孫 瑞 臺(tái) 航

(1.北京大學(xué) 經(jīng)濟(jì)學(xué)院，北京 100871； 2.中國人民銀行 金融研究所，北京 100033)

一、引言和文獻(xiàn)綜述

財(cái)政分權(quán)體制作為企業(yè)經(jīng)濟(jì)行為的重要制度背景和市場經(jīng)濟(jì)體制的重要組成部分，能夠?qū)ζ髽I(yè)的市場行為產(chǎn)生重要影響。政府間財(cái)政關(guān)系通過改變地方政府的行為激勵(lì)，進(jìn)而影響到政府與市場之間以及市場上不同參與主體之間的關(guān)系。前者會(huì)影響地方政府對(duì)市場的干預(yù)，后者會(huì)影響局部市場的競爭關(guān)系。因此，建設(shè)科學(xué)、健全的財(cái)政分權(quán)體系是促進(jìn)經(jīng)濟(jì)穩(wěn)定增長、保障市場活力的重要條件之一，討論市場競爭問題與財(cái)政分權(quán)程度之間的關(guān)系是十分必要的，但截至目前，相關(guān)文獻(xiàn)很少關(guān)注財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響。

已有研究主要圍繞著財(cái)政分權(quán)的經(jīng)濟(jì)影響展開，重點(diǎn)討論財(cái)政分權(quán)對(duì)經(jīng)濟(jì)增長、公共產(chǎn)品提供以及企業(yè)生產(chǎn)效率的影響。財(cái)政分權(quán)理論認(rèn)為，財(cái)政分權(quán)可以對(duì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展有促進(jìn)作用是因?yàn)樨?cái)政競爭可以加強(qiáng)對(duì)地方政府的政治激勵(lì)作用，從而更好地承擔(dān)經(jīng)濟(jì)發(fā)展責(zé)任(Tiebout，1956；Musgrave，1959；Oates，1972；McKinnon et al.，1997；Qian et al.，1998；Weingast，2009；張晏 等，2005；沈坤榮 等，2005；謝貞發(fā) 等，2015)。許多研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)程度的提高可以促進(jìn)地方政府采取措施降低企業(yè)成本，如降低企業(yè)的實(shí)際稅率等，并增加公共品供給(郭玉清 等，2009；Marsh，2010；王麒麟，2011；饒曉輝 等，2014)，促進(jìn)產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)升級(jí)(崔志坤 等，2015；黃繼忠 等，2018)，促進(jìn)了技術(shù)進(jìn)步及技術(shù)效率的提高(趙文哲，2008；趙巖，2018)，從而提高企業(yè)的生產(chǎn)效率(臺(tái)航 等，2017)。

關(guān)于財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響，多數(shù)文獻(xiàn)從經(jīng)濟(jì)效率的角度出發(fā)來分析財(cái)政分權(quán)對(duì)資源配置的影響。陳詩一等(2008)討論了財(cái)政分權(quán)對(duì)地方政府支出效率的影響。一些研究從政分權(quán)對(duì)市場機(jī)制的影響這一角度，討論財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭以及區(qū)域間市場競爭的影響。Qian et al.(1998)的研究發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)有助于地方政府發(fā)揮信息優(yōu)勢，幫助企業(yè)提高生產(chǎn)效率。在此基礎(chǔ)上，由于財(cái)政分權(quán)環(huán)境下地方政府具有更強(qiáng)的激勵(lì)，因而加強(qiáng)了區(qū)域間的市場競爭，激發(fā)了市場活力，從而提高了經(jīng)濟(jì)效率(Montinola et al.，1995；Qian et al.，1996、1997；Lin et al.，2000)。

還有一些研究認(rèn)為，地方政府的產(chǎn)業(yè)政策和經(jīng)濟(jì)干預(yù)行為產(chǎn)生了負(fù)面作用。一是財(cái)政分權(quán)加強(qiáng)了政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)，并引起大量重復(fù)投資，導(dǎo)致市場競爭的同質(zhì)化(周黎安，2004、2008)。在財(cái)政分權(quán)引發(fā)的地方政府競爭機(jī)制中，市場的同質(zhì)競爭大于異質(zhì)競爭(丁重 等，2013)。二是財(cái)政分權(quán)的背景下，中央與地方的博弈可能會(huì)引起地方政府利益機(jī)制和行為的重大變化，即發(fā)生“援助之手”到“攫取之手”的轉(zhuǎn)變，從而干預(yù)了市場的正常運(yùn)行。聶輝華等(2007)研究了“政企合謀”，發(fā)現(xiàn)地方政府政績追求可能會(huì)縱容企業(yè)選擇“壞的”生產(chǎn)方式。在此基礎(chǔ)上，政府的干預(yù)行為導(dǎo)致的市場競爭失序并影響到企業(yè)的市場勢力，造成一定程度的資源分配的扭曲(陳抗 等，2002；孫早 等，2007)。綜上所述，盡管許多文獻(xiàn)對(duì)財(cái)政分權(quán)和經(jīng)濟(jì)增長、企業(yè)績效等問題展開了研究，但對(duì)于企業(yè)的競爭行為則很少有涉及。

既然在財(cái)政分權(quán)的背景下，地方政府有足夠的激勵(lì)通過多種政策手段激勵(lì)企業(yè)并維護(hù)市場競爭，那么研究財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響應(yīng)是合乎邏輯的。本文的貢獻(xiàn)主要在于：一是首次探討了財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響，豐富了關(guān)于財(cái)政分權(quán)影響資源配置的認(rèn)識(shí)；二是選取合理的宏、微觀指標(biāo)來度量財(cái)政分權(quán)的市場競爭程度；三是就財(cái)政分權(quán)與市場競爭之間的關(guān)系進(jìn)行了系統(tǒng)的實(shí)證分析，估計(jì)結(jié)果更具準(zhǔn)確性。

