財(cái)政層級改革與企業(yè)創(chuàng)新
——基于“省直管縣”改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)

白彥鋒 魯書伶

一、引言與文獻(xiàn)綜述

隨著中國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展的“新常態(tài)”，傳統(tǒng)依靠要素驅(qū)動的粗放型經(jīng)濟(jì)增長模式難以為繼，提高自主創(chuàng)新能力成為構(gòu)建新發(fā)展格局的核心特征。企業(yè)是微觀經(jīng)濟(jì)活動的主體，是技術(shù)創(chuàng)新重要推動者(Romer，1986[1])。提高企業(yè)創(chuàng)新水平是推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展、實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展方式轉(zhuǎn)型的關(guān)鍵驅(qū)動因素之一(Aghion 等,2014[2])。政府在促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新中具有不可忽視的作用。我國在探索集權(quán)與分權(quán)的最優(yōu)邊界過程中，逐漸形成了經(jīng)濟(jì)分權(quán)與政治集權(quán)特征相結(jié)合的“中國式分權(quán)”(Blanchard和Shleifer，2001[3])，這種分權(quán)模式產(chǎn)生的激勵成為中國經(jīng)濟(jì)增長奇跡的主流理論(Weingast，1995[4]；Jin等，2005[5])。政府間縱向財(cái)政關(guān)系作為“中國式分權(quán)”的重要組成部分，促使地方政府“為增長而競爭”，提高地區(qū)資源配置效率，同時(shí)也對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動決策和績效產(chǎn)生深刻影響。但隨著改革深入，傳統(tǒng)的財(cái)政層級結(jié)構(gòu)的弊端逐步顯現(xiàn)。在稅權(quán)高度向上集中的制度背景下，基層政府財(cái)力與支出責(zé)任不匹配，造成財(cái)政垂直分配關(guān)系失衡(李永友和沈玉平，2010[6])，引發(fā)地方政府在財(cái)政壓力下強(qiáng)化稅收征管(陳曉光，2016[7])，甚至走向“土地財(cái)政”的發(fā)展模式(孫秀林和周飛舟，2013[8])。在此背景下，研究財(cái)政層級改革如何影響企業(yè)創(chuàng)新對理順財(cái)政縱向關(guān)系、貫徹創(chuàng)新驅(qū)動發(fā)展戰(zhàn)略，具有重要的理論和實(shí)踐意義。

財(cái)政層級改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響，可以理解為政府激勵結(jié)構(gòu)與市場主體活動之間的關(guān)系，理論上兩者可能通過稅收征納關(guān)系和財(cái)政資源配置產(chǎn)生聯(lián)系。一方面，財(cái)政層級改革通過改變基層政府稅收分成和收入來源，重塑其征稅激勵，改變企業(yè)實(shí)際稅率，從而對企業(yè)創(chuàng)新的資金約束產(chǎn)生影響。稅率是政企行為的重要聯(lián)結(jié)點(diǎn)(呂冰洋等，2016[9])。企業(yè)創(chuàng)新具有正外部性、不可逆、高成本、高風(fēng)險(xiǎn)、回報(bào)期限不確定等特征(Holmstrom，1989[10])，在外部融資約束較高的情況下，主要依賴內(nèi)部資金開展創(chuàng)新活動，因而影響企業(yè)現(xiàn)金流的因素也會波及創(chuàng)新。不完全稅權(quán)下，地方政府有動機(jī)運(yùn)用較大的稅收自由裁量權(quán)調(diào)整征稅努力，進(jìn)行稅收競爭和招商引資(范子英和趙仁杰，2020[11])。這會改變企業(yè)實(shí)際稅率，影響企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流和留存收益(于文超等，2018[12])。另一方面，改革使得基層政府財(cái)力發(fā)生變化后，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)相應(yīng)的調(diào)整會通過影響地區(qū)要素配置，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。創(chuàng)新有賴于資本、人力、技術(shù)等要素的合理配置。經(jīng)典財(cái)政分權(quán)理論中，財(cái)政分權(quán)使得地方政府能夠充分運(yùn)用本地信息優(yōu)勢提供公共物品，有利于提高地區(qū)資源配置效率(Tiebout，1956[13]；Oates，1972[14])。但是在中國特定政治晉升錦標(biāo)賽的體制背景下，財(cái)政支出結(jié)構(gòu)與方向受到官員晉升激勵的影響，可能對地方資源配置產(chǎn)生扭曲(周黎安等，2013[15])。此外，地區(qū)間行政等級關(guān)系也會影響政府補(bǔ)貼、人力資本、融資便利、稅收優(yōu)惠等稀缺資源的獲取(江艇等，2018[16])。地區(qū)要素資源配置將進(jìn)一步影響企業(yè)創(chuàng)新決策?？梢?，政府間財(cái)政縱向關(guān)系調(diào)整通過重塑地方激勵，改變征稅努力和資源配置，具有影響企業(yè)創(chuàng)新的潛在可能，但其影響方向及作用機(jī)理還缺乏足夠的討論和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持。

“省直管縣”作為一項(xiàng)調(diào)整省以下財(cái)政關(guān)系的改革，為識別兩者關(guān)系提供有利條件。對于“省直管縣”改革，較多文獻(xiàn)討論其對經(jīng)濟(jì)增長(Li 等，2016[17]；Liu和Alm，2016[18]；Ma和Mao，2018[19])、地方財(cái)政治理(劉勇政等，2019[20]；寧靜和趙旭杰，2019[21])、教育支出(王小龍和方金金，2014[22]；陳思霞和盧盛峰，2014[23]；Huang 等,2017[24])、空氣污染(王小龍和陳金皇，2020[25])等方面的影響。同時(shí)也有文獻(xiàn)對“省直管縣”微觀經(jīng)濟(jì)后果相關(guān)話題作出初步探索。例如，劉沖等(2014)[26]發(fā)現(xiàn)“省直管縣”通過增加財(cái)政收入刺激經(jīng)濟(jì)增長，但并未提高企業(yè)生產(chǎn)率；李廣眾和賈凡勝(2020)[27]從企業(yè)避稅的角度考察“省直管縣”給市政府帶來的財(cái)政壓力能否激勵其加強(qiáng)稅收征管。然而，鮮有研究涉及“省直管縣”是否會對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

