鄧 明

(廈門大學經(jīng)濟學院 福建廈門 361005)

一、引 言

為應對外部沖擊而實施的大規(guī)模財政刺激計劃的效果一直備受關注。政府需要通過征稅或是發(fā)債來為財政支出融資，大規(guī)模財政刺激計劃勢必會增加社會和居民負擔，同時會增大政府陷入債務危機的概率。許多研究認為，大量財政刺激方案會使得財政支出系數(shù)小于1，效果并不理想(Kraay，2012；王國靜和田國強，2014；陳詩一和陳登科，2019)。除了對財政支出乘數(shù)的評估，我們也應重視影響財政支出乘數(shù)的因素，從而更有效地實施財政刺激方案。為了應對2008 年全球金融危機，我國政府出臺了總計4 萬億元的財政刺激計劃，在刺激作用下，2009 年我國GDP 增速達到9%，但其副作用也是非常明顯的，比如政府債務的急劇上升；而在新冠肺炎疫情發(fā)生之后，中央政府發(fā)行了1 萬億元抗疫特別國債，使得原本尚未得到解決的政府債務問題變得更為嚴峻。因此，如何提升財政支出績效、提高財政支出的乘數(shù)效應，是在我國當前財政制度下需要解決的關鍵問題之一。

財政支出的增加之所以會導致最終產出的增加額大于財政支出增加額并產生乘數(shù)效應，是因為財政支出的增加會改變私人消費和投資，而財政乘數(shù)的大小在很大程度上取決于私人消費和投資如何隨財政支出的變化而變化。但是，無論是在理論研究還是在經(jīng)驗分析中，財政支出對私人投資的作用方向都存在較大爭議。凱恩斯主義理論認為政府支出與投資的增加可以促進私人投資，而貨幣主義理論認為政府投資會增加貨幣需求從而導致利率上升進而擠出私人投資。私人投資的主要決策主體是企業(yè)，而不同規(guī)模的企業(yè)對經(jīng)濟波動的敏感度是不一樣的。通常而言，小規(guī)模企業(yè)對經(jīng)濟波動更為敏感(Fort等，2013)。小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)在經(jīng)濟波動中的異質性決定了一個國家或地區(qū)中企業(yè)規(guī)模分布的不同會導致公共支出對私人投資的作用存在差異，進而影響財政支出乘數(shù)。遺憾的是，這一可能機制被已有文獻忽略了，無論是新古典主義還是凱恩斯主義一般都引入一個代表性企業(yè)進行分析(Galí 等，2007)。而基于中國工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的經(jīng)驗研究表明，與其他國家的企業(yè)規(guī)模分布普遍服從冪指數(shù)等于1 的帕累托分布(即Ziplof 規(guī)則) 不同，中國工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布的帕累托指數(shù)大多小于1 (方明月和聶輝華，2010)。

因此，無論是從理論發(fā)展來看，還是從積極財政政策所積累的政府債務隱憂來看，抑或是從中國企業(yè)規(guī)模的分布特征來看，研究企業(yè)規(guī)模分布對中國財政支出乘數(shù)的作用都具有重要意義?；谶@一背景，本文將中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的1998—2006 年工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)和地區(qū)層面的財政、經(jīng)濟數(shù)據(jù)匹配起來，以民族地區(qū)轉移支付制度作為外生沖擊構建工具變量，估算中國地區(qū)層面的財政支出乘數(shù)；進一步地，研究一個地區(qū)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)數(shù)量占比對該地區(qū)財政支出乘數(shù)的影響。結果表明，一個地區(qū)內的小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比越高，該地區(qū)的財政支出乘數(shù)越大，這背后至少存在兩個方面的機制:第一，財政刺激政策能改善地區(qū)層面的基礎設施，而基礎設施對不同規(guī)模企業(yè)退出率的作用存在異質性；第二，財政刺激政策對小規(guī)模企業(yè)融資約束的緩解作用顯著大于大規(guī)模企業(yè)，對小規(guī)模企業(yè)投資、產出的促進作用也要大于大規(guī)模企業(yè)。

與已有研究相比，本文的邊際貢獻在于以下幾個方面:第一，已有關于中國地區(qū)層面財政支出乘數(shù)的研究僅僅討論了財政支出乘數(shù)的估計，忽略了財政支出乘數(shù)可能存在的異質性及其背后原因，本文沿著這一方向進行了研究；第二，本文發(fā)現(xiàn)地區(qū)內企業(yè)規(guī)模的分布特征是影響地區(qū)層面財政支出乘數(shù)大小的重要因素之一，并進一步分析了背后機理。當前中國經(jīng)濟在疫情沖擊下面臨較大下行壓力，財政政策對于穩(wěn)定經(jīng)濟增長具有極其重要的作用。在疫情沖擊導致稅收收入下降、政府債務率不斷攀升的背景下，要更好地發(fā)揮財政支出的穩(wěn)增長效應，就必須了解影響財政支出乘數(shù)大小的因素，本文的研究可以提供這方面的參考。

本文余下內容安排如下:第二部分對現(xiàn)有文獻進行梳理；第三部分介紹實證研究模型類型、變量及數(shù)據(jù)；第四部分討論實證研究結果；第五部分從微觀企業(yè)視角討論為何財政刺激對小規(guī)模企業(yè)的外溢效應更大；最后為本文的結論。

二、文獻綜述

早期的財政支出乘數(shù)多是基于VAR 模型和SVAR 模型等的簡約形式展開，但基于簡約形式的測算結果存在非常大的差異，例如Barro (1981) 的估算結果顯示，1946—1978年間美國財政支出乘數(shù)的均值為0.8，而Blanchard 和Perotti (2002) 則表明，第二次世界大戰(zhàn)戰(zhàn)后美國的財政支出乘數(shù)在0.96 至1.73 之間。許多研究還發(fā)現(xiàn)財政支出乘數(shù)存在較大異質性，Ramey 和Zubairy (2018) 使用1889—2015 年美國季度數(shù)據(jù)測算了不同經(jīng)濟發(fā)展階段的財政支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)財政支出乘數(shù)在經(jīng)濟蕭條期小于1，在低利率時期同樣也是小于1。