二、理論分析與研究假說

改革開放以來，中國政府間財(cái)政管理體制經(jīng)歷了以“分灶吃飯”為主要特征的“財(cái)政包干制”(1980—1993)和分稅制(1994—)兩個(gè)時(shí)期。在此過程中，政府間財(cái)政關(guān)系的調(diào)整圍繞著稅利分配展開，特別是在1994年實(shí)施分稅制改革之后，中央與地方政府間在以增值稅、企業(yè)所得稅等稅種為主體的稅收格局下，形成了稅收彈性分成制度(呂冰洋 等，2016)。正是由于稅收分成制度在不同時(shí)期、不同地區(qū)表現(xiàn)出的彈性變化，使得各地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展表現(xiàn)出了差異性。

值得注意的是，地方財(cái)政分權(quán)程度的變化通過影響地方政府的行為，從而進(jìn)一步影響地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效。除此之外，財(cái)政分權(quán)的變化還會(huì)影響政府與市場之間的關(guān)系，使得政府更加關(guān)注市場經(jīng)濟(jì)的制度構(gòu)建和運(yùn)營效率。當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度提高時(shí)，由于具有更高的財(cái)政自主權(quán)，地方政府當(dāng)家理財(cái)?shù)姆e極性會(huì)有所提高。此時(shí)，為了增加財(cái)政收入、降低財(cái)政支出，地方政府會(huì)更加關(guān)注市場基礎(chǔ)設(shè)施的完善，注重改善市場競爭環(huán)境和完善運(yùn)行制度，以提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率、增加企業(yè)產(chǎn)出，從而最終提高財(cái)政收入水平。此外，財(cái)政分權(quán)程度提高引發(fā)的財(cái)政競爭，也使得地方政府更為關(guān)注本地區(qū)的制度環(huán)境，以吸引更多生產(chǎn)要素的流入，從而促進(jìn)本地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展。具體而言，財(cái)政分權(quán)會(huì)對(duì)市場競爭產(chǎn)生三種效應(yīng)：

第一，財(cái)政激勵(lì)效應(yīng)。較高的財(cái)政分權(quán)程度會(huì)激發(fā)地方政府完善市場基礎(chǔ)設(shè)施的積極性。分稅制改革之后，中央與地方政府之間形成了“稅收彈性分成”制度。其中，增值稅和企業(yè)所得稅作為兩大主體稅種(2017年兩稅之和占到中國稅收收入總額的61.30%)，是實(shí)行分成制度的典型代表：根據(jù)現(xiàn)行分稅制體制的規(guī)定，增值稅在中央和地方之間按照60∶40比例分成，“營改增”改革之后改為50∶50；企業(yè)所得稅按照60∶40分成。在省級(jí)以下，即省級(jí)政府、地市級(jí)政府和縣級(jí)政府之間同樣實(shí)行多種形式的稅收分成制度(張立承，2011)。在此背景下，地方政府為了獲取更多的財(cái)政收入，會(huì)在給定分成比例下盡量擴(kuò)大稅基，發(fā)展地方經(jīng)濟(jì)，提高經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率。同時(shí)，為了節(jié)省財(cái)政開支、提高政府支出效率，地方政府還有動(dòng)機(jī)減少對(duì)國有企業(yè)的經(jīng)營補(bǔ)貼等，著力推動(dòng)國企改革來提高其運(yùn)營效率，從而改善市場競爭環(huán)境(臺(tái)航 等，2017)。因此，增收節(jié)支動(dòng)機(jī)會(huì)促使地方政府更加注重市場經(jīng)濟(jì)的運(yùn)行效率，通過加強(qiáng)市場規(guī)制等措施維護(hù)市場競爭秩序，降低市場壟斷程度，從而為轄區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展提供長期動(dòng)力。

第二，晉升激勵(lì)效應(yīng)。官員晉升錦標(biāo)賽理論認(rèn)為，在中國高度集中的政治管理體制下，地方的經(jīng)濟(jì)發(fā)展績效是上級(jí)政府考核地方官員、決定其升遷的重要依據(jù)(Chen et al.，2005；周黎安，2007；吳敏 等，2018)。在晉升壓力下，地方政府的經(jīng)濟(jì)行為會(huì)受政府官員的政治激勵(lì)影響。上級(jí)政府對(duì)下級(jí)政府的政績考核具有兩個(gè)特點(diǎn)：一是考核標(biāo)準(zhǔn)以GDP增長率、外資引進(jìn)力度等經(jīng)濟(jì)指標(biāo)為主；二是考核方式同時(shí)兼顧縱向考核(同一地區(qū)先后不同歷史時(shí)期的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)比)和橫向考核(同一時(shí)期不同地區(qū)之間的經(jīng)濟(jì)發(fā)展對(duì)比)兩種方式，最突出的表現(xiàn)就是上級(jí)普遍采用的是相對(duì)于鄰近省份和前任官員的績效評(píng)估方式來加大激勵(lì)效果。因此，在處理政府與市場之間的關(guān)系時(shí)，地方政府出于晉升激勵(lì)往往會(huì)采取相關(guān)措施優(yōu)化市場競爭環(huán)境，包括維護(hù)市場公平、強(qiáng)化市場監(jiān)管、加大執(zhí)法力度、維護(hù)市場秩序等，提高市場的競爭程度，激發(fā)企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的活力。可見，正是在這種行政集權(quán)與財(cái)政分權(quán)相結(jié)合的制度背景下，地方政府在晉升壓力下會(huì)主動(dòng)調(diào)整政府與市場之間的關(guān)系，注重為地方企業(yè)發(fā)展提供良好的市場競爭環(huán)境，調(diào)動(dòng)企業(yè)的積極性，提高經(jīng)濟(jì)績效。

