財政分權和國有企業生產效率
——基于省級工業企業數據的實證分析

臺 航 孫 瑞

(北京大學 經濟學院，北京 100871)

財貿研究2017.8

財政分權和國有企業生產效率
——基于省級工業企業數據的實證分析

臺 航 孫 瑞

(北京大學 經濟學院，北京 100871)

國有企業作為我國經濟體制的重要組成部分，其生產效率的高低會受到地方財政分權的顯著影響。理論分析表明，財政分權程度的提高能夠激勵地方政府更為關注地方國有企業的生產狀況。利用索羅殘差法和隨機前沿分析法(SFA)實證分析1999—2014年各地區規模以上國有工業企業的生產效率，結果表明，財政分權程度的提高確實能夠促進國有企業生產效率的提升。

財政分權；國有企業；企業生產效率

一、引言

對于我國而言，財稅體制改革是市場化經濟體制改革的重要內容之一，作為處理中央與地方之間經濟關系的制度性框架安排，其在協調區域經濟發展、促進經濟結構優化等方面發揮了重要作用。值得注意的是，財政分權不僅在宏觀層次上能夠影響不同地區的經濟增長水平，而且還能對經濟效率產生重要影響，尤其是微觀層面上的企業生產效率。

本文將重點關注財政分權對國有企業生產效率的影響，之所以如此主要基于以下考慮：一方面，就我國的經濟體制改革而言，國企改革問題是完善社會主義市場經濟體制所面臨的重大問題之一。國有企業生產效率的高低不僅影響著國家在經濟各領域的戰略布局，而且還影響著國家對整體經濟的控制力和宏觀調控能力。另一方面，就財稅體制改革而言，科學合理的財政分權制度安排有助于調動中央和地方的積極性，確保財稅體制與市場經濟體制之間的良性互動。1994年的分稅制改革通過建立與市場經濟體制相適應的財稅體制安排，為中央與地方之間的相互關系提供了一個更加規范科學的制度平臺。而隨著分稅制的逐步完善，圍繞著其對中央和地方政策行為激勵的影響，財政分權程度的變化對全國以及地方的經濟發展都產生了重要影響。而這種影響不僅體現在經濟增長方面，更體現在經濟效率方面，尤其是對國企生產效率的影響。研究財政分權對國有企業生產效率的影響，不僅有助于從理論上更加全面地認識財政分權所產生的經濟影響，而且還在實踐層面將國有企業改革與財稅體制改革兩大問題聯系起來，有助于廓清經濟體制改革內部的相互作用機制，從而為完善經濟體制提供新的思路。因此，研究財政分權對國有企業生產效率的影響有著重要的理論意義和實踐意義。

本文的貢獻主要在于：一是在理論上廓清了財政分權激勵地方政府更為關注地方國有企業生產狀況的作用機制，將宏觀的財政體制安排和微觀的企業行為激勵聯系起來；二是在實證方面以省級層面的宏觀數據為基礎，利用多種方法測算省級層面的國企生產效率，并以此為基礎著重探討了財政分權所產生的影響。

二、文獻回顧

關于財政分權的研究，國內外多關注于財政分權對經濟增長的影響，而對于財政分權對企業生產效率的影響的分析相對較少。

就財政分權與經濟增長之間關系而言，在理論分析方面，傳統的財政分權理論通過分析地方政府間財政競爭機制的作用，強調地方財政自主性權力對優化資源配置和提高地方公共品的供給水平的重要作用(Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972)。而新一代的財政聯邦主義理論則認為財政分權可以通過政治制度安排來影響地方企業的經濟行為并提高經濟效率(McKinnon，1997；Qian et al.，1998；Weingast，2009 ；謝貞發 等，2015)。兩代財政聯邦主義理論均強調財政分權對經濟增長的積極作用：財政分權可以通過匹配地方居民的異質性偏好、促進地方政府之間的競爭、激勵地方進行制度和技術創新以及提高公共管理效率等方式來促進經濟增長(周業安 等，2008)。然而，財政分權也可能會因為公共品投資的外溢性和規模經濟問題而導致公平品提供效率降低和區域不平等程度加大等問題，進而對經濟增長產生負面影響(王文劍 等，2007)。而在實證分析方面，關于財政分權與經濟增長之間的關系比較模糊：部分研究表明財政分權能夠對不同地區的經濟增長產生顯著的積極影響(Ma，1997；Lin et al.，2000；Akai et al.，2002)；然而也有部分研究表明財政分權與經濟增長之間呈負相關關系或者關系不明確(Zhang et al.，1998；Davoodi et al.，1998；Xie et al.，1999；張晏 等，2004)。盡管在理論和實證方面財政分權和經濟增長之間的關系并不明確，不可否認的是財政分權確實能夠影響地方政府和企業的行為，從而影響公共管理效率和企業生產效率。

但是，財政分權能夠對國有企業的生產效率能夠產生怎樣的影響？關于這一問題，Qian et al.(1996，1998)通過理論分析指出，財政分權和地區之間的競爭能夠硬化地方國有企業的預算約束并提高企業效率，因為與救助虧損的國企相比，地方政府更加偏好于將預算資源分配到基礎設施投資領域。然而，在實證分析方面，關于財政分權對企業尤其是國有企業的生產效率的影響的研究卻相對較少(謝喬昕 等，2016)。在經濟效率分析方面，趙文哲(2008)探討了財政分權對地區技術進步的影響，利用隨機前沿分析法(SFA)來測算我國省級層面的前沿技術進步和技術效率，結果發現，從財政收入角度衡量的財政分權指標能夠顯著促進前沿技術進步，而對技術效率的影響則顯著為負；從財政支出角度衡量的財政分權指標與前沿技術進步和技術效率之間的關系并不顯著。此外，關于財政分權對不同所有制企業發展的影響，司政等(2010)研究了1994年分稅制改革以來財政分權對非國有制經濟發展的影響，結果發現財政分權與非國有制經濟發展之間呈現出倒U型關系；而許罡等(2012)在研究財政分權和企業尋租對地方政府補助的影響時發現，財政分權程度越高的地區，政府對國有企業的補助越多，而對非國有企業的補助則越少。

