鄧 明

(廈門大學(xué)經(jīng)濟(jì)學(xué)院 福建廈門 361005)

一、引 言

為應(yīng)對(duì)外部沖擊而實(shí)施的大規(guī)模財(cái)政刺激計(jì)劃的效果一直備受關(guān)注。政府需要通過(guò)征稅或是發(fā)債來(lái)為財(cái)政支出融資，大規(guī)模財(cái)政刺激計(jì)劃勢(shì)必會(huì)增加社會(huì)和居民負(fù)擔(dān)，同時(shí)會(huì)增大政府陷入債務(wù)危機(jī)的概率。許多研究認(rèn)為，大量財(cái)政刺激方案會(huì)使得財(cái)政支出系數(shù)小于1，效果并不理想(Kraay，2012；王國(guó)靜和田國(guó)強(qiáng)，2014；陳詩(shī)一和陳登科，2019)。除了對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的評(píng)估，我們也應(yīng)重視影響財(cái)政支出乘數(shù)的因素，從而更有效地實(shí)施財(cái)政刺激方案。為了應(yīng)對(duì)2008 年全球金融危機(jī)，我國(guó)政府出臺(tái)了總計(jì)4 萬(wàn)億元的財(cái)政刺激計(jì)劃，在刺激作用下，2009 年我國(guó)GDP 增速達(dá)到9%，但其副作用也是非常明顯的，比如政府債務(wù)的急劇上升；而在新冠肺炎疫情發(fā)生之后，中央政府發(fā)行了1 萬(wàn)億元抗疫特別國(guó)債，使得原本尚未得到解決的政府債務(wù)問(wèn)題變得更為嚴(yán)峻。因此，如何提升財(cái)政支出績(jī)效、提高財(cái)政支出的乘數(shù)效應(yīng)，是在我國(guó)當(dāng)前財(cái)政制度下需要解決的關(guān)鍵問(wèn)題之一。

財(cái)政支出的增加之所以會(huì)導(dǎo)致最終產(chǎn)出的增加額大于財(cái)政支出增加額并產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，是因?yàn)樨?cái)政支出的增加會(huì)改變私人消費(fèi)和投資，而財(cái)政乘數(shù)的大小在很大程度上取決于私人消費(fèi)和投資如何隨財(cái)政支出的變化而變化。但是，無(wú)論是在理論研究還是在經(jīng)驗(yàn)分析中，財(cái)政支出對(duì)私人投資的作用方向都存在較大爭(zhēng)議。凱恩斯主義理論認(rèn)為政府支出與投資的增加可以促進(jìn)私人投資，而貨幣主義理論認(rèn)為政府投資會(huì)增加貨幣需求從而導(dǎo)致利率上升進(jìn)而擠出私人投資。私人投資的主要決策主體是企業(yè)，而不同規(guī)模的企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)的敏感度是不一樣的。通常而言，小規(guī)模企業(yè)對(duì)經(jīng)濟(jì)波動(dòng)更為敏感(Fort等，2013)。小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)在經(jīng)濟(jì)波動(dòng)中的異質(zhì)性決定了一個(gè)國(guó)家或地區(qū)中企業(yè)規(guī)模分布的不同會(huì)導(dǎo)致公共支出對(duì)私人投資的作用存在差異，進(jìn)而影響財(cái)政支出乘數(shù)。遺憾的是，這一可能機(jī)制被已有文獻(xiàn)忽略了，無(wú)論是新古典主義還是凱恩斯主義一般都引入一個(gè)代表性企業(yè)進(jìn)行分析(Galí 等，2007)。而基于中國(guó)工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的經(jīng)驗(yàn)研究表明，與其他國(guó)家的企業(yè)規(guī)模分布普遍服從冪指數(shù)等于1 的帕累托分布(即Ziplof 規(guī)則) 不同，中國(guó)工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的帕累托指數(shù)大多小于1 (方明月和聶輝華，2010)。

因此，無(wú)論是從理論發(fā)展來(lái)看，還是從積極財(cái)政政策所積累的政府債務(wù)隱憂來(lái)看，抑或是從中國(guó)企業(yè)規(guī)模的分布特征來(lái)看，研究企業(yè)規(guī)模分布對(duì)中國(guó)財(cái)政支出乘數(shù)的作用都具有重要意義?；谶@一背景，本文將中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的1998—2006 年工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)和地區(qū)層面的財(cái)政、經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)匹配起來(lái)，以民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度作為外生沖擊構(gòu)建工具變量，估算中國(guó)地區(qū)層面的財(cái)政支出乘數(shù)；進(jìn)一步地，研究一個(gè)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)數(shù)量占比對(duì)該地區(qū)財(cái)政支出乘數(shù)的影響。結(jié)果表明，一個(gè)地區(qū)內(nèi)的小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比越高，該地區(qū)的財(cái)政支出乘數(shù)越大，這背后至少存在兩個(gè)方面的機(jī)制:第一，財(cái)政刺激政策能改善地區(qū)層面的基礎(chǔ)設(shè)施，而基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)不同規(guī)模企業(yè)退出率的作用存在異質(zhì)性；第二，財(cái)政刺激政策對(duì)小規(guī)模企業(yè)融資約束的緩解作用顯著大于大規(guī)模企業(yè)，對(duì)小規(guī)模企業(yè)投資、產(chǎn)出的促進(jìn)作用也要大于大規(guī)模企業(yè)。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻(xiàn)在于以下幾個(gè)方面:第一，已有關(guān)于中國(guó)地區(qū)層面財(cái)政支出乘數(shù)的研究?jī)H僅討論了財(cái)政支出乘數(shù)的估計(jì)，忽略了財(cái)政支出乘數(shù)可能存在的異質(zhì)性及其背后原因，本文沿著這一方向進(jìn)行了研究；第二，本文發(fā)現(xiàn)地區(qū)內(nèi)企業(yè)規(guī)模的分布特征是影響地區(qū)層面財(cái)政支出乘數(shù)大小的重要因素之一，并進(jìn)一步分析了背后機(jī)理。當(dāng)前中國(guó)經(jīng)濟(jì)在疫情沖擊下面臨較大下行壓力，財(cái)政政策對(duì)于穩(wěn)定經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)具有極其重要的作用。在疫情沖擊導(dǎo)致稅收收入下降、政府債務(wù)率不斷攀升的背景下，要更好地發(fā)揮財(cái)政支出的穩(wěn)增長(zhǎng)效應(yīng)，就必須了解影響財(cái)政支出乘數(shù)大小的因素，本文的研究可以提供這方面的參考。

本文余下內(nèi)容安排如下:第二部分對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)進(jìn)行梳理；第三部分介紹實(shí)證研究模型類型、變量及數(shù)據(jù)；第四部分討論實(shí)證研究結(jié)果；第五部分從微觀企業(yè)視角討論為何財(cái)政刺激對(duì)小規(guī)模企業(yè)的外溢效應(yīng)更大；最后為本文的結(jié)論。

二、文獻(xiàn)綜述

早期的財(cái)政支出乘數(shù)多是基于VAR 模型和SVAR 模型等的簡(jiǎn)約形式展開(kāi)，但基于簡(jiǎn)約形式的測(cè)算結(jié)果存在非常大的差異，例如Barro (1981) 的估算結(jié)果顯示，1946—1978年間美國(guó)財(cái)政支出乘數(shù)的均值為0.8，而B(niǎo)lanchard 和Perotti (2002) 則表明，第二次世界大戰(zhàn)戰(zhàn)后美國(guó)的財(cái)政支出乘數(shù)在0.96 至1.73 之間。許多研究還發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出乘數(shù)存在較大異質(zhì)性，Ramey 和Zubairy (2018) 使用1889—2015 年美國(guó)季度數(shù)據(jù)測(cè)算了不同經(jīng)濟(jì)發(fā)展階段的財(cái)政支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)財(cái)政支出乘數(shù)在經(jīng)濟(jì)蕭條期小于1，在低利率時(shí)期同樣也是小于1。

