財政扁平化改革與企業經營績效

袁 媛

（鄭州鐵路職業技術學院 鐵道工程學院，河南 鄭州 451460）

一、引言

近年，深化改革促進實體經濟提質增效是各級政府的工作重點。如何通過優化國家財政體制和財稅政策，充分調動地方政府的積極性，以強烈的內生動力和合理的外在激勵提高企業績效、促進產業轉型，是長期以來國內外政府、產業界和學界共同關注的課題。

自2003年起，中國掀起了新一輪財政體制改革浪潮——財政省直管縣改革。大量學者就這一改革的宏觀社會經濟效應進行了豐富的研究，但是主要集中在縣（市）財政和縣域經濟增長方面，對微觀企業經營績效的研究較為罕見。李廣眾和賈凡勝實證發現，財政省直管縣改革使轄區內企業盈余管理改善0.02個單位[1]。進一步地，改革后市轄區域內企業的避稅程度顯著下降[2]。余錦亮和黃保聰[3]以擴權強縣改革為切入點，研究了縱向政府間行政治理結構改革對企業績效的作用，但是并沒有具體探討財政省直管縣的影響。

本文在現有研究的基礎上，將財政省直管縣視為財政扁平化改革的準自然實驗，利用中國工業企業數據庫數據，采用雙重差分方法實證評估了其對企業經營績效的影響，并從稅收征管、區域競爭、縱向政府間財政關系三個方面就其內在的傳導機制進行分析。

二、制度背景與研究假設

（一）制度背景

自1949年以來，伴隨著地方政府間行政管理體制的調整，省以下政府間財政管理體制也幾經變遷（如圖1 所示）。自20 世紀80 年代大規?！笆泄芸h”改革后，縣級財政的管轄權由省轉移至地級市。但地級市政府出于經濟發展集聚效應和顯性政績工程等方面的考慮，經常出現犧牲縣（市）的短期發展利益而集中發展“市區”的現象，在收入分成、轉移支付上保留較大份額的同時，將大量的支出責任下壓給縣級政府，造成縣鄉財政普遍困難、經濟發展長期滯后①。為改善這一狀況，許多省份紛紛尋求制度改革，財政省直管縣是其中影響最大、涉及范圍最廣、內容最為深刻的一項改革。在收入指標、轉移支付等方面直接由省與縣對接，跳過地級市政府，通過扁平化的財政治理結構來解決地級市政府對縣市財政的盤剝，緩解縣級政府的財政困境[4-5]，實現財政秩序和財政能力的正?；痆6]。

圖1 1949年以來中國省以下財政管理體制變化

財政省直管縣首先發軔于2003年的福建，隨后拓展至安徽、河南、湖北等省份，截至2007年共涉及15 省515 個縣，并在持續增長中。改革最主要的目標是理順省以下政府間的財政關系，消除地級市對所轄縣財政資源的截留和挪用，擴大縣級政府的財政自主權，緩解縣鄉財政困難。中央政府除了出臺一般性的指導意見之外，將改革方案的具體制定權下放給了各省級政府，因而各省份的具體改革模式也不盡相同。在推進路徑上，有些省份是一次性在全省所有縣（市）[除個別縣（市）外]統一改革，例如吉林省[除延邊朝鮮族自治州所轄縣（市）]、黑龍江省等；也有些省份是分批次全面推廣實施，例如江西省分三批在全省范圍內實行了改革；還有一些省份只選擇了部分縣（市）進行試點，例如青海省2007年選擇了9個縣作為省直管縣改革試點。

除了一次性全面實施改革的省份，其他省份挑選試點縣（市）的標準也存在較大的差異，例如山西省和江西省（第一批）選擇重點扶貧開發縣作為改革試點；陜西省則選擇了13個生態保護任務重、財政經濟特別困難的縣和2個財政經濟狀況較好的縣進行試點。改革的非隨機性給本文的后續實證工作帶來了挑戰，在后文第三部分和第四部分將對其解決方法進行詳細介紹。另外，寧夏、海南、浙江一直實施省管縣體制，與其他省份存在巨大的差異。

