財政分權與市場競爭
——基于工業庫數據的分析

孫 瑞 臺 航

(1.北京大學 經濟學院，北京 100871； 2.中國人民銀行 金融研究所，北京 100033)

一、引言和文獻綜述

財政分權體制作為企業經濟行為的重要制度背景和市場經濟體制的重要組成部分，能夠對企業的市場行為產生重要影響。政府間財政關系通過改變地方政府的行為激勵，進而影響到政府與市場之間以及市場上不同參與主體之間的關系。前者會影響地方政府對市場的干預，后者會影響局部市場的競爭關系。因此，建設科學、健全的財政分權體系是促進經濟穩定增長、保障市場活力的重要條件之一，討論市場競爭問題與財政分權程度之間的關系是十分必要的，但截至目前，相關文獻很少關注財政分權對市場競爭的影響。

已有研究主要圍繞著財政分權的經濟影響展開，重點討論財政分權對經濟增長、公共產品提供以及企業生產效率的影響。財政分權理論認為，財政分權可以對經濟發展有促進作用是因為財政競爭可以加強對地方政府的政治激勵作用，從而更好地承擔經濟發展責任(Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972；McKinnon et al.，1997；Qian et al.，1998；Weingast，2009；張晏 等，2005；沈坤榮 等，2005；謝貞發 等，2015)。許多研究發現，財政分權程度的提高可以促進地方政府采取措施降低企業成本，如降低企業的實際稅率等，并增加公共品供給(郭玉清 等，2009；Marsh，2010；王麒麟，2011；饒曉輝 等，2014)，促進產業結構升級(崔志坤 等，2015；黃繼忠 等，2018)，促進了技術進步及技術效率的提高(趙文哲，2008；趙巖，2018)，從而提高企業的生產效率(臺航 等，2017)。

關于財政分權對市場競爭的影響，多數文獻從經濟效率的角度出發來分析財政分權對資源配置的影響。陳詩一等(2008)討論了財政分權對地方政府支出效率的影響。一些研究從政分權對市場機制的影響這一角度，討論財政分權對市場競爭以及區域間市場競爭的影響。Qian et al.(1998)的研究發現，財政分權有助于地方政府發揮信息優勢，幫助企業提高生產效率。在此基礎上，由于財政分權環境下地方政府具有更強的激勵，因而加強了區域間的市場競爭，激發了市場活力，從而提高了經濟效率(Montinola et al.，1995；Qian et al.，1996、1997；Lin et al.，2000)。

還有一些研究認為，地方政府的產業政策和經濟干預行為產生了負面作用。一是財政分權加強了政府對企業的干預，并引起大量重復投資，導致市場競爭的同質化(周黎安，2004、2008)。在財政分權引發的地方政府競爭機制中，市場的同質競爭大于異質競爭(丁重 等，2013)。二是財政分權的背景下，中央與地方的博弈可能會引起地方政府利益機制和行為的重大變化，即發生“援助之手”到“攫取之手”的轉變，從而干預了市場的正常運行。聶輝華等(2007)研究了“政企合謀”，發現地方政府政績追求可能會縱容企業選擇“壞的”生產方式。在此基礎上，政府的干預行為導致的市場競爭失序并影響到企業的市場勢力，造成一定程度的資源分配的扭曲(陳抗 等，2002；孫早 等，2007)。綜上所述，盡管許多文獻對財政分權和經濟增長、企業績效等問題展開了研究，但對于企業的競爭行為則很少有涉及。

既然在財政分權的背景下，地方政府有足夠的激勵通過多種政策手段激勵企業并維護市場競爭，那么研究財政分權對市場競爭的影響應是合乎邏輯的。本文的貢獻主要在于：一是首次探討了財政分權對市場競爭的影響，豐富了關于財政分權影響資源配置的認識；二是選取合理的宏、微觀指標來度量財政分權的市場競爭程度；三是就財政分權與市場競爭之間的關系進行了系統的實證分析，估計結果更具準確性。