另外，基于簡(jiǎn)約形式的財(cái)政支出乘數(shù)估計(jì)非常依賴識(shí)別條件的設(shè)定，并且由于參數(shù)的估計(jì)從簡(jiǎn)約形式出發(fā)，使得估計(jì)結(jié)果既不能較好地解釋財(cái)政支出沖擊作用于產(chǎn)出的傳導(dǎo)機(jī)制，也存在“盧卡斯批判” 問(wèn)題。鑒于此，大量研究應(yīng)用具有微觀基礎(chǔ)的結(jié)構(gòu)模型分析財(cái)政支出乘數(shù)?；诮Y(jié)構(gòu)模型的財(cái)政支出乘數(shù)研究來(lái)源于真實(shí)商業(yè)周期(RBC) 模型。Auerbach 和Gorodnichenko (2012) 指出，由于假設(shè)市場(chǎng)不存在任何摩擦，采用RBC模型測(cè)算得到的財(cái)政支出乘數(shù)通常遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于0.5。此后，得益于新凱恩斯主義的興起與發(fā)展以及宏觀經(jīng)濟(jì)模擬技術(shù)的發(fā)展，越來(lái)越多的研究開(kāi)始放松RBC 模型的完美市場(chǎng)假定，引入市場(chǎng)摩擦來(lái)考察財(cái)政支出乘數(shù)。比如，F(xiàn)ernández-Villaverde (2010) 在考察黏性價(jià)格效應(yīng)的同時(shí)還引入了金融摩擦，發(fā)現(xiàn)金融摩擦放大了財(cái)政支出乘數(shù)；此外，大量研究使用了動(dòng)態(tài)隨機(jī)一般均衡(DSGE) 模型來(lái)測(cè)算財(cái)政支出乘數(shù)(Christiano 等，2011；Canzoneri 等，2016)。上述研究采用的是宏觀計(jì)量模型或者結(jié)構(gòu)模型，使用的數(shù)據(jù)多為宏觀時(shí)間序列數(shù)據(jù)，強(qiáng)調(diào)基于模型的預(yù)測(cè)分析。隨著因果識(shí)別工具在計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)中的發(fā)展以及高質(zhì)量面板數(shù)據(jù)可得性的提高，越來(lái)越多的研究采用更具經(jīng)濟(jì)學(xué)含義的外生沖擊來(lái)估算財(cái)政支出乘數(shù)。Acconcia 等(2014) 利用意大利政府打擊黑手黨的外生沖擊作為財(cái)政支出的工具變量估計(jì)了意大利省級(jí)財(cái)政支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)較之于2SLS 估計(jì)結(jié)果，OLS 估計(jì)結(jié)果顯著低估了財(cái)政支出乘數(shù)。Kraay (2012) 利用世界銀行援助欠發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的項(xiàng)目信息對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)進(jìn)行了識(shí)別，結(jié)果顯示這些欠發(fā)達(dá)國(guó)家和地區(qū)的財(cái)政支出乘數(shù)的均值為0.48，遠(yuǎn)小于1。

國(guó)內(nèi)學(xué)術(shù)界近幾年才開(kāi)始重視對(duì)政府財(cái)政支出乘數(shù)的研究。在基于簡(jiǎn)約形式的研究中，陳創(chuàng)練等(2019) 使用約束VAR 模型分解測(cè)算了改革開(kāi)放以來(lái)中國(guó)財(cái)政支出的時(shí)變沖擊乘數(shù)、時(shí)變累積乘數(shù)以及時(shí)變現(xiàn)值乘數(shù)。在基于結(jié)構(gòu)模型的研究中，王國(guó)靜和田國(guó)強(qiáng)(2014) 在DSGE 模型中引入政府消費(fèi)和私人消費(fèi)之間的埃奇沃斯(Edgeworth) 互補(bǔ)性、政府投資的外部性以及財(cái)政政策規(guī)則的內(nèi)生性，結(jié)果表明，在長(zhǎng)期，政府支出的消費(fèi)乘數(shù)和投資乘數(shù)分別為0.79 和6.11；王立勇和徐曉莉(2018) 在DSGE 模型中引入金融摩擦和企業(yè)異質(zhì)性估算了政府消費(fèi)性支出乘數(shù)和投資性支出乘數(shù)，得出后者大于前者的結(jié)論；張開(kāi)和龔六堂(2018) 在多部門DSGE 模型中引入投入產(chǎn)出框架研究了不同匯率制度下的財(cái)政支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)固定匯率下的政府支出乘數(shù)較大。近年來(lái)，也有學(xué)者基于財(cái)政政策的外生沖擊測(cè)算中國(guó)地方政府的財(cái)政支出乘數(shù)。Guo 等(2016) 以國(guó)家級(jí)貧困縣的設(shè)立所帶來(lái)的轉(zhuǎn)移支付作為地方政府財(cái)政支出的外生沖擊，構(gòu)造了地區(qū)層面財(cái)政支出的工具變量，基于2000—2009 年1 800 個(gè)縣級(jí)政府的面板數(shù)據(jù)估算了中國(guó)地方政府的財(cái)政支出乘數(shù)，其結(jié)果表明中國(guó)地方政府的財(cái)政支出乘數(shù)僅僅在0.6 左右。與此類似，李明和李德剛(2018) 利用民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的確立這一政策沖擊，并借鑒模糊斷點(diǎn)回歸思路構(gòu)造工具變量，基于1 600 個(gè)縣級(jí)單位1994—2007 年的樣本評(píng)估了中國(guó)地方政府財(cái)政支出乘數(shù)，但他們的研究結(jié)果表明，中國(guó)地方政府的財(cái)政支出乘數(shù)大于1。

相較于評(píng)估財(cái)政支出乘數(shù)，我們更應(yīng)該關(guān)注財(cái)政支出乘數(shù)會(huì)受什么因素的影響。然而，這方面的研究相對(duì)較少。貨幣政策與財(cái)政政策是相互影響的，因此一些研究認(rèn)為，金融環(huán)境和信貸環(huán)境是影響財(cái)政支出乘數(shù)大小的重要因素，在流動(dòng)性陷阱時(shí)期，財(cái)政支出乘數(shù)遠(yuǎn)小于短期利率大于零的時(shí)期(Christiano 等，2011)，財(cái)政支出對(duì)產(chǎn)出的影響在經(jīng)濟(jì)處于信貸緊縮時(shí)期更為有效，而且持久性更強(qiáng)(Ferraresi 等，2015)；此外，信貸配給和私人投資渠道也是影響財(cái)政政策乘數(shù)的兩個(gè)重要因素(Dupaigne 和Fève，2016)。由于財(cái)政支出乘數(shù)變動(dòng)的一個(gè)重要因素是居民對(duì)未來(lái)財(cái)政政策調(diào)整的預(yù)期，而政府債務(wù)作為赤字融資的重要手段，會(huì)直接影響財(cái)政政策的預(yù)期效應(yīng)。一些文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)，在債務(wù)規(guī)模較低的經(jīng)濟(jì)體財(cái)政支出乘數(shù)更大(Corsetti 等，2013)。

