政府效率競爭與企業全要素生產率
——基于《中國工業企業數據庫》1998-2007年數據的分析

袁凱華，高 翔

(1.中南財經政法大學 經濟學院，武漢 430073；2.上海對外經貿大學 國際經貿學院，上海 201620)

內容提要：在分析政府效率競爭影響企業全要素生產率的機理基礎上，結合1998-2007年的《中國工業企業數據庫》數據，構建評價政府效率的多維度體系，利用數據包絡方法量化中國省際政府的政府效率，實證檢驗政府效率競爭對企業全要素生產率的影響。研究發現：政府效率和企業全要素生產率間存在顯著的U型關系，即政府效率競爭在初期通過“治理成本效應”抑制了企業全要素生產率的提升，政府效率的改善又會通過“市場配置效應”促進了企業全要素生產率的進步；政府效率競爭對企業全要素生產率的影響在區別企業所有制屬性、技術水平和所在地區后呈現出顯著差異性。因此，在推進國家治理體系與治理能力現代化的大背景下，政府應繼續致力于優化財政支出結構、提高政府效率，促進國內企業競爭力的提升。

一、引言

1994年分稅制改革以來，中央政府通過財政分權“委托”給地方政府相應的財政責任和財政目標，追求社會福利的最大化和資源配置效率的改進，促進經濟增長。在財政分權的大背景下，我國的地方政府規模(財政支出占GDP比重)由1996年的11.2%上升到2015年的25.8%，呈現不斷“膨脹”的態勢。一方面，地方政府之間的財政支出競爭可能會“倒逼”地方政府構建合理有效的財政支出結構，通過改善政府效率實現資源稟賦的優化配置[1]；另一方面，財政支出競爭帶來的政府短視化行為也可能會扭曲地方政府的財政支出結構，地方政府將有限的稟賦資源投入經濟建設中而忽視經濟外部性不高的公共服務部門，進而可能對資源配置效率產生消極影響[2]。

在當前的財政分權體制下，為了向所轄地區提供更為優質的公共產品和社會服務，相同級別的地方政府之間也會展開激烈的財政支出競爭[3]，進而也會對資源配置效率產生重要影響[4]。需要指出的是財政支出競爭雖然是可以被觀測到的，但是它卻無法解釋財政支出競爭對于財政支出結構的扭曲[5]以及經濟社會發展過程中存在的“發展失衡”等問題[6]，因而有學者注意到地方政府財政支出競爭以外的另一種競爭模式——政府效率競爭[7]。大量的研究文獻證明了地方政府間的財政支出競爭可以成為解釋我國經濟高速增長的一個重要原因，卻忽視了彼此之間的政府效率競爭。

一種樂觀的觀點認為政府效率競爭可以優化資源配置效率，提升企業全要素生產率，是“援助之手”(Helping Hand)?！霸帧闭摰闹饕壿孅c在于：(1)財政分權機制下，地方政府的財政支出受到財政收入的“剛性約束”，因而各地地方政府為避免“破產”和發展本地經濟，不得不對公共產品和服務進行更好的配置，優化地方財政支出結構，合理劃分“財權”和“事權”，強化其政府效率，實現次優平衡[8]。此時，高生產效率的企業往往通過“用腳投票”[9]的方式和高水平的政府效率相匹配，政府效率競爭將會提升企業全要素生產率。(2)財政分權制度明確了地方政府的職責和目標，各地地方政府由于受到中央政府資金支持的力度有限，不得不按照當地居民和企業的偏好進行資源稟賦的配置，進而通過優化財政支出結構促進政府效率的改善。政府效率競爭可以通過改善公共服務的供給效率使得企業避免某些無效率的資源配置，給企業帶來的邊際收益超過公共所需支付的邊際成本，從而促進企業全要素生產率的提升[10]。(3)在全面深化改革的大背景下，地方政府之間存在的政府效率競爭可以持續提高本地公共部門的資源配置效率，同時也往往意味著政府的治理能力提升，因而政府效率競爭帶來的政府治理能力改善往往伴隨著某種程度上的單邊支付，可以實現公共部門和私人部門之間的帕累托改進，進而提升企業的全要素生產率水平[11]。

