政策性负担、简政放权与地方国企资本结构动态调整

罗栋梁,李克思

(江苏师范大学 商学院,江苏 徐州 221116)

在地方国企改革中,降低我国地方国企的高负债率一直是其中的重要领域。学者们从行业、效率、预算软约束等方面分析了其产生的原因。然而按照资本结构理论,企业的资本结构是一个动态的过程,它围绕着最优资本结构不停地调整。因此,企业高负债率的形成应该是资本结构调整速度与偏离程度的产物。从动态调整角度去分析地方国企资本结构,考察其动态调整的影响因素,可能更接近解决地方国企的高负债率问题。

在影响资本结构动态调整的因素方面,学者们从企业内部和外部两个角度进行了分析。在企业内部因素方面,Byoun[1]认为企业规模的扩大,降低融资约束,加快资本结构的重组;Faulkender et al.[2]发现现金流量对资本结构的影响;Chang et al.[3]发现企业的经营水平会影响企业资本结构的调整速度;Devos et al.[4]认为,增加企业债务契约条款会提高企业的经营成本,从而降低了资本结构的调整速度;周业安等[5]发现企业管理层的个体特点影响到企业的资本结构产生变化;盛明泉等[6]发现持股激励强度会提升资本结构动态调整的速度。在企业外部因素方面,学者们发现经济环境如宏观经济环境、货币政策都会影响资本结构调整速度;制度环境如法律环境、地方政府干预等也会对资本结构动态调整产生影响。即学者们仅研究了经济环境、制度环境等外部因素对资本结构动态调整的影响。而在转轨时期,政府行为导致的政策性负担是否对资本结构调整产生影响,却鲜有学者进行研究,这为本文留下了空间。

本文以2013—2020 年沪深A 股上市的地方国企为样本,探求政策性负担对地方国企资本结构动态调整的影响,以及地方政府放权意愿在其中的调节作用与特征。

(一)理论分析

政策性负担是指市场经济转轨后,为了战略目的,政府使用行政手段对尚无自生能力的战略性企业提供支持,从而导致企业承担了过高的资本密集度、过多的冗员、低于生产成本的销售价格等负担。这些负担内生于转轨前的制度之中,虽然随着经济转轨不断深入而逐渐减少,但其影响难以忽视。

政策性负担会对企业的资本结构产生不利影响。首先,政策性负担增加企业管理层的道德风险,从而导致企业的效率低下;政策性负担增加企业管理层的隐性腐败,显著降低企业管理层薪酬对业绩的敏感性。效率低下和业绩不敏感,减少企业的内源融资能力。其次,政策性负担增加企业劳动力成本和固定资产投资,降低要素生产效率,增加企业管理层的代理成本,增加企业的费用黏性。企业代理成本和企业费用黏性的增加,增加企业的资金需求量,降低资金使用效率。最后,政策性负担会导致企业的预算软约束,即当企业发生亏损,政府会通过增加贷款、追加投资、减少税收等措施,为企业提供财政补贴。而且,不管是国有企业、非国有企业,只要政府对企业的政策性负担客观存在,都会产生一定的预算软约束。预算软约束增加了企业的负担,从而对企业产生负面影响。有学者发现,国有企业的政策性负担增加1 个标准差,杠杆率就会上升0.03 个标准差[7]。政策性负担对企业资本结构产生不利的后果,必将影响资本结构动态调整。

(二)研究假设

1.政策性负担对资本结构动态调整的影响。政策性负担将会影响地方国企资本结构的动态调整。主要影响有:

第一,政策性负担导致企业对资本密集度的偏好,从而影响资本结构动态调整。孙铭[8]发现,政府可以根据企业的承受能力,最大限度将政策性负担转嫁给企业;而资本密集型产业政府视为战略重点。因此,政策性负担导致企业对资本密集度的偏好。企业对资本密集度的偏好,导致企业调整资本结构的速度较慢。而各地方政府与当地国有银行等关系密切,在地方政府的干预下,承担政策性负担的地方国企会更容易从银行等授信主体获得低成本贷款,加大了企业资本结构偏离程度,从而影响资本结构的动态调整。

