徐升艳  周玉琴  郭行/河海大学商学院

 

    内容提要：利用2003年-2007年中国工业企业数据库和中国城市统计数据，实证检验了地方政府的财政压力对于地区引资质量的影响。结果表明，地方政府的财政压力对地区引资质量具有显著的负影响。财政缺口占预算收入的比重每上升1个单位，将使新增企业全要素生产率下降约1.1个百分点。采用不同的测度指标和计量模型进行分析，结果稳健。进一步的异质性分析发现，较东部和市场化程度高的地区，财政压力降低引资质量的影响在中西部和市场化程度低的地区更显著，并且主要影响非国有企业和小型企业，对国有企业和大型企业影响不显著。

    关键词：财政压力  引资质量  新增企业  全要素生产率 

 

    一、问题提出

随着中国经济增速放缓，提高经济增长质量已经成为当前经济建设的核心任务。十九大报告明确指出“我国经济已由高速增长阶段转向高质量发展阶段，必须坚持质量第一、效益优先”。招商引资在地方经济发展中扮演了重要角色，提高引资质量对于建设现代化经济体系、促进经济高质量发展意义重大。

引资质量是学术界关注的重要话题，不少文献对此进行了定量研究。早期学者们重点讨论引资质量评价体系的构建（朱斌，2007；金雄伟，2010；宋永辉等，2013）^[1-3]，认为引资质量主要体现在经济贡献、环境绩效、社会责任等方面。因此，学者们选取了引进资金或项目的工业增加值、出口销售收入、环保投资数量、污染物排放数量、纳税增长率、吸纳就业人数等作为评价指标，并赋予不同的权重，最后求出引资质量的综合指数值。遗憾的是，这些研究主要集中于探讨外资质量，并且极少进行了实证研究。近年来学者们研究引资质量的影响因素，探索提高引资质量的途径。杨晓丽等（2013）^[4]使用中国省级动态面板数据，利用平均单项合同外资额和外资企业出口贸易额中加工贸易的比例衡量外资质量，发现引资优惠竞争能够提高地区外资数量，但同时也会降低外资质量。杨其静等（2014）^[5]将引进资金对非房地产城镇固定资产投资、工业增加值、GDP 和财政收入的拉动作用作为引资质量的代理变量，从工业用地出让方式视角，发现地方政府协议出让工业用地吸引的投资，会显著地降低对经济发展的拉动作用。张鸣（2017）^[6]用引进资金对工业污染物排放量的影响效应衡量引资质量，研究发现协议出让方式吸引投资时，相关工业项目大幅增加工业污染物的排放量，说明协议方式出让工业用地降低了引资质量。卢建新等（2017）^[7]的研究也发现了类似结论。邵青云（2017）^[8]基于2006年-2015年中国省份数据，采用外资企业的绩效、规模、技术水平、资本密集度构建外资质量的评价体系，发现自由的市场经济制度、严格的环保制度、完善的法律制度、宽松的政府管制对外资质量有正向影响。杨华等（2017）^[9]认为外资质量可表现为外资对税收优惠政策变化的敏感度，敏感度低意味着外资质量较高，研究发现税收政策影响外资质量，单一规则型税收政策有利于新增外资质量的提高。通过文献梳理可见，虽然有一些文献对引资质量的影响因素进行了实证研究，但是局限于外资质量的探讨，且没有考察地方政府财政压力对于引资质量的影响。

实际上，对地方引资质量的研究需要在制度环境中考察。1994年开始的分税制改革，提高了全国财政收入占GDP的比重和中央财政收入占全国财政收入的比重。分税制改革后，财权向上集中以及事权向下转移，导致地方政府的财政压力不断加剧（范子英，2015）^[10]。已有研究表明，财政压力会改变地方政府的行为策略( Han ＆ Kung， 2015；席鹏辉等，2017；范小敏和徐盈之，2019）^[11-13]。作为招商引资专项政策的出台者、优惠措施的执行者、企业进入的审批者，地方政府在招商引资中起到主导作用，地方政府的财政压力可能对地区的引资质量产生重要影响。