（二）理論與研究假設

財政省直管縣試圖解決“市管縣”財政體制所帶來的“委托-代理”問題，繞過地級市由省直接管理縣，但這也會產生新的問題：首先，扁平化財政改革避免了地級市對所轄縣（市）轉移支付和稅收返還的“截留”，許多省份也明確提出提高試點縣的稅收分成比例，這也意味著各縣（市）能從征收的稅收收入中獲得更大的“索取權”，強化了其財政收入的激勵。此外，研究表明縣級官員任期普遍較短[7]，且基于歷史經驗與中國當時所處的發展階段，政府間財政體制變化頻繁，下級政府通常會預期分成比例的提高并非永久的變化，因此會盡快兌現改革帶來的財政紅利。其次，財政省直管縣改革后，地級市與所轄改革縣（市）財政相互獨立，在削弱協同效應的同時也擴大了改革縣（市）的支出壓力。再次，改革后省級政府直接管轄的轄區數量急劇增加，各省省級財政部門人員配置的約束和獲取準確信息的限制使其難以有效監督各縣（市）的財政資金使用情況，也很難及時準確地掌握各縣（市）的其他具體情況，省級部門調節其機會主義傾向和行為的能力變弱，不利于財政效率的提高。地級市與改革縣（市）之間由原來的從屬關系變為競爭關系，原本相距較遠、競爭關系較弱的縣（市）也由于改革而競爭加劇。這些都可能扭曲改革縣（市）行為[8]，不利于營商環境的改善和經濟增長，從而對企業經營績效產生負面影響。

據此，我們提出以下待檢驗的假說：由于財政扁平化改革所帶來的收入激勵、地區競爭和支出責任等問題，以財政省直管縣為研究對象的財政扁平化改革對企業經營績效產生不利影響。

在下文我們以微觀企業數據為基礎，利用雙重差分法對這一理論判斷和內在機理進行實證檢驗。

三、研究設計

（一）估計模型

為了估計財政扁平化改革對企業經營績效的影響，本文利用財政省直管縣改革，采用如下雙重差分模型進行實證分析：

其中，yit表示i企業t年的經營績效，采用企業實際總產出、實際總利潤和總資產利潤率（ROA）三個指標度量；PMC為改革變量，正如上文所述，本文將財政省直管縣作為財政扁平化改革的一次典型實踐，如果i 企業所在地區在t 年實施了該項改革，則PMC 在當年及之后的年份取值為1，否則為0；X為一系列企業層面的控制變量，包括企業規模、年齡和資產負債率；θi和φt分別表示企業和時間固定效應；εit為誤差項；標準誤均在企業層面進行聚類。

如上所述，為了解決試點縣（市）選擇非隨機性帶來的估計偏誤，參考Li 等[9]以及Agarwal 和Qian[10]的策略，本文首先根據各省份公示的改革文件，匯總歸納了各省份主要采用的9個選擇標準，將其納入回歸方程中[（1）式中的S]，并進一步將其與年份變量進行交乘以控制其隨時間自然變動的趨勢，緩解改革非隨機所帶來的估計偏誤問題。在后文的分析中，本文也會進一步將其與時間趨勢的一次項、二次項和三次項進行交乘，以得到更為穩健的結果。

滿足平行趨勢假設是DID 結果成立的重要前提，Autor[11]首次提出使用事件分析法（event study）來對“漸進”改革（即不同地區或不同行業之間改革的時間不一致）的平行趨勢假設進行檢驗，并得到了廣泛的應用[12-14]。本文也主要利用該方法就改革前處理組與實驗組的經營績效的變動趨勢是否一致進行檢驗，具體公式如下所示：

（二）其他變量與數據

參考國內外既有研究，本文主要構建了三個企業績效指標：（1）企業實際總產出（利用省級CPI 數據對其進行平減，下面簡稱總產出），并進行對數化處理；（2）企業實際利潤總額（利用省級CPI 數據對其進行平減，下面簡稱總利潤），并進行對數化處理；（3）總資產利潤率（企業利潤總額/總資產，下面縮稱ROA）。

為了保證試點縣（市）與非試點縣（市）在改革前的可比性，本文參考余錦亮和黃保聰[3]的做法，采納了9 項選擇標準。其中：縣級市、國家級貧困縣、國家主要產糧大縣、省邊界縣均為虛擬變量，根據各縣（市）在樣本期間的實際狀態進行賦值；初始財政缺口為1999 年當地一般預算收入/支出；初始城鎮化率為2000 年當地非農業人口/總人口；初始人均實際GDP 對數則為2000—2002 年三年各縣（市）平均實際GDP的對數（利用省級CPI數據對GDP進行價格平減）；平均海拔和平均坡度均為實際值②。除此之外，本文在回歸模型中也加入了一些企業層面的控制變量，包括企業年齡（樣本年份減去企業成立年份的值，取對數）、企業規模（采用企業實際總資產的對數，利用省級CPI 數據對GDP 進行價格平減）和資產負債率。

