政策性負擔、簡政放權與地方國企資本結構動態調整

羅棟梁,李克思

(江蘇師范大學 商學院,江蘇 徐州 221116)

一、引言

在地方國企改革中,降低我國地方國企的高負債率一直是其中的重要領域。學者們從行業、效率、預算軟約束等方面分析了其產生的原因。然而按照資本結構理論,企業的資本結構是一個動態的過程,它圍繞著最優資本結構不停地調整。因此,企業高負債率的形成應該是資本結構調整速度與偏離程度的產物。從動態調整角度去分析地方國企資本結構,考察其動態調整的影響因素,可能更接近解決地方國企的高負債率問題。

在影響資本結構動態調整的因素方面,學者們從企業內部和外部兩個角度進行了分析。在企業內部因素方面,Byoun[1]認為企業規模的擴大,降低融資約束,加快資本結構的重組;Faulkender et al.[2]發現現金流量對資本結構的影響;Chang et al.[3]發現企業的經營水平會影響企業資本結構的調整速度;Devos et al.[4]認為,增加企業債務契約條款會提高企業的經營成本,從而降低了資本結構的調整速度;周業安等[5]發現企業管理層的個體特點影響到企業的資本結構產生變化;盛明泉等[6]發現持股激勵強度會提升資本結構動態調整的速度。在企業外部因素方面,學者們發現經濟環境如宏觀經濟環境、貨幣政策都會影響資本結構調整速度;制度環境如法律環境、地方政府干預等也會對資本結構動態調整產生影響。即學者們僅研究了經濟環境、制度環境等外部因素對資本結構動態調整的影響。而在轉軌時期,政府行為導致的政策性負擔是否對資本結構調整產生影響,卻鮮有學者進行研究,這為本文留下了空間。

本文以2013—2020 年滬深A 股上市的地方國企為樣本,探求政策性負擔對地方國企資本結構動態調整的影響,以及地方政府放權意愿在其中的調節作用與特征。

二、理論分析與研究假設

(一)理論分析

政策性負擔是指市場經濟轉軌后,為了戰略目的,政府使用行政手段對尚無自生能力的戰略性企業提供支持,從而導致企業承擔了過高的資本密集度、過多的冗員、低于生產成本的銷售價格等負擔。這些負擔內生于轉軌前的制度之中,雖然隨著經濟轉軌不斷深入而逐漸減少,但其影響難以忽視。

政策性負擔會對企業的資本結構產生不利影響。首先,政策性負擔增加企業管理層的道德風險,從而導致企業的效率低下;政策性負擔增加企業管理層的隱性腐敗,顯著降低企業管理層薪酬對業績的敏感性。效率低下和業績不敏感,減少企業的內源融資能力。其次,政策性負擔增加企業勞動力成本和固定資產投資,降低要素生產效率,增加企業管理層的代理成本,增加企業的費用黏性。企業代理成本和企業費用黏性的增加,增加企業的資金需求量,降低資金使用效率。最后,政策性負擔會導致企業的預算軟約束,即當企業發生虧損,政府會通過增加貸款、追加投資、減少稅收等措施,為企業提供財政補貼。而且,不管是國有企業、非國有企業,只要政府對企業的政策性負擔客觀存在,都會產生一定的預算軟約束。預算軟約束增加了企業的負擔,從而對企業產生負面影響。有學者發現,國有企業的政策性負擔增加1 個標準差,杠桿率就會上升0.03 個標準差[7]。政策性負擔對企業資本結構產生不利的后果,必將影響資本結構動態調整。

(二)研究假設

1.政策性負擔對資本結構動態調整的影響。政策性負擔將會影響地方國企資本結構的動態調整。主要影響有:

第一,政策性負擔導致企業對資本密集度的偏好,從而影響資本結構動態調整。孫銘[8]發現,政府可以根據企業的承受能力,最大限度將政策性負擔轉嫁給企業;而資本密集型產業政府視為戰略重點。因此,政策性負擔導致企業對資本密集度的偏好。企業對資本密集度的偏好,導致企業調整資本結構的速度較慢。而各地方政府與當地國有銀行等關系密切,在地方政府的干預下,承擔政策性負擔的地方國企會更容易從銀行等授信主體獲得低成本貸款,加大了企業資本結構偏離程度,從而影響資本結構的動態調整。