從上述文獻(xiàn)梳理可以發(fā)現(xiàn)，盡管關(guān)注相對(duì)較少，但學(xué)術(shù)界也從貨幣政策、金融環(huán)境、政府債務(wù)等角度分析了財(cái)政支出乘數(shù)的影響因素。我們需要注意到，財(cái)政支出之所以能產(chǎn)生乘數(shù)效應(yīng)，是因?yàn)樨?cái)政支出在增加總需求的同時(shí)，對(duì)私人消費(fèi)和私人投資均產(chǎn)生連鎖影響，正如我們?cè)谝灾兴f(shuō)，學(xué)術(shù)界關(guān)于財(cái)政刺激政策對(duì)私人消費(fèi)作用的爭(zhēng)論相對(duì)較少，主要的爭(zhēng)論集中在財(cái)政刺激政策是“擠出” 還是“擠入” 私人投資，這決定了財(cái)政支出的增加能使最終的均衡產(chǎn)出增加多少。私人投資的決策主體是企業(yè)，關(guān)于財(cái)政乘數(shù)的理論研究自然無(wú)法忽略企業(yè)在其中的作用，但一般都引入一個(gè)代表性企業(yè)進(jìn)行分析(Galí 等，2007)，而忽略了不同企業(yè)在面臨財(cái)政刺激政策時(shí)會(huì)有不同的響應(yīng)。事實(shí)上，一些研究指出，財(cái)政或稅收刺激對(duì)不同規(guī)模的企業(yè)會(huì)有不同的效果。Ferraz 等(2015)基于巴西的研究表明，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)在獲得政府采購(gòu)合同后，其投資增長(zhǎng)率和企業(yè)成長(zhǎng)速度都要高于大規(guī)模企業(yè)；與此類似，Zwick 和Mahon (2017) 基于12 萬(wàn)家美國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，小規(guī)模企業(yè)的投資對(duì)稅收激勵(lì)的反應(yīng)更大。一個(gè)地區(qū)內(nèi)的小規(guī)模企業(yè)數(shù)量越多、在總產(chǎn)出中的占比越高，該地區(qū)的財(cái)政支出乘數(shù)可能會(huì)越大。因此，本文試圖研究企業(yè)規(guī)模分布對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)大小的影響，從而對(duì)影響財(cái)政支出乘數(shù)大小的研究文獻(xiàn)進(jìn)行補(bǔ)充。

三、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

類似于財(cái)政支出乘數(shù)的經(jīng)典研究文獻(xiàn)(Kraay，2012；Nakamura 和Steinsson，2014)，我們構(gòu)建以下模型來(lái)估計(jì)中國(guó)地區(qū)層面的財(cái)政支出乘數(shù):

其中， Y是地區(qū)在時(shí)期的人均GDP， G是地區(qū)在時(shí)期的人均財(cái)政支出，參數(shù)體現(xiàn)了地區(qū)層面的人均財(cái)政支出增長(zhǎng)率對(duì)人均GDP 增長(zhǎng)率的邊際效應(yīng)，即我們關(guān)注的財(cái)政支出乘數(shù)效應(yīng)。 δ用于控制地區(qū)層面不隨時(shí)間變化但不可觀測(cè)的地區(qū)固定效應(yīng)， τ用于控制類似于貨幣政策、中央政府的財(cái)政政策等國(guó)家層面的沖擊， ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。對(duì)于，除了通常設(shè)定為1，我們還考慮了等于2 的情形。為了進(jìn)一步考察財(cái)政支出乘數(shù)如何受地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布的影響，我們?cè)谀Ｐ?1) 的基礎(chǔ)上引入地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布，同時(shí)，令Y-Y＝ΔY，-G＝ΔG，構(gòu)建以下的實(shí)證模型:

其中， scale表示地區(qū)在時(shí)期的企業(yè)規(guī)模分布特征。此時(shí)，地區(qū)層面財(cái)政支出增長(zhǎng)率對(duì)國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率的邊際效應(yīng)為(＋×)，交互項(xiàng)系數(shù)度量了地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的作用。我們使用中國(guó)地級(jí)市層面的數(shù)據(jù)來(lái)研究地方財(cái)政支出乘數(shù)，因?yàn)橐恢币詠?lái)中國(guó)地方政府都承擔(dān)著較大的支出責(zé)任。1994 年，地方財(cái)政支出(含省及以下各級(jí)政府) 占全國(guó)公共財(cái)政支出的比重為69.7%，到2019 年這一比重達(dá)到85.3%；而且，如果考慮預(yù)算外支出、社?；鹬С觥?guó)有土地財(cái)政支出等，中國(guó)地方財(cái)政支出比會(huì)更高。因此，研究地方政府財(cái)政支出的影響更契合中國(guó)財(cái)政支出分權(quán)的現(xiàn)實(shí)(李明和李德剛，2018)。此外，考慮到縣級(jí)行政區(qū)內(nèi)的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量偏少，我們以地級(jí)行政區(qū)作為本文的研究對(duì)象。

我們使用中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來(lái)測(cè)算地區(qū)層面的工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布。根據(jù)工業(yè)和信息化部等部門聯(lián)合發(fā)布的《關(guān)于印發(fā)中小企業(yè)劃型標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定的通知》 (工信部聯(lián)企業(yè)〔2011〕 300 號(hào))，工業(yè)行業(yè)中從業(yè)人員1 000 人以下或年?duì)I業(yè)收入4 億元以下的企業(yè)為中小微型企業(yè)。其中，從業(yè)人員300 人及以上，且年?duì)I業(yè)收入2 000 萬(wàn)元及以上的為中型企業(yè)；從業(yè)人員20 人及以上，且年?duì)I業(yè)收入300 萬(wàn)元及以上的為小型企業(yè)；從業(yè)人員20 人以下或年?duì)I業(yè)收入300 萬(wàn)元以下的為微型企業(yè)。根據(jù)這一劃分標(biāo)準(zhǔn)，我們將從業(yè)人員300 人以下或年?duì)I業(yè)收入2 000 萬(wàn)元以下的企業(yè)認(rèn)定為小規(guī)模工業(yè)企業(yè)，然后用一個(gè)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的營(yíng)業(yè)額之和與地區(qū)內(nèi)所有工業(yè)企業(yè)營(yíng)業(yè)額之和的百分比來(lái)度量地區(qū)內(nèi)企業(yè)規(guī)模分布。為了使工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)的數(shù)據(jù)符合本文的研究目的，我們對(duì)數(shù)據(jù)庫(kù)中的數(shù)據(jù)作以下處理:第一，刪除關(guān)鍵變量(如企業(yè)代碼、工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)投資、從業(yè)人員等) 缺失的觀測(cè)值；第二，剔除明顯違背會(huì)計(jì)準(zhǔn)則的企業(yè)，如資產(chǎn)不等于負(fù)債與所有者權(quán)益之和、總資產(chǎn)小于流動(dòng)資產(chǎn)或固定資產(chǎn)、總負(fù)債小于流動(dòng)負(fù)債或長(zhǎng)期負(fù)債、累計(jì)折舊小于當(dāng)期折舊等；第三，剔除關(guān)鍵變量異常(如工業(yè)增加值、固定資產(chǎn)原值、投資和固定資產(chǎn)凈值小于或等于0) 的企業(yè)。此外，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局對(duì)“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)也在發(fā)生變化，1998—2006 年，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 指全部國(guó)有和年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入500 萬(wàn)元及以上的非國(guó)有企業(yè)；2007—2010 年，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 的統(tǒng)計(jì)范圍調(diào)整為年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入500 萬(wàn)元及以上的工業(yè)企業(yè)；2011 年之后，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 統(tǒng)計(jì)范圍為年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入2 000 萬(wàn)元及以上的法人單位。所以，為了保證企業(yè)規(guī)模分布測(cè)算的一致性并保證不同數(shù)據(jù)庫(kù)之間的匹配度，我們最終使用1998—2006 年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。

