馬海濤 朱夢珂

內(nèi)容提要：本文利用中國上市公司2003—2018年的數(shù)據(jù)以及省份層面的數(shù)據(jù)，考察了地方政府財政分權(quán)水平的變化對于國有企業(yè)和非國有企業(yè)投資行為的差異化影響。研究發(fā)現(xiàn)，地方政府財政分權(quán)水平的上升對企業(yè)投資有正向促進(jìn)作用，且該效應(yīng)主要表現(xiàn)在非國有企業(yè)中。機制分析結(jié)果表明，在財政分權(quán)體制下，地方政府的財政行為有利于弱化資本成本對于企業(yè)投資的負(fù)向影響，并提高企業(yè)的投資回報從而促進(jìn)投資增加。相較而言，非國有企業(yè)的經(jīng)營決策更符合市場化特征，其投資對于資本成本與投資收益變化的反應(yīng)更敏感，從而受財政分權(quán)的影響效應(yīng)更大?？紤]地區(qū)差異后，該效應(yīng)主要集中在市場化程度較低、政府經(jīng)濟增長計劃目標(biāo)設(shè)定較高以及企業(yè)債務(wù)融資溢價較高的地區(qū)?？紤]參股資本的異質(zhì)性，由于不同所有制資本存在優(yōu)勢互補，當(dāng)非國有企業(yè)有國有資本參股時，其投資受財政分權(quán)的正向影響程度相較于沒有國有資本參股的企業(yè)更大。本文的研究結(jié)論對于進(jìn)一步理順政府和市場關(guān)系、完善現(xiàn)代財政制度、穩(wěn)定私人部門投資具有重要意義。

一、問題提出

長期以來，高投資被認(rèn)為是推動中國經(jīng)濟發(fā)展的關(guān)鍵因素之一，并由此形成了經(jīng)濟增長—信心—投資—經(jīng)濟增長的良性循環(huán)[1]?！吨腥A人民共和國國民經(jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠(yuǎn)景目標(biāo)綱要》中強調(diào)，要加快培育完整內(nèi)需體系，推動形成強大國內(nèi)市場。當(dāng)前中國處于特色新型工業(yè)化、信息化、城鎮(zhèn)化、農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化的快速發(fā)展階段，仍具有較高的投資需求潛力和強大的投資動能釋放。企業(yè)作為市場經(jīng)濟中的核心主體，其投資對于經(jīng)濟的長期增長與短期波動都具有深刻影響。推動企業(yè)有效投資、激發(fā)投資活力，對于優(yōu)化供給結(jié)構(gòu)，維持經(jīng)濟的可持續(xù)增長有關(guān)鍵性作用。

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)是中國企業(yè)的一個重要特征[2]，企業(yè)的投資行為以及投資水平在國有企業(yè)和非國有企業(yè)之間的差異化表現(xiàn)一直備受關(guān)注。以銀行為主的間接融資模式是企業(yè)的主要融資方式，國有企業(yè)因存在預(yù)算軟約束，與非國有企業(yè)在產(chǎn)業(yè)分布、平均規(guī)模等方面存在差異使得其具有先天融資優(yōu)勢，而長期存在的金融抑制現(xiàn)象又使得銀行體系的信貸資源明顯偏向國有企業(yè)[3-6]。尤其是在全球金融危機后，新的銀行信貸更是不成比例地流向國有企業(yè)[7]。國有企業(yè)和非國有企業(yè)的杠桿率走勢就此出現(xiàn)分化，呈現(xiàn)出杠桿率的“國進(jìn)民退”，即二者之間杠桿率的差異由負(fù)轉(zhuǎn)正且逐漸增大[8-9]。

如果說金融資源不斷流向國有企業(yè)，為國有企業(yè)加杠桿，那么從融資角度看，以充裕的信貸資源作為支持，國有企業(yè)更有能力去增加投資。然而基于全社會固定資產(chǎn)投資數(shù)據(jù)以及非金融企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)，本文將指出一個典型事實，即，全球金融危機后，國有企業(yè)的投資率以及在全社會固定資產(chǎn)投資中的占比呈現(xiàn)逐年降低趨勢，同期非國有企業(yè)的投資率以及在全社會固定資產(chǎn)投資中的占比卻高于國有企業(yè)。這一現(xiàn)象意味著國有企業(yè)與非國有企業(yè)之間杠桿率的差異與投資率的差異出現(xiàn)了背離，僅從金融資源信貸配置的角度難以完全解釋國有企業(yè)和非國有企業(yè)投資變動的成因。如何更好地理解上述現(xiàn)象背后的形成原因與邏輯機制，是本文討論的關(guān)鍵。

本文余下內(nèi)容安排如下：第二部分為典型事實與理論機制分析；第三部分為數(shù)據(jù)、樣本說明與計量模型設(shè)定；第四部分為實證結(jié)果分析；第五部分為主要結(jié)論和政策啟示。

二、典型事實與理論機制分析

從全社會固定資產(chǎn)投資看，如圖1所示，國有企業(yè)投資占比在不斷下降，民營企業(yè)投資(1)借鑒呂煒等(2016)[10]的做法，將全社會固定資產(chǎn)投資中減去預(yù)算內(nèi)投資、外商投資和國有企業(yè)投資作為民營企業(yè)投資的代理變量。占比在不斷上升，特別是全球金融危機后，二者之間的差距呈逐年增大趨勢，從2010年的21%上升至2017年的47%。從企業(yè)的投資率(2)借鑒譚小芬和張文婧(2017)[11]的做法，以企業(yè)當(dāng)期購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支出的現(xiàn)金凈額衡量，并除以期初資產(chǎn)總額進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化作為衡量。走勢看，以上市公司為例，如圖2所示，盡管受整個宏觀經(jīng)濟環(huán)境、經(jīng)濟發(fā)展周期的影響，國有企業(yè)和非國有企業(yè)的投資率均出現(xiàn)了不同程度的下滑，但總體而言，在2009年后，非國有企業(yè)的投資率顯著且持續(xù)高于國有企業(yè)，而在2009年以前，非國有企業(yè)的投資率反而相對于國有企業(yè)較低(3)在本文所選擇的樣本范圍內(nèi)，國有企業(yè)數(shù)量年均值為665，最小值為598，最大值為712。國有企業(yè)數(shù)量變化幅度不大，一定程度上排除因國企改革帶來國有企業(yè)數(shù)量下降而導(dǎo)致的投資率降低這一因素。。考慮到國有企業(yè)與非國有企業(yè)存在產(chǎn)業(yè)鏈分布的差異，這一現(xiàn)象可能是由于行業(yè)差異所導(dǎo)致。因此，本文按照萬得數(shù)

圖1 全社會固定資產(chǎn)投資占比變化趨勢數(shù)據(jù)來源：萬得數(shù)據(jù)庫、筆者計算。

圖2 投資率隨時間變化趨勢數(shù)據(jù)來源：國泰安數(shù)據(jù)庫、筆者計算。

據(jù)庫一級行業(yè)分類，選取工業(yè)、消費、材料、其他行業(yè)(4)本文將一級行業(yè)中的日常消費和可選消費合并為消費行業(yè)。工業(yè)、消費、材料這三類行業(yè)是除金融業(yè)外，在剩余九類一級行業(yè)中國有企業(yè)數(shù)量占比排名前3的行業(yè)，占據(jù)國有企業(yè)全樣本量的比重超過60%。以2018年為例，國有企業(yè)的樣本量為660，這三類行業(yè)樣本量總量為438，占比約67%；相應(yīng)地，非國有企業(yè)樣本量為1 228，這三類行業(yè)樣本量總量為857，占比約67%。其他行業(yè)包括能源、房地產(chǎn)、醫(yī)療保健、公用事業(yè)、電信服務(wù)、信息技術(shù)。四個子樣本，各樣本中國有企業(yè)和非國有企業(yè)的投資率變化情況如圖3。從中可以看出，雖然在不同行業(yè)，企業(yè)投資率的絕對值大小以及變化趨勢均存在一定程度的差異，但總體而言，各行業(yè)內(nèi)非國有企業(yè)的投資率均在2009年、2010年之后高于國有企業(yè)。即考慮到行業(yè)分布因素后，二者之間投資率變化差異仍然存在。