雖然Qian et al.(1996，1998)等從理論上指出財政分權有助于解決國有企業的預算軟約束問題進而提高企業效率，但是在實證方面對于財政分權與國企生產效率之間的關系仍缺乏系統的研究。此外，趙文哲(2008)的研究雖然探討了財政分權對地區整體技術進步的影響，但是并未表明財政分權與微觀企業的生產效率之間是否存在明確的相關關系；許罡等(2012)的研究則表明財政分權的提高可能不利于國企生產效率的提高。因此，關于財政分權與國企生產效率之間的關系還需要深入的分析和探討。

三、理論分析

一般而言，財政分權在賦予地方政府更多的財政資金支配空間、更多的自主權力以承擔相應的經濟管理和經濟發展職能的同時，也促使地方政府更為關注本地區的公共品供給效率和經濟發展效益。相對于依賴中央政府轉移支付的財政收入模式而言，分權程度較高的地方政府，其發展經濟的激勵更強。而國有企業作為國民經濟發展的命脈，往往關乎地方的經濟發展和社會穩定。因此，財政分權程度較高的地方政府往往會更為關注國企的經營績效。值得注意的是，財政分權之所以能夠影響國企的經營績效，關鍵的影響機制在于：財政分權程度的提高能夠硬化地方政府的預算約束，從而提高了地方政府對國企經營狀況的關注程度。具體的影響機制為：財政分權→硬化地方政府預算約束→重視國企經營績效。因此，本文主要分以下兩個邏輯環節進行論證：

第一，財政分權程度的提高能否硬化地方政府的預算約束呢？為此，需要衡量地方政府的預算約束程度。然而，通過梳理文獻，可以發現，已有研究關于地方政府預算約束的理論分析較多，實證分析相對較少。由于地方政府的預算約束程度衡量了本級政府的財政支出在多大程度上受制于本級的財政收入，因此可以通過觀察地方政府在自有財力的約束下本級財政支出的超支規模來反映其預算約束的力度。為此，本文借鑒汪沖(2014)的做法，采用地方本級支出水平偏離自有財力的程度來代表預算約束程度。具體的計算公式為：

(1)

在式(1)中，自有財力是指地方不含轉移支付的總的稅收和非稅收入決算數之和。預算約束指數值越大，說明地方地方政府的財政支出偏離自有財力的程度也就越大，相應的預算約束程度也就越低；相反，偏離程度越小的地方政府其預算約束程度也就越高。當然，利用該指標在衡量地方政府的預算約束程度時還存在一定的不足，即該指標重點關注了地方政府的財政支出對自有財力的依賴程度，而由依賴程度來判斷其預算約束程度可能還需要考慮轉移支付的潛在影響*本文就地方政府對轉移支付的依賴程度與預算約束程度之間的關系進行了實證考察。其中，本文使用中央補助收入占地方財政支出總額的比重來衡量地方政府對中央轉移支付的依賴程度；另外，仍使用汪沖(2014)的做法來衡量預算約束程度。結果發現，地方政府對中央轉移支付的依賴程度越高，其預算約束程度越弱。由此可見，使用汪沖(2014)的做法來衡量地方政府的預算約束程度能夠在一定程度上反映地方政府對中央轉移支付的依賴程度。由此可見，使用該指標來衡量地方政府的預算約束程度具有一定的合理性。在此感謝匿名審稿人提出的寶貴修改意見。。然而，考慮到目前仍缺乏更為合理的指標來衡量政府的預算約束程度，因此本文仍使用地方政府本級財政支出偏離自有財力的程度來衡量。

此外，本文還利用財政分權指標分別計算了財政支出角度和財政收入角度的分權指標。在此基礎上，本文計算了省級層面的預算約束指數和財政分權指標，并以2014年為例來觀察財政分權與政府預算約束之間的相關關系，具體如圖1所示。

圖1 2014年財政分權與政府預算約束程度之間的相關關系

圖1表明，對于2014年的省級地方政府而言*本文還驗證了1999—2013年省級地方政府的財政分權與預算約束程度之間的關系，結果與2014年的情況一致，即兩者之間呈負相關關系。，無論是財政支出分權指標還是財政收入分權指標，財政分權程度與預算約束指數值之間都存在負相關關系。這表明地方政府的財政分權程度越高，其財政支出偏離自有財力的程度也就越低，因而預算約束程度也就越高。由此可見，財政分權程度的提高硬化了地方政府的預算約束。

第二，對于分權程度較高的地方政府而言，其財政預算約束程度也就越大，那么這將如何影響國有企業的經營績效？本文從財政收入和財政支出兩個角度來分析財政分權程度提高和預算約束硬化對國企生產效率的影響。

從財政收入的角度來看，國有企業的生產效率影響著地方政府的財政收入狀況。由于國有企業往往控制著國民經濟的關鍵行業(以重工業為主)，并且經營規模相對于其他非國有企業而言比較大，因此，其稅收收入和經營利潤是地方政府財政收入的重要來源之一。由此可見，國有企業的生產經營狀況會對地方政府(尤其是省級以下的政府層級)的財力大小和施政空間產生深刻影響。以增值稅和所得稅為例，作為地方財政收入的主要來源，2014年這兩項稅收之和在地方本級收入中的比重為24.49%，高于營業稅比重(23.34%)；而地方國有控股企業所繳納的兩項稅額在地方全部規模以上工業企業中所占的比重也非常高，具體如圖2所示。