第三，橫向競爭效應(yīng)。公共選擇理論認(rèn)為，當(dāng)政府面臨著外部競爭壓力時(shí)，會(huì)具有更高的效率和更強(qiáng)的責(zé)任感。第二代財(cái)政聯(lián)邦主義強(qiáng)調(diào)財(cái)政分權(quán)可以通過制度安排來影響地方政府和企業(yè)的經(jīng)濟(jì)行為，從而提高經(jīng)濟(jì)效率。McKinnon et al.(1997)、Qian et al.(1998)利用委托代理理論和公共選擇理論，指出財(cái)政分權(quán)至少會(huì)從兩個(gè)方面使經(jīng)濟(jì)運(yùn)行效率得到改進(jìn)：一是如果地方政府對(duì)經(jīng)濟(jì)活動(dòng)干預(yù)太多，會(huì)使有價(jià)值的投資活動(dòng)轉(zhuǎn)向政府干預(yù)較少的地區(qū)，地方之間的這種競爭會(huì)減少政府干預(yù)；二是地方財(cái)政收支的掛鉤會(huì)增強(qiáng)地方政府發(fā)展經(jīng)濟(jì)的積極性?？梢姡S著勞動(dòng)、資本等生產(chǎn)要素在轄區(qū)間的流動(dòng)，財(cái)政分權(quán)程度的提高增強(qiáng)了地方政府在服務(wù)經(jīng)濟(jì)發(fā)展中的主動(dòng)性，使得地方政府之間圍繞著生產(chǎn)要素的區(qū)域配置展開激烈的競爭，在無形中形成了競爭性市場。對(duì)于不同地區(qū)的企業(yè)而言，良好的營商環(huán)境是關(guān)鍵，而政商關(guān)系和市場結(jié)構(gòu)則是營商環(huán)境的重要組成部分。對(duì)于給定地區(qū)而言，市場競爭程度越高、壟斷勢力越低，企業(yè)進(jìn)入的可能性也就越大。因此，財(cái)政分權(quán)程度的提高引發(fā)的政府間的橫向競爭，使得地方政府更加注重營商環(huán)境的改善，減少政府干預(yù)，提高市場競爭程度，促進(jìn)市場基礎(chǔ)設(shè)施的完善。

財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的三種影響效應(yīng)如圖1所示。

圖1財(cái)政分權(quán)影響市場競爭的邏輯關(guān)系圖

綜上所述，提出本文基本研究假說：

財(cái)政分權(quán)程度的提高會(huì)促進(jìn)地區(qū)的市場競爭，降低市場的壟斷程度。

這個(gè)假說意味著對(duì)于財(cái)政分權(quán)程度較高的地區(qū)而言，市場的壟斷勢力也較低。為了驗(yàn)證假說的正確性，本文將以縣級(jí)數(shù)據(jù)和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)庫數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，采取合理的指標(biāo)衡量地方政府的財(cái)政分權(quán)和市場競爭程度，從而進(jìn)行系統(tǒng)的實(shí)證分析。

三、財(cái)政分權(quán)與市場競爭程度的測算

(一)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)的測算

財(cái)政分權(quán)反映了在全國性的財(cái)政資源配置當(dāng)中地方政府可支配權(quán)力的大小。關(guān)于如何測算地方政府的財(cái)政分權(quán)程度，已有文獻(xiàn)的做法并不一致，由此帶來的實(shí)證分析結(jié)果也存在差異。直觀上看，選取合理的指標(biāo)來衡量地方政府在財(cái)政資源配置中的相對(duì)權(quán)力大小最為合適。但是，由于制度本身難以進(jìn)行量化分析，并且存在著較大的不確定性和主觀性等問題，因此已有文獻(xiàn)多從地方政府與中央政府的財(cái)力比較的角度來衡量財(cái)政分權(quán)程度的大小。對(duì)于中國而言，稅權(quán)劃分無疑在分稅制改革的過程中扮演著更為關(guān)鍵的角色：通過合理劃分稅種，在中央和地方政府間實(shí)施稅收分成改革，以調(diào)動(dòng)中央和地方政府的積極性，最終建立與社會(huì)主義市場經(jīng)濟(jì)體制相適應(yīng)的現(xiàn)代財(cái)政制度(樓繼偉，2013；呂冰洋 等，2018)?？梢姡缘胤秸亩愂辗殖杀壤齺砗饬控?cái)政分權(quán)程度更能匹配中國的特殊實(shí)踐。為此，本文主要借鑒呂冰洋等(2016)的做法，測算縣級(jí)政府所獲取的財(cái)政收入(稅收收入)比例，以度量縣級(jí)的財(cái)政分權(quán)程度。呂冰洋等(2016)在測算稅收分成時(shí)，通過將一省所有的縣級(jí)地區(qū)視為一個(gè)整體，用各省縣級(jí)政府獲取的稅收收入總和，除以該省實(shí)際獲取的稅收收入來代表縣級(jí)政府的稅收收入分成率。考慮到增值稅和企業(yè)所得稅是中國現(xiàn)行稅制中稅收收入規(guī)模最大的兩個(gè)稅種，同時(shí)恰好也是中央政府與地方政府之間分別實(shí)行分成辦法的兩大稅種，本文以這兩個(gè)稅種為代表來分別測算縣級(jí)整體的稅收分成狀況。此外，還借鑒稅收分成的測算方法，用預(yù)算內(nèi)財(cái)政收入代替稅收收入來計(jì)算財(cái)政收入分成指標(biāo)。縣級(jí)政府的增值稅(VAT)、企業(yè)所得稅(CIT)和財(cái)政收入的分成率的具體計(jì)算公式如下：

(1)

(2)

(3)

在式(1)、(2)中，縣級(jí)政府的增值稅和企業(yè)所得稅收入總額由各省的縣級(jí)數(shù)據(jù)加總而得，縣級(jí)政府所在省份的實(shí)際增值稅和企業(yè)所得稅收入額為該省份稅務(wù)部門(包含國稅與地稅)組織的增值稅和企業(yè)所得稅收入總額。在式(3)中，縣級(jí)政府的財(cái)政收入總額由各省的縣級(jí)財(cái)政收入數(shù)據(jù)加總而得，實(shí)際財(cái)政收入額為稅務(wù)部門組織的收入總額加上非稅收入。分子數(shù)據(jù)均來自于《全國地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料匯編》，分母數(shù)據(jù)均來自于《中國稅務(wù)年鑒》。