相反，另一種悲觀的觀點則認為，政府效率競爭扭曲了資源配置效率，降低了企業全要素生產率，是“掠奪之手”(Grabbing Hand)?！奥訆Z之手”論的根本出發點在于：(1)財政分權下的政府效率競爭可能會強化地方政府的自利性意識[12]，各個地方政府之間的政府效率競爭如果不能有效的被法律法規所導向，加之地方保護主義、政治錦標賽和貪污腐敗等因素的影響，政府官員會把資源配置到有利于自身的目標，而忽視企業的利益訴求，從而不利于企業全要素生產率的提升。(2)有些學者認為，在當今中國缺乏地方政府問責的情況下，地方政府間的政府效率競爭的本質仍然是依靠吸引企業投資拉動地方經濟發展，從而并未從本質上改善企業的全要素生產率和資源配置效率[13]。(3)地方政府間的政府效率如果缺乏相應的協調機制，極易誘發各地地方政府間的惡性競爭，造成地方政府財政支出結構的異化和“系統性偏差”。此時，政府效率帶來的負外部性將會對企業的生產活動產生“擠出效應”，造成企業資源配置水平的扭曲。并且由于政府作為公共部門，帶來的扭曲程度通常要比私人部門更大[14]，這就會造成資源配置扭曲，抑制企業全要素生產率的提升[15]。

對于中國這樣的非均質大國而言，地方政府仍然牢牢把控著要素稟賦和市場資源的微觀配置權，地方政府提供的公共產品和社會服務的質量直接決定著各地宏觀環境的優劣，并成為促成各地經濟快速增長的重要因素，并通過公共產品的供給效率影響著企業的資源配置效率[16]，進而致使企業的生產經營行為以及全要素生產率受到地方政府效率的影響。通過構建多維度的政府效率評價體系，本文試圖分析地方政府效率競爭影響企業全要素生產率的理論機制，并利用數據包絡分析方法測算出我國30個省際政府效率，并結合1998-2007年的《中國工業企業數據庫》數據，運用非參方法測算出企業層面的全要素生產率，在控制了其他影響因素和內生性問題后考察政府效率競爭對企業全要素生產率的影響效應。

二、研究假說與研究設計的提出

1994年中央政府啟動分稅制改革以來，各地政府被賦予更多的財政責任和權力，中國的地方政府效率發生了巨大變化。那么政府效率競爭又是通過何種渠道對企業全要素生產率造成影響？本文接下來將從“治理成本效應”和“市場配置效應”闡述政府效率競爭對企業全要素生產率的影響機理并提出相應研究假說。

企業和政府之間的關系可以用經典的委托-代理問題來解釋，企業(股東)通過分攤政府(代理人)的治理成本獲得企業自身發展所必需的公共設施和外部環境。在中國的現實背景下，地方政府之間的政府效率競爭往往伴隨著政府財政支出的擴大[17]，這就意味著政府效率競爭將導致地方政府的治理成本增加，因而政府效率競爭的背后往往是政府對企業生產資源的“擠占”。一方面，治理成本增加了企業的非生產經營性支出，扭曲了企業的生產經營行為，加劇了企業所面臨的成本壓力[18]。此時，資源稟賦會被配置到企業的非生產經營領域而不是生產經營領域，降低企業的生產效率。同時治理成本的擴大也會弱化企業的創新績效，致使企業缺乏進行技術創新和優化管理的內部激勵，產生“X非效率”現象[19]。而技術創新和優化管理是企業全要素生產率提升的根本動力來源，因而政府效率競爭所引發的“治理成本效應”會對企業全要素生產率產生不利影響。

地方政府之間政府效率競爭引致的治理成本擴大背后往往蘊含著“貪污腐敗”和“權力尋租”[20]等現象。在當地制度或法律法規不健全的情況下，面對較高的治理成本，企業家可能會通過“找關系”、“尋門路”等方式解決企業發展所面臨的資源約束和制度窒礙，從而會對企業生產資源產生擠出效應，對于權力尋租行為的“路徑依賴”也會致使他們更傾向于規避風險和不確定性，不愿意從事風險較高的技術創新活動，轉而通過選擇非市場方式獲取要素資源和超額利潤[21]。同時權力尋租行為也會浪費企業家的時間和精力，導致企業家難以專注企業事物，造成企業全要素生產率的損失。企業家為了討好政府官員，也會將企業的生產經營行為和官員的政績“捆綁”在一起，這種政策性負擔會通過扭曲企業決策行為造成企業生產效率的降低。綜上所述，地方政府之間的政府效率競爭在短期內會通過“治理成本效應”扭曲了資源配置效率，降低了企業全要素生產率，是“掠奪之手”。

