財政層級改革與企業創新
——基于“省直管縣”改革的準自然實驗

白彥鋒 魯書伶

一、引言與文獻綜述

隨著中國經濟進入高質量發展的“新常態”，傳統依靠要素驅動的粗放型經濟增長模式難以為繼，提高自主創新能力成為構建新發展格局的核心特征。企業是微觀經濟活動的主體，是技術創新重要推動者(Romer，1986[1])。提高企業創新水平是推動經濟高質量發展、實現經濟發展方式轉型的關鍵驅動因素之一(Aghion 等,2014[2])。政府在促進企業創新中具有不可忽視的作用。我國在探索集權與分權的最優邊界過程中，逐漸形成了經濟分權與政治集權特征相結合的“中國式分權”(Blanchard和Shleifer，2001[3])，這種分權模式產生的激勵成為中國經濟增長奇跡的主流理論(Weingast，1995[4]；Jin等，2005[5])。政府間縱向財政關系作為“中國式分權”的重要組成部分，促使地方政府“為增長而競爭”，提高地區資源配置效率，同時也對企業生產經營活動決策和績效產生深刻影響。但隨著改革深入，傳統的財政層級結構的弊端逐步顯現。在稅權高度向上集中的制度背景下，基層政府財力與支出責任不匹配，造成財政垂直分配關系失衡(李永友和沈玉平，2010[6])，引發地方政府在財政壓力下強化稅收征管(陳曉光，2016[7])，甚至走向“土地財政”的發展模式(孫秀林和周飛舟，2013[8])。在此背景下，研究財政層級改革如何影響企業創新對理順財政縱向關系、貫徹創新驅動發展戰略，具有重要的理論和實踐意義。

財政層級改革對企業創新的影響，可以理解為政府激勵結構與市場主體活動之間的關系，理論上兩者可能通過稅收征納關系和財政資源配置產生聯系。一方面，財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，改變企業實際稅率，從而對企業創新的資金約束產生影響。稅率是政企行為的重要聯結點(呂冰洋等，2016[9])。企業創新具有正外部性、不可逆、高成本、高風險、回報期限不確定等特征(Holmstrom，1989[10])，在外部融資約束較高的情況下，主要依賴內部資金開展創新活動，因而影響企業現金流的因素也會波及創新。不完全稅權下，地方政府有動機運用較大的稅收自由裁量權調整征稅努力，進行稅收競爭和招商引資(范子英和趙仁杰，2020[11])。這會改變企業實際稅率，影響企業內部現金流和留存收益(于文超等，2018[12])。另一方面，改革使得基層政府財力發生變化后，財政支出結構相應的調整會通過影響地區要素配置，從而對企業創新產生影響。創新有賴于資本、人力、技術等要素的合理配置。經典財政分權理論中，財政分權使得地方政府能夠充分運用本地信息優勢提供公共物品，有利于提高地區資源配置效率(Tiebout，1956[13]；Oates，1972[14])。但是在中國特定政治晉升錦標賽的體制背景下，財政支出結構與方向受到官員晉升激勵的影響，可能對地方資源配置產生扭曲(周黎安等，2013[15])。此外，地區間行政等級關系也會影響政府補貼、人力資本、融資便利、稅收優惠等稀缺資源的獲取(江艇等，2018[16])。地區要素資源配置將進一步影響企業創新決策?？梢?，政府間財政縱向關系調整通過重塑地方激勵，改變征稅努力和資源配置，具有影響企業創新的潛在可能，但其影響方向及作用機理還缺乏足夠的討論和經驗證據支持。

“省直管縣”作為一項調整省以下財政關系的改革，為識別兩者關系提供有利條件。對于“省直管縣”改革，較多文獻討論其對經濟增長(Li 等，2016[17]；Liu和Alm，2016[18]；Ma和Mao，2018[19])、地方財政治理(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。同時也有文獻對“省直管縣”微觀經濟后果相關話題作出初步探索。例如，劉沖等(2014)[26]發現“省直管縣”通過增加財政收入刺激經濟增長，但并未提高企業生產率；李廣眾和賈凡勝(2020)[27]從企業避稅的角度考察“省直管縣”給市政府帶來的財政壓力能否激勵其加強稅收征管。然而，鮮有研究涉及“省直管縣”是否會對企業創新產生影響。