第二,在地方政府官員的GDP 考核背景下,產業升級等政策性負擔需要更多的資金投入,從而影響資本結構動態調整。財政分權改革之后,地方經濟增長是考核地方政府官員的重要指標。大力提升地方的經濟狀況,需要進行產業升級。但產業升級是地方政府為了政府的政治收益和官員的政治升遷需要時,便成為一種政策性負擔,使得地方國企面臨過度升級與延遲退出,升級不確定性,減弱資本結構的調整速度。另外,在產業升級的推動進程中,由于目前金融市場普遍不完善,地方國企很難在短期內克服信貸約束完成產業自然升級,企業不得不面臨躍升階段早期虧損和后期盈余的跨期預算約束問題。而推動產業升級需要大量進入成本和更多資本投入,從而加大地方國企資本結構的偏離程度。

第三,政策性負擔使得價格扭曲,從而影響資本結構動態調整。一方面,政策性負擔使得地方國企不得不雇傭很多冗員,而且為了社會穩定,還不允許裁員;此外,政策性負擔如提供社會保障、調節收入等導致企業的勞動力價格較高。勞動力價格扭曲,給地方國企帶來較大的負擔,減弱企業的造血能力,需要從外部補充更多的資金,減弱資本結構的調整速度。另一方面,在政府的干預下,政策性負擔使得地方國企能夠以更低的成本獲得信貸資金,資金成本扭曲,從而導致企業對負債融資的偏好,從而加大地方國企資本結構的偏離程度。

第四,政策性負擔增加地方國企的代理成本,從而影響資本結構動態調整。一般而言,企業虧損中,政策性負擔所造成的部分應由政府承擔,其余部分則由企業管理層來承擔。但由于信息不對稱,很難區分政策性虧損與企業自身經營性虧損。結果是政府承擔了地方國企的全部虧損,加劇了企業管理層的道德風險,增加了企業的代理成本。如前所述,有了政府的支持,企業能夠獲得更多的信貸資金,減弱了資本結構的調整速度,加大了其偏離程度,影響資本結構的動態調整。

基于如上的分析,提出假設H1、假設H2。

H1:企業的政策性負擔越重,資本結構調整速度越慢。

H2:企業的政策性負擔越重,資本結構偏離程度越大。

2.放權意愿對政策性負擔與資本結構動態調整之間關系的調節作用。地方政府的放權意愿直接影響地方國企的財務決策[9]。一方面,地方政府的促進就業、收繳利稅、促進經濟發展等目標需要地方國企來實現;另一方面,地方政府對于轄區內改革推進和經濟決策具有較大的自主權,使得地方政府對于地方國企放權的程度出現異化和復雜化。地方政府的放權意愿對政策性負擔與資本結構動態調整之間關系的影響主要有:

第一,簡政放權能夠改善企業績效,因此放權意愿能夠改善政策性負擔對資本結構動態調整的不利影響。Qian[10]發現地方政府通過簡政放權,能夠減少對地方國企的直接干預,地方國企負擔的政治成本顯著減少,有助于改善企業的運營績效和財務業績;此外,政府放權將會賦予企業管理人員更多的自主性,因為地方政府很難有效對企業管理人員的決策活動實施有效的監管,當代理成本顯著增長并高于政治成本時,政府放權就會影響企業的運營績效。江軒宇[11]根據地方國企股東金字塔層級的數據,發現政府部門放權能夠減緩政策負擔,解除薪酬管制,創新意愿和創新資源都能明顯提高,從而提高地方國企的長期價值。政府放權能夠增加當地企業的經濟效益。李井林等[12]發現,政府放權程度對地方國企創新有較強的促進效應,從而增加企業價值。因此,政府干預的減少,導致企業績效的增加,增強了企業造血功能,從而緩解政策性負擔對資本結構動態調整的不利影響。