本文利用1998—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與專利數(shù)據(jù)，基于“省直管縣”改革的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用多期雙重差分方法，考察財(cái)政縱向?qū)蛹壐母飳h域內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新水平的影響及機(jī)制。研究發(fā)現(xiàn)，“省直管縣”改革不利于試點(diǎn)縣內(nèi)企業(yè)專利申請量提升。這一創(chuàng)新抑制效應(yīng)在經(jīng)過工具變量法、安慰劑檢驗(yàn)、考慮改革非隨機(jī)性、控制其他政策影響、變換關(guān)鍵指標(biāo)、調(diào)整研究樣本、改變聚類方法等一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。機(jī)制檢驗(yàn)表明，“省直管縣”提高了縣級政府征稅激勵，同時(shí)不平衡的支出結(jié)構(gòu)偏好進(jìn)一步強(qiáng)化，導(dǎo)致地區(qū)資源誤置。具體表現(xiàn)在：地區(qū)征稅努力提高，企業(yè)實(shí)際稅率提高、外部信貸約束增強(qiáng)；基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出比重增加而教育支出比重減少，地區(qū)資源配置扭曲加劇。此外，本文發(fā)現(xiàn)改革對創(chuàng)新的不利影響在財(cái)政壓力小的地區(qū)，以及融資約束低、由地稅局管轄、國有企業(yè)和資本密集型企業(yè)中更為顯著，這進(jìn)一步驗(yàn)證了改革重塑地方政府收支行為激勵，通過改變企業(yè)創(chuàng)新融資約束和地區(qū)資源配置，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。

本文的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，在研究視角上，將企業(yè)創(chuàng)新納入“省直管縣”改革影響的討論中，豐富了政府縱向關(guān)系調(diào)整的微觀經(jīng)濟(jì)后果研究，有助于理解財(cái)政層級改革與創(chuàng)新發(fā)展之間的微觀邏輯機(jī)制。不同于以往文獻(xiàn)多關(guān)注財(cái)政層級改革對經(jīng)濟(jì)增長、公共服務(wù)等方面的影響，本文以制度變革重塑地方政府行為激勵為切入點(diǎn)，利用面板隨機(jī)前沿分析方法計(jì)算的地方政府稅收努力指數(shù)以及企業(yè)實(shí)際有效稅率刻畫稅收征管力度，利用TFP離散度表征資源配置扭曲程度，為評估改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)提供微觀證據(jù)。第二，在實(shí)證識別上，本文利用工業(yè)企業(yè)大樣本數(shù)據(jù)，運(yùn)用多期雙重差分法，更加“干凈”地識別了財(cái)政層級改革與企業(yè)創(chuàng)新之間的因果關(guān)系，并通過一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)克服改革非隨機(jī)造成的內(nèi)生性偏誤。第三，在政策啟示上，本文利用微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，為理解財(cái)政層級改革對重構(gòu)地方政府征稅激勵、影響地區(qū)資源配置和創(chuàng)新發(fā)展提供新證據(jù)。

本文余下部分的結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分簡要介紹制度背景，并進(jìn)行影響機(jī)制分析；第三部分闡述研究設(shè)計(jì)，說明數(shù)據(jù)來源、模型設(shè)置與變量選擇；第四部分展示實(shí)證結(jié)果分析，并對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行了一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)；第五部分進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)；第六部分為結(jié)論與啟示。

二、制度背景與影響機(jī)制分析

(一)制度背景

中華人民共和國成立之初，高度集中是我國行政管理體制的特點(diǎn)之一。20世紀(jì)80年代，地方層級結(jié)構(gòu)發(fā)生變化，主要分為中央、省、市、縣和鄉(xiāng)鎮(zhèn)的五級，形成了“省管縣”“縣管市”的格局?？v向財(cái)政關(guān)系與行政層級結(jié)構(gòu)高度一致(Liu和Alm，2016[18])。分稅制改革后，省以下財(cái)政分配關(guān)系的一個(gè)突出特點(diǎn)是財(cái)權(quán)上移、支出責(zé)任下放。大部分稅源聚集在中央和省市級，縣級收入留成比例較低，其自有稅源往往是征收難度大且收入較低的稅種。由于層級過多，對縣的轉(zhuǎn)移支付往往被處于強(qiáng)勢地位的省市兩級截留或挪用。同時(shí)縣級政府還承擔(dān)地級市政府?dāng)偱傻闹С鲐?zé)任。這樣長期持續(xù)的治理模式導(dǎo)致處于縣級在承擔(dān)較多基層公共服務(wù)支出責(zé)任的同時(shí)無法獲得相匹配的收入支撐，從而陷入財(cái)力緊縮的困境(Li 等，2016[17])。

“省直管縣”改革是一項(xiàng)調(diào)整政府間縱向財(cái)政關(guān)系的嘗試，旨在通過財(cái)政管理層級扁平化和財(cái)政管理權(quán)力下放，提高財(cái)政管理效率，緩解縣級財(cái)力困境(見圖1)。中國31個(gè)省份中，海南省和四個(gè)直轄市由于無下轄縣，一直處于省直管縣的狀態(tài)；浙江和寧夏在1994年就實(shí)行省直管縣模式。自2003年起，“省直管縣”模式重新啟動，最早開始在福建試點(diǎn)，隨后在安徽、湖北、河南、江西等省陸續(xù)推開。2009年財(cái)政部下發(fā)《關(guān)于推進(jìn)省直接管理縣財(cái)政改革的意見》(財(cái)預(yù)〔2009〕78號)中提出，力爭在2012年年底前，實(shí)現(xiàn)全國除民族自治地區(qū)外的“省直管縣”改革。截至2013年，已有24省1 021縣實(shí)施了財(cái)政“省直管縣”改革(見圖 2)。

圖1 “省直管縣”改革示意圖

圖2 歷年“省直管縣”改革縣數(shù)