圖2 2014年各地區國有控股企業所繳納的增值稅和所得稅占比

可以發現，就增值稅和企業所得稅而言，在多數省份里，國有企業的稅收貢獻度都超過了30%，由此可見地方國有企業的稅收繳納狀況著實影響著地方政府的財政收入。因此，分權化的地方政府在事權相對擴大的同時，預算約束也有所趨緊，由此更產生了增加政府財政收入的積極性和緊迫感，從而促使其采取有效措施以激勵國有企業改進生產技術和改善管理措施來提升生產效率，以提高其納稅水平。

而從財政支出的角度來看，地方政府出于對經濟效益的追求，存在著減少對國有企業財政補貼的動機，并促使政府對財政支出進行合理配置。在分稅制改革的過程中，運營效率較高的國有企業一般被劃為中央企業，其經營利潤往往歸中央政府所有；而歸屬于地方政府的國有企業其生產效率一般低于中央企業。就地方政府而言，國有經濟占據著重要地位。以2014年為例，國有控股企業的主營業務收入和利潤總額在規模以上工業企業中所占的比重如圖3所示。

圖3表明，就工業企業而言，地方國有企業在地方經濟發展中的地位非常重要，因此，地方政府有著較強的激勵來推動地方國有企業的發展。然而，國有企業由于政策約束和公司治理等問題而存在著經營效率較低的問題。因此，為了扶持地方國企的發展，地方政府往往會加大對其的財政支持力度。值得注意的是，政府補貼雖然是初期支持企業發展的一種有力措施，但在長期內會產生生產效率低下、資源浪費等問題，并且有可能會使企業對政府補貼產生依賴性，因而不利于企業的長久發展。而當財政分權程度提高時，地方政府的預算約束程度也有所提高。因此，出于節省財政開支、提高政府支出效率的目的，地方政府有減少對國有企業的經營補貼等支出的動機，因而會著力推動國企改革來提高其運營效率；相應地，國有企業為了維持自身的生存和發展，也不得不改進生產技術和提高管理水平，不斷提升自身的生產效率，以減少對財政補貼的依賴性。

圖3 2014年各地區國有控股企業主營業務收入和利潤總額占比

數據來源：根據《中國工業統計年鑒》(2015)的數據測算而來。其中，西藏自治區由于規模以上國有企業出現虧損，因此沒有展示其利潤總額占比。

綜合財政收支兩個方面，財政分權度的提高會激勵地方政府更為關注國有企業的生產經營狀況，因此強化了國有企業改善自身生產經營狀況的外在壓力，進而提高其生產效率。

四、國有企業生產效率的測算

國有企業的生產效率作為本文關注的核心變量，其測算方法的合理性和準確性影響著實證分析結果。因此，選取合理有效的方法來測算國有企業的生產效率十分關鍵。

企業的生產效率衡量了其實際產出與生產可能性邊界之間的距離。如果企業距離生產可能性邊界越近，說明企業在目前要素投入的基礎上實現最大產出的可能性越大。企業的生產效率越高，表明企業對資源的綜合利用水平也就越高，因此對企業全要素生產率(TFP)的測算也是分析企業生產效率高低的重要途徑。目前，學術界測量企業生產效率的方法主要有：一是參數法，即通過設定具體的生產函數并進行回歸估計來測算效率殘差，主要包括索羅殘差法和隨機前沿分析法(SFA)等。二是非參數法，即不需要設定生產函數形式，而是通過線性規劃或凸規劃等方法來測算生產效率，主要包括數據包絡分析法(DEA)和指數法兩種。三是半參數法，即將參數估計和非參數估計結合起來的Olley-Pakes方法和Levinsohn-Petrin方法，適用于對微觀層面企業數據進行效率分析(孔東民 等，2014)。由于本文所使用的數據主要來自于省級層面，因此兩種常用的半參數方法并不適用。而對于非參數方法而言，由于其測算原理缺少相關經濟理論的支撐，并且測算結果對于異常值和測量誤差較為敏感，因此本文也沒有采用。本文主要采用索羅殘差法和SFA法進行效率估計。

(一)索羅殘差法

本文首先利用索羅殘差法來測算國有企業的TFP，并以此來衡量企業的生產效率。根據已有文獻的普遍做法，假定企業的生產函數具有Cobb-Douglas形式(C-D生產函數)，即：

(2)

其中，Yit表示i省企業在t時期的凈產出，Kit和Lit分別表示資本投入和勞動投入，α和β分別表示資本投入和勞動投入的產出彈性，Ait表示全要素生產率。盡管有文獻常使用形式更為靈活的超越對數函數來表示生產函數，但是正如魯曉東等(2012)所指出的那樣，在實際應用中超越對數函數可能并不如C-D函數更為有效。因此，本文將使用C-D生產函數來進行索羅殘差分析和SFA分析。對式(1)兩邊取對數可得：

ln Yit=ait+αln Kit+βln Lit

(3)

由于本文估算的是宏觀層面的生產率，因此直接對式(3)進行最小二乘回歸即可估計出TFP(李曉萍 等，2015)。然而，由于本文使用的是面板數據，因此借鑒了魯曉東等(2012)的做法，同時使用固定效應回歸(FE)進行估計，并引入時間固定效應。本文進行OLS和FE效率估計的基本模型為：

(4)

其中，yrt表示時間虛擬變量，εit表示隨機誤差項。因此，省級層面國有企業的TFP通過下式來測算：

TFPit=ln Yit-αln Kit-βln Lit

(5)

(二)隨機前沿分析法(SFA)

除了索羅殘差法以外，由于隨機前沿分析法在異常值識別和隨機誤差項處理方面更具有優勢，因此本文還使用適用于面板數據的SFA法來估算國有企業的生產效率。隨機前沿分析模型是在估算生產前沿函數的基礎上，將偏離生產前沿的觀測現象歸為技術無效率，并將外部隨機性因素的影響如非預期的擾動等充分考慮進來(Green，2008)。一般而言，針對面板數據的隨機前沿分析模型如下所示：