第二,簡政放權改善了企業的經營環境,能夠減弱政策性負擔對資本結構動態調整的不利影響。企業外部環境因素影響企業債務結構,政府干預較少的地區往往是市場化程度、法治水平較高的地區,所以這些地區的企業在負債融資時對政府的依賴性更少。趙斌斌等[13]發現,政府放權意愿越高,分散化的股權結構和多元化的高管結構越能夠提升國企的可持續發展能力,因為政府放權意愿提升了主體結構權利重新分配和主體治理能力塑造所帶來的發展效應。政府干預的減少能夠將企業從非經營性目標中擺脫出來,因此,在政策引導下,可以減少過多的投資。總體上,政府權力的下放和政府干預的減少會使地方國企加快調整其資產結構,以減少資本結構偏離程度。

基于以上的討論,給出假設H3、假設H4。

H3:簡政放權政策推行后,地方政府放權意愿增強,提高了資本結構調整速度。

H4:簡政放權政策推行后,地方政府放權意愿增強,縮小了資本結構偏離程度。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2013—2020 年度滬深A 股中實際控制人為地方政府的上市公司(以下簡稱“地方國企”)為研究對象,同時作了如下剔除:金融類上市公司,ST、*ST 公司,數據缺失的公司,最終得到4 392 個公司樣本。本文的財務數據主要來自國泰安數據庫;其他數據如地方政府財政收入、財政支出、失業率和GDP 數據均來源于各省的宏觀經濟統計年鑒;地區市場化指數來自中國市場化指數系列報告。

(二)指標選取

1.被解釋變量。被解釋變量是資本結構動態調整。參考王朝陽等[14]等的做法,從調整速度、偏離程度兩個角度表示資本結構的動態調整。

調整速度(Speed)。參考Flannery et al.[15]的做法,構建調整速度模型如式(1)。

式(1)中,Speedi,t是表示企業i在t年資本結構的調整速度;Levi,t表示企業i在t年年末的資本結構;表示t年年末的目標資本結構。構建目標資本結構的擬合模型如式(2)。

其中,Gisi,t為自變量,指地方國企政策性負擔;Controli,t表示控制變量,主要包括企業特征指標和宏觀指標兩大類,前者如企業年齡(Age)、經營活動產生的現金流量凈額(Cfo)、銷售收入增長率(Growth)、總資產收益率(Prof)、企業規模(Size)等,后者如地區市場化指數(Bmi)、地方政府支出水平(Gel)等。

偏離程度(Dis)。為了檢驗政策性負擔對企業資本結構偏離程度的影響,參考姜付秀等[16]的做法,建立偏離程度模型式(3)。

2.解釋變量。解釋變量是政策性負擔(Gisi,t),分為戰略性負擔和社會性負擔。參考林毅夫等[17]的做法,通過建立最優資本密集程度模型來估計政策性負擔。其中最優資本密集程度的模型為:

式(4)中,Cimi,t表示資本密集程度;Sizei,t-1、Levi,t-1、Roai,t-1、Growthi,t-1和Tangiblei,t-1分別代表企業的規模、資產負債率、資產收益率、成長性和資產結構;Province、Industry和Year分別是地區、行業和年度虛擬變量;殘差δ 表示企業實際資本密集程度與最優資本密集程度之間的差異,正殘差為戰略性負擔,負殘差為社會性負擔。本文以殘差δ 的絕對值作為政策性負擔(Gisi,t)的取值。

3.調節變量。調節變量是政府放權意愿變量(Gov)。參考鄭國堅等[18]的做法,本文使用地區政府財政盈余、地方失業率、地區財政支出水平以及地方市場化指數等指標,使用主成分分析法來構造政府放權意愿變量(Gov)。

此外,本文控制了行業(Industry) 和年份(Year)。主要變量如表1 所示。

表1 主要變量定義表

(三)模型設計

1.政策性負擔對資本結構動態調整的影響。調整速度。參考王朝陽等[14]、姜付秀等[16]的做法,資本結構調整速度是影響因子的一元線性函數,即:

其中,政策性負擔(Gisi,t)的系數δ1符號為正,表示政策性負擔對調整速度有正向影響;反之,則有負向影響。

參考龔樸等[19],將式(2)代入式(1),再代入式(5),得到:

這里需要關注的是,Gisi,t×Levi,t-1系數的相反數就是政策性負擔對調整速度的影響,即δ1。

偏離程度。參考姜付秀等[16]的做法,構建如下模型:

2.放權意愿對政策性負擔與資本結構動態調整之間關系的調節作用。參考何德旭等[20]的做法,構建放權意愿對政策性負擔與資本結構調整速度之間關系調節作用的模型,模型如下:

其中,γ3的符號為正,表示調節作用為正;反之,則為負。

放權意愿對政策性負擔與資本結構動態偏離程度之間關系調節作用的模型如下:

其中,δ3的符號為正,表示調節作用為正;反之,則為負。

四、實證結果

(一)描述性統計和相關性分析

1.描述性統計。主要變量的描述性統計如表2所示。從表2 可以看出,樣本企業資本結構調整存在差異,資本結構調整速度(Speed)最大值為3.115,最小值為0.017 0,說明企業向目標資本結構調整速度水平差異較大;資本結構偏離程度(Dis)最大值為1.776,最小值為0,表示企業資本結構依舊存在不同偏離程度。政策性負擔(Gis)的最小值為化0,最大值為12.310,說明政策性負擔在地方國企中是普遍存在著。隨著簡政放權推行,地方政府放權意愿(Gov)最大值為5.41,最小值為0.87,存在著較大的差異,所以有理由去探究簡政放權政策的作用。

表2 變量的描述性統計表

2.主要變量的相關性分析。主要變量的相關性可以看出,政策性負擔(Gis)與資本結構偏離程度(Dis)相關性系數為0.062 且顯著;交乘項(Levt-1×Gis)與上期資本結構(Levt-1)相關性系數為0.649且顯著,與當期資本結構(Lev)相關性系數為0.231且顯著。相關性結果均與前文假設相一致,一定程度上支持了假設。本文也對變量進行多重共線性檢驗,結果顯示,所有變量的方差膨脹因子都遠遠小于10,基本可以排除多重共線性的影響。

(二)擬合目標資本結構

參考王朝陽等[14]的做法,使用式(2)進行回歸,用得到的回歸參數計算各企業年末的資本結構擬合值。為了保證擬合模型的有效性,本文通過兩步最優廣義矩估計法GMM2S 對資本結構進行擬合,并對標準誤進行聚類穩健修正。同時針對內生性問題,本文采用央企政策性負擔(Cgi)作為地方國企政策性負擔(Gis)的工具變量以消除內生性的影響。所有回歸結果如表3 所示。

表3 中,聚類的GMM2S 回歸結果為列(1),結果顯示所有變量都有較高水平的顯著性,政策性負擔(Gis)的系數為-0.236 且顯著。此外,工具變量的不可識別檢驗拒絕了原假設,檢驗值為74.924,說明工具變量與原變量較強的相關性;過度識別檢驗認為模型是精確識別的。列(2)～列(4)分別為異方差標準誤GMM2S、聚類穩健標準誤的固定效應模型(FE)、固定效應模型(FE)的回歸結果,結果顯示政策性負擔(Gis)與資本結構(Lev)的系數均為負且顯著,上述結論穩健。

表3 資本結構擬合GMM2S 回歸

(三)地方國企政策性負擔對資本結構調整的影響

1.地方國企政策性負擔對資本結構調整速度的影響。通過式(6)來檢驗地方國企政策性負擔對資本結構調整速度的影響,此處采用固定效應進行擬合,并且采用穩健的標準誤進行處理,結果如表4所示,列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩健標準誤的固定效應模型(FE)、固定效應模型(FE)與隨機效應模型(RE)。列(1)中,Levt-1×Gis的系數是0.001 且顯著;列(2)、列(3)結論也相同。說明地方國企政策性負擔會阻礙企業資本結構的調整速度,從而假設H1得到驗證。

表4 政策性負擔影響資本結構調整速度回歸結果

2.地方國企政策性負擔對資本結構偏離程度的影響。表5 列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩健標準誤的固定效應模型(FE)、固定效應模型(FE)與隨機效應模型(RE)。列(1)中,Gis 的系數是0.001且顯著。說明地方國企政策性負擔增加了企業資本結構的偏離程度,從而假設H2得到驗證。