圖3 不同行業(yè)企業(yè)投資率的變化情況數(shù)據(jù)來源：萬得數(shù)據(jù)庫、國泰安數(shù)據(jù)庫、筆者計算。

國有企業(yè)面臨的融資環(huán)境寬松、其投資決策較少受到融資約束的影響，而非國有企業(yè)在借貸市場中面臨的金融摩擦成本高，受到的融資約束會比國有企業(yè)更大[12]，即使是在宏觀經(jīng)濟增速步入下行軌道后，國有企業(yè)的投資率似乎不應(yīng)顯著低于非國有企業(yè)且與后者差距逐漸增大。因此，這種投資率結(jié)構(gòu)的變化不能夠僅從金融資源分配的角度加以解釋。本文試圖從地方政府的財政行為角度去理解這一問題。

在財政分權(quán)體制下，地方政府承擔(dān)著一定的支出責(zé)任，在轄區(qū)經(jīng)濟發(fā)展中發(fā)揮著愈加突出的作用。一方面，政府要為其支出需求籌集財政資金；另一方面，地方政府也面臨以經(jīng)濟增長為目標(biāo)的晉升考核激勵。通常，轄區(qū)企業(yè)所創(chuàng)造的市場價值是構(gòu)成地區(qū)稅收與國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP)的重要來源，地方政府有強烈的動機運用各種財稅政策推動投資增加，以增加財政收入、提高經(jīng)濟增長績效而獲得政治晉升[13]。由此塑造出了一種獨特的政商關(guān)系，在“官場+市場”雙重競爭的作用機制下，地方政府與轄區(qū)企業(yè)形成了利益共同體[14]，地方政府財政行為將直接或間接影響企業(yè)的投資成本和投資收益，進(jìn)而影響企業(yè)投資決策(5)地方政府掌控著很多影響企業(yè)經(jīng)營決策的關(guān)鍵要素，如財政資金、項目審批、土地批租、融資支持、稅收優(yōu)惠等[14]。。產(chǎn)權(quán)制度會在一定程度上決定企業(yè)做出投資決策所受到的約束與激勵[15]，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)經(jīng)營更遵循利潤最大化原則，其投資決策對于資本成本與投資收益的敏感性更高[16-17]。因此，在財政分權(quán)體制下，地方政府的財政行為對于非國有企業(yè)投資的影響效應(yīng)會更強(6)周黎安(2018)認(rèn)為雙市場競爭機制(“官場”+“市場”)催生出雙績效互惠機制，政企之間優(yōu)勢互補，激勵相容，這也為非國有企業(yè)提供了一種強有力的產(chǎn)權(quán)保護和政策支持[14]。叢等人(Cong et al.,2019)指出，非國有企業(yè)的投資效率高、盈利能力強，是經(jīng)濟增長的一個重要驅(qū)動力[7]。因而，考慮到要素市場具備跨地區(qū)流動性后，在提高政績的激勵下，地方政府也會尊重市場競爭結(jié)果，并不會排斥將資源配置給非國有企業(yè)。。

從資本成本角度看，在財政分權(quán)體制所產(chǎn)生的地方經(jīng)濟發(fā)展壓力與激勵下，地方政府會優(yōu)先通過信貸、土地、稅收等多要素的財政補貼，加大市場開放力度，促進(jìn)要素流動、提升資源配置效率以加強競爭優(yōu)勢[18]。另外，通過提升地方公共治理水平、推動市場機制不斷完善以規(guī)范企業(yè)的市場行為，降低市場中的信息不對稱，減少交易成本和代理成本，從而降低企業(yè)的外部融資成本，緩解企業(yè)的融資約束對于投資的不利影響[19]。雖然從某種程度上看，國有企業(yè)獲得的政府補貼要比非國有企業(yè)多[20]，但國有產(chǎn)權(quán)預(yù)算軟約束的存在一定程度上限制了市場機制作用的發(fā)揮，國有企業(yè)投資對于資本成本的不敏感弱化了財政政策對其投資影響的作用空間。而非國有企業(yè)具有天然預(yù)算硬約束，其投資決策符合市場化特征，且投資效率相對較高，當(dāng)財政分權(quán)體制下地方政府行為能夠弱化因產(chǎn)權(quán)屬性影響而面臨的高融資約束問題時，將有助于激勵這部分企業(yè)把握投資機會。

從投資收益角度看，財政分權(quán)使地方政府的公共支出與財政收入緊密相連，政府合理的財政支出可以提升資源配置效率，提高資本邊際收益[21]。隨著地方政府財政分權(quán)程度的上升，其有能力動用自有的可支配財政資金來調(diào)節(jié)支出規(guī)模與結(jié)構(gòu)。為吸引更多的資本投資，地方政府會增加投資建設(shè)支出，為轄區(qū)提供更多的公共服務(wù)和公共產(chǎn)品[22]。一方面，政府投資的增加可以刺激資本積累，促進(jìn)產(chǎn)出水平上升，帶來資本價格上漲和抵押品價值增加，從而為借款者創(chuàng)造正向財富效應(yīng)，降低外部融資溢價[23-25]。另一方面，基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)作為地方政府發(fā)展經(jīng)濟的一個重要抓手，政府增加用于這方面的投資支出，能夠改善地方投資環(huán)境硬件，有效提高私人投資的邊際產(chǎn)出、增加投資收益[26-27]。政府?dāng)U大消費性支出則可以對需求端形成刺激，提升總需求水平，為增進(jìn)企業(yè)投資釋放積極信號。無論是投資環(huán)境的改善，還是投資前景的向好，都有助于為企業(yè)營造更多的投資機會，提高企業(yè)的投資回報。相比之下，國有企業(yè)對于這種投資機會的反應(yīng)在逐漸變?nèi)鮗4]，而非國有企業(yè)的經(jīng)營決策以利潤最大化為目標(biāo)，當(dāng)投資回報上升時，它們會把握住這一“時機效應(yīng)”，提高投資水平，擴大產(chǎn)出與市場份額，以搶占市場先機。

綜上，地方政府財政分權(quán)程度提高對非國有企業(yè)投資的影響作用大于國有企業(yè)，產(chǎn)生這一效應(yīng)的影響渠道主要包括兩點，其一是資本成本機制，其二是投資收益機制。在財政激勵的作用下，地方政府財政行為能夠緩解企業(yè)的融資約束、降低企業(yè)融資成本，并為私人部門帶來投資機會與投資環(huán)境的改善，提高資本的預(yù)期回報。受產(chǎn)權(quán)屬性影響，非國有企業(yè)投資決策更體現(xiàn)市場化特征，較之國有企業(yè)，對于資本成本和投資收益的反應(yīng)更為敏感，從而在地方政府財政激勵的影響下，其投資受到的拉動作用相對更明顯。

