李睿+梁超

摘要：本文利用面板門檻模型進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)研究發(fā)現(xiàn)，在信貸市場化程度較低時，財(cái)政壓力對所有制結(jié)構(gòu)并不起作用，只有在信貸市場化程度較高且政府的預(yù)算約束被硬化時，財(cái)政壓力才會有效促進(jìn)非國有制經(jīng)濟(jì)占比的提高。這表明只有在信貸市場化改革硬化了中國地方政府的預(yù)算約束時，財(cái)政壓力才開始推動中國非國有經(jīng)濟(jì)占比的提高。本文的研究進(jìn)一步深化了熊彼特—?？怂埂Z斯的制度變遷“財(cái)政壓力說”，并為其提供了經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

關(guān)鍵詞：財(cái)政壓力；信貸市場化；所有制結(jié)構(gòu)；國企改革

中圖分類號：F810.2；F121文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

文章編號：1000-176X（2015）03-0069-06

一、引言

西方經(jīng)濟(jì)史的研究表明，財(cái)政壓力是制度變遷的重要推動力。Schurnpter[1]最早指出財(cái)政的歷史能使人們洞悉社會存在和社會變化的規(guī)律，洞悉國家命運(yùn)的推動力量。?？怂筟2]也指出，財(cái)政壓力刺激了歐洲金融市場的成熟和私有產(chǎn)權(quán)制度的發(fā)育。諾斯和托馬斯[3]指出，財(cái)政壓力促使英國產(chǎn)生了良好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度。本文將財(cái)政壓力導(dǎo)致制度變遷的思想總結(jié)為熊彼特—?？怂埂Z斯命題。但諾斯和托馬斯[3]也指出，同樣在財(cái)政壓力下，西班牙并沒有發(fā)育出良好的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度，其中的關(guān)鍵就在于英國更好地約束了政府的財(cái)政行為，使政府擁有更好的信譽(yù)，不會通過違約等危害長期增長的方法來緩解財(cái)政壓力。Balla 和Johnson[4]的研究則發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力對16世紀(jì)法國和奧斯曼帝國的制度變遷產(chǎn)生了極其重要的影響，但由于兩國的包稅人限制王權(quán)的交易費(fèi)用的差異，兩者的制度演變路徑產(chǎn)生了極大的不同。法國成功的產(chǎn)生了更加傾向于保護(hù)私有產(chǎn)權(quán)的產(chǎn)權(quán)制度，而奧斯曼帝國則未能做到這一點(diǎn)。換言之，他們認(rèn)為財(cái)政壓力只是推動有利于經(jīng)濟(jì)增長的制度變遷的必要條件而不是充分條件。

就中國的經(jīng)濟(jì)史而論，劉志廣[5]認(rèn)為社會經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的實(shí)質(zhì)可以歸結(jié)為財(cái)政危機(jī)下的財(cái)政制度變遷和產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)調(diào)整，財(cái)政壓力下的財(cái)政制度變遷對于經(jīng)濟(jì)社會的轉(zhuǎn)型有著至關(guān)重要的影響，他指出，1949年后，中國政府建立的是一種利潤型財(cái)政。這一財(cái)政制度由于國有企業(yè)（以下簡稱“國企”）的效率低下而產(chǎn)生了巨大的財(cái)政壓力，這使得中國開始由利潤型財(cái)政轉(zhuǎn)向稅收型財(cái)政，在此過程中，中國的所有制結(jié)構(gòu)也隨之發(fā)生了調(diào)整，民營企業(yè)（以下簡稱“民企”）占比開始逐步上升。陳昆和李志斌[6]則通過對于明朝財(cái)政史和貨幣史的梳理指出，明寶鈔制度的建立是為了滿足明朝政府的財(cái)政需求，但隨著明朝政府面臨的財(cái)政壓力的加大，明寶鈔開始被濫發(fā)并最終崩潰。但他也指出，財(cái)政壓力并不必然導(dǎo)致掠奪性貨幣政策的實(shí)施，英國政府在財(cái)政壓力的刺激之下，卻建立了資本市場和較為完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度。崔潮[7]則通過對中國財(cái)政史和西方財(cái)政史的梳理提出了“財(cái)政過程的產(chǎn)權(quán)轉(zhuǎn)換”假說，該假說認(rèn)為，財(cái)政制度的變遷過程就是一個產(chǎn)權(quán)制度的變遷過程。財(cái)政制度的變遷是財(cái)政壓力的結(jié)果，隨之而來的還有產(chǎn)權(quán)制度的調(diào)整。在這一假說中，財(cái)政壓力是整個制度變遷過程的起點(diǎn)，但是從其對中國經(jīng)濟(jì)史的梳理中可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力并不總是帶來有利于增長的所有權(quán)結(jié)構(gòu)的創(chuàng)制，在不同的制度環(huán)境和財(cái)政體制下，財(cái)政壓力所起的作用是不一樣的。如在國民黨時期，巨大的財(cái)政壓力帶來的是法幣的濫發(fā)并最終導(dǎo)致了經(jīng)濟(jì)的崩潰。