本文利用1998—2013年中國工業企業數據與專利數據，基于“省直管縣”改革的準自然實驗，運用多期雙重差分方法，考察財政縱向層級改革對縣域內企業創新水平的影響及機制。研究發現，“省直管縣”改革不利于試點縣內企業專利申請量提升。這一創新抑制效應在經過工具變量法、安慰劑檢驗、考慮改革非隨機性、控制其他政策影響、變換關鍵指標、調整研究樣本、改變聚類方法等一系列穩健性檢驗后仍然成立。機制檢驗表明，“省直管縣”提高了縣級政府征稅激勵，同時不平衡的支出結構偏好進一步強化，導致地區資源誤置。具體表現在：地區征稅努力提高，企業實際稅率提高、外部信貸約束增強；基礎設施建設支出比重增加而教育支出比重減少，地區資源配置扭曲加劇。此外，本文發現改革對創新的不利影響在財政壓力小的地區，以及融資約束低、由地稅局管轄、國有企業和資本密集型企業中更為顯著，這進一步驗證了改革重塑地方政府收支行為激勵，通過改變企業創新融資約束和地區資源配置，對企業創新產生影響。

本文的邊際貢獻在于：第一，在研究視角上，將企業創新納入“省直管縣”改革影響的討論中，豐富了政府縱向關系調整的微觀經濟后果研究，有助于理解財政層級改革與創新發展之間的微觀邏輯機制。不同于以往文獻多關注財政層級改革對經濟增長、公共服務等方面的影響，本文以制度變革重塑地方政府行為激勵為切入點，利用面板隨機前沿分析方法計算的地方政府稅收努力指數以及企業實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，為評估改革經濟效應提供微觀證據。第二，在實證識別上，本文利用工業企業大樣本數據，運用多期雙重差分法，更加“干凈”地識別了財政層級改革與企業創新之間的因果關系，并通過一系列穩健性檢驗克服改革非隨機造成的內生性偏誤。第三，在政策啟示上，本文利用微觀企業數據，為理解財政層級改革對重構地方政府征稅激勵、影響地區資源配置和創新發展提供新證據。

本文余下部分的結構安排如下：第二部分簡要介紹制度背景，并進行影響機制分析；第三部分闡述研究設計，說明數據來源、模型設置與變量選擇；第四部分展示實證結果分析，并對基準回歸結果進行了一系列穩健性檢驗；第五部分進行機制檢驗；第六部分為結論與啟示。

二、制度背景與影響機制分析

(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之一。20世紀80年代，地方層級結構發生變化，主要分為中央、省、市、縣和鄉鎮的五級，形成了“省管縣”“縣管市”的格局?？v向財政關系與行政層級結構高度一致(Liu和Alm，2016[18])。分稅制改革后，省以下財政分配關系的一個突出特點是財權上移、支出責任下放。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，對縣的轉移支付往往被處于強勢地位的省市兩級截留或挪用。同時縣級政府還承擔地級市政府攤派的支出責任。這樣長期持續的治理模式導致處于縣級在承擔較多基層公共服務支出責任的同時無法獲得相匹配的收入支撐，從而陷入財力緊縮的困境(Li 等，2016[17])。

“省直管縣”改革是一項調整政府間縱向財政關系的嘗試，旨在通過財政管理層級扁平化和財政管理權力下放，提高財政管理效率，緩解縣級財力困境(見圖1)。中國31個省份中，海南省和四個直轄市由于無下轄縣，一直處于省直管縣的狀態；浙江和寧夏在1994年就實行省直管縣模式。自2003年起，“省直管縣”模式重新啟動，最早開始在福建試點，隨后在安徽、湖北、河南、江西等省陸續推開。2009年財政部下發《關于推進省直接管理縣財政改革的意見》(財預〔2009〕78號)中提出，力爭在2012年年底前，實現全國除民族自治地區外的“省直管縣”改革。截至2013年，已有24省1 021縣實施了財政“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