本文的研究主題是對財政扁平化改革的微觀經濟效應進行評估，綜合考慮改革的時間范圍和數據的可靠性和可得性，本文企業數據主要來自1998—2007 年中國工業企業數據庫，并借鑒Brandt等[15]將不同年份企業信息整理歸并，得到1998—2007 年10 年間的面板數據③，并對數據進行了截尾1%的處理。同時，在逐年匹配基礎上，以2007年的縣（市）名稱和縣（市）代碼為基準對各年的企業位置信息進行統一，并根據企業位置信息將其匹配至每個縣（市）。另外，由于樣本的特殊性，在實證中刪除了樣本期間實施“撤縣（市）設區”的縣（市），存在撤銷、合并等情形的縣（市），隸屬于北京、上海、天津和重慶的縣（市），以及海南、浙江和寧夏三個省級行政區的樣本。主要變量的描述性統計量如表1所示。

表1 主要變量描述性統計量

四、基本結果

（一）基礎回歸結果

基礎回歸結果如表2 所示。其中第（1）（3）（5）列加入了企業和年份固定效應，加入行業與年份的交乘項以控制行業的時間趨勢，企業層面的控制變量和選擇標準與年份的交乘項。由于同一時期，許多省份開展了向縣擴權的改革措施——擴權強縣，這一改革將大量原屬地級市的社會經濟權限下放至縣（市），改變了縣級政府的激勵機制，從而可能對企業績效產生影響。為了控制這一改革對估計結果所造成的偏差，在回歸中加入了“擴權強縣改革”這一變量，其構建方法與“財政省直管縣改革”變量相同。加入該變量后，回歸結果的平均效應是在相同的“擴權強縣”條件下得到的。即便控制了各省份選擇試點縣（市）的標準，改革縣（市）與非改革縣（市）的被解釋變量仍然可能具有不同的時間趨勢，從而削弱了結果的可靠性。因而本文在第（2）（4）（6）列中加入Treatment Trend 來控制處理組與控制組企業績效衡量指標的時間趨勢④。

表2匯報了不同績效衡量方式和不同實證策略下的回歸結果，結果顯示所有解釋變量的回歸系數均在1%的統計水平下顯著為負，表明財政省直管縣試點對企業經營績效產生了明顯的不利影響。具體來說：與非試點地區的企業相比，試點地區企業的總產出平均下降了約2.97%；總利潤平均下降了約7.47%；ROA 下降了約3.29%（0.0024/0.073）⑤?；貧w結果在統計上和經濟上都具有重要的意義。

（二）平行趨勢與動態效應分析

參考現有文獻的估計策略[9，13-14]，本文采用事件分析法，利用（2）式在表2 第（3）列的基本設定下進行平行趨勢檢驗，并將各期估計結果的系數及其95%的置信區間繪制在圖2 中。其中，實線連接了各期的估計系數，灰色虛線連接了各期回歸系數對應的95%的置信區間。

從圖2 可以看出，財政省直管縣改革前各期處于試點縣（市）的企業與處于非試點縣（市）企業的差異均圍繞著0上下波動，并且在5%的統計水平上均不顯著。而在改革后，處于改革縣（市）企業的經營績效明顯下降，雖然負面影響在2期后逐漸減弱，但是大部分系數仍在5%的統計水平上顯著為負。這一結果表明，處理組與控制組在改革前具有相似的平行趨勢。

圖2 平行趨勢檢驗結果

（三）穩健性檢驗

本文還進行了一系列穩健性檢驗。第一，為控制非線性變動趨勢，將（1）式中9項試點縣（市）選擇標準與年份的交乘項替換為不同選擇標準與不同階次時間趨勢的交乘（即S×T+S×T2+S×T3）。第二，進一步構建人均實際產出。上述回歸結果如表3所示，從表中可以看出，估計系數均在1%統計水平下顯著為負，并且第（1）至（3）列與表2中對應的第（3）（6）（9）列相比，系數的絕對值并沒有發生明顯的偏離，第（4）列中的回歸結果與第（1）列相比也沒有明顯的變化，說明回歸結果是穩健的。

表2 基礎回歸結果

表3 穩健性檢驗1

除此之外，本文還進行了如下穩健性檢驗：一是刪除了在樣本期間實施了擴權強縣改革的樣本，二是進一步刪除了行政區劃微小變動的地區（例如新鄉縣等），三是刪除了隸屬于省會城市的縣（市），四是僅僅包含了在樣本期間持續存在的企業（即平衡面板數據）進行回歸，五是刪除了在樣本期間地理位置發生變動的企業（僅限于跨縣域位置變動）。回歸結果如表4 所示，結果顯示，回歸系數均至少在5%的水平上顯著為負。其中Panel A 和Panel B 的回歸系數相較于基礎回歸并沒有明顯的變動；而Panel C 和Panel D 中以總利潤與ROA 為被解釋變量的回歸系數下降幅度有所增大。

