，那么：

2.地方政府。

（1）选择不与企业联合，那么地方政府预期可获得的收益为：

（2）联合，那么地方政府预期可获得的收益为：

假设1：财政分权程度越高，结构性产能过剩的程度越高。

二、研究设计的设定

（一）模型设定

为了验证假设1，本文设立了以结构性产能过剩程度为被解释变量和财政分权为主要解释变量的回归模型。根据现有的研究产能过剩的相关文献[4]，本文控制了其他可能产生影响的因素。本文的基准模型如下：

其中，下标i和t分别表示省份和年份，ECdeait表示结构性产能过剩的指标，Zit为主要的解释变量，Xit为一组可能对结构性产能过剩有影响的控制变量，εit为扰动项。之所以将ECdeait的滞后一期作为解释变量，一方面是由于产能过剩情况往往存在“惯性”，即前期的生产过剩情况会对当期产生不可避免的重要影响[5];另一方面，从ECdeait与其滞后一期的散点拟合图（图1），也可以看出二者之间表现出高度的正相关性且在P=0.00的显著水平下拒绝了零假设。

（二）指标的选取

1.被解释变量。结构性产能过剩的程度（ECdea）。当前对产能过剩的衡量存在争议，更何况对结构性产能过剩的衡量。目前，通常采用产能利用率来衡量产能过剩，产能利用率的衡量方法大致可分为三类：工程意义、经济意义和技术意义的产能利用率[6]。考虑到中国目前的“落后产能”普遍存在，而且非市场因素影响较大，采用技术意义上的产能利用率（利用数据包络分析法）可能更适合中国的现实情况。基于此，本文采用数据包络分析法测算的产能利用率更能反映中国结构性产能过剩的特征。结合Dupont 等[7]定义的产能过剩指数来衡量结构性产能过剩，其计算公式为ECdea=1产能利用率-1。

2.解释变量。

（1）财政分权指标（czfq）。财政分权表示地方政府的财政自主权，通常采用地方财政占中央财政的比重来衡量[8]，分别为财政支出分权、财政收入分权和财政自给率。本文借鉴了杨志安和邱国庆[9]的研究，利用财政支出分权作为衡量财政分权的代理指标。考虑到地区人口数量可能与财政支出存在正向关系，本文将地方人均财政支出占全国人均财政支出比重作为财政支出分权的衡量指标。

（2）政商关系指标（lncpwr）。政商关系的测度基本上采用间接推测的方法，基本思路是：当一些事件发生的时候认为现实中政企联合的概率更高，则这些定性或定量的事件可以作为政商关系的代理指标[10]，如将政府主管部门领导的个人特征[11]、土地财政依赖程度和房地产行业的国家资本金[12]和每百万人口中贪污、贿赂和渎职等案件立案数[10]作为代理指标。本文借鉴龙硕和胡军[10]的研究，以每百万人口中贪污、贿赂和渎职等案件立案数的自然对数作为政商关系的代理指标。

3.控制变量。（1）经济周期性因素（RDP）用地区GDP增长率来表示。（2）国有产权比重（sor）由地区工业国有资产与工业总资产的比值计算。（3）重工业比重（hr）用现价重工业总产值与现价工业总产值的比值计算。（4）地区的技术创新水平用专利指标来表示，分别为发明专利受理量的对数（lnfmzlsl）、专利申请受理量的对数（lnzlsl）和专利申请授权量的对数（lnzlsq）。

（三）数据的来源和描述性分析

用于测算结构性产能过剩指数的产能利用率数据来自董敏杰等[4]的研究，他们采用的是数据包络分析法测算产能利用率。贪污、贿赂和渎职等案件立案数（简称“贪腐案件立案数”）数据来自历年《中国检察年鉴》，其他使用的数据主要来自中经网统计数据库、2001-2011年的各地区的《统计年鉴》。之所以未使用2012年以后的统计年鉴数据，是因为分地区的产能利用率数据（用来衡量结构性产能过剩）大部分都只测算到2011年④，最终选取了2001-2011年间的面板数据对本文的假说进行实证检验⑤。表1给出了主要变量的描述性统计特征，并给出了具体的计算方法。本文主要利用stata15.0对计量模型进行估计。

三、计量结果分析

（一）基准回归结果分析

回归2相对于回归1而言，从表2知系数的大小和显著性明显发生变化，这说明固定效应模型可能产生了重要的影响。但是，回归1和回归2没有考虑模型（12）由被解释变量的滞后项带来的内生性问题，故采用能够有效控制动态面板数据模型内生性问题的两步系统广义矩估计方法对模型（12）其进行参数估计。系统广义矩估计方法之所以有效，主要基于三个理由：第一，Bond[13]研究表明，在短面板的数据估计中采用混合最小二乘法估计会使得滞后项系数上偏，而采用固定效应模型估计会使得滞后项系数下偏。表2中呈现的L.ECdea的系数（0.75）正好介于OLS估计的系数（0.85）和固定效应模型估计的系数（0.51）之间。第二，Sargan检验不能拒绝工具变量有效的原假设。第三，AR（2）检验5%的水平上不能拒绝一阶差分方程的随机干扰项不存在二阶序列相关的原假设。基于以上三点，由表2的回归结果可知两阶段系统矩估计方法比混合OLS和固定效应估计方法更加有效。鉴于此，下文用两阶段系统矩估计方法得到的结果进行统计推断。