縱觀世界經(jīng)濟(jì)史，筆者發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力往往帶來的是政府的掠奪性財(cái)政和經(jīng)濟(jì)的衰退，諸如16世紀(jì)英國那般在財(cái)政壓力驅(qū)動下產(chǎn)生的有利于經(jīng)濟(jì)長期增長的制度變遷并不多見。本文認(rèn)為，財(cái)政壓力之所以在不同國家和不同時期產(chǎn)生了不同的影響，其關(guān)鍵差別在于政府的預(yù)算約束是否被硬化。只有在財(cái)政預(yù)算約束被硬化的條件下，財(cái)政壓力才可能有效地推動有利于經(jīng)濟(jì)增長的制度變遷，本文試圖以中國的所有制結(jié)構(gòu)變化為例為這一猜想提供佐證。本文的研究表明，只有在政府與銀行體系的產(chǎn)權(quán)聯(lián)系被弱化、信貸市場化程度逐步提高、政府的財(cái)政預(yù)算約束被硬化的時期，財(cái)政壓力才可能推動有利于增長的所有制結(jié)構(gòu)的變化。

二、文獻(xiàn)綜述

關(guān)于財(cái)政壓力和產(chǎn)權(quán)改革的研究，國外研究主要從兩個方向展開：第一個方向是圍繞著財(cái)政壓力與前社會主義國家產(chǎn)權(quán)改革之間的關(guān)系而展開的。Aghion和Blanchard[8]明確地提出了財(cái)政壓力對于前社會主義國家所有制結(jié)構(gòu)調(diào)整的制約作用。Chadha和Coricelli[9]則指出，前社會主義國家政府認(rèn)為國企改革會擴(kuò)大政府的財(cái)政赤字，所以國企改革的速度受制于政府的財(cái)政狀況。Ruggerone[10]指出，轉(zhuǎn)型中的國家會利用通脹稅為轉(zhuǎn)型融資，因而在東歐前社會主義的轉(zhuǎn)型國家中，通脹率與轉(zhuǎn)型速度存在正相關(guān)的關(guān)系，但通脹率存在上限，這會對轉(zhuǎn)型速度形成制約。Pirttil[11]則利用25個前社會主義國家轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，轉(zhuǎn)型速度越快政府的財(cái)政狀況越壞，良好的財(cái)政狀況是推進(jìn)產(chǎn)權(quán)改革的關(guān)鍵因素之一。第二個方向則是圍繞各資本主義國家公共事業(yè)部門的私有化問題而展開的。Kodrzycki[12]利用1987—1992年美國各個城市公共服務(wù)私有化的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力的增加使得美國公共事業(yè)私有化的進(jìn)程加快，但隨著美國地方政府財(cái)政壓力的下降，其私有化進(jìn)程也隨之下降。而Zullo[13] 在重新定義了私有化外包之后，利用美國1992—2002年的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，財(cái)政壓力并沒有導(dǎo)致美國公共事業(yè)部門的私有化進(jìn)程加快。Yarrow[14]則指出，財(cái)政壓力對于發(fā)生于20世紀(jì)80年代的私有化浪潮有著至關(guān)重要的影響，隨著政府財(cái)政壓力的加大，政府的融資成本也隨之上升，這導(dǎo)致了維持國企的成本大于收益，導(dǎo)致了國家被迫將國企進(jìn)行私有化。Barnett[15]采用了18個資本主義國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，私有化進(jìn)程降低了政府的負(fù)債水平，有效地減輕了政府的財(cái)政壓力。Jeronimo等[16]指出，因?yàn)榧尤霘W盟對于財(cái)政赤字率有限制，因而迫使西班牙等南歐國家對其國企進(jìn)行私有化以獲得財(cái)政收入。Hebdon和Jalette[17]指出，盡管傳統(tǒng)上都認(rèn)為加拿大比美國更為贊同大政府的觀念，但是由于加拿大的地方政府比之美國的地方政府有著更大的財(cái)政壓力，所以其公共事業(yè)的私有化程度更高。他還發(fā)現(xiàn)無論是美國還是加拿大，財(cái)政壓力越大的城市，公共事業(yè)的私有化程度就越高。