資料來源：作者繪制。

資料來源：根據各省政府公開文件整理得到。

從改革效果來看，“省直管縣”改革使得財政層級扁平化，省與縣財政資金往來繞過市級政府，避免市一級截留財政資金的“漏斗效應”和市對縣的“抽血”集資行為(張占斌，2007[28])。不少文獻支持“省直管縣”積極經濟社會效應，發現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])，帶動產業結構升級(王立勇和高玉胭，2018[29])、提高地方財政治理能力(劉勇政等，2019[20]；寧靜和趙旭杰，2019[21])、抑制市轄區內企業避稅動機(李廣眾和賈凡勝，2020[27])。但是也有研究發現，“省直管縣”改革對市縣發展作用不平衡，在促進縣域經濟發展的同時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并未提高社會福利，反而加重基層政府“重生產、輕服務”的支出偏好(陳思霞和盧盛峰，2014[23])，進一步導致地區資源配置錯配，抑制企業高質量發展(汪兵韜等，2020[32])。如劉沖等(2014)[26]發現“省直管縣”通過增加財政收入刺激經濟，但主要是通過投資拉動粗放式增長，并沒有從本質上提升企業的生產率及資源配置效率。實踐中，“省直管縣”改革推進在各省份的效果不一。很大一部分原因在于“省直管縣”財政體制具有一定的適用條件。比較理想的情況是，縣域具有一定經濟實力而市級政府財力相對較弱，這時財權下放促進縣域發展的成效更加明顯。浙江“省直管縣”的成功范例，與其市弱縣強的現實情況不無關聯。從另一個角度來看，財政層級簡化也會引致省級政府監管成本增加、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，河南結束了10個縣(市)省管縣體制。這說明，隨著改革的逐漸推進，“省直管縣”與各地經濟社會發展不相適應的方面逐漸顯現。

(二)影響機制分析

筆者認為，“省直管縣”作為一項財政層級改革，可能對企業創新同時存在促進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構偏好的作用。

一方面，“省直管縣”重塑了地方政府征稅激勵，并通過改變企業稅負對創新產生影響。稅率是政府行為與企業行為的重要聯結點(呂冰洋等，2016[9])。企業創新活動是一項風險大、周期長、不確定性高的投資，需要大量創新資金投入(Chemmanur 等,2014[33])。由于研發創新投資內在的高風險性隱含收益不確定性以及逆向選擇和道德風險問題，創新往往面臨較強的外部融資約束，需要依靠企業充足的內部資金投入，此時稅率就是影響創新的重要因素之一。平均所得稅率反映稅后可留存的資金能力，影響企業內部可用資金，一定程度上代表企業內部融資的能力和動機。較低的實際稅率降低企業稅負，能夠增加企業現金流、提高外部融資可得性，對企業研發投入形成正向激勵(Hall和Reenen，2000[34])，促使企業增加R&D投入(Chen 等，2018[35])，最終提升創新產出的數量和質量(Czarnitzki 等，2011[36])。反之，高稅率抑制企業創新投資能力和意愿，對企業創新產出造成不利影響(Akcigit 等，2018[37])。雖然我國稅率與稅基由中央統一制定，但分稅制賦予地方政府擁有一定程度的稅收自由裁量權，能夠決定稅收執法程度，致使企業實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，地方政府調整征稅努力的程度取決于征稅相對收益的變化。當征稅收益上升(如稅收分成提高)，將提高征稅激勵；而當征稅收益大于征稅成本(如征管費用增加)，地方政府則傾向于降低征稅努力。從財政層級縱向調整來看，增加稅收分成具有“征稅激勵”，這是因為稅收分成提高意味著地方政府收入索取權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力為支出融資(Rodden，2003[39])。因此，當“省直管縣”提高縣級稅收分成時，不僅提高其自有收入，同時也強化了征稅激勵。進一步來看，征稅激勵提高意味著地方政府將加強稅收征管，這會導致企業實際稅負提高，擠占企業內部現金流和留存收益，減弱內部融資能力，提高融資約束和融資成本(于文超等，2018[12])，進而抑制企業研發投入與創新產出(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增加對縣域的轉移支付，這使得“省直管縣”對地方政府征稅努力和企業實際稅率的作用存在不確定性。這是因為，地方征稅努力不僅取決于征稅相對收益，也與財政收入能力有關(范子英和趙仁杰，2020[11])。轉移支付對征稅努力具有替代效應(Peterson，1997[42])，當轉移支付增加，地方政府會降低征稅努力(付文林和趙永輝，2016[43])，從而會降低企業實際稅負。