另外，基于簡約形式的財政支出乘數(shù)估計非常依賴識別條件的設定，并且由于參數(shù)的估計從簡約形式出發(fā)，使得估計結果既不能較好地解釋財政支出沖擊作用于產出的傳導機制，也存在“盧卡斯批判” 問題。鑒于此，大量研究應用具有微觀基礎的結構模型分析財政支出乘數(shù)?；诮Y構模型的財政支出乘數(shù)研究來源于真實商業(yè)周期(RBC) 模型。Auerbach 和Gorodnichenko (2012) 指出，由于假設市場不存在任何摩擦，采用RBC模型測算得到的財政支出乘數(shù)通常遠遠低于0.5。此后，得益于新凱恩斯主義的興起與發(fā)展以及宏觀經(jīng)濟模擬技術的發(fā)展，越來越多的研究開始放松RBC 模型的完美市場假定，引入市場摩擦來考察財政支出乘數(shù)。比如，F(xiàn)ernández-Villaverde (2010) 在考察黏性價格效應的同時還引入了金融摩擦，發(fā)現(xiàn)金融摩擦放大了財政支出乘數(shù)；此外，大量研究使用了動態(tài)隨機一般均衡(DSGE) 模型來測算財政支出乘數(shù)(Christiano 等，2011；Canzoneri 等，2016)。上述研究采用的是宏觀計量模型或者結構模型，使用的數(shù)據(jù)多為宏觀時間序列數(shù)據(jù)，強調基于模型的預測分析。隨著因果識別工具在計量經(jīng)濟學中的發(fā)展以及高質量面板數(shù)據(jù)可得性的提高，越來越多的研究采用更具經(jīng)濟學含義的外生沖擊來估算財政支出乘數(shù)。Acconcia 等(2014) 利用意大利政府打擊黑手黨的外生沖擊作為財政支出的工具變量估計了意大利省級財政支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)較之于2SLS 估計結果，OLS 估計結果顯著低估了財政支出乘數(shù)。Kraay (2012) 利用世界銀行援助欠發(fā)達國家和地區(qū)的項目信息對財政支出乘數(shù)進行了識別，結果顯示這些欠發(fā)達國家和地區(qū)的財政支出乘數(shù)的均值為0.48，遠小于1。

國內學術界近幾年才開始重視對政府財政支出乘數(shù)的研究。在基于簡約形式的研究中，陳創(chuàng)練等(2019) 使用約束VAR 模型分解測算了改革開放以來中國財政支出的時變沖擊乘數(shù)、時變累積乘數(shù)以及時變現(xiàn)值乘數(shù)。在基于結構模型的研究中，王國靜和田國強(2014) 在DSGE 模型中引入政府消費和私人消費之間的埃奇沃斯(Edgeworth) 互補性、政府投資的外部性以及財政政策規(guī)則的內生性，結果表明，在長期，政府支出的消費乘數(shù)和投資乘數(shù)分別為0.79 和6.11；王立勇和徐曉莉(2018) 在DSGE 模型中引入金融摩擦和企業(yè)異質性估算了政府消費性支出乘數(shù)和投資性支出乘數(shù)，得出后者大于前者的結論；張開和龔六堂(2018) 在多部門DSGE 模型中引入投入產出框架研究了不同匯率制度下的財政支出乘數(shù)，發(fā)現(xiàn)固定匯率下的政府支出乘數(shù)較大。近年來，也有學者基于財政政策的外生沖擊測算中國地方政府的財政支出乘數(shù)。Guo 等(2016) 以國家級貧困縣的設立所帶來的轉移支付作為地方政府財政支出的外生沖擊，構造了地區(qū)層面財政支出的工具變量，基于2000—2009 年1 800 個縣級政府的面板數(shù)據(jù)估算了中國地方政府的財政支出乘數(shù)，其結果表明中國地方政府的財政支出乘數(shù)僅僅在0.6 左右。與此類似，李明和李德剛(2018) 利用民族地區(qū)轉移支付制度的確立這一政策沖擊，并借鑒模糊斷點回歸思路構造工具變量，基于1 600 個縣級單位1994—2007 年的樣本評估了中國地方政府財政支出乘數(shù)，但他們的研究結果表明，中國地方政府的財政支出乘數(shù)大于1。

相較于評估財政支出乘數(shù)，我們更應該關注財政支出乘數(shù)會受什么因素的影響。然而，這方面的研究相對較少。貨幣政策與財政政策是相互影響的，因此一些研究認為，金融環(huán)境和信貸環(huán)境是影響財政支出乘數(shù)大小的重要因素，在流動性陷阱時期，財政支出乘數(shù)遠小于短期利率大于零的時期(Christiano 等，2011)，財政支出對產出的影響在經(jīng)濟處于信貸緊縮時期更為有效，而且持久性更強(Ferraresi 等，2015)；此外，信貸配給和私人投資渠道也是影響財政政策乘數(shù)的兩個重要因素(Dupaigne 和Fève，2016)。由于財政支出乘數(shù)變動的一個重要因素是居民對未來財政政策調整的預期，而政府債務作為赤字融資的重要手段，會直接影響財政政策的預期效應。一些文獻發(fā)現(xiàn)，在債務規(guī)模較低的經(jīng)濟體財政支出乘數(shù)更大(Corsetti 等，2013)。