表5 政策性負擔影響資本結構偏離程度回歸結果

(四)政府放權意愿對政策性負擔與資本結構動態調整之間關系的調節作用

1.資本結構調整速度方面。本文用式(8)驗證政府放權意愿對地方國企政策性負擔與資本結構調整速度之間關系的調節作用。結果如表6 所示。列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩健標準誤的固定效應模型(FE)、固定效應模型(FE)與隨機效應模型(RE)。列(1)中,Levt-1×Gis×Gov的系數是0.002 且顯著。表明政府放權意愿能夠減弱地方國企政策性負擔對資本結構調整速度的負面影響,假設H3得到驗證。

表6 政府放權意愿調節效應——基于調整速度研究

2.資本結構偏離程度方面。本文用式(9)驗證政府放權意愿對地方國企政策性負擔與資本結構偏離程度之間關系的調節作用。結果如表7 所示。列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩健標準誤的固定效應模型(FE)、固定效應模型(FE)與隨機效應模型(RE)。列(1)中,Gis×Gov的系數是-0.002 且顯著。表明政府放權意愿能夠緩解地方國企政策性負擔對資本結構偏離程度的負面影響,假設H4得到驗證。

表7 政府放權意愿調節效應——基于偏離程度研究

(五)穩健性檢驗

除上述通過固定效應穩健標準誤排除異方差影響以及通過隨機效應模型進一步檢驗結果穩健性以外,本文還通過替換解釋變量、滯后一期等方法進行穩健性檢驗。

1.替換解釋變量。本文選取樊綱等[21]市場化指數中的政府與市場的關系評分(Gms)作為政策性負擔的替代變量,再進行上述回歸檢驗。

擬合目標資本結構的穩健性檢驗。回歸結果顯示,Gms的系數為-0.482,且顯著,結果穩健。

政策性負擔對資本結構動態調整影響的穩健性檢驗。回歸結果顯示,Levt-1×Gms的系數是0.001,且顯著;Gms的系數是0.003,且顯著。由此可見,結果穩健。

政府放權意愿調節效應的穩健性檢驗。回歸結果顯示,Levt-1×Gms×Gov的系數為0.003,且顯著;Gms×Gov的系數為-0.032,且顯著。由此可見,結果穩健。

2.滯后一期。本文將解釋變量滯后一期(Gist-1)再進行上述回歸檢驗。(1)擬合目標資本結構的穩健性檢驗。回歸結果顯示,Gist-1的系數均為負,且顯著,結果穩健。(2)政策性負擔對資本結構動態調整影響的穩健性檢驗。回歸結果顯示,Levt-1×Gist-1的系數是0.002,且多數顯著;Gist-1的系數均為正,且顯著。由此可見,結果穩健。(3)政府放權意愿調節效應的穩健性檢驗。回歸結果顯示,Levt-1×Gist-1×Gov的系數為0.004、0.005,且顯著;Gist-1×Gov的系數均為負,且多數顯著。由此可見,結果穩健。

五、異質性分析

在研究地方政府影響國有企業資本結構動態調整的過程中,由于所涉及企業眾多,其所屬的內外特部征擁有差異性,因而政策性負擔、簡政放權、地方國企資本結構動態調整之間的關系可能存在差異。基于此,為更深層次探究地方國企政策性負擔對資本結構動態調整的影響結果以及簡政放權的調節作用,本部分將分別從外部特征異質性、內部特征異質性等不同維度,分析討論政策性負擔、簡政放權、地方國企資本結構動態調整之間關系的特征。

(一)外部特征的異質性分析

1.產業異質性。地方國企按照是否為壟斷行業劃分為國有壟斷企業、非壟斷企業。其中,國有壟斷企業具有公共政策性、特定功能性。由于國有壟斷企業不以獲取經濟效益為首要目標,其在要素收入分配中存在嚴重的結構性偏差,主要要素的回報與其貢獻嚴重偏離,甚至完全背離,資本在國有壟斷企業的錯配更為嚴重[22]。因此,國有壟斷企業需要政府的不斷投入和支持。而非壟斷企業多為競爭性,以獲取經濟效益為首要目標;非壟斷企業本身具有較強的盈利能力,其對政府的依賴程度較壟斷行業低。那么,壟斷企業是否對政府補貼、放權意愿與資本結構動態調整之間關系產生影響,需要進一步分析。參考丁啟軍[23],將樣本劃分為壟斷企業組與非壟斷企業組,分別進行回歸,結果如表8所示。