本文將考察財政分權(quán)程度的提高對不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)投資的差異化影響，并驗證上述影響機制與渠道。本文的邊際貢獻(xiàn)主要有以下三個方面：第一，從企業(yè)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的角度分析企業(yè)投資率的變化趨勢。以往研究更多關(guān)注投資的總量效應(yīng)而忽略了其中的結(jié)構(gòu)效應(yīng)，即，雖然在全球金融危機后，私人部門投資率普遍存在下滑的趨勢，但非國有企業(yè)與國有企業(yè)投資率之間的差距卻由負(fù)轉(zhuǎn)正，且呈現(xiàn)不斷增大趨勢，這與二者之間杠桿率剪刀差的變化正好相反。這種結(jié)構(gòu)效應(yīng)是不容忽視的。第二，從財政分權(quán)的角度對企業(yè)投資率的差異進(jìn)行解釋。以往文獻(xiàn)多從經(jīng)濟政策不確定性、稅收制度改革等角度去分析它們的變化對企業(yè)投資造成的影響，而財政分權(quán)體制作為中國政府結(jié)構(gòu)中的一項重要制度安排，政府的財政行為同樣會影響到微觀主體的行為選擇?？紤]到不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)市場特征不同，投資決策對于資本成本和投資收益變化的敏感性不同，故財政分權(quán)體制下的地方政府行為會對不同類型企業(yè)投資產(chǎn)生差異化影響。第三，補充財政分權(quán)對經(jīng)濟效率的影響研究。以往研究中一部分文獻(xiàn)認(rèn)為財政分權(quán)提高了全要素生產(chǎn)率，帶來了經(jīng)濟效率的改善；另一部分文獻(xiàn)則認(rèn)為財政分權(quán)扭曲了資源配置、損害了經(jīng)濟效率。本文強調(diào)財政分權(quán)水平的上升可以弱化因先天信貸劣勢對于非國有企業(yè)投資的負(fù)面影響，并改善企業(yè)投資機會、提高企業(yè)投資回報，形成了一種有效的政商關(guān)系，從而有助于經(jīng)濟效率提升。

三、數(shù)據(jù)、樣本說明與計量模型設(shè)定

(一)數(shù)據(jù)和樣本

本文以2003—2018年滬深兩市A股企業(yè)的年度數(shù)據(jù)作為實證分析的原始樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和萬得數(shù)據(jù)庫。本文對原始數(shù)據(jù)做如下處理：(1)剔除金融類、ST類、*ST類企業(yè)；(2)剔除關(guān)鍵財務(wù)變量缺失的樣本以及賬面總資產(chǎn)和固定資產(chǎn)小于等于0的觀測值；(3)保留至少具有3年連續(xù)觀測值的企業(yè)；(4)為剔除異常值對回歸結(jié)果的影響，對除虛擬變量外的其他連續(xù)變量做上下1%的縮尾處理。省級層面的宏觀數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒》、各省份統(tǒng)計年鑒、各省份財政統(tǒng)計年鑒、中經(jīng)網(wǎng)統(tǒng)計數(shù)據(jù)庫等。

(二)計量模型

1．財政收入分權(quán)與企業(yè)投資

為分析財政收入分權(quán)對于國有企業(yè)和非國有企業(yè)投資行為差異的影響，本文基準(zhǔn)回歸模型設(shè)定如下：

TGi,p,t=α+β1FDp,t-1+β2FDp,t-1×SOEi+δX+μi+νt+εi,p,t

(1)

其中，i表示企業(yè)，p表示省份，t表示年份；被解釋變量TG表示企業(yè)的投資率，參考付文林和趙永輝(2014)[28]、譚小芬和張文婧(2017)[11]的做法，以企業(yè)當(dāng)期購置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支出的現(xiàn)金凈額衡量，并除以期初資產(chǎn)總額進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化。

核心解釋變量FD為財政分權(quán)，現(xiàn)有研究中關(guān)于財政分權(quán)的度量方式一直沒有統(tǒng)一的標(biāo)準(zhǔn)，從整體看，主要采取的度量指標(biāo)包括財政收入分權(quán)、財政支出分權(quán)、財政自給率、管理分權(quán)、分成比率等。采用不同的測算指標(biāo)所反映出的財政分權(quán)變化趨勢存在差異，在分析某一具體問題時得出的研究結(jié)論也會不同[29]。從財政分權(quán)的改革與發(fā)展實踐看，其核心是財政收入分權(quán)[30]，財政收入分權(quán)程度越高，意味著地方政府能夠有更大的靈活性和自主度去配置轄區(qū)內(nèi)的資源[22]。因此，本文主要從收入分權(quán)的角度分析地方政府的財政激勵行為。很多學(xué)者在設(shè)置財政分權(quán)指標(biāo)時都考慮到了人口規(guī)模因素，本文借鑒賈俊雪和應(yīng)世為(2016)[31]、詹新宇和劉文彬(2020)[22]的做法，用式(2)計算財政收入分權(quán)：

FD=人均全省預(yù)算內(nèi)財政收入/(人均全省預(yù)算內(nèi)財政收入+人均中央預(yù)算內(nèi)財政收入)

(2)

為盡可能避免反向因果關(guān)系導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，對財政收入分權(quán)指標(biāo)FD取滯后一期值。在穩(wěn)健性檢驗中將采用每個地區(qū)財政收入分權(quán)前向三年的平均值以及稅收收入的彈性分成等作為該變量的替代指標(biāo)。

模型(1)中，SOE表示企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)的虛擬變量，國有企業(yè)取1，非國有企業(yè)取0。X為控制變量，在參考相關(guān)文獻(xiàn)[4，32-33]的基礎(chǔ)上，控制了一系列會影響企業(yè)投資行為的企業(yè)自身與宏觀層面因素。其中，企業(yè)特征因素的變量包括企業(yè)的托賓Q(7)托賓Q=(流通股市值+非流通股市值+負(fù)債凈值)/總資產(chǎn)。值、現(xiàn)金流(經(jīng)營性凈現(xiàn)金流/本期期初總資產(chǎn))、企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模(用企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)衡量)、企業(yè)年齡(當(dāng)年年份-企業(yè)成立年份)、盈利水平(用資產(chǎn)收益率衡量)、銷售增長率(用年度銷售額的同比增長率衡量)、企業(yè)杠桿率水平(負(fù)債總額/總資產(chǎn))、固定資產(chǎn)比重(固定資產(chǎn)占總比產(chǎn)的比例)與企業(yè)稅負(fù)((總的所得稅費用-遞延所得稅費用)/稅前總利潤)。宏觀層面的變量包括各省份的GDP實際增長率、金融發(fā)展程度(用各省份存貸款余額占GDP比值衡量)、開放程度(用進(jìn)出口總額占GDP比值衡量)。μi為企業(yè)i的個體固定效應(yīng)，νt為第t期的年份固定效應(yīng)，εi,p,t為擾動項。考慮到企業(yè)投資是一種事前行為，企業(yè)經(jīng)營管理者會依據(jù)企業(yè)過去的經(jīng)營狀況判斷當(dāng)前的投資情況。因此，除企業(yè)年齡外，對所有控制變量均取滯后一期值。

2.資本成本渠道分析

國有企業(yè)與非國有企業(yè)受產(chǎn)權(quán)屬性影響，具有不同程度的預(yù)算約束，且企業(yè)的融資渠道較為單一，銀行借款是企業(yè)獲得外部融資的重要來源。銀行的“信貸歧視”使得國有企業(yè)能夠獲得更多信貸優(yōu)惠，承擔(dān)較低的債務(wù)融資成本，較少面臨融資約束。相反，非國有企業(yè)則面臨較高外部融資溢價及融資約束。在財政分權(quán)體制下，增長競爭型的地方政府有動力提高公共治理，并運用稅收優(yōu)惠、補貼等政策撬動企業(yè)投資。而這一財政行為有利于非國有企業(yè)降低成本、充裕企業(yè)內(nèi)部資金，為外部利益相關(guān)者釋放積極信號，增強企業(yè)的外部借貸能力，從而促進(jìn)投資增加。本文引入融資成本與財政收入分權(quán)變量的交叉項以檢驗這一渠道，形式如模型(3)所示：

TGi,p,t=α+β1FDp,t-1+β2FDp,t-1×FCi,t+FCi,t+δX+μi+νt+εi,p,t

(3)