就中國的產(chǎn)權(quán)改革而論，王雍君[18]首次指出，財(cái)政改革和產(chǎn)權(quán)改革有著高度的耦合性，財(cái)政壓力是中國產(chǎn)權(quán)改革的重要源動力。張宇燕和何帆[19]指出，正是由于中國政府在改革初期所面臨的巨大財(cái)政壓力，迫使其不得不進(jìn)行制度變革。朱光華和魏鳳春[20]則構(gòu)建了一個以財(cái)政壓力周期為核心的分析就業(yè)、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)調(diào)整和所有制改革的框架，指出所有制結(jié)構(gòu)變化受制于政府財(cái)政壓力周期。朱恒鵬[21]認(rèn)為，分稅制改革硬化了地方政府的預(yù)算約束，而地方國企的虧損則給地方政府造成了巨大的財(cái)政壓力，兩者共同推動了地方政府對國企的產(chǎn)權(quán)改革。古志輝[22]通過研究1978—2002年的數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，提高政府財(cái)政收入是國企改革和利稅改革的主要原因。韓朝華和戴慕珍[23]利用145戶中國工業(yè)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權(quán)改革顯著提高了企業(yè)的納稅水平和創(chuàng)稅效率，這一發(fā)現(xiàn)從微觀上證明了產(chǎn)權(quán)改革的財(cái)政動因。王紅領(lǐng)等[24]發(fā)現(xiàn)，政府放棄國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)的原因在于增加財(cái)政收入，而并非出于提高效率的動因。郭凱和姚洋[25]則利用1995—2001年間11個城市企業(yè)層面的微觀面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，其實(shí)證結(jié)果并不支持國企改制的財(cái)政壓力說，改制成本說則得到了實(shí)證證據(jù)的支持，即政府的財(cái)政狀況越好，越能夠支付國企改革的代價(jià)，國企產(chǎn)權(quán)進(jìn)行改革的概率就越高。司政和龔六堂[26]則從財(cái)政分權(quán)的視角對非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展進(jìn)行了解析，他們基于1994年以來的省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對于非國有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響呈現(xiàn)出倒U 型曲線的特征。湯玉剛[27]指出，財(cái)政壓力只是國企進(jìn)行改革的必要條件，但大規(guī)模國企改革的展開則與國企擁有的土地價(jià)格的上漲有著密切的聯(lián)系。只有當(dāng)土地價(jià)格的上漲足以彌補(bǔ)國企改革帶來的社會成本時，改革才得以順利展開。劉曄[28]指出，財(cái)政壓力與資本市場的發(fā)展以及國企的股份制改革有著密切的聯(lián)系，財(cái)政需要是資本市場興起的關(guān)鍵，但是財(cái)政需要也是導(dǎo)致資本市場陷入困境的重要原因之一?？傮w而論，現(xiàn)有研究并沒有對財(cái)政壓力和中國所有制結(jié)構(gòu)調(diào)整之間的關(guān)系達(dá)成共識，一部分研究認(rèn)為，財(cái)政壓力導(dǎo)致了中國國企的產(chǎn)權(quán)改革，導(dǎo)致了國有產(chǎn)權(quán)占比的下降；另一部分研究則認(rèn)為，由于對國企的產(chǎn)權(quán)改革會擴(kuò)大政府的財(cái)政赤字，在存在財(cái)政約束的情況下，財(cái)政壓力的存在會抑制政府對國企進(jìn)行產(chǎn)權(quán)改革。

現(xiàn)有的研究成果大多注重財(cái)政壓力對于國企改革的影響，并沒有結(jié)合信貸市場化來對財(cái)政壓力的影響進(jìn)行分析。但是如前文所述，財(cái)政壓力本身未必會對國企的產(chǎn)權(quán)改革產(chǎn)生影響，在政府與銀行系統(tǒng)存在密切聯(lián)系的時期，政府的預(yù)算約束是軟的，財(cái)政壓力并不構(gòu)成改革的動力。本文的研究則將財(cái)政壓力與銀行系統(tǒng)的市場化改革相聯(lián)系，更好地揭示了財(cái)政壓力與所有制結(jié)構(gòu)之間的非線性關(guān)系，以期進(jìn)一步深化產(chǎn)權(quán)改革的“財(cái)政壓力說”。

