財政分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：促進還是抑制？
——基于地方政府行為的實證檢驗

史 貞

(山西財經(jīng)大學，山西 太原 030006)

一、引言和文獻綜述

隨著全球進入產(chǎn)業(yè)鏈重構(gòu)和經(jīng)濟步入調(diào)整周期，我國傳統(tǒng)依賴資源和低人力成本的粗放型發(fā)展模式已經(jīng)難以持續(xù)：人口紅利不再、國際競爭加劇、投資邊際收益遞減，并衍生資源污染、產(chǎn)能過剩等問題。[1]有鑒于此，為擺脫發(fā)展困境，成功跨越“中等收入陷阱”，就亟需轉(zhuǎn)變經(jīng)濟發(fā)展方式，摒棄傳統(tǒng)粗放型經(jīng)濟發(fā)展模式，轉(zhuǎn)而聚焦以全要素生產(chǎn)率為核心的集約型增長模式。由此可見，提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率具有充分的時代背景和必要性。中共十九大報告中前瞻性地提出，“必須堅持質(zhì)量第一、效益優(yōu)先，以供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革為主線，推動經(jīng)濟發(fā)展質(zhì)量變革、效率變革、動力變革，提高全要素生產(chǎn)率”。然而，在當前我國經(jīng)濟發(fā)展存在較強路徑依賴的背景下，傳統(tǒng)經(jīng)濟增長模式轉(zhuǎn)型不可能一蹴而就。因此，對企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行深入研究，以期構(gòu)建長效機制，開拓經(jīng)濟結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型新篇章，無疑具有較強的理論價值和實踐意義。

如何充分把握當下的歷史機遇和契機，進一步提振全要素生產(chǎn)率？大量文獻從財政政策、[2]稅收政策、[3]產(chǎn)業(yè)政策[4]等不同角度，對現(xiàn)階段我國企業(yè)全要素生產(chǎn)率進行研究和探討，并據(jù)此提出了很多富有針對性的意見。這之中，政府的力量不容忽視。在地方政府行為影響下，財政分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率有著至關(guān)重要的影響。但當前對在中國經(jīng)濟中扮演極為重要角色的財政分權(quán)是如何作用于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的文獻極少，因此有必要深入研究和探索。

分稅制改革以來，“中央—地方”收入分配關(guān)系有所調(diào)整，這意味著隨著中央對地方權(quán)力的部分松釋，地方被賦予更多的經(jīng)濟話語權(quán)。[5]更為重要的是，財政分權(quán)體制下地方政府的轄區(qū)利益最大化的目標導(dǎo)向被進一步強化，并進而極大促進了我國地區(qū)經(jīng)濟高速發(fā)展，[6]這也引起學術(shù)界的關(guān)注。目前，絕大多數(shù)文獻均將著力點放在研究財政分權(quán)與經(jīng)濟增長之間的關(guān)系上，而對于其與企業(yè)全要素生產(chǎn)率的研究頗為鮮見。[7][8][9]從理論層面而言，財政分權(quán)下地方經(jīng)濟增速較快，而經(jīng)濟的較快發(fā)展，理應(yīng)能為企業(yè)全要素生產(chǎn)率躍增提供良好的金融和制度環(huán)境支撐：地方政府能利用財政補貼、[10]稅收優(yōu)惠和產(chǎn)業(yè)支持等政策，緩解企業(yè)融資約束的同時，[11]還能引導(dǎo)企業(yè)通過加大創(chuàng)新投入、優(yōu)化組織模式等方式，促進其生產(chǎn)效率提升。然而需要注意的是，財政分權(quán)下地方政府對于提振經(jīng)濟總量和擴大稅收規(guī)模有著內(nèi)生的強烈需求，甚至可能墜入“GDP至上”的誤區(qū)，這就使得地方政府對于能提振企業(yè)全要素的創(chuàng)新項目關(guān)注能力減弱，進而不利于提振企業(yè)全要素生產(chǎn)率。[12]