本文利用回归1-3来检验假设1。从表2的结果来看，财政分权的回归系数为0.12，且在1%的水平下显著，假设1得到了初步的验证。下文将继续对回归结果进行稳健性分析，以增加实证结果的可靠性。

（二）稳健性检验

1.关于内生性问题的讨论。由于财政分权是国家层面自上而下外部财政改革所决定的，结构性产能过剩几乎不可能影响国家财政改革，财政分权和结构性产能过剩不存在反向因果关系。与此同时，为了消除被解释变量前后期相关可能会带来的影响，本文将被解释变量的滞后项加入回归模型中，并采用系统广义矩估计的方法进行回归，有效控制动态面板数据模型内生性问题。

2.其他稳健性检验。尽管财政分权和结构性产能过剩之间不存在反向因果的关系，为了增加实证结果的可靠性，本文采用替换变量和逐步剔除控制方法对模型进行稳健性检验。第一，替换变量。对地区的技术创新程度采用替换指标——地区专利申请受理量的对数和地区专利申请授权量的对数来衡量，再对模型重新进行估计。第二，逐步剔除控制变量。通过逐步剔除控制变量的方法观察核心解释变量回归系数的变化。

表3的结果是对基准回归3的稳健性检验，结果表明财政分权的回归系数的符号不变，且依然在1%的水平上显著。除了财政分权外，其他变量的回归系数的符号也保持不变，且都符合理论预期。这表明回归3的结果具有稳健性，假设1得到了进一步的验证。

（三）进一步分析

综合基本回归结果和稳健性分析结果，回归3的结果是有效且稳健的，可利用这回归3的结果进行统计推断。由此可得：

1.财政分权（czfq）的回归系数为0.12，且在1%的水平上显著。财政分权对结构性产能过剩具有显著的正向作用，这一结论是稳健的，假设1得到有效支持。也就是说财政分权会抑制企业技术创新，导致企业技术被低端锁定，进而加剧结构性产能过剩。这与李政和杨思莹[14]的研究结果一致，财政分权会降低财政科技支出比重，对城市创新产生负面影响。

2.结构性产能过剩指数的滞后一期（L.ECdea）的系数在1%的水平上显著为正，这说明当期的产能过剩指数会影响到下一期的产能过剩指数。结构性产能过剩表现出一定的“惯性”的特征。这一结果的合理性从以下两个方面来判断。首先，当期的生产决策往往会影响后续时期的决策，经济变量不可避免地表现出一定的连续性特征。其次，企业在短期内可以调节的是生产产量，而难以对产能进行调整。也就是说短期内产能是相对固定的，这与杨振兵和张诚[15]的结果一致。

3.对其他控制变量的分析。经济周期性因素（RDP）的系数在1%的水平上显著为负，这说明宏观经济增长越快，结构性产能过剩指数越小，产能过剩程度越低。结构性产能过剩与市场需求有关。在市场需求迅速扩张时，即使低端产能也会表现出供不应求，而不会发生产能过剩。这与董敏杰等[4]的研究结果保持一致。国有产权比重（sor）的系数为正，且在1%的水平上显著。国有产权加剧产能过剩，可能基于两方面的原因：第一，国有产权越高，受政府干预的程度越高。由于政府的投资冲动和企业融资优势等原因可能导致过度投资。第二，国有产权越高，由于预算软约束等原因导致企业“淘而不汰”，进而形成僵尸企业，这与余淼杰等[15]的结果一致。重工业比重（hr）的系数在回归3和4中不显著，在回归5中显著为正，由此推断重工业比重增加不一定导致更严重的结构性产能过剩。这与黄秀路等[16]的结论保持一致，即产能过剩在重轻工业层面差异不显著。地区的技术创新水平（lnfmzlsl）的系数在回归3不显著，但在回归4和5中显著为负。由此推断地区技术创新水平对结构性产能过剩具有负向影响，但不稳健。可能的解释是技术创新导致生产技术效率的提高从而缓解产能过剩，在需求条件一定的情况下，生产效率的提高导致的产品供给上升会恶化消费侧产能利用率从而加剧产能过剩[17]。

四、影响机制检验

财政分权是通过政商关系的渠道影响结构性产能过剩的，而影响机制具有不同的检验方法。本文借鉴阮荣平等[18]的研究，以政商关系作为被解释变量，用财政分权进行回归分析，看系数是否显著。如果回归发现财政分权的系数显著，那么政商关系的影响机制成立，反之亦然。控制变量的选取与式（12）保持一致，采用双向固定效应模型进行估计，由回归9可知系数虽为正，但不显著。考虑到政商关系与其一阶滞后项的相关系数为0.88，采用系统广义矩估计对模型估计，并采用替换解释变量指标进行稳健性检验。结果如回归10-12所示（见表4），系数在10%的水平上显著，财政分权与政商关系具有显著的正向关系。也就是说财政分权越高越能促进地方政府与企业联合，进而加剧结构性产能过剩。因此，财政分权→政商关系→结构性产能过剩的影响机制得到验证。