二、理論分析與研究假說

改革開放以來，中國政府間財政管理體制經歷了以“分灶吃飯”為主要特征的“財政包干制”(1980—1993)和分稅制(1994—)兩個時期。在此過程中，政府間財政關系的調整圍繞著稅利分配展開，特別是在1994年實施分稅制改革之后，中央與地方政府間在以增值稅、企業所得稅等稅種為主體的稅收格局下，形成了稅收彈性分成制度(呂冰洋 等，2016)。正是由于稅收分成制度在不同時期、不同地區表現出的彈性變化，使得各地區的經濟發展表現出了差異性。

值得注意的是，地方財政分權程度的變化通過影響地方政府的行為，從而進一步影響地方經濟發展績效。除此之外，財政分權的變化還會影響政府與市場之間的關系，使得政府更加關注市場經濟的制度構建和運營效率。當財政分權程度提高時，由于具有更高的財政自主權，地方政府當家理財的積極性會有所提高。此時，為了增加財政收入、降低財政支出，地方政府會更加關注市場基礎設施的完善，注重改善市場競爭環境和完善運行制度，以提高經濟運行效率、增加企業產出，從而最終提高財政收入水平。此外，財政分權程度提高引發的財政競爭，也使得地方政府更為關注本地區的制度環境，以吸引更多生產要素的流入，從而促進本地區經濟發展。具體而言，財政分權會對市場競爭產生三種效應：

第一，財政激勵效應。較高的財政分權程度會激發地方政府完善市場基礎設施的積極性。分稅制改革之后，中央與地方政府之間形成了“稅收彈性分成”制度。其中，增值稅和企業所得稅作為兩大主體稅種(2017年兩稅之和占到中國稅收收入總額的61.30%)，是實行分成制度的典型代表：根據現行分稅制體制的規定，增值稅在中央和地方之間按照60∶40比例分成，“營改增”改革之后改為50∶50；企業所得稅按照60∶40分成。在省級以下，即省級政府、地市級政府和縣級政府之間同樣實行多種形式的稅收分成制度(張立承，2011)。在此背景下，地方政府為了獲取更多的財政收入，會在給定分成比例下盡量擴大稅基，發展地方經濟，提高經濟運行效率。同時，為了節省財政開支、提高政府支出效率，地方政府還有動機減少對國有企業的經營補貼等，著力推動國企改革來提高其運營效率，從而改善市場競爭環境(臺航 等，2017)。因此，增收節支動機會促使地方政府更加注重市場經濟的運行效率，通過加強市場規制等措施維護市場競爭秩序，降低市場壟斷程度，從而為轄區的經濟發展提供長期動力。

第二，晉升激勵效應。官員晉升錦標賽理論認為，在中國高度集中的政治管理體制下，地方的經濟發展績效是上級政府考核地方官員、決定其升遷的重要依據(Chen et al.，2005；周黎安，2007；吳敏 等，2018)。在晉升壓力下，地方政府的經濟行為會受政府官員的政治激勵影響。上級政府對下級政府的政績考核具有兩個特點：一是考核標準以GDP增長率、外資引進力度等經濟指標為主；二是考核方式同時兼顧縱向考核(同一地區先后不同歷史時期的經濟發展對比)和橫向考核(同一時期不同地區之間的經濟發展對比)兩種方式，最突出的表現就是上級普遍采用的是相對于鄰近省份和前任官員的績效評估方式來加大激勵效果。因此，在處理政府與市場之間的關系時，地方政府出于晉升激勵往往會采取相關措施優化市場競爭環境，包括維護市場公平、強化市場監管、加大執法力度、維護市場秩序等，提高市場的競爭程度，激發企業生產經營的活力。可見，正是在這種行政集權與財政分權相結合的制度背景下，地方政府在晉升壓力下會主動調整政府與市場之間的關系，注重為地方企業發展提供良好的市場競爭環境，調動企業的積極性，提高經濟績效。

