邓 明
(厦门大学经济学院 福建厦门 361005)
一、引 言
为应对外部冲击而实施的大规模财政刺激计划的效果一直备受关注。政府需要通过征税或是发债来为财政支出融资，大规模财政刺激计划势必会增加社会和居民负担，同时会增大政府陷入债务危机的概率。许多研究认为，大量财政刺激方案会使得财政支出系数小于1，效果并不理想(Kraay，2012；王国静和田国强，2014；陈诗一和陈登科，2019)。除了对财政支出乘数的评估，我们也应重视影响财政支出乘数的因素，从而更有效地实施财政刺激方案。为了应对2008 年全球金融危机，我国政府出台了总计4 万亿元的财政刺激计划，在刺激作用下，2009 年我国GDP 增速达到9%，但其副作用也是非常明显的，比如政府债务的急剧上升；而在新冠肺炎疫情发生之后，中央政府发行了1 万亿元抗疫特别国债，使得原本尚未得到解决的政府债务问题变得更为严峻。因此，如何提升财政支出绩效、提高财政支出的乘数效应，是在我国当前财政制度下需要解决的关键问题之一。
财政支出的增加之所以会导致最终产出的增加额大于财政支出增加额并产生乘数效应，是因为财政支出的增加会改变私人消费和投资，而财政乘数的大小在很大程度上取决于私人消费和投资如何随财政支出的变化而变化。但是，无论是在理论研究还是在经验分析中，财政支出对私人投资的作用方向都存在较大争议。凯恩斯主义理论认为政府支出与投资的增加可以促进私人投资，而货币主义理论认为政府投资会增加货币需求从而导致利率上升进而挤出私人投资。私人投资的主要决策主体是企业，而不同规模的企业对经济波动的敏感度是不一样的。通常而言，小规模企业对经济波动更为敏感(Fort等，2013)。小规模企业和大规模企业在经济波动中的异质性决定了一个国家或地区中企业规模分布的不同会导致公共支出对私人投资的作用存在差异，进而影响财政支出乘数。遗憾的是，这一可能机制被已有文献忽略了，无论是新古典主义还是凯恩斯主义一般都引入一个代表性企业进行分析(Galí 等，2007)。而基于中国工业企业规模分布的经验研究表明，与其他国家的企业规模分布普遍服从幂指数等于1 的帕累托分布(即Ziplof 规则) 不同，中国工业企业规模分布的帕累托指数大多小于1 (方明月和聂辉华，2010)。
因此，无论是从理论发展来看，还是从积极财政政策所积累的政府债务隐忧来看，抑或是从中国企业规模的分布特征来看，研究企业规模分布对中国财政支出乘数的作用都具有重要意义。基于这一背景，本文将中国工业企业数据库提供的1998—2006 年工业企业微观数据和地区层面的财政、经济数据匹配起来，以民族地区转移支付制度作为外生冲击构建工具变量，估算中国地区层面的财政支出乘数；进一步地，研究一个地区内小规模工业企业数量占比对该地区财政支出乘数的影响。结果表明，一个地区内的小规模工业企业占比越高，该地区的财政支出乘数越大，这背后至少存在两个方面的机制:第一，财政刺激政策能改善地区层面的基础设施，而基础设施对不同规模企业退出率的作用存在异质性；第二，财政刺激政策对小规模企业融资约束的缓解作用显着大于大规模企业，对小规模企业投资、产出的促进作用也要大于大规模企业。
与已有研究相比，本文的边际贡献在于以下几个方面:第一，已有关于中国地区层面财政支出乘数的研究仅仅讨论了财政支出乘数的估计，忽略了财政支出乘数可能存在的异质性及其背后原因，本文沿着这一方向进行了研究；第二，本文发现地区内企业规模的分布特征是影响地区层面财政支出乘数大小的重要因素之一，并进一步分析了背后机理。当前中国经济在疫情冲击下面临较大下行压力，财政政策对于稳定经济增长具有极其重要的作用。在疫情冲击导致税收收入下降、政府债务率不断攀升的背景下，要更好地发挥财政支出的稳增长效应，就必须了解影响财政支出乘数大小的因素，本文的研究可以提供这方面的参考。
本文余下内容安排如下:第二部分对现有文献进行梳理；第三部分介绍实证研究模型类型、变量及数据；第四部分讨论实证研究结果；第五部分从微观企业视角讨论为何财政刺激对小规模企业的外溢效应更大；最后为本文的结论。
二、文献综述
早期的财政支出乘数多是基于VAR 模型和SVAR 模型等的简约形式展开，但基于简约形式的测算结果存在非常大的差异，例如Barro (1981) 的估算结果显示，1946—1978年间美国财政支出乘数的均值为0.8，而Blanchard 和Perotti (2002) 则表明，第二次世界大战战后美国的财政支出乘数在0.96 至1.73 之间。许多研究还发现财政支出乘数存在较大异质性，Ramey 和Zubairy (2018) 使用1889—2015 年美国季度数据测算了不同经济发展阶段的财政支出乘数，发现财政支出乘数在经济萧条期小于1，在低利率时期同样也是小于1。