三、理論模型

本文參照Dewatripont和Maskin [29]、Brandt和Zhu[30]的模型構(gòu)建模型如下：假設(shè)國企本身沒有資本，其投資的資本源自于政府。國企的項(xiàng)目將持續(xù)兩期，政府已投資1單位的啟動資金，在第一期結(jié)束時該項(xiàng)目需要1單位的再融資，如沒能獲得再融資則項(xiàng)目終結(jié)，政府的收益為Et；如獲得再融資則項(xiàng)目得以完成，政府的收益為Ep。當(dāng)政府不存在財(cái)政壓力時，政府擁有1單位自有資本對國企項(xiàng)目進(jìn)行再融資；當(dāng)政府存在財(cái)政壓力時，政府沒有自有資本進(jìn)行投資，只能依賴于銀行系統(tǒng)的貸款來對國企項(xiàng)目進(jìn)行再融資。

假設(shè)銀行系統(tǒng)每一期都能獲得1單位資本，銀行系統(tǒng)要么借款給政府，要么借款給民營企業(yè)獲取收益Rf。當(dāng)銀行系統(tǒng)沒有市場化時，借款給政府會獲得政治收益μ，其總收益為μ+Rb；當(dāng)銀行系統(tǒng)市場化之后，不再有政治收益，借款給政府只能獲得收益Rb。

假設(shè)Et<0Rf>Rb。由Et<0

當(dāng)財(cái)政壓力導(dǎo)致了政府在第一期期末沒有資本對國企項(xiàng)目進(jìn)行再融資時，政府將不得不依賴于銀行系統(tǒng)的貸款。在尚未進(jìn)行信貸市場化改革時，銀行對政府進(jìn)行貸款的收益為μ+Rb，由μ+Rb>Rf可知，此時銀行系統(tǒng)會對政府進(jìn)行1單位的再貸款，這意味著政府不會對國企項(xiàng)目進(jìn)行清算；

但當(dāng)進(jìn)行了信貸市場化改革后，銀行系統(tǒng)和政府相分離，則銀行對政府進(jìn)行再貸款的收益也變?yōu)镽b，由Rf>Rb可知，此時銀行系統(tǒng)不會再對政府進(jìn)行再貸款，國企項(xiàng)目會被清算，政府將被迫對存量國企進(jìn)行改革，本文將其稱之為財(cái)政壓力和信貸市場化下的存量效應(yīng)。即財(cái)政壓力和金融市場化對于所有制結(jié)構(gòu)的影響不僅僅體現(xiàn)在國企的存量投資上，還體現(xiàn)在國企的增量投資之上。當(dāng)?shù)胤秸媾R財(cái)政壓力且預(yù)期到國企無法獲得銀行的再融資時，地方政府對于國企項(xiàng)目的投資只能獲得Et的收益，由Et<0，地方政府將不會再對國企項(xiàng)目進(jìn)行投資，這就抑制了國企投資的增加，使得國企的擴(kuò)張速度放慢，而民企則能獲得更多的信貸資源而獲得增長。

綜上所述，本文假設(shè)如下：財(cái)政壓力有助于硬化政府的預(yù)算約束而推動產(chǎn)權(quán)改革和抑制國企的擴(kuò)張，但財(cái)政壓力是否起作用還與信貸市場化程度密切相關(guān)。當(dāng)信貸市場化程度較低時，政府的預(yù)算約束依然是軟的，此時財(cái)政壓力并不會起到推動產(chǎn)權(quán)改革和抑制國企擴(kuò)張的作用；只有隨著銀行系統(tǒng)的逐步市場化，政府的預(yù)算約束被真正硬化時，政府的財(cái)政壓力才會起到推動產(chǎn)權(quán)改革和抑制國企擴(kuò)張的作用，導(dǎo)致非國有經(jīng)濟(jì)占比的上升。