資料來源：作者繪制。

資料來源：根據(jù)各省政府公開文件整理得到。

從改革效果來看，“省直管縣”改革使得財(cái)政層級扁平化，省與縣財(cái)政資金往來繞過市級政府，避免市一級截留財(cái)政資金的“漏斗效應(yīng)”和市對縣的“抽血”集資行為(張占斌，2007[28])。不少文獻(xiàn)支持“省直管縣”積極經(jīng)濟(jì)社會效應(yīng)，發(fā)現(xiàn)省直管縣改革提高了GDP增長率(Li 等，2016[17]；Liu和Alm，2016[18]；Ma和Mao，2018[19])，帶動產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(王立勇和高玉胭，2018[29])、提高地方財(cái)政治理能力(劉勇政等，2019[20]；寧靜和趙旭杰，2019[21])、抑制市轄區(qū)內(nèi)企業(yè)避稅動機(jī)(李廣眾和賈凡勝，2020[27])。但是也有研究發(fā)現(xiàn)，“省直管縣”改革對市縣發(fā)展作用不平衡，在促進(jìn)縣域經(jīng)濟(jì)發(fā)展的同時(shí)會損害地級市的利益(才國偉等，2011[30]；葉兵等，2014[31])，并且改革帶來的分權(quán)并未提高社會福利，反而加重基層政府“重生產(chǎn)、輕服務(wù)”的支出偏好(陳思霞和盧盛峰，2014[23])，進(jìn)一步導(dǎo)致地區(qū)資源配置錯配，抑制企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展(汪兵韜等，2020[32])。如劉沖等(2014)[26]發(fā)現(xiàn)“省直管縣”通過增加財(cái)政收入刺激經(jīng)濟(jì)，但主要是通過投資拉動粗放式增長，并沒有從本質(zhì)上提升企業(yè)的生產(chǎn)率及資源配置效率。實(shí)踐中，“省直管縣”改革推進(jìn)在各省份的效果不一。很大一部分原因在于“省直管縣”財(cái)政體制具有一定的適用條件。比較理想的情況是，縣域具有一定經(jīng)濟(jì)實(shí)力而市級政府財(cái)力相對較弱，這時(shí)財(cái)權(quán)下放促進(jìn)縣域發(fā)展的成效更加明顯。浙江“省直管縣”的成功范例，與其市弱縣強(qiáng)的現(xiàn)實(shí)情況不無關(guān)聯(lián)。從另一個(gè)角度來看，財(cái)政層級簡化也會引致省級政府監(jiān)管成本增加、市級政府對縣的輻射帶動作用減弱等一系列問題。自2018年起，河南結(jié)束了10個(gè)縣(市)省管縣體制。這說明，隨著改革的逐漸推進(jìn)，“省直管縣”與各地經(jīng)濟(jì)社會發(fā)展不相適應(yīng)的方面逐漸顯現(xiàn)。

(二)影響機(jī)制分析

筆者認(rèn)為，“省直管縣”作為一項(xiàng)財(cái)政層級改革，可能對企業(yè)創(chuàng)新同時(shí)存在促進(jìn)和抑制兩方面的影響，這種影響主要來源于征稅激勵變化和支出結(jié)構(gòu)偏好的作用。

一方面，“省直管縣”重塑了地方政府征稅激勵，并通過改變企業(yè)稅負(fù)對創(chuàng)新產(chǎn)生影響。稅率是政府行為與企業(yè)行為的重要聯(lián)結(jié)點(diǎn)(呂冰洋等，2016[9])。企業(yè)創(chuàng)新活動是一項(xiàng)風(fēng)險(xiǎn)大、周期長、不確定性高的投資，需要大量創(chuàng)新資金投入(Chemmanur 等,2014[33])。由于研發(fā)創(chuàng)新投資內(nèi)在的高風(fēng)險(xiǎn)性隱含收益不確定性以及逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)問題，創(chuàng)新往往面臨較強(qiáng)的外部融資約束，需要依靠企業(yè)充足的內(nèi)部資金投入，此時(shí)稅率就是影響創(chuàng)新的重要因素之一。平均所得稅率反映稅后可留存的資金能力，影響企業(yè)內(nèi)部可用資金，一定程度上代表企業(yè)內(nèi)部融資的能力和動機(jī)。較低的實(shí)際稅率降低企業(yè)稅負(fù)，能夠增加企業(yè)現(xiàn)金流、提高外部融資可得性，對企業(yè)研發(fā)投入形成正向激勵(Hall和Reenen，2000[34])，促使企業(yè)增加R&D投入(Chen 等，2018[35])，最終提升創(chuàng)新產(chǎn)出的數(shù)量和質(zhì)量(Czarnitzki 等，2011[36])。反之，高稅率抑制企業(yè)創(chuàng)新投資能力和意愿，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出造成不利影響(Akcigit 等，2018[37])。雖然我國稅率與稅基由中央統(tǒng)一制定，但分稅制賦予地方政府擁有一定程度的稅收自由裁量權(quán)，能夠決定稅收執(zhí)法程度，致使企業(yè)實(shí)際有效稅率與法定稅率存在偏差(范子英和田彬彬，2013[38])。具體來說，地方政府調(diào)整征稅努力的程度取決于征稅相對收益的變化。當(dāng)征稅收益上升(如稅收分成提高)，將提高征稅激勵；而當(dāng)征稅收益大于征稅成本(如征管費(fèi)用增加)，地方政府則傾向于降低征稅努力。從財(cái)政層級縱向調(diào)整來看，增加稅收分成具有“征稅激勵”，這是因?yàn)槎愂辗殖商岣咭馕吨胤秸杖胨魅?quán)和征稅的邊際收益的提高(Weingast，2009[4]；呂冰洋等，2016[9])，并且分成比例的提升也更多地促使縣級政府依靠自有財(cái)力為支出融資(Rodden，2003[39])。因此，當(dāng)“省直管縣”提高縣級稅收分成時(shí)，不僅提高其自有收入，同時(shí)也強(qiáng)化了征稅激勵。進(jìn)一步來看，征稅激勵提高意味著地方政府將加強(qiáng)稅收征管，這會導(dǎo)致企業(yè)實(shí)際稅負(fù)提高，擠占企業(yè)內(nèi)部現(xiàn)金流和留存收益，減弱內(nèi)部融資能力，提高融資約束和融資成本(于文超等，2018[12])，進(jìn)而抑制企業(yè)研發(fā)投入與創(chuàng)新產(chǎn)出(Mukherjee等，2017[40]；李林木和汪沖，2017[41])。但改革在提高稅收分成的同時(shí)增加對縣域的轉(zhuǎn)移支付，這使得“省直管縣”對地方政府征稅努力和企業(yè)實(shí)際稅率的作用存在不確定性。這是因?yàn)?，地方征稅努力不僅取決于征稅相對收益，也與財(cái)政收入能力有關(guān)(范子英和趙仁杰，2020[11])。轉(zhuǎn)移支付對征稅努力具有替代效應(yīng)(Peterson，1997[42])，當(dāng)轉(zhuǎn)移支付增加，地方政府會降低征稅努力(付文林和趙永輝，2016[43])，從而會降低企業(yè)實(shí)際稅負(fù)。

