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第33卷 第8期财经研究Vol133 No18 2007年8月Journal of Finance and EconomicsAug12007 政府行为规范、 政策供给水平 与私营企业发展 来自中国省级面板数据的证据 孙 早1,张 振2 (1 1 西安交通大学 经济与金融学院,陕西 西安710061 ; 21 中广核工程有限公司,广东 广州518124) 摘 要:文章利用19962003年省级水平的面板数据,研究了地方政府的行为规范、 政策供给水平与私营企业发展之间的关系。研究结果发现,当政府行为缺乏有效约束时, 由(地方)政府任意解释(执行)相关的法律和政策,削弱了法律(政策)的可执行特征,对私 营企业发展产生了显著抑制。与字面意义上的 “制度(政策)完善” 相比,实际感知到的 “制 度(政策)执行” 扮演着更为关键的角色。 关键词:经济转型;法律执行;政策供给;私营企业 中图分类号:F06216;F123115 文献标识码:A文章编号:100129952(2007)08008413 收稿日期:2007204220 作者简介:孙 早(1966 - ) ,男,江苏泰兴人,西安交通大学经济与金融学院副教授; 张 振(1981 - ) ,男,安徽亳州人,中广核工程有限公司助理经济师。 一、 引 言 在有关中国经济转型的文献中,民营企业通常被认为是经济增长和市场 化进程的主要支撑力量。民营企业的这种 “建设性” 作用,保证了政府和社会 对它的态度不断朝着积极方向转变,民营企业也最终从 “杂种” 兑变为产权明 晰的私营企业(樊纲、 陈瑜,2005)。特别是进入20世纪90年代以来,至少在 形式上,政府政策和国家法律的变化更加有利于私营企业的发展。例如,国家 宪法关于私营企业表述的变化令人鼓舞 。 按照正常的逻辑,人们自然会预期中国私营企业会有一个更好的绩效表 现。从20世纪90年代中期以来中国私营企业发展变化的大致趋势看,自 1996年始,私营企业的总产值基本保持了年均30166 %的增长势头,企业投资 者人数也达到了年均24112 %的增长率,两者走势非常近似,但以每户企业平 均从业人员数表示的企业规模变化却并不显著,年均增长率仅为01008 %。 可以认为,私营企业的发展主要是通过新旧企业更迭及企业数量扩张,而非企 业规模扩张得以实现的。另外根据最近一项企业调查,我国私营企业最发达 48 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 的浙江省,企业平均寿命只有7年(王学进,2006)。私营企业的平均规模很难 越过 “5 000万” 的门槛(Fairtown ,2003)。这似乎与人们的预期有较大出入。 转型期私营企业发展的影响因素十分复杂,可以从多个角度进行理解,但 优惠政策和法律制度通常被看成是最主要的贡献因素。因为转型经济中的政 府仍然保留着对许多重要经济活动的治理权,所以作为政府 “偏好、 态度及认 知水平” 集中反映的政府政策扮演着十分重要的角色( The World Bank , 1999 ;白重恩等,2005)。还有许多文献从 “制定法” 的层面强调了法律制度完 善对私人企业产权保护的重要作用( Konstantin Sonin ,2003 ;Simon Johnson , 2002 ;Robert E. Hall等,1999)。在他们看来,有关私营企业财产权的法律制 度的完善程度直接决定着私营企业的发展水平。 奥尔森(2004)坚持认为,惟有政府才具备进行大规模的征用或罚没,以及 单方面改变契约条件的能力。若政府行为受到严格规范,政府规模和行为变 化的后果通常是可以预期的;相反地,当政府行为缺乏必要约束时,由于无法 预期政府可信承诺的能力,私营企业产权将面临较大的不确定性(风险 ) , 企业 投资激励会受到抑制。正如施莱佛等人(2004)所指出的,一个行为受到有效 约束的政府,规模扩大更多地意味着供给公共产品能力的提升,不会直接导致 政府从事非生产(掠夺)性活动能力的增强,客观上是有助于企业及国家经济 发展的。沿着这一思路,我们的兴趣主要在于检验政府(生产性或非生产性) 行为与私营企业发展之间的关系,进而判断优惠政策与法律制度在转型期私 营企业发展中所扮演的角色。 二、 理论与假说 (一)法律制定、 法律执行与企业财产权保护。熊彼特发展了一个企业家 在企业成长及经济变化中发挥中心作用的理论框架(陈凌,2004)。钱德勒 (1987)进一步为熊彼特提供了一个合理的经验基础,他详细描述了19世纪末 至20世纪初的美国企业为应对技术和市场变化所发生的演进。在企业的演 进(发展)过程中,企业家的素质和反应被视为关键性的解释变量。循着熊彼 特和钱德勒的传统分析路径,赵志君和金森俊树(2005)分析了中国和俄罗斯 私营企业规模(发展水平)的决定因素。