第二,在地方政府官员的GDP 考核背景下,产业升级等政策性负担需要更多的资金投入,从而影响资本结构动态调整。财政分权改革之后,地方经济增长是考核地方政府官员的重要指标。大力提升地方的经济状况,需要进行产业升级。但产业升级是地方政府为了政府的政治收益和官员的政治升迁需要时,便成为一种政策性负担,使得地方国企面临过度升级与延迟退出,升级不确定性,减弱资本结构的调整速度。另外,在产业升级的推动进程中,由于目前金融市场普遍不完善,地方国企很难在短期内克服信贷约束完成产业自然升级,企业不得不面临跃升阶段早期亏损和后期盈余的跨期预算约束问题。而推动产业升级需要大量进入成本和更多资本投入,从而加大地方国企资本结构的偏离程度。

第三,政策性负担使得价格扭曲,从而影响资本结构动态调整。一方面,政策性负担使得地方国企不得不雇佣很多冗员,而且为了社会稳定,还不允许裁员;此外,政策性负担如提供社会保障、调节收入等导致企业的劳动力价格较高。劳动力价格扭曲,给地方国企带来较大的负担,减弱企业的造血能力,需要从外部补充更多的资金,减弱资本结构的调整速度。另一方面,在政府的干预下,政策性负担使得地方国企能够以更低的成本获得信贷资金,资金成本扭曲,从而导致企业对负债融资的偏好,从而加大地方国企资本结构的偏离程度。

第四,政策性负担增加地方国企的代理成本,从而影响资本结构动态调整。一般而言,企业亏损中,政策性负担所造成的部分应由政府承担,其余部分则由企业管理层来承担。但由于信息不对称,很难区分政策性亏损与企业自身经营性亏损。结果是政府承担了地方国企的全部亏损,加剧了企业管理层的道德风险,增加了企业的代理成本。如前所述,有了政府的支持,企业能够获得更多的信贷资金,减弱了资本结构的调整速度,加大了其偏离程度,影响资本结构的动态调整。

基于如上的分析,提出假设H1、假设H2。

H1:企业的政策性负担越重,资本结构调整速度越慢。

H2:企业的政策性负担越重,资本结构偏离程度越大。

2.放权意愿对政策性负担与资本结构动态调整之间关系的调节作用。地方政府的放权意愿直接影响地方国企的财务决策[9]。一方面,地方政府的促进就业、收缴利税、促进经济发展等目标需要地方国企来实现;另一方面,地方政府对于辖区内改革推进和经济决策具有较大的自主权,使得地方政府对于地方国企放权的程度出现异化和复杂化。地方政府的放权意愿对政策性负担与资本结构动态调整之间关系的影响主要有:

第一,简政放权能够改善企业绩效,因此放权意愿能够改善政策性负担对资本结构动态调整的不利影响。Qian[10]发现地方政府通过简政放权,能够减少对地方国企的直接干预,地方国企负担的政治成本显著减少,有助于改善企业的运营绩效和财务业绩;此外,政府放权将会赋予企业管理人员更多的自主性,因为地方政府很难有效对企业管理人员的决策活动实施有效的监管,当代理成本显著增长并高于政治成本时,政府放权就会影响企业的运营绩效。江轩宇[11]根据地方国企股东金字塔层级的数据,发现政府部门放权能够减缓政策负担,解除薪酬管制,创新意愿和创新资源都能明显提高,从而提高地方国企的长期价值。政府放权能够增加当地企业的经济效益。李井林等[12]发现,政府放权程度对地方国企创新有较强的促进效应,从而增加企业价值。因此,政府干预的减少,导致企业绩效的增加,增强了企业造血功能,从而缓解政策性负担对资本结构动态调整的不利影响。

第二,简政放权改善了企业的经营环境,能够减弱政策性负担对资本结构动态调整的不利影响。企业外部环境因素影响企业债务结构,政府干预较少的地区往往是市场化程度、法治水平较高的地区,所以这些地区的企业在负债融资时对政府的依赖性更少。赵斌斌等[13]发现,政府放权意愿越高,分散化的股权结构和多元化的高管结构越能够提升国企的可持续发展能力,因为政府放权意愿提升了主体结构权利重新分配和主体治理能力塑造所带来的发展效应。政府干预的减少能够将企业从非经营性目标中摆脱出来,因此,在政策引导下,可以减少过多的投资。总体上,政府权力的下放和政府干预的减少会使地方国企加快调整其资产结构,以减少资本结构偏离程度。