雖然短期內地方政府間的政府效率競爭會帶來諸如治理成本以及權力尋租等一系列問題。從長遠來看，政府效率競爭所激發的巨大市場力量是推動微觀企業全要素生產率提升的重要因素，政府效率競爭通過“市場配置效應”對企業資源配置效率改進帶來的積極影響不容小覷。地方政府對于發展本地經濟的強烈訴求“倒逼”地方政府構建合理的財政支出結構，提升公共產品和服務的供給效率，提升政府效率。政府效率的改善意味著政府行政效率的提高、外部治理環境的改善、公共物品和社會服務的優化。此時，市場在資源稟賦配置中發揮的作用更為明顯，高效運作的市場機制有助于資源稟賦在要素市場和產品市場的自由流動，降低資源配置的扭曲程度，企業可以借助“市場配置效應”以較低的成本獲得自身生產經營所需要的資源，合理安排自身的生產要素配置，改進資源配置效率，提升企業全要素生產率。

政府效率的改善在某種程度上意味著財政支出政策制定科學性和穩定性的提高，有助于降低企業在市場中面臨的外部風險和不確定性，市場的信號機制可以更好地發揮作用。對政府的財政支出行為有著良好預期時，愈發規范的市場配置機制引導企業專注于技術研發和資本投資等企業戰略決策行為[22]，降低企業獲取生產資源和利潤回報的風險和不確定性，企業進行技術研發和資本投資得到高回報的概率越大，進而通過“技術溢出效應”和“規模經濟效應”促進企業全要素生產率的提升。這種情況下，地方政府之間的政府效率競爭在長期會通過“市場配置效應”避免某些無效率的資源配置，給企業帶來的邊際收益超過公共所需支付的邊際成本，從而促進企業全要素生產率的提升，是“援助之手”。

基于上述分析，地方政府之間存在的政府效率競爭可以通過“治理成本效應”和“市場配置效應”抑制和促進企業全要素生產率的提升。結合中國現實國情，本文認為應當區分政府效率競爭對企業全要素生產率的短期和長期效應，故在此提出如下研究假說：

地方政府之間的政府效率競爭在初期往往會增加企業分攤的治理成本。此時“治理成本效應”占據主導地位，政府效率競爭在短期抑制了企業全要素生產率的提升；隨著地方政府效率的改善，市場機制的健全，又會通過“市場配置效應”提高企業的資源配置水平，政府效率競爭在長期將會促進了企業全要素生產率的進步。

(一)計量模型的設定

依據上文的機理分析和研究假說，為了考察地方政府之間政府效率競爭對企業全要素生產率的影響，本文基本計量模型設定如下：

lntfpijkt=β0+β1govkt+β2govkt2+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(1)

其中下標的i、j、k、t分別代表企業、行業、地區和年份。tfpijkt代表企業的全要素生產率，govkt代表企業所在地區的政府效率，考慮到政府效率對企業全要素生產率的影響未必是線性的，(1)式中還加入了政府效率的平方項govkt2，以檢驗可能存在的非線性影響效應。X′是控制變量的集合，包括企業規模、企業資本密集度、企業年齡、企業利潤率、企業融資約束以及各地的市場化水平等，δj、θk和λt分別代表行業、地區和時間固定效應，εijkt是隨機擾動項。

(二)變量的說明

1.政府效率(gov)的測算。政府效率反映著政府能否對社會資源進行合理配置以及整個經濟社會運行是否有效率。以往的研究僅僅關注政府財政投入-產出的經濟效率，近年來隨著社會民生問題、環境問題和貪污腐敗問題越來越得到民眾的關注，不少文獻開始從社會效率層面研究政府效率[6-7]。由于公共產品和社會服務難以用價格衡量，因此衡量政府效率便成為一個難題。目前常用的測算政府效率的方法主要包括隨機前沿分析(SFA)、確定性前沿分析(DFA)和數據包絡分析(DEA)。其中，被廣泛采用的是DEA方法。DEA方法的核心思想是通過求解線性規劃函數求解最有效率的凸性生產前沿邊界，利用與前沿面的距離即可得到效率水平指數。DEA方法的優點在于不受價格和數量的干擾，不需設定具體函數形式，同時夠求解多種投入產出下的效率水平問題，并能解決非期望產出給政府財政效率測算帶來的誤差。基于上述原因，根據Fare等(2007)[23]的研究方法，本文將采用數據包絡分析(DEA)下的至前沿最遠距離函數(SBM模型)測算中國省級政府效率，具體形式定義如下：

(2)

(3)

借鑒唐天偉和鄧久根(2007)[25]的做法，本文通過構造政府投入-產出指標體系，利用政府提供公共產品和社會服務的投入產出技術效率作為測算政府效率的依據。具體指標測算中，參考《中國統計年鑒》的公開數據，本文中的投入指標包括人力、物力和財力3大類，產出指標則包括經濟表現、社會服務、民生工作3大類共計12個子指標。此外，考慮到環境污染和貪污腐敗等“壞”產出對政府財政效率的影響，將各省各年的“工業廢水、工業廢氣和工業固體廢物”排放量和“政府官員貪污腐敗、瀆職犯罪案例數”納入政府財政效率測算體系當中。最終，本文采用數據包絡分析(DEA)下的至前沿最遠距離函數(SBM模型)測算了1998-2007年間中國省際政府效率②，評價體系和數據來源如表1所示。