第三，橫向競爭效應。公共選擇理論認為，當政府面臨著外部競爭壓力時，會具有更高的效率和更強的責任感。第二代財政聯邦主義強調財政分權可以通過制度安排來影響地方政府和企業的經濟行為，從而提高經濟效率。McKinnon et al.(1997)、Qian et al.(1998)利用委托代理理論和公共選擇理論，指出財政分權至少會從兩個方面使經濟運行效率得到改進：一是如果地方政府對經濟活動干預太多，會使有價值的投資活動轉向政府干預較少的地區，地方之間的這種競爭會減少政府干預；二是地方財政收支的掛鉤會增強地方政府發展經濟的積極性。可見，隨著勞動、資本等生產要素在轄區間的流動，財政分權程度的提高增強了地方政府在服務經濟發展中的主動性，使得地方政府之間圍繞著生產要素的區域配置展開激烈的競爭，在無形中形成了競爭性市場。對于不同地區的企業而言，良好的營商環境是關鍵，而政商關系和市場結構則是營商環境的重要組成部分。對于給定地區而言，市場競爭程度越高、壟斷勢力越低，企業進入的可能性也就越大。因此，財政分權程度的提高引發的政府間的橫向競爭，使得地方政府更加注重營商環境的改善，減少政府干預，提高市場競爭程度，促進市場基礎設施的完善。

財政分權對市場競爭的三種影響效應如圖1所示。

圖1財政分權影響市場競爭的邏輯關系圖

綜上所述，提出本文基本研究假說：

財政分權程度的提高會促進地區的市場競爭，降低市場的壟斷程度。

這個假說意味著對于財政分權程度較高的地區而言，市場的壟斷勢力也較低。為了驗證假說的正確性，本文將以縣級數據和規模以上工業企業庫數據為基礎，采取合理的指標衡量地方政府的財政分權和市場競爭程度，從而進行系統的實證分析。

三、財政分權與市場競爭程度的測算

(一)財政分權指標的測算

財政分權反映了在全國性的財政資源配置當中地方政府可支配權力的大小。關于如何測算地方政府的財政分權程度，已有文獻的做法并不一致，由此帶來的實證分析結果也存在差異。直觀上看，選取合理的指標來衡量地方政府在財政資源配置中的相對權力大小最為合適。但是，由于制度本身難以進行量化分析，并且存在著較大的不確定性和主觀性等問題，因此已有文獻多從地方政府與中央政府的財力比較的角度來衡量財政分權程度的大小。對于中國而言，稅權劃分無疑在分稅制改革的過程中扮演著更為關鍵的角色：通過合理劃分稅種，在中央和地方政府間實施稅收分成改革，以調動中央和地方政府的積極性，最終建立與社會主義市場經濟體制相適應的現代財政制度(樓繼偉，2013；呂冰洋 等，2018)。可見，以地方政府的稅收分成比例來衡量財政分權程度更能匹配中國的特殊實踐。為此，本文主要借鑒呂冰洋等(2016)的做法，測算縣級政府所獲取的財政收入(稅收收入)比例，以度量縣級的財政分權程度。呂冰洋等(2016)在測算稅收分成時，通過將一省所有的縣級地區視為一個整體，用各省縣級政府獲取的稅收收入總和，除以該省實際獲取的稅收收入來代表縣級政府的稅收收入分成率。考慮到增值稅和企業所得稅是中國現行稅制中稅收收入規模最大的兩個稅種，同時恰好也是中央政府與地方政府之間分別實行分成辦法的兩大稅種，本文以這兩個稅種為代表來分別測算縣級整體的稅收分成狀況。此外，還借鑒稅收分成的測算方法，用預算內財政收入代替稅收收入來計算財政收入分成指標。縣級政府的增值稅(VAT)、企業所得稅(CIT)和財政收入的分成率的具體計算公式如下：

(1)

(2)

(3)

在式(1)、(2)中，縣級政府的增值稅和企業所得稅收入總額由各省的縣級數據加總而得，縣級政府所在省份的實際增值稅和企業所得稅收入額為該省份稅務部門(包含國稅與地稅)組織的增值稅和企業所得稅收入總額。在式(3)中，縣級政府的財政收入總額由各省的縣級財政收入數據加總而得，實際財政收入額為稅務部門組織的收入總額加上非稅收入。分子數據均來自于《全國地市縣財政統計資料匯編》，分母數據均來自于《中國稅務年鑒》。

值得注意的是，根據式(1)～(3)計算的分成指標雖然是省級層面的數據，但是反映的卻是縣級層面的分成問題。另外，為了豐富財政分權變量樣本，同時提高分析結果的穩健性，本文還借鑒張晏等(2005)、賈俊雪等(2016)的做法，以縣級層級與其他層級的人均財力之比來測算各縣級地區的財政分權程度，即