值得注意的是，根據(jù)式(1)～(3)計(jì)算的分成指標(biāo)雖然是省級(jí)層面的數(shù)據(jù)，但是反映的卻是縣級(jí)層面的分成問題。另外，為了豐富財(cái)政分權(quán)變量樣本，同時(shí)提高分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文還借鑒張晏等(2005)、賈俊雪等(2016)的做法，以縣級(jí)層級(jí)與其他層級(jí)的人均財(cái)力之比來測算各縣級(jí)地區(qū)的財(cái)政分權(quán)程度，即

(4)

利用式(4)可以測算財(cái)政分權(quán)程度為縣級(jí)層面的數(shù)據(jù)，樣本量較為豐富。根據(jù)縣級(jí)財(cái)政數(shù)據(jù)的可得性，測算的縣級(jí)財(cái)政收入分成比例、增值稅分成比例、企業(yè)所得稅分成比例和財(cái)政收入分權(quán)的時(shí)間范圍依次為2000—2007年，2003—2007年，1997—2009年和1997—2015年。

(二)市場競爭程度的測算

本文對(duì)壟斷勢力的衡量主要采用企業(yè)產(chǎn)品價(jià)格與其邊際成本之比成本加成(markup)。成本加成體現(xiàn)了企業(yè)在市場競爭中的壟斷利潤的大小，一般來說，在完全競爭市場中，企業(yè)的成本加成等于1，而在不完全競爭市場中的成本加成大于1。當(dāng)企業(yè)的壟斷利潤越高，市場的競爭水平越低。企業(yè)壟斷勢力的測算需要銷售價(jià)格和邊際成本等企業(yè)基本信息，但邊際成本不可觀測，De Loecker et al.(2012)提出了一般性的測算方法，并被廣泛采用(Lu et al.，2015；黃先海 等，2016；王貴東，2017)。

該方法的基本研究思路為，給定企業(yè)的要素價(jià)格和產(chǎn)量Q，通過選擇要素X來最小化成本，可得拉格朗日方程：

(5)

其中：λ為影子價(jià)格，反映了企業(yè)的邊際成本MC；X表示投入要素。由拉格朗日方程的一階條件可得：

(6)

其中，P代表產(chǎn)品銷售價(jià)格。式(6)等式左邊為產(chǎn)品價(jià)格與邊際成本之比，即成本加成。觀察等式右邊，分子為要素的投入產(chǎn)出彈性，分母為要素的報(bào)酬份額。因此，可以通過要素的產(chǎn)出彈性和要素報(bào)酬份額直接算出企業(yè)的壟斷勢力，并且只需要一種要素的報(bào)酬份額和產(chǎn)出彈性。此外，這種方法不受企業(yè)的生產(chǎn)函數(shù)的限制。

1.要素產(chǎn)出彈性估計(jì)

一般情況下，OP法的被解釋變量為工業(yè)增加值對(duì)數(shù)值(Olley et al.，1996)，LP法的被解釋變量為工業(yè)增加值對(duì)數(shù)值或工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)數(shù)值(Levinsohn et al.，2003)。在本文所掌握的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中，工業(yè)總產(chǎn)值的時(shí)間序列(1996—2013年)長于工業(yè)增加值(1996—2007年、2010年)，而在后面計(jì)算報(bào)酬份額時(shí)需要再次利用工業(yè)總產(chǎn)值或工業(yè)增加值數(shù)據(jù)。此外，Olley et al.(1996)認(rèn)為使用投資作為TFP的代理變量可以有效解決估算中的內(nèi)生性問題，但是實(shí)際上當(dāng)企業(yè)不在當(dāng)年進(jìn)行投資時(shí)，投資則不能反映全要素生產(chǎn)率的變化。在此基礎(chǔ)上，Levinsohn et al.(2003)則認(rèn)為投資并不能完全反映生產(chǎn)率的變化，使用企業(yè)的當(dāng)年中間投入作為生產(chǎn)率的代理變量，以解決OP方法中部分企業(yè)無當(dāng)年投資的問題。

本文主要采用LP法估計(jì)要素產(chǎn)出彈性，即被解釋變量為工業(yè)總產(chǎn)值對(duì)數(shù)值。取勞動(dòng)投入為自由變量，資本存量作為資本變量，中間投入作為代理變量，分別估計(jì)29個(gè)(13～42)行業(yè)的要素產(chǎn)出彈性。因?yàn)镈e Loecker et al.(2012)所提出的方法不需要對(duì)生產(chǎn)函數(shù)進(jìn)行任何設(shè)定，所以本文直接采用雙對(duì)數(shù)模型估計(jì)要素產(chǎn)出彈性，計(jì)量模型如下：

ln Ykt=β0+βLln Lkt+βKln Kkt+βMln Mkt+εkt

(7)

其中，Ykt為工業(yè)總產(chǎn)值，Lkt為勞動(dòng)力要素投入，Kkt為資本存量，Mkt為中間投入，βL、βK、βM分別為對(duì)應(yīng)的產(chǎn)出彈性，下標(biāo)k代表企業(yè)個(gè)體、t表示年份。

2.壟斷勢力的測算

本文使用1998—2013年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫，樣本包括全部國有企業(yè)及規(guī)模以上(年收入500萬元以上)的其他工業(yè)企業(yè)。所有制包含國有、集體、民營、外資企業(yè)。本文根據(jù)Brandt et al.(2014)的做法，除去不合理的觀測值：企業(yè)總產(chǎn)值、各項(xiàng)投入以及固定資產(chǎn)原值和凈值為負(fù)；企業(yè)固定資產(chǎn)原值小于固定資產(chǎn)凈值；工業(yè)增加值或中間投入大于總產(chǎn)出，或主營銷售收入大于總銷售收入；企業(yè)勞動(dòng)、資本等關(guān)鍵數(shù)據(jù)缺失。對(duì)于企業(yè)增加值和總產(chǎn)出，本文使用消費(fèi)者價(jià)格平減指數(shù)來進(jìn)行相應(yīng)的調(diào)整。

