李睿+梁超

摘要：本文利用面板門檻模型進行經(jīng)驗研究發(fā)現(xiàn)，在信貸市場化程度較低時，財政壓力對所有制結構并不起作用，只有在信貸市場化程度較高且政府的預算約束被硬化時，財政壓力才會有效促進非國有制經(jīng)濟占比的提高。這表明只有在信貸市場化改革硬化了中國地方政府的預算約束時，財政壓力才開始推動中國非國有經(jīng)濟占比的提高。本文的研究進一步深化了熊彼特—希克斯—諾斯的制度變遷“財政壓力說”，并為其提供了經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：財政壓力；信貸市場化；所有制結構；國企改革

中圖分類號：F810.2；F121文獻標識碼：A

文章編號：1000-176X（2015）03-0069-06

一、引言

西方經(jīng)濟史的研究表明，財政壓力是制度變遷的重要推動力。Schurnpter[1]最早指出財政的歷史能使人們洞悉社會存在和社會變化的規(guī)律，洞悉國家命運的推動力量。希克斯[2]也指出，財政壓力刺激了歐洲金融市場的成熟和私有產(chǎn)權制度的發(fā)育。諾斯和托馬斯[3]指出，財政壓力促使英國產(chǎn)生了良好的產(chǎn)權保護制度。本文將財政壓力導致制度變遷的思想總結為熊彼特—?？怂埂Z斯命題。但諾斯和托馬斯[3]也指出，同樣在財政壓力下，西班牙并沒有發(fā)育出良好的產(chǎn)權保護制度，其中的關鍵就在于英國更好地約束了政府的財政行為，使政府擁有更好的信譽，不會通過違約等危害長期增長的方法來緩解財政壓力。Balla 和Johnson[4]的研究則發(fā)現(xiàn)，財政壓力對16世紀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的交易費用的差異，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私有產(chǎn)權的產(chǎn)權制度，而奧斯曼帝國則未能做到這一點。換言之，他們認為財政壓力只是推動有利于經(jīng)濟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)濟史而論，劉志廣[5]認為社會經(jīng)濟轉型的實質可以歸結為財政危機下的財政制度變遷和產(chǎn)權結構調整，財政壓力下的財政制度變遷對于經(jīng)濟社會的轉型有著至關重要的影響，他指出，1949年后，中國政府建立的是一種利潤型財政。這一財政制度由于國有企業(yè)（以下簡稱“國企”）的效率低下而產(chǎn)生了巨大的財政壓力，這使得中國開始由利潤型財政轉向稅收型財政，在此過程中，中國的所有制結構也隨之發(fā)生了調整，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政需求，但隨著明朝政府面臨的財政壓力的加大，明寶鈔開始被濫發(fā)并最終崩潰。但他也指出，財政壓力并不必然導致掠奪性貨幣政策的實施，英國政府在財政壓力的刺激之下，卻建立了資本市場和較為完善的產(chǎn)權保護制度。崔潮[7]則通過對中國財政史和西方財政史的梳理提出了“財政過程的產(chǎn)權轉換”假說，該假說認為，財政制度的變遷過程就是一個產(chǎn)權制度的變遷過程。財政制度的變遷是財政壓力的結果，隨之而來的還有產(chǎn)權制度的調整。在這一假說中，財政壓力是整個制度變遷過程的起點，但是從其對中國經(jīng)濟史的梳理中可以發(fā)現(xiàn)，財政壓力并不總是帶來有利于增長的所有權結構的創(chuàng)制，在不同的制度環(huán)境和財政體制下，財政壓力所起的作用是不一樣的。如在國民黨時期，巨大的財政壓力帶來的是法幣的濫發(fā)并最終導致了經(jīng)濟的崩潰。

縱觀世界經(jīng)濟史，筆者發(fā)現(xiàn)，財政壓力往往帶來的是政府的掠奪性財政和經(jīng)濟的衰退，諸如16世紀英國那般在財政壓力驅動下產(chǎn)生的有利于經(jīng)濟長期增長的制度變遷并不多見。本文認為，財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，其關鍵差別在于政府的預算約束是否被硬化。只有在財政預算約束被硬化的條件下，財政壓力才可能有效地推動有利于經(jīng)濟增長的制度變遷，本文試圖以中國的所有制結構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)權聯(lián)系被弱化、信貸市場化程度逐步提高、政府的財政預算約束被硬化的時期，財政壓力才可能推動有利于增長的所有制結構的變化。