四、經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

1.變量定義、數(shù)據(jù)來源和估計(jì)模型

本文選取了1997—2009年除四川、重慶和西藏等3個省（自治區(qū)）之外的28個?。ㄗ灾螀^(qū)）數(shù)據(jù)進(jìn)行分析。非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)（pdev） 根據(jù)非國有經(jīng)濟(jì)的工業(yè)產(chǎn)值比重、固定資產(chǎn)投資比重和就業(yè)比重等3項(xiàng)指標(biāo)加權(quán)而得[31]。財(cái)政壓力（deficit）用各省一般政府收支缺口占GDP的比重度量，該變量由一般政府收入減去一般政府支出獲得，這一數(shù)據(jù)源自于國泰安數(shù)據(jù)庫。在現(xiàn)有的研究中，財(cái)政收支缺口是度量地方政府財(cái)政壓力方面被使用的較為廣泛的指標(biāo)，張璟和沈坤榮[32]、馮濤等[33]也使用這一變量來度量地方政府面臨的財(cái)政壓力。門檻變量信貸市場化指數(shù)（fmar）則源自于《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進(jìn)程2011年報(bào)告》[31]。

X為控制變量，包括非國有經(jīng)濟(jì)資本存量（K）和非國有部門勞動力數(shù)量（L），用于控制非國有經(jīng)濟(jì)自身發(fā)展對產(chǎn)權(quán)結(jié)構(gòu)變動的影響[26]，本文對其進(jìn)行了對數(shù)化處理。因?yàn)檎С觯╣ex）也對于非國有經(jīng)濟(jì)占比有著較大的影響，本文亦將其納為控制變量并進(jìn)行了對數(shù)化處理。朱光華和魏鳳春[20]指出就業(yè)壓力對于所有制結(jié)構(gòu)的調(diào)整也有影響，因而本文還選擇了就業(yè)率（emp）作為控制變量。

各變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1所示。

本文采用面板門檻模型得到的估計(jì)結(jié)果如表4所示，當(dāng)信貸市場化程度處于中低區(qū)間時，地方政府的財(cái)政壓力的估計(jì)系數(shù)不顯著，這表明由于此時地方政府的預(yù)算約束是軟的，財(cái)政壓力并不會對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展起促進(jìn)作用。在高信貸市場化區(qū)間時，財(cái)政壓力估計(jì)系數(shù)為0.024，且估計(jì)結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)。這一結(jié)果證明了本文的理論假說，即只有在信貸市場化程度較高，地方政府預(yù)算約束被硬化的條件下，財(cái)政壓力才會對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展起促進(jìn)作用。其他變量方面，兩個模型都發(fā)現(xiàn)了非國有經(jīng)濟(jì)資本存量和非國有經(jīng)濟(jì)勞動力數(shù)量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且其估計(jì)系數(shù)也與與司政、龔六堂[26]的估計(jì)結(jié)果比較接近。政府支出和就業(yè)率的估計(jì)系數(shù)則顯著為負(fù)數(shù)，這一結(jié)果表明，政府支出的擴(kuò)大對于非國有經(jīng)濟(jì)具有擠出效應(yīng)，不利于非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，這一結(jié)果支持了張延[36]的觀點(diǎn)。而就業(yè)壓力也對于政府進(jìn)行國企改革有顯著的促進(jìn)作用，這一估計(jì)結(jié)果支持了朱光華、魏鳳春[20]的觀點(diǎn)。信貸市場化的估計(jì)系數(shù)也為正，但是其系數(shù)并不顯著。

表 4面板門檻模型的估計(jì)結(jié)果

門檻效應(yīng)

變量名稱非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)的對數(shù)

信貸市場化指數(shù)0.007 （0.009）

非國有經(jīng)濟(jì)資本存量的對數(shù)0.421***（0.045）

非國有經(jīng)濟(jì)勞動力數(shù)量的對數(shù)0.934***（0.065）

政府支出的對數(shù)-0.408***（0.061）

就業(yè)率-1.977***（0.356）

財(cái)政壓力（信貸市場化指數(shù)<3.100）-0.009（0.006）

財(cái)政壓力

（3.100<信貸市場化指數(shù)<4.720）0.008（0.005）

財(cái)政壓力（信貸市場化指數(shù)>4.720）0.022***（0.005）

常數(shù)項(xiàng)-4.541***（0.256）

樣本量308

R20.471

注： 括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**和***分別代表0.1、0.05 和0.01 的顯著性水平。

3.分時間段的檢驗(yàn)

為了更好的說明本文觀點(diǎn)，本文采用分段回歸的辦法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)。本文選擇開始進(jìn)行銀行業(yè)股份制改革的2002年