表1 中國省際政府效率評價體系

注：根據Afonso和Sonia(2008)和陳詩一和張軍(2008)的研究，本文對表中指標進行了標準化處理，即以各個子指標除以各指標的平均值。

圖1 基于Malmquist-Luenberger指數核算的中國省級地方政府效率

圖1展示了1998-2007年中國省級政府效率的變化趨勢。我們發現：第一，我國各地方政府在投入產出的技術效率上存在顯著差異，各個省級政府效率均表現出其特有的“異質性”，總體看各個省級政府效率并無規律可循，呈現一定的“無序性”特征。第二，我國大多數省級政府效率大都經歷過不同程度的變遷，這其中大部分省份的政府效率是有改善的，有15個省級政府的財政效率呈現改善態勢，另外13個省級政府的財政效率則呈現惡化態勢，而2個省級政府則維持相對不變的態勢。第三，各省級政府效率與當地的經濟發展水平之間并無必然聯系。具體而言，一些東部經濟發達省份(例如浙江、廣東等)的政府效率是不變或者是下降的，而一些西部欠發達省份(例如內蒙、貴州等)的政府效率呈現上升態勢。事實上，那些經濟建設相對落后的省份，政府在發展中結合自身實際情況，選擇合適的實踐技術水平，同樣是可以獲得高的政府效率的。第四，中國一些地方政府效率改善潛力巨大，并且通常這些省份的經濟發展潛力也較大。例如西部的青海和寧夏等省份，一旦政府選擇了適合自身的政府投入產出比例，政府效率水平往往能得到大幅度的攀升。

圖2 采用OLS、FE、OP和LP方法得到的企業全要素生產率的核密度估計圖 圖3 企業全要素生產率(LP方法)的動態演進

2.企業全要素生產率(tfp)的測算。企業生產率是本文的一個核心解釋變量。對它的測算，本文首先是在保證充分樣本量的情況下，假定企業的生產函數形式是經典的Cobb-Douglas生產函數(取完對數后)：

yit=α0+αKkit+αLlit+αMmit+ψit+εit

(4)

其中kit、lit、mit分別表示資本、勞動和中間品的投入量，εit是隨機殘差項，ψit則是殘差項的一部分，是可以被企業觀測到的影響生產率的要素選擇，目前在估計企業生產率時通常將ψit視作狀態變量，并服從如下AR(1)形式：ψit=ρψit-1+ζit，其中ζit表示隨機沖擊，在此基礎上我們就可以識別企業生產率ψit+εit=yit-f(kit,lit,mit)。

企業全要素生產率(tfp)是本文的被解釋變量，對于它的估計，常用的方法有普通最小二乘估計法(OLS)、固定效應估計法(FE)、Olley-Pakes估計法(OP)和Levinsohn-Petrin估計法(LP)等幾種。通常認為OLS方法容易導致內生性偏誤和遺漏有效信息。FE方法雖然可以較好的控制固定效應，同時引入企業個體虛擬變量解決內生性問題，但受制于估計結果只能反映個體維度的變化、無法涵蓋時間維度變化的特點，FE方法無法提供一個令人信服的結果。相比較而言，基于半參數估計的OP方法[26]可以有效克服OLS方法中所面臨的“同時性問題”，避免對勞動投入貢獻的高估。Levinsohn和Petrin(2003)[27]進一步證明在同等條件下，引入中間品投入指標的LP方法比OP方法更有效簡潔。通過參考已有文獻，本文以LP方法估計的企業生產率作為基準結果，其他三種方法得到的估計結果用于適當的穩健性檢驗(圖2和圖3)。

參照魯曉東等(2012)[28]的做法，以工業增加值為產出變量，依照“永續盤存法”對企業固定資產核算作為資本存量，從業人數作為勞動投入變量，企業中間品投入為中間投入變量，企業投資為代理變量，企業當年是否出口為控制變量，同時控制年份固定效應，最后根據資本和勞動的估計系數測算出企業全要素生產率。