雖然模型(1) 和模型(2) 均已控制了地區(qū)固定效應(yīng)和時(shí)期固定效應(yīng)，但依然可能存在雙向因果關(guān)系問(wèn)題，因?yàn)榻?jīng)濟(jì)增長(zhǎng)會(huì)導(dǎo)致稅基擴(kuò)大、稅收收入增加，并導(dǎo)致財(cái)政支出增加。為了解決這一問(wèn)題，類似于李明和李德剛(2018)，我們使用中國(guó)的民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度帶來(lái)的地區(qū)層面財(cái)政沖擊，來(lái)尋找核心解釋變量Δ的工具變量，進(jìn)行工具變量回歸。2000 年底，為配合西部大開(kāi)發(fā)的實(shí)施和進(jìn)一步貫徹落實(shí)《民族區(qū)域自治法》，除按照相關(guān)規(guī)定撥付一般性轉(zhuǎn)移支付和專項(xiàng)轉(zhuǎn)移支付外，中央政府還確立了民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度。2006 年前，轉(zhuǎn)移支付的對(duì)象為五個(gè)民族自治區(qū)以及青海、云南、貴州等三個(gè)財(cái)政體制上視同民族地區(qū)對(duì)待的省份，同時(shí)還包括吉林延邊州、湖北恩施州、湖南湘西州、四川涼山州、四川阿壩州、四川甘孜州、甘肅甘南州、甘肅臨夏州及海南黎族苗族自治州等九個(gè)非民族省區(qū)管轄的民族自治州。民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付有兩種方式:一種是中央預(yù)算安排，中央財(cái)政在2000 年安排民族轉(zhuǎn)移支付資金10 億元的基礎(chǔ)上，之后每年按一定比例遞增，到2005 年，中央財(cái)政對(duì)民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付規(guī)模達(dá)到159 億元；二是民族地區(qū)的增值稅增量返還，民族地區(qū)上繳中央財(cái)政增值稅增量的80%留給民族地區(qū)。

民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的確立使得民族地區(qū)獲得了一定額外的財(cái)力支持，從而有條件擴(kuò)大財(cái)政支出；而且，這一政策沖擊外生于政策實(shí)施時(shí)民族地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r。因此，我們以2000 年末民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度為政策沖擊來(lái)尋找地區(qū)層面財(cái)政支出變化率Δ的工具變量。具體而言，類似于李明和李德剛(2018)，我們首先構(gòu)建以下雙重差分模型考察民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)地級(jí)行政區(qū)層面財(cái)政支出變化率Δ的影響:

其中， nation為處理組虛擬變量，如果地區(qū)享受了民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付，則nation取1，否則取0。2001為政策沖擊發(fā)生時(shí)間的虛擬變量，由于民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度是2000 年末設(shè)立的，所以將2001 年及其之后設(shè)定為1，之前年份設(shè)定為0，其他變量的設(shè)定與模型(1) 一樣。如果模型(3) 中系數(shù)＞0，則說(shuō)明民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立能提高民族地區(qū)的人均財(cái)政支出增長(zhǎng)率，結(jié)合民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度設(shè)立的外生性，我們可以將模型(3) 中的交互項(xiàng)×2001 作為的工具變量，進(jìn)而使用兩階段最小二乘法來(lái)估計(jì)模型(1) 和模型(2)。我們沒(méi)有將模型(1) 中財(cái)政支出的增長(zhǎng)率替換為模型(3) 中的交互項(xiàng) ×2001 直接進(jìn)行回歸，是因?yàn)檫@樣直接回歸時(shí)交互項(xiàng) ×2001 的系數(shù)只能解釋民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)民族地區(qū)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的影響，并不是財(cái)政支出乘數(shù)，因?yàn)樨?cái)政支出乘數(shù)是財(cái)政支出增長(zhǎng)率對(duì)產(chǎn)出增長(zhǎng)率的邊際作用。

《全國(guó)地縣市財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》 并未報(bào)告新疆、西藏和寧夏民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付的信息，因此在實(shí)證分析中我們剔除了這三個(gè)自治區(qū)的樣本；同時(shí)考慮到海南省的數(shù)據(jù)缺失較為嚴(yán)重，我們也將其予以刪除。最后，我們得到303 個(gè)地級(jí)地區(qū)在1998—2006 年平衡面板數(shù)據(jù)，其中在2001 年后納入民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的地級(jí)地區(qū)共59 個(gè)。在模型(1) 和模型(2) 中，地級(jí)行政區(qū)層面的GDP 數(shù)據(jù)來(lái)自CEIC 中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)，地級(jí)行政區(qū)層面的財(cái)政支出數(shù)據(jù)來(lái)自1993—2009 年的《全國(guó)地市縣財(cái)政統(tǒng)計(jì)資料》，測(cè)算地區(qū)內(nèi)企業(yè)規(guī)模分布的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來(lái)自1998—2006 年的中國(guó)工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)。我們使用地區(qū)層面的價(jià)格指數(shù)對(duì)GDP 和財(cái)政支出進(jìn)行了調(diào)整，由于缺乏地級(jí)行政區(qū)層面的價(jià)格指數(shù)，我們用省級(jí)層面的價(jià)格指數(shù)進(jìn)行調(diào)整，其中，地區(qū)層面的GDP 使用所在省級(jí)地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)調(diào)整為1998 年不變價(jià)格的GDP，地區(qū)層面的財(cái)政支出用所在省級(jí)地區(qū)的居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)調(diào)整為1998 年不變價(jià)格的財(cái)政支出，省級(jí)地區(qū)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值指數(shù)和居民消費(fèi)價(jià)格指數(shù)來(lái)自各年度的《中國(guó)統(tǒng)計(jì)年鑒》。

四、實(shí)證研究結(jié)果分析

(一) 基準(zhǔn)回歸

我們首先使用OLS 方法對(duì)模型(1) 和模型(2) 兩個(gè)固定效應(yīng)模型進(jìn)行估計(jì)，估計(jì)結(jié)果如表1 所示。結(jié)果表明，無(wú)論是考慮滯后1 期還是滯后2 期的增長(zhǎng)率，財(cái)政支出增長(zhǎng)率的系數(shù)均顯著為正，但小于1；此外，一個(gè)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的產(chǎn)出份額越高，該地區(qū)內(nèi)的國(guó)內(nèi)生產(chǎn)總值增長(zhǎng)率越高；同時(shí)，交互項(xiàng)(Δ) ×的系數(shù)也顯著為正，說(shuō)明小規(guī)模企業(yè)產(chǎn)出份額越高的地區(qū)，財(cái)政支出的乘數(shù)效應(yīng)也越大。