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

綜上所述，“省直管縣”改革對企業創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構偏向是否發生變化以及效應的相對大小。

三、研究設計

(一)數據來源與樣本篩選

本文主要以1998—2013年中國工業企業數據庫為樣本，將財政“省直管縣”改革作為自然實驗，研究財政層級改革對企業創新水平的影響。企業層面數據來源于1998—2013年中國工業企業數據庫，該數據庫包括全部國有及規模以上工業企業信息；專利數據來源于國家知識產權局專利信息；“省直管縣”改革數據通過手工整理各省人民政府公報得到；縣域特征數據來源于《中國縣域統計年鑒》；財政支出細項數據來自《全國地市縣財政統計資料》。

本文首先對工業企業數據庫進行數據清洗，并與專利數據進行匹配。具體步驟如下：1.參照Brandt 等(2012)[51]的做法，將15年的截面數據利用企業法人代碼、名稱、地址、電話號碼和主要產品等信息匹配成一個非平衡面板數據。2.參照He 等(2018)[52]的方法，利用專利申請人信息和企業名稱信息匹配工業企業數據庫與專利數據庫。3.進一步地，本文對樣本進行了如下篩選：(1)剔除總資產、固定資產、職工人數、銷售收入等關鍵財務變量缺失和異常的企業。(2)剔除銷售收入小于500萬元的觀測值，以保證樣本符合“規模以上”條件。(3)剔除明顯不符合會計準則的觀測值，包括總資產小于流動資產，總資產小于固定資產凈值。(4)剔除長期實行財政“省直管縣”體制的浙江、寧夏和海南三省份轄區內企業。(5)剔除財稅政策可能異于其他省市縣的地區：由于西藏主要依靠轉移支付，且轄區內工業企業稀少，剔除其轄區內企業；由于新疆下轄地級市較少，剔除其轄區內企業；剔除北京、上海、天津和重慶4個直轄市轄區內的企業。(6)剔除回歸中關鍵地區變量缺失的樣本。經過上述數據清洗過程，最終保留320 517家企業共1 471 323個觀測。此外，本文對關鍵連續變量進行了1%和99%水平的縮尾處理以緩解異常值影響。

(二)模型設置與變量定義

由于各省財政“省直管縣”改革時間不一致，本文采用多期雙重差分方法(Staggered DID)。設定基準計量模型(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i代表企業，c代表縣，t代表年份；PMCc,t是財政“省直管縣”改革的虛擬變量，企業i所在縣c在t年及其以后年度為“省直管縣”改革試點縣取1，否則取0；Xi,t為企業層面控制變量，Zc,t為縣級層面控制變量；λi和δt分別代表企業固定效應和年份固定效應，用以控制不隨時間變化的企業特征和特定年份的宏觀經濟波動；特別地，考慮到不同省份“省直管縣”政策隨時間變化可能存在的差異，加入省份-時間交互固定效應φp,t；εi,c,t為隨機擾動項。本文感興趣的系數是α1，該系數代表了“省直管縣”改革對企業創新的影響：如α1顯著大于0表示財政層級改革對企業創新主要起促進作用；反之，α1顯著小于0則表明抑制作用占主導地位。