3.其他控制變量的說明?？刂谱兞縓′包括：企業規模(size)，采用企業本年雇傭員工的數量進行衡量；企業資本密集度(pc)，采用經過價格平減的固定資產存量和從業人數的比重進行衡量；企業年齡(age)，采用工業企業數據調查年份和企業從成立年份的差值+1進行衡量；企業利潤率(profit)，采用企業本年凈利潤除以企業本年銷售收入進行衡量，企業凈利潤的計算方法為“利潤總額-政府補貼”；企業融資約束(finance)，采用企業本年的利息支出在企業總資產的占比進行衡量。此外，我們還利用國民經濟研究所[29]發布的中國分省市場化指數(market)來控制各省的制度水平。此外，為了減少回歸過程中可能出現的異方差問題，我們對企業規模(size)、企業資本密集度(pc)和企業年齡(size)進行了對數線性化處理。最后，考慮到政府效率對不同企業的全要素生產率的影響效應，本文還依照所有制屬性、技術水平和所在地區對企業樣本進行細分。企業所有制屬性按企業投資資本比重(≥50%)劃分為國有和集體企業、民營企業、港澳臺企業和外資企業四個個類型；技術水平按企業所在行業的平均資本密集度劃分為高技術企業和低技術企業；企業所在地區則按東、中、西三大區域進行劃分。

(三)數據的準備

本文重點分析究地方政府之間的政府效率競爭對企業全要素生產率的影響效應，需要將測算得到的各個省級政府的政府效率和中國工業企業數據合并起來，我們的做法是利用企業所在地“地區代碼的前兩位+0000”以及當年年份進行匹配，之后我們首先參照Brandt等(2012)[30]的方法對1998-2007年的《中國工業企業數據庫》進行整理。此外，為了使得到的估計結果更為準確，我們還借鑒聶輝華等(2012)[31]的思路，對《中國工業企業數據庫》進行如下處理：(1)剔除銷售額低于500萬元或從業人數小于10人等不滿足“規模以上”條件的企業；(2)剔除工業總產值、工業增加值、資產總計、從業人數缺失或為負的企業；(3)剔除企業全要素生產率位于總樣本前后各1%的極端觀測值；(4)剔除總資產小于固定資產等不滿足會計準則的企業或代碼缺失企業；(5)、我們還對文章中用到的樣本指標采用CPI(居民消費價格指數)和PPI(生產價格指數)以1998年為基期進行了價格平減。此外，為了可以完整的觀測政府效率競爭對企業全要素生產率的影響，我們選擇那些在1998-2007年均存在生產活動的企業作為分析樣本，最終我們采用包含356220個樣本的平衡面板數據進行實證分析。

表2 變量描述性統計

注：生產率(tfp)指標是采用LP(2003)方法估算得到的。

三、模型檢驗和實證結果分析

(一)基本模型回歸結果

本文利用1998-2007年全部企業樣本的平衡面板數據，對計量模型1進行實證檢驗，被解釋變量為企業全要素生產率，主要解釋變量有政府效率及其平方項。為了控制多重共線性問題，將企業規模、企業資本密集度和企業年齡等控制變量逐個加入計量模型1中，同時控制企業和年份固定效應，基本模型的回歸結果如表3所示。觀察表3的結果可以發現：本文重點關注的主要解釋變量政府效率(gov)及其平方項(gov2)的估計系數，分別在1%的統計水平上顯著為負和顯著為正，意味著政府效率和企業全要素生產率之間存在顯著的U型關系。在短期內，政府效率競爭使得政府財政支出擴大，地方政府的治理成本隨之增加，導致企業分攤的治理成本過多，進而會通過“治理成本效應”對企業全要素生產率產生抑制效應；然而當政府效率競爭到一定程度時，此時市場的力量被較好的激發出來，市場在資源稟賦配置中的作用可以得到更好發揮，政府效率競爭將會通過“市場配置效應”促進企業全要素生產率的提升。此外，在分別加入各個控制變量后，政府效率(gov)及其平方項(gov2)的估計系數的顯著性盡管有所降低，但是符號未發生明顯變化，結論依舊穩健。因此，實證結果表明本文之前提出的研究假說是成立的，政府效率競爭對企業全要素生產率的U型影響效應是明顯的。

在控制變量方面，企業規模和企業資本密集度的估計系數顯著為負，表明規模越大的企業全要素生產率提升越難，原因在于過于龐大的企業規模使得管理難度提升，企業生產經營成本大幅上升，進而導致企業全要素生產率的下滑。企業年齡的估計系數顯著為正，表明成立年限越久的企業，全要素生產率提升越快?？赡艿慕忉屧谟?，隨著企業年齡的增加，企業管理經驗將會愈發豐富從而推動了企業全要素生產率的提升。企業利潤率和企業融資約束的估計系數分別在5%的統計水平上和1%的統計水平上顯著為正，說明企業的利潤率越高，融資能力越強，越有利于企業進行機器設備的更新與維護，從而帶動企業全要素生產率的提升。市場化指數顯著為負，說明市場化程度的提高可能會加劇企業生產經營過程中所面臨的外部風險和不確定性，不利于企業全要素生產率的提升。