利用估計(jì)出的勞動(dòng)產(chǎn)出彈性和勞動(dòng)報(bào)酬份額，根據(jù)De Loecker et al.(2012)的方法，本文測算出1998—2013年中國制造業(yè)企業(yè)的壟斷勢力。由于2011—2013年的數(shù)據(jù)并未包含中間投入值和增加值，本文采用余淼杰等(2018)的方法，利用產(chǎn)出、工資和折舊信息估計(jì)中間品投入值。用當(dāng)年企業(yè)的全部從業(yè)人數(shù)來衡量勞動(dòng)投入，以當(dāng)年應(yīng)付工資確定工資水平并進(jìn)行價(jià)格平減。通過固定資產(chǎn)投資價(jià)格指數(shù)對(duì)企業(yè)的資本存量進(jìn)行調(diào)整。

通過對(duì)以上企業(yè)數(shù)據(jù)的梳理，本文分行業(yè)計(jì)算生產(chǎn)函數(shù)并以行業(yè)為基準(zhǔn)進(jìn)行參數(shù)估計(jì)。為了排除離群值對(duì)回歸結(jié)果的影響，本文剔除了低于1%和高于99%分位數(shù)的樣本。經(jīng)過計(jì)算和樣本的篩選，本文得出的企業(yè)壟斷勢力的均值為1.35。

圖2為2013年全國分地區(qū)企業(yè)壟斷勢力分布圖?？梢钥闯觯髽I(yè)壟斷勢力分為五個(gè)層次。東北三省、內(nèi)蒙古、河北、河南的企業(yè)壟斷勢力最高，第二層次大部分是中西部省份，第三層次為東部沿海地區(qū)，再次為欠發(fā)達(dá)省份。根據(jù)壟斷勢力的分布情況可以看出，在市場經(jīng)濟(jì)發(fā)展程度較高的省份，企業(yè)壟斷勢力平均水平較低，在較為依賴資源、重工業(yè)的省份，市場的作用較弱，企業(yè)的壟斷勢力較高。這說明，在財(cái)政分權(quán)改革和市場化推進(jìn)較為深入的地區(qū)，中國制造業(yè)企業(yè)的壟斷勢力水平分布呈下降趨勢。

圖22013年度全國各地區(qū)工業(yè)企業(yè)市場勢力分布圖

四、實(shí)證策略與數(shù)據(jù)說明

(一)計(jì)量模型和變量選擇

為檢驗(yàn)上文提出的假說，本文以縣(市)級(jí)地區(qū)財(cái)政數(shù)據(jù)和規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫所結(jié)合成的面板數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，通過建立一系列計(jì)量模型來進(jìn)行實(shí)證分析，以得到全面和穩(wěn)健的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。由于壟斷勢力對(duì)數(shù)值(ln markup)的密度函數(shù)較壟斷勢力(markup)更為對(duì)稱，本文將選用壟斷勢力對(duì)數(shù)值(ln markup)參與最終計(jì)量回歸?；鶞?zhǔn)計(jì)量方程如下：

ln markupit=β0+β1fiscalct+β2Xit+β3Zct+β4Zpt+ηi,t+εit

(8)

其中，i代表企業(yè)，t代表時(shí)間，ln markupit是指企業(yè)的成本加成率的對(duì)數(shù)值，fiscalct指地方財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，Xit是指企業(yè)層面控制變量，Zct是縣級(jí)控制變量，Zpt為省級(jí)控制變量，ηi,t為企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)，εit為殘差項(xiàng)。β1度量了財(cái)政分權(quán)對(duì)企業(yè)成本加成率的影響，若β1<0,則證明財(cái)政分權(quán)程度越高，企業(yè)的成本加成率越低，市場競爭程度也就越高。

成本加成作為因變量，用以反映市場競爭程度，成本加成率越高說明市場競爭程度越低。財(cái)政分權(quán)作為核心解釋變量，包括上文已計(jì)算的以下指標(biāo)：市縣級(jí)財(cái)政收入分成(sxjts_fis)、市縣級(jí)增值稅收入分成(sxjts_vat)、市縣級(jí)所得稅收入分成(sxjts_cit)、市縣級(jí)財(cái)政收入分成(fd_xjr)。核心解釋變量反映了地方財(cái)政分權(quán)程度。

根據(jù)已有文獻(xiàn)，本文的控制變量主要包括：

1.企業(yè)特征控制變量

具體包括：企業(yè)規(guī)模，本文取總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值、員工人數(shù)的對(duì)數(shù)值代表企業(yè)規(guī)模，這是由于規(guī)模較大的企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營的多個(gè)環(huán)節(jié)都相對(duì)更有優(yōu)勢(聶輝華 等，2009)；企業(yè)的盈利能力，本文取利潤和總資產(chǎn)之比，企業(yè)的盈利能力反映了企業(yè)在增加要素投入時(shí)的難易程度，盈利能力更強(qiáng)的企業(yè)往往有更低的融資成本，控制企業(yè)的盈利能力從而控制盈利能力對(duì)企業(yè)成本加成的影響；企業(yè)主要生產(chǎn)特征，本文控制了產(chǎn)品銷售率(產(chǎn)品銷售收入/工業(yè)總產(chǎn)值)、投入產(chǎn)出率(中間投入合計(jì)/增加值)、資本密集度(資產(chǎn)總計(jì)/主營業(yè)務(wù)收入)；企業(yè)年齡(對(duì)數(shù)值)；企業(yè)的出口性質(zhì)，本文控制了產(chǎn)品出口比例(出口交貨值/總產(chǎn)值)，反映企業(yè)是否為面向出口的制造業(yè)企業(yè)；企業(yè)融資特征，本文控制了企業(yè)的貸款能力(利息支出/資產(chǎn)總計(jì))，反映企業(yè)的融資能力；企業(yè)所有權(quán)性質(zhì)，本文控制了企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)虛擬變量(國有企業(yè)=1)，反映企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)。