對于被解釋變量企業創新，已有文獻主要采用三類方法衡量。第一類是全要素生產率(TFP)(王永欽等，2018[53])。然而，使用 TFP 衡量企業創新在不完全競爭市場中可能導致較大誤差(Klette，1999[54])。第二類是研發支出(倪驍然和朱玉杰，2016[55])。但是工業企業數據庫中研發支出可得性較差，并且研發活動失敗率高，與產出相比不確定性大。第三類是創新產出，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]；寇宗來和劉學悅，2020[58])。相對于前兩類指標來說，專利指標具有表征企業創新產出、可得性高和信息維度豐富的明顯優勢(寇宗來和劉學悅，2020[58])，是企業創新資源投入和使用效率的最終體現。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過程中的不確定性和不穩定性，較少受到官僚因素的影響，所以更能反映企業真實創新水平(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創新的代理變量。由于專利數據呈右偏分布，本文借鑒黎文靖和鄭曼妮(2016)[57]的做法，利用企業專利申請量加1再取自然對數(LnPatent)作為企業創新數量的度量指標。

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：企業層面選擇企業規模(Size)、年齡(Age)、財務杠桿(Lev)、貸款能力(Fin)、資本密集度(CDensity)、資產收益率(ROA)、市場競爭(HHI)；縣級層面選擇人均地區生產總值(GDPper)、人口規模(Pop)、第二產業比重(Ind2)、第三產業比重(Ind3)。加入企業特征變量提高估計精準度，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計見表 1。

四、實證結果與分析

(一)基準回歸結果

表 2列(1)～列(3)報告了財政層級改革對企業創新數量和質量的影響，被解釋變量為企業專利申請總量對數，核心解釋變量為“省直管縣”改革。表2列(1)～列(3)均控制企業固定效應、年度固定效應和省份-年度交互固定效應，并依次加入控制變量。結果顯示，不論是否加入控制變量，“省直管縣”改革(PMC)系數對專利申請量顯著為負，系數大小和顯著性變化較小，表明基準回歸結果較為穩健。由列(3)可知，在控制縣域特征變量和企業特征變量后，“省直管縣”改革使得縣轄區內企業專利申請量平均下降了3.83%，表明財政層級改革不利于企業創新。

表2 基準模型回歸

(二)工具變量法回歸結果

“省直管縣”改革可能非隨機，某些因素在影響試點縣選擇的同時也會影響到該縣的企業創新水平。對此，本文采用工具變量法緩解這一內生性問題。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)(實施改革省份在改革當年及其以后年度為1，否則為0)的交互項作為PMC的工具變量。該工具變量滿足相關性和排他性的前提假設。一方面，各市與其地理距離較近的下轄縣之間市場聯系較為緊密，為了防止優質資源流失，市政府更有可能反對將周邊地市作為試點縣，因此可以推測，“縣—市”距離越小，被選擇為試點縣的可能性越低；同時省份是否實施改革決定了一個縣是否成為試點縣。另一方面，“縣—市”距離為地理因素，通過其他途徑影響企業創新的可能性較??；省份省直管縣時間由省級政府做出決策，試點縣的選擇基于某一縣內企業創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果。由表3列(1)第一階段回歸結果可知，工具變量(Dis×PPMC)與改革交互項(PMC)系數顯著為正，表明縣距離所屬地級市距離越遠，成為試點縣的概率越高。這驗證了工具變量相關性的條件。列(2)估計結果與基準回歸結果基本一致，即“省直管縣”會降低企業專利申請量，但影響系數絕對值略高，表明內生性選擇導致估計結果下偏。