表3 基本模型回歸結果

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平下顯著，括號中數值表示估計系數的t統計量(下同)。

表4 內生性問題處理和穩健性檢驗

注：(1)Anderson-LM檢驗的零假設是工具變量識別不足，Cragg-Donald Wald F檢驗的零假設是存在“弱工具變量”，Stock-Yogo統計量為10%水平的臨界值。(2)AR(1)和AR(2)檢驗的零假設是擾動項不存在一階和二階自相關，Sargan檢驗的零假設是所有工具變量都是外生的。

(二)內生性問題

由于政府效率和企業全要素生產率之間存在著一定的因果關系，我們需要將如下問題納入考慮范圍：一方面，政府效率會影響企業全要素生產率水平；另一方面，企業的全要素生產率水平可能是政府行為的決定條件之一，進而影響到政府效率。嚴重的內生性問題將導致估計結果是有偏和不一致的，必須進行內生性糾偏處理。我們的做法使用各省市自治區每年省委書記和省長的變動情況作為外生的工具變量予以解決，如果發生省委書記或省長變動，則取1，否則取0。這樣做的理由是政府官員的變動通常會對政府效率產生影響[7]，而不會直接影響企業全要素生產率。此外考慮到政府官員變動的時滯效應，工具變量取省委書記或省長的變動情況的滯后一期項。

表4第(1)列報告的是使用工具變量固定效應估計(IV-FE)方法得到的回歸結果。由于工具變量的合理性將直接影響估計結果的有效性和一致性，工具變量使用之前需要通過相關的檢驗。結果表明：(1)Anderson-LM統計量在在1%的顯著水平上拒絕了工具變量識別不足的原假設；(2)Cragg-Donald Wald F統計量在10%水平上拒絕了“弱工具變量”的原假設。(3)Sargan統計量的對應P值為1.00，不能拒絕工具變量過度識別的原假設。因此，本文選取的工具變量是合適可取的，并且工具變量和內生變量之間存在著較強的關聯性。

觀察表4第(1)列的估計結果后發現，用省委書記或省長的變動情況作為工具變量(IV)后，政府效率及其平方項仍然顯著為負和為正，說明政府效率競爭對企業全要素生產率影響仍呈現顯著的U型關系。然而如同計量經濟學理論所預期的一樣，IV估計使得政府效率及其平方項的估計系數大小較之前增大了許多。此外，控制變量的符號和顯著性未發生明顯改變，使用外生工具變量克服內生性問題后，結論依然穩健。

鑒于本文使用的數據是典型的面板數據，使用兩步SYSGMM估計同樣是解決內生性問題的一個較好選擇。表4第(2)列報告的是使用兩步SYSGMM估計得到的結果。AR(1)和AR(2)檢驗表明殘差序列項一階相關和二階不相關，Sargan檢驗認為選取的工具變量是外生的，結果證明SYSGMM估計是可行的。回歸結果顯示，企業全要素生產率滯后一期項的估計系數在1%統計水平上顯著為正，說明企業全要素生產率的提升是一個累積過程。政府效率及其平方項的估計系數分別顯著為負和為正，政府效率和企業全要素生產率仍然存在著顯著的U型關系。

(三)穩健性檢驗

本文的被解釋變量是企業全要素生產率，為了增強上述估計結果的穩健性。我們還采用基于OLS、FE和O-P估計得到的企業全要素生產率結果進行穩健性檢驗。結果如表4第3列-5列所示，無論采用何種估計方法得到的企業全要素生產率指標，我們都得到了一致的結論，即政府效率競爭對企業全要素生產率存在著顯著的U型影響效應，地方政府之間的政府效率競爭在初期通過“治理成本效應”抑制企業全要素生產率的提升，但在長期又通過“市場配置效應”促進企業全要素生產率的進步。據此，可以進一步確認本文的主要研究結論具有穩健性和可靠性。

四、拓展性分析

(一)影響機制的檢驗

上文的結果基本表明政府效率競爭對企業全要素生產率存在著顯著的U型影響效應，地方政府間的政府效率競爭在初期通過“治理成本效應”抑制了企業全要素生產率的提升，然后隨著各地政府效率的改善，又會通過“市場配置效應”促進了企業全要素生產率的進步，但受制于模型設定，第五部分的實證結果并未進行傳導機制的經驗佐證。因此，基于中介效應模型，參照劉啟仁和黃建忠(2016)[32]的做法，利用企業管理費用在企業總資產的比重構造企業非生產性成本(cost)、利用新產品產值在企業工業總產值的比重構造企業新產品產值比重(new)，進行政府效率影響企業全要素生產率的傳導機制檢驗。

lntfpijkt=α0+α1govkt+α2govkt2+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(5)

costijkt=b0+b1govkt+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(6)

newijkt=c0+c1govkt+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(7)

lntfpijkt=d0+d1govkt+d2govkt2+d3costijkt+d4newijkt+X′β+δj+θk+λt+εijkt

(8)