另一方面，“省直管縣”在提高縣級財(cái)力后，其支出結(jié)構(gòu)偏好影響地區(qū)要素配置，從而對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生影響。經(jīng)典財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，地方政府對本地具有信息優(yōu)勢，并且在居民“政治選票”的約束下，財(cái)政分權(quán)能夠引發(fā)地區(qū)間良性競爭，提高公共物品供給效率，有力推動經(jīng)濟(jì)增長(Tiebout，1956[13]；Oates，1972[14])。在這樣的假設(shè)下，為了實(shí)現(xiàn)地區(qū)福利最大化，地方政府會采取稅收優(yōu)惠、財(cái)政補(bǔ)貼等方式激勵企業(yè)創(chuàng)新，或者通過基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)或者提高開放水平，為創(chuàng)新集聚創(chuàng)造良好環(huán)境。以政府補(bǔ)貼和稅收優(yōu)惠為代表的財(cái)政支持，能夠?qū)?chuàng)新活動形成激勵，在緩解企業(yè)創(chuàng)新面臨的融資約束的同時(shí)，通過促進(jìn)企業(yè)研發(fā)投入影響創(chuàng)新水平(余明桂等，2016[44]；Chen等，2018[35]；劉詩源等，2020[45])。而且補(bǔ)貼作為一種被政府認(rèn)可的利好信號也有利于幫助企業(yè)獲得私人創(chuàng)新投資(Kleer，2010[46])，從而激勵企業(yè)開展創(chuàng)新活動。但在中國特定政治晉升錦標(biāo)賽的體制背景下，地方政府支出結(jié)構(gòu)具有“重基本建設(shè)、輕人力資本投資和公共服務(wù)”的偏向性(周黎安，2007[47])。地方官員出于晉升壓力，有擴(kuò)大生產(chǎn)性支出以實(shí)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)增長目標(biāo)的沖動，這對科技、教育等非生產(chǎn)性支出形成擠出(沈坤榮和付文林，2005[48])，而這類支出對吸引創(chuàng)新要素、培育人力資本至關(guān)重要?！笆≈惫芸h”在擴(kuò)大地方政府財(cái)政管理權(quán)的同時(shí)，也會為地方官員加強(qiáng)以經(jīng)濟(jì)建設(shè)為主要目標(biāo)的支出結(jié)構(gòu)偏好提供有利條件，增加政府干預(yù)要素市場的動機(jī)和能力。晉升激勵下的不當(dāng)政府干預(yù)對市場資源配置形成扭曲(周黎安等，2013[15])，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)間的要素錯配，扭曲企業(yè)創(chuàng)新與退出市場的決策(戴小勇，2021[49])，使得即使企業(yè)加大研發(fā)投入也難以提升創(chuàng)新績效。此外，創(chuàng)新活動中存在的知識泄露或者正外部性降低了私人回報(bào)，使得企業(yè)活動不愿承擔(dān)創(chuàng)新風(fēng)險(xiǎn)成本。這種情況下，要素市場扭曲形成的尋租機(jī)會，將刺激企業(yè)放棄從事風(fēng)險(xiǎn)更大的自主創(chuàng)新活動，通過建立政企關(guān)系獲取租金收益，同時(shí)尋租產(chǎn)生的非生產(chǎn)性支出也會擠出企業(yè)R&D投入(張杰，2011[50])。

綜上所述，“省直管縣”改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響方向不明確，主要取決于改革后地方政府征稅激勵與支出結(jié)構(gòu)偏向是否發(fā)生變化以及效應(yīng)的相對大小。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)數(shù)據(jù)來源與樣本篩選

本文主要以1998—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫為樣本，將財(cái)政“省直管縣”改革作為自然實(shí)驗(yàn)，研究財(cái)政層級改革對企業(yè)創(chuàng)新水平的影響。企業(yè)層面數(shù)據(jù)來源于1998—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，該數(shù)據(jù)庫包括全部國有及規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)信息；專利數(shù)據(jù)來源于國家知識產(chǎn)權(quán)局專利信息；“省直管縣”改革數(shù)據(jù)通過手工整理各省人民政府公報(bào)得到；縣域特征數(shù)據(jù)來源于《中國縣域統(tǒng)計(jì)年鑒》；財(cái)政支出細(xì)項(xiàng)數(shù)據(jù)來自《全國地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》。

本文首先對工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行數(shù)據(jù)清洗，并與專利數(shù)據(jù)進(jìn)行匹配。具體步驟如下：1.參照Brandt 等(2012)[51]的做法，將15年的截面數(shù)據(jù)利用企業(yè)法人代碼、名稱、地址、電話號碼和主要產(chǎn)品等信息匹配成一個(gè)非平衡面板數(shù)據(jù)。2.參照He 等(2018)[52]的方法，利用專利申請人信息和企業(yè)名稱信息匹配工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫與專利數(shù)據(jù)庫。3.進(jìn)一步地，本文對樣本進(jìn)行了如下篩選：(1)剔除總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)、職工人數(shù)、銷售收入等關(guān)鍵財(cái)務(wù)變量缺失和異常的企業(yè)。(2)剔除銷售收入小于500萬元的觀測值，以保證樣本符合“規(guī)模以上”條件。(3)剔除明顯不符合會計(jì)準(zhǔn)則的觀測值，包括總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)，總資產(chǎn)小于固定資產(chǎn)凈值。(4)剔除長期實(shí)行財(cái)政“省直管縣”體制的浙江、寧夏和海南三省份轄區(qū)內(nèi)企業(yè)。(5)剔除財(cái)稅政策可能異于其他省市縣的地區(qū)：由于西藏主要依靠轉(zhuǎn)移支付，且轄區(qū)內(nèi)工業(yè)企業(yè)稀少，剔除其轄區(qū)內(nèi)企業(yè)；由于新疆下轄地級市較少，剔除其轄區(qū)內(nèi)企業(yè)；剔除北京、上海、天津和重慶4個(gè)直轄市轄區(qū)內(nèi)的企業(yè)。(6)剔除回歸中關(guān)鍵地區(qū)變量缺失的樣本。經(jīng)過上述數(shù)據(jù)清洗過程，最終保留320 517家企業(yè)共1 471 323個(gè)觀測。此外，本文對關(guān)鍵連續(xù)變量進(jìn)行了1%和99%水平的縮尾處理以緩解異常值影響。

(二)模型設(shè)置與變量定義

由于各省財(cái)政“省直管縣”改革時(shí)間不一致，本文采用多期雙重差分方法(Staggered DID)。設(shè)定基準(zhǔn)計(jì)量模型(1)如下：

LnPatenti,c,t=α0+α1PMCc,t+α2Xi,t+α3Zc,t+λi

+δt+φp,t+εi,c,t

(1)