通过两国私营企业发展特征的比较, 他们试图证明,私营企业规模与企业家才能之间存在密切联系,转型期的中国 私营企业的发展水平是由私营企业家的边际能力决定的。 我们不能认同这种解释。钱德勒(1987、2000)曾一再强调他所关注的焦 点主要是企业内部发生的学习和演进过程,外部环境的影响被视为给定。如果 考虑到经济转型的动态性和不确定性特征,我们则倾向于韦伯的看法(1996) ,影 响企业家人力资本投资和企业家创新激励的结构性因素应该具有更好的解释 力。事实上,从斯密(1974)到诺斯(1989)几乎所有的经济思想家都曾强调过 58 孙 早、 张 振:政府行为规范、 政策供给水平与私营企业发展 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 财产权保护制度的重要意义。先进工业国家的历史提供了大量经济证据,只有 在财产权得到有效保护时,企业家才有可能对技术和市场变化带来的机会作出 积极反应(麦格劳,2000)。根据德 索托(1998)的经验研究,在阿根廷、 埃及等 发展中国家,民间掌握有大量资金,但由于资金的收益权缺乏安全保障,这些资 金基本上没有被用来创办企业和扩大再生产。企业家理性地限制企业规模,纷 纷满足于追求一种稳定而安逸的生活(加尔布雷斯,1985)。 保护企业财产权的法律制度无疑是重要的,但正如张维迎和邓峰(2003) 所指出的那样,几个世纪来,许多文献关于变法的讨论多从 “制定法” 的层面展 开,具体制度层面的博弈却被忽略。保护私营企业的财产权被片面理解成:在 信息不完全和不对称的条件下,政府应如何制定和完善相关的政策及法律。 在我们看来,这种无视政府权力 “双刃剑” 性质的做法存在着将研究引向死胡 同的风险:政策和法律的效果往往由政府官员的认知水平和业务素质来解释。 政府权力在保护私人财产的同时,也可以为了没收财产而改变产权,关于 政府权力双重性质的认识最早可以追溯到Hobbes、Locke和Tocqueville(诺 斯等,2003)。霍布斯由于厌恶了无序造成的混乱,转而偏爱专制。在霍布斯 (1996)看来,政府与社会成员之间存在着一种社会契约关系,社会成员向政府 纳税,政府则应保证提供企业交易和成长所必须的秩序与信任 。相反地 ,休 谟(1994)和洛克(1995)则极力提醒人们注意问题的另一个方面:用来保护私 人财产权的政府权力,同样也可能被用来掠夺私人财产。也就是说,政府对私 有财产的可信承诺,是人们愿意融入社会的前提(洛克,1995)。但不受控制、 不受约束的政府权力使得政府对私有财产的承诺不可信,对分散的私人投资 和企业资本扩张产生了强烈抑制 。North 和Weigast (1989)坚持认为,西、 北欧现代工业的演进,与引进法律和约束国家,不能随意无视个人财产权等方 面获得的成功有密切联系。仅有法律条文并不能说明秩序的存在。如同经济 关系中的委托人和代理人,单靠各种形式的法律条文还不能对政府行为产生 足够的控制,也不足以保护委托人免受代理人 “不良行为” 的危害(弗鲁博顿、 芮切特,2006)。在这里,可以 “借用Fischer的话,产权也是 一系列事件,而 承诺则是一系列事件中最基本的事件”(转引自王永钦,2005 ,第193页)。 白重恩等人在最近(2005)一项有关中国私营企业银行贷款的经验研究 中,将法律(政策)分为法律(政策)内容和法律(政策)执行两部分,并认为中国 不同省区的地方政府对法律(政策)的执行力度是不一样的。他们还发现,在 法律保护不到位的情形下,私营企业发展起来的替代性安排(自我保护机制) 对缓解企业融资困难产生了积极影响。但我们想进一步说明的是,替代性安 排形成和存在的根源正是因为政府行为没有受到严格规范 。从长远看 ,私 营企业自我保护机制的负面影响会非常显著:十分容易形成历史上所谓的官 商勾结,削弱法律(政策)的可执行特征,导致国家强制的 “低水平均衡”(孙早、 68 财经研究 2007年第8期 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 刘靠柱,2005) ,最终影响到私营企业的健康发展。科大卫(2002)曾从执行契 约的角度描绘了明清以来中国私营企业发展的大致情形。他认为,中国私营 企业之间的契约只有目的(内容 ) , 而不具有可执行性特征。企业之间发生契 约纠纷时,往往动用各自的社会关系,即寻求政府官员庇护。官员私人之间调 解的失败,则意味着交易契约关系的破裂。在这样一种制度环境中,大型私营 企业得以生存和发展的惟一途径就是寻求政府官员的庇护与支持。张维迎和 柯荣柱(2002)的研究进一步为科大卫提供了有关现代中国的佐证。在一项跨 省调查中,他们发现,与中小企业相比,大型私营企业和地方政府的关系要密 切得多。将拥有过大的权力,行为不受限制的政府视为某些现象的始作俑者 是站得住脚的。如频繁发生的乱收费、 乱摊派及乱征用行为侵蚀了私营企业 的利润,给私营企业主寻求政府庇护人庇护、 理性限制企业规模及抽逃资金等 提供了负面激励。