模型(5)對應的回歸結果即是表3第(7)列匯報的結果，表5第(2)和(3)列對應的是模型(6)和(7)的估計結果。表5第(4)列到第(6)列匯報了被解釋變量(lntfp)對政府效率(gov)、政府效率平方項(gov2)以及中介變量(cost和new)的回歸結果。為穩健計，我們將中介變量分別納入模型(5)中，結果如表5第(4)和(5)列所示。進一步的，表5第(6)列報告了同時納入中介變量cost和new的模型(8)的回歸結果。

表5 中介效應檢驗

觀察表5第(2)列發現核心解釋變量政府效率(gov)的估計系數為正并在5%的水平上統計顯著，這就表明政府效率競爭顯著促進了企業的非生產性成本的增加，此時地方政府間的政府效率競爭通過“治理成本效應”造成了對企業生產資源的“擠占”，地方政府為了改善政府效率，不得不要求所轄地區企業分攤政府效率競爭產生的治理成本。表5第(3)列的結果顯示核心解釋變量(gov)為正并在1%的水平上統計顯著，這就表明政府效率的改善有利于企業進行研發創新行為，可能的解釋是地方政府間的政府效率競爭“倒逼”政府構建合理的財政結構，進而營造出高效率的政府治理環境，此時地方政府間的政府效率競爭通過“市場配置效應”強化了企業進行研發創新行為的內在激勵。

表6第(4)-(6)列匯報了被解釋變量(lntfp)與核心解釋變量(gov和gov2)、中介變量(cost和new)之間的回歸結果?？梢钥闯鲋薪樽兞縞ost和new的估計系數分別在1%的水平上統計顯著為負和1%的水平上統計顯著為正。這意味著，企業非生產性成本的增加顯著降低了企業全要素生產率，可能的解釋是企業非生產性成本的增加將會“擠占”企業的生產資源，進而阻礙了企業全要素生產率的提升。同時企業進行研發創新行為將會顯著提升企業全要素生產率，這與理論機制的預期一致。此外本文同樣發現，分別加入中介變量cost和new之后，變量gov和gov2的估計系數值分別發生了明顯變化，這意味著政府效率競爭通過“治理成本效應”和“市場配置效應”對企業全要素生產率的影響渠道是存在的，從而間接論證了理論機制部分的假說。

(二)異質性分析

1.不同所有制屬性企業的估計結果。在中國的現實背景下，政府效率競爭對于不同所有制屬性企業全要素生產率的影響效應存在差異，因此有必要區分企業所有制屬性進行再估計。本文將全部企業樣本劃分為國有和集體企業、民營企業、港澳臺企業和外資企業四個群組進行回歸(具體結果如表6所示)。對比不同群組的結果后，可以發現，政府效率及其平方項的估計系數只有在民營企業樣本中仍是顯著為負和為正的。這意味著，政府效率競爭對企業全要素生產率的U型影響主要集中在民營企業當中，而對國有和集體企業、港澳臺企業和外資企業的影響并不顯著。

表6 不同所有制屬性企業的估計結果

上述結果產生的可能原因是：國有和集體企業通常與政府聯系較為密切，對于政府效率競爭帶來的治理成本分攤往往可以很好地進行調節，因此政府效率競爭帶來的“治理成本效應”未能得以凸顯。此外，國有和集體企業由于其擔負的“政治任務”，通常不用考慮企業利潤率和企業融資約束等問題，具有充足資金更新設備和研發創新。因此，政府效率競爭對國有和集體企業全要素生產率的影響并不顯著。港澳臺企業和外資企業的核心技術通常由境外提供，各地由于招商引資的需要，政府會對港澳臺企業和外資企業進行補貼或者減稅等政策措施，進而扭曲企業的生產經營成本。此外，港澳臺企業和外資企業可以通過企業選址、進入退出等方式選擇適合自身發展的地區。因此，各地政府間的政府效率競爭很難對港澳臺企業和外資企業的全要素生產率產生影響。反而民營企業全要素生產率更容易受到政府效率競爭的影響。一方面，民營企業無法像國有和集體企業那樣和政府聯系密切，可以得到充分的資金來源；另一方面，民營企業也無法像港澳臺企業和外資企業那樣獲得豐厚的優惠措施，同時收到企業規模，融資約束等問題的困擾，民營企業不能自由選擇那些政府效率較高的地區，往往只能被動接受不能與企業相匹配的政府效率，進而造成民營企業“里外不討好”的尷尬境地。