其中，下標(biāo)i代表企業(yè)，c代表縣，t代表年份；PMCc,t是財(cái)政“省直管縣”改革的虛擬變量，企業(yè)i所在縣c在t年及其以后年度為“省直管縣”改革試點(diǎn)縣取1，否則取0；Xi,t為企業(yè)層面控制變量，Zc,t為縣級層面控制變量；λi和δt分別代表企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，用以控制不隨時(shí)間變化的企業(yè)特征和特定年份的宏觀經(jīng)濟(jì)波動；特別地，考慮到不同省份“省直管縣”政策隨時(shí)間變化可能存在的差異，加入省份-時(shí)間交互固定效應(yīng)φp,t；εi,c,t為隨機(jī)擾動項(xiàng)。本文感興趣的系數(shù)是α1，該系數(shù)代表了“省直管縣”改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響：如α1顯著大于0表示財(cái)政層級改革對企業(yè)創(chuàng)新主要起促進(jìn)作用；反之，α1顯著小于0則表明抑制作用占主導(dǎo)地位。

對于被解釋變量企業(yè)創(chuàng)新，已有文獻(xiàn)主要采用三類方法衡量。第一類是全要素生產(chǎn)率(TFP)(王永欽等，2018[53])。然而，使用 TFP 衡量企業(yè)創(chuàng)新在不完全競爭市場中可能導(dǎo)致較大誤差(Klette，1999[54])。第二類是研發(fā)支出(倪驍然和朱玉杰，2016[55])。但是工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中研發(fā)支出可得性較差，并且研發(fā)活動失敗率高，與產(chǎn)出相比不確定性大。第三類是創(chuàng)新產(chǎn)出，主要以專利申請量衡量(袁建國等，2015[56]；黎文靖和鄭曼妮2016[57]；寇宗來和劉學(xué)悅，2020[58])。相對于前兩類指標(biāo)來說，專利指標(biāo)具有表征企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)出、可得性高和信息維度豐富的明顯優(yōu)勢(寇宗來和劉學(xué)悅，2020[58])，是企業(yè)創(chuàng)新資源投入和使用效率的最終體現(xiàn)。并且與專利授予量相比，專利申請量避免了檢測和繳納年費(fèi)過程中的不確定性和不穩(wěn)定性，較少受到官僚因素的影響，所以更能反映企業(yè)真實(shí)創(chuàng)新水平(黎文靖和鄭曼妮，2016[57])。因此，本文主要采用專利申請量作為企業(yè)創(chuàng)新的代理變量。由于專利數(shù)據(jù)呈右偏分布，本文借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[57]的做法，利用企業(yè)專利申請量加1再取自然對數(shù)(LnPatent)作為企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量的度量指標(biāo)。

對于控制變量，本文參考Li 等(2016)[17]、余明桂等(2016)[44]、李廣眾和賈凡勝(2020)[27]的研究，控制變量主要包括兩類：企業(yè)層面選擇企業(yè)規(guī)模(Size)、年齡(Age)、財(cái)務(wù)杠桿(Lev)、貸款能力(Fin)、資本密集度(CDensity)、資產(chǎn)收益率(ROA)、市場競爭(HHI)；縣級層面選擇人均地區(qū)生產(chǎn)總值(GDPper)、人口規(guī)模(Pop)、第二產(chǎn)業(yè)比重(Ind2)、第三產(chǎn)業(yè)比重(Ind3)。加入企業(yè)特征變量提高估計(jì)精準(zhǔn)度，控制縣域特征則一定程度上能減少可能的遺漏偏誤。主要變量定義和描述性統(tǒng)計(jì)見表 1。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表 2列(1)～列(3)報(bào)告了財(cái)政層級改革對企業(yè)創(chuàng)新數(shù)量和質(zhì)量的影響，被解釋變量為企業(yè)專利申請總量對數(shù)，核心解釋變量為“省直管縣”改革。表2列(1)～列(3)均控制企業(yè)固定效應(yīng)、年度固定效應(yīng)和省份-年度交互固定效應(yīng)，并依次加入控制變量。結(jié)果顯示，不論是否加入控制變量，“省直管縣”改革(PMC)系數(shù)對專利申請量顯著為負(fù)，系數(shù)大小和顯著性變化較小，表明基準(zhǔn)回歸結(jié)果較為穩(wěn)健。由列(3)可知，在控制縣域特征變量和企業(yè)特征變量后，“省直管縣”改革使得縣轄區(qū)內(nèi)企業(yè)專利申請量平均下降了3.83%，表明財(cái)政層級改革不利于企業(yè)創(chuàng)新。

表2 基準(zhǔn)模型回歸

(二)工具變量法回歸結(jié)果

“省直管縣”改革可能非隨機(jī)，某些因素在影響試點(diǎn)縣選擇的同時(shí)也會影響到該縣的企業(yè)創(chuàng)新水平。對此，本文采用工具變量法緩解這一內(nèi)生性問題。參照劉勇政等(2019)[20]和Jia等(2020)[59]的做法，選擇縣與其所屬地級市距離(Dis)與省份省直管縣啞變量(PPMC)(實(shí)施改革省份在改革當(dāng)年及其以后年度為1，否則為0)的交互項(xiàng)作為PMC的工具變量。該工具變量滿足相關(guān)性和排他性的前提假設(shè)。一方面，各市與其地理距離較近的下轄縣之間市場聯(lián)系較為緊密，為了防止優(yōu)質(zhì)資源流失，市政府更有可能反對將周邊地市作為試點(diǎn)縣，因此可以推測，“縣—市”距離越小，被選擇為試點(diǎn)縣的可能性越低；同時(shí)省份是否實(shí)施改革決定了一個(gè)縣是否成為試點(diǎn)縣。另一方面，“縣—市”距離為地理因素，通過其他途徑影響企業(yè)創(chuàng)新的可能性較小；省份省直管縣時(shí)間由省級政府做出決策，試點(diǎn)縣的選擇基于某一縣內(nèi)企業(yè)創(chuàng)新水平而決定的概率較小。

表3展示了使用工具變量法的回歸結(jié)果。由表3列(1)第一階段回歸結(jié)果可知，工具變量(Dis×PPMC)與改革交互項(xiàng)(PMC)系數(shù)顯著為正，表明縣距離所屬地級市距離越遠(yuǎn)，成為試點(diǎn)縣的概率越高。這驗(yàn)證了工具變量相關(guān)性的條件。列(2)估計(jì)結(jié)果與基準(zhǔn)回歸結(jié)果基本一致，即“省直管縣”會降低企業(yè)專利申請量，但影響系數(shù)絕對值略高，表明內(nèi)生性選擇導(dǎo)致估計(jì)結(jié)果下偏。