五、结论及政策建议

从传统行业蔓延到战略新兴产业，中国工业部门的产能过剩突出地表现为“高端不足，低端过剩”的结构性。由于地方政府与企业建立了一种联合的关系，导致了中央政府的去产能措施难以见效，导致落后产能难以淘汰，不断加剧了工业部门的结构性产能过剩。财政分权促使地方政府和企业的联合，允许大量企业选择低端技术进行生产，在“投资潮涌”的作用下进一步造成了中国低端产能的过度扩张，形成“高端不足，低端过剩”的结构性产能过剩。

本文结论的政策含义，核心在于阻止政企联合，构建新型的政商关系。中央政府应加强对政企联合行为的打击力度，改变地方政府的激励，使得地方政府真正发挥中央政府赋予的监督职责;同时，应鼓励企业选择高端技术进行生产，改变地方政府的激励机制，构建新型的政商关系。

（1）加强对地方政府的监督，进一步推行各项体制改革。中国选择了分权体制改革道路，决定了地方政府在经济发展中必然起着重要作用。中央政府不是要改变分权体制，而是在分权体制之下防范政企联合。第一，中央政府应加强监督，加大对地方官员经济活动腐败的惩罰力度，提高政企联合的交易费用;第二，进一步改革财政分权体制，使得地方政府的财权和事权相匹配，改变地方政府的激励机制;第三，进一步推行收入分配制度改革，提高居民收入在GDP中所占的比重;第四，进一步推行税收体制改革，真正减轻企业在生产经营活动中所负担的税收。通过加强监督和体制改革，破坏政企联合的制度基础，防范政企联合，从而达到化解结构性产能过剩的目的。

（2）优化财税体制，加强依法治国，构建新型政商关系。地方政府的事权与财权不匹配是导致政企联合的重要原因，进一步优化财税体制才能使得地方政府的财权和事权相匹配[19]。地方政府之所以能与企业联合，其中一个原因可能是法律监管不到位，应进一步加强依法治国，消除地方政府干预的“灰色地带”，避免其寻租行为。

（3）促进企业技术创新，采用高端技术进行生产。只有当高技术的成本比低技术的成本高到一定的程度，地方政府和企业才会选择联合。中央政府一方面可以通过税收政策或补贴政策对采用高技术的生产方式的企业进行财政支持，鼓励其技术创新，降低其生产成本;另一方面通过税收政策对采用低技术生产的企业进行惩罚，提高其生产成本，如征收庇古税（通常，中国产能过剩行业的一个特征是高污染）等。从长远来看，惟有进一步推行市场化改革、弱化地方政府在经济发展中所起的作用，让市场在资源配置中真正起到决定性的作用，才能从根本上化解结构性产能过剩。

此外，本文可从以下两个方面进行拓展：第一，在理论方面，本文假定地方政府和企业之间是信息对称的，放松这个假定是否会对结果产生影响值得进一步探讨;第二，在实证检验方面，一方面将数据区间扩展至2011年之后，另一方面细分工业行业，检验本文结论是否依然成立。

注释：

① 所谓“负面后果”是指矿难、环境污染、土地违法、食品安全、恶性竞争、假冒伪劣、走私等中国经济高增长的另一面（聂辉华，2016）。本文讨论的是中国经济增长的另一个负面后果——结构性产能过剩。

② 在当下的官员竞争体制下，地方政府的主要官员把当地的GDP做上去就升官走了，由此给当地带来的产能过剩很可能在5年或10年后才会显现，这时中央政府不可能再追究他的责任。但是中央政府是唯一委托人，要承担所有最终的后果，包括高增长带来的負面后果。由于产能过剩的负外部性，其所带来的社会成本由中央政府承担，包括由经济结构失调、资源错配等引起的经济成本和民众不满、舆论压力等政治成本（侯方宇和杨瑞龙，2018）。

③ 现实中的贿赂表现为多种形式，包括采取低端技术的企业给地方政府带来更多财政收入、本地就业、雇佣政府官员亲属，有时也包括金钱或者其他形式利益输送（聂辉华和张雨潇，2015）。

④ 据查阅的文献，采用数据包络分析法测算产能利用率，几乎所有学者都只测算到2011年，其中的一个原因是测算需要用到“工业总产值”数据，而《中国工业经济统计年鉴》从2011年开始不再报告（张少华和蒋伟杰，2017）。本文采用了董敏杰等（2015）的测算结果，一方面考虑了文献的引用情况，另一方面考虑了数据的可获得性。

⑤ 由于数据不全原因剔除了西藏地区数据，在验证假设1时，因离群值原因再剔除了陕西、甘肃、青海和新疆地区数据。

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（责任编辑：关立新）