2.縣級(jí)控制變量

具體包括：經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平，本文使用人均實(shí)際國內(nèi)生產(chǎn)總值的自然對(duì)數(shù)來表示，反映經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段對(duì)研發(fā)活動(dòng)的影響；財(cái)政自主度，即地方財(cái)政一般預(yù)算收入與一般預(yù)算支出之比，反映政府財(cái)政收支狀況；政府規(guī)模，本文取政府支出與GDP之比；工業(yè)化率，用第二產(chǎn)業(yè)增加值占國內(nèi)生產(chǎn)總值的比重來表示，反映工業(yè)化進(jìn)程的影響；城鎮(zhèn)化率，即城鎮(zhèn)人口占總?cè)丝诘谋戎?，反映城市化進(jìn)程和城鄉(xiāng)結(jié)構(gòu)對(duì)研發(fā)活動(dòng)的影響；金融發(fā)展水平，即金融機(jī)構(gòu)年末存貸款余額/GDP，反映地區(qū)金融市場發(fā)展程度和金融體系建設(shè)水平。

3.省級(jí)控制變量

具體包括：省級(jí)CPI，即省份年度消費(fèi)者價(jià)格指數(shù)，反映當(dāng)?shù)匚飪r(jià)水平；對(duì)外開放度，即進(jìn)出口總額與GDP的比值，反映當(dāng)?shù)氐膶?duì)外開放程度；人均公路里程，反映當(dāng)?shù)鼗A(chǔ)設(shè)施建設(shè)水平。

由于固定效應(yīng)回歸可以有效控制不可觀測因素的影響，本文的實(shí)證策略主要以固定效應(yīng)回歸為主。由于不同的企業(yè)由于行業(yè)、生產(chǎn)技術(shù)的不同，進(jìn)而全要素生產(chǎn)率和成本加成也會(huì)出現(xiàn)相應(yīng)差異，本文控制了企業(yè)固定效應(yīng)(i.firm)；考慮到經(jīng)濟(jì)和政策的周期性變動(dòng)，本文控制了年份固定效應(yīng)。在基礎(chǔ)回歸的基礎(chǔ)上，為了檢驗(yàn)分析結(jié)果的穩(wěn)健性，本文利用分樣本回歸，對(duì)不同規(guī)模、進(jìn)出口類型、所有制類型的工業(yè)企業(yè)成本加成與財(cái)政分權(quán)之間的影響關(guān)系進(jìn)行檢驗(yàn)，并進(jìn)行了調(diào)整聚類水平的檢驗(yàn)。

(二)數(shù)據(jù)說明

本文使用了1998—2013年縣級(jí)層面的數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，主要來自于各類統(tǒng)計(jì)資料和統(tǒng)計(jì)年鑒。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)

首先，本文使用了中國國家統(tǒng)計(jì)局的年度工業(yè)企業(yè)調(diào)查數(shù)據(jù)，刪去了上下1%的觀測值以消除異常值的影響。其次，縣級(jí)、地市級(jí)財(cái)政和人口數(shù)據(jù)來自《全國地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》《中國區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》，其中地級(jí)市和縣級(jí)縣市地區(qū)的人口數(shù)據(jù)不足的數(shù)據(jù)主要來源于《中國城市統(tǒng)計(jì)年鑒》和《中華人民共和國全國分縣市人口統(tǒng)計(jì)資料》；中央、省級(jí)財(cái)政和人口數(shù)據(jù)來自《中國統(tǒng)計(jì)年鑒》和各省級(jí)地區(qū)的統(tǒng)計(jì)年鑒。表1為主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。

五、實(shí)證結(jié)果分析

(一)基準(zhǔn)結(jié)果分析

理論分析表明，財(cái)政分權(quán)程度的提高可以提高市場競爭程度，即降低企業(yè)的成本加成率。表2為以壟斷勢力對(duì)數(shù)值為因變量的主要計(jì)量回歸結(jié)果，模型控制了面板固定效應(yīng)(FE)。觀察列(1)，主要解釋變量為市縣級(jí)財(cái)政分權(quán)指標(biāo)，表示縣級(jí)政府和市級(jí)政府之間的財(cái)政收入分成比例。列(1)的回歸結(jié)果符號(hào)為負(fù)，說明當(dāng)縣級(jí)政府財(cái)政收入分成比例越高時(shí)，企業(yè)的壟斷勢力隨之越低，當(dāng)?shù)厥袌龈偁幊潭认鄳?yīng)越高。觀察列(2)、(3)，其主要解釋變量分別為市縣級(jí)的增值稅和所得稅的分成比例，回歸結(jié)果顯示，縣級(jí)政府的稅收分成比例對(duì)企業(yè)的壟斷勢力起到了顯著的負(fù)向作用，說明財(cái)政分權(quán)降低了企業(yè)的壟斷地位，提升了市場競爭程度。列(4)主要解釋變量為縣級(jí)財(cái)政收入的分權(quán)指標(biāo)，可以看到當(dāng)縣級(jí)收入的分權(quán)程度越高時(shí)，企業(yè)壟斷勢力越弱，而市場競爭程度越高。

表2 財(cái)政分權(quán)與工業(yè)企業(yè)成本加成計(jì)量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。被解釋變量為企業(yè)成本加成的對(duì)數(shù)值(ln markup)，所有模型均控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤取企業(yè)層面。

上述結(jié)果表明：縣市地區(qū)的稅收分成越高，則該地區(qū)企業(yè)的壟斷勢力(即成本加成)就越弱，這就說明財(cái)政分權(quán)的提高會(huì)促進(jìn)地方政府更傾向于激發(fā)市場活力和市場競爭。根據(jù)本文的理論分析，地方政府的收入分成越高，則該地區(qū)的市場競爭程度就越高，因此采用稅收分成等財(cái)政分權(quán)指標(biāo)也較好地驗(yàn)證了之前本文的結(jié)論。

(二)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

雖然本文在之前的回歸中基本證實(shí)了財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響，但還存在一些其他的機(jī)制可能得出不同的結(jié)論。因此，需要通過一系列的檢驗(yàn)來排除這些因素的干擾。本文主要從企業(yè)的規(guī)模、出口份額、所有制類型和不同的聚類水平四個(gè)角度檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響效果。

1.異質(zhì)性：企業(yè)規(guī)模

由于企業(yè)的規(guī)模效應(yīng)對(duì)于企業(yè)的壟斷力量起到十分顯著的作用，本文將每年度的企業(yè)規(guī)模按照中位數(shù)分為規(guī)模以上和規(guī)模以下，進(jìn)行分樣本回歸，以檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響的穩(wěn)健性。