表3 工具變量法回歸結(jié)果(1)Cragg-Donald Wald F 統(tǒng)計(jì)量大于10%臨界值，表明不存在弱工具變量問題。

(三)平行趨勢與動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

基準(zhǔn)回歸結(jié)果顯示，相比未經(jīng)歷改革的縣，“省直管縣”顯著提升了試點(diǎn)縣轄區(qū)內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新產(chǎn)出水平。但這可能僅僅捕捉了改革實(shí)施前試點(diǎn)縣和非試點(diǎn)縣之間已經(jīng)存在的差異，也就是在改革前試點(diǎn)縣轄區(qū)內(nèi)專利申請數(shù)量增速原本就高于非試點(diǎn)縣轄區(qū)內(nèi)企業(yè)。為了檢驗(yàn)多期雙重差分法平行趨勢的適用前提是否滿足，同時(shí)考察改革實(shí)施后的動態(tài)效應(yīng)，本文借鑒Li等(2016)[17]的做法，利用事件研究法(Event Study Approach，ESA)進(jìn)行檢驗(yàn)，具體計(jì)量模型如下：

+λi+δt+φp,t+εi,c,t

(2)

圖3為參數(shù)βk的估計(jì)值和90%的置信區(qū)間，直觀地展示了改革前的平行趨勢和改革后的動態(tài)效應(yīng)。由圖3可知，在改革前參數(shù)βk不顯著異于0，表明改革前試點(diǎn)縣和非試點(diǎn)縣之間的企業(yè)專利申請數(shù)量不存在差異，滿足平行趨勢假設(shè)。同時(shí)，在政策實(shí)施當(dāng)年系數(shù)βk估計(jì)值顯著為負(fù)，并且系數(shù)絕對值隨改革推進(jìn)有逐漸變大的趨勢。上述結(jié)果表明，在“省直管縣”改革實(shí)施后，試點(diǎn)縣和非試點(diǎn)縣內(nèi)企業(yè)的創(chuàng)新水平開始分化，并且這種差異在改革后一段時(shí)間內(nèi)持續(xù)存在并逐漸擴(kuò)大。

圖3 平行趨勢和動態(tài)效應(yīng)檢驗(yàn)

(四)安慰劑檢驗(yàn)

盡管模型(1)控制了一系列企業(yè)特征變量、地區(qū)特征變量、個(gè)體固定效應(yīng)和省份-年份交互固定效應(yīng)，但仍然可能存在不可觀測且隨時(shí)間變化的遺漏變量對結(jié)果造成影響。為排除這一干擾，本文借鑒Chetty 等(2009)[60]采用非參置換檢驗(yàn)的方法進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。具體地，首先在樣本期內(nèi)隨機(jī)抽取存在改革的年份生成“虛擬改革年份”，然后根據(jù)改革年份每年真實(shí)試點(diǎn)縣數(shù)量分別在相應(yīng)的“虛擬改革年份”隨機(jī)抽取等量縣作為“虛擬試點(diǎn)縣”，隨后將政策沖擊變量與分組變量交互項(xiàng)PMC_falsei,c,t納入模型(1)進(jìn)行回歸。對上述過程進(jìn)行500次仿真，得到PMC_falsei,c,t回歸系數(shù)的核密度圖，并與表2中列(3)PMC系數(shù)進(jìn)行對比。如圖4所示，安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)以0為中心呈正態(tài)分布，并且明顯高于真實(shí)估計(jì)系數(shù)(-0.0383)。因此，可以認(rèn)為基準(zhǔn)回歸結(jié)果不是由某些偶然因素引起的。

圖4 安慰劑檢驗(yàn)

(五)其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)

除此之外，本文還進(jìn)行了其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)，包括：1.考慮改革的非隨機(jī)性。參照Li等(2016)[17]的做法，在回歸方程中引入選擇標(biāo)準(zhǔn)(2)試點(diǎn)縣選擇標(biāo)準(zhǔn)采用Li等(2016)總結(jié)的變量，包括：是否為縣級市、是否為國家貧困縣、是否為糧食或棉花生產(chǎn)大縣、是否為省邊界線、坡度、海拔、2000年城市化率和1999年財(cái)政缺口。與時(shí)間三次多項(xiàng)式的交互項(xiàng)，允許改革選擇標(biāo)準(zhǔn)對轄區(qū)內(nèi)企業(yè)專利申請量的影響遵循特定時(shí)間趨勢。2.排除其他政策影響。為排除“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”和“撤縣設(shè)區(qū)”兩項(xiàng)改革可能產(chǎn)生的影響，在模型(1)中加入“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”虛擬變量和“撤縣設(shè)區(qū)”虛擬變量，該縣實(shí)施“擴(kuò)權(quán)強(qiáng)縣”或“撤縣設(shè)區(qū)”當(dāng)年及其以后年度為1，否則為0。3.替換被解釋變量。為排除企業(yè)“策略性創(chuàng)新”行為(黎文靖和鄭曼妮，2016)[57]可能產(chǎn)生的影響，采用更能體現(xiàn)創(chuàng)新水平的發(fā)明專利申請量和專利授權(quán)量替代指標(biāo)衡量企業(yè)創(chuàng)新。4.調(diào)整研究樣本?？紤]到創(chuàng)新具有較強(qiáng)的空間溢出效應(yīng)，剔除處于省邊界的企業(yè)樣本進(jìn)行回歸。5.改變聚類方法?？紤]到創(chuàng)新在時(shí)間和空間上具有較強(qiáng)的聚集性，將聚類標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整到省級層面。經(jīng)過上述穩(wěn)健性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果(3)由于篇幅所限，其他穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果未在文中匯報(bào)，感興趣的讀者可向作者索要。仍然保持穩(wěn)健。

五、機(jī)制分析

上述結(jié)果表明，“省直管縣”改革不利于企業(yè)提升創(chuàng)新水平。那么，改革通過何種機(jī)制對創(chuàng)新產(chǎn)生抑制效應(yīng)？前文影響機(jī)制分析中提出，“省直管縣”改革通過征稅激勵加劇融資約束以及財(cái)政支出結(jié)構(gòu)偏向扭曲地區(qū)資源配置兩個(gè)渠道作用于企業(yè)創(chuàng)新。下文對此進(jìn)行驗(yàn)證。

(一)機(jī)制檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證“省直管縣”的征稅激勵效應(yīng)是否加劇企業(yè)融資約束，從稅收努力、實(shí)際稅率和信貸資源三個(gè)方面進(jìn)行檢驗(yàn)。具體如下：