表8 產業異質性

表8 列(1)中Levt-1×Gis的系數是0.001 且顯著,列(2)不顯著;說明相比非壟斷企業,壟斷企業的政策性負擔更高,企業資本結構的調整速度更大。列(3)中Gis的系數是0.002 且顯著,列(4)雖為正值但不顯著;說明壟斷企業的政策性負擔更高,企業資本結構偏離程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數是0.002,且在5%的水平上顯著;列(6)的系數為0.002,但不顯著;說明簡政放權更能減弱壟斷企業政策性負擔對資本結構調整速度的負面影響。列(7)中Gis×Gov的系數是-0.002 且顯著;列(8)的系數-0.001,但不顯著;說明簡政放權更能減弱壟斷企業政策性負擔對資本結構偏離程度的負面影響。

2.地區異質性。我國地域遼闊,東中西部地區文化背景不同、資源稟賦不同,經濟發展水平也不同。相對中西部地區,東部地區市場化程度、法治水平都較高,地區經濟體制較為完善,資源配置的合理性高;而良好的制度等外部環境有利于約束地方政府行為[24]。因此,東中西部地區之間的地區差異是否影響政策性負擔、放權意愿與資本結構動態調整之間關系,需要進一步分析。本文按樣本公司注冊地所在省份,將樣本劃分為東部地區、中西部地區兩組,分別進行回歸,考察地區性差異對政策性負擔、放權意愿與資本結構動態調整之間關系的影響,結果如表9 所示。

表9 列(1)中Levt-1×Gis系數是0.004,且顯著;列(2)的系數為0.005,也顯著,相比之下,中西部受影響系數更大;說明中西部地區企業的政策性負擔更高,企業資本結構調整速度更大。列(3)中Gis的系數是-0.001,但不顯著;列(4)的系數為0.003 且顯著;說明中西部地區企業的政策性負擔更高,企業資本結構偏離目標資本結構程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數是0.001,但不顯著;列(6)的系數為0.009 且顯著;說明簡政放權更能減弱中西部地區企業政策性負擔對資本結構調整速度的負面影響。列(7)中Gis×Gov的系數是-0.001,但不顯著;列(8)的系數為-0.985 且顯著;說明簡政放權更能減弱中西部地區企業政策性負擔對資本結構偏離程度的負面影響。

表9 地區異質性

(二)內部特征的異質性分析

1.董事會持股比例異質性。董事持股的意義在于保證經營者的利益與股東的利益一致。王雷等[25]發現,近年來國內外企業普遍選用董事會持股作為長期激勵措施。當企業價值得到明顯增長之時,持股比例越高的董事,能得到的收益也就越多。因此董事們會更為努力以獲取企業價值增長帶來的利潤。那么,董事會持股是否影響政府補貼、放權意愿與資本結構動態調整三者之間的關系,需要進一步分析。本文以董事會成員的持股合計數占公司總股份比率的均值為準,將樣本分為董事會持股比例高、董事會持股比例低兩組,分別進行回歸,結果如表10 所示。

表10 列(1)中Levt-1×Gis的系數是-0.005,但不顯著;列(2)的系數卻為0.005,且顯著;說明董事會持股比例低的企業政策性負擔更高,企業資本結構調整速度更大。列(3)中Gis的系數是0.666,但不顯著;列(4)的系數為0.005,且顯著;說明董事會持股比例低的企業政策性負擔更高,企業資本結構偏離目標資本結構程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數是-0.000,但不顯著;列(6)的系數為0.002,且顯著;說明簡政放權更能減弱董事會持股比例低的企業政策性負擔對資本結構調整速度的負面影響。列(7)中Gis×Gov的系數是0.002,但不顯著;列(8)的系數為-0.001,且顯著;說明簡政放權更能減弱董事會持股比例低的企業政策性負擔對資本結構偏離程度的負面影響。