基于以上的讨论,给出假设H3、假设H4。

H3:简政放权政策推行后,地方政府放权意愿增强,提高了资本结构调整速度。

H4:简政放权政策推行后,地方政府放权意愿增强,缩小了资本结构偏离程度。

(一)样本选择与数据来源

本文以2013—2020 年度沪深A 股中实际控制人为地方政府的上市公司(以下简称“地方国企”)为研究对象,同时作了如下剔除:金融类上市公司,ST、*ST 公司,数据缺失的公司,最终得到4 392 个公司样本。本文的财务数据主要来自国泰安数据库;其他数据如地方政府财政收入、财政支出、失业率和GDP 数据均来源于各省的宏观经济统计年鉴;地区市场化指数来自中国市场化指数系列报告。

(二)指标选取

1.被解释变量。被解释变量是资本结构动态调整。参考王朝阳等[14]等的做法,从调整速度、偏离程度两个角度表示资本结构的动态调整。

调整速度(Speed)。参考Flannery et al.[15]的做法,构建调整速度模型如式(1)。

式(1)中,Speedi,t是表示企业i在t年资本结构的调整速度;Levi,t表示企业i在t年年末的资本结构;表示t年年末的目标资本结构。构建目标资本结构的拟合模型如式(2)。

其中,Gisi,t为自变量,指地方国企政策性负担;Controli,t表示控制变量,主要包括企业特征指标和宏观指标两大类,前者如企业年龄(Age)、经营活动产生的现金流量净额(Cfo)、销售收入增长率(Growth)、总资产收益率(Prof)、企业规模(Size)等,后者如地区市场化指数(Bmi)、地方政府支出水平(Gel)等。

偏离程度(Dis)。为了检验政策性负担对企业资本结构偏离程度的影响,参考姜付秀等[16]的做法,建立偏离程度模型式(3)。

2.解释变量。解释变量是政策性负担(Gisi,t),分为战略性负担和社会性负担。参考林毅夫等[17]的做法,通过建立最优资本密集程度模型来估计政策性负担。其中最优资本密集程度的模型为:

式(4)中,Cimi,t表示资本密集程度;Sizei,t-1、Levi,t-1、Roai,t-1、Growthi,t-1和Tangiblei,t-1分别代表企业的规模、资产负债率、资产收益率、成长性和资产结构;Province、Industry和Year分别是地区、行业和年度虚拟变量;残差δ 表示企业实际资本密集程度与最优资本密集程度之间的差异,正残差为战略性负担,负残差为社会性负担。本文以残差δ 的绝对值作为政策性负担(Gisi,t)的取值。

3.调节变量。调节变量是政府放权意愿变量(Gov)。参考郑国坚等[18]的做法,本文使用地区政府财政盈余、地方失业率、地区财政支出水平以及地方市场化指数等指标,使用主成分分析法来构造政府放权意愿变量(Gov)。

此外,本文控制了行业(Industry) 和年份(Year)。主要变量如表1 所示。

表1 主要变量定义表

(三)模型设计

1.政策性负担对资本结构动态调整的影响。调整速度。参考王朝阳等[14]、姜付秀等[16]的做法,资本结构调整速度是影响因子的一元线性函数,即:

其中,政策性负担(Gisi,t)的系数δ1符号为正,表示政策性负担对调整速度有正向影响;反之,则有负向影响。

参考龚朴等[19],将式(2)代入式(1),再代入式(5),得到:

这里需要关注的是,Gisi,t×Levi,t-1系数的相反数就是政策性负担对调整速度的影响,即δ1。

偏离程度。参考姜付秀等[16]的做法,构建如下模型:

2.放权意愿对政策性负担与资本结构动态调整之间关系的调节作用。参考何德旭等[20]的做法,构建放权意愿对政策性负担与资本结构调整速度之间关系调节作用的模型,模型如下:

其中,γ3的符号为正,表示调节作用为正;反之,则为负。

放权意愿对政策性负担与资本结构动态偏离程度之间关系调节作用的模型如下:

其中,δ3的符号为正,表示调节作用为正;反之,则为负。

(一)描述性统计和相关性分析

1.描述性统计。主要变量的描述性统计如表2所示。从表2 可以看出,样本企业资本结构调整存在差异,资本结构调整速度(Speed)最大值为3.115,最小值为0.017 0,说明企业向目标资本结构调整速度水平差异较大;资本结构偏离程度(Dis)最大值为1.776,最小值为0,表示企业资本结构依旧存在不同偏离程度。政策性负担(Gis)的最小值为化0,最大值为12.310,说明政策性负担在地方国企中是普遍存在着。随着简政放权推行,地方政府放权意愿(Gov)最大值为5.41,最小值为0.87,存在着较大的差异,所以有理由去探究简政放权政策的作用。

表2 变量的描述性统计表

2.主要变量的相关性分析。主要变量的相关性可以看出,政策性负担(Gis)与资本结构偏离程度(Dis)相关性系数为0.062 且显著;交乘项(Levt-1×Gis)与上期资本结构(Levt-1)相关性系数为0.649且显著,与当期资本结构(Lev)相关性系数为0.231且显著。相关性结果均与前文假设相一致,一定程度上支持了假设。本文也对变量进行多重共线性检验,结果显示,所有变量的方差膨胀因子都远远小于10,基本可以排除多重共线性的影响。

(二)拟合目标资本结构

参考王朝阳等[14]的做法,使用式(2)进行回归,用得到的回归参数计算各企业年末的资本结构拟合值。为了保证拟合模型的有效性,本文通过两步最优广义矩估计法GMM2S 对资本结构进行拟合,并对标准误进行聚类稳健修正。同时针对内生性问题,本文采用央企政策性负担(Cgi)作为地方国企政策性负担(Gis)的工具变量以消除内生性的影响。所有回归结果如表3 所示。

表3 中,聚类的GMM2S 回归结果为列(1),结果显示所有变量都有较高水平的显著性,政策性负担(Gis)的系数为-0.236 且显著。此外,工具变量的不可识别检验拒绝了原假设,检验值为74.924,说明工具变量与原变量较强的相关性;过度识别检验认为模型是精确识别的。列(2)～列(4)分别为异方差标准误GMM2S、聚类稳健标准误的固定效应模型(FE)、固定效应模型(FE)的回归结果,结果显示政策性负担(Gis)与资本结构(Lev)的系数均为负且显著,上述结论稳健。

表3 资本结构拟合GMM2S 回归

(三)地方国企政策性负担对资本结构调整的影响

1.地方国企政策性负担对资本结构调整速度的影响。通过式(6)来检验地方国企政策性负担对资本结构调整速度的影响,此处采用固定效应进行拟合,并且采用稳健的标准误进行处理,结果如表4所示,列(1)、列(2)、列(3)分别表示聚类稳健标准误的固定效应模型(FE)、固定效应模型(FE)与随机效应模型(RE)。列(1)中,Levt-1×Gis的系数是0.001 且显著;列(2)、列(3)结论也相同。说明地方国企政策性负担会阻碍企业资本结构的调整速度,从而假设H1得到验证。

表4 政策性负担影响资本结构调整速度回归结果

2.地方国企政策性负担对资本结构偏离程度的影响。表5 列(1)、列(2)、列(3)分别表示聚类稳健标准误的固定效应模型(FE)、固定效应模型(FE)与随机效应模型(RE)。列(1)中,Gis 的系数是0.001且显著。说明地方国企政策性负担增加了企业资本结构的偏离程度,从而假设H2得到验证。

表5 政策性负担影响资本结构偏离程度回归结果

(四)政府放权意愿对政策性负担与资本结构动态调整之间关系的调节作用

1.资本结构调整速度方面。本文用式(8)验证政府放权意愿对地方国企政策性负担与资本结构调整速度之间关系的调节作用。结果如表6 所示。列(1)、列(2)、列(3)分别表示聚类稳健标准误的固定效应模型(FE)、固定效应模型(FE)与随机效应模型(RE)。列(1)中,Levt-1×Gis×Gov的系数是0.002 且显著。表明政府放权意愿能够减弱地方国企政策性负担对资本结构调整速度的负面影响,假设H3得到验证。