法律制度(政策)可执行性特征的缺失阻碍了个人和企业去 发挥企业家精神从而承担起技术进步和生产效率提高所必需的风险。在中国 历史上,多数企业家对付政府侵扰的最简单方法就是关门大吉(艾德荣, 2005)。根据以上的讨论,我们提出第一个需要检验的假说 : 假说1:过大的政府权力,不规范的政府行为使得政府对私营企业财产的承诺 不可信,削弱了法律(政策)的可执行性特征,对私营企业发展会产生显著抑制。 (二)私营企业发展中的优惠政策因素。众所周知,不同于其他转型经济, 中国经济转型的一个重要特征就是速度上的 “渐进性” 。在转型过程中,各级 政府对经济活动的治理权是逐步解除的。在这个意义上,大量文献强调了各 级政府有关 “产业管制,税收金融” 等方面的政策变化对私营企业发展所具有 的积极意义。但根据我们前面的讨论,片面从数量及形式(内容规定)上强调 所谓的优惠政策供给(在某种意义上也可视为歧视性政策在形式上的改变)并 没有多少实质性意义。例如,由于政府权力对私营企业利润的侵蚀,私营企业 行为发生扭曲,使得金融机构无法准确预期私营企业行为,构成私营企业融资 障碍(张军、 詹宇波,2005) ,这并不能单纯通过金融政策的改进来消除。民用 航空业、 石油化工业中的私营企业因国有垄断企业不断排斥、 挤压而处境艰难 的现实,同样能够说明一再寄希望于通过政府提高优惠政策(数量和形式)的 供给水平来从根本上改善私营企业发展现状的做法,在一定程度上可能存在 误区。从这一点出发,我们还需要检验本文的第二个假说: 假说2 :政府优惠政策的供给水平并不是20世纪90年代中国私营企业 发展特征形成的主要贡献因素。 三、 变量的选取、 描述和模型的选择 (一)数据来源和变量选择。本文的分省面板数据(19962003年)均来 源于 中国统计年鉴 、中国工业经济统计年鉴 和 中国财政年鉴 所披露的 78 孙 早、 张 振:政府行为规范、 政策供给水平与私营企业发展 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 官方数据 。根据 Barro(1991)的研究,如果政府受到严格监督,政府规模扩 大可能会加强企业盈利能力,否则,政府规模的扩大将导致企业绩效下降。在 本文中,我们使用政府规模、 公检法支出比重等替代变量来刻画政府行为对私 营企业发展的影响,并由此判断法律(政策)是否具有可执行特征,即转型期中 国私营企业的产权是否得到了有效保护。 为尽可能准确、 全面地反映一个地区私营企业的发展状况,我们采用企业 平均规模、 私营企业工业总产值和私营企业投资者人数三个变量来描述地区 私营企业的发展水平(特征)。工业总产值和企业投资者人数主要反映了私营 企业在数量、 新旧企业更迭方面发生的变化;企业平均规模则可用来说明企业 由小变大的趋势,通常代表了更高水平的企业发展(张维迎、 周黎安等,2005)。 知识产权保护:知识产权变量是衡量政府对私营企业无形资产保护的重 要指标。喻世友(2004)用每千人拥有的专利数,即根据发明者的专利注册数 量来衡量一个地区的知识产权保护水平。本文以各省(市)每年申请专利的批 准率(即审批量与申请量之比)衡量知识产权保护程度 。一项专利从申请到 被批准往往取决于相关政府机构工作人员的作为和效率。正常情况下,高批 准率说明企业无形资产得到了有效保护。我们预期该变量的影响显著为正。 行政管理支出比重:本文以地方政府行政管理支出占地方政府财政支出 的比重来衡量地方行政管理部门对各种非法及合法市场行为的干预能力。在 一定程度上,行政管理变量既可用来反映地方政府对私营企业的侵犯,同时也 可表示政府对正常市场秩序的某种维护。 公检法支出比重:李涛(2004)使用Djankov等人构造的司法程序正式性 指标,检验了各国私营企业发展水平的决定因素。卢峰和姚洋(2004)则根据 各地区每年经济案件的结案率来衡量司法效率。由于无法从公开渠道获得有 关省(市)司法程序正式性和案件结案率的统计数据,我们转而采用 中国财政 年鉴 所披露的数据,通过计算公检法支出占省(市)财政总支出的比重来反映 地区法治建设情况。比重越高,意味着私营企业的法治环境越完善。 制度外收入:制度外收入的征收由地方政府自行规定,具有较大随意性。制 度外收入越高,政府的 “攫取之手” 行为就越重。杨斌(1999)以残差方法从所估计 的政府总支出中减去预算内和预算外收入得到制度外收入。但由于估计的政府 支出中包括投资支出和转移支付等,故缺乏合理性(陈抗等,2002)。在陈抗(2002) 方法的基础上,我们以1988年估计出的适度收入比率作为衡量19962003年制 度外收入状况的参数,相信应该能够在很大程度上克服已有方法的不足。 罚没收入比重:19961997年间的罚没收入和行政性收费收入数据是合 并统计的,1998年后被分开统计。为保证统计口径一致,本文将19982003 年间的罚没收入和行政性收费收入数据重新合并。 