表4 穩健性檢驗2

（四）安慰劑檢驗

為了進一步排除其他偶然因素的影響，采用隨機生成的改革縣（市）事件進行了安慰劑檢驗（Placebo Test）。在本文實際使用的數據中，有515個試點縣（市）。本文構建了一個反事實的PMCift變量，具體生成步驟如下：在本文實際使用的數據中，每一年試點縣（市）的數量都不相同，例如在2003年實施改革的縣（市）有58 個，因而從2003 年的樣本中隨機抽出58 個縣（市），將其視為在2003 年實施了財政省直管縣改革；重復上述步驟直到在2007年選出與當年實際實施改革的縣（市）相同數量的地區。隨機抽取完成后，構造相應的PMCift變量，采用與表2第（3）列相同的模型進行回歸，得到相應的估計系數。重復模擬上述步驟500 次，并以密度函數圖形式展示回歸結果。如圖3 所示，反事實改革變量的回歸系數大部分聚集在0 值附近，表明財政省直管縣改革對企業經營績效的影響是真實存在的。

圖3 安慰劑檢驗

（五）異質性分析

由于企業所有制、規模、地區初始財政狀況不同，財政省直管縣對其績效的影響可能也存在較大的差異。因此，本文還進行了以下異質性分析：一是國有企業與私營企業。國有企業在中國具有特殊政治地位，日常生產經營中上下協調能力更強，可能受地方政府政策調整的影響相對較小。與此對應，私營企業普遍規模較小，其對政策沖擊的反應更為敏感。二是企業規模。地方政府往往非常重視大企業，在政策支持、金融信貸、土地、基礎設施等方面提供大量便利，很多地方會專門進行“納稅大戶”排名，對“納稅大戶”管理者給予眾多優惠政策⑥。因而大企業的抗風險能力和經營可持續性都較好。與之對應，中小企業的經營則相對困難。本文利用2003年實行的《統計上大中小型企業劃分辦法（暫行）》將企業劃分為大企業和中小型企業進行檢驗。三是初始財政狀況。由于各省份在選擇試點縣（市）的過程中并非隨機，因而各縣（市）初始財政狀況的不同對其政策反應的強度產生影響，進而導致企業績效的變動產生差異。根據改革前（2000 年）各縣（市）實際人均本級財政收入這一指標，將樣本分為初始財政狀況較好（高于中位值）和較差兩個組別檢驗。結果分別如表5Panel A、B、C所示，財政省直管縣改革對私營企業、中小型企業、初始財政狀況較差縣（市）企業所產生的負面影響較大。具體不再贅述。

表5 異質性分析

五、機制分析

本部分，本文試圖對改革影響企業經營績效的潛在機制進行檢驗。

（一）稅收征管

財政省直管縣不僅規避了地級市對上級財政轉移支付的截留，也提高了改革縣（市）的稅收分成比例，強化了縣級政府的財政收入激勵和稅收征管努力。本文采用兩種方法進行實證評估：第一，利用企業實際稅負和政府補貼，構建增值稅實際稅負、所得稅實際稅負兩個指標評估。第二，借鑒李廣眾和賈凡勝[1]的做法，2002 年所得稅改革后企業所繳納的所得稅由國稅局負責征收，由于國稅局的垂直管理體制，受地方政府的影響相對較小。因而若改革后僅地稅局具有征管權限的企業所得稅實際稅負有所提高，則從側面證實了財政省直管縣改革對試點縣（市）稅收征管力度的影響。

實證結果如表6 所示，財政省直管縣改革顯著提高了試點地區企業的企業所得稅的實際稅負［第（2）列］，特別是地稅局負責征管的2002年之前成立的企業［第（3）列］。由于增值稅和2002年之后成立的企業的所得稅由國稅局負責征收，增值稅的實際稅負在統計上不顯著；由國稅局負責征收的企業所得稅稅負的回歸系數也相對較?。鄣冢?）列］。實證結果證實財政省直管縣改革對縣（市）稅收征管的正影響更為突出。

表6 財政省直管縣改革對地方政府稅收征管的影響

（二）轄區競爭

財政省直管縣改革后，一方面，試點縣（市）由省直接管理，上下信息溝通與事務協調的難度大大增加；另一方面，改革后地級市與所轄縣（市）之間由“父子”關系變成了競爭關系，試點縣（市）與非試點縣（市）之間也成為競爭關系，損害區域間的協同合作，不利于企業生產效率的提高。