第一，從縣級地方政府稅收努力角度，考察“省直管縣”是否改變地方政府征稅激勵。較于既有文獻(xiàn)通常使用的“稅柄法”，基于時(shí)變技術(shù)的面板隨機(jī)前沿分析方法(Panel Stochastic Frontier Analysis，PSFA)可以避免統(tǒng)計(jì)誤差等隨機(jī)因素對結(jié)論的影響(謝貞發(fā)和范子英，2015[61])。因此，本文借鑒趙永輝等(2019)[62]的方法，采用基于PSFA測算地方政府潛在稅收努力程度(TE)。本文構(gòu)建的PSFA模型如下：

(3)

其中，Revc,t為縣級政府財(cái)政收入占GDP比重(4)此處財(cái)政收入指一般公共預(yù)算收入，包括稅收收入和非稅收入，地方政府對此具有一定稅收自主權(quán)。Jia 等(2020)[59]使用一般公共預(yù)算收入/GDP代表縣級政府稅收征管力度。由于縣級稅收收入數(shù)據(jù)缺失較多，本文使用一般公共預(yù)算收入代替。，xc,t為一系列影響地方稅收收入的因素。vc,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)，服從標(biāo)準(zhǔn)正態(tài)分布；uc,t為非負(fù)的技術(shù)無效率項(xiàng)，服從截?cái)喟胝龖B(tài)分布，表示最優(yōu)稅收和實(shí)際稅收間的缺口。結(jié)合已有研究并考慮數(shù)據(jù)可得性，本文選擇人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、第三產(chǎn)業(yè)增加值占GDP比重、城鄉(xiāng)居民儲蓄存款余額4個(gè)因素作為解釋變量。對上述變量均取對數(shù)后使用極大似然估計(jì)對式(4)進(jìn)行估計(jì)，得到稅收努力指數(shù)為實(shí)際財(cái)政收入與面板隨機(jī)前沿預(yù)測收入的比值，表示為：

TEc,t=exp(-uc,t)

(4)

第二，從企業(yè)實(shí)際稅率角度，考察“省直管縣”是否提高企業(yè)稅負(fù)。借鑒范子英和趙仁杰(2020)[11]的做法，使用應(yīng)繳所得稅/利潤總額刻畫企業(yè)實(shí)際有效稅率(ETR)，該指標(biāo)越高，表明企業(yè)稅負(fù)越重。

第三，從外部融資角度，考察“省直管縣”是否提高企業(yè)信貸約束。使用企業(yè)負(fù)債總額的自然對數(shù)衡量外部信貸資源(LnDebt)，負(fù)債越高表明獲得的信貸規(guī)模越大，外部信貸約束越弱。

為了驗(yàn)證“省直管縣”的財(cái)政擴(kuò)權(quán)是否在官員晉升激勵下強(qiáng)化了縣級政府“重基建、輕人力資本和公共服務(wù)”的支出結(jié)構(gòu)偏好，進(jìn)而導(dǎo)致資源配置扭曲，進(jìn)行如下檢驗(yàn)。第一，借鑒陳思霞和盧盛峰(2014)[23]的做法，采用基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)支出占總支出比重(Construction)和教育支出占總支出比重(Education)衡量基層政府重生產(chǎn)的支出偏好。第二，借鑒江艇等(2018)[16]的做法，使用TFP離散度(MisTFP)衡量資源配置扭曲。具體來說，首先使用LP法計(jì)算TFP，然后計(jì)算TFP的90%分位與10%分位之比，該指標(biāo)值越大，表示資源配置扭曲程度越高。

表4報(bào)告了“省直管縣”征稅激勵和支出結(jié)構(gòu)偏向的機(jī)制檢驗(yàn)結(jié)果。列(1)～列(3)結(jié)果表明，“省直管縣”顯著提高了縣域稅收努力和企業(yè)實(shí)際稅率，并降低企業(yè)信貸規(guī)模，加劇創(chuàng)新資金約束。列(4)～列(6)結(jié)果表明，“省直管縣”進(jìn)一步強(qiáng)化了縣級政府支出結(jié)構(gòu)偏好，具體表現(xiàn)在基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)占比增加而教育支出占比減少，縣域資源配置扭曲程度加劇。這驗(yàn)證了“省直管縣”創(chuàng)新抑制效應(yīng)是通過改變縣級政府征稅激勵、強(qiáng)化支出結(jié)構(gòu)偏好兩個(gè)渠道產(chǎn)生影響的機(jī)制假設(shè)。

表4 機(jī)制檢驗(yàn)(5)列(1)～列(3)為企業(yè)面板；列(4)～列(6)為縣級面板。由于《全國地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》關(guān)于財(cái)政支出細(xì)項(xiàng)僅更新至2007年，因此縣級面板的樣本期間為1998—2007年。

(二)進(jìn)一步檢驗(yàn)

上述結(jié)果為“省直管縣”通過改變地方政府稅收征管激勵產(chǎn)生創(chuàng)新抑制效應(yīng)提供經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，但是著重在整體樣本層面。下文將考察具有不同特點(diǎn)的企業(yè)和地區(qū)對改革的反應(yīng)模式，為核心邏輯提供進(jìn)一步的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

1.財(cái)政壓力的影響。

財(cái)政壓力促使地方政府加強(qiáng)稅收征管，進(jìn)而提高企業(yè)稅負(fù)(陳曉光，2016[7])。那么，如果稅收征管是主要作用渠道的話，當(dāng)面臨較小財(cái)政壓力的縣受到“省直管縣”改革沖擊后，稅收征管力度提升幅度更大，轄區(qū)內(nèi)企業(yè)稅負(fù)增加更為明顯，由此引致的創(chuàng)新抑制效應(yīng)應(yīng)該更為顯著。為了驗(yàn)證這一推斷，本文使用財(cái)政缺口(6)財(cái)政缺口=(一般公共預(yù)算財(cái)政支出-一般公共預(yù)算財(cái)政收入)/一般公共預(yù)算財(cái)政收入。該指標(biāo)越高，表明該縣財(cái)政壓力越大。表征財(cái)政壓力(Fisgap)，當(dāng)財(cái)政缺口高于中位數(shù)取1，否則取0，構(gòu)造交互項(xiàng)Fisgap×PMC加入模型(1)進(jìn)行回歸。表7列(1)結(jié)果顯示，在初始財(cái)政壓力較低的地區(qū)，“省直管縣”的創(chuàng)新抑制效應(yīng)更加明顯，說明“省直管縣”促進(jìn)縣域提高稅收征管力度。