從上述文獻梳理可以發(fā)現(xiàn)，盡管關注相對較少，但學術界也從貨幣政策、金融環(huán)境、政府債務等角度分析了財政支出乘數(shù)的影響因素。我們需要注意到，財政支出之所以能產生乘數(shù)效應，是因為財政支出在增加總需求的同時，對私人消費和私人投資均產生連鎖影響，正如我們在引言中所說，學術界關于財政刺激政策對私人消費作用的爭論相對較少，主要的爭論集中在財政刺激政策是“擠出” 還是“擠入” 私人投資，這決定了財政支出的增加能使最終的均衡產出增加多少。私人投資的決策主體是企業(yè)，關于財政乘數(shù)的理論研究自然無法忽略企業(yè)在其中的作用，但一般都引入一個代表性企業(yè)進行分析(Galí 等，2007)，而忽略了不同企業(yè)在面臨財政刺激政策時會有不同的響應。事實上，一些研究指出，財政或稅收刺激對不同規(guī)模的企業(yè)會有不同的效果。Ferraz 等(2015)基于巴西的研究表明，與大規(guī)模企業(yè)相比，小規(guī)模企業(yè)在獲得政府采購合同后，其投資增長率和企業(yè)成長速度都要高于大規(guī)模企業(yè)；與此類似，Zwick 和Mahon (2017) 基于12 萬家美國企業(yè)數(shù)據(jù)的研究表明，小規(guī)模企業(yè)的投資對稅收激勵的反應更大。一個地區(qū)內的小規(guī)模企業(yè)數(shù)量越多、在總產出中的占比越高，該地區(qū)的財政支出乘數(shù)可能會越大。因此，本文試圖研究企業(yè)規(guī)模分布對財政支出乘數(shù)大小的影響，從而對影響財政支出乘數(shù)大小的研究文獻進行補充。

三、實證研究設計

類似于財政支出乘數(shù)的經(jīng)典研究文獻(Kraay，2012；Nakamura 和Steinsson，2014)，我們構建以下模型來估計中國地區(qū)層面的財政支出乘數(shù):

其中， Y是地區(qū)在時期的人均GDP， G是地區(qū)在時期的人均財政支出，參數(shù)體現(xiàn)了地區(qū)層面的人均財政支出增長率對人均GDP 增長率的邊際效應，即我們關注的財政支出乘數(shù)效應。 δ用于控制地區(qū)層面不隨時間變化但不可觀測的地區(qū)固定效應， τ用于控制類似于貨幣政策、中央政府的財政政策等國家層面的沖擊， ε為隨機擾動項。對于，除了通常設定為1，我們還考慮了等于2 的情形。為了進一步考察財政支出乘數(shù)如何受地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布的影響，我們在模型(1) 的基礎上引入地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布，同時，令Y-Y＝ΔY，-G＝ΔG，構建以下的實證模型:

其中， scale表示地區(qū)在時期的企業(yè)規(guī)模分布特征。此時，地區(qū)層面財政支出增長率對國內生產總值增長率的邊際效應為(＋×)，交互項系數(shù)度量了地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布對財政支出乘數(shù)的作用。我們使用中國地級市層面的數(shù)據(jù)來研究地方財政支出乘數(shù)，因為一直以來中國地方政府都承擔著較大的支出責任。1994 年，地方財政支出(含省及以下各級政府) 占全國公共財政支出的比重為69.7%，到2019 年這一比重達到85.3%；而且，如果考慮預算外支出、社?；鹬С?、國有土地財政支出等，中國地方財政支出比會更高。因此，研究地方政府財政支出的影響更契合中國財政支出分權的現(xiàn)實(李明和李德剛，2018)。此外，考慮到縣級行政區(qū)內的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)數(shù)量偏少，我們以地級行政區(qū)作為本文的研究對象。

我們使用中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)微觀數(shù)據(jù)來測算地區(qū)層面的工業(yè)企業(yè)規(guī)模分布。根據(jù)工業(yè)和信息化部等部門聯(lián)合發(fā)布的《關于印發(fā)中小企業(yè)劃型標準規(guī)定的通知》 (工信部聯(lián)企業(yè)〔2011〕 300 號)，工業(yè)行業(yè)中從業(yè)人員1 000 人以下或年營業(yè)收入4 億元以下的企業(yè)為中小微型企業(yè)。其中，從業(yè)人員300 人及以上，且年營業(yè)收入2 000 萬元及以上的為中型企業(yè)；從業(yè)人員20 人及以上，且年營業(yè)收入300 萬元及以上的為小型企業(yè)；從業(yè)人員20 人以下或年營業(yè)收入300 萬元以下的為微型企業(yè)。根據(jù)這一劃分標準，我們將從業(yè)人員300 人以下或年營業(yè)收入2 000 萬元以下的企業(yè)認定為小規(guī)模工業(yè)企業(yè)，然后用一個地區(qū)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的營業(yè)額之和與地區(qū)內所有工業(yè)企業(yè)營業(yè)額之和的百分比來度量地區(qū)內企業(yè)規(guī)模分布。為了使工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫的數(shù)據(jù)符合本文的研究目的，我們對數(shù)據(jù)庫中的數(shù)據(jù)作以下處理:第一，刪除關鍵變量(如企業(yè)代碼、工業(yè)增加值、固定資產投資、從業(yè)人員等) 缺失的觀測值；第二，剔除明顯違背會計準則的企業(yè)，如資產不等于負債與所有者權益之和、總資產小于流動資產或固定資產、總負債小于流動負債或長期負債、累計折舊小于當期折舊等；第三，剔除關鍵變量異常(如工業(yè)增加值、固定資產原值、投資和固定資產凈值小于或等于0) 的企業(yè)。此外，國家統(tǒng)計局對“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 的認定標準也在發(fā)生變化，1998—2006 年，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 指全部國有和年主營業(yè)務收入500 萬元及以上的非國有企業(yè)；2007—2010 年，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 的統(tǒng)計范圍調整為年主營業(yè)務收入500 萬元及以上的工業(yè)企業(yè)；2011 年之后，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 統(tǒng)計范圍為年主營業(yè)務收入2 000 萬元及以上的法人單位。所以，為了保證企業(yè)規(guī)模分布測算的一致性并保證不同數(shù)據(jù)庫之間的匹配度，我們最終使用1998—2006 年的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。