為了驗證這一機制，本文借鑒Li 等[9]的方法構建了各縣（市）的競爭強度指標spanct，即t 年直接管理c縣（市）的政府所管轄的轄區數量。根據2007年spanct值將樣本分為競爭強度大（spanct排序66.7%以上）和競爭強度小（spanct排序33.4%以下）兩個組別，結果如表7所示，競爭強度大的地區，改革對試點縣（市）企業績效的負向作用遠遠高于基礎回歸的平均效應；而對于競爭強度小的地區，改革對試點縣（市）企業績效的負面影響則要小得多?；貧w結果說明上述傳導機制的確存在，改革削弱了政府間的政策協調和監督，在競爭加劇的情形下，縣（市）政府的職能扭曲和機會主義沖動不利于本地區微觀企業績效的提高。

表7 競爭機制檢驗

（三）財政狀況

如上所述，雖然改革后試點縣（市）獲得轉移支付和稅收返還有所增加[5，9]，但是財政從地級市獨立出來后，原本許多由地級市和縣（市）共同承擔的支出責任可能全部轉移到了縣（市）；各縣（市）之間的相互協同可能會遭到削弱；縱向和橫向競爭的加劇也加重了改革縣（市）的財政壓力；并且原先許多基于全市共同利益而建設的項目工程可能因此而受到影響。應對這些問題都需要縣級政府完善職能、提高政府效率，支出項目和規模也可能因此增加。因而增加的財政收入能否補充新增的支出，值得進一步研究。

本文構建了政府支出規模指標（用政府一般預算支出占GDP比重進行衡量）和財政收支差額指標［用一般預算支出減去本級一般預算收入（一般預算收入包括稅收返還），差額占一般預算支出的比重來衡量］。從表8 中可知，與非改革縣（市）相比，政府財政支出規模顯著上升。進一步我們發現，財政收支差額的回歸系數雖然為正但不顯著，且回歸系數的絕對值也較小，表明改革縣（市）收入的改善效應在很大程度上被支出的增加所削弱，縣級財政困難問題仍然有待進一步解決。近年，縣級財政困難問題頻繁出現也從側面證實了這一論述。

表8 財政省直管縣改革的財政效應

六、結論

中國經濟發展已經進入了新時代，發展階段的轉變和外部環境的變化使得中國經濟需要加快轉型升級步伐，促進經濟轉向高質量發展。在中國，宏觀政策的變動或者政府間體制的變化都將改變不同級別政府的激勵約束機制，從而改變基層政府的行為邏輯，對微觀企業的生產經營產生沖擊。本文以財政省直管縣改革作為準自然實驗，利用雙重差分法實證評估了財政扁平化改革對企業經營績效的影響及其傳導機制。實證結果發現：試點縣（市）企業的實際產出和實際利潤分別下降了約2.97%、7.47%，ROA 下降了約3.29%，改革的效果在國有企業與私營企業、大企業與中小企業以及地區初始財政狀況不同的企業之間存在極強的異質性。進一步的機制分析表明，稅收分成比例的提高和地方政府短視預期導致財政省直管縣改革加大了試點縣（市）稅收征管力度；改革后協調難度的增大、區域競爭的加劇扭曲了試點縣（市）的財政職能，損害了縱向與橫向間的合作，導致財政支出增加和財政壓力加劇，在一定程度上不利于營商環境的改善和企業績效的提高。本文的研究結論為有序推行政府間改革、促進經濟高質量發展提供了微觀經驗證據。

注釋：

①基層財政的困難和農業稅費改革（特別是農業稅的取消）使得鄉鎮財政所的職能進一步削弱，為了規范鄉鎮財政收支行為（很多省份也是為了配套財政省直管縣改革），從安徽省開始各省份逐步開始了“鄉財縣管”改革，鄉鎮財政在預算編制、賬戶管理、財政支出等方面由縣進行管理和監督。

②一般來說，在其他條件相同的前提下，海拔更低和平均坡度更小的縣域通常具有更大的發展潛力，因而采用海拔和平均坡度用以反映各縣（市）的區位優勢和發展潛力。

③由于處理過程篇幅長，步驟煩瑣，在此不再贅述。具體方法詳見“Creative Accounting or Creative Destruction? Firm-level Productivity Growth in Chinese Manufacturing”一文。

④Treatment Trendjt=Treatmentj*T，若j 縣在樣本期間內實施了財政省直管縣改革，Treatment取值為1，否則為0；T=year-1997。

⑤0.073是ROA的均值。

⑥如2006 年漳州市曾頒發相關政策規定，“凡是經市政府辦審核公布的2005 年度漳州市民營企業前1 名的納稅大戶，其控股企業主的子女中考均可享受加20分的照顧”等。