另外，基于简约形式的财政支出乘数估计非常依赖识别条件的设定，并且由于参数的估计从简约形式出发，使得估计结果既不能较好地解释财政支出冲击作用于产出的传导机制，也存在“卢卡斯批判” 问题。鉴于此，大量研究应用具有微观基础的结构模型分析财政支出乘数。基于结构模型的财政支出乘数研究来源于真实商业周期(RBC) 模型。Auerbach 和Gorodnichenko (2012) 指出，由于假设市场不存在任何摩擦，采用RBC模型测算得到的财政支出乘数通常远远低于0.5。此后，得益于新凯恩斯主义的兴起与发展以及宏观经济模拟技术的发展，越来越多的研究开始放松RBC 模型的完美市场假定，引入市场摩擦来考察财政支出乘数。比如，Fernández-Villaverde (2010) 在考察黏性价格效应的同时还引入了金融摩擦，发现金融摩擦放大了财政支出乘数；此外，大量研究使用了动态随机一般均衡(DSGE) 模型来测算财政支出乘数(Christiano 等，2011；Canzoneri 等，2016)。上述研究采用的是宏观计量模型或者结构模型，使用的数据多为宏观时间序列数据，强调基于模型的预测分析。随着因果识别工具在计量经济学中的发展以及高质量面板数据可得性的提高，越来越多的研究采用更具经济学含义的外生冲击来估算财政支出乘数。Acconcia 等(2014) 利用意大利政府打击黑手党的外生冲击作为财政支出的工具变量估计了意大利省级财政支出乘数，发现较之于2SLS 估计结果，OLS 估计结果显着低估了财政支出乘数。Kraay (2012) 利用世界银行援助欠发达国家和地区的项目信息对财政支出乘数进行了识别，结果显示这些欠发达国家和地区的财政支出乘数的均值为0.48，远小于1。
国内学术界近几年才开始重视对政府财政支出乘数的研究。在基于简约形式的研究中，陈创练等(2019) 使用约束VAR 模型分解测算了改革开放以来中国财政支出的时变冲击乘数、时变累积乘数以及时变现值乘数。在基于结构模型的研究中，王国静和田国强(2014) 在DSGE 模型中引入政府消费和私人消费之间的埃奇沃斯(Edgeworth) 互补性、政府投资的外部性以及财政政策规则的内生性，结果表明，在长期，政府支出的消费乘数和投资乘数分别为0.79 和6.11；王立勇和徐晓莉(2018) 在DSGE 模型中引入金融摩擦和企业异质性估算了政府消费性支出乘数和投资性支出乘数，得出后者大于前者的结论；张开和龚六堂(2018) 在多部门DSGE 模型中引入投入产出框架研究了不同汇率制度下的财政支出乘数，发现固定汇率下的政府支出乘数较大。近年来，也有学者基于财政政策的外生冲击测算中国地方政府的财政支出乘数。Guo 等(2016) 以国家级贫困县的设立所带来的转移支付作为地方政府财政支出的外生冲击，构造了地区层面财政支出的工具变量，基于2000—2009 年1 800 个县级政府的面板数据估算了中国地方政府的财政支出乘数，其结果表明中国地方政府的财政支出乘数仅仅在0.6 左右。与此类似，李明和李德刚(2018) 利用民族地区转移支付制度的确立这一政策冲击，并借鉴模糊断点回归思路构造工具变量，基于1 600 个县级单位1994—2007 年的样本评估了中国地方政府财政支出乘数，但他们的研究结果表明，中国地方政府的财政支出乘数大于1。
相较于评估财政支出乘数，我们更应该关注财政支出乘数会受什么因素的影响。然而，这方面的研究相对较少。货币政策与财政政策是相互影响的，因此一些研究认为，金融环境和信贷环境是影响财政支出乘数大小的重要因素，在流动性陷阱时期，财政支出乘数远小于短期利率大于零的时期(Christiano 等，2011)，财政支出对产出的影响在经济处于信贷紧缩时期更为有效，而且持久性更强(Ferraresi 等，2015)；此外，信贷配给和私人投资渠道也是影响财政政策乘数的两个重要因素(Dupaigne 和Fève，2016)。由于财政支出乘数变动的一个重要因素是居民对未来财政政策调整的预期，而政府债务作为赤字融资的重要手段，会直接影响财政政策的预期效应。一些文献发现，在债务规模较低的经济体财政支出乘数更大(Corsetti 等，2013)。
从上述文献梳理可以发现，尽管关注相对较少，但学术界也从货币政策、金融环境、政府债务等角度分析了财政支出乘数的影响因素。我们需要注意到，财政支出之所以能产生乘数效应，是因为财政支出在增加总需求的同时，对私人消费和私人投资均产生连锁影响，正如我们在引言中所说，学术界关于财政刺激政策对私人消费作用的争论相对较少，主要的争论集中在财政刺激政策是“挤出” 还是“挤入” 私人投资，这决定了财政支出的增加能使最终的均衡产出增加多少。私人投资的决策主体是企业，关于财政乘数的理论研究自然无法忽略企业在其中的作用，但一般都引入一个代表性企业进行分析(Galí 等，2007)，而忽略了不同企业在面临财政刺激政策时会有不同的响应。事实上，一些研究指出，财政或税收刺激对不同规模的企业会有不同的效果。Ferraz 等(2015)基于巴西的研究表明，与大规模企业相比，小规模企业在获得政府采购合同后，其投资增长率和企业成长速度都要高于大规模企业；与此类似，Zwick 和Mahon (2017) 基于12 万家美国企业数据的研究表明，小规模企业的投资对税收激励的反应更大。一个地区内的小规模企业数量越多、在总产出中的占比越高，该地区的财政支出乘数可能会越大。因此，本文试图研究企业规模分布对财政支出乘数大小的影响，从而对影响财政支出乘数大小的研究文献进行补充。