2.獨立董事占比異質性。獨立董事是指不在企業內兼任除企業董事以外的其他職業,且與其所受雇的企業及其重要關聯股東之間不具有能夠妨礙對其作出獨立性或客觀公正評價的利益關聯的董事。獨立董事可以對企業的重要事務提出獨立性建議,維護企業的整體效益,尤其保護中小股東的權利不受損害。Fama et al.[26]指出,董事中具有較多的獨立性董事可以充分發揮較好的監督功能,可通過盡量減少管理人員與企業股東的權益矛盾,進而降低了企業所面臨的代理成本,以維護企業的利益。郝穎等[27]發現,若企業中的行業專家獨立董事資歷比董事長更深,則行業專家獨立董事的履職效果更好,更能發揮對企業資本配置的促進作用。王躍堂等[28]的研究表明,獨立董事比例與我國上市公司的整體財務績效具有正相關性。那么,獨立董事占比高低是否影響政府補貼、放權意愿與資本結構動態調整三者之間關系,需要進一步分析。本文以董事會中獨立董事比例的均值為準,將樣本分為獨立董事占比高、獨立董事占比低兩組,分別進行回歸,結果表11 所示。

表11 列(1)中Levt-1×Gis的系數是0.007,但不顯著;列(2)的系數為0.003,且顯著;說明獨立董事占比低的企業政策性負擔更高,資本結構調整速度更大。列(3)中Gis的系數是-0.169,但不顯著;列(4)的系數為0.002,且顯著;說明獨立董事占比低的企業政策性負擔更高,企業資本結構偏離程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數是0.002,但不顯著;列(6)的系數為0.002,且顯著;說明簡政放權更能減弱獨立董事占比低的企業的政策性負擔對企業資本結構調整速度的負面影響。列(7)中Gis×Gov的系數是-0.001,但不顯著;列(8)的系數為-0.002,且顯著;說明簡政放權更能減弱獨立董事占比低的企業的政策性負擔對資本結構偏離程度的負面影響。

表11 獨立董事占比異質性

3.兩職合一異質性。董事長與總經理兩職是否合一反映了董事會結構。如果總經理和董事長兩職合一,意味著總經理要實現自我監督,這種監督很難達到預期效率。兩職合一時,決策制定權與決策控制權沒有分開,不同職務不能相互制約,管理層有機會獲取私人收益[29]。在這種情況下,兩職合一是否影響政府補貼、放權意愿與資本結構動態調整三者之間關系,需要進一步分析。本文按照董事長與總經理是否兩職合一,將樣本分為兩職合一、兩職不一等兩組,分別進行回歸,結果如表12 所示。

表12 兩職情況異質性

表12 列(1)中Levt-1×Gis的系數是0.043,且顯著;列(2)的系數0.001,且不顯著。說明“兩職合一”的政策性負擔更高,企業資本結構調整速度更大。列(3)中Gis的系數是0.006,且顯著;列(4)的系數為0.001,但不顯著;說明“兩職合一”的政策性負擔更高,企業資本結構偏離目標資本結構程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數是0.014,且顯著;列(6)的系數為0.002,但不顯著;說明簡政放權更能減弱“兩職合一”下政策性負擔對資本結構調整速度的負面影響。列(7)中Gis×Gov的系數是-0.004,且顯著;列(8)的系數為-0.001,但不顯著;說明簡政放權更能減弱“兩職合一”下政策性負擔對資本結構偏離程度的負面影響。

4.高管政府任職經歷異質性。政企關系一直是我國經濟生活中的熱門話題。政企之間關系界定不清,關系錯雜,會阻礙社會經濟的健康發展。政商關系親切交往的同時,要劃清關系,厘清界限。為了推進社會健康發展,構建新型政商關系,各地政企關系將以“兩清”作為目標,營造良好的經營環境。在此大背景下,高管政府任職經歷是否對政策性負擔、放權意愿與企業資本結構偏離程度之間關系產生影響,需要進一步分析。參考姜愛華等[30],按照企業董事長或總經理曾經或目前在各級政府部門任職,將樣本分為有任職經歷、無任職經歷等兩組,分別進行回歸,結果如表13所示。

表13 高管政府任職經歷異質性

表13 列(1)中Levt-1×Gis的系數是0.004,且顯著;列(2)的系數為0.161,但不顯著;說明有任職經歷的政策性負擔更高,企業資本結構調整速度更大。列(3)中Gis的系數是0.001,且顯著;列(4)的系數為0.001,但不顯著;說明有任職經歷的政策性負擔更高,企業資本結構偏離目標資本結構程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數是0.010 且顯著;列(6)的系數為0.004,但不顯著;說明簡政放權更能減弱有任職經歷的企業政策性負擔對企業資本結構調整速度的負面影響。列(7)中Gis×Gov的系數是-0.002,且顯著;列(8)的系數為0.002,但不顯著;說明簡政放權更能減弱政策性負擔對有高管任職經歷的企業資本結構偏離程度的負面影響。