(6)

εit=vit-uit

(7)

TEit=Eexp(-uit)eit結合式(3)、(5)和(6)，SFA法估算的基本模型為：

但是，在實際應用SFA的面板數據分析法時有以下問題需要注意：

一是效率測算的準確性問題。由于市場化改革和國企改革等相關政策的實施，國企的生產效率也會隨著時間發生變化，因此，應當采取時變模型來測算生產效率。然而，根據Belotti et al.(2012)的分析，Pitt et al. (1981)、Kumbhakar (1990)、Battese et al.(1992)等提出的時變隨機前沿模型在分析時都假定生產函數中的截距項不具有個體差異，如果存在不可觀測的非時變因素影響產出，那么該假定則會造成誤設偏差。鑒于該問題會影響到分析結果的準確性，本文借鑒Green(2005)提出的“真實”固定效應模型(TFE)來進行分析。該模型既可以有效解決效率測算的時變性和個體差異性問題，又可以克服待估參數過多和參數偶發性等問題(Green，2005)。

二是技術無效率項的分布假設問題。在面板數據分析中，無效率項的概率分布主要包括半正態分布、截斷正態分布和指數分布。在不同分布假設下所測算的效率可能會存在差異，為此，本文使用似然比檢驗法(Likelihood-ratio test)來確定最終適用的分布假設。

三是技術無效率項(uit)和誤差項(vit)的異質性或異方差性問題。由于生產效率的高低會受到企業研發能力和外部技術擴散等因素的影響，因此uit的分布參數可能會存在異質性問題，或者uit和vit存在異方差問題。而Kumbhakar et al.(2000)則指出這些問題會導致SFA法的效率估計有偏。因此，本文除了進行基本分析之外，還考慮了uit和vit可能存在的異質性和異方差性，即：

(8)

(9)

其中，zit和hit分別表示影響uit和vit方差的變量。本文假設兩者的影響因素都一樣，即包括研發能力和技術擴散。鑒于無法獲取國企的研發數據和技術擴散度量指標，本文分別使用各省份的研發支出占比(R&D經費內部支出/GDP)和對外開放程度(進出口總額/GDP)來分別衡量技術研發水平和技術擴散的影響。

(三)效率測算結果

根據數據的一致性，本文選取主營業務收入代表產出*已有文獻的普遍做法是選擇工業增加值作為產出的代表(劉小玄 等，2008；簡澤，2011；魯曉東 等，2012；孔東民 等，2014)，然而由于2008年以后國家不再公布工業增加值數據，所以本文借鑒聶輝華等(2011)的做法，采用銷售額及主營業務收入來代表產出。，并借鑒簡澤(2011)、孫早等(2011)、孔東民等(2014)的做法，選擇全部從業人員年平均人數*河北、內蒙古、吉林、安徽、福建、貴州和寧夏缺少國有企業2012年的平均從業人數數據，本文根據前后兩年的均值進行補充。和經過固定資產投資價格指數調整的固定資產凈值來分別代表勞動投入和資本投入。利用SFA法進行效率估計時，根據無效率項和誤差項是否存在異方差問題而分兩種情況估計。而對于無效率項的分布選擇問題，本文首先在3種分布假定(指數分布、半正態分布、截斷正態分布)下分別進行估計，然后進行似然比檢驗(Likelihood-ratio test)以確定最適用的分布。具體的檢驗結果如表1所示。

表1 關于技術無效率項分布選擇的似然比檢驗

注：hn模型、tn模型和e模型分別表示在技術無效率項的分布假定為半正態分布、截斷正態分布和指數分布的情況下對模型進行的隨機前沿估計;***表示1%顯著性水平。

當不考慮異方差時：檢驗(1)的似然比檢驗結果拒絕了原假設，表明半正態分布模型優于指數分布模型；檢驗(2)的結果則表明半正態分布模型也優于截斷正態分布模型；檢驗(3)的結果表明指數分布模型優于截斷正態分布模型。綜合三個檢驗結果：半正態分布的模型為最優，次優為指數分布模型，最后為截斷正態分布。因此，模型更為適用技術無效率項為半正態分布的假定。同理，當考慮異方差時，似然比檢驗結果拒絕了技術無效率項分布為截斷正態分布和指數分布假定。由此可見，無論是否考慮異方差，模型都應當適用半正態分布假設。

利用各種方法來估計TFP的結果如表2所示。

表2 OLS法、FE法和SFA法的效率估計結果

注：括號內為標準差，***表示1%顯著性水平。SFA1表示不考慮異方差性的SFA估計，而SFA2表示考慮了異方差性。

關于國有企業的資本估計系數和勞動估計系數，本文的OLS估計結果與魯曉東等(2012)利用微觀企業數據所估計的結果相近*魯曉東等(2012)關于國有企業的資本估計系數和勞動估計系數的OLS估計結果分別為0.411和0.555，FE估計結果分別為0.415和0.504；其使用Olley-Pakes法來估計國有企業的生產效率時，資本估計系數和勞動估計系數分別為0.384和0.455。；而SFA法估計的資本產出彈性明顯高于另外兩種方法。本文用FE方法測算的資本估計系數偏低，可能存在低估資本投入作用的問題；而SFA方法測算的資本估計系數過高，則可能存在高估資本貢獻的問題。但是，就整體而言，隨著國企改革的不斷推進，目前我國的國有企業大部分都屬于資本密集型行業，因此其資本產出彈性可能較高，而勞動產出彈性相對較低。所以過高的資本產出彈性不一定違背了經濟現實。各種方法的效率分析結果之間存在相關性，具體如表3所示。