表3 工具變量法回歸結果(1)Cragg-Donald Wald F 統計量大于10%臨界值，表明不存在弱工具變量問題。

(三)平行趨勢與動態效應檢驗

基準回歸結果顯示，相比未經歷改革的縣，“省直管縣”顯著提升了試點縣轄區內企業的創新產出水平。但這可能僅僅捕捉了改革實施前試點縣和非試點縣之間已經存在的差異，也就是在改革前試點縣轄區內專利申請數量增速原本就高于非試點縣轄區內企業。為了檢驗多期雙重差分法平行趨勢的適用前提是否滿足，同時考察改革實施后的動態效應，本文借鑒Li等(2016)[17]的做法，利用事件研究法(Event Study Approach，ESA)進行檢驗，具體計量模型如下：

+λi+δt+φp,t+εi,c,t

(2)

圖3為參數βk的估計值和90%的置信區間，直觀地展示了改革前的平行趨勢和改革后的動態效應。由圖3可知，在改革前參數βk不顯著異于0，表明改革前試點縣和非試點縣之間的企業專利申請數量不存在差異，滿足平行趨勢假設。同時，在政策實施當年系數βk估計值顯著為負，并且系數絕對值隨改革推進有逐漸變大的趨勢。上述結果表明，在“省直管縣”改革實施后，試點縣和非試點縣內企業的創新水平開始分化，并且這種差異在改革后一段時間內持續存在并逐漸擴大。

圖3 平行趨勢和動態效應檢驗

(四)安慰劑檢驗

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

圖4 安慰劑檢驗

(五)其他穩健性檢驗

除此之外，本文還進行了其他穩健性檢驗，包括：1.考慮改革的非隨機性。參照Li等(2016)[17]的做法，在回歸方程中引入選擇標準(2)試點縣選擇標準采用Li等(2016)總結的變量，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大縣、是否為省邊界線、坡度、海拔、2000年城市化率和1999年財政缺口。與時間三次多項式的交互項，允許改革選擇標準對轄區內企業專利申請量的影響遵循特定時間趨勢。2.排除其他政策影響。為排除“擴權強縣”和“撤縣設區”兩項改革可能產生的影響，在模型(1)中加入“擴權強縣”虛擬變量和“撤縣設區”虛擬變量，該縣實施“擴權強縣”或“撤縣設區”當年及其以后年度為1，否則為0。3.替換被解釋變量。為排除企業“策略性創新”行為(黎文靖和鄭曼妮，2016)[57]可能產生的影響，采用更能體現創新水平的發明專利申請量和專利授權量替代指標衡量企業創新。4.調整研究樣本?？紤]到創新具有較強的空間溢出效應，剔除處于省邊界的企業樣本進行回歸。5.改變聚類方法?？紤]到創新在時間和空間上具有較強的聚集性，將聚類標準誤調整到省級層面。經過上述穩健性檢驗，回歸結果(3)由于篇幅所限，其他穩健性檢驗結果未在文中匯報，感興趣的讀者可向作者索要。仍然保持穩健。

五、機制分析

上述結果表明，“省直管縣”改革不利于企業提升創新水平。那么，改革通過何種機制對創新產生抑制效應？前文影響機制分析中提出，“省直管縣”改革通過征稅激勵加劇融資約束以及財政支出結構偏向扭曲地區資源配置兩個渠道作用于企業創新。下文對此進行驗證。

(一)機制檢驗

為了驗證“省直管縣”的征稅激勵效應是否加劇企業融資約束，從稅收努力、實際稅率和信貸資源三個方面進行檢驗。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。較于既有文獻通常使用的“稅柄法”，基于時變技術的面板隨機前沿分析方法(Panel Stochastic Frontier Analysis，PSFA)可以避免統計誤差等隨機因素對結論的影響(謝貞發和范子英，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)。本文構建的PSFA模型如下：

(3)