六、研究結論與啟示

(一)研究結論

本文以2013—2020 年滬深A 股地方國企為樣本,研究了地方國企政策性負擔對企業資本結構動態調整的影響,以及政府放權意愿在這種影響中的調節作用。研究發現:(1)政策性負擔對企業資本結構動態調整有負向影響,政策性負擔在一定程度上抑制資本結構調整速度,同時又增加了資本結構偏離程度。(2)政府放權意愿對政策性負擔與企業資本結構動態調整之間關系具有正向調節作用,政府放權意愿能夠提升企業資本結構調整速度,減少資本結構偏離目標資本結構的程度。(3)政策性負擔、放權意愿、資本結構動態調整之間關系具有不同特征。從外部特征來看,壟斷企業、中西部地區企業存在更為突出的政策性負擔問題,政策性負擔對資本結構動態調整的影響越大,政府放權意愿的調節效應也更為明顯。從內部特征看,董事會持股比例越低、獨立董事占比越低、存在“兩職合一”情況以及高管存在政府任職經歷的企業的政策性負擔程度更為明顯,政策性負擔對資本結構動態調整的影響越大,政府放權意愿的調節效應也更為明顯。

(二)啟示

1.政府應簡政放權,減少政策性負擔。研究發現,政策性負擔對資本結構動態調整有負面影響,而且中西部地區的政策性負擔對企業資本結構動態調整的負面影響大,簡政放權的作用也更明顯。因此,地方政府需要加快轉變政府職能,簡政放權,更好發揮政府在資源配置中的作用。只有轉變地方政府職能,加大簡政放權的力度,才能更好地激發各類市場主體活力。特別是在中西部地區,更需要推動有為政府和有效市場更好結合,才能建設高標準市場體系,推動經濟高質量發展。

2.企業應利用政策利好,合理控制資本結構。研究發現,企業存在目標資本結構;企業的資本結構也不是固定不變的,是一個動態性的過程;而且政府放權意愿能夠減弱政策性負擔對資本結構動態調整的負面影響。在黨的十九屆五中全會提出轉變政府職能后,企業應充分利用國家宏觀政策的利好,緊隨外部宏觀政策環境的變化,確定資本結構動態調整的合理范圍,降低高負債率,增強競爭力,推動企業不斷成長,實現價值最大化。

3.企業應練好內功,推動資本結構動態優化與治理相結合。研究發現,企業內部特征不同,簡政放權、政策性負擔、資本結構動態調整之間關系也不同。在董事會持股比例低、獨董比例低、“兩職合一”、高管有政府任職經歷時,政策性負擔與資本結構動態調整之間關系顯著,簡政放權的作用明顯。因此,企業應該練好內功,加強內部治理建設。如通過股權激勵等方式,提高地方國企管理層的持股比例,促進企業管理層目標與股東目標的一致性;適當增加地方國企董事會中獨立董事占比,提高決策的有效性;盡量實現董事長和總經理的兩職分離,建立良好的公司治理機制,減少企業與地方政府關聯,逐步實現政企分離。通過構建更為合理的治理結構,提高資本結構調整速度,減少資本結構偏離程度,推動資本結構動態優化與治理相結合。

本研究仍存在一定不足,有待進一步完善與深入。首先,僅研究了地方國企,研究結論的可推廣性受限。政策性負擔對民營企業、外資企業等其他類型企業資本結構動態調整的影響有待進一步檢驗。若結論在不同類型企業中均成立,說明結論具有可推廣性,將能更好地服務政策制定。其次,研究了政策性負擔對地方國企資本結構動態調整的影響,還需進一步找出連接政策性負擔與地方國企資本結構動態調整之間的關系,以深入研究兩者的影響機理。最后,考察了不同內部治理特征,發現政策性負擔、放權意愿、資本結構動態調整之間關系的不同,未來研究可以進一步分析其原因,從而對政策性負擔、放權意愿、資本結構動態調整之間關系的形成有更加完整和深入的理解。