(4)

利用式(4)可以測算財政分權程度為縣級層面的數據，樣本量較為豐富。根據縣級財政數據的可得性，測算的縣級財政收入分成比例、增值稅分成比例、企業所得稅分成比例和財政收入分權的時間范圍依次為2000—2007年，2003—2007年，1997—2009年和1997—2015年。

(二)市場競爭程度的測算

本文對壟斷勢力的衡量主要采用企業產品價格與其邊際成本之比成本加成(markup)。成本加成體現了企業在市場競爭中的壟斷利潤的大小，一般來說，在完全競爭市場中，企業的成本加成等于1，而在不完全競爭市場中的成本加成大于1。當企業的壟斷利潤越高，市場的競爭水平越低。企業壟斷勢力的測算需要銷售價格和邊際成本等企業基本信息，但邊際成本不可觀測，De Loecker et al.(2012)提出了一般性的測算方法，并被廣泛采用(Lu et al.，2015；黃先海 等，2016；王貴東，2017)。

該方法的基本研究思路為，給定企業的要素價格和產量Q，通過選擇要素X來最小化成本，可得拉格朗日方程：

(5)

其中：λ為影子價格，反映了企業的邊際成本MC；X表示投入要素。由拉格朗日方程的一階條件可得：

(6)

其中，P代表產品銷售價格。式(6)等式左邊為產品價格與邊際成本之比，即成本加成。觀察等式右邊，分子為要素的投入產出彈性，分母為要素的報酬份額。因此，可以通過要素的產出彈性和要素報酬份額直接算出企業的壟斷勢力，并且只需要一種要素的報酬份額和產出彈性。此外，這種方法不受企業的生產函數的限制。

1.要素產出彈性估計

一般情況下，OP法的被解釋變量為工業增加值對數值(Olley et al.，1996)，LP法的被解釋變量為工業增加值對數值或工業總產值對數值(Levinsohn et al.，2003)。在本文所掌握的中國工業企業數據庫中，工業總產值的時間序列(1996—2013年)長于工業增加值(1996—2007年、2010年)，而在后面計算報酬份額時需要再次利用工業總產值或工業增加值數據。此外，Olley et al.(1996)認為使用投資作為TFP的代理變量可以有效解決估算中的內生性問題，但是實際上當企業不在當年進行投資時，投資則不能反映全要素生產率的變化。在此基礎上，Levinsohn et al.(2003)則認為投資并不能完全反映生產率的變化，使用企業的當年中間投入作為生產率的代理變量，以解決OP方法中部分企業無當年投資的問題。

本文主要采用LP法估計要素產出彈性，即被解釋變量為工業總產值對數值。取勞動投入為自由變量，資本存量作為資本變量，中間投入作為代理變量，分別估計29個(13～42)行業的要素產出彈性。因為De Loecker et al.(2012)所提出的方法不需要對生產函數進行任何設定，所以本文直接采用雙對數模型估計要素產出彈性，計量模型如下：

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

(7)

其中，Ykt為工業總產值，Lkt為勞動力要素投入，Kkt為資本存量，Mkt為中間投入，βL、βK、βM分別為對應的產出彈性，下標k代表企業個體、t表示年份。

2.壟斷勢力的測算

本文使用1998—2013年工業企業數據庫，樣本包括全部國有企業及規模以上(年收入500萬元以上)的其他工業企業。所有制包含國有、集體、民營、外資企業。本文根據Brandt et al.(2014)的做法，除去不合理的觀測值：企業總產值、各項投入以及固定資產原值和凈值為負；企業固定資產原值小于固定資產凈值；工業增加值或中間投入大于總產出，或主營銷售收入大于總銷售收入；企業勞動、資本等關鍵數據缺失。對于企業增加值和總產出，本文使用消費者價格平減指數來進行相應的調整。