表3 各種方法測算的國有企業效率分析結果的相關性

表3表明各種方法測算的效率值之間具有較高的相關性。其中，OLS法和FE法測算的效率值之間高度相關(相關系數0.9257)；而SFA法的效率值與其他方法之間相關性相對較低，但是并不影響對國企生產效率的分析。此外，索羅殘差法和SFA法各自在樣本分布上具有很強的一致性，如圖3所示。

圖4 索羅殘差法和SFA法的核密度分布圖

圖4表明，就索羅殘差法和SFA法的各自內部而言，雖然使用不同的方法(索羅殘差法中的OLS法和FE法，以及SFA法中的兩種情況)進行效率測算，但是在樣本分布上不存在系統性差異；而兩種方法之間在樣本分布上具有一定的相似性。 各種方法效率分析結果的統計特征如表4所示。

表4 各種方法所測算的效率的描述性統計

五、實證分析

(一)計量模型與實證方法

本文將使用我國1999—2014年的省級面板數據來進行實證分析，其中各地區的財政分權度為主要解釋變量，國有企業的生產效率為被解釋變量，并引入其他控制變量來進行分析。計量模型設定如下：

Effit=c+β1·fdit+β2·Xit+μi+τt+εit

(10)

其中：下標i表示省份，t表示年份，c為常數項，μi表示不隨時間變化的個體特定效應，τt表示僅隨時間變化的時間效應，εit表示與解釋變量無關的隨即擾動項。Effit代表國有企業的生產效率，fdit表示衡量財政分權程度的指標，Xit表示其他控制變量，β1和β2分別表示相應的回歸系數。

模型(10)采取面板數據回歸方法進行實證分析。為了提高分析結果的穩健性，本文將在基礎回歸的基礎上，充分考慮面板數據所可能存在的自相關問題和異方差性問題，通過穩健性檢驗來對回歸結果進行修正。具體的實證模型包括固定效應模型(FE)或隨機效應模型(RE)，并利用Hausman檢驗來確定適用模型；解決組間異方差、組間同期相關或組內自相關的可行廣義最小二乘模型(XTGLS)；綜合考慮異方差和序列相關因素的固定效應模型(XTSCC)。由于本文所使用的數據包含了16期、31個截面，可能存在異方差性和自相關性等問題，因此需要使用XTGLS模型和XTSCC模型來對基本回歸結果進行修正。

(二)指標構建和變量選取

其中，gdpi和gdpN分別表示第i省和全國的GDP，i=1,2,…,N。

1999—2014年各省份的財政分權情況以及與經濟發展水平(用人均GDP衡量)之間的關系如圖5所示?？梢钥闯觯斦謾喑潭扰c經濟發展水平之間呈現出明顯的正相關關系，即經濟發展水平越高的地區其財政分權度也就越高。此外，財政分權度也存在著明顯的地區差異：廣東、江蘇、山東、上海等東部沿海地區財政分權度較高，而甘肅、寧夏、青海、西藏等西部地區的財政分權度較低。

圖5 財政分權與經濟發展水平之間的關系

然而，值得注意的是，財政支出分權與財政收入分權之間存在著一定的差異。這是由于1994年以來隨著分稅制改革的逐步推進，中央與地方政府之間關于財權和事權的安排并不一致，即存在著“財權上移、事權下放”的問題。因此，當分別從支出方面和收入方面來衡量財政分權程度時，存在著支出指標衡量的分權高估分權程度、而收入指標衡量的分權低估分權程度的問題。所以，在下文的回歸分析中，兩者的估計結果會存在差異，需要在綜合考慮兩種情形的基礎上來得出結論。

對于影響國企生產效率的其他因素而言，根據已有文獻的普遍做法，本文選取以下控制變量：(1)經濟發展水平，用人均地區生產總值表示，反映經濟發展階段對國企生產效率的影響；(2)研發水平，用R&D內部經費支出占GDP的比重表示，反映研發能力對國企生產效率的影響；(3)工業化程度，用工業增加值占GDP的比重表示，反映工業化程度對國企生產效率的影響；(4)對外開放程度，用進出口貿易總額占GDP的比重表示，反映技術擴散對國企生產效率的影響；(5)國有企業占比，用規模以上國有及國有控股企業的主營業務收入占規模以上全部企業主營業務收入的比重表示，反映工業企業的所有制結構對國企生產效率的影響；(6)人均公路里程，反映基礎設施狀況對國企生產效率的影響。

變量的描述性統計如表5所示。

表5 描述性統計結果

本文分析的時間范圍為1999—2014年，所使用的數據主要來自于《中國統計年鑒》、《中國財政年鑒》、《中國工業統計年鑒》以及“中經網”數據庫等。

(三)實證分析結果

為了使實證分析的結果更加直觀，以財政支出分權指標為例，來觀察財政分權與各種方法測算的國企生產效率之間的關系圖，具體如圖6所示。

圖6 財政支出分權指標與國企生產效率之間的相關系

觀察圖6，可以發現：當從支出角度來衡量財政分權時，利用各種方法測算的國企生產效率與財政分權度之間存在著較為顯著的正相關關系。

1.基本回歸

根據Hausman檢驗結果，隨機效應模型均被拒絕，應當使用固定效應模型進行分析。首先，使用財政支出分權指標來進行FE回歸，結果如表6所示。在列(1)—(4)中沒有引入任何控制變量，而列(5)—(8)則引入了控制變量。固定效應回歸結果表明：當從支出角度出發來衡量財政分權時，財政分權能夠對國企生產效率產生顯著為正的影響，并且所有模型的R2普遍較高，其中當使用OLS法和FE法測算效率值時，R2則在0.98左右，這說明回歸模型具有較高的解釋力度。

其次，使用財政收入分權指標的FE回歸結果如表7所示?？梢园l現，當從財政收入角度來衡量財政分權時，無論是否包含控制變量，財政分權的系數都顯著為正。同財政支出分權指標的情形一樣，所有模型的R2都比較高。因此，綜合考慮財政收支兩個角度的分權指標，實證分析結果有效地支持了本文的理論結論。