其含義為，在財政分權(quán)的影響下，融資成本更高的企業(yè)其投資會受到更多的正向促進(jìn)作用。其中，F(xiàn)C表示企業(yè)融資成本，本文采用如下方式進(jìn)行衡量。首先，借鑒聶輝華等(2020)[34]的做法，以企業(yè)財務(wù)成本作為融資成本的代理變量。具體采用兩種衡量方式：第一種是以企業(yè)的財務(wù)費用和負(fù)債總額的比值衡量，記為FC1；第二種是以企業(yè)財務(wù)費用與企業(yè)長短期借款之和的比值衡量，記為FC2。其次，考慮到融資約束越大的企業(yè)更容易受到外部融資溢價的沖擊，從而要承擔(dān)較高的融資成本，故本文也將融資約束作為融資成本的另一個代理變量。參照譚小芬等(2019)[35]的做法，在數(shù)據(jù)可得范圍內(nèi)選取企業(yè)規(guī)模、盈利水平、杠桿率水平三個變量構(gòu)造企業(yè)的融資約束指標(biāo)。通常，企業(yè)規(guī)模越大、盈利水平越高，其貸款抵押品價值越高，還款能力越有保障；而杠桿率水平較高的企業(yè)，獲取新增貸款的難度也有所提升。本文計算每個企業(yè)在各年份中這三個變量數(shù)值在樣本企業(yè)中對應(yīng)的分位數(shù)區(qū)間，并根據(jù)所處的分位數(shù)區(qū)間對該指標(biāo)進(jìn)行賦值(8)按照[0%—20%]、[20%—40%]、[40%—60%]、[60%—80%]、[80%—100%]5個區(qū)間，對每個企業(yè)上述各變量在所有樣本中的位置排序，5個區(qū)間的依次賦值為5、4、3、2、1。。而后將三個指標(biāo)得到的賦值分?jǐn)?shù)值加總，且將分值標(biāo)準(zhǔn)化在[0, 10]的區(qū)間，以此作為融資約束的衡量值，記為FC3，該值越大，表示融資約束程度越高。此外，本文采用SA指數(shù)作為企業(yè)融資約束的另一個衡量指標(biāo)(9)SA指數(shù)的計算公式為，SA=0.737Size+0.043Size2-0.040Age，Size為企業(yè)規(guī)模，Age為企業(yè)上市年限。借鑒劉莉亞等(2015)[36]的做法，將企業(yè)總資產(chǎn)數(shù)據(jù)處理成單位為百萬元的數(shù)據(jù)后再計算，即，設(shè)Size=ln(資產(chǎn)總計/100萬)，資產(chǎn)單位以元計。，記為FC4。

3.投資收益渠道分析

在財政分權(quán)體制下，地方政府的收入自主度越高，越有能力靈活調(diào)整財政支出規(guī)模與支出結(jié)構(gòu)，改善市場投資環(huán)境，擴大市場需求，為私人部門投資創(chuàng)造良好的投資機會，提高私人部門投資收益。為檢驗財政分權(quán)是否能夠通過影響投資收益而作用于企業(yè)投資，本文構(gòu)造如下方程進(jìn)行檢驗。第一步按所有權(quán)性質(zhì)對企業(yè)分組檢驗財政分權(quán)與企業(yè)投資之間的關(guān)系，如模型(4)所示；第二步將中介變量(投資收益)對分權(quán)變量進(jìn)行回歸，如模型(5)所示；第三步將企業(yè)投資同時對財政分權(quán)和投資收益進(jìn)行回歸，如模型(6)所示。

TGi,p,t=α+β1FDp,t-1+δX+μi+νt+εi,p,t

(4)

ROICi,p,t=α+β1FDp,t-1+δX+μi+νt+εi,p,t

(5)

TGi,p,t=α+β1FDp,t-1+ROICi,p,t+δX+μi+νt+εi,p,t

(6)

本文采用投入資本回報率衡量投資收益，以息前稅后經(jīng)營利潤與投入資本的比值表示(10)具體計算公式為：ROIC=[(營業(yè)利潤+財務(wù)費用-非經(jīng)常性投資損益)(1-所得稅實際有效稅率)]/(有息負(fù)債+凈資產(chǎn)-超額現(xiàn)金-非經(jīng)營性資產(chǎn))。。其余控制變量和固定效應(yīng)均與模型(1)相同。

表1報告了主要變量的含義和基本描述性統(tǒng)計結(jié)果。

表1 主要變量定義與描述性統(tǒng)計

數(shù)據(jù)來源：國泰安數(shù)據(jù)庫、萬得數(shù)據(jù)庫、各省份統(tǒng)計年鑒、筆者計算。

四、實證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)回歸

本文首先根據(jù)模型(1)對財政收入分權(quán)與企業(yè)投資之間的關(guān)系進(jìn)行檢驗，回歸結(jié)果如表2所示。其中列(1)是全樣本的回歸結(jié)果，財政收入分權(quán)與企業(yè)投資之間的關(guān)系并不顯著?？紤]到其可能對于不同所有制性質(zhì)的企業(yè)產(chǎn)生的影響存在差異性，而導(dǎo)致平均的影響效應(yīng)不顯著，故在列(2)中引入國有企業(yè)虛擬變量與財政收入分權(quán)的交叉項，考察財政收入分權(quán)對于企業(yè)投資的異質(zhì)性影響。列(2)中，財政收入分權(quán)(FD)的系數(shù)為0.087，和國有企業(yè)交叉項的系數(shù)為-0.089，從系數(shù)絕對值看，二者系數(shù)差距較小。這意味著，財政收入分權(quán)水平每上升一個單位的標(biāo)準(zhǔn)差會導(dǎo)致非國有企業(yè)投資率增加0.087個標(biāo)準(zhǔn)差，即0.67百分點(11)表1顯示，企業(yè)投資率的標(biāo)準(zhǔn)差為0.077，根據(jù)表2的系數(shù)，F(xiàn)D每上升一個標(biāo)準(zhǔn)差，非國有企業(yè)投資率上升0.077×0.087。，而對于國有企業(yè)投資率的影響相對很小。列(3)和列(4)則是按企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)分組的回歸結(jié)果，從中可以看出，對于非國有企業(yè)而言，財政分權(quán)程度的提高對其投資有顯著的正向影響，對于國有企業(yè)而言，影響系數(shù)并不顯著。

從控制變量看，大多數(shù)變量的顯著性情況及符號都符合預(yù)期，如現(xiàn)金流(CF)系數(shù)顯著為正，即企業(yè)投資行為符合“自由現(xiàn)金流假說”，現(xiàn)金流充裕的公司能夠較多地使用低成本的內(nèi)部資金去開展投資活動。反映企業(yè)成長性的指標(biāo)(TQ)、反映企業(yè)盈利水平的指標(biāo)(ROA)均顯著為正，這意味著，當(dāng)企業(yè)的成長性更高、盈利能力更強時，其經(jīng)營業(yè)績會更好，從而會更有能力增加投資。此外，如企業(yè)的杠桿率水平(Lev)系數(shù)為負(fù)，對于杠桿率水平較高的企業(yè)來說，其外部融資溢價相對更高，融資約束的增大對于投資會產(chǎn)生負(fù)向影響。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2(續(xù))

雖然國有企業(yè)在地方政府財政激勵過程中可能會得到更多的政策支持與優(yōu)惠，但相較而言，非國有企業(yè)的經(jīng)營決策更多體現(xiàn)市場化特征，當(dāng)政府的財政行為有利于弱化融資成本對于投資的不利影響，且又能提升投資收益回報時，非國有企業(yè)的投資決策對此的正向反應(yīng)會更大。