2.征管權(quán)限的影響。

2002年所得稅分享改革后，稅收征管權(quán)限發(fā)生變化。2002年之后成立的企業(yè)改由國稅局征收，2002年之前成立的企業(yè)仍由地稅局征稅。通常而言，國稅局稅收執(zhí)法力度較少受到地方政府征稅動機(jī)改變的影響(范子英和田彬彬，2013[38])?？紤]到國地稅稅收征管力度差異，如果縣級政府加強(qiáng)稅收征管不利于企業(yè)創(chuàng)新的話，該效應(yīng)應(yīng)該主要體現(xiàn)在由地稅局征稅的樣本企業(yè)中。為了驗(yàn)證這一推斷，本文按照征管權(quán)限進(jìn)行劃分，2002年及其以后成立的企業(yè)為高征管力度組，取值為1，2002年之前成立的企業(yè)為低征管力度組，取值為0，構(gòu)造是否由國稅局征收(Admin)與改革變量的交互項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表5列(2)結(jié)果驗(yàn)證了由國稅局征管的樣本企業(yè)創(chuàng)新降低更明顯這一推斷。

3.融資約束的影響。

融資約束會迫使企業(yè)因現(xiàn)金流不足減少創(chuàng)新活動，降低創(chuàng)新投資的產(chǎn)出效率。如果“省直管縣”改革抑制創(chuàng)新的機(jī)制在于地方政府稅收征管的強(qiáng)化加劇了企業(yè)融資約束，那么該效應(yīng)理應(yīng)在融資約束低的樣本企業(yè)中更為顯著。為檢驗(yàn)這一推斷，本文參照既有文獻(xiàn)使用SA指數(shù)(7)SA指數(shù)的計(jì)算公式為：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。SA指數(shù)絕對值越大，表明融資約束越高?？坍嬋谫Y約束，構(gòu)造虛擬變量融資約束(FC)，如SA指數(shù)高于中位數(shù)取1，否則為0，構(gòu)造與改革變量交互項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表5列(3)結(jié)果表明，“省直管縣”加劇了企業(yè)融資約束，從而不利于企業(yè)創(chuàng)新。

4.產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的影響。

國有企業(yè)與政府具有天然的政治關(guān)聯(lián)，其生產(chǎn)投資決策更容易受到官員激勵和政府干預(yù)的影響。因此，如果資源錯配是“省直管縣”產(chǎn)生創(chuàng)新抑制的渠道之一，那么這種效果應(yīng)該在國有企業(yè)中更為凸顯。對此，使用是否為國有企業(yè)的虛擬變量(State)與改革變量交互項(xiàng)進(jìn)行檢驗(yàn)。表5列(4)結(jié)果表明，受到政府干預(yù)更大的國有企業(yè)創(chuàng)新水平下降更明顯，這為“省直管縣”改革造成資源錯配提供佐證。

5.行業(yè)類型的影響。

相比于勞動密集型企業(yè)，資本密集型企業(yè)通常投資項(xiàng)目更大，在短期內(nèi)對地區(qū)GDP增長貢獻(xiàn)更大。因此，晉升激勵會促使地方官員優(yōu)先發(fā)展資本密集型企業(yè)。如果“省直管縣”改革后，地方政府干預(yù)加強(qiáng)導(dǎo)致地區(qū)要素錯配，進(jìn)而不利于企業(yè)創(chuàng)新，那么這種抑制作用應(yīng)該在政府干預(yù)較弱的非資本密集型企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯。為了驗(yàn)證這一假說，參照魯桐和黨印(2014)[63]對資本密集型行業(yè)的劃分方法(8)資本密集型行業(yè)包括：造紙印刷、石油、化學(xué)、塑膠、塑料、金屬、非金屬。，構(gòu)造是否為資本密集型企業(yè)的虛擬變量(Cintensity)，將交互項(xiàng)Cintensity×PMC加入模型(1)進(jìn)行回歸。表5列(5)結(jié)果顯示，“省直管縣”對資本密集型企業(yè)的創(chuàng)新抑制效應(yīng)更為顯著，從而間接驗(yàn)證了改革的資源錯配效應(yīng)。

表5 異質(zhì)性檢驗(yàn)

六、結(jié)論與啟示

在新發(fā)展階段，如何通過政府制度變革，重塑地方政府行為激勵，促進(jìn)創(chuàng)新與經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展，是一個(gè)值得深入研究的問題。本文利用1998—2013年中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)與專利數(shù)據(jù)，以“省直管縣”改革為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，運(yùn)用多期雙重差分方法，考察財(cái)政層級改革對企業(yè)創(chuàng)新的影響。主要研究發(fā)現(xiàn)為：第一，“省直管縣”改革抑制企業(yè)創(chuàng)新，該結(jié)論在經(jīng)過工具變量法和其他一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后仍然成立。第二，“省直管縣”的創(chuàng)新抑制效應(yīng)的影響機(jī)制在于征稅激勵和資源誤置，即改革激勵地方政府提高征稅努力，加重企業(yè)實(shí)際稅負(fù)，減少外部信貸，從而加劇創(chuàng)新資金約束，同時(shí)強(qiáng)化了晉升壓力下基層政府以經(jīng)濟(jì)增長為主要目標(biāo)的支出結(jié)構(gòu)偏好，增加基建支出，減少教育支出，導(dǎo)致資源配置扭曲。第三，這一效應(yīng)在財(cái)政壓力更小的地區(qū)，以及融資約束更低、由地稅局管轄、國有屬性和資本密集型的企業(yè)中更為明顯，表明改革通過加強(qiáng)征管力度、融資約束和政府干預(yù)，對企業(yè)創(chuàng)新產(chǎn)生不利影響。

本文研究結(jié)論表明，在財(cái)政層級改革中，通過重新劃分財(cái)政分配、調(diào)整政府間權(quán)力關(guān)系，能夠有效提高基層政府財(cái)力與支出責(zé)任匹配度。但與此同時(shí)，財(cái)權(quán)下放可能未能改變晉升激勵下地方政府不平衡的支出結(jié)構(gòu)偏向，造成地區(qū)資源配置扭曲。雖然本文發(fā)現(xiàn)提高縣域財(cái)政分權(quán)程度有利于增強(qiáng)其征稅激勵，但如果沒有相應(yīng)配套措施，可能會提高企業(yè)實(shí)際稅負(fù)，加劇企業(yè)創(chuàng)新資金約束。因此，在推進(jìn)政府治理結(jié)構(gòu)改革的過程中，既要通過各級政府間財(cái)政關(guān)系調(diào)整緩解基層政府財(cái)力困境，也要考慮分權(quán)后地方政府收支行為異化對微觀經(jīng)濟(jì)主體可能產(chǎn)生的影響。