三、实证研究设计
类似于财政支出乘数的经典研究文献(Kraay，2012；Nakamura 和Steinsson，2014)，我们构建以下模型来估计中国地区层面的财政支出乘数:
其中， Y是地区在时期的人均GDP， G是地区在时期的人均财政支出，参数体现了地区层面的人均财政支出增长率对人均GDP 增长率的边际效应，即我们关注的财政支出乘数效应。 δ用于控制地区层面不随时间变化但不可观测的地区固定效应， τ用于控制类似于货币政策、中央政府的财政政策等国家层面的冲击， ε为随机扰动项。对于，除了通常设定为1，我们还考虑了等于2 的情形。为了进一步考察财政支出乘数如何受地区层面企业规模分布的影响，我们在模型(1) 的基础上引入地区层面的企业规模分布，同时，令Y-Y＝ΔY，-G＝ΔG，构建以下的实证模型:
其中， scale表示地区在时期的企业规模分布特征。此时，地区层面财政支出增长率对国内生产总值增长率的边际效应为(＋×)，交互项系数度量了地区层面企业规模分布对财政支出乘数的作用。我们使用中国地级市层面的数据来研究地方财政支出乘数，因为一直以来中国地方政府都承担着较大的支出责任。1994 年，地方财政支出(含省及以下各级政府) 占全国公共财政支出的比重为69.7%，到2019 年这一比重达到85.3%；而且，如果考虑预算外支出、社保基金支出、国有土地财政支出等，中国地方财政支出比会更高。因此，研究地方政府财政支出的影响更契合中国财政支出分权的现实(李明和李德刚，2018)。此外，考虑到县级行政区内的规模以上工业企业数量偏少，我们以地级行政区作为本文的研究对象。
我们使用中国工业企业数据库提供的规模以上工业企业微观数据来测算地区层面的工业企业规模分布。根据工业和信息化部等部门联合发布的《关于印发中小企业划型标准规定的通知》 (工信部联企业〔2011〕 300 号)，工业行业中从业人员1 000 人以下或年营业收入4 亿元以下的企业为中小微型企业。其中，从业人员300 人及以上，且年营业收入2 000 万元及以上的为中型企业；从业人员20 人及以上，且年营业收入300 万元及以上的为小型企业；从业人员20 人以下或年营业收入300 万元以下的为微型企业。根据这一划分标准，我们将从业人员300 人以下或年营业收入2 000 万元以下的企业认定为小规模工业企业，然后用一个地区内小规模工业企业的营业额之和与地区内所有工业企业营业额之和的百分比来度量地区内企业规模分布。为了使工业企业数据库的数据符合本文的研究目的，我们对数据库中的数据作以下处理:第一，删除关键变量(如企业代码、工业增加值、固定资产投资、从业人员等) 缺失的观测值；第二，剔除明显违背会计准则的企业，如资产不等于负债与所有者权益之和、总资产小于流动资产或固定资产、总负债小于流动负债或长期负债、累计折旧小于当期折旧等；第三，剔除关键变量异常(如工业增加值、固定资产原值、投资和固定资产净值小于或等于0) 的企业。此外，国家统计局对“规模以上工业企业” 的认定标准也在发生变化，1998—2006 年，“规模以上工业企业” 指全部国有和年主营业务收入500 万元及以上的非国有企业；2007—2010 年，“规模以上工业企业” 的统计范围调整为年主营业务收入500 万元及以上的工业企业；2011 年之后，“规模以上工业企业” 统计范围为年主营业务收入2 000 万元及以上的法人单位。所以，为了保证企业规模分布测算的一致性并保证不同数据库之间的匹配度，我们最终使用1998—2006 年的工业企业数据。
虽然模型(1) 和模型(2) 均已控制了地区固定效应和时期固定效应，但依然可能存在双向因果关系问题，因为经济增长会导致税基扩大、税收收入增加，并导致财政支出增加。为了解决这一问题，类似于李明和李德刚(2018)，我们使用中国的民族地区转移支付制度带来的地区层面财政冲击，来寻找核心解释变量Δ的工具变量，进行工具变量回归。2000 年底，为配合西部大开发的实施和进一步贯彻落实《民族区域自治法》，除按照相关规定拨付一般性转移支付和专项转移支付外，中央政府还确立了民族地区转移支付制度。2006 年前，转移支付的对象为五个民族自治区以及青海、云南、贵州等三个财政体制上视同民族地区对待的省份，同时还包括吉林延边州、湖北恩施州、湖南湘西州、四川凉山州、四川阿坝州、四川甘孜州、甘肃甘南州、甘肃临夏州及海南黎族苗族自治州等九个非民族省区管辖的民族自治州。民族地区转移支付有两种方式:一种是中央预算安排，中央财政在2000 年安排民族转移支付资金10 亿元的基础上，之后每年按一定比例递增，到2005 年，中央财政对民族地区转移支付规模达到159 亿元；二是民族地区的增值税增量返还，民族地区上缴中央财政增值税增量的80%留给民族地区。