但是，表1 中，無(wú)論是1 期增長(zhǎng)率還是2 期增長(zhǎng)率，財(cái)政支出乘數(shù)均小于1，這很可能是由于財(cái)政支出內(nèi)生性所導(dǎo)致的系數(shù)縮減偏誤(attenuation bias)。因此，我們基于模型(3)，研究民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立這一外生沖擊對(duì)民族地區(qū)人均財(cái)政支出增長(zhǎng)率的影響，這一結(jié)果如表2 第(1) 列和第(4) 列所示。結(jié)果表明，交互項(xiàng)×2001 的系數(shù)均顯著為正，說(shuō)明民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立確實(shí)顯著提高了受轉(zhuǎn)移支付地區(qū)的人均財(cái)政支出增長(zhǎng)率；而且，檢驗(yàn)弱工具變量假設(shè)的Cragg-Donald Wald統(tǒng)計(jì)量均大于10%顯著性水平下的臨界值，說(shuō)明以交互項(xiàng)×2001 作為(Δ)的工具變量是合適的。因此，我們以交互項(xiàng)×2001 作為(Δ) 的工具變量進(jìn)行兩階段回歸，模型(1) 和模型(2) 滯后1 期的第二階段回歸結(jié)果如表2 第(2)列和第(3) 列所示，滯后2 期的第二階段回歸結(jié)果如表2 第(5) 列和第(6) 列所示。結(jié)果表明，滯后1 期的財(cái)政支出乘數(shù)的估計(jì)結(jié)果為1.2901，顯著大于1。檢驗(yàn)交互項(xiàng)系數(shù)是否顯著大于1 的 統(tǒng)計(jì)量值為(1.2901 -1)/0.0558 ＝5.199，在1%的顯著性水平下拒絕系數(shù)小于1 的原假設(shè)。在第(3) 列中，我們進(jìn)一步引入了地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布變量及其與工具變量Δ的交互項(xiàng)，結(jié)果表明，工具變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果為1.253，依然顯著大于1；同時(shí)，變量的系數(shù)顯著為正，說(shuō)明一個(gè)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比越高，該地區(qū)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度越快；進(jìn)一步地，交互項(xiàng)的系數(shù)同樣顯著為正，其大小為0.0603，說(shuō)明企業(yè)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，平均而言，財(cái)政支出乘數(shù)會(huì)由1.253 上升到1.3133(＝1.253 ＋0.0603)。因此，從企業(yè)規(guī)模分布對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的邊際效應(yīng)看，地區(qū)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，財(cái)政支出乘數(shù)會(huì)上升4.8%(＝0.0603/1.253)。表2 的第(5) 列和第(6) 列給出了對(duì)2 期增長(zhǎng)率的第二階段回歸結(jié)果，結(jié)果表明，工具變量的系數(shù)估計(jì)結(jié)果為1.225，依然顯著大于1，交互項(xiàng)的系數(shù)依然顯著為正，地區(qū)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，財(cái)政支出乘數(shù)會(huì)上升5.6%(＝0.0688/1.225)。由此可見(jiàn)，不論是1 期增長(zhǎng)率還是2 期增長(zhǎng)率，基于民族地區(qū)支付制度構(gòu)建的工具變量所得到的財(cái)政支出乘數(shù)的估計(jì)結(jié)果均顯著大于1，而且，地區(qū)層面的小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比數(shù)量的提高均能顯著影響財(cái)政支出乘數(shù)，地區(qū)層面的小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，財(cái)政支出乘數(shù)會(huì)上升5%左右。

表1 固定效應(yīng)回歸

表2 2SLS 回歸結(jié)果①第二階段回歸本質(zhì)上是一個(gè)雙重差分回歸，因?yàn)楦鶕?jù)第一階段回歸擬合得到的ΔG/YIV 在民族地區(qū)數(shù)值較大，在非民族地區(qū)數(shù)值較小。此時(shí)第二階段回歸中解釋變量為財(cái)政支出的增長(zhǎng)率，因此其系數(shù)可以理解為財(cái)政支出乘數(shù)。

為了進(jìn)一步說(shuō)明地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的影響，我們使用分位數(shù)回歸方法重新估計(jì)表2 中第二階段回歸的系數(shù)。從中可以看出，不論是滯后1 階還是滯后2 階的財(cái)政支出乘數(shù)，在小規(guī)模企業(yè)占比較低的地區(qū)均要小于小規(guī)模企業(yè)占比高的地區(qū)；此外，在小規(guī)模企業(yè)占比最低的25%地區(qū)中，財(cái)政支出乘數(shù)均小于1。

(二) 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

我們雖然用民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度構(gòu)建了地區(qū)層面財(cái)政支出的工具變量，但地區(qū)層面小規(guī)模企業(yè)占比這一變量同樣可能存在內(nèi)生性，因?yàn)槊褡宓貐^(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的實(shí)施及其所帶來(lái)的產(chǎn)出增長(zhǎng)可能會(huì)對(duì)民族地區(qū)內(nèi)企業(yè)的進(jìn)入和退出產(chǎn)生影響。為解決這一問(wèn)題，我們用民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度實(shí)施前兩年就已經(jīng)成立(即1999 年及其之前成立)且在樣本期內(nèi)持續(xù)經(jīng)營(yíng)的工業(yè)企業(yè)作為樣本來(lái)重新計(jì)算地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布變量，并再次對(duì)模型(2) 進(jìn)行回歸。結(jié)果表明，不論是1 期增長(zhǎng)率還是2 期增長(zhǎng)率，財(cái)政支出乘數(shù)均顯著大于1，而且交互項(xiàng)(Δ) ×的系數(shù)依然顯著為正。

我們進(jìn)行的第二項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)是改變小規(guī)模企業(yè)的定義，前文對(duì)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的劃分可能存在以下兩個(gè)方面的問(wèn)題:第一，對(duì)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的劃分依據(jù)是2011 年頒布的《關(guān)于印發(fā)中小企業(yè)劃型標(biāo)準(zhǔn)規(guī)定的通知》，而我們使用的企業(yè)樣本是1998—2006 年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。從2006 年到2011 年工業(yè)企業(yè)的規(guī)模發(fā)生了變化，一個(gè)重要的體現(xiàn)是2011 年前，國(guó)家統(tǒng)計(jì)局統(tǒng)計(jì)的“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 是年主營(yíng)業(yè)務(wù)收入500 萬(wàn)元及以上的工業(yè)企業(yè)；2011 年之后，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 是主營(yíng)業(yè)務(wù)收入2 000 萬(wàn)元及以上的法人單位。第二，我們使用的樣本是規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)和國(guó)有企業(yè)，這些企業(yè)規(guī)模本身就相對(duì)較大。因此，我們將小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的劃分標(biāo)準(zhǔn)由前文的“從業(yè)人員300 人以下或年?duì)I業(yè)收入2 000 萬(wàn)元以下” 改為“從業(yè)人員150 人以下或年?duì)I業(yè)收入1 000 萬(wàn)元以下”，重新計(jì)算地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布變量并對(duì)模型(2) 進(jìn)行回歸，結(jié)果依然與基準(zhǔn)回歸中第二階段回歸結(jié)果一致。

在基準(zhǔn)回歸中，我們利用地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)營(yíng)業(yè)額之和與地區(qū)內(nèi)所有企業(yè)營(yíng)業(yè)額之和的百分比來(lái)度量地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布。我們進(jìn)行的第三項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)是使用地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的從業(yè)人員之和與地區(qū)內(nèi)所有企業(yè)營(yíng)業(yè)額之和的百分比來(lái)重新度量地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布并重新對(duì)模型(2) 進(jìn)行回歸，結(jié)果依然與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

考慮到地方政府會(huì)根據(jù)經(jīng)濟(jì)周期的特點(diǎn)來(lái)制定針對(duì)企業(yè)的財(cái)稅政策，為了控制同地區(qū)經(jīng)濟(jì)周期相關(guān)的企業(yè)財(cái)稅政策，我們進(jìn)行的第四項(xiàng)穩(wěn)健性檢驗(yàn)是在第二階段回歸中引入地區(qū)GDP 增長(zhǎng)率的1 期滯后項(xiàng)以及1 期滯后項(xiàng)同企業(yè)規(guī)模分布的交互項(xiàng)并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果表明，交互項(xiàng)(Δ)×的系數(shù)并不顯著，說(shuō)明與地區(qū)經(jīng)濟(jì)周期相關(guān)的政策并不會(huì)影響企業(yè)規(guī)模分布的作用，而且在引入(Δ)×后，企業(yè)規(guī)模分布變量本身的系數(shù)變得不顯著，但交互項(xiàng)(Δ) ×的系數(shù)依然顯著為正，說(shuō)明企業(yè)規(guī)模分布依然顯著影響財(cái)政支出乘數(shù)。

此外，中央政府可能會(huì)根據(jù)總體經(jīng)濟(jì)周期性制定同企業(yè)相關(guān)的政策，為了控制應(yīng)對(duì)國(guó)家宏觀經(jīng)濟(jì)波動(dòng)且與企業(yè)相關(guān)的政策，我們?cè)诘诙A段回歸中引入國(guó)家GDP 增長(zhǎng)率的1 期滯后項(xiàng)同企業(yè)規(guī)模分布的交互項(xiàng)。結(jié)果表明，交互項(xiàng)(Δ)×的系數(shù)并不顯著，說(shuō)明與地區(qū)層面的經(jīng)濟(jì)周期一樣，國(guó)家的經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)不會(huì)影響企業(yè)規(guī)模分布的作用。