地方政府行為可以界分為兩個方面：一是“晉升錦標賽”理論：此理論認為，地方政府官員之間的晉升博弈是以GDP為競爭標尺，因此地方對于發(fā)展經(jīng)濟有著強烈的需求，進而影響地方政府的資源配置路徑。[13]二是從我國特有的經(jīng)濟增長目標管理體系出發(fā)進行研究：我國采用的是自上而下的縱向政府結(jié)構(gòu)管理體系，上級制定具有一定約束意味的經(jīng)濟增長目標，并要求下級政府執(zhí)行。經(jīng)濟增長目標制定的高低，同樣也會對地方政府的資源投放方向和力度產(chǎn)生至關(guān)重要的影響。[14]為促進企業(yè)產(chǎn)出有較大規(guī)模的增長，在資源邊界線的約束下，優(yōu)化資源配置，加大創(chuàng)新力度提升要素資源的單位產(chǎn)出乃是必由之路，這無疑對企業(yè)全要素生產(chǎn)率提振有所裨益。[15]

縱觀現(xiàn)有研究，其主要存在以下三點不足：第一，現(xiàn)有文獻多框限于分析財政分權(quán)對經(jīng)濟增長的影響，雖然此類研究對于深入探討財政分權(quán)的績效和作用也具有非常重要的作用。然而此類研究可能過于寬泛，在經(jīng)濟高質(zhì)量增長的背景下，亟需綜合探討提升全要素生產(chǎn)率的渠道和途徑，因此，研究財政分權(quán)之于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響更為契合當前的時代需要。第二，現(xiàn)有文獻在探討財政分權(quán)對特定經(jīng)濟要素影響時，大多滿足于對兩者之間的關(guān)系進行簡單的判定，但卻對傳導(dǎo)路徑選擇性忽略，以至于兩者間的關(guān)聯(lián)機制存在于“黑箱”之中。第三，當前文獻在對財政分權(quán)進行研究時，極少關(guān)注到地方政府行為的影響。然而值得指出的是，財政分權(quán)必然受到地方政府意志的影響，如若脫離地方政府激勵機制的研究框架，而簡單套用西方的慣用分析方法，極有可能造成變量遺漏。

有鑒于此，本文擬采用中國上市企業(yè)2007-2017年宏觀層面財政分權(quán)數(shù)據(jù)，檢驗財政分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的差異化影響。

二、研究設(shè)計

(一)數(shù)據(jù)來源

本文使用滬深兩市A股上市公司2007-2017年的數(shù)據(jù)進行實證檢驗。剔除金融類、ST和期間退市和進行IPO的樣本。對所有微觀層面的數(shù)據(jù)的連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾處理，以減輕離群值的干擾。企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)來自于Wind數(shù)據(jù)庫。各省(直轄市、自治區(qū))的財政收支數(shù)據(jù)源于前瞻網(wǎng)數(shù)據(jù)庫

(二)變量設(shè)定

1.被解釋變量。企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)。本文選取了LP法進行測算。[16]具體來看，在通過LP法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率時，以企業(yè)營業(yè)收入作為產(chǎn)出變量的代理變量，勞動投入則以企業(yè)職工數(shù)代替，資本投入以“構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與資產(chǎn)總額的比值”來測度，中間品則以購買商品、接受勞務(wù)支付的現(xiàn)金與資產(chǎn)總額的比值表示。

2.核心解釋變量。財政分權(quán)(FD)。在現(xiàn)有的經(jīng)典文獻中，針對財政分權(quán)的刻畫，多以財政一般預(yù)算收入抑或是一般預(yù)算支出占比全國比重進行刻畫。[17][18]應(yīng)當說，上述指標測度方法具有合理之處。但就中國實際的情景而言，某些省份(如西部地區(qū))長期接受發(fā)達地區(qū)的財政轉(zhuǎn)移，如若以財政支出口徑來測度地方的財政分權(quán)，可能會存在一定高估的可能。有鑒于此，本文從財政收入口徑來測度地方的財政分權(quán)水平，即地方財政一般預(yù)算收入與全國財政一般預(yù)算收入之比作為代理變量?？梢灶A(yù)見，當FD越高時，則意味著地方的財政力量相對雄厚，若FD越低時，則意味著地方的財政力量相對不足。