表6 政府放权意愿调节效应——基于调整速度研究

2.资本结构偏离程度方面。本文用式(9)验证政府放权意愿对地方国企政策性负担与资本结构偏离程度之间关系的调节作用。结果如表7 所示。列(1)、列(2)、列(3)分别表示聚类稳健标准误的固定效应模型(FE)、固定效应模型(FE)与随机效应模型(RE)。列(1)中,Gis×Gov的系数是-0.002 且显著。表明政府放权意愿能够缓解地方国企政策性负担对资本结构偏离程度的负面影响,假设H4得到验证。

表7 政府放权意愿调节效应——基于偏离程度研究

(五)稳健性检验

除上述通过固定效应稳健标准误排除异方差影响以及通过随机效应模型进一步检验结果稳健性以外,本文还通过替换解释变量、滞后一期等方法进行稳健性检验。

1.替换解释变量。本文选取樊纲等[21]市场化指数中的政府与市场的关系评分(Gms)作为政策性负担的替代变量,再进行上述回归检验。

拟合目标资本结构的稳健性检验。回归结果显示,Gms的系数为-0.482,且显著,结果稳健。

政策性负担对资本结构动态调整影响的稳健性检验。回归结果显示,Levt-1×Gms的系数是0.001,且显著;Gms的系数是0.003,且显著。由此可见,结果稳健。

政府放权意愿调节效应的稳健性检验。回归结果显示,Levt-1×Gms×Gov的系数为0.003,且显著;Gms×Gov的系数为-0.032,且显著。由此可见,结果稳健。

2.滞后一期。本文将解释变量滞后一期(Gist-1)再进行上述回归检验。(1)拟合目标资本结构的稳健性检验。回归结果显示,Gist-1的系数均为负,且显著,结果稳健。(2)政策性负担对资本结构动态调整影响的稳健性检验。回归结果显示,Levt-1×Gist-1的系数是0.002,且多数显著;Gist-1的系数均为正,且显著。由此可见,结果稳健。(3)政府放权意愿调节效应的稳健性检验。回归结果显示,Levt-1×Gist-1×Gov的系数为0.004、0.005,且显著;Gist-1×Gov的系数均为负,且多数显著。由此可见,结果稳健。

在研究地方政府影响国有企业资本结构动态调整的过程中,由于所涉及企业众多,其所属的内外特部征拥有差异性,因而政策性负担、简政放权、地方国企资本结构动态调整之间的关系可能存在差异。基于此,为更深层次探究地方国企政策性负担对资本结构动态调整的影响结果以及简政放权的调节作用,本部分将分别从外部特征异质性、内部特征异质性等不同维度,分析讨论政策性负担、简政放权、地方国企资本结构动态调整之间关系的特征。

(一)外部特征的异质性分析

1.产业异质性。地方国企按照是否为垄断行业划分为国有垄断企业、非垄断企业。其中,国有垄断企业具有公共政策性、特定功能性。由于国有垄断企业不以获取经济效益为首要目标,其在要素收入分配中存在严重的结构性偏差,主要要素的回报与其贡献严重偏离,甚至完全背离,资本在国有垄断企业的错配更为严重[22]。因此,国有垄断企业需要政府的不断投入和支持。而非垄断企业多为竞争性,以获取经济效益为首要目标;非垄断企业本身具有较强的盈利能力,其对政府的依赖程度较垄断行业低。那么,垄断企业是否对政府补贴、放权意愿与资本结构动态调整之间关系产生影响,需要进一步分析。参考丁启军[23],将样本划分为垄断企业组与非垄断企业组,分别进行回归,结果如表8所示。

表8 产业异质性

表8 列(1)中Levt-1×Gis的系数是0.001 且显著,列(2)不显著;说明相比非垄断企业,垄断企业的政策性负担更高,企业资本结构的调整速度更大。列(3)中Gis的系数是0.002 且显著,列(4)虽为正值但不显著;说明垄断企业的政策性负担更高,企业资本结构偏离程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系数是0.002,且在5%的水平上显著;列(6)的系数为0.002,但不显著;说明简政放权更能减弱垄断企业政策性负担对资本结构调整速度的负面影响。列(7)中Gis×Gov的系数是-0.002 且显著;列(8)的系数-0.001,但不显著;说明简政放权更能减弱垄断企业政策性负担对资本结构偏离程度的负面影响。