利用估計出的勞動產出彈性和勞動報酬份額，根據De Loecker et al.(2012)的方法，本文測算出1998—2013年中國制造業企業的壟斷勢力。由于2011—2013年的數據并未包含中間投入值和增加值，本文采用余淼杰等(2018)的方法，利用產出、工資和折舊信息估計中間品投入值。用當年企業的全部從業人數來衡量勞動投入，以當年應付工資確定工資水平并進行價格平減。通過固定資產投資價格指數對企業的資本存量進行調整。

通過對以上企業數據的梳理，本文分行業計算生產函數并以行業為基準進行參數估計。為了排除離群值對回歸結果的影響，本文剔除了低于1%和高于99%分位數的樣本。經過計算和樣本的篩選，本文得出的企業壟斷勢力的均值為1.35。

圖2為2013年全國分地區企業壟斷勢力分布圖。可以看出，企業壟斷勢力分為五個層次。東北三省、內蒙古、河北、河南的企業壟斷勢力最高，第二層次大部分是中西部省份，第三層次為東部沿海地區，再次為欠發達省份。根據壟斷勢力的分布情況可以看出，在市場經濟發展程度較高的省份，企業壟斷勢力平均水平較低，在較為依賴資源、重工業的省份，市場的作用較弱，企業的壟斷勢力較高。這說明，在財政分權改革和市場化推進較為深入的地區，中國制造業企業的壟斷勢力水平分布呈下降趨勢。

圖22013年度全國各地區工業企業市場勢力分布圖

四、實證策略與數據說明

(一)計量模型和變量選擇

為檢驗上文提出的假說，本文以縣(市)級地區財政數據和規模以上工業企業數據庫所結合成的面板數據為基礎，通過建立一系列計量模型來進行實證分析，以得到全面和穩健的經驗證據。由于壟斷勢力對數值(ln markup)的密度函數較壟斷勢力(markup)更為對稱，本文將選用壟斷勢力對數值(ln markup)參與最終計量回歸。基準計量方程如下：

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

(8)

其中，i代表企業，t代表時間，ln markupit是指企業的成本加成率的對數值，fiscalct指地方財政分權指標，Xit是指企業層面控制變量，Zct是縣級控制變量，Zpt為省級控制變量，ηi,t為企業固定效應和年份固定效應，εit為殘差項。β1度量了財政分權對企業成本加成率的影響，若β1<0,則證明財政分權程度越高，企業的成本加成率越低，市場競爭程度也就越高。

成本加成作為因變量，用以反映市場競爭程度，成本加成率越高說明市場競爭程度越低。財政分權作為核心解釋變量，包括上文已計算的以下指標：市縣級財政收入分成(sxjts_fis)、市縣級增值稅收入分成(sxjts_vat)、市縣級所得稅收入分成(sxjts_cit)、市縣級財政收入分成(fd_xjr)。核心解釋變量反映了地方財政分權程度。

根據已有文獻，本文的控制變量主要包括：

1.企業特征控制變量

具體包括：企業規模，本文取總資產的對數值、員工人數的對數值代表企業規模，這是由于規模較大的企業在生產經營的多個環節都相對更有優勢(聶輝華 等，2009)；企業的盈利能力，本文取利潤和總資產之比，企業的盈利能力反映了企業在增加要素投入時的難易程度，盈利能力更強的企業往往有更低的融資成本，控制企業的盈利能力從而控制盈利能力對企業成本加成的影響；企業主要生產特征，本文控制了產品銷售率(產品銷售收入/工業總產值)、投入產出率(中間投入合計/增加值)、資本密集度(資產總計/主營業務收入)；企業年齡(對數值)；企業的出口性質，本文控制了產品出口比例(出口交貨值/總產值)，反映企業是否為面向出口的制造業企業；企業融資特征，本文控制了企業的貸款能力(利息支出/資產總計)，反映企業的融資能力；企業所有權性質，本文控制了企業的所有權性質虛擬變量(國有企業=1)，反映企業的所有權性質。

2.縣級控制變量

具體包括：經濟發展水平，本文使用人均實際國內生產總值的自然對數來表示，反映經濟發展階段對研發活動的影響；財政自主度，即地方財政一般預算收入與一般預算支出之比，反映政府財政收支狀況；政府規模，本文取政府支出與GDP之比；工業化率，用第二產業增加值占國內生產總值的比重來表示，反映工業化進程的影響；城鎮化率，即城鎮人口占總人口的比重，反映城市化進程和城鄉結構對研發活動的影響；金融發展水平，即金融機構年末存貸款余額/GDP，反映地區金融市場發展程度和金融體系建設水平。