政府规模:一个相对集权、 拥有巨额经济资源的庞大政府体系,客观上意 88 财经研究 2007年第8期 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 味着更多的设租机会、 更大的设租空间和更多的寻租或贪污(秦晓,2006)。从 这个角度考虑,政府规模应该是一个很有意义的解释变量。金祥荣(2004)以 地方政府财政支出衡量政府规模;张雅林(2001)以公务员数量衡量地方政府 规模;Ram(1986)则以政府消费(政府服务)来衡量政府规模。本文以各地区 每年末行政机关、 政党机关和社会团体从业人员数与相应地区总人口数的比 率来衡量地方政府规模。我们预期政府规模的影响为负。 优惠政策指数:各省(市)、 自治区所颁布的专门针对私营企业的优惠政策 数量乘以相应权重。 为避免模型中的选择性偏差,根据宋立刚和姚洋(2005)的做法,一是利用 面板模型控制各地区的特点,二是采用哑变量。作为一个幅员辽阔并且处于 经济转型过程中的大国,中国各地区之间在自然、 历史条件上的差异以及国内 外政治、 经济形势的变动都有可能对私营企业发展产生程度不一的影响。故 有必要对不同地区和某些特殊经济事件的影响进行控制以保证回归结果的可 靠性。各变量名称及含义详见表1。 表1 变量说明和相关研究 变 量变量说明参考文献 因变量(P) 工业总产值(ID)各省(市)私营企业工业总产值(单位:亿元)取自然对数 投资者人数(IV)各省(市)私营企业投资者人数(单位:万人)取自然对数 企业规模(SC)各省(市)私营企业每户平均就业人员(单位:人/户)取自然对数 张维迎、 周黎安 等人(2005) 解释变量 优 惠 政 策 指 数 (PPI) 各省(市)每年颁布的有关私营企业的优惠政策数量乘以权重 Sylvie Demurger 等人(2002) 制度外收入(I0I) 各省(市)以1988年为参照,将当年预算内收入和预算外收入的 和与GDP之比看作一个在样本期内变化的 “适度收入比率” 。该 比率乘上GDP就是每年的 “适度财政收入水平” 。制度外收入可 以通过从估计到的财政收入减去预算内和预算外收入得到 陈抗(2002) 罚没收入等比重 (ICI) 各省(市)每年行政性收费收入和罚没收入之和占总财政收入的 比重 行政管理支出比 重(AMI) 各省(市)每年行政管理支出占总财政支出的比重 公检法支出比重 (LSI) 各省(市)每年公检法支出占总财政支出的比重李涛(2004) 政府规模( GS) 各省(市)每年国家机关、 政党机关和社会团体从业人员占地区总 人口的比重 张雅林(2001) 知识产权授权率 ( KPR) 各省(市)每年知识产权的授权量占申请量的比重喻世友(2004) 控制变量 DUME东部地区虚拟变量:东部地区为1 ,其余地区为0 DUMW西部地区虚拟变量:西部地区为1 ,其余地区为0 DUM981998年亚洲金融危机:金融危机前(1998年)为0;金融危机后为1 (二)变量的统计描述(见表 2) 。回归模型中的210个观测点,相对于解 释变量来说,有足够的自由度。第一组变是因变量的统计描述,投资者人数和 工业总产值处理后的平均值小于企业规模平均值。第二组解释变量的标准差 比较小。第三组优惠政策变量,标准差基本超过2 ,平均值在118左右,但在 98 孙 早、 张 振:政府行为规范、 政策供给水平与私营企业发展 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 不同地区间波动性比较大。最后一部分是控制变量的统计描述。 表2 变量的统计描述 VariableObsMeanStd.Dev.MinMax 工业产值2104156705511769842- 1160943881354566 投资者人数2102108197411287473- 3170908241399905 企业规模2101412256103174817201710056251752370 制度外收入2100113649101472716- 0192095851030532 罚没收入等比重21001091094010419820102113301210582 行政管理支出比重21001100854010301450103350201217473 公检法支出比重21001063411010097230103980601100503 政府规模21001010281010036450100615101025975 知识产权21001594133011290900120000011057143 优惠政策指数210117380952101144501000000101500000 DEME21001366666014830450100000011000000 DEMW21001366666014830450100000011000000 DEM9821001857142013507630100000011000000 (三)模型的选择。本文对随时间改变效用的变量均作了滞后一期两年移 动平均数处理,在很大程度上可避免各种可能性偏差,如通过对各变量的相关 系数检验,各解释变量之间的共线性均在可允许范围之内。