民族地区转移支付制度的确立使得民族地区获得了一定额外的财力支持，从而有条件扩大财政支出；而且，这一政策冲击外生于政策实施时民族地区的经济发展状况。因此，我们以2000 年末民族地区转移支付制度为政策冲击来寻找地区层面财政支出变化率Δ的工具变量。具体而言，类似于李明和李德刚(2018)，我们首先构建以下双重差分模型考察民族地区转移支付制度对地级行政区层面财政支出变化率Δ的影响:
其中， nation为处理组虚拟变量，如果地区享受了民族地区转移支付，则nation取1，否则取0。2001为政策冲击发生时间的虚拟变量，由于民族地区转移支付制度是2000 年末设立的，所以将2001 年及其之后设定为1，之前年份设定为0，其他变量的设定与模型(1) 一样。如果模型(3) 中系数＞0，则说明民族地区转移支付制度的设立能提高民族地区的人均财政支出增长率，结合民族地区转移支付制度设立的外生性，我们可以将模型(3) 中的交互项×2001 作为的工具变量，进而使用两阶段最小二乘法来估计模型(1) 和模型(2)。我们没有将模型(1) 中财政支出的增长率替换为模型(3) 中的交互项 ×2001 直接进行回归，是因为这样直接回归时交互项 ×2001 的系数只能解释民族地区转移支付制度对民族地区产出增长率的影响，并不是财政支出乘数，因为财政支出乘数是财政支出增长率对产出增长率的边际作用。
《全国地县市财政统计资料》 并未报告新疆、西藏和宁夏民族地区转移支付的信息，因此在实证分析中我们剔除了这三个自治区的样本；同时考虑到海南省的数据缺失较为严重，我们也将其予以删除。最后，我们得到303 个地级地区在1998—2006 年平衡面板数据，其中在2001 年后纳入民族地区转移支付制度的地级地区共59 个。在模型(1) 和模型(2) 中，地级行政区层面的GDP 数据来自CEIC 中国经济数据库，地级行政区层面的财政支出数据来自1993—2009 年的《全国地市县财政统计资料》，测算地区内企业规模分布的工业企业数据来自1998—2006 年的中国工业企业数据库。我们使用地区层面的价格指数对GDP 和财政支出进行了调整，由于缺乏地级行政区层面的价格指数，我们用省级层面的价格指数进行调整，其中，地区层面的GDP 使用所在省级地区的国内生产总值指数调整为1998 年不变价格的GDP，地区层面的财政支出用所在省级地区的居民消费价格指数调整为1998 年不变价格的财政支出，省级地区的国内生产总值指数和居民消费价格指数来自各年度的《中国统计年鉴》。
四、实证研究结果分析
(一) 基准回归
我们首先使用OLS 方法对模型(1) 和模型(2) 两个固定效应模型进行估计，估计结果如表1 所示。结果表明，无论是考虑滞后1 期还是滞后2 期的增长率，财政支出增长率的系数均显着为正，但小于1；此外，一个地区内小规模企业的产出份额越高，该地区内的国内生产总值增长率越高；同时，交互项(Δ) ×的系数也显着为正，说明小规模企业产出份额越高的地区，财政支出的乘数效应也越大。
但是，表1 中，无论是1 期增长率还是2 期增长率，财政支出乘数均小于1，这很可能是由于财政支出内生性所导致的系数缩减偏误(attenuation bias)。因此，我们基于模型(3)，研究民族地区转移支付制度的设立这一外生冲击对民族地区人均财政支出增长率的影响，这一结果如表2 第(1) 列和第(4) 列所示。结果表明，交互项×2001 的系数均显着为正，说明民族地区转移支付制度的设立确实显着提高了受转移支付地区的人均财政支出增长率；而且，检验弱工具变量假设的Cragg-Donald Wald统计量均大于10%显着性水平下的临界值，说明以交互项×2001 作为(Δ)的工具变量是合适的。因此，我们以交互项×2001 作为(Δ) 的工具变量进行两阶段回归，模型(1) 和模型(2) 滞后1 期的第二阶段回归结果如表2 第(2)列和第(3) 列所示，滞后2 期的第二阶段回归结果如表2 第(5) 列和第(6) 列所示。结果表明，滞后1 期的财政支出乘数的估计结果为1.2901，显着大于1。检验交互项系数是否显着大于1 的 统计量值为(1.2901 -1)/0.0558 ＝5.199，在1%的显着性水平下拒绝系数小于1 的原假设。在第(3) 列中，我们进一步引入了地区层面企业规模分布变量及其与工具变量Δ的交互项，结果表明，工具变量的系数估计结果为1.253，依然显着大于1；同时，变量的系数显着为正，说明一个地区内小规模工业企业占比越高，该地区的经济增长速度越快；进一步地，交互项的系数同样显着为正，其大小为0.0603，说明企业内小规模工业企业占比每提高1%，平均而言，财政支出乘数会由1.253 上升到1.3133(＝1.253 ＋0.0603)。