根據(jù)HBN評分情況進行效果標準評價[3]:(1)治愈,面部癥狀全部消失,面神經(jīng)功能完全恢復(fù),面部運動正常;(2)顯效,面部癥狀基本消失,存在輕微功能減弱,靜止狀態(tài)下面部對稱,張力無異常,眼睛可完全閉合,口有輕微不對稱;(3)有效,明顯功能減弱,靜止狀態(tài)下面部對稱,張力無異常,抬眉額紋對稱,用力可閉合眼睛合,口較明顯不對稱;(4)無效,面部癥狀無顯著改善,口無力,眼不能閉?？傆行橹斡?、顯效及有效之和。

3.控制變量。為提高研究精度，本文加入了一系列控制變量。包括企業(yè)年齡(Age)、企業(yè)總資產(chǎn)(Lnasset)、凈資產(chǎn)收益率(ROE)、基本每股收益(EPS)，兩職合一(Mega，董事長和總經(jīng)理兩職合一為1，否則為0)、審計意見(Opin，會計事務(wù)所出具非標意見為1，否則為0)。

(三)模型設(shè)定與實證策略

為研究地方財政科技支出對企業(yè)非效率投資的影響，本文設(shè)定了模型(1)加以檢驗。

TFPit=φ0+φ1FDit-1+Controlvariables+∑Year+∑Ind+ε

(1)

其中，回歸中的被解釋變量為全要素生產(chǎn)率水平(TFP)，核心解釋變量為財政分權(quán)水平(FD)，Controlvariables為前述控制變量；?為模型隨機誤差項?？紤]到財政分權(quán)影響企業(yè)效率水平需要一定的時滯，本文對核心解釋變量進行了滯后1期處理。為了進一步消除內(nèi)生性的干擾，本文還控制了年度(Year)和行業(yè)(Ind)的虛擬變量，以吸收年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)。

表1 變量定義表

三、實證結(jié)果及經(jīng)濟解釋

(一)基準回歸：財政分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率

在表2中， 本文就“財政分權(quán)—企業(yè)全要素生產(chǎn)率”的關(guān)系進行了實證檢驗。在模型(1)中，L.FD的回歸系數(shù)為1.029且通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗。這表明，地方的財政分權(quán)水平越大，越有助于提升企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平。 本文認為，其可能的原因在于，第一，地方的財政分權(quán)水平越大，則多意味著地方的財政力量更為雄厚，能夠?qū)ζ髽I(yè)進行直接有效的財政支持(如財政補貼、減稅降費)，能夠有助于企業(yè)生產(chǎn)規(guī)模的擴大及技術(shù)創(chuàng)新能力的提升，最終有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。第二，財政分權(quán)水平越大，意味著地方政府能夠憑借雄厚的財政力量來營造一個有助于微觀經(jīng)濟主體生產(chǎn)發(fā)展的基礎(chǔ)條件，這能夠有效提升企業(yè)間的協(xié)作能力并實現(xiàn)成本的降低。

