从微观经济角度探索中国经济的增长方式和转型过程(3)

三　计量方法和指标设计

当前,虽然地方政府不再干预企业的正常运营,但在辖区内的基础设施建设、产业政策、项目审批、土地出让和税费收取等方面仍然具有较大的管理权限和影响力,特别是掌握包括土地在内的关键要素的控制权,可以说对辖区内的市场和企业绩效有决定性影响。②因此,地方政府的激励和约束结构高度影响着它与市场、企业的互动关系,反过来,对市场和企业绩效的经验研究也就能检验地方政府治理结构的效率。在此,我们主要验证浙江省“扩权强县”对县辖企业成长的作用。由于诸多不可观测因素(历史、文化以及其他制度安排)同时影响企业发展,在计量方法上,本文通过构造“控制组”和“实验组”,采用双重差分方法,消除上述不可观测量,进而识别制度差异对企业成长的因果效应。

(一)估计方法双重差分方法在国内政策评估经验研究中,③一般以政策实施的时间为界区分实验组(treatment group)的样本是否“被试”。本文的方法略有差异,采用地理位置来识别企业是否受到“扩权强县”政策的影响。①2003年以后,浙江省大多数县的“扩权强县”改革进入了比较成熟的阶段,而福建省的改革相对缓慢。我们分别以两省的县辖企业作为是否受到“扩权强县”影响的“实验”样本。之所以选择福建,是因为它的土地面积,人口规模、文化传统等地理社会环境与浙江比较相似,而且同处于东南沿海,其外向型经济模式也基本一致。因此,我们假定,在控制其他变量的情况下,制度变化对两省县辖企业的冲击是相同的。②但仅比较两省县辖企业绩效差异并不足以识别“扩权强县”改革的效应,为分辨其他不可观测的变量,我们将样本扩大,以两省市辖企业作为控制组(control group),对其进行差分处理。之所以如此,是由于两省的地级市在财政上都是与省直接结算,对市辖区内经济管理权限也相差不大,市辖企业不受“扩权强县”改革的影响,③但受到两省历史、文化和其他经济制度的影响。下面说明具体的估计方法。令yijk表示企业的绩效或发展速度(j=0,1,其中j=0表示福建省,j=1表示浙江省;k =0,1,k =0表示市辖企业,k =1表示县辖企业,下同),根据前面的分析,“扩权强县”改革可能对其有影响,假设企业增长回归模型是:yijk= cons+βkjx+uk+χ′β+αj+εijk(1)　　其中χ是一组控制变量。x表示是否进行“扩权强县”改革的虚拟变量,我们的主要目的就是估计双重差分系数βkj。uk表示除“扩权强县”制度影响外,县辖企业相对于市辖企业异质性的虚拟变量。模型的随机项可以分为两部分,其中αj表示浙江、福建两省除“扩权强县”制度以外,在历史、文化及经济制度方面差异。显然,由于αj不可观测,仅用两省县辖企业绩效期望的差分E(yi11|χ,u1) -E(yi01|χ,u1) =jk+E[(α1-α0) |χ,u1]并不能得到βkj的一致估计。但我们可以用市辖企业作为控制组(control group),通过市辖企业差分E(yi10|χ,u0) -E(yi00|χ,u0) =E[(α1-α0) |χ,u0] =E[(α1-α0) |χ,u1] =E[(α1-α0) |χ]估计E[(α1-α0) |χ,u1]。后两等式成立,是因为我们假设在控制其他变量的情况下,浙江、福建两省不可观测变量(历史、文化和其他经济制度)对市辖企业和县辖企业的影响相同, 因而uk与αj线性不相关。经过两次差分,我们有jk=E(yi11|χ,u1) -E(yi01|χ,u1)-{E(yi10|χ,u0)-E(yi00|χ,u0)},恰好是“扩权强县”效应的一致性估计。因此,为了估计模型(1),将其转化为:yijk= cons+βkjdkj+βjdj++βkdk+χ′β+εijk(2)　　其中,dk是表示企业注册辖区级别的虚拟变量,dk=1和dk=0分别表示企业注册在县或市;dj是刻画企业所在地区的虚拟变量,dj=1表示是浙江省,dj=0是福建省。dkj则是一交叉项,表示企业受到了“扩权强县”效应的影响,根据定义,浙江省的县辖企业dkj=1,否则dkj=0。

(二)对估计方法合理性的讨论从现实中看,大部分省选择试点改革的县并非是随机抽取的,而是经过精心挑选。被选择的“扩权县”往往经济基础较好,财政能力也较强。但也有像江西省那样,在2007年将所有的12个国家级贫困县作为试点的案例。这都说明,“扩权强县”改革是一个复杂的政治过程,取决于省、市、县政府之间的博弈,通常来说,由于内生性问题,使用县级宏观数据的检验估计的系数是不一致的,比如说,谈判能力较强的县本身经济发展的潜力可能较大,在扩权以后更好的经济表现不一定是由制度变化造成的。本文的研究从三个方面比较好的避免了上述问题。首先,我们选择浙江省2003年以后的数据,此时改革已比较完善,并且推广到全省,不存在改革先后的差别。其次,我们使用的是微观数据,无论政治博弈的过程多么复杂,作为市场主体的企业对浙江、福建两省的是否进行“扩权强县”改革几乎没有影响。最后,采用地域划分县辖企业是否“被试”也有较强的外生性。企业短期内对浙江、福建两省历史文化和经济社会制度也难以有直接影响。因此,上述讨论说明我们的研究内生性较弱,即可以假设E(εijk|dkj,dj,dk,χ) =0,从而获得βkj的一致性估计。①

(三)指标设计本文在被解释变量上,用企业的销售收入增长率和资产增长率来定义被解释变量企业发展速度。这也是度量企业成长的常用指标(Lang et a.l, 1996)。同时,为了消除通货膨胀对销售收入和资产增长的扭曲,我们用浙江、福建两省相应年份的工业品出厂指数对其进行了修正。回归模型的关键解释变量为“扩权强县”改革,在本文中是县辖企业与地理位置浙江省的交互项。此外,微观层面我们引入了以下控制变量: (1)企业规模:规模较大的企业可能已经完成先期投资,进入增长更为平稳的时期,具体指标是企业总资产的自然对数。(2)企业财务杠杆(资产负债率):几乎所有的公司研究文献都认为企业的资本结构影响企业绩效,因此我们控制企业财务杠杆,指标计算方法为企业负债总额/企业资产总额。(3)人均工资增长率:标准的微观经济学理论认为要素价格影响着利润函数,因此在回归中加入了企业的人均工资增长率。(4)企业类型虚拟变量:显然企业所有制会影响企业内部激励结构,进而影响企业的绩效。因此,我们引入企业类型虚拟变量,国有控股企业取1,非国有控股企业取0。最后,考虑到不同行业的差异性,我们引入企业所在的二位数行业的虚拟变量;同时宏观形势和总需求会影响企业的发展,模型还控制了浙江和福建两省的实际GDP增长率,①这也是比年份虚拟变量更好的刻画企业外部宏观环境的指标。

本文编号：8090