因此，从企业规模分布对财政支出乘数的边际效应看，地区内小规模工业企业占比每提高1%，财政支出乘数会上升4.8%(＝0.0603/1.253)。表2 的第(5) 列和第(6) 列给出了对2 期增长率的第二阶段回归结果，结果表明，工具变量的系数估计结果为1.225，依然显着大于1，交互项的系数依然显着为正，地区内小规模工业企业占比每提高1%，财政支出乘数会上升5.6%(＝0.0688/1.225)。由此可见，不论是1 期增长率还是2 期增长率，基于民族地区支付制度构建的工具变量所得到的财政支出乘数的估计结果均显着大于1，而且，地区层面的小规模工业企业占比数量的提高均能显着影响财政支出乘数，地区层面的小规模工业企业占比每提高1%，财政支出乘数会上升5%左右。
表1 固定效应回归
表2 2SLS 回归结果①第二阶段回归本质上是一个双重差分回归，因为根据第一阶段回归拟合得到的ΔG/YIV 在民族地区数值较大，在非民族地区数值较小。此时第二阶段回归中解释变量为财政支出的增长率，因此其系数可以理解为财政支出乘数。
为了进一步说明地区层面的企业规模分布对财政支出乘数的影响，我们使用分位数回归方法重新估计表2 中第二阶段回归的系数。从中可以看出，不论是滞后1 阶还是滞后2 阶的财政支出乘数，在小规模企业占比较低的地区均要小于小规模企业占比高的地区；此外，在小规模企业占比最低的25%地区中，财政支出乘数均小于1。
(二) 稳健性检验
我们虽然用民族地区转移支付制度构建了地区层面财政支出的工具变量，但地区层面小规模企业占比这一变量同样可能存在内生性，因为民族地区转移支付制度的实施及其所带来的产出增长可能会对民族地区内企业的进入和退出产生影响。为解决这一问题，我们用民族地区转移支付制度实施前两年就已经成立(即1999 年及其之前成立)且在样本期内持续经营的工业企业作为样本来重新计算地区层面的企业规模分布变量，并再次对模型(2) 进行回归。结果表明，不论是1 期增长率还是2 期增长率，财政支出乘数均显着大于1，而且交互项(Δ) ×的系数依然显着为正。
我们进行的第二项稳健性检验是改变小规模企业的定义，前文对小规模工业企业的划分可能存在以下两个方面的问题:第一，对小规模工业企业的划分依据是2011 年颁布的《关于印发中小企业划型标准规定的通知》，而我们使用的企业样本是1998—2006 年工业企业数据。从2006 年到2011 年工业企业的规模发生了变化，一个重要的体现是2011 年前，国家统计局统计的“规模以上工业企业” 是年主营业务收入500 万元及以上的工业企业；2011 年之后，“规模以上工业企业” 是主营业务收入2 000 万元及以上的法人单位。第二，我们使用的样本是规模以上工业企业和国有企业，这些企业规模本身就相对较大。因此，我们将小规模工业企业的划分标准由前文的“从业人员300 人以下或年营业收入2 000 万元以下” 改为“从业人员150 人以下或年营业收入1 000 万元以下”，重新计算地区层面的企业规模分布变量并对模型(2) 进行回归，结果依然与基准回归中第二阶段回归结果一致。
在基准回归中，我们利用地区内小规模企业营业额之和与地区内所有企业营业额之和的百分比来度量地区层面企业规模分布。我们进行的第三项稳健性检验是使用地区内小规模企业的从业人员之和与地区内所有企业营业额之和的百分比来重新度量地区层面企业规模分布并重新对模型(2) 进行回归，结果依然与基准回归结果一致。
考虑到地方政府会根据经济周期的特点来制定针对企业的财税政策，为了控制同地区经济周期相关的企业财税政策，我们进行的第四项稳健性检验是在第二阶段回归中引入地区GDP 增长率的1 期滞后项以及1 期滞后项同企业规模分布的交互项并重新进行回归，结果表明，交互项(Δ)×的系数并不显着，说明与地区经济周期相关的政策并不会影响企业规模分布的作用，而且在引入(Δ)×后，企业规模分布变量本身的系数变得不显着，但交互项(Δ) ×的系数依然显着为正，说明企业规模分布依然显着影响财政支出乘数。
此外，中央政府可能会根据总体经济周期性制定同企业相关的政策，为了控制应对国家宏观经济波动且与企业相关的政策，我们在第二阶段回归中引入国家GDP 增长率的1 期滞后项同企业规模分布的交互项。结果表明，交互项(Δ)×的系数并不显着，说明与地区层面的经济周期一样，国家的经济周期波动不会影响企业规模分布的作用。
五、机制检验:基于微观企业的研究
(一) 财政刺激政策对不同规模企业的异质性影响②异质性影响检验结果请见《经济科学》 官网“附录与扩展”。
企业是经济活动最重要的微观主体。我们从企业进入与退出、投资、产出等视角来考察地区层面的财政刺激政策是否会对不同规模企业产生异质性影响，从而阐述为何企业规模分布会影响财政支出乘数。