地方政府主要通过优化营商环境、对新进入的企业提供地价补贴和税收优惠等手段获取招商引资的优势。中央政府对地方官员的绩效考核和弹性任期制度容易造成地方政府的短视化行为，官员更注重在短期内取得明显的政绩（战旭英，2019）^[14]。优化营商环境不是一日之功，需要长期努力才能见效。廉价出让工业用地成为地方招商引资的利器，地方政府降低地价甚至“零地价”出让工业用地，降低企业的用地成本。除此之外，税收优惠也是提高招商引资竞争力的重要手段。税收优惠涵盖增值税、企业所得税等税种，采用优惠税率、税收减免、税收返还等方式，降低企业税收成本。地价补贴和税收优惠能够给企业带来直接的经济利益，成为地方政府招商引资的两大法宝。但是，它们需要财力作为支撑。廉价出让工业用地不仅会降低地方政府的卖地收入，还需要地方政府的基础设施配套支出，而税收优惠本质上是通过减少税收收入以支持既定政策目标的税式支出。当地方政府的财政压力加大，对工业企业进行地价补贴和税收优惠的能力下降，在地区间招商引资竞争中处于不利地位。但是，地方政府在经济发展、政治晋升的压力下必须完成招商引资目标。为了完成招商引资目标，地方政府被迫在招商引资中放松对新进驻项目或企业的质量要求，降低准入的标准和门槛，退而求其次地引入了质量差的项目或企业。而引资质量未被纳入政绩考核体系，经济发展过程中“重数量、轻质量”现象普遍存在，使得上述地方政府的招商引资行为可以实现。因此，地方政府面临较大的财政压力、没有足够的财力为企业提供地价补贴和税收优惠时，降低招商引资的标准和门槛是获取竞争优势的“理性选择”。地方政府的这种行为虽然能够在招商引资中获取一定的竞争优势，有利于提高引资的数量和金额，但是引资质量却可能大打折扣。因此，本文提出假说：地方政府的财政压力降低了地区的引资质量。

本文拟通过实证检验地方政府财政压力与引资质量之间的关系。已有文献对引资质量大多采取间接度量的方式，将引进资金对经济发展、生态环境、社会效益的促进作用作为引资质量的代理变量。本文将采用直接的衡量指标，用新增企业^[1]的全要素生产率（Total Factor Productivity，TFP）来衡量，为财政压力对地方政府引资质量的影响提供证据。本文的研究结论丰富了经济增长质量和地方政府行为的相关文献，可为改善地方政府招商引资质量，促进经济高质量发展提供政策建议。

    二、模型设定与变量选取

    （一）模型设定

    为了检验地方政府财政压力对地区引资质量的影响，本文将工业企业数据与城市统计年鉴数据相结合，构建如下计量模型：

                     （1）

其中，下标 、 、 分别表示企业、行业、地区和年份。 表示引资质量， 表示财政压力， 分别表示地区层面和企业层面的一系列控制变量。 分别表示行业、地区和时间固定效应， 代表随机扰动项。

    （二）变量选取

1.被解释变量：引资质量

本文利用工业企业数据库中新增企业的全要素生产率取对数（ ）来衡量地区的引资质量。全要素生产率反映了非生产性投入（如技术进步、管理技能）对总产出的贡献。不少文献将全要素生产率作为经济高质量发展的指标（贺晓宇和沈坤荣，2018；马茹等，2019；张莉等，2019）^[15-17]，因而新增企业的全要素生产率能够作为地区引资质量的衡量指标。本文参考Olley和Pakes（1996）^[18]提出的OP方法计算企业的全要素生产率。OP方法解决了同时性偏差问题和非平衡面板下的样本选择偏误问题，是估计企业层面全要素生产率较常使用的方法。在实际操作中，本文参考鲁晓东和连玉君^[19]计算企业全要素生产率的Stata程序。

2.解释变量：财政压力

参考已有研究（赵文哲和杨继东，2015；于文超等，2018；余靖雯等，2019）^[20-22]，本文采用当地政府财政缺口（一般预算支出减一般预算收入的差）占预算收入的比重（ ）来度量财政压力。在下文的稳健性检验中，也构建了财政压力的其他衡量指标进行分析，具体而言包括：①财政缺口 ，一般预算支出减预算收入的差取对数；②虚拟变量 , 如果财政缺口占预算收入的比重 大于平均数则为1，否则为0；③虚拟变量 , 如果财政缺口 大于平均数则为1，否则为0。

3.控制变量

参考相关文献（Furman et al.，2002；王杰和刘斌，2014；余泳泽和李启航，2019）^[23-25]，城市层面的控制变量主要包括：①经济总产出（ ），地区生产总值取对数；②人口密度（ ），每平方公里的人口数取对数；③二产占比（ ），第二产业产值占GDP的比重；④经济开放度（ ），外商直接投资占固定资产投资的比重；⑤人力资本（ ），高等学校在校生人数取对数；⑥基础设施（ ），年末道路铺装面积取对数。企业层面的控制变量主要包括：①企业规模（ ），企业总资产取对数；②出口状态（ ），出货交货值大于0赋值为1，否则为0；③企业是否为国企（ ），国有企业赋值为1，否则为0；④企业负债率（ ），负债除以总资产。