经过相关检验,各 回归模型不存在异方差。为检验相关解释变量对私营企业发展的贡献,我们 建立两个双向面板约束模型(式(1)和式(2)和一个总体非约束模型(式(3) : LN(Pit ) = 0+1PPit - 1+2DUMEi+3DUMWi+4DUM98t+it(1) LN(Pit ) = 0+1IOIit - 1+2ICit - 1+3AMit - 1+4LEit - 1+5GSit - 1 +6KPRit - 1+7DUMEi+8DUMWi+9DUM98t+it(2) LN(Pit ) = 0+1IOIit - 1+2ICit - 1+3AMit - 1+4L Eit - 1+5GSit - 1 +6KPRit - 1+7PPit - 18DUMEi+9DUMWi+10DUM98t +it(3) 其中:因变量LN(Pit)表示i省在第t年的私营企业产值、 投资者人数和平 均规模的自然对数,模型包含了前文定义的所有解释变量,下标t - 1表示取滞 后一期的两年移动平均值0,10、0,9和0,4是待估计的参数, it(it、it)代表随机误差项。(1)式主要用于估计在给定其他变量影响的条件 下,优惠政策的贡献 ;(2) 式中的6个解释变量主要用来刻画政府行为的效应; (3)式则用来衡量优惠政策和其余6个变量对私营企业发展的总体贡献。 为能更好地衡量优惠政策联合统计变量对私营企业发展的相关贡献,参 照伍德里奇(2003)的约束模型和非约束模型方法,我们重新引入新的联合统 计量F 值,也即: F= (R 2 ur- R 2 R )/ q (1 - R2ur)/ (n - k - 1) (4) 式中:R2ur为非约束模型(3)的R 平方;R2R为受约束模型(1)或(2)的R 平 方;q为从不受约束模型到受约束模型所施加的约束数目。 09 财经研究 2007年第8期 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 经计算如果F 统计量比F(q ,n - k - 1)的临界值大,我们就在所选定的 显著性水平上拒绝原假设,那么这些变量就是联合显著的,否则不能拒绝原假 设,即这些变量是联合不显著的。 四、 回归结果分析 本文利用Stata8.0软件对模型(1)至模型(3)分别进行回归,表3至表5列 出了按工业产值、 企业规模和企业投资者人数计算的回归结果。Hausman检验 结果显示:在表3至表5中,方程(2)、 方程(3)均是固定效应模型(FEM)优于随 机效应模型(REM) ;对于方程(1)则是随机效应模型优于固定效应模型。 表3 以工业总产值表示的企业发展水平与各自变量的关系 变量/模型 模型1模型2模型3 FEMREMFEMREMFEMREM 优惠政策指数 01026 (0 1 028) 01031 (0 1 028) 01031 (0 1 024) 01025 (0 1 024) 制度外收入 - 01180333 (0 1 090) - 01297 333 (0 1 090) - 0118333 (0 1 089) - 01294 333 (0 1 090) 罚没收入 等比重 151917 333 (2 1 604) 71536 333 (2 1 249) 161144 333 (2 1 605) 71932333 (2 1 267) 行政管理 支出比重 - 121817 333 (3 1 666) - 111055333 (3 1 097) - 121878333 (3 1 660) - 111088333 (3 1 102) 公检法 支出比重 - 71096 (7 1 192) - 01721 (6 1 824) - 61376 (7 1 202) - 01717 (6 1 813) 政府规模 - 3051057333 (44 1 601) - 2721708333 (29 1 795) - 292726333 (445 1 579) - 2681136333 (30 1 344) 知识产权 - 01443 (0 1 343) - 0182833 (0 1 354) - 01545 (0 135120) - 0189033 (0 1 357) cons 31824 333 (0 1 109) 41185333 (0 1 497) 81284333 (0 1 944) 71545 333 (0 1 775) 81104333 (0 1 953) 61679333 (0 1 782) Dume 01609 (0 1 641) 11136 333 (0 1 363) 11126333 (0 1 369) Dumw - 1160833 (0 1 640) - 0169833 (0 1 353) - 01680 3 (0 1 359) Dum98 01811333 (0 1 116) 01539333 (0 1 120) 01522333 (0 1 120) R2012372013662014582017062014631017072 F641679633329161153332816128333531415033324189063334810645333 Hausman test0135901000101023 F 值0130273519156333 注: 333 、 33 、 3分别表示1 %、 5 %和10 %的显著性水平 ,( )中数字表示变量的标准差(下表同)。 