首先，我们将民族地区转移支付制度的设立作为地区财政支出变化的外生冲击，构建以下双重差分模型来研究民族转移支付制度的设立对地区内企业进入率和退出率的影响:
其中， exitrate是地区在时期的企业退出率， entryrate为地区在时期的企业进入率。借鉴Disney 等(2003) 的定义，我们设定如果企业在第-1 期存在，但在第期及之后时期均不存在，则该企业为第期退出的企业；如果企业在第-1 期不存在，但在第期存在，则该企业为第期进入的企业。因此，地区在时期的企业退出率exitrate为该地区在时期退出的企业数量占该地区在-1 期时企业总数的比重()；地区在时期的企业退出率entryrate为该地区在时期进入的企业数量占该地区在-1 期时企业总数的比重()。为对地区层面企业进入率和退出率有影响的地区层面控制变量集合我们在控制变量集 中引入本地市场规模()、劳动力成本()、交通基础设施()、金融发展水平()、产业结构() 等因素。其中，劳动力成本用地区平均工资度量，单位为元；人口密度的高低可反映市场需求的大小以及度量本地市场规模，单位为人平方公里；交通基础设施用人均道路面积来度量，单位为平方米人；金融发展水平用地区的金融机构贷款余额与地区GDP 的比值来度量；产业结构用各地区第三产业增加值占比来度量，数据来自CEIC中国经济数据库。，其他变量的设定与模型(3) 一样。同时，考虑到部分地区在某些时期退出企业和进入企业数量较少，或者企业总体数量偏少，导致部分地区某些时期的进入率或退出率过高，我们对进入率和退出率两个变量进行了右侧5缩尾处理。
模型(4) 和模型(5) 的回归结果如表3 所示，第(1) 列和第(4) 列给出了对所有企业退出率和进入率的回归结果，可以看出民族地区转移支付制度带来的财政支出外生冲击对企业进入率没有显着影响，但显着降低了地区内企业的退出率。平均而言，民族转移支付制度使得受益地区的企业退出率降低了2.43%，说明政府支出的增加显着提高了地区内企业的生存概率，从而提升了地区内的产出增长率。
表3 民族转移支付制度对企业退出率和进入率的影响
进一步地，我们将企业按照基准回归中的分类标准分为小规模企业和大规模企业(除小规模企业之外的其他企业)，分别计算地区层面的小规模企业退出率和进入率以及大规模企业退出率和进入率并进行回归。回归结果表明，民族地区转移支付制度带来的财政刺激政策对地区内小规模企业和大规模企业的进入率以及大规模企业的退出率均没有显着影响，但显着降低了地区内小规模企业的退出率。这一结果说明了为何小规模企业占比高的地区财政支出乘数较高。地区层面的财政刺激政策能显着降低地区内小规模企业的退出率，但对大规模企业的退出率没有显着影响。因此，在小规模企业占比较高的地区，财政刺激政策会使得更多企业持续经营，带来持续产出，从而带来更高的产出增长率。我们给出了民族地区转移支付制度对地区层面企业进入率与退出率的分位数回归系数，以进一步说明民族地区转移支付制度对不同规模企业进入与退出的异质性影响，从中可以更直观地看出:民族地区转移支付制度对地区层面的企业进入率没有显着影响，但对企业退出率有；民族地区转移支付制度对企业退出率的边际效应随着企业规模的扩大而减小，说明财政刺激政策对小规模企业的退出决策影响更大。
为了进一步研究财政刺激政策对不同规模企业经营行为的异质性影响，我们构建以下的三重差分模型进行实证研究:
其中， output为地区的企业在时期的生产经营及产出变量，我们主要考虑企业的工业总产值值增长率和企业投资(包含短期投资和长期投资) 增长率，为企业规模虚拟变量，如果企业为小规模工业企业，则取1，否则取0。为对企业产出和投资有影响的控制变量集合， λ用于控制企业固定效应，其他变量的设定与前文类似。模型(6) 的估计结果如表4 所示，其中，第(1) 列的结果表明，民族转移支付制度使得获转移支付地区工业企业的工业总产值增长率比未获转移支付地区高1.33 个百分点，第(2) 列表明这种作用在小规模工业企业中更大，民族地区转移支付制度对小规模工业企业工业增加值的提升作用为1.63 个百分点，对大规模工业企业的提升作用为1.16个百分点。第(3) 列检验了民族转移支付制度对工业企业投资增长率的影响，结果表明，民族转移支付制度的确立使得获转移支付地区工业企业的投资增长率比未获转移支付地区高2.11 个百分点，而第(4) 列的结果进一步表明，民族转移支付制度对小规模工业企业投资的刺激作用要显着大于大规模工业企业。上述结果表明，从微观层面看，民族地区转移支付制度带来的财政刺激政策对小规模企业工业总产值增长率和投资增长率的影响更大。因此，一个地区内小规模企业占比越高，在财政刺激政策下这个地区产出增长率会越高，在微观企业层面说明了地区层面企业规模分布对财政支出乘数的作用。
表4 民族地区转移支付制度对微观企业的影响
(二) 机制分析:为何财政刺激政策对小规模企业的作用更大?