(二)影響機制分析

基于上述考慮，本文接著考察財政收入分權(quán)的作用渠道。

首先，檢驗財政收入分權(quán)通過資本成本渠道對于企業(yè)投資的影響，回歸結(jié)果如表3所示。

表3列(1)和列(2)中以企業(yè)財務(wù)成本衡量企業(yè)融資所承擔(dān)的資本成本，回歸結(jié)果均顯示交叉項系數(shù)顯著為正。這意味著，對于財務(wù)成本較高的企業(yè)，企業(yè)投資會隨著財政分權(quán)程度的提高而上升更多。列(3)和列(4)顯示了以融資約束衡量企業(yè)融資成本時，財政分權(quán)對于企業(yè)投資的影響。結(jié)果表明，財政分權(quán)與融資約束的交叉項系數(shù)均顯著為正，當(dāng)財政分權(quán)程度上升相同幅度時，融資約束程度越大的企業(yè)其投資受到的正向影響更多。表3的回歸結(jié)果說明財政分權(quán)可以在一定程度上通過弱化高融資成本對于企業(yè)投資的不利影響。

表3 資本成本機制檢驗

通常，相較于非國有企業(yè)，國有企業(yè)的融資成本較低，融資約束較小。以本文構(gòu)造的衡量企業(yè)融資約束的指標(biāo)(對應(yīng)變量FC3)為例，從圖4中可以看出，在樣本期內(nèi)，國有企業(yè)平均融資約束水平始終低于非國有企業(yè)，且呈下降趨勢；非國有企業(yè)卻呈現(xiàn)上升趨勢。

圖4 國有企業(yè)與非國有企業(yè)融資約束變化情況數(shù)據(jù)來源：國泰安數(shù)據(jù)庫、筆者計算。

國有企業(yè)一直具有信貸優(yōu)勢，產(chǎn)權(quán)屬性決定了其投資決策對于資本成本變化的反應(yīng)較弱，當(dāng)?shù)胤秸谪斦钣绊懴?，采取的一系列政策措施有利于降低企業(yè)融資約束、縮小企業(yè)融資成本時，便意味著財政分權(quán)通過資本成本渠道對于企業(yè)投資的影響作用在非國有企業(yè)中更明顯。

其次，檢驗財政分權(quán)通過投資回報率渠道對于投資決策的影響，回歸結(jié)果如表4所示。列(1)和列(2)為中介效應(yīng)模型的第一步回歸結(jié)果(對應(yīng)于表2基準(zhǔn)回歸結(jié)果的列(3)和列(4))；列(3)檢驗了財政分權(quán)對于企業(yè)投入資本回報率的影響，結(jié)果顯示，財政分權(quán)系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為正，即財政分權(quán)程度的提高可以對企業(yè)投入資本回報率形成顯著的正向影響。列(4)和列(5)是同時將財政分權(quán)變量與中介變量放入回歸方程中的分樣本檢驗結(jié)果。其中，在國有企業(yè)樣本中，雖然投資回報率(ROIC)對企業(yè)投資有正向影響，但財政分權(quán)變量系數(shù)依然不顯著，與列(1)相比并未發(fā)生顯著變化。而在非國有企業(yè)樣本中，財政分權(quán)變量系數(shù)與列(2)相比，絕對值大小與顯著性水平均有所下降，且投資回報率(ROIC)系數(shù)在1%的顯著性水平下正顯著。與此同時，從列(4)和列(5)的投資回報率(ROIC)系數(shù)看，非國有企業(yè)組別對應(yīng)的數(shù)值與顯著性水平均大于國有企業(yè)。這意味著，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)投資決策受投資回報率的影響程度更大，而財政分權(quán)則可以通過投資回報率渠道對非國有企業(yè)的投資產(chǎn)生一定影響。

出現(xiàn)該結(jié)果的原因在于，隨著地方政府財政收入分權(quán)度的提高，其具有更強的能力靈活調(diào)整自己的財政支出規(guī)模與支出結(jié)構(gòu)，無論是增強基礎(chǔ)設(shè)施投資建設(shè)、提供公共服務(wù)與產(chǎn)品、改善企業(yè)投資環(huán)境，還是增加消費性支出、擴大市場需求，均有助于提升企業(yè)投資機會、增強企業(yè)投資前景，從而提高企業(yè)投資回報。正是由于非國有企業(yè)經(jīng)營決策極大地體現(xiàn)出市場化特征，對于市場信號反應(yīng)更為敏感，地方政府財政行為所釋放出的這種投資機會信號能夠更多地被其所捕捉，從而刺激其投資增加。國有企業(yè)投資雖也會受到投資回報率的影響，但相較而言，其經(jīng)營決策并非完全具備市場化特征，故對于投資回報變動的反應(yīng)相對較弱。

表4 投資收益機制檢驗

表4(續(xù))

(三)穩(wěn)健性檢驗

上文的分析表明財政分權(quán)的提升對于企業(yè)投資能夠產(chǎn)生正向促進(jìn)作用，且這種影響效應(yīng)主要集中在非國有企業(yè)中。為保證回歸結(jié)果的穩(wěn)健，本文通過以下方式對基準(zhǔn)回歸結(jié)果進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

1.增加控制變量

首先，考慮到在財政分權(quán)體制下，地方政府的財政收入與其稅收努力程度緊密相關(guān)，稅收努力程度的提升在一定程度上有助于政府財政收入的增加。在資本要素可以自由流動的情況下，地方政府會平衡經(jīng)濟增長、財力穩(wěn)定、收入差距等因素，對于稅收征管有一個度的衡量。而稅收努力程度的變化最終會影響到企業(yè)的稅收負(fù)擔(dān)，從而對企業(yè)的投資決策產(chǎn)生影響。因此，有必要檢驗在控制住一個地區(qū)的稅收努力程度后，財政收入分權(quán)的影響是否會發(fā)生變化。借鑒黃夏嵐等(2012)[37]的做法，構(gòu)造如下方程得到一個地區(qū)的稅收努力程度(Taxeffort)(12)巴爾(Bahl，1971)最早將稅收努力定義為稅收的實際征收除以稅收能力[38]。：

Taxratiop,t=α+β1pGDPp,t+β2Indus1p,t+β3Indus2p,t+β4Openp,t+μp+νt+εp,t

(7)

式(7)中，Taxratio表示地方政府的稅收實際征收情況(采用稅收/GDP表示)，pGDP、Indus1、Indus2、Open分別表示人均GDP、地區(qū)生產(chǎn)總值中的第二產(chǎn)業(yè)和第三產(chǎn)業(yè)占比、地區(qū)開放程度(采用進(jìn)出口總額/GDP表示)。由式(7)得到被解釋變量Taxratio的擬合值，定義為稅收能力，而后使用Taxratio的真實值與擬合值的比值作為稅收努力程度的衡量指標(biāo)。

表5列(1)展示了控制住稅收努力程度后的回歸結(jié)果，從中可以看出，地方政府財政收入分權(quán)(L.FD)的系數(shù)仍顯著為正，與國有企業(yè)變量的交叉項(L.FD×SOE)系數(shù)仍顯著為負(fù)，而稅收努力程度(L.Taxeffort)的系數(shù)雖然為負(fù)但并不顯著，即地方政府的稅收努力程度并未影響到財政收入分權(quán)對企業(yè)投資的影響效果。

其次，考慮到在財政分權(quán)體制下，地方政府會通過增強基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)促進(jìn)資源配置、帶動企業(yè)投資。由于基礎(chǔ)設(shè)施資本存量是多年基礎(chǔ)設(shè)施項目投資建設(shè)累積的結(jié)果，各地區(qū)發(fā)展歷史、發(fā)展條件的不同，使得其人均資本存量也存在較大差異。因此，有必要檢驗在控制住省級人均基礎(chǔ)設(shè)施資本存量后，財政收入分權(quán)的影響是否會發(fā)生變化。本文采用徐現(xiàn)祥等(2007)[39]的相關(guān)數(shù)據(jù)衡量基礎(chǔ)設(shè)施資本存量。由于其公布的數(shù)據(jù)時期到2002年，本文在此基礎(chǔ)上，采用如下公式估算2003—2018年的數(shù)據(jù)：