4.数据来源

财政压力数据来源于《中国城市统计年鉴》，企业层面数据来源于中国工业企业数据库。本文选择2003年-2007年新增的规模以上企业数据进行实证分析。选择该时间段进行研究的原因主要有两点：①解释变量财政压力的数据在2003年之前统计口径为市辖区，2003年及以后为全市，为了统计口径的一致性，只取2003年及以后的样本；②中国工业企业数据库中计算全要素生产率的很多统计指标在2007年之后缺失较严重，为了数据的完整性，只取2007年及之前的样本。由于中国工业企业数据库存在相关统计指标缺失、指标数值异常等问题，本文参考已有文献（鲁晓东和连玉君，2012；毛其淋和许家云，2014；李磊等，2018）^[19,26-27]，对工业企业数据库进行了处理：（1）删除部分不符合逻辑关系、会计准则的观察值，如企业总资产、工业总产值、各项投入（职工人数、中间投入、固定资产原值，固定资产现值）、新产品产值小于0的企业样本；（2）删除职工人数小于8的企业样本；（3）删除1949年之前成立的企业样本。（4）2004年没有统计工业增加值，使用该公式计算：工业增加值=销售收入-期初存货+期末存货-中间投入+增值税。所有涉及到价格的数据均采用相应的价格指数调整为以2003年为基期的不变价格。为减轻极端值对本文结果的影响，本文对连续变量进行双侧1%的缩尾处理。各变量的描述性统计如表1所示。

表1  主要变量的描述性统计

变量	观察值	均值	中位数	标准差	最小值	最大值
ln_TFP	51504	5.2801	5.2762	1.1147	-5.3126	10.5094
fp1	50388	0.8468	0.6441	0.8090	-0.0606	8.0960
ln_gdp	50388	15.8465	15.8779	0.8178	13.9782	17.4113
ln_density	50388	6.1056	6.2821	0.5880	4.1767	6.9317
r_gdp2	50388	50.5064	51.9300	8.8948	27.9000	69.2900
ln_hstudent	49944	10.5313	10.4708	1.2316	7.4460	13.2164
r_fdi	50380	0.1015	0.0704	0.0887	0.0016	0.3705
ln_road	49746	6.9678	6.9037	0.8952	4.9345	9.0668
ln_size	50241	9.1404	8.9811	1.2464	6.6336	12.9441
export	39529	0.1195	0.0000	0.3244	0.0000	1.0000
SOE	53427	0.0095	0.0000	0.0972	0.0000	1.0000
DEBT	53329	0.4938	0.4971	0.2904	0.0012	1.1083

 

    三、实证结果

    （一）基准回归结果

表2为财政压力对引资质量影响的回归结果。列（1）汇报了没有加入控制变量的回归结果，核心解释变量财政压力的回归系数为-0.0185，在1%的水平上显著。列（2）、列（3）逐步加入了地区层面控制变量和企业层面控制变量。列（4）在列（3）的基础上控制了年份、地区、行业固定效应，财政压力对新增企业全要素生产率的回归系数为-0.0110，在1%的水平上显著。从列（1）-列（4）的回归结果来看，地方政府的财政压力（ ）显著降低了新增企业的全要素生产率（ ）。根据列（4），财政缺口占预算收入的比重每上升1个单位，使城市新增企业的全要素生产率下降约1.1个百分点。

表2  财政压力对引资质量的影响效应估计

被解释变量：新增企业全要素生产率	（1）	(2)	(3)	(4)
财政压力（fp1）	-0.0185***	-0.0044***	-0.0068***	-0.0110***
	(0.0012)	(0.0017)	(0.0019)	(0.0022)
经济总产出（ln_gdp）		0.0099***	0.0118***	0.0130***
		(0.0017)	(0.0020)	(0.0024)
人口密度（ln_density）		0.0041**	0.0052**	0.0054**
		(0.0019)	(0.0026)	(0.0027)
二产占比（r_gdp2）		0.0015***	0.0010***	0.0006***
		(0.0001)	(0.0002)	(0.0002)
人力资本（ln_hstudent）		0.0002***	0.0008	0.0002***
		(0.0013)	(0.0015)	(0.0013)
经济开放度（r_fdi）		0.1180***	0.1076***	0.0663***
		(0.0118)	(0.0143)	(0.0168)
基础设施（ln_road）		0.0067***	0.0037	0.0094***
		(0.0020)	(0.0023)	(0.0027)
企业规模（ln_size）			0.0052***	0.0045***
			(0.0009)	(0.0009)
出口状态（export）			0.0114***	0.0102***
			(0.0009)	(0.0009)
企业是否为国企（SOE）			-0.0395***	-0.0140
			(0.0131)	(0.0130)
企业负债率（DEBT）			0.0621***	0.0582***
			(0.0037)	(0.0037)
年份、地区、行业固定效应	未控制	未控制	未控制	已控制
观测值	48,123	48,123	36,130	36,130
R2	0.0187	0.0323	0.1979	0.2415