二、文獻綜述

關于財政壓力和產(chǎn)權改革的研究，國外研究主要從兩個方向展開：第一個方向是圍繞著財政壓力與前社會主義國家產(chǎn)權改革之間的關系而展開的。Aghion和Blanchard[8]明確地提出了財政壓力對于前社會主義國家所有制結構調整的制約作用。Chadha和Coricelli[9]則指出，前社會主義國家政府認為國企改革會擴大政府的財政赤字，所以國企改革的速度受制于政府的財政狀況。Ruggerone[10]指出，轉型中的國家會利用通脹稅為轉型融資，因而在東歐前社會主義的轉型國家中，通脹率與轉型速度存在正相關的關系，但通脹率存在上限，這會對轉型速度形成制約。Pirttil[11]則利用25個前社會主義國家轉型經(jīng)濟體的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，轉型速度越快政府的財政狀況越壞，良好的財政狀況是推進產(chǎn)權改革的關鍵因素之一。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私有化的數(shù)據(jù)分析發(fā)現(xiàn)，財政壓力的增加使得美國公共事業(yè)私有化的進程加快，但隨著美國地方政府財政壓力的下降，其私有化進程也隨之下降。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)，財政壓力并沒有導致美國公共事業(yè)部門的私有化進程加快。Yarrow[14]則指出，財政壓力對于發(fā)生于20世紀80年代的私有化浪潮有著至關重要的影響，隨著政府財政壓力的加大，政府的融資成本也隨之上升，這導致了維持國企的成本大于收益，導致了國家被迫將國企進行私有化。Barnett[15]采用了18個資本主義國家的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，私有化進程降低了政府的負債水平，有效地減輕了政府的財政壓力。Jeronimo等[16]指出，因為加入歐盟對于財政赤字率有限制，因而迫使西班牙等南歐國家對其國企進行私有化以獲得財政收入。Hebdon和Jalette[17]指出，盡管傳統(tǒng)上都認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)權改革而論，王雍君[18]首次指出，財政改革和產(chǎn)權改革有著高度的耦合性，財政壓力是中國產(chǎn)權改革的重要源動力。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政壓力，迫使其不得不進行制度變革。朱光華和魏鳳春[20]則構建了一個以財政壓力周期為核心的分析就業(yè)、產(chǎn)業(yè)結構調整和所有制改革的框架，指出所有制結構變化受制于政府財政壓力周期。朱恒鵬[21]認為，分稅制改革硬化了地方政府的預算約束，而地方國企的虧損則給地方政府造成了巨大的財政壓力，兩者共同推動了地方政府對國企的產(chǎn)權改革。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)的調查數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，產(chǎn)權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)權改革的財政動因。王紅領等[24]發(fā)現(xiàn)，政府放棄國有企業(yè)產(chǎn)權的原因在于增加財政收入，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)，其實證結果并不支持國企改制的財政壓力說，改制成本說則得到了實證證據(jù)的支持，即政府的財政狀況越好，越能夠支付國企改革的代價，國企產(chǎn)權進行改革的概率就越高。司政和龔六堂[26]則從財政分權的視角對非國有經(jīng)濟的發(fā)展進行了解析，他們基于1994年以來的省級面板數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)，財政分權對于非國有制經(jīng)濟發(fā)展的影響呈現(xiàn)出倒U 型曲線的特征。湯玉剛[27]指出，財政壓力只是國企進行改革的必要條件，但大規(guī)模國企改革的展開則與國企擁有的土地價格的上漲有著密切的聯(lián)系。只有當土地價格的上漲足以彌補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，財政需要是資本市場興起的關鍵，但是財政需要也是導致資本市場陷入困境的重要原因之一?？傮w而論，現(xiàn)有研究并沒有對財政壓力和中國所有制結構調整之間的關系達成共識，一部分研究認為，財政壓力導致了中國國企的產(chǎn)權改革，導致了國有產(chǎn)權占比的下降；另一部分研究則認為，由于對國企的產(chǎn)權改革會擴大政府的財政赤字，在存在財政約束的情況下，財政壓力的存在會抑制政府對國企進行產(chǎn)權改革。

現(xiàn)有的研究成果大多注重財政壓力對于國企改革的影響，并沒有結合信貸市場化來對財政壓力的影響進行分析。但是如前文所述，財政壓力本身未必會對國企的產(chǎn)權改革產(chǎn)生影響，在政府與銀行系統(tǒng)存在密切聯(lián)系的時期，政府的預算約束是軟的，財政壓力并不構成改革的動力。本文的研究則將財政壓力與銀行系統(tǒng)的市場化改革相聯(lián)系，更好地揭示了財政壓力與所有制結構之間的非線性關系，以期進一步深化產(chǎn)權改革的“財政壓力說”。