對于其他控制變量而言，經濟發展水平、研發支出占比和貿易開放度的系數符號并不明確：經濟發展水平(pgdp)的系數均為負，而在財政支出分權的模型中顯著性并不高。由此可見，經濟發展水平的高低并不影響國企的生產效率。研發支出占比(rdrate)的系數符號也不明確，并且都不顯著。貿易開放度(open)的系數符號有正有負，并且整體的顯著程度并不高(財政支出分權的模型列(7)、(8)顯著性較高)。根據理論分析，研發強度和對外開放程度的提高應當有利于促進國企生產效率的提高，但經濟發展水平與國企生產效率之間并不存在明確的關系。但是在進行實證分析時，由于三者之間存在較高的共線性關系而導致研發支出占比和貿易開放度的回歸系數出現偏差*經濟發展水平(pgdp)與研發支出占比(rdrate)和貿易開放度(open)之間的相關系數分別為0.6429和0.5369，與財政支出分權指標之間的相關性也高達0.6383；而研發支出占比與貿易開放度之間的相關系數為0.6690。。工業化進程(secind)的系數則均顯著為正，這表明工業化水平的提高在整體上有利于國企生產效率的提高。此外，國有企業占比(soerate)的系數符號均為正，這表明國企規模的擴大可能會產生規模效應，從而導致生產效率的提高。而人均公路里程(proad)的系數卻顯著為負，這表明基礎設施水平的提高并未顯著提高國企生產效率。

表6 FE模型的回歸結果(財政支出分權指標)

注：括號內為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。

表7 FE模型的回歸結果(財政收入分權指標)

注：括號內為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。

基本的固定效應回歸結果表明較高的財政分權水平確實有利于國企生產效率的提高。但是，正如前文所述模型可能存在異方差問題或自相關問題。因此，為了準確考察財政分權對國企生產效率的影響，需要進行相關檢驗，并根據檢驗結果對基本回歸結論進行修正。

2. 穩健性分析

組間異方差檢驗(修正Wald檢驗)和組內自相關檢驗(Wooldridge檢驗)結果表明，模型存在組間異方差問題和組內自相關問題，而組間自相關問題并不嚴重。因此，需要修正組間異方差和組內自相關問題。本文采取了兩種處理方式：一是可行廣義最小二乘(XTGLS)，可以解決上述問題；二是計算Driscoll -Kraay標準誤的固定效應模型(XTSCC)，也可以綜合處理異方差和自相關問題。

首先，本文使用XTGLS模型來修正基本回歸結果。由于存在組內自相關，因此需要對各個截面單位的組內自相關系數(ρi，其中i=1,2,…,31)是否相同進行假設。對于本文所使用的數據而言，由于時期數(16)小于截面個數(31)，如果假設ρi各不相同可能會因時間維度T較少而無法有效估計每個ρi值，因此本文假設各截面自相關系數相同，即ρi=ρ。XTGLS回歸結果如表8所示。

表8 XTGLS模型的回歸結果

注：括號內為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。為了節省篇幅，不再報告控制變量的估計結果。

列(1)—(4)是使用支出指標來衡量財政分權，而列(5)—(8)則是使用收入指標來衡量財政分權。在修正組間異方差問題和組內自相關問題之后，分析結果與固定效應回歸結果基本一致，即財政支出分權指標能夠對國企生產效率產生顯著為正的影響；而財政收入分權指標與國企生產效率之間也存在著正相關關系，盡管在列(7)中并不顯著。

其次，使用XTSCC模型來解決異方差性和自相關性問題。XTSCC模型是在假設誤差結構存在異方差性和自相關性等問題的基礎上進行回歸，只是利用非參數的方法來修正誤差矩陣，因此也可以進行固定效應回歸。如表9所示，XTSCC模型的回歸結果同樣表明財政分權與國企生產效率之間存在顯著的正相關關系。此外，同FE模型的回歸結果一樣，R2都比較高，這表明模型具有較高的解釋力度。

另外，國企經營效率和財政收入分權指標之間可能存在著互為因果的關系。這是因為對于國企經營效率較高的地方而言，相應的財政收入也就越高，因而所計算的財政收入分權指標也就越高。另外，上述回歸分析中還可能存在遺漏變量和測量誤差等問題。所以，回歸結果還存在著潛在的內生性問題。為此，本文采用工具變量法來嘗試解決內生性問題。值得注意的是，為財政收入分權指標尋找合適的工具變量并不容易，為此參考已有文獻的通常做法，選取財政收入分權指標的一階滯后項作為其工具變量來進行回歸*選取內生變量的滯后項作為工具變量是基于兩個方面的原因：一是當期的內生變量與滯后期的內生變量之間存在著較強的相關性，符合工具變量的相關性要求；二是當期的被解釋變量不可能對滯后期的內生變量產生反向因果關系，符合工具變量的外生性要求。由此可見，選取滯后項作為工具變量是有效的。。同時，為了提高分析結果的穩健性和全面性，本文也對財政支出分權指標使用了同樣的處理方法。具體的回歸結果如表10所示。

表9 XTSCC固定效應模型的回歸結果

注：括號內為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。為了節省篇幅，不再報告控制變量的估計結果。

表10 工具變量法的回歸結果

注：括號內為標準誤；*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平。eff_sfa1和eff_sfa2分別表示在考慮異方差和不考慮異方差的情況下利用SFA法測算的效率值。為了節省篇幅，不再報告控制變量的估計結果。Uid檢驗為識別不足檢驗，匯報的統計量為Anderson LM統計量；Wid檢驗為弱工具變量檢驗，匯報的統計量為Cragg-Donald Wald F統計量。