表3 財(cái)政分權(quán)與工業(yè)企業(yè)成本加成企業(yè)規(guī)模分樣本計(jì)量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。被解釋變量為企業(yè)成本加成的對(duì)數(shù)值(ln markup)，所有模型均控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤取企業(yè)層面。為了節(jié)省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結(jié)果。

表3為考慮到企業(yè)規(guī)模影響的分樣本回歸結(jié)果。表3中列(1)～(4)為大企業(yè)樣本的回歸結(jié)果，列(5)～(8)為小企業(yè)樣本的回歸結(jié)果。分析表3，可以看出，在不同規(guī)模類別的情況下，財(cái)政分權(quán)仍然對(duì)企業(yè)的成本加成有負(fù)向作用，也就是說財(cái)政分權(quán)程度越高，市場競爭程度越高，而企業(yè)的成本加成越低，即財(cái)政分權(quán)有效地提升了市場競爭程度。

2．異質(zhì)性：企業(yè)出口份額

考慮到企業(yè)加成和企業(yè)出口行為之間存在較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)(De Loecker et al.，2012)，本文主要檢驗(yàn)財(cái)政分權(quán)對(duì)于不同出口類型企業(yè)的影響，以驗(yàn)證結(jié)論的穩(wěn)健性。本文將出口產(chǎn)品份額占產(chǎn)品銷售收入一半以上的企業(yè)定義為出口企業(yè)，并進(jìn)行分樣本回歸。表4為考慮到企業(yè)出口類型影響的分樣本回歸結(jié)果,分別列出了出口企業(yè)與非出口企業(yè)的回歸結(jié)果。

表4 財(cái)政分權(quán)與工業(yè)企業(yè)成本加成出口企業(yè)分樣本計(jì)量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。被解釋變量為企業(yè)成本加成的對(duì)數(shù)值(ln markup)，所有模型均控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤取企業(yè)層面。為了節(jié)省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結(jié)果。

表4中列(1)～(4)為出口企業(yè)樣本的回歸結(jié)果，列(5)～(8)為非出口企業(yè)樣本的回歸結(jié)果。觀察回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，財(cái)政分權(quán)對(duì)出口企業(yè)樣本的回歸系數(shù)顯著性更強(qiáng)，即財(cái)政分權(quán)程度的提高能夠顯著地提高出口企業(yè)的市場競爭程度。這是由于出口企業(yè)主要面對(duì)國際市場競爭，其市場競爭力較強(qiáng)，對(duì)市場競爭環(huán)境更為敏感。當(dāng)財(cái)政分權(quán)程度提高，市場環(huán)境的優(yōu)化對(duì)出口企業(yè)的影響更為顯著。

3.分樣本回歸：所有制類型

相關(guān)研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)的私有化可能會(huì)影響企業(yè)的生產(chǎn)績效從而影響企業(yè)的成本加成(Konings et al.，2005)，而國有企業(yè)改制對(duì)企業(yè)績效會(huì)產(chǎn)生顯著的正向作用，提高企業(yè)的利潤水平和生產(chǎn)效率，這種狀況一般出現(xiàn)在競爭程度比較高的行業(yè)(盛丹，2013)。為此，本文將制造業(yè)企業(yè)分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩類，檢驗(yàn)所有制的不同是否會(huì)干預(yù)到財(cái)政分權(quán)對(duì)企業(yè)成本加成的影響，結(jié)果見表5。

表5 財(cái)政分權(quán)與工業(yè)企業(yè)成本加成所有制類型分樣本計(jì)量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。被解釋變量為企業(yè)成本加成的對(duì)數(shù)值(ln markup)，所有模型均控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)，聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤取企業(yè)層面。為了節(jié)省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結(jié)果。

總體上看，地方政府的財(cái)政分權(quán)程度越高時(shí)，企業(yè)的市場壟斷力量越低。表5中列(1)～(4)為國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果，列(5)～(8)為非國有企業(yè)樣本的回歸結(jié)果。比較回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，國有企業(yè)和非國有企業(yè)兩組樣本中，財(cái)政分權(quán)都產(chǎn)生了負(fù)向影響，但財(cái)政分權(quán)對(duì)非國有企業(yè)的影響較為顯著，對(duì)國有企業(yè)的影響不顯著。原因可能在于，國有企業(yè)一般處于市場中的壟斷地位，具有市場優(yōu)勢，因此國有企業(yè)對(duì)市場競爭環(huán)境的變化敏感程度相對(duì)于非國有企業(yè)更低。

4.調(diào)整聚類水平

考慮到不同聚類水平可能對(duì)回歸結(jié)果帶來的影響，本文分別采用了縣級(jí)時(shí)間趨勢和個(gè)體時(shí)間趨勢的聚類水平進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。計(jì)量回歸結(jié)果如表6所示。

表6 財(cái)政分權(quán)與工業(yè)企業(yè)成本加成不同聚類水平計(jì)量回歸結(jié)果

注：***、**、*分別表示1%、5%、10%的顯著性水平，括號(hào)內(nèi)為穩(wěn)健性標(biāo)準(zhǔn)誤。被解釋變量為企業(yè)成本加成的對(duì)數(shù)值(ln markup)，所有模型均控制了個(gè)體固定效應(yīng)和時(shí)間固定效應(yīng)。為了節(jié)省篇幅，表中略去了其他控制變量的回歸結(jié)果。

表6分別報(bào)告了在縣級(jí)時(shí)間趨勢(列(1)～(4))和個(gè)體時(shí)間趨勢(列(5)～(8))的聚類水平下的回歸結(jié)果?？梢钥吹剑诓煌木垲愃较?，財(cái)政分權(quán)與企業(yè)的壟斷勢力的關(guān)系顯著為負(fù)。這說明在不同的聚類水平下，本文的結(jié)論依然穩(wěn)健，即財(cái)政分權(quán)程度的提高，有效地促進(jìn)了市場競爭。