雖然模型(1) 和模型(2) 均已控制了地區(qū)固定效應和時期固定效應，但依然可能存在雙向因果關系問題，因為經(jīng)濟增長會導致稅基擴大、稅收收入增加，并導致財政支出增加。為了解決這一問題，類似于李明和李德剛(2018)，我們使用中國的民族地區(qū)轉移支付制度帶來的地區(qū)層面財政沖擊，來尋找核心解釋變量Δ的工具變量，進行工具變量回歸。2000 年底，為配合西部大開發(fā)的實施和進一步貫徹落實《民族區(qū)域自治法》，除按照相關規(guī)定撥付一般性轉移支付和專項轉移支付外，中央政府還確立了民族地區(qū)轉移支付制度。2006 年前，轉移支付的對象為五個民族自治區(qū)以及青海、云南、貴州等三個財政體制上視同民族地區(qū)對待的省份，同時還包括吉林延邊州、湖北恩施州、湖南湘西州、四川涼山州、四川阿壩州、四川甘孜州、甘肅甘南州、甘肅臨夏州及海南黎族苗族自治州等九個非民族省區(qū)管轄的民族自治州。民族地區(qū)轉移支付有兩種方式:一種是中央預算安排，中央財政在2000 年安排民族轉移支付資金10 億元的基礎上，之后每年按一定比例遞增，到2005 年，中央財政對民族地區(qū)轉移支付規(guī)模達到159 億元；二是民族地區(qū)的增值稅增量返還，民族地區(qū)上繳中央財政增值稅增量的80%留給民族地區(qū)。

民族地區(qū)轉移支付制度的確立使得民族地區(qū)獲得了一定額外的財力支持，從而有條件擴大財政支出；而且，這一政策沖擊外生于政策實施時民族地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展狀況。因此，我們以2000 年末民族地區(qū)轉移支付制度為政策沖擊來尋找地區(qū)層面財政支出變化率Δ的工具變量。具體而言，類似于李明和李德剛(2018)，我們首先構建以下雙重差分模型考察民族地區(qū)轉移支付制度對地級行政區(qū)層面財政支出變化率Δ的影響:

其中， nation為處理組虛擬變量，如果地區(qū)享受了民族地區(qū)轉移支付，則nation取1，否則取0。2001為政策沖擊發(fā)生時間的虛擬變量，由于民族地區(qū)轉移支付制度是2000 年末設立的，所以將2001 年及其之后設定為1，之前年份設定為0，其他變量的設定與模型(1) 一樣。如果模型(3) 中系數(shù)＞0，則說明民族地區(qū)轉移支付制度的設立能提高民族地區(qū)的人均財政支出增長率，結合民族地區(qū)轉移支付制度設立的外生性，我們可以將模型(3) 中的交互項×2001 作為的工具變量，進而使用兩階段最小二乘法來估計模型(1) 和模型(2)。我們沒有將模型(1) 中財政支出的增長率替換為模型(3) 中的交互項 ×2001 直接進行回歸，是因為這樣直接回歸時交互項 ×2001 的系數(shù)只能解釋民族地區(qū)轉移支付制度對民族地區(qū)產出增長率的影響，并不是財政支出乘數(shù)，因為財政支出乘數(shù)是財政支出增長率對產出增長率的邊際作用。

《全國地縣市財政統(tǒng)計資料》 并未報告新疆、西藏和寧夏民族地區(qū)轉移支付的信息，因此在實證分析中我們剔除了這三個自治區(qū)的樣本；同時考慮到海南省的數(shù)據(jù)缺失較為嚴重，我們也將其予以刪除。最后，我們得到303 個地級地區(qū)在1998—2006 年平衡面板數(shù)據(jù)，其中在2001 年后納入民族地區(qū)轉移支付制度的地級地區(qū)共59 個。在模型(1) 和模型(2) 中，地級行政區(qū)層面的GDP 數(shù)據(jù)來自CEIC 中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫，地級行政區(qū)層面的財政支出數(shù)據(jù)來自1993—2009 年的《全國地市縣財政統(tǒng)計資料》，測算地區(qū)內企業(yè)規(guī)模分布的工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)來自1998—2006 年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫。我們使用地區(qū)層面的價格指數(shù)對GDP 和財政支出進行了調整，由于缺乏地級行政區(qū)層面的價格指數(shù)，我們用省級層面的價格指數(shù)進行調整，其中，地區(qū)層面的GDP 使用所在省級地區(qū)的國內生產總值指數(shù)調整為1998 年不變價格的GDP，地區(qū)層面的財政支出用所在省級地區(qū)的居民消費價格指數(shù)調整為1998 年不變價格的財政支出，省級地區(qū)的國內生產總值指數(shù)和居民消費價格指數(shù)來自各年度的《中國統(tǒng)計年鑒》。

四、實證研究結果分析

(一) 基準回歸

我們首先使用OLS 方法對模型(1) 和模型(2) 兩個固定效應模型進行估計，估計結果如表1 所示。結果表明，無論是考慮滯后1 期還是滯后2 期的增長率，財政支出增長率的系數(shù)均顯著為正，但小于1；此外，一個地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)的產出份額越高，該地區(qū)內的國內生產總值增長率越高；同時，交互項(Δ) ×的系數(shù)也顯著為正，說明小規(guī)模企業(yè)產出份額越高的地區(qū)，財政支出的乘數(shù)效應也越大。

但是，表1 中，無論是1 期增長率還是2 期增長率，財政支出乘數(shù)均小于1，這很可能是由于財政支出內生性所導致的系數(shù)縮減偏誤(attenuation bias)。因此，我們基于模型(3)，研究民族地區(qū)轉移支付制度的設立這一外生沖擊對民族地區(qū)人均財政支出增長率的影響，這一結果如表2 第(1) 列和第(4) 列所示。結果表明，交互項×2001 的系數(shù)均顯著為正，說明民族地區(qū)轉移支付制度的設立確實顯著提高了受轉移支付地區(qū)的人均財政支出增長率；而且，檢驗弱工具變量假設的Cragg-Donald Wald統(tǒng)計量均大于10%顯著性水平下的臨界值，說明以交互項×2001 作為(Δ)的工具變量是合適的。因此，我們以交互項×2001 作為(Δ) 的工具變量進行兩階段回歸，模型(1) 和模型(2) 滯后1 期的第二階段回歸結果如表2 第(2)列和第(3) 列所示，滯后2 期的第二階段回歸結果如表2 第(5) 列和第(6) 列所示。結果表明，滯后1 期的財政支出乘數(shù)的估計結果為1.2901，顯著大于1。檢驗交互項系數(shù)是否顯著大于1 的 統(tǒng)計量值為(1.2901 -1)/0.0558 ＝5.199，在1%的顯著性水平下拒絕系數(shù)小于1 的原假設。在第(3) 列中，我們進一步引入了地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布變量及其與工具變量Δ的交互項，結果表明，工具變量的系數(shù)估計結果為1.253，依然顯著大于1；同時，變量的系數(shù)顯著為正，說明一個地區(qū)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比越高，該地區(qū)的經(jīng)濟增長速度越快；進一步地，交互項的系數(shù)同樣顯著為正，其大小為0.0603，說明企業(yè)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，平均而言，財政支出乘數(shù)會由1.253 上升到1.3133(＝1.253 ＋0.0603)。因此，從企業(yè)規(guī)模分布對財政支出乘數(shù)的邊際效應看，地區(qū)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，財政支出乘數(shù)會上升4.8%(＝0.0603/1.253)。表2 的第(5) 列和第(6) 列給出了對2 期增長率的第二階段回歸結果，結果表明，工具變量的系數(shù)估計結果為1.225，依然顯著大于1，交互項的系數(shù)依然顯著為正，地區(qū)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，財政支出乘數(shù)會上升5.6%(＝0.0688/1.225)。由此可見，不論是1 期增長率還是2 期增長率，基于民族地區(qū)支付制度構建的工具變量所得到的財政支出乘數(shù)的估計結果均顯著大于1，而且，地區(qū)層面的小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比數(shù)量的提高均能顯著影響財政支出乘數(shù)，地區(qū)層面的小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比每提高1%，財政支出乘數(shù)會上升5%左右。