Kp,t=(1-δ)Kp,t-1+Ip,t

(8)

式(8)中，K表示基礎(chǔ)設(shè)施資本存量；δ表示折舊率，參考張軍等(2004)[40]的研究，取值為9.6%；I表示新增投資，以當(dāng)年全社會固定資產(chǎn)投資完成額表示，并按照GDP平減指數(shù)調(diào)整為實際量。表5列(2)顯示了加入人均基礎(chǔ)設(shè)施資本存量這一變量(取對數(shù)值表示，記為CAP)的回歸結(jié)果?？梢钥闯?，人均基礎(chǔ)設(shè)施資本存量的系數(shù)并不顯著，且仍未改變財政收入分權(quán)對于企業(yè)投資的影響效果。本文的基本結(jié)論未發(fā)生明顯變化。

2.改變樣本數(shù)量

由于在金融危機期間，經(jīng)濟波動加劇，經(jīng)濟環(huán)境的不確定性加大了企業(yè)的投資風(fēng)險，特別是政府應(yīng)對金融危機所出臺的一系列刺激措施，在很大程度上是由飆升的國有企業(yè)固定資產(chǎn)投資構(gòu)成[41]。為了剔除金融危機沖擊對于回歸結(jié)果的影響，刪除2008—2010年的樣本數(shù)據(jù)，對回歸結(jié)果進(jìn)行檢驗，如表5列(3)所示。其中，財政收入分權(quán)(L.FD)的系數(shù)依然為正，且顯著性水平較基準(zhǔn)回歸結(jié)果(表2列(2))有所提高，與國有企業(yè)虛擬變量交叉項系數(shù)也仍為負(fù)顯著，即，財政收入分權(quán)程度提高對于企業(yè)投資的正向影響效應(yīng)主要表現(xiàn)在非國有企業(yè)中。

從圖2中國有企業(yè)與非國有企業(yè)的投資率的變化情況看，在2010年之后，非國有企業(yè)的投資率顯著高于國有企業(yè)。再者，考慮到自2011年開始，中國經(jīng)濟告別兩位數(shù)的增長狀態(tài)、經(jīng)濟增速持續(xù)回落，地方政府穩(wěn)增長的壓力不斷上升，增強了對于國有企業(yè)經(jīng)營決策的干預(yù)[42]，這可能對模型研究的結(jié)果產(chǎn)生影響。故這里只保留2011—2018年的樣本數(shù)據(jù)對基準(zhǔn)回歸進(jìn)行檢驗，結(jié)果如表5列(4)所示，從中可以看出，本文的研究結(jié)論未發(fā)生實質(zhì)變化。

表5 穩(wěn)健性檢驗：增加控制變量與改變樣本數(shù)量

3.替換變量衡量方式

4.工具變量回歸

本文在基準(zhǔn)回歸中對核心解釋變量取滯后一期以減輕內(nèi)生性問題，這里借鑒呂冰洋等(Lv et al.,2020)[33]構(gòu)造工具變量的方法，采用如下公式構(gòu)造工具變量(FD_IV)：

(9)

式(9)中，F(xiàn)Dp,2002表示省份在p2002年的財政收入分權(quán)度(本文樣本開始年份2003年的前一年)，nc-p,t表示第t年除了省份p外其余省份財政收入分權(quán)水平的平均變化率。FD_IV及其與國有企業(yè)虛擬變量的交叉項分別作為相應(yīng)的工具變量，第一階段估計的F值為1 696.68和4 552.68，均遠(yuǎn)高于10。表6列(5)報告了工具變量法的回歸結(jié)果，結(jié)果表明，財政收入分權(quán)程度的提高對于企業(yè)投資有正向促進(jìn)作用，且對于非國有企業(yè)的影響效果更大。

表6 穩(wěn)健性檢驗：替換變量衡量方式與工具變量回歸

表6(續(xù))

5.排除規(guī)模歧視假說

根據(jù)前文回歸分析，財政分權(quán)對于不同所有制性質(zhì)的企業(yè)投資會產(chǎn)生差異化影響。但一個潛在的問題是，通常而言，國有企業(yè)的規(guī)模較非國有企業(yè)更大，在本文的樣本范圍內(nèi)，國有企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模均值約為非國有企業(yè)的2.5倍。一方面，大型企業(yè)擁有更多的抵押品價值、信譽以及信息優(yōu)勢，融資約束較少，投資對于融資成本變化的反應(yīng)較弱；另一方面，大型企業(yè)的固定資產(chǎn)占比較高、更新速度相對較慢且多處于產(chǎn)業(yè)生命周期的成熟階段，面臨的競爭程度較低、投資機會相對較小[46]。因此有必要檢驗本文的結(jié)論是受規(guī)模因素驅(qū)動還是產(chǎn)權(quán)因素所致。具體地，將每個省份每年企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模位于前50%、40%、30%和20%的企業(yè)定義為大型企業(yè)，設(shè)變量scale，并取值為1(13)例如，當(dāng)以50%為臨界值時，如果一個企業(yè)的資產(chǎn)規(guī)模在當(dāng)年超過了該地區(qū)50%的企業(yè)，將其定義為大型企業(yè)，scale賦值為1，否則，賦值為0。以此類推，分別以60%、70%、80%為臨界值進(jìn)行賦值。。而后將該變量與財政收入分權(quán)、國有企業(yè)虛擬變量等之間的交叉項均納入回歸方程中，回歸結(jié)果如表7所示。從中可以看出，財政收入分權(quán)(L.FD)的系數(shù)仍保持正顯著、與國有企業(yè)虛擬變量的交叉項(L.FD×SOE)系數(shù)顯著為負(fù)，而新加入的虛擬變量scale與它們的交叉項(L.FD×scale、scale×SOE、L.FD×scale×SOE)系數(shù)均不顯著。這意味著財政收入分權(quán)程度提高對于企業(yè)投資的差異性影響仍是由于企業(yè)的產(chǎn)權(quán)屬性所導(dǎo)致，而并非是源于企業(yè)的規(guī)模因素。

表7 穩(wěn)健性檢驗：排除規(guī)模因素

(四)進(jìn)一步分析

1.各地市場化程度

上文的分析表明，隨著地方政府財政收入分權(quán)水平的提高，對于非國有企業(yè)投資的促進(jìn)作用要大于國有企業(yè)。需要指出的是，在市場化程度不同的地區(qū)，市場對于資源配置效率以及政府干預(yù)程度不同，企業(yè)經(jīng)營決策所受到的約束與激勵機制存在差異，其投資受財政分權(quán)的影響也會存在一定異質(zhì)性。

本文采用王小魯?shù)染幹摹吨袊质》菔袌龌笖?shù)報告(2018)》中公布的各省份市場化總指數(shù)數(shù)據(jù)，以各省份2003—2017年該指數(shù)的平均值來衡量各省份市場化程度，并按照各省份市場化程度的中位數(shù)對樣本進(jìn)行分組。若該省份市場化程度高于中位數(shù)，則位于市場化程度高組別，否則，則位于市場化程度低組別。以此檢驗財政收入分權(quán)變化對于企業(yè)投資的影響在不同組別是否存在差異。回歸結(jié)果如表8列(1)和列(2)所示，從中可以看出，在市場化程度較低的組別中，財政收入分權(quán)(L.FD)的系數(shù)顯著為正，與國有企業(yè)虛擬變量交叉項(L.FD×SOE)的系數(shù)顯著為負(fù)。而在市場化程度較高的組別中，這兩個系數(shù)均不顯著。這意味著，地方政府財政收入分權(quán)提高對于非國有企業(yè)投資會產(chǎn)生更多的正向促進(jìn)作用主要體現(xiàn)在市場化程度相對較低的地區(qū)。一方面，對于市場化程度高的地區(qū)而言，銀行決策也會更多考慮市場回報，非國有企業(yè)本身會相對擁有較多機會獲得銀行信貸，地方政府在財政激勵作用下，通過資本成本渠道作用于企業(yè)投資的影響效果相對減弱。另一方面，中國長期存在“利率管制和管制利率低估”的現(xiàn)象，企業(yè)越市場化，利潤追求動機越強，投資的擴張傾向也越大，特別是對于原本融資約束程度就低的國有企業(yè)來說這種現(xiàn)象會更明顯[16]。在這種情況下，地方政府的財政行為對于企業(yè)投資的影響在不同所有制企業(yè)之間差異會被弱化或是被改變。