三、理論模型

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

假設銀行系統(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Et<0Rf>Rb。由Et<0

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

但當進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)不會再對政府進行再貸款，國企項目會被清算，政府將被迫對存量國企進行改革，本文將其稱之為財政壓力和信貸市場化下的存量效應。即財政壓力和金融市場化對于所有制結構的影響不僅僅體現(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?shù)胤秸媾R財政壓力且預期到國企無法獲得銀行的再融資時，地方政府對于國企項目的投資只能獲得Et的收益，由Et<0，地方政府將不會再對國企項目進行投資，這就抑制了國企投資的增加，使得國企的擴張速度放慢，而民企則能獲得更多的信貸資源而獲得增長。

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

四、經(jīng)驗檢驗

1.變量定義、數(shù)據(jù)來源和估計模型

本文選取了1997—2009年除四川、重慶和西藏等3個?。ㄗ灾螀^(qū)）之外的28個?。ㄗ灾螀^(qū)）數(shù)據(jù)進行分析。非國有經(jīng)濟發(fā)展指數(shù)（pdev） 根據(jù)非國有經(jīng)濟的工業(yè)產(chǎn)值比重、固定資產(chǎn)投資比重和就業(yè)比重等3項指標加權而得[31]。財政壓力（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，財政收支缺口是度量地方政府財政壓力方面被使用的較為廣泛的指標，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)市場化相對進程2011年報告》[31]。

X為控制變量，包括非國有經(jīng)濟資本存量（K）和非國有部門勞動力數(shù)量（L），用于控制非國有經(jīng)濟自身發(fā)展對產(chǎn)權結構變動的影響[26]，本文對其進行了對數(shù)化處理。因為政府支出（gex）也對于非國有經(jīng)濟占比有著較大的影響，本文亦將其納為控制變量并進行了對數(shù)化處理。朱光華和魏鳳春[20]指出就業(yè)壓力對于所有制結構的調整也有影響，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)計如表1所示。

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

門檻效應

變量名稱非國有經(jīng)濟發(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)濟資本存量的對數(shù)0.421***（0.045）

非國有經(jīng)濟勞動力數(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）

財政壓力（信貸市場化指數(shù)<3.100）-0.009（0.006）

財政壓力

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

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

常數(shù)項-4.541***（0.256）

樣本量308

R20.471

注： 括號中為標準差，*、**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

為了更好的說明本文觀點，本文采用分段回歸的辦法進行進一步檢驗。本文選擇開始進行銀行業(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)，推進國有獨資商業(yè)銀行的綜合改革是整個金融改革的重點”為標志。作為分界點，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行面板固定效應的回歸，本文同時控制了時間固定效應和個體固定效應。其估計結果如表5所示。從分時段的回歸結果來看，從1997—2002年，地方政府財政壓力對非國有經(jīng)濟發(fā)展的影響并不顯著，但是到了2003—2009年，地方政府財政壓力則對非國有經(jīng)濟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)濟發(fā)展指數(shù)并無顯著影響。

分時段的回歸結果表明，財政壓力對于所有制結構的影響與信貸市場化程度密切相關。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)的干預而彌補其財政支出的缺口，地方的財政預算約束是軟的，因此財政壓力與非國有經(jīng)濟發(fā)展的關系并不顯著。而在信貸市場化較高的2003—2009年，財政壓力與非國有經(jīng)濟占比有著顯著的正相關關系，這說明在信貸市場化較高的時期，地方政府的預算約束被硬化，財政壓力使得政府不得不放棄對于國企部門的擴張。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，進而推動了非國有經(jīng)濟占比的提高。

表5分時段的估計結果

五、結論與啟示

本文的研究表明，只有在財政的預算約束被硬化的條件下，財政壓力才可能推動有利于經(jīng)濟增長的所有制結構變遷。更具體的，就中國而論，只有在信貸市場化程度逐步增高，政府的預算約束被進一步硬化之后，財政壓力才會構成政府進行改革的動力，推動非國有經(jīng)濟占比的提高。本文的研究進一步豐富了“熊彼特—?？怂埂Z斯”命題，對于正在進行的國企改革，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，地方政府的預算約束再一次被大大放松了，由此帶來了地方政府債務的迅速膨脹，根據(jù)國家審計署公布的數(shù)據(jù)，截至到2013年6月，中央政府債務占2012年年末GDP的24%，地方政府占35%，合計占2012年年末GDP的59%。地方政府預算約束的放松，使得地方政府再一次可以幫助國企進行擴張，在鋼鐵、航空、煤炭等領域，出現(xiàn)了大規(guī)模的國進民退現(xiàn)象。這對于金融穩(wěn)定和長期經(jīng)濟的增長，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)濟是基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式”，要“允許更多國有經(jīng)濟和其他所有制經(jīng)濟發(fā)展成為混合所有制經(jīng)濟”，這表明了政府進一步推動國企產(chǎn)權改革的決心。但如前所述，如果不進一步推動更廣泛的金融市場化改革，硬化地方政府的預算約束，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政壓力，而不是通過國企的產(chǎn)權改革來解決其面臨的債務問題。因此本文認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一步推進，以硬化政府的預算約束，倒逼改革的進行。