在所有回归结果中,知识产权变量系数都不显著。知识产权授权率对私营 企业发展没有产生预期的正向作用,说明现行的知识产权保护体系缺乏效率,许 多已颁布的法律(政策)并没有被认真执行。政府相关部门的不作为可能是一个 重要原因。行政管理变量对私营企业发展的影响在3个模型中都呈现出负相关 关系,且系数绝对值较大。行政管理支出占财政支出的比重每增加1 %,对私营 企业发展带来了约11 %87 %的负面影响。政府行政管理能力的变化对私营 企业没有产生正向促进作用,在一定程度上阻碍了私营企业的发展。 19 孙 早、 张 振:政府行为规范、 政策供给水平与私营企业发展 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 表4 以企业投资者人数表示的企业发展水平与各自变量的关系 变量/模型 模型1模型2模型3 FEMREMFEMREMFEMREM 优惠政策指数 0105033 (0 1 025) 0105433 (0 1 024) 01018 (0 1 019) 01026 (0 1 019) 制度外收入 01101 (0 1 071) 01071 (0 1 073) 01010 (0 1 071) 01071 (0 1 073) 罚没收入 等比重 61106333 (2 1 160) 4105433 (1 1 850) 61316333 (2 1 171) 4138033 (1 1 862) 行政管理 支出比重 - 151921 333 (2 1 902) - 141006333 (2 1 543) - 151998333 (2 1 904) - 141090333 (2 1 544) 公检法 支出比重 - 13127733 (5 1 648) - 61082 (5 1 540) - 12186533 (5 1 666) - 61040 (5 1 522) 政府规模 - 3291402333 (35 1 438) - 2601985 333 (24 1 919) - 3221660333 (36 1 151) - 2571285333 (25 1 341) 知识产权 01441 (0 1 282) 014833 (0 1 286) 01390 (0 1 287) 01418 (0 1 288) cons 11316 333 (0 1 097) 11437333 (0 1 372) 61805333 (0 1 744) 51305 333 (0 1 643) 61706333 (0 1 752) 51249333 (0 1 648) Dume 01509 (0 1 475) 0177933 (0 1 311) 0176633 (0 1 315) Dumw 018493 (0 1 475) - 01087 (0 1 303) - 01068 (0 1 308) Dum98 01790333 (0 1 103) 01395 333 (0 1 097) 01378333 (0 1 097) R2012928013031016094016562016115016582 F861058833322129003335217855333421414833345142123333813212333 Hausman test0167960 F值01179315719707333 公检法支出变量的影响在表3为负的不显著,在表4和表5则是显著负 相关关系。与我们的预期相反,公检法支出占地方政府财政支出比重的增加 对私营企业发展似乎产生了较大负面影响。一般情形下,司法效率和司法公 正性的增强有助于契约执行和降低各方交易成本,可在一定程度上克服有限 理性和机会主义对交易活动的制约,使私营企业能够更容易地获得银行信贷 和扩展业务范围(孙早、 刘庆岩,2006)。但我们所取得的客观数据却无法反映 效率和公正的主观判断。公检法支出比重的上升也可能意味着机构臃肿、 低 效率和政府司法机构从事非生产性活动的能力有所加强。 制度外收入在表4中不显著,在表3和表5呈现负的相关关系。也就是 说,制度外收入对私营企业发展产生了较明显的负面影响。这一发现与陈抗 等人(2002)用预算外收入衡量政府 “攫取之手” 行为得出的结论基本吻合,比 例越高,“攫取之手” 行为越强。关于政府规模的影响,如我们所预期的,在所 有回归结果中,政府规模均表现出明显的负相关关系,政府规模的扩大抑制了 私营企业的发展。