2.地區(qū)經(jīng)濟增長目標(biāo)

在財政分權(quán)體制下，地方政府對于經(jīng)濟增長目標(biāo)的管理是拉動實際經(jīng)濟增長的一個重要因素[22]。經(jīng)濟增長目標(biāo)的制定和管理會直接影響到政府所采取的產(chǎn)業(yè)、金融、財稅等政策對于資源的配置以及市場主體投資行為的調(diào)節(jié)。由于中國各地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展水平、發(fā)展模式差異較大，這使得地方政府對于經(jīng)濟增長目標(biāo)的管理也存在異質(zhì)性。因此，有理由考察在不同的經(jīng)濟增長目標(biāo)設(shè)定水平下，地方政府財政收入分權(quán)水平的變化對于企業(yè)投資的影響是否會有不同。本文通過整理各省份歷年的政府工作報告中所公布的經(jīng)濟增長目標(biāo)數(shù)據(jù)，計算得到樣本期內(nèi)各省份經(jīng)濟增長目標(biāo)的均值。按照該數(shù)值的中位數(shù)對樣本進(jìn)行分組，高于中位數(shù)的屬于經(jīng)濟增長目標(biāo)高的組別，否則，屬于經(jīng)濟增長目標(biāo)低的組。回歸結(jié)果如表8列(3)和列(4)所示，結(jié)果表明，當(dāng)?shù)胤秸慕?jīng)濟增長目標(biāo)較高時，財政收入分權(quán)的提高能夠促進(jìn)非國有企業(yè)投資的增加。一方面，投資作為撬動經(jīng)濟增長的一個重要支撐點，為實現(xiàn)既定的經(jīng)濟增長目標(biāo)，在自身可支配的財力、物力下，通過政策調(diào)整去推動企業(yè)投資。另一方面，由于國有企業(yè)承擔(dān)著一定的政治目標(biāo)，如解決就業(yè)、維護社會穩(wěn)定等，不可避免會存在經(jīng)營效率損失，某種程度上，非國有企業(yè)的經(jīng)營績效、盈利能力會高于國有企業(yè)[47]。因而，非國有企業(yè)在政府政策引導(dǎo)下，會有更多投資機會和正向的投資表現(xiàn)。

3.地區(qū)債務(wù)融資溢價

前文的分析表明，在財政分權(quán)體制下，地方政府財政行為可以弱化因企業(yè)本身所面臨融資約束對投資的負(fù)向影響?？紤]到資金市場存在地區(qū)分割，銀行多以滿足地區(qū)市場資金需求為主，這使得即使條件相同的企業(yè)所處地區(qū)不同其融資成本也會存在差異。從這一角度看，若是一個地區(qū)的非國有企業(yè)平均債務(wù)融資溢價水平較高，那么在財政分權(quán)的作用下，企業(yè)投資會受到更顯著的影響。

本文借鑒蔡曉慧和茹玉驄(2016)[26]的做法，采用如下方式衡量地區(qū)債務(wù)融資溢價。首先，計算每個非國有企業(yè)的債務(wù)融資溢價：

(10)

在式(10)中，premiumi,t代表非國有企業(yè)i第t年的債務(wù)融資溢價，intresti,t表示企業(yè)的利息支出，sdi,t、ldi,t分別表示企業(yè)短期負(fù)債年均值和長期負(fù)債年均值，srt、lrt分別表示短期貸款基準(zhǔn)利率和長期貸款基準(zhǔn)利率(14)短期貸款基準(zhǔn)利率由6個月(含)以內(nèi)貸款利率和6個月至1年(含)貸款利率的均值計算得到；長期貸款利率由1至3年(含)、3至5年(含)、5年以上貸款利率的均值計算得到。。其次，將每個省份非國有企業(yè)的債務(wù)融資溢價以資產(chǎn)為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)平均作為地區(qū)平均債務(wù)融資溢價的衡量。本文按照各地區(qū)債務(wù)融資溢價的中位數(shù)對樣本進(jìn)行分組，其中高于中位數(shù)的，則屬于地區(qū)融資溢價高的組，否則，屬于地區(qū)債務(wù)融資溢價低的組。回歸結(jié)果如表8列(5)和列(6)所示，從中可以看出，在非國有企業(yè)融資溢價較高的地區(qū)中，財政收入分權(quán)的提高對企業(yè)投資有正向促進(jìn)作用，且對于非國有企業(yè)的影響更大。而在非國有企業(yè)融資溢價較低的地區(qū)中，這一影響效果并不顯著。這也從一定程度上說明了，當(dāng)非國有企業(yè)因產(chǎn)權(quán)性質(zhì)面臨的融資成本越高，政府財政收入分權(quán)的加持能更顯著地緩解其對于投資的不利影響，而更有助于促進(jìn)其非國有企業(yè)投資的增加。

表8 不同分組條件下的回歸結(jié)果

4.國有資本參股

已有很多研究都發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)通常會獲得更多的政府補貼與稅收支持，而有政治聯(lián)系的非國有企業(yè)則相比于其他非國有企業(yè)能夠更容易得到政府的扶持或援助。國有資本的介入相當(dāng)于為非國有企業(yè)與政府之間建立了溝通的橋梁，在制度層面上為非國有企業(yè)提供了一定程度的政府隱性擔(dān)保，提高了其融資的便利程度。當(dāng)國有資本參股后，非國有企業(yè)可以充分利用不同所有制資本的優(yōu)勢，如國有股權(quán)的制度與資源優(yōu)勢，非國有股權(quán)的經(jīng)營效率優(yōu)勢，以實現(xiàn)最優(yōu)投資。這也意味著，如果一個非國有企業(yè)有國有資本參股，那么在財政分權(quán)的影響下，其投資受到的正向影響會相對更多。本文分別以前十大股東中是否有國有資本參股的啞變量(StateSH)、國有資本參股占比是否超過10%的啞變量(State10)來衡量國有資本參股情況。根據(jù)《中華人民共和國公司法》的有關(guān)規(guī)定，股東單獨或者合計持有公司10%以上的股權(quán)可以自行召集或是主持股東大會，這表明該股東具備大股東身份，對公司的經(jīng)營決策具有一定的影響力量[48]。表9匯報了國有參股的影響的檢驗結(jié)果，在列(1)中，按照非國有企業(yè)的前十大股東中是否有國有參股將非國有企業(yè)分為兩類，財政收入分權(quán)與兩類非國有企業(yè)的交叉項的系數(shù)都顯著為正，但有國有資本參股的非國有企業(yè)受財政收入分權(quán)上升的正向影響相對更多。在列(2)中，按照非國有企業(yè)的前十大股東中國有參股是否超過10%將非國有企業(yè)分為兩類，二者與收入分權(quán)的交叉項的系數(shù)均顯著為正，但從系數(shù)絕對值看，國有資本參股占比超10%的非國有企業(yè)受收入分權(quán)的影響程度大約為占比小于10%的非國有企業(yè)的2倍。在列(3)中，針對非國有企業(yè)樣本，考察了收入分權(quán)與前十大股東中國有資本占股比例(StateRatio)的交互作用，結(jié)果顯示收入分權(quán)的上升對非國有企業(yè)投資有正向影響，且隨著占股比例的提高，受到的正向影響作用越大。