2.不同技術水平企業的估計結果。通常情況下，技術水平越高的企業越會重視機器設備和研發創新、推動企業全要素生產率的提升。因此，本文依據行業資本密集度將樣本中的企業劃分為高技術企業和低技術企業。具體做法是根據《中國工業企業數據庫》中的CIC行業代碼(兩位碼)測算出企業所處行業的平均企業資本密集度，如果該企業的資本密集度大于企業所處行業的平均資本密集度，則定義為高技術企業，否則定義為低技術企業，具體結果列于表7的第(1)列和第(2)列。

表7 不同技術水平企業和不同地區企業的估計結果

表7的結果顯示政府財政效率對全要素生產率的影響主要集中在低技術企業，而對高技術企業的影響則不明顯。可能的解釋在于，高技術水平的企業具有較強的研發創新能力，而這些企業往往成為地方政府眼中的“香餑餑”，政府通常會盡力提供政策優惠措施(政府補貼、減稅)，用以彌補“治理成本效應”給企業全要素生產率帶來的不利影響，政府效率競爭對高技術企業全要素生產率的影響不甚明顯。相反的，那些低技術水平的企業由于研發創新能力較弱，得不到政府優惠支持，因而更容易收到政府效率變化的影響。

3.不同地區企業的估計結果。考慮不同省份之間區域差異性是否會影響到政府效率對于企業全要素生產率的影響效應？為此，我們將全部企業樣本依據企業所處的省市自治區劃分為東、中、西三個子樣本進行分組回歸(具體結果如表7的第(3)列-第(5)列所示)?；貧w結果表明，政府效率競爭對東部地區、西部地區的企業全要素生產率的影響較為顯著，對中部地區的影響并未獲得實證數據的支持。這一結果，一方面意味著，政府效率競爭對企業全要素生產率的影響效應存在著“中部洼地”，另一方面也提醒政府在改善政府效率時，既要關注政府和企業間的聯系，也要考慮區域間的差異。

五、主要結論與政策建議

本文從多重維度構建了評價政府效率的指標體系，量化了中國省級政府效率，結合1998-2007年的《中國工業企業數據庫》，實證檢驗了政府效率競爭對企業全要素生產率的影響效應。本文的主要結論有：第一，政府效率競爭對企業全要素生產率存在顯著的U型影響效應，即隨著初期政府效率的提升，政府效率競爭將通過“治理成本效應”抑制企業全要素生產率的提升，然而當政府效率改善到一定程度后，政府效率競爭又將通過“市場配置效應”促進企業全要素生產率的進步。第二，區分企業的所有制屬性、技術水平和所在地區等特征后，政府效率競爭對企業全要素生產率的影響效應存在顯著的差別化特征：從所有制屬性來看，政府效率競爭對企業全要素生產率的影響主要集中在民營企業，而對國有和集體企業、港澳臺企業和外資企業的影響則不明顯；從技術水平來看，政府效率競爭對企業全要素生產率的影響主要集中在低技術企業，而對高技術企業的影響則不明顯；從所在地區來看，政府效率競爭對企業全要素生產率的影響主要集中在東部地區和西部地區企業，而對中部地區企業的影響則不明顯。

本文研究結論對理解地方政府效率競爭和企業全要素生產率間的內在聯系有著重要的啟示意義。首先，雖然政府效率的改善從長期有助于促進企業全要素生產率的提升，但在短期會破壞企業的資源配置水平，政府在追求政府效率改善的同時，更要為企業發展提供良好的政策優惠措施，達到政府和企業間的良性互動。其次，應當積極推進政府職能轉變進程，各地政府應根據當地實際發展情況明確自身定位，通過提供優良的公共產品和社會服務，為企業特別是廣大民營企業提供良好有效的外部治理環境。再次，政府應當減少對微觀企業活動的干預，進一步加強行政效率和服務質量，提升政府效率，減少“干預之手”，增加“援助之手”，努力扮演好“服務員”的角色。最后，對于不同企業間存在的差異性，政府應主動出擊，提供多重多樣的政策和服務“組合拳”，降低企業的治理成本和非生產經營支出，提升企業全要素生產率，實現產業升級和提升經濟增長質量的長遠目標。

注釋：

① 本文中“壞”的產出包括官員腐敗、瀆職犯罪案例數和工業企業“三廢”排放量，故K=2。

② 需要指出的是，文中的政府效率不是衡量政府財政資金配置效率的絕對水平，而是相對水平。