為了確保研究結(jié)論的穩(wěn)健，本文還對原基準回歸進行了如下處理。第一，延長預(yù)測窗口，將核心解釋變量財政分權(quán)指標(FD)進一步滯后(2-4期)，從時間軸遠期的角度考察財政分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響是否具有可持續(xù)性。研究發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)指標在滯后2期至滯后4期的回歸系數(shù)均為正值，且呈現(xiàn)出高度顯著的狀態(tài)。這意味著，地方政府的財政分權(quán)可以解釋較長一段時期內(nèi)企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的客觀事實。換言之，財政分權(quán)的促進效果具有一定的動態(tài)可疊加特征。第二，考慮到企業(yè)的生產(chǎn)行為乃至地方財政資源的配置，都與國內(nèi)外大環(huán)境密切相關(guān)。而在本文的研究時間跨度中(2007-2017)，包含了國際金融危機(2008年)這項重大的外部不利沖擊。由于國際金融危機難以有效進行量化測度，因此本文擬對這類年份的樣本進行剔除?？紤]到國際金融危機具有一定的后效性，本文的回歸時間截取了2011-2017年進行檢驗；考慮到國內(nèi)的四大直轄市在經(jīng)濟和政治上的特殊地位，該地區(qū)的財政分權(quán)可能同其他地域有所差異，對此本文剔除了直轄市樣本重新進行回歸檢驗。經(jīng)過樣本的剔除后發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)指標(L.FD)的回歸系數(shù)依舊高度顯著為正值。第三，在前述檢驗中，本文控制了時間和行業(yè)的虛擬變量進行檢驗，以這類“雙向固定效應(yīng)”模型來減少內(nèi)生性的干擾。在表2的模型(7)-模型(9)中，本文采取了更加嚴格的固定效應(yīng)模式：其一，采用更加嚴格的固定效應(yīng)模式；其二，為了控制那些隨著時間變化卻又不易觀測的行業(yè)、地區(qū)因素，本文采用了“時間—行業(yè)”、“時間—省份”的聯(lián)合固定效應(yīng)模式進行檢驗。在控制了這類更為嚴格的固定效應(yīng)后，“財政分權(quán)有助于提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率”的核心研究結(jié)論并沒有發(fā)生任何改變。這說明，本文的核心研究結(jié)論是確當?shù)摹?/p>

表2 財政分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：基準回歸與穩(wěn)健性檢驗

注：(1)***、**、*分別代表在1%、5%、10%的顯著性水平；(2)括號中是經(jīng)過聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整的t值。下文同。

(二)異質(zhì)性檢驗

在前述的實證檢驗中，本文就“財政分權(quán)—企業(yè)全要素生產(chǎn)率”的范式進行了整體性的回歸檢驗，并提供了一定可借鑒的經(jīng)驗證據(jù)和經(jīng)濟解釋。但值得注意的是，中國作為一個典型的大國經(jīng)濟，在經(jīng)濟系統(tǒng)中存在著多種類型的企業(yè)，在不同地域下，財政分權(quán)也存在較大差異。這意味著，財政分權(quán)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率可能存在著較強的異質(zhì)性特征。有鑒于此，本文從企業(yè)屬性特征差異和地區(qū)屬性特征差異進行異質(zhì)性檢驗。在企業(yè)屬性特征差異中，本文界分了“國有企業(yè)—非國有企業(yè)”、“高科技企業(yè)—非高科技企業(yè)”兩組；在地區(qū)屬性特征差異中，本文則將中國全境劃分為東中西部三大地區(qū)板塊。