3.省級控制變量

具體包括：省級CPI，即省份年度消費者價格指數，反映當地物價水平；對外開放度，即進出口總額與GDP的比值，反映當地的對外開放程度；人均公路里程，反映當地基礎設施建設水平。

由于固定效應回歸可以有效控制不可觀測因素的影響，本文的實證策略主要以固定效應回歸為主。由于不同的企業由于行業、生產技術的不同，進而全要素生產率和成本加成也會出現相應差異，本文控制了企業固定效應(i.firm)；考慮到經濟和政策的周期性變動，本文控制了年份固定效應。在基礎回歸的基礎上，為了檢驗分析結果的穩健性，本文利用分樣本回歸，對不同規模、進出口類型、所有制類型的工業企業成本加成與財政分權之間的影響關系進行檢驗，并進行了調整聚類水平的檢驗。

(二)數據說明

本文使用了1998—2013年縣級層面的數據進行實證分析，主要來自于各類統計資料和統計年鑒。

表1 主要變量的描述性統計

首先，本文使用了中國國家統計局的年度工業企業調查數據，刪去了上下1%的觀測值以消除異常值的影響。其次，縣級、地市級財政和人口數據來自《全國地市縣財政統計資料》《中國區域經濟統計年鑒》，其中地級市和縣級縣市地區的人口數據不足的數據主要來源于《中國城市統計年鑒》和《中華人民共和國全國分縣市人口統計資料》；中央、省級財政和人口數據來自《中國統計年鑒》和各省級地區的統計年鑒。表1為主要變量的描述性統計。

五、實證結果分析

(一)基準結果分析

理論分析表明，財政分權程度的提高可以提高市場競爭程度，即降低企業的成本加成率。表2為以壟斷勢力對數值為因變量的主要計量回歸結果，模型控制了面板固定效應(FE)。觀察列(1)，主要解釋變量為市縣級財政分權指標，表示縣級政府和市級政府之間的財政收入分成比例。列(1)的回歸結果符號為負，說明當縣級政府財政收入分成比例越高時，企業的壟斷勢力隨之越低，當地市場競爭程度相應越高。觀察列(2)、(3)，其主要解釋變量分別為市縣級的增值稅和所得稅的分成比例，回歸結果顯示，縣級政府的稅收分成比例對企業的壟斷勢力起到了顯著的負向作用，說明財政分權降低了企業的壟斷地位，提升了市場競爭程度。列(4)主要解釋變量為縣級財政收入的分權指標，可以看到當縣級收入的分權程度越高時，企業壟斷勢力越弱，而市場競爭程度越高。

表2 財政分權與工業企業成本加成計量回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為穩健性標準誤。被解釋變量為企業成本加成的對數值(ln markup)，所有模型均控制了個體固定效應和時間固定效應，聚類穩健標準誤取企業層面。

上述結果表明：縣市地區的稅收分成越高，則該地區企業的壟斷勢力(即成本加成)就越弱，這就說明財政分權的提高會促進地方政府更傾向于激發市場活力和市場競爭。根據本文的理論分析，地方政府的收入分成越高，則該地區的市場競爭程度就越高，因此采用稅收分成等財政分權指標也較好地驗證了之前本文的結論。

(二)穩健性檢驗

雖然本文在之前的回歸中基本證實了財政分權對市場競爭的影響，但還存在一些其他的機制可能得出不同的結論。因此，需要通過一系列的檢驗來排除這些因素的干擾。本文主要從企業的規模、出口份額、所有制類型和不同的聚類水平四個角度檢驗財政分權對市場競爭的影響效果。

1.異質性：企業規模

由于企業的規模效應對于企業的壟斷力量起到十分顯著的作用，本文將每年度的企業規模按照中位數分為規模以上和規模以下，進行分樣本回歸，以檢驗財政分權對市場競爭的影響的穩健性。

表3 財政分權與工業企業成本加成企業規模分樣本計量回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為穩健性標準誤。被解釋變量為企業成本加成的對數值(ln markup)，所有模型均控制了個體固定效應和時間固定效應，聚類穩健標準誤取企業層面。為了節省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結果。