注：括号内为标准误。***、**、 *和分别表示1%、5%和10%水平上显著。

 

（二）稳健性检验

1.替换财政压力的度量指标

在基准回归中本文选择财政缺口占预算收入的比重作为财政压力的衡量指标，本文此处采用财政缺口 和两个虚拟变量 和 进行稳健性检验，相关回归结果如表3所示。

表3  替换财政压力指标的回归估计

注：括号内为标准误。***、**、 *和分别表示1%、5%和10%水平上显著。

 

由表3的估计结果可知，替换不同的财政压力指标后，地方政府的财政压力对地区引资质量具有显著的负面影响。这表明本文的结论具有稳健性，地方政府的财政压力显著降低了地区的引资质量。

2.替换引资质量的度量指标

以上回归采用企业层面的数据检验了财政压力对新增企业全要素生产率的影响。为进一步证明研究结论的稳健性，本文替换引资质量的度量指标，将中国工业企业数据在地级市层面汇总，与中国城市统计年鉴数据匹配，利用城市面板数据检验财政压力对引资质量的影响。计量模型如下：

                         （2）

其中，下标 分别表示地区和年份。 表示财政压力，与基准回归一致，采用财政缺口占预算收入的比重（ ）表示。 表示引资质量，用地区 在 年新增的高生产率企业的数量（ ）以及高生产率企业进入率（ ）来衡量。具体而言，本文参考张莉等（2019）^[17]的做法，将满足以下两个条件的企业定义为新增的高生产率企业：①开工年份为当年，即新进入的企业；②全要素生产率高于2003年-2007年工业企业数据库中所有企业均值水平。高生产率企业进入率用该地区当年新增的高生产率企业占新增企业的比重表示。 表示地区层面的一系列控制变量，包括经济总产出（ ）、人口密度（ ）、二产占比（ ）、经济开放度（ ）和基础设施（ ）。 分别表示地区和时间固定效应， 代表随机扰动项。表4报告了基于式（2）的回归结果。

表4  替换引资质量的回归估计

注：列（1）（4）采用ols估计方法，列（2）（5）采用固定效应估计方法，列（3）（6）采用随机效应估计方法。括号内为标准误。***、**、 *和分别表示1%、5%和10%水平上显著。

 

由表4可知，运用不同的估计方法，财政压力（ ）对新增的高生产率企业数量（ ）以及高生产率企业进入率（ ）的回归系数显著为负，财政缺口占预算收入的比重每上升1个单位，将使地区新增的高生产率企业数量减少约9.62%-12.49%，而地区高生产率企业进入率则减少约1.98%-2.64%。表3的回归结果进一步证明了本文的结论具有稳健性，地方政府的财政压力显著地降低了地区的引资质量。

（三）异质性分析

1.区域异质性

财政压力对引资质量的影响效应在不同区域是否存在差异？我国地域间经济发展不平衡，本文将样本按地理位置划分为东部地区和中西部地区；我国的市场化水平也在地区之间存在显著的差异，将样本按市场环境划分为市场化程度高的地区和市场化程度低的地区[2]。

表5  财政压力降低引资质量的区域异质性分析

注：括号内为稳健标准误。***、**、 *和分别表示1%、5%和10%水平上显著。

 

表5列（1）和列（2）报告了地理位置的异质性分析结果。其中，财政压力对中西部地区新增企业全要素生产率的影响系数为-0.0165，高于全样本的回归系数（-0.0110），且在1%的水平上显著。东部地区的回归结果虽然为负，但回归系数相对较小，且只在5%的水平上显著。说明比起东部地区，中西部地区财政压力对引资质量的负影响更大。东部地区经济发展水平较高，即使财政压力使得地方政府在招商引资中补贴和优惠减少，优良的营商环境依然具有强大的吸引力。