2.地区异质性。我国地域辽阔,东中西部地区文化背景不同、资源禀赋不同,经济发展水平也不同。相对中西部地区,东部地区市场化程度、法治水平都较高,地区经济体制较为完善,资源配置的合理性高;而良好的制度等外部环境有利于约束地方政府行为[24]。因此,东中西部地区之间的地区差异是否影响政策性负担、放权意愿与资本结构动态调整之间关系,需要进一步分析。本文按样本公司注册地所在省份,将样本划分为东部地区、中西部地区两组,分别进行回归,考察地区性差异对政策性负担、放权意愿与资本结构动态调整之间关系的影响,结果如表9 所示。

表9 列(1)中Levt-1×Gis系数是0.004,且显著;列(2)的系数为0.005,也显著,相比之下,中西部受影响系数更大;说明中西部地区企业的政策性负担更高,企业资本结构调整速度更大。列(3)中Gis的系数是-0.001,但不显著;列(4)的系数为0.003 且显著;说明中西部地区企业的政策性负担更高,企业资本结构偏离目标资本结构程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系数是0.001,但不显著;列(6)的系数为0.009 且显著;说明简政放权更能减弱中西部地区企业政策性负担对资本结构调整速度的负面影响。列(7)中Gis×Gov的系数是-0.001,但不显著;列(8)的系数为-0.985 且显著;说明简政放权更能减弱中西部地区企业政策性负担对资本结构偏离程度的负面影响。

表9 地区异质性

(二)内部特征的异质性分析

1.董事会持股比例异质性。董事持股的意义在于保证经营者的利益与股东的利益一致。王雷等[25]发现,近年来国内外企业普遍选用董事会持股作为长期激励措施。当企业价值得到明显增长之时,持股比例越高的董事,能得到的收益也就越多。因此董事们会更为努力以获取企业价值增长带来的利润。那么,董事会持股是否影响政府补贴、放权意愿与资本结构动态调整三者之间的关系,需要进一步分析。本文以董事会成员的持股合计数占公司总股份比率的均值为准,将样本分为董事会持股比例高、董事会持股比例低两组,分别进行回归,结果如表10 所示。

表10 列(1)中Levt-1×Gis的系数是-0.005,但不显著;列(2)的系数却为0.005,且显著;说明董事会持股比例低的企业政策性负担更高,企业资本结构调整速度更大。列(3)中Gis的系数是0.666,但不显著;列(4)的系数为0.005,且显著;说明董事会持股比例低的企业政策性负担更高,企业资本结构偏离目标资本结构程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系数是-0.000,但不显著;列(6)的系数为0.002,且显著;说明简政放权更能减弱董事会持股比例低的企业政策性负担对资本结构调整速度的负面影响。列(7)中Gis×Gov的系数是0.002,但不显著;列(8)的系数为-0.001,且显著;说明简政放权更能减弱董事会持股比例低的企业政策性负担对资本结构偏离程度的负面影响。

2.独立董事占比异质性。独立董事是指不在企业内兼任除企业董事以外的其他职业,且与其所受雇的企业及其重要关联股东之间不具有能够妨碍对其作出独立性或客观公正评价的利益关联的董事。独立董事可以对企业的重要事务提出独立性建议,维护企业的整体效益,尤其保护中小股东的权利不受损害。Fama et al.[26]指出,董事中具有较多的独立性董事可以充分发挥较好的监督功能,可通过尽量减少管理人员与企业股东的权益矛盾,进而降低了企业所面临的代理成本,以维护企业的利益。郝颖等[27]发现,若企业中的行业专家独立董事资历比董事长更深,则行业专家独立董事的履职效果更好,更能发挥对企业资本配置的促进作用。王跃堂等[28]的研究表明,独立董事比例与我国上市公司的整体财务绩效具有正相关性。那么,独立董事占比高低是否影响政府补贴、放权意愿与资本结构动态调整三者之间关系,需要进一步分析。本文以董事会中独立董事比例的均值为准,将样本分为独立董事占比高、独立董事占比低两组,分别进行回归,结果表11 所示。