表3為考慮到企業規模影響的分樣本回歸結果。表3中列(1)～(4)為大企業樣本的回歸結果，列(5)～(8)為小企業樣本的回歸結果。分析表3，可以看出，在不同規模類別的情況下，財政分權仍然對企業的成本加成有負向作用，也就是說財政分權程度越高，市場競爭程度越高，而企業的成本加成越低，即財政分權有效地提升了市場競爭程度。

2．異質性：企業出口份額

考慮到企業加成和企業出口行為之間存在較強的關聯(De Loecker et al.，2012)，本文主要檢驗財政分權對于不同出口類型企業的影響，以驗證結論的穩健性。本文將出口產品份額占產品銷售收入一半以上的企業定義為出口企業，并進行分樣本回歸。表4為考慮到企業出口類型影響的分樣本回歸結果,分別列出了出口企業與非出口企業的回歸結果。

表4 財政分權與工業企業成本加成出口企業分樣本計量回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為穩健性標準誤。被解釋變量為企業成本加成的對數值(ln markup)，所有模型均控制了個體固定效應和時間固定效應，聚類穩健標準誤取企業層面。為了節省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結果。

表4中列(1)～(4)為出口企業樣本的回歸結果，列(5)～(8)為非出口企業樣本的回歸結果。觀察回歸結果可以發現，財政分權對出口企業樣本的回歸系數顯著性更強，即財政分權程度的提高能夠顯著地提高出口企業的市場競爭程度。這是由于出口企業主要面對國際市場競爭，其市場競爭力較強，對市場競爭環境更為敏感。當財政分權程度提高，市場環境的優化對出口企業的影響更為顯著。

3.分樣本回歸：所有制類型

相關研究發現，企業的私有化可能會影響企業的生產績效從而影響企業的成本加成(Konings et al.，2005)，而國有企業改制對企業績效會產生顯著的正向作用，提高企業的利潤水平和生產效率，這種狀況一般出現在競爭程度比較高的行業(盛丹，2013)。為此，本文將制造業企業分為國有企業和非國有企業兩類，檢驗所有制的不同是否會干預到財政分權對企業成本加成的影響，結果見表5。

表5 財政分權與工業企業成本加成所有制類型分樣本計量回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為穩健性標準誤。被解釋變量為企業成本加成的對數值(ln markup)，所有模型均控制了個體固定效應和時間固定效應，聚類穩健標準誤取企業層面。為了節省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結果。

總體上看，地方政府的財政分權程度越高時，企業的市場壟斷力量越低。表5中列(1)～(4)為國有企業樣本的回歸結果，列(5)～(8)為非國有企業樣本的回歸結果。比較回歸系數，可以發現，國有企業和非國有企業兩組樣本中，財政分權都產生了負向影響，但財政分權對非國有企業的影響較為顯著，對國有企業的影響不顯著。原因可能在于，國有企業一般處于市場中的壟斷地位，具有市場優勢，因此國有企業對市場競爭環境的變化敏感程度相對于非國有企業更低。

4.調整聚類水平

考慮到不同聚類水平可能對回歸結果帶來的影響，本文分別采用了縣級時間趨勢和個體時間趨勢的聚類水平進行穩健性檢驗。計量回歸結果如表6所示。

表6 財政分權與工業企業成本加成不同聚類水平計量回歸結果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號內為穩健性標準誤。被解釋變量為企業成本加成的對數值(ln markup)，所有模型均控制了個體固定效應和時間固定效應。為了節省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結果。

表6分別報告了在縣級時間趨勢(列(1)～(4))和個體時間趨勢(列(5)～(8))的聚類水平下的回歸結果。可以看到，在不同的聚類水平下，財政分權與企業的壟斷勢力的關系顯著為負。這說明在不同的聚類水平下，本文的結論依然穩健，即財政分權程度的提高，有效地促進了市場競爭。