前文分析表明，财政刺激政策对地区内小规模企业的正向溢出作用更大，解释了为何地区内小规模企业占比越高，财政支出乘数越大。但为什么财政刺激政策对小规模企业的正向溢出作用更大? 其背后机制是什么? 我们认为，至少存在以下两个方面的原因。
第一，政府的财政刺激政策通常以大规模基础设施建设为重要载体，这一点在“次贷危机” 后中国政府实施的“四万亿” 计划中体现得尤为明显。另外，现有文献认为中央对地方政府的转移支付会极大刺激地方政府基础设施投资热情(范子英，2013)。《国务院实施〈中华人民共和国民族区域自治法〉 若干规定》 明确指出，中央财政性建设资金、其他专项建设资金和政策性银行贷款，可适当增加用于民族自治地方基础设施建设的比重。而地区基础设施投资对不同规模企业的生产成本、企业选址存在异质性影响，与大规模企业相比，基础设施对小规模企业的成本下降作用更大，带来的竞争效应更小，生产率提升效应更大(耿纯和赵艳朋，2018)。因此，与大规模企业相比，财政刺激带来的基础设施改善在吸引小规模企业进入、降低小规模企业退出率上的作用会更大。在地区层面则体现为一个地区内的小规模企业越多，财政刺激政策下该地区企业获得的外溢效应越大，财政支出乘数越大。因此，本文提出的第一条机制是，财政刺激政策带来的基础设施改善对小规模企业进入率和退出率的影响比大规模企业大。
为检验这一机制假设，我们将民族地区转移支付制度的设立作为地区层面财政支出变化的外生冲击，构建以下的双重差分模型研究民族转移支付制度的设立对地区基础设施的影响:
其中， infra是地区在时期的基础设施存量，用地区层面人均铺装道路面积(平方米) 来度量，数据来自各年度的《中国城市统计年鉴》。结果表明，民族地区转移支付制度的实施显着提高了该制度适用地区的基础设施水平。为了进一步说明基础设施存量对不同规模企业进入和退出的影响，且为了避免基础设施存量的内生性，我们以模型(7) 回归得到的拟合值作为工具变量()，替代模型(4) 和(5) 中的交互项重新进行第二阶段回归。结果表明，基础设施存量对小规模企业的退出率有显着抑制作用，对小规模企业的进入率有显着促进作用，但是对大规模企业的进入率和退出率都没有显着影响。
我们接下来考虑企业融资约束这一可能机制。我们认为，以下几个方面的原因导致在实施民族地区转移支付制度的同时，还需要信贷途径来放松民族地区内企业的融资约束:第一，货币政策通常是逆周期的，伴随着积极财政政策的实施，通常也会有较为宽松的货币政策，从而放松对企业的信贷约束会使得企业增加信贷和投资(Bahaj 等，2019)。在本文研究中，我们发现中央政府在向民族地区实施转移支付这一特定的财政安排的同时，也会通过信贷渠道支持民族自治地区的经济发展。第二，财政刺激会通过需求来放松企业的信贷约束，从而刺激企业投资。Hebous 和Zimmermann (2021) 认为，在没有金融摩擦的情况下，企业达到最优投资时资本的边际产出和实际价格相等。然而，考虑到一些企业由于融资约束而无法达到该最优投资量，需要外部资金来进行生产融资，而提前抵押的约束力会产生融资溢价从而阻碍企业的外部借款。在这种情况下，财政刺激政策带来的需求会为企业产生额外现金流增加净财富，降低外部融资的溢价，从而放松信贷约束。但显然这一作用主要对存在信贷约束的企业有效。因此，财政刺激政策可能会放松小规模企业的信贷约束，使得小规模企业的投资和产出增加得更显着，因此小规模企业占比高的地区财政刺激政策的效果更明显。第三，财政刺激政策还可能通过政府的征税行为来影响企业面临的信贷约束。于文超等(2018) 认为，加强税收征管会加剧企业的融资约束，而地方政府面临的财政压力是导致税收征管加强的原因之一。从这个角度看，民族地区转移支付制度可以通过缓解民族地区的财政压力进而弱化民族地区内企业面临的融资约束。