研究發(fā)現(xiàn)，在“國有企業(yè)—非國有企業(yè)”組別中，財政分權(quán)對這兩組企業(yè)的回歸系數(shù)都為正值且均通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗。但具體來看， 財政分權(quán)對國有企業(yè)全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)為0.859，而對非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率的回歸系數(shù)則為1.720。這表明，當前財政分權(quán)對非國有企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有著更為明顯的促進作用。這可能是因為，國有企業(yè)本身就具有一定的國家信譽支撐，其不單在市場上具有一定壟斷地位，能夠獲取超額利潤，還能在融資市場中獲取更多支持。這意味著，國有企業(yè)的生存環(huán)境相對較好，依賴地方財政來發(fā)展乃至提升經(jīng)濟效率的需求并不強烈。而相比之下，非國有企業(yè)由于不具備市場壟斷優(yōu)勢，在融資市場中也往往面臨著一定的金融排斥，以至于這類企業(yè)在激烈的市場競爭中有較強的生存壓力，此時外部的支持(如財政支持)則會在很大程度上改善企業(yè)的生產(chǎn)狀況，從而提升企業(yè)的生產(chǎn)效率。在“高科技企業(yè)-非高科技企業(yè)”組別中，地方的財政分權(quán)同樣有著顯著的促進功效，但這種驅(qū)動作用在強度上展現(xiàn)出了一定差異：對于高科技企業(yè)而言，財政分權(quán)的回歸系數(shù)為1.454，而財政分權(quán)對非高科技企業(yè)的全要素生產(chǎn)率促進作用系數(shù)為0.830(上述回歸系數(shù)均高度顯著)。本文認為，高科技企業(yè)往往將生產(chǎn)重心集中在科技創(chuàng)新上，其生產(chǎn)活動具有著更為明顯的高風險特征，地方財政力量的有效介入，本質(zhì)上就是地方政府對高科技企業(yè)風險和成本的分攤，由此展現(xiàn)出了更大的生產(chǎn)率產(chǎn)出彈性。

表3 財政分權(quán)與企業(yè)全要素生產(chǎn)率：企業(yè)屬性和地區(qū)異質(zhì)性檢驗

就地域差別來看，東部地區(qū)的財政分權(quán)水平同企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平之間的關(guān)系并不明顯(回歸系數(shù)為0.298，t值僅為1.46)；而財政分權(quán)對中西部企業(yè)的全要素生產(chǎn)率都有著明顯的促進作用(回歸系數(shù)分別為9.949和3.523，二者均通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗)。本文認為，東部地區(qū)的企業(yè)往往發(fā)展質(zhì)量較好，市場機制較為完善，信息技術(shù)的演進進程也相對較快。在市場中，地方政府與企業(yè)相比，有著較大的信息劣勢和信息不對稱狀況。因此，地方政府對這類較為發(fā)達地區(qū)的企業(yè)的影響，可能起不到預(yù)期的正向效果。相比之下，中部地區(qū)和西部地區(qū)由于自身經(jīng)濟發(fā)展基礎(chǔ)相對薄弱，企業(yè)的發(fā)展仍離不開地方政府的有效支持，因此有著越大比例財政分權(quán)的地方政府，則越能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。特別的，財政分權(quán)對中部地區(qū)企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升較之于西部地區(qū)更為明顯(9.949>3.523)。這是因為，中部地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展條件較之于西部地區(qū)而言相對更為完善，且中部地區(qū)的企業(yè)面臨著東部地區(qū)對資源的“虹吸”，有著更為強烈的發(fā)展需求。因此，財政力量的支持能夠帶來更為顯著的產(chǎn)出。而西部地區(qū)的企業(yè)由于自身發(fā)展相對薄弱，且這類企業(yè)往往集中在資源密集型企業(yè)上，財政的支持所帶來的技術(shù)改進，進而實現(xiàn)效率提升的空間相對有限，由此所導(dǎo)致的產(chǎn)出彈性遜色于中部地區(qū)的企業(yè)。

(三)機制檢驗：財政分權(quán)提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率的機制路徑檢驗

TFPit=φ0+φ1FDit+Controlvariables+∑Year+∑Ind+ω

(2)

Mediatorit=θ0+θ1FDit-1+Controlvariables+∑Year+∑Ind+τ

3)

(4)