其中，Revc,t為縣級政府財政收入占GDP比重(4)此處財政收入指一般公共預算收入，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。Jia 等(2020)[59]使用一般公共預算收入/GDP代表縣級政府稅收征管力度。由于縣級稅收收入數據缺失較多，本文使用一般公共預算收入代替。，xc,t為一系列影響地方稅收收入的因素。vc,t為隨機誤差項，服從標準正態分布；uc,t為非負的技術無效率項，服從截斷半正態分布，表示最優稅收和實際稅收間的缺口。結合已有研究并考慮數據可得性，本文選擇人均GDP、第二產業增加值占GDP比重、第三產業增加值占GDP比重、城鄉居民儲蓄存款余額4個因素作為解釋變量。對上述變量均取對數后使用極大似然估計對式(4)進行估計，得到稅收努力指數為實際財政收入與面板隨機前沿預測收入的比值，表示為：

TEc,t=exp(-uc,t)

(4)

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

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

為了驗證“省直管縣”的財政擴權是否在官員晉升激勵下強化了縣級政府“重基建、輕人力資本和公共服務”的支出結構偏好，進而導致資源配置扭曲，進行如下檢驗。第一，借鑒陳思霞和盧盛峰(2014)[23]的做法，采用基礎設施建設支出占總支出比重(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法計算TFP，然后計算TFP的90%分位與10%分位之比，該指標值越大，表示資源配置扭曲程度越高。

表4報告了“省直管縣”征稅激勵和支出結構偏向的機制檢驗結果。列(1)～列(3)結果表明，“省直管縣”顯著提高了縣域稅收努力和企業實際稅率，并降低企業信貸規模，加劇創新資金約束。列(4)～列(6)結果表明，“省直管縣”進一步強化了縣級政府支出結構偏好，具體表現在基礎設施建設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。這驗證了“省直管縣”創新抑制效應是通過改變縣級政府征稅激勵、強化支出結構偏好兩個渠道產生影響的機制假設。

表4 機制檢驗(5)列(1)～列(3)為企業面板；列(4)～列(6)為縣級面板。由于《全國地市縣財政統計資料》關于財政支出細項僅更新至2007年，因此縣級面板的樣本期間為1998—2007年。

(二)進一步檢驗

上述結果為“省直管縣”通過改變地方政府稅收征管激勵產生創新抑制效應提供經驗證據，但是著重在整體樣本層面。下文將考察具有不同特點的企業和地區對改革的反應模式，為核心邏輯提供進一步的經驗證據。

1.財政壓力的影響。

財政壓力促使地方政府加強稅收征管，進而提高企業稅負(陳曉光，2016[7])。那么，如果稅收征管是主要作用渠道的話，當面臨較小財政壓力的縣受到“省直管縣”改革沖擊后，稅收征管力度提升幅度更大，轄區內企業稅負增加更為明顯，由此引致的創新抑制效應應該更為顯著。為了驗證這一推斷，本文使用財政缺口(6)財政缺口=(一般公共預算財政支出-一般公共預算財政收入)/一般公共預算財政收入。該指標越高，表明該縣財政壓力越大。表征財政壓力(Fisgap)，當財政缺口高于中位數取1，否則取0，構造交互項Fisgap×PMC加入模型(1)進行回歸。表7列(1)結果顯示，在初始財政壓力較低的地區，“省直管縣”的創新抑制效應更加明顯，說明“省直管縣”促進縣域提高稅收征管力度。