表1 固定效應回歸

表2 2SLS 回歸結果①第二階段回歸本質上是一個雙重差分回歸，因為根據(jù)第一階段回歸擬合得到的ΔG/YIV 在民族地區(qū)數(shù)值較大，在非民族地區(qū)數(shù)值較小。此時第二階段回歸中解釋變量為財政支出的增長率，因此其系數(shù)可以理解為財政支出乘數(shù)。

為了進一步說明地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布對財政支出乘數(shù)的影響，我們使用分位數(shù)回歸方法重新估計表2 中第二階段回歸的系數(shù)。從中可以看出，不論是滯后1 階還是滯后2 階的財政支出乘數(shù)，在小規(guī)模企業(yè)占比較低的地區(qū)均要小于小規(guī)模企業(yè)占比高的地區(qū)；此外，在小規(guī)模企業(yè)占比最低的25%地區(qū)中，財政支出乘數(shù)均小于1。

(二) 穩(wěn)健性檢驗

我們雖然用民族地區(qū)轉移支付制度構建了地區(qū)層面財政支出的工具變量，但地區(qū)層面小規(guī)模企業(yè)占比這一變量同樣可能存在內生性，因為民族地區(qū)轉移支付制度的實施及其所帶來的產出增長可能會對民族地區(qū)內企業(yè)的進入和退出產生影響。為解決這一問題，我們用民族地區(qū)轉移支付制度實施前兩年就已經(jīng)成立(即1999 年及其之前成立)且在樣本期內持續(xù)經(jīng)營的工業(yè)企業(yè)作為樣本來重新計算地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布變量，并再次對模型(2) 進行回歸。結果表明，不論是1 期增長率還是2 期增長率，財政支出乘數(shù)均顯著大于1，而且交互項(Δ) ×的系數(shù)依然顯著為正。

我們進行的第二項穩(wěn)健性檢驗是改變小規(guī)模企業(yè)的定義，前文對小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的劃分可能存在以下兩個方面的問題:第一，對小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的劃分依據(jù)是2011 年頒布的《關于印發(fā)中小企業(yè)劃型標準規(guī)定的通知》，而我們使用的企業(yè)樣本是1998—2006 年工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)。從2006 年到2011 年工業(yè)企業(yè)的規(guī)模發(fā)生了變化，一個重要的體現(xiàn)是2011 年前，國家統(tǒng)計局統(tǒng)計的“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 是年主營業(yè)務收入500 萬元及以上的工業(yè)企業(yè)；2011 年之后，“規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)” 是主營業(yè)務收入2 000 萬元及以上的法人單位。第二，我們使用的樣本是規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)和國有企業(yè)，這些企業(yè)規(guī)模本身就相對較大。因此，我們將小規(guī)模工業(yè)企業(yè)的劃分標準由前文的“從業(yè)人員300 人以下或年營業(yè)收入2 000 萬元以下” 改為“從業(yè)人員150 人以下或年營業(yè)收入1 000 萬元以下”，重新計算地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布變量并對模型(2) 進行回歸，結果依然與基準回歸中第二階段回歸結果一致。

在基準回歸中，我們利用地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)營業(yè)額之和與地區(qū)內所有企業(yè)營業(yè)額之和的百分比來度量地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布。我們進行的第三項穩(wěn)健性檢驗是使用地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)的從業(yè)人員之和與地區(qū)內所有企業(yè)營業(yè)額之和的百分比來重新度量地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布并重新對模型(2) 進行回歸，結果依然與基準回歸結果一致。

考慮到地方政府會根據(jù)經(jīng)濟周期的特點來制定針對企業(yè)的財稅政策，為了控制同地區(qū)經(jīng)濟周期相關的企業(yè)財稅政策，我們進行的第四項穩(wěn)健性檢驗是在第二階段回歸中引入地區(qū)GDP 增長率的1 期滯后項以及1 期滯后項同企業(yè)規(guī)模分布的交互項并重新進行回歸，結果表明，交互項(Δ)×的系數(shù)并不顯著，說明與地區(qū)經(jīng)濟周期相關的政策并不會影響企業(yè)規(guī)模分布的作用，而且在引入(Δ)×后，企業(yè)規(guī)模分布變量本身的系數(shù)變得不顯著，但交互項(Δ) ×的系數(shù)依然顯著為正，說明企業(yè)規(guī)模分布依然顯著影響財政支出乘數(shù)。

此外，中央政府可能會根據(jù)總體經(jīng)濟周期性制定同企業(yè)相關的政策，為了控制應對國家宏觀經(jīng)濟波動且與企業(yè)相關的政策，我們在第二階段回歸中引入國家GDP 增長率的1 期滯后項同企業(yè)規(guī)模分布的交互項。結果表明，交互項(Δ)×的系數(shù)并不顯著，說明與地區(qū)層面的經(jīng)濟周期一樣，國家的經(jīng)濟周期波動不會影響企業(yè)規(guī)模分布的作用。