國有銀行的股份制改革的開啟，以2002年2月第二次全國金融工作會議中，確立“必須把銀行辦成現(xiàn)代金融企業(yè)，推進(jìn)國有獨(dú)資商業(yè)銀行的綜合改革是整個金融改革的重點(diǎn)”為標(biāo)志。作為分界點(diǎn)，將樣本分為1997—2002和2003—2009兩段。本文將1997—2002年視為中低信貸市場化區(qū)間，而將2003—2009年視為高信貸市場化區(qū)間，本文分別就這兩個階段進(jìn)行面板固定效應(yīng)的回歸，本文同時控制了時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)。其估計(jì)結(jié)果如表5所示。從分時段的回歸結(jié)果來看，從1997—2002年，地方政府財(cái)政壓力對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響并不顯著，但是到了2003—2009年，地方政府財(cái)政壓力則對非國有經(jīng)濟(jì)占比有著顯著的正向影響。就信貸市場化而論，1997—2002年，信貸市場化對于非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)有顯著影響，而到了2002—2009年，信貸市場化對于非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)并無顯著影響。

分時段的回歸結(jié)果表明，財(cái)政壓力對于所有制結(jié)構(gòu)的影響與信貸市場化程度密切相關(guān)。在信貸市場化程度較低的1997—2002年，地方政府可以通過對于銀行系統(tǒng)的干預(yù)而彌補(bǔ)其財(cái)政支出的缺口，地方的財(cái)政預(yù)算約束是軟的，因此財(cái)政壓力與非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系并不顯著。而在信貸市場化較高的2003—2009年，財(cái)政壓力與非國有經(jīng)濟(jì)占比有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說明在信貸市場化較高的時期，地方政府的預(yù)算約束被硬化，財(cái)政壓力使得政府不得不放棄對于國企部門的擴(kuò)張。國企部門占比的降低使得非國有部門能獲得更多的信貸資源，進(jìn)而推動了非國有經(jīng)濟(jì)占比的提高。

表5分時段的估計(jì)結(jié)果

五、結(jié)論與啟示

本文的研究表明，只有在財(cái)政的預(yù)算約束被硬化的條件下，財(cái)政壓力才可能推動有利于經(jīng)濟(jì)增長的所有制結(jié)構(gòu)變遷。更具體的，就中國而論，只有在信貸市場化程度逐步增高，政府的預(yù)算約束被進(jìn)一步硬化之后，財(cái)政壓力才會構(gòu)成政府進(jìn)行改革的動力，推動非國有經(jīng)濟(jì)占比的提高。本文的研究進(jìn)一步豐富了“熊彼特—希克斯—諾斯”命題，對于正在進(jìn)行的國企改革，也有重要的啟示意義。

目前，隨著地方融資平臺、城投債等新型金融工具的發(fā)展，地方政府的預(yù)算約束再一次被大大放松了，由此帶來了地方政府債務(wù)的迅速膨脹，根據(jù)國家審計(jì)署公布的數(shù)據(jù)，截至到2013年6月，中央政府債務(wù)占2012年年末GDP的24%，地方政府占35%，合計(jì)占2012年年末GDP的59%。地方政府預(yù)算約束的放松，使得地方政府再一次可以幫助國企進(jìn)行擴(kuò)張，在鋼鐵、航空、煤炭等領(lǐng)域，出現(xiàn)了大規(guī)模的國進(jìn)民退現(xiàn)象。這對于金融穩(wěn)定和長期經(jīng)濟(jì)的增長，產(chǎn)生了不利影響。

十八屆三中全會指出，“國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟(jì)是基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式”，要“允許更多國有經(jīng)濟(jì)和其他所有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展成為混合所有制經(jīng)濟(jì)”，這表明了政府進(jìn)一步推動國企產(chǎn)權(quán)改革的決心。但如前所述，如果不進(jìn)一步推動更廣泛的金融市場化改革，硬化地方政府的預(yù)算約束，那么地方政府可以繼續(xù)通過城投債等新型金融工具來緩解其財(cái)政壓力，而不是通過國企的產(chǎn)權(quán)改革來解決其面臨的債務(wù)問題。因此本文認(rèn)為這一改革方向的成功執(zhí)行，有賴于金融市場化改革的進(jìn)一步推進(jìn)，以硬化政府的預(yù)算約束，倒逼改革的進(jìn)行。