5.替代性指標(biāo)分析

本文之所以選取成本加成率作為衡量市場競爭程度的指標(biāo)， 是考慮到該指標(biāo)相對(duì)于其他指標(biāo)具有更多的優(yōu)勢：

第一，成本加成體現(xiàn)了企業(yè)微觀層面市場地位和市場競爭強(qiáng)度，具有扎實(shí)的微觀基礎(chǔ)，樣本量也更加豐富。首先，成本加成也可以稱為價(jià)格成本邊際，反映了企業(yè)在微觀層面上的壟斷利潤水平。對(duì)于衡量地區(qū)層面的差異，微觀指數(shù)一方面保留了企業(yè)的微觀特征，另一方面不再受到行業(yè)限制而導(dǎo)致企業(yè)特征信息的損失，可以更好地結(jié)合宏觀層面的地區(qū)數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。其次，企業(yè)獲得壟斷利潤是市場壟斷的主要特征，也是刻畫市場競爭的反向指標(biāo)，雖然企業(yè)在行業(yè)中的市場占有率也可以刻畫企業(yè)的市場地位，但該指標(biāo)更多地受制于數(shù)據(jù)庫行業(yè)中的數(shù)據(jù)量的影響，計(jì)算維度較為單一。同樣被文獻(xiàn)采用的壟斷利潤的測算可以采用更為精確的計(jì)算方法，以更為準(zhǔn)確地刻畫企業(yè)的市場地位。

第二，成本加成指數(shù)的計(jì)算方法更為精確和合理。采用LP方法估計(jì)的企業(yè)壟斷利潤(markup)是目前較為精確的市場競爭計(jì)算方法，能夠更精確地反映市場的壟斷程度。本文的出發(fā)點(diǎn)在于從微觀角度考察財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響。由于企業(yè)的邊際成本不可觀測，傳統(tǒng)的方法以主營利潤率替代產(chǎn)品的壟斷利潤的做法存在較大的偏誤。通過LP方法，可以計(jì)算出企業(yè)的邊際成本，從而精確地衡量企業(yè)的壟斷利潤。根據(jù)成本加成的定義，在完全競爭的市場中，企業(yè)是價(jià)格的接受者，按照邊際成本定價(jià)，加成率為1。在非完全競爭市場，加成率通常大于1，加成率越大表明企業(yè)可以獲得越高的壟斷利潤(Konings et al.，2005)，企業(yè)的市場地位越高。因此以LP方法估計(jì)的壟斷利潤更為準(zhǔn)確可靠，可以作為反映市場競爭的反向指標(biāo)，更準(zhǔn)確地反映出企業(yè)的市場競爭狀況。

綜上所述，在考慮了企業(yè)規(guī)模、所有制類型、出口類型等企業(yè)性質(zhì)和不同的聚類水平等不同因素的影響之后，通過對(duì)不同的財(cái)政分權(quán)指標(biāo)以及不同的市場競爭程度指標(biāo)的檢驗(yàn)，本文發(fā)現(xiàn)實(shí)證結(jié)果同基本模型回歸結(jié)果保持基本一致，即財(cái)政分權(quán)程度的提高對(duì)市場競爭具有顯著的促進(jìn)作用，可以顯著降低市場壟斷水平，回歸結(jié)果具有較強(qiáng)的穩(wěn)健性，較好地支持了前文理論分析和基礎(chǔ)回歸結(jié)果的結(jié)論。

六、結(jié)論和啟示

財(cái)政分權(quán)程度不但深刻影響了宏觀經(jīng)濟(jì)增長，更深刻地影響了微觀的市場機(jī)制。完善市場競爭是維護(hù)市場秩序，保障經(jīng)濟(jì)健康穩(wěn)定發(fā)展的重要因素，更是建設(shè)現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系的關(guān)鍵。本文通過理論和實(shí)證分析研究了財(cái)政分權(quán)對(duì)市場競爭的影響，結(jié)果表明，稅收分成程度越高的縣級(jí)地區(qū)，企業(yè)的壟斷勢力越弱，而市場競爭程度更大。通過更換財(cái)政分權(quán)指標(biāo)以及考慮企業(yè)的異質(zhì)性問題和所得稅共享改革，回歸結(jié)果仍然穩(wěn)健。

本研究具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。建立現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系的前提和基礎(chǔ)是形成完善的市場經(jīng)濟(jì)體制，讓市場機(jī)制在資源配置中發(fā)揮著決定性作用。政府間的財(cái)政關(guān)系調(diào)整通過調(diào)動(dòng)不同層級(jí)政府的積極性，從側(cè)面干預(yù)市場競爭關(guān)系的形成，與中央政府相比，地方政府對(duì)市場主體的影響更為直接。尤其對(duì)于社會(huì)基層而言，地方政府會(huì)通過改變政策的制定和執(zhí)行來影響市場主體的經(jīng)濟(jì)行為。因此，當(dāng)?shù)胤秸呢?cái)政分權(quán)程度提高時(shí)，地方政府出于官員晉升和財(cái)政增收等目標(biāo)的考慮，傾向于采取包括完善法律法規(guī)、提高司法執(zhí)行力度等措施在內(nèi)的相關(guān)政策來完善市場基礎(chǔ)設(shè)施、改善市場競爭條件、提高市場運(yùn)行效率。因此，提高地方政府的財(cái)政分權(quán)程度不僅有助于理順政府間的財(cái)政關(guān)系，而且還有助于改善市場主體間的競爭關(guān)系，降低壟斷程度，提高市場運(yùn)行效率，從而在現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)體系的建立過程中發(fā)揮著“一石二鳥”的作用。

綜上所述，實(shí)證分析的結(jié)果表明，財(cái)政分權(quán)程度的提高會(huì)對(duì)市場競爭機(jī)制的完善起到重要作用。研究財(cái)政分權(quán)與市場競爭的關(guān)系可以為在理論上探討財(cái)政體制與微觀經(jīng)濟(jì)的作用機(jī)制提供新的思路。此外，當(dāng)前中國步入改革的深水區(qū)，迫切需要建設(shè)現(xiàn)代財(cái)稅制度，激發(fā)市場活力，從而推動(dòng)經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型升級(jí)，本文的研究從財(cái)稅角度為提振市場活力提供了新的視角。