在中介變量(Mediator)的選取上，本文從宏微觀兩條視角進行切入。在宏觀傳導(dǎo)機制的檢驗上，本文選取了財政科技支出強度(TFI，財政科技支出除以一般預(yù)算收入)和全社會固定資產(chǎn)投資(SF，對數(shù)值)兩個變量；在微觀傳導(dǎo)機制的檢驗上，本文選取了企業(yè)的融資約束(KZ指數(shù)，參見)、金融杠桿(Fin-lev，金融負債比率=(非流動負債合計+短期借貸+一年內(nèi)到期的非流動負債+交易性金融負債+衍生金融負債)/負債合計)和技術(shù)創(chuàng)新活動(Lnpatent，企業(yè)專利申請數(shù)的對數(shù)值)三個變量。之所以選取上述變量，本文的考量如下：第一，地方財政分權(quán)程度越大，意味著地方的財力相對更為雄厚，地方政府為了提升轄域內(nèi)微觀經(jīng)濟主體的經(jīng)濟效率，有動機且有財力進行專項的科學技術(shù)研發(fā)支持，并激發(fā)全社會的固定資產(chǎn)投入，由此改善了企業(yè)提升全要素生產(chǎn)率的外部環(huán)境。第二，地方的財政分權(quán)程度越強，越能夠支持企業(yè)的發(fā)展，其主要體現(xiàn)在，財政資源注入企業(yè)后，企業(yè)所面臨的資源邊界約束可能會有所松弛，進而降低了企業(yè)通過金融或杠桿方式融取資源的主觀能動性，在這種相對良好的內(nèi)部環(huán)境下，企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動有可能會被激活，進而為企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升提供必要的基礎(chǔ)條件?；诖?，本文在表4和表5中，對上述猜想進行了實證檢驗。

在表4的實證檢驗中，本文就財政分權(quán)影響企業(yè)全要素生產(chǎn)率的宏觀機制進行了檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，地方的財政分權(quán)程度越大，越能夠強化當?shù)氐呢斦萍贾С鰪姸?回歸系數(shù)為0.293且通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗)，而財政科技支出強度的增加，必然能夠為企業(yè)注入相應(yīng)的資源。特別的，這種財政支持具有典型的“科技專項”特征，能夠針對性地提升企業(yè)技術(shù)能力，從而有助于全要素生產(chǎn)率的提升。由此，發(fā)現(xiàn)了“財政分權(quán)→促進財政科技支出→提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率”的正向傳導(dǎo)路徑。進一步地，本文轉(zhuǎn)向以“全社會固定資產(chǎn)投入”為中介的機制檢驗中來。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，財政分權(quán)程度的提升，有力地撬動了當?shù)厝鐣潭ㄙY產(chǎn)的投入水平(回歸系數(shù)為8.937且通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗)?？梢酝茰y，全社會固定資產(chǎn)投入的增加，必然會在很大程度上改善企業(yè)生產(chǎn)發(fā)展的外部基礎(chǔ)條件，從而為全要素生產(chǎn)率的提升提供了相當?shù)耐獠恐С?。由此，本文還發(fā)現(xiàn)了財政分權(quán)促進全社會固定資產(chǎn)投入，進而驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的宏觀機制路徑。