表11 列(1)中Levt-1×Gis的系数是0.007,但不显著;列(2)的系数为0.003,且显著;说明独立董事占比低的企业政策性负担更高,资本结构调整速度更大。列(3)中Gis的系数是-0.169,但不显著;列(4)的系数为0.002,且显著;说明独立董事占比低的企业政策性负担更高,企业资本结构偏离程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系数是0.002,但不显著;列(6)的系数为0.002,且显著;说明简政放权更能减弱独立董事占比低的企业的政策性负担对企业资本结构调整速度的负面影响。列(7)中Gis×Gov的系数是-0.001,但不显著;列(8)的系数为-0.002,且显著;说明简政放权更能减弱独立董事占比低的企业的政策性负担对资本结构偏离程度的负面影响。

表11 独立董事占比异质性

3.两职合一异质性。董事长与总经理两职是否合一反映了董事会结构。如果总经理和董事长两职合一,意味着总经理要实现自我监督,这种监督很难达到预期效率。两职合一时,决策制定权与决策控制权没有分开,不同职务不能相互制约,管理层有机会获取私人收益[29]。在这种情况下,两职合一是否影响政府补贴、放权意愿与资本结构动态调整三者之间关系,需要进一步分析。本文按照董事长与总经理是否两职合一,将样本分为两职合一、两职不一等两组,分别进行回归,结果如表12 所示。

表12 两职情况异质性

表12 列(1)中Levt-1×Gis的系数是0.043,且显著;列(2)的系数0.001,且不显著。说明“两职合一”的政策性负担更高,企业资本结构调整速度更大。列(3)中Gis的系数是0.006,且显著;列(4)的系数为0.001,但不显著;说明“两职合一”的政策性负担更高,企业资本结构偏离目标资本结构程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系数是0.014,且显著;列(6)的系数为0.002,但不显著;说明简政放权更能减弱“两职合一”下政策性负担对资本结构调整速度的负面影响。列(7)中Gis×Gov的系数是-0.004,且显著;列(8)的系数为-0.001,但不显著;说明简政放权更能减弱“两职合一”下政策性负担对资本结构偏离程度的负面影响。

4.高管政府任职经历异质性。政企关系一直是我国经济生活中的热门话题。政企之间关系界定不清,关系错杂,会阻碍社会经济的健康发展。政商关系亲切交往的同时,要划清关系,厘清界限。为了推进社会健康发展,构建新型政商关系,各地政企关系将以“两清”作为目标,营造良好的经营环境。在此大背景下,高管政府任职经历是否对政策性负担、放权意愿与企业资本结构偏离程度之间关系产生影响,需要进一步分析。参考姜爱华等[30],按照企业董事长或总经理曾经或目前在各级政府部门任职,将样本分为有任职经历、无任职经历等两组,分别进行回归,结果如表13所示。

表13 高管政府任职经历异质性

表13 列(1)中Levt-1×Gis的系数是0.004,且显著;列(2)的系数为0.161,但不显著;说明有任职经历的政策性负担更高,企业资本结构调整速度更大。列(3)中Gis的系数是0.001,且显著;列(4)的系数为0.001,但不显著;说明有任职经历的政策性负担更高,企业资本结构偏离目标资本结构程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系数是0.010 且显著;列(6)的系数为0.004,但不显著;说明简政放权更能减弱有任职经历的企业政策性负担对企业资本结构调整速度的负面影响。列(7)中Gis×Gov的系数是-0.002,且显著;列(8)的系数为0.002,但不显著;说明简政放权更能减弱政策性负担对有高管任职经历的企业资本结构偏离程度的负面影响。