計量模型方面，本文參照司政和龔六堂[26]通過估計生產(chǎn)函數(shù)的辦法來對假說進行檢驗。由于財政壓力對于所有制結構的影響是非線性的，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系，而Hansen[32]發(fā)展的面板門檻模型可以展示經(jīng)驗模型的結構變化，因而本文采用了Hansen[32]發(fā)展的門檻面板模型，本文構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為關注變量；I（·）為指示函數(shù)，當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；ξit為誤差項。

2.經(jīng)驗檢驗

本文首先用門檻效應模型對研究假說進行檢驗，將門檻變量設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定下進行估計，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行估計，門檻值的估計結果為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結果

變量名稱[]估計結果

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：括號中為標準差，*、**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結果如表2所示，當處于中低信貸市場化區(qū)間時，地方政府的財政壓力的估計系數(shù)不顯著，這表明由于此時地方政府的預算約束是軟的，財政壓力并不會對非國有經(jīng)濟發(fā)展起促進作用。當處于高信貸市場化區(qū)間時，財政壓力估計系數(shù)為0.024，且估計結果通過了1%的顯著性水平檢驗，這一結果證明了本文的假設，即只有在信貸市場化程度較高且地方政府預

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

支出和就業(yè)率的估計系數(shù)則顯著為負數(shù)，這一結

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

3.分時間段的檢驗

本文采用分段回歸的方法進行進一步檢驗，選擇開始進行銀行業(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)，推進國有獨資商業(yè)銀行的綜合改革是整個金融改革的重點”為標志。作為分界點，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行面板固定效應的回歸，同時控制了時間固定效應和個體固定效應，其估計結果如表3所示。從分時段的回歸結果來看， 1997—2002年地方政府財政壓力對非國有經(jīng)濟發(fā)展的影響并不顯著，但是2003—2009年地方政府財政壓力則對非國有經(jīng)濟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)濟發(fā)展指數(shù)并無顯著影響。

表3分時段的估計結果

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）

時間固定效應控制控制

個體固定效應控制控制

樣本量112196

R20.6660.816

分時段的回歸結果表明，財政壓力對所有制結構的影響與信貸市場化程度密切相關。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)進行干預而彌補其財政支出的缺口，地方的財政預算約束是軟的，因而財政壓力與非國有經(jīng)濟發(fā)展的關系并不顯著。而在信貸市場化較高的2003—2009年，財政壓力與非國有經(jīng)濟占比有著顯著的正相關關系，這說明在信貸市場化較高的時期，地方政府的預算約束被硬化，財政壓力使政府不得不放棄對國企的擴張。國有經(jīng)濟占比的降低使得非國有經(jīng)濟能獲得更多的信貸資源，進而推動了非國有經(jīng)濟占比的提高。

五、結論與啟示

本文的研究表明，只有在財政預算約束被硬化的條件下，財政壓力才可能推動有利于經(jīng)濟增長的所有制結構變遷。就中國而論，只有在信貸市場化程度逐步增高，政府的預算約束被進一步硬化之后，財政壓力才會構成政府進行改革的動力，推動非國有經(jīng)濟占比的提高。本文的研究進一步豐富了熊彼特—希克斯—諾斯命題，對于正在進行的國企改革也有重要的啟示意義。

根據(jù)國家審計署公布的數(shù)據(jù)，截至2013年6月，中央政府債務占2012年年末GDP的24%，地方政府債務占2012年年末GDP的35%，合計占2012年年末GDP的59%。地方政府預算約束的放松使得地方政府再一次可以幫助國企進行擴張，在鋼鐵、航空和煤炭等領域出現(xiàn)了大規(guī)模的國進民退現(xiàn)象，這對于金融穩(wěn)定和長期經(jīng)濟增長產(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)濟是基本經(jīng)濟制度的重要實現(xiàn)形式”，要“允許更多國有經(jīng)濟和其他所有制經(jīng)濟發(fā)展成為混合所有制經(jīng)濟”，這表明了政府進一步推動國企產(chǎn)權改革的決心。但如前文所述，如果不進一步推動更廣泛的金融市場化改革來硬化地方政府的預算約束，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政壓力，而不是通過國企的產(chǎn)權改革來解決其面臨的債務問題。因此，筆者認為，這一改革方向的成功執(zhí)行有賴于金融市場化改革的進一步推進，以硬化政府的預算約束，倒逼改革的進行。

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（責任編輯：徐雅雯）