表5列（3）和列（4）报告了市场环境的异质性分析结果。其中，财政压力对市场化程度低的地区新增企业全要素生产率的影响系数为-0.0326，高于全样本的回归系数（-0.0110），且在1%的水平上显著。同时，市场化程度高的地区的回归结果虽然为负，但系数较小，且不再显著。市场化程度高的地区营商环境好，政府对企业的经济活动干预少，财政压力导致地方政府降低招商引资质量的行为较少出现。因而在市场化程度高的地区，财政压力并未显著降低引资质量。

2.企业异质性

财政压力对地区引资质量的影响效应在不同类型的企业又是否有差异？本文主要关注不同所有制和企业规模的影响，将样本按企业的所有制类型划分为国有企业和非国有企业；按企业规模划分为大型企业和小型企业[3]。

表6  财政压力降低引资质量的企业异质性分析

注：括号内为稳健标准误。***、**、 *和分别表示1%、5%和10%水平上显著。

 

表6列（1）和列（2）报告了所有制类型的异质性分析结果。其中，财政压力对新增非国有企业全要素生产率的影响系数为-0.0125，略高于全样本的回归系数（-0.0110），且在1%的水平上显著为负。国有企业的回归结果虽然为负，但系数较小，且不再显著。说明财政压力对招商引资质量的影响，主要体现在非国有企业。相比于非国有企业，国有企业具有天然的政治关联优势（孙艳阳，2019）^[28]，因此受到的影响较小。

表6列（3）和列（4）报告了企业规模的异质性分析结果。其中，财政压力对新增小型企业全要素生产率的影响系数为-0.0187，高于全样本的回归系数（-0.0110），且在1%的水平上显著。大型企业的回归结果虽然为负，但系数较小，且不再显著。说明财政压力对招商引资质量的影响，主要体现在小型企业。大型企业产值高交税多、提供就业机会多，地方政府都竞相争取。因此，地方政府面临财政压力降低引资门槛，更可能引进质量差的小型企业，对大型企业的影响小。

    四、结论与政策建议

招商引资在经济发展中扮演着重要的角色。中国经济已经从“重数量”阶段进入“重质量”阶段，提高引资质量是促进经济高质量发展的保障。近年来有一些文献对引资质量的影响因素进行了分析，却忽视了地方政府财政压力对于引资质量的影响。另外，已有文献对引资质量大多采取间接度量的方式，较少采用直接的衡量指标。本文创新性地从地方政府财政压力的角度探讨地区引资质量问题。具体而言，本文运用2003年-2007年中国工业企业数据库和城市统计数据，用新增企业的全要素生产率表征引资质量，实证研究发现财政缺口占预算收入的比重每上升1个单位，新增企业的全要素生产率下降约1.1个百分点。替换财政压力的度量指标，以及使用城市新增高生产率企业数量和高生产率企业进入率度量引资质量，回归结果均支持上述结论。本文的研究证实了地方政府在财政压力的约束下，对工业企业进行地价补贴和税收优惠的能力下降，为了改变在招商引资中的不利局势，提高地区对资金的吸引力，地方政府降低准入标准和门槛，引进了质量较差的项目或企业，从而导致新增企业的全要素生产率相对较低。进一步的异质性分析发现，较东部和市场化程度高的地区，财政压力降低引资质量的影响在中西部和市场化程度低的地区更显著，并且主要影响非国有企业和小型企业，对国有企业和大型企业影响不显著。

基于上述结论，本文提出以下政策建议：第一，关注并缓解地方政府的财政压力，不使其深陷财政困境以致剑走偏锋，降低招商引资标准和门槛。适当提高地方政府在共享税收中的分成比例，增加地方政府可持续的新税源，增加地方政府的财政收入；合理划分财政支出责任，减轻地方政府的支出压力。第二，加强宣传和引导，转变招商引资理念。让各级地方政府在新常态下的招商引资、筑巢引凤不再是简单的拼政策、拼资源、拼优惠，而是要拼战略、拼环境、拼服务。引导地方政府绘就一以贯之的地方经济发展蓝图，拒绝短视化思维，在优化营商环境方面绵绵用力，久久为功。第三，由于财政压力对引资质量的影响效应在中西部和市场化程度低的地区更显著，故应持续推进市场化改革，尤其注重提升中西部地区的市场化程度。另外，由于财政压力主要影响新增小型企业的全要素生产率，故应在招商引资中对小型企业保持更为谨慎的态度，严格把关。第四，将地区引资质量纳入考核体系。适当淡化对招商引资规模的考核以及考核的绝对强制性，引导地方政府将税收、就业、社会效益等作为招商引资的重要衡量指标，让优质投资落地生效，促进经济高质量发展。

 

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