上述分析表明，财政刺激政策能够放松企业面临的信贷约束，从而刺激企业增加投资、提高产出。在中国，小规模企业通常面临着比大规模企业更显着的信贷约束。因此，总需求的冲击对放松小规模企业的信贷约束更为明显。因此，我们提出第二个机制:财政刺激政策会放松企业面临的信贷约束，增加企业投资，这一作用在小规模企业中更大，从而小规模企业受益更大，投资和产出的增加更多。为了验证这一点，我们将模型(6)中的被解释变量替换为能够反映企业融资约束的变量，包括企业总负债(＝长期负债＋流动负债) 增长率、长期负债增长率和流动负债增长率。结果表明，民族地区转移支付制度对地区内工业企业的总负债增长率和长期负债增长率均没有显着影响，但显着提高了工业企业的流动负债增长率，而且在小规模工业企业中作用更大。这说明财政刺激带来的货币政策或信贷政策放松了企业短期债务融资约束。为了验证这一机制是否会导致财政支出乘数在小规模企业占比更高的地区更大，我们在模型(6) 的控制变量中引入了企业层面的流动负债率(企业流动负债与企业总资产的比值)。结果表明，流动负债率的提高能显着提升企业的投资增长率和总产值增长率。因此，伴随财政刺激而来的货币政策或信贷政策对小规模企业信贷约束的缓解更大，使得小规模企业的投资增长率和产出增长率更高，最终财政支出乘数随地区层面的企业规模分布而变化。
六、结 论
无论是2008 年的全球金融危机还是2020 年的新冠肺炎疫情，都对全球经济造成了巨大的负面冲击，全球主要经济体大都采取大规模扩大政府支出的方法进行应对。虽然积极的财政政策在多大程度上促进了宏观经济的复苏还未有定论，但显而易见的是其导致了政府债务的扩张。财政部的统计数据显示，截至2020 年末，中国地方政府债务余额达到28.82 万亿元，中央政府债务余额达到20.89 万亿元，虽然两项之和与2020 年GDP的比重不到50%，但如果加上中国地方政府的隐性债务，政府债务余额占比远超60%的国际警戒线。因此，在新冠肺炎疫情冲击经济使得积极财政政策不能过早退出与政府债务不断扩张容易诱发系统性金融风险的困局下，如何更好发挥财政支出对经济增长的刺激作用、提升财政支出乘数变得尤为关键，这就需要我们深入分析影响财政支出乘数的因素。
本文以中国民族地区转移支付制度的设立为准自然实验，构建地级地区层面财政支出增长率的工具变量，估算地级地区层面的财政支出乘数；在此基础上，基于工业企业数据库提供的企业层面微观数据构建地区层面的企业规模分布变量，来研究地区层面的企业规模分布对财政支出乘数的影响；同时，从微观企业层面研究企业规模分布影响财政支出乘数的微观机理。工具变量的回归结果表明，地级地区层面的财政支出乘数显着大于1，而一个地区内小规模工业企业占比越高，该地区的财政支出乘数越大。这主要是因为财政刺激政策对地区内小规模企业的退出率、投资、工业增加值的正向作用均显着大于大规模企业。其背后的机制是，相较于大规模企业，财政刺激政策能够改善地区层面的基础设施存量，而基础设施存量对小规模企业退出的抑制作用更显着，同时，财政刺激政策能够缓解企业面临的融资约束，这种作用对小规模企业的作用更大。
本文是对企业规模分布研究文献的有益补充。现有文献均以刻画企业规模分布特征和分析影响企业规模分布的因素为主，而本文探讨了企业规模分布所带来的影响。此外，本文亦是对财政支出乘数研究文献的补充，探讨了影响财政支出乘数的一个独特因素。当然，更重要的是，本文的研究结论为如何更好地发挥财政支出对经济增长的刺激作用提供了特有的政策启示:第一，一个以小规模企业为主体的企业规模分布形态才能更好地发挥出财政刺激政策的作用，因此，应当通过完善市场竞争机制、优化营商环境、实施针对小规模企业的普惠性融资政策来推动小规模企业的发展。第二，考虑到当前政府债务风险尤其是地方政府隐性债务风险的严重性，财政刺激政策的制定应该有的放矢，在制定区位导向型(place-based) 的财政政策时，必须考虑各地区微观企业的异质性规模分布特征，适当加大中小企业集聚地区的财政刺激强度，并适当减少对大规模企业的补贴强度。