政府任意决策的权力不受限制,随着政府规模的扩大,监督 政府的难度上升,政府从事非生产性活动的能力得到了加强,公共产品的供给 却没有得到显著改善。 罚没收入和行政性收费收入在表3和表4中均呈现出明显的正相关关系 29 财经研究 2007年第8期 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. (1 %的显著性水平) ,在表 5却表现为负的10 %显著性水平。罚没收入和行 政性收费收入对工业产值和企业投资者人数为正的显著关系,我们推测,可能 是因为政府的行政处罚措施对规范中小私营企业间的交易行为具有一定作 用,在某种程度上保证了最起码的市场交易秩序。对私营企业规模的影响为 负的显著,则表明在私营企业规模由小变大的过程中随着沉淀成本的增加,面 对缺乏必要监督的政府行政行为,出于对政府侵权的担心,企业家资本扩张行 为受到了抑制。根据上述回归结果的分析,不规范的政府行为使得政府对私 营企业产权的承诺并不完全可信,客观上阻碍了私营企业的发展,即本文的假 说1可以被接受。 优惠政策变量在表3和表 5 ( 各表的模型(3)中均呈现出正的不显著性, 虽然在表 4( 模型(1)中具有5 %的显著性水平,但对私营企业投资者人数的 解释力不强,颁布一个单位的优惠政策仅给私营企业带来约3 %的增长率,且 R2值小,拟合优度不高,解释力不强 ) , 基本与李新春、 宋宇等人(2004)有关优 惠政策对高科技企业创业有正向影响但不显著的研究结论一致。一种可能的 解释是,随着市场化水平的提高,现有政策仅在税收、 融资等方面直接降低了 企业运营成本。当政府承诺缺乏长期可信性时,优惠政策只能在短期内为私 营企业主发展私营企业提供激励。优惠政策或许并未像许多经济学家和政府 表5 以规模表示的企业发展水平与各自变量的关系 变量/模型 模型1模型2模型3 FEMREMFEMREMFEMREM 优惠政策指数 01056 (0 1 115) 01031 (0 1 111) 01008 (0 1 112) - 01024 (0 1 111) 制度外收入 - 01148 (0 14071) - 01099 (0 1 415) - 01149 (0 1 408) - 01101 (0 1 417) 罚没收入 等比重 - 2114093 (12 1 439) 51947 (9 1 671) - 2113213 (12 1 540) 61183 (9 1 703) 行政管理 支出比重 - 861841 333 (16 1 720) - 411215333 (13 1 377) - 861873 (16 1 775) - 401328333 (13 1 350) 公检法 支出比重 - 921843 333 (32 1 540) - 62177833 (30 1 617) - 92167033 (32 1 730) - 621397333 (122 1 248) 政府规模 - 35112493 (204 1 162) - 3151827333 (122 1 100) - 3481408 3 (208 1 814) - 3181399333 (122 1 248) 知识产权 - 11350 (1 1 624) 01425 (1 1 614) - 11372 (1 1 658) 01518 (1 1 640) cons 131603333 (0 1 451) 141574333 (1 1 167) 351185 333 (4 1 288) 251361333 (3 1 259) 351144 333 (4 1 323) 251218333 (3 1 258) Dume - 11987 (1 1 436) - 11820 (1 1 407) - 11774 (1 1 391) Dumw - 01591 (1 1 434) 01640 (1 1 362) 01624 (1 1 346) Dum98 01633 (0 1 479) - 01115 (0 1 551) - 01104 (0 1 557) R2010485010684011733011321011734011296 F1016022333317629333710924333313824333610535333219631333 Hausman test016889010072010123 F 值010042512782333 39 孙 早、 张 振:政府行为规范、 政策供给水平与私营企业发展 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 官员所认为的那样有力地促进了私营企业发展。由于面临着信息不对称、 部 门利益集团寻租,政府过分热衷于优惠政策的制定,反而有可能对私营企业的 长期发展产生不利影响。 通过重新引入F 值,其他自变量的总体解释力明显强于优惠政策变量, 相关的非约束模型均呈现5 %的显著性水平,而优惠政策非约束模型却不显 著。