表4 財政分權(quán)與影響業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制：宏觀視角

進一步地，本文從宏觀傳導(dǎo)機制轉(zhuǎn)向微觀傳導(dǎo)機制的研究中(表5)。研究發(fā)現(xiàn)，當?shù)胤降呢斦謾?quán)強度越大時，會在很大程度上降低企業(yè)融資約束的緊繃程度(L.FD在模型(2)中的回歸系數(shù)為-1.129且t值為-2.97)。這是因為，地方財政力量的相對充裕，能夠有效地為轄域內(nèi)微觀經(jīng)濟主體注入更多的財政資源，從而有效改善了企業(yè)的資源緊缺狀況，其突出的表征，就在于企業(yè)融資約束程度的下降。不難預(yù)見，企業(yè)如若面臨較高的融資約束，則難以充分利用資源以提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率(KZ的回歸系數(shù)為-0.013，t值為-3.77)。由此，財政分權(quán)改善了企業(yè)的融資約束后，必然會對企業(yè)的全要素生產(chǎn)率帶來顯著裨益。順延上述邏輯，財政分權(quán)能夠增強企業(yè)內(nèi)部的可用資源，改善融資約束，一個合理的反應(yīng)是，企業(yè)會降低通過金融(抑或是杠桿)的方式對外融資資源的需求程度。在模型(4)中L.FD的回歸系數(shù)為-0.255且高度顯著，意味著財政分權(quán)能夠有效降低企業(yè)的金融杠桿水平。在其中，金融杠桿作為撬動資源的手段，兼具金融化和杠桿的色彩，金融杠桿越高，則意味著企業(yè)需要支付的利息等財務(wù)費用越高，加之金融產(chǎn)品的不穩(wěn)定性又會在很大程度上影響企業(yè)，由此降低了企業(yè)的全要素生產(chǎn)率水平。不難發(fā)現(xiàn)，當財政分權(quán)降低了企業(yè)金融杠桿后，能夠為企業(yè)內(nèi)部營造一個良好的內(nèi)部環(huán)境，從而為提升全要素生產(chǎn)率帶來有效動力。最后，在當企業(yè)內(nèi)部財務(wù)環(huán)境改善后，企業(yè)自身的創(chuàng)新主動意愿會得到進一步加強。在模型(6)中，財政分權(quán)的程度的提升有效刺激了企業(yè)的技術(shù)創(chuàng)新活動，而技術(shù)創(chuàng)新活動的增加，顯然是企業(yè)全要素生產(chǎn)率得以提升的重要保障(系數(shù)為0.033且通過了1%的統(tǒng)計顯著性檢驗)。由此，本文發(fā)現(xiàn)了“財政分權(quán)→促進技術(shù)創(chuàng)新→提升全要素生產(chǎn)率”的微觀機制路徑。

表5 財政分權(quán)與影響業(yè)全要素生產(chǎn)率的傳導(dǎo)機制：微觀視角

四、研究結(jié)論和政策建議

本文利用中國省一級財政數(shù)據(jù)同上市企業(yè)2007-2017年微觀數(shù)據(jù)相匹配，研究地方財政分權(quán)對企業(yè)全要素生產(chǎn)率的影響和相關(guān)的機制路徑，并就地方政府激勵結(jié)構(gòu)框架下的財政分權(quán)效用進行了深入探討。研究發(fā)現(xiàn)：

第一，地方財政分權(quán)程度越強，越能夠提高企業(yè)的全要素生產(chǎn)率。上述結(jié)論，在經(jīng)過多項穩(wěn)健性檢驗之后依舊成立。特別的，地方的財政分權(quán)，對那些全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)有著更明顯的驅(qū)動作用，對于那些全要素生產(chǎn)率已經(jīng)處在高位的企業(yè)而言，促進效果并不足夠明顯。

第二，財政分權(quán)驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升具有明顯的異質(zhì)性特征。從企業(yè)屬性結(jié)構(gòu)差異來看，非國有企業(yè)從地方的財政分權(quán)中獲得了更多收益，其全要素生產(chǎn)率在面對財政分權(quán)的刺激下的系數(shù)彈性更大；財政分權(quán)對于科技型企業(yè)的促進作用更為明顯，對于非科技型企業(yè)的促進作用相對較小。從地區(qū)異質(zhì)性來看，財政分權(quán)對東部地區(qū)企業(yè)的影響力度較小，而對于中西部特別是中部地區(qū)的促進作用更大。

第三，財政分權(quán)在宏觀上，能夠提升轄域內(nèi)的財政科技支出強度和全社會固定資產(chǎn)投資水平，進而促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升；在微觀上，財政分權(quán)能夠有效緩解企業(yè)的融資約束，降低其金融杠桿水平，并提升技術(shù)創(chuàng)新能力，所有這些都有助于企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

第四，合理的政府激勵制度框架是發(fā)揮財政分權(quán)正向作用的重要保障。具體來看，地方政府面臨著一定的經(jīng)濟增長考核壓力(目標)時，地方政府才有激勵提升財政資源的使用效率，從而能以更有效的方式支持企業(yè)，帶動企業(yè)全要素生產(chǎn)率的提升。