(一)研究结论

本文以2013—2020 年沪深A 股地方国企为样本,研究了地方国企政策性负担对企业资本结构动态调整的影响,以及政府放权意愿在这种影响中的调节作用。研究发现:(1)政策性负担对企业资本结构动态调整有负向影响,政策性负担在一定程度上抑制资本结构调整速度,同时又增加了资本结构偏离程度。(2)政府放权意愿对政策性负担与企业资本结构动态调整之间关系具有正向调节作用,政府放权意愿能够提升企业资本结构调整速度,减少资本结构偏离目标资本结构的程度。(3)政策性负担、放权意愿、资本结构动态调整之间关系具有不同特征。从外部特征来看,垄断企业、中西部地区企业存在更为突出的政策性负担问题,政策性负担对资本结构动态调整的影响越大,政府放权意愿的调节效应也更为明显。从内部特征看,董事会持股比例越低、独立董事占比越低、存在“两职合一”情况以及高管存在政府任职经历的企业的政策性负担程度更为明显,政策性负担对资本结构动态调整的影响越大,政府放权意愿的调节效应也更为明显。

(二)启示

1.政府应简政放权,减少政策性负担。研究发现,政策性负担对资本结构动态调整有负面影响,而且中西部地区的政策性负担对企业资本结构动态调整的负面影响大,简政放权的作用也更明显。因此,地方政府需要加快转变政府职能,简政放权,更好发挥政府在资源配置中的作用。只有转变地方政府职能,加大简政放权的力度,才能更好地激发各类市场主体活力。特别是在中西部地区,更需要推动有为政府和有效市场更好结合,才能建设高标准市场体系,推动经济高质量发展。

2.企业应利用政策利好,合理控制资本结构。研究发现,企业存在目标资本结构;企业的资本结构也不是固定不变的,是一个动态性的过程;而且政府放权意愿能够减弱政策性负担对资本结构动态调整的负面影响。在党的十九届五中全会提出转变政府职能后,企业应充分利用国家宏观政策的利好,紧随外部宏观政策环境的变化,确定资本结构动态调整的合理范围,降低高负债率,增强竞争力,推动企业不断成长,实现价值最大化。

3.企业应练好内功,推动资本结构动态优化与治理相结合。研究发现,企业内部特征不同,简政放权、政策性负担、资本结构动态调整之间关系也不同。在董事会持股比例低、独董比例低、“两职合一”、高管有政府任职经历时,政策性负担与资本结构动态调整之间关系显著,简政放权的作用明显。因此,企业应该练好内功,加强内部治理建设。如通过股权激励等方式,提高地方国企管理层的持股比例,促进企业管理层目标与股东目标的一致性;适当增加地方国企董事会中独立董事占比,提高决策的有效性;尽量实现董事长和总经理的两职分离,建立良好的公司治理机制,减少企业与地方政府关联,逐步实现政企分离。通过构建更为合理的治理结构,提高资本结构调整速度,减少资本结构偏离程度,推动资本结构动态优化与治理相结合。

本研究仍存在一定不足,有待进一步完善与深入。首先,仅研究了地方国企,研究结论的可推广性受限。政策性负担对民营企业、外资企业等其他类型企业资本结构动态调整的影响有待进一步检验。若结论在不同类型企业中均成立,说明结论具有可推广性,将能更好地服务政策制定。其次,研究了政策性负担对地方国企资本结构动态调整的影响,还需进一步找出连接政策性负担与地方国企资本结构动态调整之间的关系,以深入研究两者的影响机理。最后,考察了不同内部治理特征,发现政策性负担、放权意愿、资本结构动态调整之间关系的不同,未来研究可以进一步分析其原因,从而对政策性负担、放权意愿、资本结构动态调整之间关系的形成有更加完整和深入的理解。

猜你喜欢政策性简政放权调整山西首个政策性大豆玉米带状复合种植收入保险落地今日农业(2022年16期)2022-11-092022-2024 年广东省政策性渔业保险海洋与渔业(2022年2期)2022-05-18夏季午睡越睡越困该如何调整今日农业(2021年14期)2021-11-25罗克辛刑事政策性刑法体系批判南大法学(2021年3期)2021-08-13工位大调整意林(2020年10期)2020-06-01沪指快速回落 调整中可增持白马证券市场红周刊(2018年5期)2018-05-14简政放权≠“减”政放权领导决策信息(2017年12期)2017-05-17取消“两定” 简政放权的好开端中国卫生(2016年2期)2016-11-12简政放权环保公告真的取消了吗?专用汽车(2016年5期)2016-03-01“一带一路”智库合作联盟理事会成立旨在开展政策性、前瞻性研环球市场信息导报(2015年15期)2015-12-03

推荐访问:简政放权 政策性 国企