依据sylvie Demurger等(2002)的看法,优惠政策只能算是一种保证中国 企业与海外企业处于同等竞争条件下的 “松绑” 措施,并非中国沿海地区企业 快速发展的支配因素。斯蒂格利茨等人(2005)也曾论证到,只有政府做出可 信的制度承诺,企业家才有可能对所谓的优惠政策作出积极反应。可以认为, 与规范的政府行为相比,优惠政策对私营企业发展的影响远没有人们想象的 那么显著。也就是说,本文的假说2得到了强有力的支持。 关于虚拟变量的影响。在东部地区,对私营企业工业产值和企业投资者人 数具有正的显著影响;而在西部地区则呈现出负的效应。1998年亚洲金融危机 并未像预期的那样阻碍私营企业发展。表3和表4中金融危机虚拟变量系数均 呈现1 %的显著性水平,与金融危机前相比,私营企业工业总产值和投资者人数 在金融危机后的5年内增加了66 %。金融危机前后私营企业的规模变化不大 (表5中金融危机虚拟变量系数均不显著 ) , 可能是金融危机主要影响了较大规 模的企业,私营企业因为规模普遍较小,行为不够规范,反而避开了金融危机的 沉重打击。另一种可能性涉及到企业的融资方式,中国私营企业主要依赖内源 性融资,外源融资比例很低,因而受国际性危机的影响相对较小。 五、 结束语 黄仁宇(1996)曾经形象地用一个 “立” 字来比喻中国社会制度结构的变 迁。他认为,经过数代人的不懈努力中国社会已成功建立起上层建筑 “丄” 和 相应基层组织 “-”,但中间的两个撇 “丷” 字却从未真正立起来,即法制始终不 能有效阻止上层对基层的侵扰,私营企业的发展环境充满不确定性。自20世 纪80年代以来,我们在建设法制社会,特别是在政策制定和国家立法方面取 得了令人瞩目的成就。与此同时,在规范政府行为,解决韦伯(1996)所谓的经 济体制的 “可预见性” 问题上却进展有限。本文的计量检验结果表示,不规范 的政府行为仍然阻碍着中国私营企业向现代企业的转变。 最后我们想指出的是,片面地从形式上强调优惠政策制定和法律条文的 颁布可能具有一定误导性,社会主义市场经济本质上仍是一种 “契约” 经济,只 有创造出一种有利于 “契约” 履行的制度环境,才会鼓励企业家的进取和创新。 过大的政府权力和不规范的政府行为使得政府承诺缺乏可信性,政策和法律 的可执行性特征被削弱,将迫使私营企业寻求官方庇护(发展自我保护等替代 性安排)。政策和法律不彰,结果就是 “钱权交易” 的腐败故事(科大卫,2002)。 49 财经研究 2007年第8期 1994-2009 China Academic Journal Electronic Publishing House. All rights reserved. 这显然与我们建立和巩固社会主义市场经济体制的宗旨相违背。 注释: 如2004年3月私有财产的概念已被国家宪法完全接受,明确私有财产法律地位的 物 权法 已获中国 “人大” 通过。 孙早、 刘庆岩(2006)最近的一项经验研究发现,企业家能力并不是20世纪90年代以来 中国私营企业发展绩效的主要贡献因素,决定企业家 “演员表演” 意愿的各种结构性因 素具有更好的解释力。 与年轻时代相比,进入盛年的韦伯(1996)开始关注资本主义制度中的 “可预测性” 特征。他认 为,人的行为除制度化结果外,是不可预测的。正是因为制度提供(保证)了 “可预测性”,企业 家创新精神才得以充分发挥,人类社会才最终迎来了一个大企业不断崛起的时代。 国家此时开始过渡到熊彼特所谓的 “税收国家”(马骏,2003)。自由依赖于税赋说的就 是这个道理。 由于见证了过多的(政府)没收、 征用私人财产的事例,前苏联、 东欧的中小企业对公共 投资带来的机会所作出的反应往往差强人意(威廉姆森,2000)。 政府官员 “超然于权限之外,游行于利禄之中”(杨小凯,2001)。 重庆市1997年从四川省分离出来成为独立的省级单位,为保证数据的一致,故重庆的 数据被重新放回到四川省内,从而使得省级面板数据在一定程度上还可避免运用企业 和行业数据可能导致的估计偏差。 因为在部分年份批准的专利数是上年遗留下来的,所以个别年份的专利批准率可能大于1。 参考文献: 1North D C ,Weingast B R. Constitutions and commitment : Evolution of the institutions of public cholice in the 17thcentury EnglandJ .Journal of Economic History ,1989 ,59 : 803832. 2Robert E Hall ,Charles I Jones. Why do some countries produce so much more output per worker than others ? J . The Quarterly Journal of Economics ,1999 ,(2) :84116. 3Ram Rati. 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