五、機(jī)制檢驗(yàn):基于微觀企業(yè)的研究

(一) 財(cái)政刺激政策對(duì)不同規(guī)模企業(yè)的異質(zhì)性影響②異質(zhì)性影響檢驗(yàn)結(jié)果請(qǐng)見(jiàn)《經(jīng)濟(jì)科學(xué)》 官網(wǎng)“附錄與擴(kuò)展”。

企業(yè)是經(jīng)濟(jì)活動(dòng)最重要的微觀主體。我們從企業(yè)進(jìn)入與退出、投資、產(chǎn)出等視角來(lái)考察地區(qū)層面的財(cái)政刺激政策是否會(huì)對(duì)不同規(guī)模企業(yè)產(chǎn)生異質(zhì)性影響，從而闡述為何企業(yè)規(guī)模分布會(huì)影響財(cái)政支出乘數(shù)。

首先，我們將民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立作為地區(qū)財(cái)政支出變化的外生沖擊，構(gòu)建以下雙重差分模型來(lái)研究民族轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立對(duì)地區(qū)內(nèi)企業(yè)進(jìn)入率和退出率的影響:

其中， exitrate是地區(qū)在時(shí)期的企業(yè)退出率， entryrate為地區(qū)在時(shí)期的企業(yè)進(jìn)入率。借鑒Disney 等(2003) 的定義，我們?cè)O(shè)定如果企業(yè)在第-1 期存在，但在第期及之后時(shí)期均不存在，則該企業(yè)為第期退出的企業(yè)；如果企業(yè)在第-1 期不存在，但在第期存在，則該企業(yè)為第期進(jìn)入的企業(yè)。因此，地區(qū)在時(shí)期的企業(yè)退出率exitrate為該地區(qū)在時(shí)期退出的企業(yè)數(shù)量占該地區(qū)在-1 期時(shí)企業(yè)總數(shù)的比重()；地區(qū)在時(shí)期的企業(yè)退出率entryrate為該地區(qū)在時(shí)期進(jìn)入的企業(yè)數(shù)量占該地區(qū)在-1 期時(shí)企業(yè)總數(shù)的比重()。為對(duì)地區(qū)層面企業(yè)進(jìn)入率和退出率有影響的地區(qū)層面控制變量集合我們?cè)诳刂谱兞考?中引入本地市場(chǎng)規(guī)模()、勞動(dòng)力成本()、交通基礎(chǔ)設(shè)施()、金融發(fā)展水平()、產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)() 等因素。其中，勞動(dòng)力成本用地區(qū)平均工資度量，單位為元；人口密度的高低可反映市場(chǎng)需求的大小以及度量本地市場(chǎng)規(guī)模，單位為人平方公里；交通基礎(chǔ)設(shè)施用人均道路面積來(lái)度量，單位為平方米人；金融發(fā)展水平用地區(qū)的金融機(jī)構(gòu)貸款余額與地區(qū)GDP 的比值來(lái)度量；產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)用各地區(qū)第三產(chǎn)業(yè)增加值占比來(lái)度量，數(shù)據(jù)來(lái)自CEIC中國(guó)經(jīng)濟(jì)數(shù)據(jù)庫(kù)。，其他變量的設(shè)定與模型(3) 一樣。同時(shí)，考慮到部分地區(qū)在某些時(shí)期退出企業(yè)和進(jìn)入企業(yè)數(shù)量較少，或者企業(yè)總體數(shù)量偏少，導(dǎo)致部分地區(qū)某些時(shí)期的進(jìn)入率或退出率過(guò)高，我們對(duì)進(jìn)入率和退出率兩個(gè)變量進(jìn)行了右側(cè)5縮尾處理。

模型(4) 和模型(5) 的回歸結(jié)果如表3 所示，第(1) 列和第(4) 列給出了對(duì)所有企業(yè)退出率和進(jìn)入率的回歸結(jié)果，可以看出民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度帶來(lái)的財(cái)政支出外生沖擊對(duì)企業(yè)進(jìn)入率沒(méi)有顯著影響，但顯著降低了地區(qū)內(nèi)企業(yè)的退出率。平均而言，民族轉(zhuǎn)移支付制度使得受益地區(qū)的企業(yè)退出率降低了2.43%，說(shuō)明政府支出的增加顯著提高了地區(qū)內(nèi)企業(yè)的生存概率，從而提升了地區(qū)內(nèi)的產(chǎn)出增長(zhǎng)率。

表3 民族轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)企業(yè)退出率和進(jìn)入率的影響

進(jìn)一步地，我們將企業(yè)按照基準(zhǔn)回歸中的分類標(biāo)準(zhǔn)分為小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)(除小規(guī)模企業(yè)之外的其他企業(yè))，分別計(jì)算地區(qū)層面的小規(guī)模企業(yè)退出率和進(jìn)入率以及大規(guī)模企業(yè)退出率和進(jìn)入率并進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果表明，民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度帶來(lái)的財(cái)政刺激政策對(duì)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的進(jìn)入率以及大規(guī)模企業(yè)的退出率均沒(méi)有顯著影響，但顯著降低了地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的退出率。這一結(jié)果說(shuō)明了為何小規(guī)模企業(yè)占比高的地區(qū)財(cái)政支出乘數(shù)較高。地區(qū)層面的財(cái)政刺激政策能顯著降低地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的退出率，但對(duì)大規(guī)模企業(yè)的退出率沒(méi)有顯著影響。因此，在小規(guī)模企業(yè)占比較高的地區(qū)，財(cái)政刺激政策會(huì)使得更多企業(yè)持續(xù)經(jīng)營(yíng)，帶來(lái)持續(xù)產(chǎn)出，從而帶來(lái)更高的產(chǎn)出增長(zhǎng)率。我們給出了民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)地區(qū)層面企業(yè)進(jìn)入率與退出率的分位數(shù)回歸系數(shù)，以進(jìn)一步說(shuō)明民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)不同規(guī)模企業(yè)進(jìn)入與退出的異質(zhì)性影響，從中可以更直觀地看出:民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)地區(qū)層面的企業(yè)進(jìn)入率沒(méi)有顯著影響，但對(duì)企業(yè)退出率有；民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)企業(yè)退出率的邊際效應(yīng)隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大而減小，說(shuō)明財(cái)政刺激政策對(duì)小規(guī)模企業(yè)的退出決策影響更大。

為了進(jìn)一步研究財(cái)政刺激政策對(duì)不同規(guī)模企業(yè)經(jīng)營(yíng)行為的異質(zhì)性影響，我們構(gòu)建以下的三重差分模型進(jìn)行實(shí)證研究:

其中， output為地區(qū)的企業(yè)在時(shí)期的生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)及產(chǎn)出變量，我們主要考慮企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值值增長(zhǎng)率和企業(yè)投資(包含短期投資和長(zhǎng)期投資) 增長(zhǎng)率，為企業(yè)規(guī)模虛擬變量，如果企業(yè)為小規(guī)模工業(yè)企業(yè)，則取1，否則取0。為對(duì)企業(yè)產(chǎn)出和投資有影響的控制變量集合， λ用于控制企業(yè)固定效應(yīng)，其他變量的設(shè)定與前文類似。模型(6) 的估計(jì)結(jié)果如表4 所示，其中，第(1) 列的結(jié)果表明，民族轉(zhuǎn)移支付制度使得獲轉(zhuǎn)移支付地區(qū)工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)率比未獲轉(zhuǎn)移支付地區(qū)高1.33 個(gè)百分點(diǎn)，第(2) 列表明這種作用在小規(guī)模工業(yè)企業(yè)中更大，民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值的提升作用為1.63 個(gè)百分點(diǎn)，對(duì)大規(guī)模工業(yè)企業(yè)的提升作用為1.16個(gè)百分點(diǎn)。第(3) 列檢驗(yàn)了民族轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)工業(yè)企業(yè)投資增長(zhǎng)率的影響，結(jié)果表明，民族轉(zhuǎn)移支付制度的確立使得獲轉(zhuǎn)移支付地區(qū)工業(yè)企業(yè)的投資增長(zhǎng)率比未獲轉(zhuǎn)移支付地區(qū)高2.11 個(gè)百分點(diǎn)，而第(4) 列的結(jié)果進(jìn)一步表明，民族轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)投資的刺激作用要顯著大于大規(guī)模工業(yè)企業(yè)。上述結(jié)果表明，從微觀層面看，民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度帶來(lái)的財(cái)政刺激政策對(duì)小規(guī)模企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值增長(zhǎng)率和投資增長(zhǎng)率的影響更大。因此，一個(gè)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)占比越高，在財(cái)政刺激政策下這個(gè)地區(qū)產(chǎn)出增長(zhǎng)率會(huì)越高，在微觀企業(yè)層面說(shuō)明了地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的作用。

表4 民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)微觀企業(yè)的影響

(二) 機(jī)制分析:為何財(cái)政刺激政策對(duì)小規(guī)模企業(yè)的作用更大?

前文分析表明，財(cái)政刺激政策對(duì)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的正向溢出作用更大，解釋了為何地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)占比越高，財(cái)政支出乘數(shù)越大。但為什么財(cái)政刺激政策對(duì)小規(guī)模企業(yè)的正向溢出作用更大? 其背后機(jī)制是什么? 我們認(rèn)為，至少存在以下兩個(gè)方面的原因。

第一，政府的財(cái)政刺激政策通常以大規(guī)?；A(chǔ)設(shè)施建設(shè)為重要載體，這一點(diǎn)在“次貸危機(jī)” 后中國(guó)政府實(shí)施的“四萬(wàn)億” 計(jì)劃中體現(xiàn)得尤為明顯。另外，現(xiàn)有文獻(xiàn)認(rèn)為中央對(duì)地方政府的轉(zhuǎn)移支付會(huì)極大刺激地方政府基礎(chǔ)設(shè)施投資熱情(范子英，2013)?！秶?guó)務(wù)院實(shí)施〈中華人民共和國(guó)民族區(qū)域自治法〉 若干規(guī)定》 明確指出，中央財(cái)政性建設(shè)資金、其他專項(xiàng)建設(shè)資金和政策性銀行貸款，可適當(dāng)增加用于民族自治地方基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)的比重。而地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施投資對(duì)不同規(guī)模企業(yè)的生產(chǎn)成本、企業(yè)選址存在異質(zhì)性影響，與大規(guī)模企業(yè)相比，基礎(chǔ)設(shè)施對(duì)小規(guī)模企業(yè)的成本下降作用更大，帶來(lái)的競(jìng)爭(zhēng)效應(yīng)更小，生產(chǎn)率提升效應(yīng)更大(耿純和趙艷朋，2018)。因此，與大規(guī)模企業(yè)相比，財(cái)政刺激帶來(lái)的基礎(chǔ)設(shè)施改善在吸引小規(guī)模企業(yè)進(jìn)入、降低小規(guī)模企業(yè)退出率上的作用會(huì)更大。在地區(qū)層面則體現(xiàn)為一個(gè)地區(qū)內(nèi)的小規(guī)模企業(yè)越多，財(cái)政刺激政策下該地區(qū)企業(yè)獲得的外溢效應(yīng)越大，財(cái)政支出乘數(shù)越大。因此，本文提出的第一條機(jī)制是，財(cái)政刺激政策帶來(lái)的基礎(chǔ)設(shè)施改善對(duì)小規(guī)模企業(yè)進(jìn)入率和退出率的影響比大規(guī)模企業(yè)大。

為檢驗(yàn)這一機(jī)制假設(shè)，我們將民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立作為地區(qū)層面財(cái)政支出變化的外生沖擊，構(gòu)建以下的雙重差分模型研究民族轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立對(duì)地區(qū)基礎(chǔ)設(shè)施的影響:

其中， infra是地區(qū)在時(shí)期的基礎(chǔ)設(shè)施存量，用地區(qū)層面人均鋪裝道路面積(平方米) 來(lái)度量，數(shù)據(jù)來(lái)自各年度的《中國(guó)城市統(tǒng)計(jì)年鑒》。結(jié)果表明，民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的實(shí)施顯著提高了該制度適用地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施水平。為了進(jìn)一步說(shuō)明基礎(chǔ)設(shè)施存量對(duì)不同規(guī)模企業(yè)進(jìn)入和退出的影響，且為了避免基礎(chǔ)設(shè)施存量的內(nèi)生性，我們以模型(7) 回歸得到的擬合值作為工具變量()，替代模型(4) 和(5) 中的交互項(xiàng)重新進(jìn)行第二階段回歸。結(jié)果表明，基礎(chǔ)設(shè)施存量對(duì)小規(guī)模企業(yè)的退出率有顯著抑制作用，對(duì)小規(guī)模企業(yè)的進(jìn)入率有顯著促進(jìn)作用，但是對(duì)大規(guī)模企業(yè)的進(jìn)入率和退出率都沒(méi)有顯著影響。

我們接下來(lái)考慮企業(yè)融資約束這一可能機(jī)制。我們認(rèn)為，以下幾個(gè)方面的原因?qū)е略趯?shí)施民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的同時(shí)，還需要信貸途徑來(lái)放松民族地區(qū)內(nèi)企業(yè)的融資約束:第一，貨幣政策通常是逆周期的，伴隨著積極財(cái)政政策的實(shí)施，通常也會(huì)有較為寬松的貨幣政策，從而放松對(duì)企業(yè)的信貸約束會(huì)使得企業(yè)增加信貸和投資(Bahaj 等，2019)。在本文研究中，我們發(fā)現(xiàn)中央政府在向民族地區(qū)實(shí)施轉(zhuǎn)移支付這一特定的財(cái)政安排的同時(shí)，也會(huì)通過(guò)信貸渠道支持民族自治地區(qū)的經(jīng)濟(jì)發(fā)展。第二，財(cái)政刺激會(huì)通過(guò)需求來(lái)放松企業(yè)的信貸約束，從而刺激企業(yè)投資。Hebous 和Zimmermann (2021) 認(rèn)為，在沒(méi)有金融摩擦的情況下，企業(yè)達(dá)到最優(yōu)投資時(shí)資本的邊際產(chǎn)出和實(shí)際價(jià)格相等。然而，考慮到一些企業(yè)由于融資約束而無(wú)法達(dá)到該最優(yōu)投資量，需要外部資金來(lái)進(jìn)行生產(chǎn)融資，而提前抵押的約束力會(huì)產(chǎn)生融資溢價(jià)從而阻礙企業(yè)的外部借款。在這種情況下，財(cái)政刺激政策帶來(lái)的需求會(huì)為企業(yè)產(chǎn)生額外現(xiàn)金流增加凈財(cái)富，降低外部融資的溢價(jià)，從而放松信貸約束。但顯然這一作用主要對(duì)存在信貸約束的企業(yè)有效。因此，財(cái)政刺激政策可能會(huì)放松小規(guī)模企業(yè)的信貸約束，使得小規(guī)模企業(yè)的投資和產(chǎn)出增加得更顯著，因此小規(guī)模企業(yè)占比高的地區(qū)財(cái)政刺激政策的效果更明顯。第三，財(cái)政刺激政策還可能通過(guò)政府的征稅行為來(lái)影響企業(yè)面臨的信貸約束。于文超等(2018) 認(rèn)為，加強(qiáng)稅收征管會(huì)加劇企業(yè)的融資約束，而地方政府面臨的財(cái)政壓力是導(dǎo)致稅收征管加強(qiáng)的原因之一。從這個(gè)角度看，民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度可以通過(guò)緩解民族地區(qū)的財(cái)政壓力進(jìn)而弱化民族地區(qū)內(nèi)企業(yè)面臨的融資約束。