觀察表10，可以發現：Anderson LM統計量和Cragg-Donald F統計量的檢驗結果表明模型不存在弱識別問題；此外，由于模型恰好識別，因此不存在過度識別問題。總體而言，工具變量是有效的。當使用財政分權指標(支出指標和收入指標)的滯后變量作為工具變量進行回歸時，結果仍然保持穩定。表10表明，在解決內生性問題之后，財政分權指標對國企生產效率仍然能夠產生顯著為正的影響。

因此，通過綜合上述分析情況，本文發現，修正了異方差性和自相關性等問題之后，財政分權度的提高確實有利于國企生產效率的提升，因此實證結果驗證了本文理論分析結論的正確性。

六、主要結論和啟示

財政分權作為衡量政府間財政資源分配的重要指標，對地方的經濟增長和經濟效率能夠產生重要影響。本文從財政收入和支出的角度出發衡量了地方的財政分權程度，并利用索羅殘差法和隨機前沿分析等方法對國有企業生產效率進行了深入的分析和測算。經過理論和實證分析，本文發現財政分權不僅能夠影響經濟增長，而且還對國企的生產效率產生重要影響。一方面，較高的財政分權程度可以提高地方的財力自主性，激勵地方政府推動本地經濟發展，從而提升地方的經濟發展水平；另一方面，財政分權程度的提高強化了地方政府對國有企業運營狀況的關注，并激勵地方政府采取相關政策措施來提高國有企業進行研發創新的積極性，從而提升其生產效率。其原因在于財政分權程度的提高強化了地方政府的預算約束。

本文的研究結論表明：在社會主義市場經濟體制下，對于國有企業而言，雖然市場競爭可以通過激發企業內部的研發動力來促進其生產效率的提高，然而地方政府的財政分權狀況作為宏觀制度背景也能對其產生重要影響。因此，目前正在逐步推進的國有企業改革，在某種意義上不僅是著眼于企業內部制度的改革，同時也是市場經濟框架下政府行為的改革，即需要同時協調政府的財政行為和企業的經濟行為。因此，深入研究宏觀財政體制和微觀企業效率之間的關系，對于進一步完善分稅制、推進國企改革以及制定合理的財稅政策是大有裨益的。

儲德銀,韓一多,張同斌. 2015. 財政分權、公共部門效率與醫療衛生服務供給[J]. 財經研究(5):28-41.

儲德銀,趙飛. 2013. 財政分權、政府轉移支付與農村貧困：基于預算內外和收支雙重維度的門檻效應分析[J]. 財經研究(9):4-18.

傅曉霞,吳利學. 2006. 技術效率、資本深化與地區差異：基于隨機前沿模型的中國地區收斂分析[J]. 經濟研究(10):52-61.

傅曉霞,吳利學. 2007. 前沿分析方法在中國經濟增長核算中的適用性[J]. 世界經濟(7):56-66.

高鶴. 2006. 財政分權、經濟結構與地方政府行為：一個中國經濟轉型的理論框架[J]. 世界經濟(10): 59-68.

龔鋒,雷欣. 2010. 中國式財政分權的數量測度[J]. 統計研究(10):47-55.

簡澤. 2011. 企業間的生產率差異、資源再配置與制造業部門的生產率[J]. 管理世界(5):11-23.

李曉萍,李平,呂大國,等. 2015. 經濟集聚、選擇效應與企業生產率[J]. 管理世界(4):25-37.

孔東民,代昀昊,李陽. 2014. 政策沖擊、市場環境與國企生產效率:現狀、趨勢與發展[J]. 管理世界(8): 4-17.

魯曉東,連玉君. 2012. 中國工業企業全要素生產率估計:1999—2007[J]. 經濟學(季刊)(2):541-558.

劉沖,喬坤元,周黎安. 2014. 行政分權與財政分權的不同效應:來自中國縣域的經驗證據[J]. 世界經濟(10):123-144.

劉小玄,李雙杰. 2008. 制造業企業相對效率的度量和比較及其外生決定因素(2000—2004)[J]. 經濟學(季刊)(3):74-99.

呂冰洋,毛捷. 2014. 高投資、低消費的財政基礎[J]. 經濟研究(5):4-18.

繆小林,伏潤民,王婷. 2014. 地方財政分權對縣域經濟增長的影響及其傳導機制研究：來自云南106個縣域面板數據的證據[J]. 財經研究(9):4-37.

聶輝華,賈瑞雪. 2011. 中國制造業企業生產率與資源誤置[J]. 世界經濟(7):27-42.

龐鳳喜,潘孝珍. 2012. 財政分權與地方政府社會保障支出：基于省級面板數據的分析[J]. 財貿經濟(2): 29-35.

喬寶云. 2002. 增長與均等的取舍：中國財政分權政策研究[M]. 北京：人民出版社.

沈坤榮,付文林. 2005. 中國的財政分權制度與地區經濟增長[J]. 管理世界(1):31-39.

司政,龔六堂. 2010. 財政分權與非國有制經濟部門的發展[J]. 金融研究(5):1-12.

孫早,王文. 2011. 產業所有制結構變化對產業績效的影響：來自中國工業的經驗證據[J]. 管理世界(8):66-78.

王文劍,仉建濤,覃成林. 2007. 財政分權、地方政府競爭與FDI的增長效應[J]. 管理世界(3):13-22.

王文劍,覃成林. 2008. 地方政府行為與財政分權增長效應的地區性差異：基于經驗分析的判斷、假說及檢驗 [J]. 管理世界(1):9-21.

汪沖. 2014. 政府間轉移支付、預算軟約束與地區外溢[J]. 財經研究(8):57-66.

吳延兵. 2012. 國有企業雙重效率損失研究[J]. 經濟研究(3):15-27.

謝喬昕，宋良榮. 2016. 財政分權、風險承擔與企業績效[J]. 商業研究(5)：58-65.

謝貞發,張瑋. 2015. 中國財政分權與經濟增長：一個薈萃回歸分析[J]. 經濟學(季刊)(1):435-452.