五、機制檢驗:基于微觀企業(yè)的研究

(一) 財政刺激政策對不同規(guī)模企業(yè)的異質性影響②異質性影響檢驗結果請見《經(jīng)濟科學》 官網(wǎng)“附錄與擴展”。

企業(yè)是經(jīng)濟活動最重要的微觀主體。我們從企業(yè)進入與退出、投資、產出等視角來考察地區(qū)層面的財政刺激政策是否會對不同規(guī)模企業(yè)產生異質性影響，從而闡述為何企業(yè)規(guī)模分布會影響財政支出乘數(shù)。

首先，我們將民族地區(qū)轉移支付制度的設立作為地區(qū)財政支出變化的外生沖擊，構建以下雙重差分模型來研究民族轉移支付制度的設立對地區(qū)內企業(yè)進入率和退出率的影響:

其中， exitrate是地區(qū)在時期的企業(yè)退出率， entryrate為地區(qū)在時期的企業(yè)進入率。借鑒Disney 等(2003) 的定義，我們設定如果企業(yè)在第-1 期存在，但在第期及之后時期均不存在，則該企業(yè)為第期退出的企業(yè)；如果企業(yè)在第-1 期不存在，但在第期存在，則該企業(yè)為第期進入的企業(yè)。因此，地區(qū)在時期的企業(yè)退出率exitrate為該地區(qū)在時期退出的企業(yè)數(shù)量占該地區(qū)在-1 期時企業(yè)總數(shù)的比重()；地區(qū)在時期的企業(yè)退出率entryrate為該地區(qū)在時期進入的企業(yè)數(shù)量占該地區(qū)在-1 期時企業(yè)總數(shù)的比重()。為對地區(qū)層面企業(yè)進入率和退出率有影響的地區(qū)層面控制變量集合我們在控制變量集 中引入本地市場規(guī)模()、勞動力成本()、交通基礎設施()、金融發(fā)展水平()、產業(yè)結構() 等因素。其中，勞動力成本用地區(qū)平均工資度量，單位為元；人口密度的高低可反映市場需求的大小以及度量本地市場規(guī)模，單位為人平方公里；交通基礎設施用人均道路面積來度量，單位為平方米人；金融發(fā)展水平用地區(qū)的金融機構貸款余額與地區(qū)GDP 的比值來度量；產業(yè)結構用各地區(qū)第三產業(yè)增加值占比來度量，數(shù)據(jù)來自CEIC中國經(jīng)濟數(shù)據(jù)庫。，其他變量的設定與模型(3) 一樣。同時，考慮到部分地區(qū)在某些時期退出企業(yè)和進入企業(yè)數(shù)量較少，或者企業(yè)總體數(shù)量偏少，導致部分地區(qū)某些時期的進入率或退出率過高，我們對進入率和退出率兩個變量進行了右側5縮尾處理。

模型(4) 和模型(5) 的回歸結果如表3 所示，第(1) 列和第(4) 列給出了對所有企業(yè)退出率和進入率的回歸結果，可以看出民族地區(qū)轉移支付制度帶來的財政支出外生沖擊對企業(yè)進入率沒有顯著影響，但顯著降低了地區(qū)內企業(yè)的退出率。平均而言，民族轉移支付制度使得受益地區(qū)的企業(yè)退出率降低了2.43%，說明政府支出的增加顯著提高了地區(qū)內企業(yè)的生存概率，從而提升了地區(qū)內的產出增長率。

表3 民族轉移支付制度對企業(yè)退出率和進入率的影響

進一步地，我們將企業(yè)按照基準回歸中的分類標準分為小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)(除小規(guī)模企業(yè)之外的其他企業(yè))，分別計算地區(qū)層面的小規(guī)模企業(yè)退出率和進入率以及大規(guī)模企業(yè)退出率和進入率并進行回歸?；貧w結果表明，民族地區(qū)轉移支付制度帶來的財政刺激政策對地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)的進入率以及大規(guī)模企業(yè)的退出率均沒有顯著影響，但顯著降低了地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)的退出率。這一結果說明了為何小規(guī)模企業(yè)占比高的地區(qū)財政支出乘數(shù)較高。地區(qū)層面的財政刺激政策能顯著降低地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)的退出率，但對大規(guī)模企業(yè)的退出率沒有顯著影響。因此，在小規(guī)模企業(yè)占比較高的地區(qū)，財政刺激政策會使得更多企業(yè)持續(xù)經(jīng)營，帶來持續(xù)產出，從而帶來更高的產出增長率。我們給出了民族地區(qū)轉移支付制度對地區(qū)層面企業(yè)進入率與退出率的分位數(shù)回歸系數(shù)，以進一步說明民族地區(qū)轉移支付制度對不同規(guī)模企業(yè)進入與退出的異質性影響，從中可以更直觀地看出:民族地區(qū)轉移支付制度對地區(qū)層面的企業(yè)進入率沒有顯著影響，但對企業(yè)退出率有；民族地區(qū)轉移支付制度對企業(yè)退出率的邊際效應隨著企業(yè)規(guī)模的擴大而減小，說明財政刺激政策對小規(guī)模企業(yè)的退出決策影響更大。

為了進一步研究財政刺激政策對不同規(guī)模企業(yè)經(jīng)營行為的異質性影響，我們構建以下的三重差分模型進行實證研究:

其中， output為地區(qū)的企業(yè)在時期的生產經(jīng)營及產出變量，我們主要考慮企業(yè)的工業(yè)總產值值增長率和企業(yè)投資(包含短期投資和長期投資) 增長率，為企業(yè)規(guī)模虛擬變量，如果企業(yè)為小規(guī)模工業(yè)企業(yè)，則取1，否則取0。為對企業(yè)產出和投資有影響的控制變量集合， λ用于控制企業(yè)固定效應，其他變量的設定與前文類似。模型(6) 的估計結果如表4 所示，其中，第(1) 列的結果表明，民族轉移支付制度使得獲轉移支付地區(qū)工業(yè)企業(yè)的工業(yè)總產值增長率比未獲轉移支付地區(qū)高1.33 個百分點，第(2) 列表明這種作用在小規(guī)模工業(yè)企業(yè)中更大，民族地區(qū)轉移支付制度對小規(guī)模工業(yè)企業(yè)工業(yè)增加值的提升作用為1.63 個百分點，對大規(guī)模工業(yè)企業(yè)的提升作用為1.16個百分點。第(3) 列檢驗了民族轉移支付制度對工業(yè)企業(yè)投資增長率的影響，結果表明，民族轉移支付制度的確立使得獲轉移支付地區(qū)工業(yè)企業(yè)的投資增長率比未獲轉移支付地區(qū)高2.11 個百分點，而第(4) 列的結果進一步表明，民族轉移支付制度對小規(guī)模工業(yè)企業(yè)投資的刺激作用要顯著大于大規(guī)模工業(yè)企業(yè)。上述結果表明，從微觀層面看，民族地區(qū)轉移支付制度帶來的財政刺激政策對小規(guī)模企業(yè)工業(yè)總產值增長率和投資增長率的影響更大。因此，一個地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)占比越高，在財政刺激政策下這個地區(qū)產出增長率會越高，在微觀企業(yè)層面說明了地區(qū)層面企業(yè)規(guī)模分布對財政支出乘數(shù)的作用。

表4 民族地區(qū)轉移支付制度對微觀企業(yè)的影響

(二) 機制分析:為何財政刺激政策對小規(guī)模企業(yè)的作用更大?

前文分析表明，財政刺激政策對地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)的正向溢出作用更大，解釋了為何地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)占比越高，財政支出乘數(shù)越大。但為什么財政刺激政策對小規(guī)模企業(yè)的正向溢出作用更大? 其背后機制是什么? 我們認為，至少存在以下兩個方面的原因。

第一，政府的財政刺激政策通常以大規(guī)?；A設施建設為重要載體，這一點在“次貸危機” 后中國政府實施的“四萬億” 計劃中體現(xiàn)得尤為明顯。另外，現(xiàn)有文獻認為中央對地方政府的轉移支付會極大刺激地方政府基礎設施投資熱情(范子英，2013)。《國務院實施〈中華人民共和國民族區(qū)域自治法〉 若干規(guī)定》 明確指出，中央財政性建設資金、其他專項建設資金和政策性銀行貸款，可適當增加用于民族自治地方基礎設施建設的比重。而地區(qū)基礎設施投資對不同規(guī)模企業(yè)的生產成本、企業(yè)選址存在異質性影響，與大規(guī)模企業(yè)相比，基礎設施對小規(guī)模企業(yè)的成本下降作用更大，帶來的競爭效應更小，生產率提升效應更大(耿純和趙艷朋，2018)。因此，與大規(guī)模企業(yè)相比，財政刺激帶來的基礎設施改善在吸引小規(guī)模企業(yè)進入、降低小規(guī)模企業(yè)退出率上的作用會更大。在地區(qū)層面則體現(xiàn)為一個地區(qū)內的小規(guī)模企業(yè)越多，財政刺激政策下該地區(qū)企業(yè)獲得的外溢效應越大，財政支出乘數(shù)越大。因此，本文提出的第一條機制是，財政刺激政策帶來的基礎設施改善對小規(guī)模企業(yè)進入率和退出率的影響比大規(guī)模企業(yè)大。

為檢驗這一機制假設，我們將民族地區(qū)轉移支付制度的設立作為地區(qū)層面財政支出變化的外生沖擊，構建以下的雙重差分模型研究民族轉移支付制度的設立對地區(qū)基礎設施的影響:

其中， infra是地區(qū)在時期的基礎設施存量，用地區(qū)層面人均鋪裝道路面積(平方米) 來度量，數(shù)據(jù)來自各年度的《中國城市統(tǒng)計年鑒》。結果表明，民族地區(qū)轉移支付制度的實施顯著提高了該制度適用地區(qū)的基礎設施水平。為了進一步說明基礎設施存量對不同規(guī)模企業(yè)進入和退出的影響，且為了避免基礎設施存量的內生性，我們以模型(7) 回歸得到的擬合值作為工具變量()，替代模型(4) 和(5) 中的交互項重新進行第二階段回歸。結果表明，基礎設施存量對小規(guī)模企業(yè)的退出率有顯著抑制作用，對小規(guī)模企業(yè)的進入率有顯著促進作用，但是對大規(guī)模企業(yè)的進入率和退出率都沒有顯著影響。

我們接下來考慮企業(yè)融資約束這一可能機制。我們認為，以下幾個方面的原因導致在實施民族地區(qū)轉移支付制度的同時，還需要信貸途徑來放松民族地區(qū)內企業(yè)的融資約束:第一，貨幣政策通常是逆周期的，伴隨著積極財政政策的實施，通常也會有較為寬松的貨幣政策，從而放松對企業(yè)的信貸約束會使得企業(yè)增加信貸和投資(Bahaj 等，2019)。在本文研究中，我們發(fā)現(xiàn)中央政府在向民族地區(qū)實施轉移支付這一特定的財政安排的同時，也會通過信貸渠道支持民族自治地區(qū)的經(jīng)濟發(fā)展。第二，財政刺激會通過需求來放松企業(yè)的信貸約束，從而刺激企業(yè)投資。Hebous 和Zimmermann (2021) 認為，在沒有金融摩擦的情況下，企業(yè)達到最優(yōu)投資時資本的邊際產出和實際價格相等。然而，考慮到一些企業(yè)由于融資約束而無法達到該最優(yōu)投資量，需要外部資金來進行生產融資，而提前抵押的約束力會產生融資溢價從而阻礙企業(yè)的外部借款。在這種情況下，財政刺激政策帶來的需求會為企業(yè)產生額外現(xiàn)金流增加凈財富，降低外部融資的溢價，從而放松信貸約束。但顯然這一作用主要對存在信貸約束的企業(yè)有效。因此，財政刺激政策可能會放松小規(guī)模企業(yè)的信貸約束，使得小規(guī)模企業(yè)的投資和產出增加得更顯著，因此小規(guī)模企業(yè)占比高的地區(qū)財政刺激政策的效果更明顯。第三，財政刺激政策還可能通過政府的征稅行為來影響企業(yè)面臨的信貸約束。于文超等(2018) 認為，加強稅收征管會加劇企業(yè)的融資約束，而地方政府面臨的財政壓力是導致稅收征管加強的原因之一。從這個角度看，民族地區(qū)轉移支付制度可以通過緩解民族地區(qū)的財政壓力進而弱化民族地區(qū)內企業(yè)面臨的融資約束。