上述分析表明，財(cái)政刺激政策能夠放松企業(yè)面臨的信貸約束，從而刺激企業(yè)增加投資、提高產(chǎn)出。在中國(guó)，小規(guī)模企業(yè)通常面臨著比大規(guī)模企業(yè)更顯著的信貸約束。因此，總需求的沖擊對(duì)放松小規(guī)模企業(yè)的信貸約束更為明顯。因此，我們提出第二個(gè)機(jī)制:財(cái)政刺激政策會(huì)放松企業(yè)面臨的信貸約束，增加企業(yè)投資，這一作用在小規(guī)模企業(yè)中更大，從而小規(guī)模企業(yè)受益更大，投資和產(chǎn)出的增加更多。為了驗(yàn)證這一點(diǎn)，我們將模型(6)中的被解釋變量替換為能夠反映企業(yè)融資約束的變量，包括企業(yè)總負(fù)債(＝長(zhǎng)期負(fù)債＋流動(dòng)負(fù)債) 增長(zhǎng)率、長(zhǎng)期負(fù)債增長(zhǎng)率和流動(dòng)負(fù)債增長(zhǎng)率。結(jié)果表明，民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度對(duì)地區(qū)內(nèi)工業(yè)企業(yè)的總負(fù)債增長(zhǎng)率和長(zhǎng)期負(fù)債增長(zhǎng)率均沒(méi)有顯著影響，但顯著提高了工業(yè)企業(yè)的流動(dòng)負(fù)債增長(zhǎng)率，而且在小規(guī)模工業(yè)企業(yè)中作用更大。這說(shuō)明財(cái)政刺激帶來(lái)的貨幣政策或信貸政策放松了企業(yè)短期債務(wù)融資約束。為了驗(yàn)證這一機(jī)制是否會(huì)導(dǎo)致財(cái)政支出乘數(shù)在小規(guī)模企業(yè)占比更高的地區(qū)更大，我們?cè)谀Ｐ?6) 的控制變量中引入了企業(yè)層面的流動(dòng)負(fù)債率(企業(yè)流動(dòng)負(fù)債與企業(yè)總資產(chǎn)的比值)。結(jié)果表明，流動(dòng)負(fù)債率的提高能顯著提升企業(yè)的投資增長(zhǎng)率和總產(chǎn)值增長(zhǎng)率。因此，伴隨財(cái)政刺激而來(lái)的貨幣政策或信貸政策對(duì)小規(guī)模企業(yè)信貸約束的緩解更大，使得小規(guī)模企業(yè)的投資增長(zhǎng)率和產(chǎn)出增長(zhǎng)率更高，最終財(cái)政支出乘數(shù)隨地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布而變化。

六、結(jié) 論

無(wú)論是2008 年的全球金融危機(jī)還是2020 年的新冠肺炎疫情，都對(duì)全球經(jīng)濟(jì)造成了巨大的負(fù)面沖擊，全球主要經(jīng)濟(jì)體大都采取大規(guī)模擴(kuò)大政府支出的方法進(jìn)行應(yīng)對(duì)。雖然積極的財(cái)政政策在多大程度上促進(jìn)了宏觀經(jīng)濟(jì)的復(fù)蘇還未有定論，但顯而易見(jiàn)的是其導(dǎo)致了政府債務(wù)的擴(kuò)張。財(cái)政部的統(tǒng)計(jì)數(shù)據(jù)顯示，截至2020 年末，中國(guó)地方政府債務(wù)余額達(dá)到28.82 萬(wàn)億元，中央政府債務(wù)余額達(dá)到20.89 萬(wàn)億元，雖然兩項(xiàng)之和與2020 年GDP的比重不到50%，但如果加上中國(guó)地方政府的隱性債務(wù)，政府債務(wù)余額占比遠(yuǎn)超60%的國(guó)際警戒線。因此，在新冠肺炎疫情沖擊經(jīng)濟(jì)使得積極財(cái)政政策不能過(guò)早退出與政府債務(wù)不斷擴(kuò)張容易誘發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險(xiǎn)的困局下，如何更好發(fā)揮財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的刺激作用、提升財(cái)政支出乘數(shù)變得尤為關(guān)鍵，這就需要我們深入分析影響財(cái)政支出乘數(shù)的因素。

本文以中國(guó)民族地區(qū)轉(zhuǎn)移支付制度的設(shè)立為準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)，構(gòu)建地級(jí)地區(qū)層面財(cái)政支出增長(zhǎng)率的工具變量，估算地級(jí)地區(qū)層面的財(cái)政支出乘數(shù)；在此基礎(chǔ)上，基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)提供的企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)構(gòu)建地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布變量，來(lái)研究地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)的影響；同時(shí)，從微觀企業(yè)層面研究企業(yè)規(guī)模分布影響財(cái)政支出乘數(shù)的微觀機(jī)理。工具變量的回歸結(jié)果表明，地級(jí)地區(qū)層面的財(cái)政支出乘數(shù)顯著大于1，而一個(gè)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比越高，該地區(qū)的財(cái)政支出乘數(shù)越大。這主要是因?yàn)樨?cái)政刺激政策對(duì)地區(qū)內(nèi)小規(guī)模企業(yè)的退出率、投資、工業(yè)增加值的正向作用均顯著大于大規(guī)模企業(yè)。其背后的機(jī)制是，相較于大規(guī)模企業(yè)，財(cái)政刺激政策能夠改善地區(qū)層面的基礎(chǔ)設(shè)施存量，而基礎(chǔ)設(shè)施存量對(duì)小規(guī)模企業(yè)退出的抑制作用更顯著，同時(shí)，財(cái)政刺激政策能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束，這種作用對(duì)小規(guī)模企業(yè)的作用更大。

本文是對(duì)企業(yè)規(guī)模分布研究文獻(xiàn)的有益補(bǔ)充?，F(xiàn)有文獻(xiàn)均以刻畫(huà)企業(yè)規(guī)模分布特征和分析影響企業(yè)規(guī)模分布的因素為主，而本文探討了企業(yè)規(guī)模分布所帶來(lái)的影響。此外，本文亦是對(duì)財(cái)政支出乘數(shù)研究文獻(xiàn)的補(bǔ)充，探討了影響財(cái)政支出乘數(shù)的一個(gè)獨(dú)特因素。當(dāng)然，更重要的是，本文的研究結(jié)論為如何更好地發(fā)揮財(cái)政支出對(duì)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)的刺激作用提供了特有的政策啟示:第一，一個(gè)以小規(guī)模企業(yè)為主體的企業(yè)規(guī)模分布形態(tài)才能更好地發(fā)揮出財(cái)政刺激政策的作用，因此，應(yīng)當(dāng)通過(guò)完善市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)機(jī)制、優(yōu)化營(yíng)商環(huán)境、實(shí)施針對(duì)小規(guī)模企業(yè)的普惠性融資政策來(lái)推動(dòng)小規(guī)模企業(yè)的發(fā)展。第二，考慮到當(dāng)前政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)尤其是地方政府隱性債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的嚴(yán)重性，財(cái)政刺激政策的制定應(yīng)該有的放矢，在制定區(qū)位導(dǎo)向型(place-based) 的財(cái)政政策時(shí)，必須考慮各地區(qū)微觀企業(yè)的異質(zhì)性規(guī)模分布特征，適當(dāng)加大中小企業(yè)集聚地區(qū)的財(cái)政刺激強(qiáng)度，并適當(dāng)減少對(duì)大規(guī)模企業(yè)的補(bǔ)貼強(qiáng)度。