2.征管權限的影響。

2002年所得稅分享改革后，稅收征管權限發生變化。2002年之后成立的企業改由國稅局征收，2002年之前成立的企業仍由地稅局征稅。通常而言，國稅局稅收執法力度較少受到地方政府征稅動機改變的影響(范子英和田彬彬，2013[38])?？紤]到國地稅稅收征管力度差異，如果縣級政府加強稅收征管不利于企業創新的話，該效應應該主要體現在由地稅局征稅的樣本企業中。為了驗證這一推斷，本文按照征管權限進行劃分，2002年及其以后成立的企業為高征管力度組，取值為1，2002年之前成立的企業為低征管力度組，取值為0，構造是否由國稅局征收(Admin)與改革變量的交互項進行檢驗。表5列(2)結果驗證了由國稅局征管的樣本企業創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因現金流不足減少創新活動，降低創新投資的產出效率。如果“省直管縣”改革抑制創新的機制在于地方政府稅收征管的強化加劇了企業融資約束，那么該效應理應在融資約束低的樣本企業中更為顯著。為檢驗這一推斷，本文參照既有文獻使用SA指數(7)SA指數的計算公式為：SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age。SA指數絕對值越大，表明融資約束越高?？坍嬋谫Y約束，構造虛擬變量融資約束(FC)，如SA指數高于中位數取1，否則為0，構造與改革變量交互項進行檢驗。表5列(3)結果表明，“省直管縣”加劇了企業融資約束，從而不利于企業創新。

4.產權性質的影響。

國有企業與政府具有天然的政治關聯，其生產投資決策更容易受到官員激勵和政府干預的影響。因此，如果資源錯配是“省直管縣”產生創新抑制的渠道之一，那么這種效果應該在國有企業中更為凸顯。對此，使用是否為國有企業的虛擬變量(State)與改革變量交互項進行檢驗。表5列(4)結果表明，受到政府干預更大的國有企業創新水平下降更明顯，這為“省直管縣”改革造成資源錯配提供佐證。

5.行業類型的影響。

相比于勞動密集型企業，資本密集型企業通常投資項目更大，在短期內對地區GDP增長貢獻更大。因此，晉升激勵會促使地方官員優先發展資本密集型企業。如果“省直管縣”改革后，地方政府干預加強導致地區要素錯配，進而不利于企業創新，那么這種抑制作用應該在政府干預較弱的非資本密集型企業中表現得更為明顯。為了驗證這一假說，參照魯桐和黨印(2014)[63]對資本密集型行業的劃分方法(8)資本密集型行業包括：造紙印刷、石油、化學、塑膠、塑料、金屬、非金屬。，構造是否為資本密集型企業的虛擬變量(Cintensity)，將交互項Cintensity×PMC加入模型(1)進行回歸。表5列(5)結果顯示，“省直管縣”對資本密集型企業的創新抑制效應更為顯著，從而間接驗證了改革的資源錯配效應。

表5 異質性檢驗

六、結論與啟示

在新發展階段，如何通過政府制度變革，重塑地方政府行為激勵，促進創新與經濟高質量發展，是一個值得深入研究的問題。本文利用1998—2013年中國工業企業數據與專利數據，以“省直管縣”改革為準自然實驗，運用多期雙重差分方法，考察財政層級改革對企業創新的影響。主要研究發現為：第一，“省直管縣”改革抑制企業創新，該結論在經過工具變量法和其他一系列穩健性檢驗后仍然成立。第二，“省直管縣”的創新抑制效應的影響機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，加重企業實際稅負，減少外部信貸，從而加劇創新資金約束，同時強化了晉升壓力下基層政府以經濟增長為主要目標的支出結構偏好，增加基建支出，減少教育支出，導致資源配置扭曲。第三，這一效應在財政壓力更小的地區，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中更為明顯，表明改革通過加強征管力度、融資約束和政府干預，對企業創新產生不利影響。

本文研究結論表明，在財政層級改革中，通過重新劃分財政分配、調整政府間權力關系，能夠有效提高基層政府財力與支出責任匹配度。但與此同時，財權下放可能未能改變晉升激勵下地方政府不平衡的支出結構偏向，造成地區資源配置扭曲。雖然本文發現提高縣域財政分權程度有利于增強其征稅激勵，但如果沒有相應配套措施，可能會提高企業實際稅負，加劇企業創新資金約束。因此，在推進政府治理結構改革的過程中，既要通過各級政府間財政關系調整緩解基層政府財力困境，也要考慮分權后地方政府收支行為異化對微觀經濟主體可能產生的影響。