上述分析表明，財政刺激政策能夠放松企業(yè)面臨的信貸約束，從而刺激企業(yè)增加投資、提高產出。在中國，小規(guī)模企業(yè)通常面臨著比大規(guī)模企業(yè)更顯著的信貸約束。因此，總需求的沖擊對放松小規(guī)模企業(yè)的信貸約束更為明顯。因此，我們提出第二個機制:財政刺激政策會放松企業(yè)面臨的信貸約束，增加企業(yè)投資，這一作用在小規(guī)模企業(yè)中更大，從而小規(guī)模企業(yè)受益更大，投資和產出的增加更多。為了驗證這一點，我們將模型(6)中的被解釋變量替換為能夠反映企業(yè)融資約束的變量，包括企業(yè)總負債(＝長期負債＋流動負債) 增長率、長期負債增長率和流動負債增長率。結果表明，民族地區(qū)轉移支付制度對地區(qū)內工業(yè)企業(yè)的總負債增長率和長期負債增長率均沒有顯著影響，但顯著提高了工業(yè)企業(yè)的流動負債增長率，而且在小規(guī)模工業(yè)企業(yè)中作用更大。這說明財政刺激帶來的貨幣政策或信貸政策放松了企業(yè)短期債務融資約束。為了驗證這一機制是否會導致財政支出乘數(shù)在小規(guī)模企業(yè)占比更高的地區(qū)更大，我們在模型(6) 的控制變量中引入了企業(yè)層面的流動負債率(企業(yè)流動負債與企業(yè)總資產的比值)。結果表明，流動負債率的提高能顯著提升企業(yè)的投資增長率和總產值增長率。因此，伴隨財政刺激而來的貨幣政策或信貸政策對小規(guī)模企業(yè)信貸約束的緩解更大，使得小規(guī)模企業(yè)的投資增長率和產出增長率更高，最終財政支出乘數(shù)隨地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布而變化。

六、結 論

無論是2008 年的全球金融危機還是2020 年的新冠肺炎疫情，都對全球經(jīng)濟造成了巨大的負面沖擊，全球主要經(jīng)濟體大都采取大規(guī)模擴大政府支出的方法進行應對。雖然積極的財政政策在多大程度上促進了宏觀經(jīng)濟的復蘇還未有定論，但顯而易見的是其導致了政府債務的擴張。財政部的統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，截至2020 年末，中國地方政府債務余額達到28.82 萬億元，中央政府債務余額達到20.89 萬億元，雖然兩項之和與2020 年GDP的比重不到50%，但如果加上中國地方政府的隱性債務，政府債務余額占比遠超60%的國際警戒線。因此，在新冠肺炎疫情沖擊經(jīng)濟使得積極財政政策不能過早退出與政府債務不斷擴張容易誘發(fā)系統(tǒng)性金融風險的困局下，如何更好發(fā)揮財政支出對經(jīng)濟增長的刺激作用、提升財政支出乘數(shù)變得尤為關鍵，這就需要我們深入分析影響財政支出乘數(shù)的因素。

本文以中國民族地區(qū)轉移支付制度的設立為準自然實驗，構建地級地區(qū)層面財政支出增長率的工具變量，估算地級地區(qū)層面的財政支出乘數(shù)；在此基礎上，基于工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫提供的企業(yè)層面微觀數(shù)據(jù)構建地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布變量，來研究地區(qū)層面的企業(yè)規(guī)模分布對財政支出乘數(shù)的影響；同時，從微觀企業(yè)層面研究企業(yè)規(guī)模分布影響財政支出乘數(shù)的微觀機理。工具變量的回歸結果表明，地級地區(qū)層面的財政支出乘數(shù)顯著大于1，而一個地區(qū)內小規(guī)模工業(yè)企業(yè)占比越高，該地區(qū)的財政支出乘數(shù)越大。這主要是因為財政刺激政策對地區(qū)內小規(guī)模企業(yè)的退出率、投資、工業(yè)增加值的正向作用均顯著大于大規(guī)模企業(yè)。其背后的機制是，相較于大規(guī)模企業(yè)，財政刺激政策能夠改善地區(qū)層面的基礎設施存量，而基礎設施存量對小規(guī)模企業(yè)退出的抑制作用更顯著，同時，財政刺激政策能夠緩解企業(yè)面臨的融資約束，這種作用對小規(guī)模企業(yè)的作用更大。

本文是對企業(yè)規(guī)模分布研究文獻的有益補充。現(xiàn)有文獻均以刻畫企業(yè)規(guī)模分布特征和分析影響企業(yè)規(guī)模分布的因素為主，而本文探討了企業(yè)規(guī)模分布所帶來的影響。此外，本文亦是對財政支出乘數(shù)研究文獻的補充，探討了影響財政支出乘數(shù)的一個獨特因素。當然，更重要的是，本文的研究結論為如何更好地發(fā)揮財政支出對經(jīng)濟增長的刺激作用提供了特有的政策啟示:第一，一個以小規(guī)模企業(yè)為主體的企業(yè)規(guī)模分布形態(tài)才能更好地發(fā)揮出財政刺激政策的作用，因此，應當通過完善市場競爭機制、優(yōu)化營商環(huán)境、實施針對小規(guī)模企業(yè)的普惠性融資政策來推動小規(guī)模企業(yè)的發(fā)展。第二，考慮到當前政府債務風險尤其是地方政府隱性債務風險的嚴重性，財政刺激政策的制定應該有的放矢，在制定區(qū)位導向型(place-based) 的財政政策時，必須考慮各地區(qū)微觀企業(yè)的異質性規(guī)模分布特征，適當加大中小企業(yè)集聚地區(qū)的財政刺激強度，并適當減少對大規(guī)模企業(yè)的補貼強度。