許罡,朱衛東,張子余. 2012. 財政分權、企業尋租與地方政府補助：來自中國資本市場的經驗證據[J]. 財經研究(12):120-127.

張光. 2011. 測量中國的財政分權[J]. 經濟社會體制比較(6):48-61.

張軍. 2008. 分權與增長:中國的故事[J]. 經濟學(季刊)(1):21-52.

張晏,龔六堂. 2005. 分稅制改革、財政分權與中國經濟增長[J]. 經濟學(季刊)(4):75-108.

趙文哲. 2008. 財政分權與前沿技術進步、技術效率關系研究[J]. 管理世界(7):34-44.

周業安,章泉. 2008. 財政分權、經濟增長和波動[J]. 管理世界(3):6-15.

AKAI N, SAKATA M. 2002. Fiscal decentralization contributes to economic growth: evidence from state-level cross-section data for the United States [J]. Journal of Urban Economics, 52(1): 93-108.

BATTESE G E, COELLI T J. 1988. Prediction of firm-level technical efficiencies with a generalised frontier production function and panel data [J]. Journal of Econometrics, 38(3): 387-399.

BATTESE G E, COELLI T J. 1992. Frontier production functions, technical efficiency and panel data: with application to paddy farmers in India [J]. Journal of Productivity Analysis, 3(1-2): 153-169.

BELOTTI F, DAIDONE S, ILARDI G, et al. 2012. Stochastic frontier analysis using Stata [J]. Stata Journal, 13(4): 719-758.

COELLI T J, RAO D S P, O’DONNELL C J, et al. 2005. An introduction to efficiency and productivity analysis [M]. [S.l.]:Springer Science & Business Media.

DAVOODI H, ZOU H. 1998. Fiscal decentralization and economic growth: a cross-country study [J]. Journal of Urban economics, 43(2): 244-257.

GREENE W H. 2004. Fixed and random effects in stochastic frontier models [J]. Journal of Productivity Analysis, 23(1): 7-32.

GREENE W H. 2005. Reconsidering heterogeneity in panel data estimators of the stochastic frontier model [J]. Journal of Econometrics, 126(2): 269-303.

GREENE W. 2008. The econometric approach to efficiency analysis [M]// FRIED H O, LOVELL C A K, SCHMIDT S S. The measurement of productive efficiency and productivity growth. [S.l.]:Oxford University Press: 92-250.

JI Y, LEE C. 2010. Data envelopment analysis [J]. The Stata Journal, 10(2): 267-280.

KUMBHAKAR S. 1990. Production frontiers, panel data and time-varying technical inefficiency [J]. Journal of Econometrics, 46(1-2): 201-212.

KUMBHAKAR S C, LOVELL C A K. 2003. Stochastic frontier analysis [M]. [S. l.]: Cambridge University Press.

LIN J Y, LIU Z. 2000. Fiscal decentralization and economic growth in China [J]. Economic Develepment and Cultural Change, 49(1):1-21.

MA J. 1997. Intergovernmental relations and economic management in China [M]. [S.l.]: MacMillan.

MCKINNON R I, PILL H. 1997. Credible economic liberalizations and overborrowing [J]. American Economic Review, 87(2): 189-193.

MUSGRAVE R A. 1959. The theory of public finance: a study in public economy [J]. Journal of Political Economy, 99(1): 213-213.

OATES W E. 1972. Fiscal federalism [M]. [S. l.]: Harcourt Brace Jovanovich.

PITT M, LEE L. 1981. The measurement and sources of technical inefficiency in the Indonesian weaving industry [J]. Journal of Development Economics, 9(1): 43-64.

QIAN Y, ROLAND G. 1996. The soft budget constraint in China [J]. Japan and the World Economy, 8(2):207-223.

QIAN Y, ROLAND G. 1998. Federalism and the soft budget constraint [J]. American Economic Review, 88(5): 1143-1162.

QIAN Y, WEINGAST B R. 1997. Federalism as a commitment to perserving market incentives [J]. The Journal of Economic Perspectives, 11(4): 83-92.

TIEBOUT C M. 1956. A pure theory of local expenditures [J]. The Journal of Political Economy, 64(5): 416-424.

WEINGAST B R. 2009. Second generation fiscal federalism: the implications of fiscal incentives [J]. Journal of Urban Economics, 65(3): 279-293.

XIE D, ZOU H, DAVOODI H. 1999. Fiscal decentralization and economic growth in the United States [J]. Journal of Urban Economics, 45(2): 228-239.

ZHANG T, ZOU H. 1998. Fiscal decentralization, public spending, and economic growth in China [J]. Journal of Public Economics, 67(2): 221-240.

Abstract: As the state-owned enterprises (SOEs) are important parts of China′s economic system, their production efficiency are significantly affected by local fiscal decentralization. Theoretical conclusion shows that the improvement of fiscal decentralization motivates local government to pay more attentions to SOE′s production. This article measures the production efficiency of industrial SOEs above designated size in different provinces from 1999 to 2014 with the method of Solow residual analysis and stochastic frontier analysis (SFA). The empirical results show that the improvement of fiscal decentralization does improve production efficiency of SOEs.

Keywords: fiscal decentralization; state-owned enterprises; production efficiency of enterprise

(責任編輯 劉志煒)

FiscalDecentralizationandProductionEfficiencyofSOEs:EmpiricalAnalysisonProvincialIndustrialEnterpriseData

TAI Hang SUN Rui

(School of Economics, Peking University, Beijing 100871)

F812.2

A

1001-6260(2017)08-0095-16

10.19337/j.cnki.34-1093/f.2017.08.010

2017-05-17

臺 航(1989--)，男，山東菏澤人，北京大學經濟學院博士生。 孫 瑞(1993--)，女，河南安陽人，北京大學經濟學院博士生。