5.替代性指標分析

本文之所以選取成本加成率作為衡量市場競爭程度的指標， 是考慮到該指標相對于其他指標具有更多的優勢：

第一，成本加成體現了企業微觀層面市場地位和市場競爭強度，具有扎實的微觀基礎，樣本量也更加豐富。首先，成本加成也可以稱為價格成本邊際，反映了企業在微觀層面上的壟斷利潤水平。對于衡量地區層面的差異，微觀指數一方面保留了企業的微觀特征，另一方面不再受到行業限制而導致企業特征信息的損失，可以更好地結合宏觀層面的地區數據進行實證分析。其次，企業獲得壟斷利潤是市場壟斷的主要特征，也是刻畫市場競爭的反向指標，雖然企業在行業中的市場占有率也可以刻畫企業的市場地位，但該指標更多地受制于數據庫行業中的數據量的影響，計算維度較為單一。同樣被文獻采用的壟斷利潤的測算可以采用更為精確的計算方法，以更為準確地刻畫企業的市場地位。

第二，成本加成指數的計算方法更為精確和合理。采用LP方法估計的企業壟斷利潤(markup)是目前較為精確的市場競爭計算方法，能夠更精確地反映市場的壟斷程度。本文的出發點在于從微觀角度考察財政分權對市場競爭的影響。由于企業的邊際成本不可觀測，傳統的方法以主營利潤率替代產品的壟斷利潤的做法存在較大的偏誤。通過LP方法，可以計算出企業的邊際成本，從而精確地衡量企業的壟斷利潤。根據成本加成的定義，在完全競爭的市場中，企業是價格的接受者，按照邊際成本定價，加成率為1。在非完全競爭市場，加成率通常大于1，加成率越大表明企業可以獲得越高的壟斷利潤(Konings et al.，2005)，企業的市場地位越高。因此以LP方法估計的壟斷利潤更為準確可靠，可以作為反映市場競爭的反向指標，更準確地反映出企業的市場競爭狀況。

綜上所述，在考慮了企業規模、所有制類型、出口類型等企業性質和不同的聚類水平等不同因素的影響之后，通過對不同的財政分權指標以及不同的市場競爭程度指標的檢驗，本文發現實證結果同基本模型回歸結果保持基本一致，即財政分權程度的提高對市場競爭具有顯著的促進作用，可以顯著降低市場壟斷水平，回歸結果具有較強的穩健性，較好地支持了前文理論分析和基礎回歸結果的結論。

六、結論和啟示

財政分權程度不但深刻影響了宏觀經濟增長，更深刻地影響了微觀的市場機制。完善市場競爭是維護市場秩序，保障經濟健康穩定發展的重要因素，更是建設現代經濟體系的關鍵。本文通過理論和實證分析研究了財政分權對市場競爭的影響，結果表明，稅收分成程度越高的縣級地區，企業的壟斷勢力越弱，而市場競爭程度更大。通過更換財政分權指標以及考慮企業的異質性問題和所得稅共享改革，回歸結果仍然穩健。

本研究具有重要的現實意義。建立現代經濟體系的前提和基礎是形成完善的市場經濟體制，讓市場機制在資源配置中發揮著決定性作用。政府間的財政關系調整通過調動不同層級政府的積極性，從側面干預市場競爭關系的形成，與中央政府相比，地方政府對市場主體的影響更為直接。尤其對于社會基層而言，地方政府會通過改變政策的制定和執行來影響市場主體的經濟行為。因此，當地方政府的財政分權程度提高時，地方政府出于官員晉升和財政增收等目標的考慮，傾向于采取包括完善法律法規、提高司法執行力度等措施在內的相關政策來完善市場基礎設施、改善市場競爭條件、提高市場運行效率。因此，提高地方政府的財政分權程度不僅有助于理順政府間的財政關系，而且還有助于改善市場主體間的競爭關系，降低壟斷程度，提高市場運行效率，從而在現代經濟體系的建立過程中發揮著“一石二鳥”的作用。

綜上所述，實證分析的結果表明，財政分權程度的提高會對市場競爭機制的完善起到重要作用。研究財政分權與市場競爭的關系可以為在理論上探討財政體制與微觀經濟的作用機制提供新的思路。此外，當前中國步入改革的深水區，迫切需要建設現代財稅制度，激發市場活力，從而推動經濟轉型升級，本文的研究從財稅角度為提振市場活力提供了新的視角。