計(jì)量模型方面，本文參照司政和龔六堂[26]通過估計(jì)生產(chǎn)函數(shù)的辦法來對假說進(jìn)行檢驗(yàn)。由于財(cái)政壓力對于所有制結(jié)構(gòu)的影響是非線性的，傳統(tǒng)的面板數(shù)據(jù)分析方法無法捕捉變量之間的非線性關(guān)系，而Hansen[32]發(fā)展的面板門檻模型可以展示經(jīng)驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕Y(jié)構(gòu)變化，因而本文采用了Hansen[32]發(fā)展的門檻面板模型，本文構(gòu)造的雙門檻模型如下：

lnpdevit=αXit+β2deficititI（fmar≤γ1）+β3deficititI（γ1γ2）+μ+ξit（1）

其中，Xit為其他控制變量； deficit為關(guān)注變量；I（·）為指示函數(shù)，當(dāng)括號中條件滿足時取值為1，否則取值為0；fmar為門檻變量，門檻值分別為γ1和γ2；μ為截距項(xiàng)；ξit為誤差項(xiàng)。

2.經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)

本文首先用門檻效應(yīng)模型對研究假說進(jìn)行檢驗(yàn)，將門檻變量設(shè)定為信貸市場化指數(shù)，依次在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的設(shè)定下進(jìn)行估計(jì)，發(fā)現(xiàn)單一門檻、雙重門檻和三重門檻的效果都非常顯著， 相應(yīng)的自抽樣P值分別為0.000 、0.002和0.002。本文采用雙門檻模型進(jìn)行估計(jì)，門檻值的估計(jì)結(jié)果為3.100和4.720，本文根據(jù)這兩個門檻值將信貸市場化程度劃分為低信貸市場化、中信貸市場化和高信貸市場化等3個區(qū)間。

表2面板門檻模型的估計(jì)結(jié)果

變量名稱[]估計(jì)結(jié)果

fmar0.007 （0.009）

lnK0.421***（0.045）

lnL0.934***（0.065）

lngex-0.408***（0.061）

emp-1.977***（0.356）

deficit（fmar≤3.100）-0.009（0.006）

deficit（3.100

deficit（fmar>4.720）0.022***（0.005）

constant-4.541***（0.256）

樣本量308

R20.471

注：括號中為標(biāo)準(zhǔn)差，*、**和***分別在10%、5%和1%的水平下顯著。表3同。

面板門檻模型的估計(jì)結(jié)果如表2所示，當(dāng)處于中低信貸市場化區(qū)間時，地方政府的財(cái)政壓力的估計(jì)系數(shù)不顯著，這表明由于此時地方政府的預(yù)算約束是軟的，財(cái)政壓力并不會對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展起促進(jìn)作用。當(dāng)處于高信貸市場化區(qū)間時，財(cái)政壓力估計(jì)系數(shù)為0.024，且估計(jì)結(jié)果通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，這一結(jié)果證明了本文的假設(shè)，即只有在信貸市場化程度較高且地方政府預(yù)

算約束被硬化的條件下，財(cái)政壓力才會對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展起促進(jìn)作用。其他變量方面，兩個模型都發(fā)現(xiàn)了非國有經(jīng)濟(jì)資本存量和非國有經(jīng)濟(jì)勞動力數(shù)量的估計(jì)系數(shù)顯著為正，且其估計(jì)系數(shù)也與司政和龔六堂[26]的估計(jì)結(jié)果比較接近。政府

支出和就業(yè)率的估計(jì)系數(shù)則顯著為負(fù)數(shù)，這一結(jié)

果表明，政府支出的擴(kuò)大對于非國有經(jīng)濟(jì)具有擠出效應(yīng)，不利于非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。而就業(yè)壓力也對于政府進(jìn)行國企改革有顯著的促進(jìn)作用。信貸市場化的估計(jì)系數(shù)也為正，但是其系數(shù)并不顯著。

3.分時間段的檢驗(yàn)

本文采用分段回歸的方法進(jìn)行進(jìn)一步檢驗(yàn)，選擇開始進(jìn)行銀行業(yè)股份制改革的2002年

國有銀行股份制改革的開啟以2002年2月第二次全國金融工作會議中所確立“必須把銀行辦成現(xiàn)代金融企業(yè)，推進(jìn)國有獨(dú)資商業(yè)銀行的綜合改革是整個金融改革的重點(diǎn)”為標(biāo)志。作為分界點(diǎn)，將樣本分為1997—2002年和2003—2009年兩段。將1997—2002年視為中低信貸市場化區(qū)間，將2003—2009年視為高信貸市場化區(qū)間，本文分別就這兩個階段進(jìn)行面板固定效應(yīng)的回歸，同時控制了時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)，其估計(jì)結(jié)果如表3所示。從分時段的回歸結(jié)果來看， 1997—2002年地方政府財(cái)政壓力對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的影響并不顯著，但是2003—2009年地方政府財(cái)政壓力則對非國有經(jīng)濟(jì)占比有著顯著的正向影響。就信貸市場化而論，1997—2002年信貸市場化對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)有顯著影響，而2002—2009年信貸市場化對非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展指數(shù)并無顯著影響。