綜合以上結(jié)論，本研究具有如下重要的政策啟示：

第一，深化財政分權(quán)改革，確保地方政府有足夠的財政資源，是推動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的重要前提條件。雖然近年來國家大力推進中央和地方財權(quán)事權(quán)和支出責任劃分改革，然而從具體實踐來看，當前地方政府財權(quán)事權(quán)不匹配的情況并沒有得到根本性扭轉(zhuǎn)，地方政府仍然有著較大的財政饑渴，這就可能使得其對企業(yè)的支持力度有所淡化，甚至可能扭曲資源配置，因此深化財政分權(quán)具有其時代必要性。在此情境下，應(yīng)持續(xù)優(yōu)化地方政府“財權(quán)—事權(quán)”體系，特別是要進一步理順中央和地方的財政分配關(guān)系，推動形成財權(quán)事權(quán)相匹配的財政體制，以避免地方政府由于財力短絀降低對企業(yè)的支持力度，充分發(fā)揮政府“有形的手”的作用。此外，為企業(yè)提供財政支持的同時，也要注重與時俱進地為企業(yè)營造良好的營商環(huán)境，“軟硬”條件兩手抓，兩手都要硬，多管齊下助推企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。

第二，應(yīng)當進一步打通財政分權(quán)驅(qū)動企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升的宏微觀傳導(dǎo)機制。只有優(yōu)化政策傳導(dǎo)路徑，打通傳導(dǎo)過程中的痛點和堵點，才有助于提升財政政策傳導(dǎo)效率，進而保證財政資金對企業(yè)的支持足以發(fā)揮其最大的功效。在中國現(xiàn)行的政治經(jīng)濟體制下，各級政府掌握較多的資源，在此情境下，提高財政資源的投放效率，無疑對提升企業(yè)全要素生產(chǎn)率有所裨益。具體而言，一方面，地方政府在運用財政資源時，要注重提高財政科技支出的精準導(dǎo)向，避免資源浪費，多措并舉降低企業(yè)融資約束，使得企業(yè)無需通過加杠桿等過度金融化措施來籌集資金，進而能夠?qū)⒅饕ν斗旁谄髽I(yè)運營業(yè)務(wù)方面，從而有利于提振企業(yè)全要素生產(chǎn)率。另一方面，應(yīng)當注重形成企業(yè)核心競爭力，在社會上營造鼓勵創(chuàng)新的氛圍，通過給予稅收優(yōu)惠、財政資金精準支持等方式，引導(dǎo)企業(yè)加大創(chuàng)新投入，驅(qū)動企業(yè)創(chuàng)新效率提升，多措并舉提高企業(yè)運作效率。

第三，實施差別化的支持政策。切忌對所有的企業(yè)采取統(tǒng)一的政策力度，“一刀切”的粗放管理方式已然不能適應(yīng)當下的時代需要。因此對于政府而言，需要改革行政管理觀念，減少“懶政庸政怠政”思想，在深入調(diào)研的基礎(chǔ)上，對不同地區(qū)和屬性的企業(yè)實行差別化管理，加強統(tǒng)籌布局，將差別化政策當成一項系統(tǒng)工程來做，提升政策的整體性和協(xié)調(diào)性，以最大程度發(fā)揮政策支持效力。換言之，在企業(yè)選擇方面，基于對非國有企業(yè)和高科技企業(yè)的政策績效更高，應(yīng)當有針對性地支持此類企業(yè)。不但從財政支持總量上需要傾斜，也要通過建立長效的監(jiān)督機制，提升財政資金的使用質(zhì)量和效率；在重點支持地區(qū)方面，有鑒于中部和西部地區(qū)的企業(yè)在受到財政傾斜時，其全要素生產(chǎn)有著較明顯的提升。故可以適當加大轉(zhuǎn)移支付力度，提升對中西部企業(yè)的財政支持，鼓勵其企業(yè)通過提振全要素生產(chǎn)率，進而推動效率變革和經(jīng)濟動力變革。