表9 國有資本參股影響下的回歸結(jié)果

五、主要結(jié)論與政策啟示

本文利用2003—2018年非金融類企業(yè)上市公司數(shù)據(jù)以及省級層面的宏觀數(shù)據(jù)，驗證了財政分權(quán)對于國有企業(yè)、非國有企業(yè)投資的異質(zhì)性影響。研究發(fā)現(xiàn)，地方政府財政分權(quán)水平的上升對企業(yè)投資有正向促進(jìn)作用，且這種正向影響效果主要表現(xiàn)在非國有企業(yè)中。主要原因在于，地方政府為推動經(jīng)濟發(fā)展，在財政激勵作用下，通過稅收優(yōu)惠、財政補貼、提升公共治理水平等減少信息不對稱，緩解企業(yè)的融資約束，降低企業(yè)融資成本而鼓勵企業(yè)增加投資。與此同時，隨著財政分權(quán)程度的上升，地方政府可以通過調(diào)配自有資源，靈活調(diào)整支出規(guī)模與支出結(jié)構(gòu)，改善私人部門投資環(huán)境，擴大市場需求，提高企業(yè)投資收益回報。受產(chǎn)權(quán)屬性影響，相較于國有企業(yè)，非國有企業(yè)經(jīng)營行為更符合市場化特征，投資決策對資本成本變動、投資收益反應(yīng)更敏感，從而在地方政府財政行為的作用下，其投資受到的正向影響效應(yīng)更大?？紤]到地區(qū)的差異性后，上述影響效果主要集中在市場化程度較低、經(jīng)濟增長計劃目標(biāo)設(shè)定較高、非國有企業(yè)平均債務(wù)融資溢價較高的地區(qū)。此外，由于不同所有制資本各自具備的優(yōu)勢能夠互補，當(dāng)在非國有企業(yè)中存在國有資本參股時，其投資受財政分權(quán)的正向影響程度相較沒有國有資本參股的非國有企業(yè)更大。

本文的研究結(jié)論對于進(jìn)一步理順政府和市場的關(guān)系、穩(wěn)定私人部門投資具有重要啟示意義：

其一，一直以來，金融資源配置中的信貸歧視問題被認(rèn)為是影響企業(yè)融資、投資的一個重要因素。無論是由于國有企業(yè)和非國有企業(yè)在產(chǎn)業(yè)鏈分布中的差異，還是由于國有企業(yè)預(yù)算預(yù)算軟約束的存在，歸根結(jié)底，國有企業(yè)具有信貸優(yōu)勢是長期存在的現(xiàn)象。而在此過程中，政府的干預(yù)通常被認(rèn)為會進(jìn)一步加重資源配置的扭曲。但從財政分權(quán)的實踐看，地方政府在財政激勵作用下，其行為可能并沒有帶來過多效率損失[49-50]，反而在維護經(jīng)濟發(fā)展的過程中，通過提升公共治理水平，減少信息不對稱，增強投資機會，弱化或緩解非國有企業(yè)因天生存在的信貸劣勢而對投資產(chǎn)生的負(fù)向影響。

其二，在政治上中央集權(quán)、經(jīng)濟上財政分權(quán)的現(xiàn)實情況下，地方政府受推動經(jīng)濟增長、獲得政治晉升的激勵驅(qū)動，仍需在自身所擁有的自由裁量權(quán)下綜合運用財稅政策手段對經(jīng)濟加以調(diào)控和干預(yù)。但如何形成政府對于市場主體的有效干預(yù)，是決定整體經(jīng)濟效率能否得到提升的一個關(guān)鍵所在。黨的十九屆五中全會提出，要推動有效市場和有為政府的更好結(jié)合。從政府角度看，在充分尊重市場經(jīng)濟規(guī)律的基礎(chǔ)上，要進(jìn)一步完善其對于宏觀經(jīng)濟調(diào)節(jié)、公共產(chǎn)品及服務(wù)提供、市場秩序監(jiān)管等多項職能。一方面，需要充實地方政府的自有財力，使政府能夠充分利用財政資源、合理調(diào)整支出結(jié)構(gòu)，形成事權(quán)與支出責(zé)任相匹配的財力格局。既能通過財稅政策、產(chǎn)業(yè)政策對企業(yè)發(fā)展給予“支持之手”“援助之手”，又能在各項財政支出中尋找平衡點，根據(jù)地區(qū)的發(fā)展實際與發(fā)展需要，安排財政支出，保障公共產(chǎn)品供給，提升社會總需求水平。另一方面，減少政府對于市場運行機制的過分干預(yù)，堅持市場在資源配置中的主體地位，硬化國有企業(yè)預(yù)算約束，通過為市場經(jīng)濟發(fā)展提供良好的制度保障，發(fā)揮市場對于企業(yè)的自我調(diào)節(jié)功能，促進(jìn)市場經(jīng)濟的可持續(xù)發(fā)展。

其三，產(chǎn)權(quán)制度作為中國企業(yè)的一大特色，是在轉(zhuǎn)型經(jīng)濟條件下決定企業(yè)經(jīng)營行為的一個重要因素。產(chǎn)權(quán)屬性、產(chǎn)權(quán)特質(zhì)的不同使得它們在不同行業(yè)、不同經(jīng)濟發(fā)展階段的表現(xiàn)與發(fā)展存在差異。國有企業(yè)的抗風(fēng)險能力強，對市場信號反應(yīng)不敏感，其投資具有穩(wěn)定經(jīng)濟波動、起到逆周期調(diào)節(jié)的作用；非國有企業(yè)對于外部負(fù)向沖擊的承受能力較差，但經(jīng)營績效好、盈利能力強，其投資對于激發(fā)市場活力、拉動經(jīng)濟增長起到不容忽視的作用。隨著經(jīng)濟發(fā)展結(jié)構(gòu)與行業(yè)發(fā)展趨勢的演變，適時地調(diào)整兩類企業(yè)的布局與結(jié)構(gòu)，使其相互促進(jìn)、共同發(fā)展，也是未來培育完整內(nèi)需體系，暢通國內(nèi)大循環(huán)的一個重要環(huán)節(jié)。當(dāng)前，國有企業(yè)改革仍然是深化供給側(cè)改革的重要內(nèi)容，國有企業(yè)市場化改革的不斷推進(jìn)可以使國有企業(yè)經(jīng)營決策的市場化動機不斷增強，強化預(yù)算硬約束。同時，從發(fā)展民營經(jīng)濟、刺激民間投資活力的角度看，進(jìn)一步深化混合所有制改革也尤為重要(15)自2019年初，集體、聯(lián)營、國有參股等除私營企業(yè)以外的民間投資增速連續(xù)位于負(fù)區(qū)間水平，成為拖累民間投資增速下滑的重要因素。2020年5月國務(wù)院發(fā)布《加快完善社會主義市場經(jīng)濟體制的意見》指出要積極、穩(wěn)妥推進(jìn)國有企業(yè)混合所有制改革。?；旌纤兄聘母镄纬傻亩嘣蓹?quán)主體，能夠在公司治理結(jié)構(gòu)、資源配置效率、企業(yè)經(jīng)營績效等多維度得以提升，可以充分發(fā)揮國有資本的資源優(yōu)勢，提高非國有資本的投資效率，形成市場主導(dǎo)的投資內(nèi)生增長機制。在此過程中，也需要不斷推動金融市場改革、優(yōu)化金融市場環(huán)境、矯正利率的價格信號扭曲，減輕信貸歧視。最重要的在于保持宏觀政策調(diào)整的連貫性、一致性，加強對市場主體預(yù)期引導(dǎo)，從而更有助于穩(wěn)定私人部門投資，提升整體經(jīng)濟運行效率。