表3分時段的估計(jì)結(jié)果

變量名稱1997—2002年2003—2009年

deficit-0.014（0.016）0.027***（0.005）

fmar0.072***（0.020）0.009（0.008）

lnK0.614***（0.136）0.435***（0.057）

lnL0.978***（0.236）0.713***（0.118）

lngex-0.688***（0.210）-0.369***（0.072）

emp-3.591*（1.845）-1.508***（0.392）constant-4.026***（1.045）-3.738***（0.490）

時間固定效應(yīng)控制控制

個體固定效應(yīng)控制控制

樣本量112196

R20.6660.816

分時段的回歸結(jié)果表明，財(cái)政壓力對所有制結(jié)構(gòu)的影響與信貸市場化程度密切相關(guān)。在信貸市場化程度較低的1997—2002年，地方政府可以通過對銀行系統(tǒng)進(jìn)行干預(yù)而彌補(bǔ)其財(cái)政支出的缺口，地方的財(cái)政預(yù)算約束是軟的，因而財(cái)政壓力與非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展的關(guān)系并不顯著。而在信貸市場化較高的2003—2009年，財(cái)政壓力與非國有經(jīng)濟(jì)占比有著顯著的正相關(guān)關(guān)系，這說明在信貸市場化較高的時期，地方政府的預(yù)算約束被硬化，財(cái)政壓力使政府不得不放棄對國企的擴(kuò)張。國有經(jīng)濟(jì)占比的降低使得非國有經(jīng)濟(jì)能獲得更多的信貸資源，進(jìn)而推動了非國有經(jīng)濟(jì)占比的提高。

五、結(jié)論與啟示

本文的研究表明，只有在財(cái)政預(yù)算約束被硬化的條件下，財(cái)政壓力才可能推動有利于經(jīng)濟(jì)增長的所有制結(jié)構(gòu)變遷。就中國而論，只有在信貸市場化程度逐步增高，政府的預(yù)算約束被進(jìn)一步硬化之后，財(cái)政壓力才會構(gòu)成政府進(jìn)行改革的動力，推動非國有經(jīng)濟(jì)占比的提高。本文的研究進(jìn)一步豐富了熊彼特—希克斯—諾斯命題，對于正在進(jìn)行的國企改革也有重要的啟示意義。

根據(jù)國家審計(jì)署公布的數(shù)據(jù)，截至2013年6月，中央政府債務(wù)占2012年年末GDP的24%，地方政府債務(wù)占2012年年末GDP的35%，合計(jì)占2012年年末GDP的59%。地方政府預(yù)算約束的放松使得地方政府再一次可以幫助國企進(jìn)行擴(kuò)張，在鋼鐵、航空和煤炭等領(lǐng)域出現(xiàn)了大規(guī)模的國進(jìn)民退現(xiàn)象，這對于金融穩(wěn)定和長期經(jīng)濟(jì)增長產(chǎn)生了不利影響。

十八屆三中全會指出，“國有資本、集體資本、非公有資本等交叉持股、相互融合的混合所有制經(jīng)濟(jì)是基本經(jīng)濟(jì)制度的重要實(shí)現(xiàn)形式”，要“允許更多國有經(jīng)濟(jì)和其他所有制經(jīng)濟(jì)發(fā)展成為混合所有制經(jīng)濟(jì)”，這表明了政府進(jìn)一步推動國企產(chǎn)權(quán)改革的決心。但如前文所述，如果不進(jìn)一步推動更廣泛的金融市場化改革來硬化地方政府的預(yù)算約束，那么地方政府可以繼續(xù)通過城投債等新型金融工具來緩解其財(cái)政壓力，而不是通過國企的產(chǎn)權(quán)改革來解決其面臨的債務(wù)問題。因此，筆者認(rèn)為，這一改革方向的成功執(zhí)行有賴于金融市場化改革的進(jìn)一步推進(jìn)，以硬化政府的預(yù)算約束，倒逼改革的進(jìn)行。

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（責(zé)任編輯：徐雅雯）