政府社會資本與企業戰略性資本配置結構

王竹泉 耿丹陽

【摘要】本文從微觀角度對政府社會資本進行概念界定， 并運用熵值法構建其指標體系。在此基礎上， 選取2012 ～ 2021年滬深A股非金融類上市公司的數據為研究樣本， 實證檢驗政府社會資本對企業戰略性資本配置結構的影響， 并進一步分析其作用路徑和異質性特征。研究結果表明：政府社會資本與企業戰略性資本配置結構顯著正相關， 即政府社會資本越多的企業， 其經營活動資本配置占比越高。通過作用路徑分析發現， 融資約束和代理成本在政府社會資本與企業戰略性資本配置結構之間發揮中介效應。異質性檢驗結果表明， 在市場化程度較高的情況下以及內部控制質量較差的企業中， 政府社會資本提高企業經營活動資本配置占比的效果更顯著。

【關鍵詞】政府社會資本；資本配置結構；融資約束；代理成本

【中圖分類號】F275? ? ? 【文獻標識碼】A? ? ? 【文章編號】1004-0994（2023）11-0008-8

一、 引言

黨的十八屆三中全會明確指出市場在資源配置中起決定性作用， 這是對政府和市場關系的一次重要調整， 同時也為政府如何在資源配置新格局中發揮作用提出了新的要求。2017年， 黨的十九大報告再次強調， “使市場在資源配置中起決定性作用， 更好發揮政府作用”。在我國， 行政能力的高效利用， 有利于在社會范圍內實現交易內部化， 降低交易成本， 促使資源達到最優配置。而實現經濟發展目標和落實相關政策都離不開政府公共資源配置的推動。

理清公共資源配置中政府與市場的關系具有重要的理論與實踐意義。根據政府配置公共資源的特點和性質， 可以將其分為政府公共產品與政府社會資本兩大類（王竹泉和韓星佳，2018）。從政府公共產品中剝離出政府社會資本， 并賦予政府一定的所有權， 對于提高宏觀資源配置效率、 實現高效市場與有為政府的有機統一具有重要意義。政府社會資本不是純粹的政府公共產品， 它不是完全以政府公共利益為出發點， 但又不同于單純的私人產品和一般市場主體， 不完全以個體利益最大化為目標。它是以市場化方式對公共資源進行配置的結果， 其實質是一種特殊的社會關系， 同時具有公平與效率、 有為政府與高效市場、 壟斷與競爭等特性（王竹泉，2022）。對企業而言， 政府社會資本是企業在與政府建立的聯系中， 所擁有的一種從政府處獲得稀有資源的能力， 政府投入的這類資源對企業的競爭能力與價值創造起著至關重要的作用。

而企業內部運營和公司價值的創造都離不開資本。基于營業活動重分類的視角， 營業活動可以被劃分為經營活動和投資活動兩大類（葛家澍，2009）， 它們都是對資本進行運用并為企業創造價值的經濟活動。究竟是把資本配置到公司內部通過經營活動來創造價值， 還是把資本配置到公司外部通過投資活動來創造價值， 是所有公司均需面對的戰略層面的資本配置問題。然而， 近年來實體企業“脫實向虛”的趨勢日漸明顯， 越來越多的實體企業在進行資本配置時聚焦于投資活動， 逐漸忽視主業經營。已有研究顯示， 近20年我國非金融類滬深A股上市公司的金融資產體量激增（賀立龍和石佳欣，2022）， 企業投資活動資本配置過多會引發系統性金融風險、 限制實體經濟平穩發展（李鑫等，2021）。2022年黨的二十大報告指出， 必須堅持把發展經濟的著力點放在實體經濟上。大力發展實體經濟， 離不開國家宏觀政策的引導和政府的參與。政府社會資本使得政府擁有了社會公共管理者和政府社會資本所有者的雙重身份， 作為一種“實虛平衡”治理機制， 政府社會資本可能對實體企業的戰略性資本配置結構產生影響。因此， 本文選取2012 ～ 2021年我國非金融類A股上市公司為研究樣本， 從微觀視角研究政府社會資本對企業戰略性資本配置結構的影響及其作用路徑， 并基于內部控制質量和市場化程度展開異質性分析。

二、 政府社會資本概念界定與測度

（一）政府社會資本概念界定

根據政府配置公共資源的特點和性質， 可以將其分為政府公共產品與政府社會資本兩大類。其中： 政府公共產品配置是指具有非排他、 非競爭性質的政府公共資源配置， 包括政府為國防、 行政、 公共基礎設施、 科教文衛、 公共福利事業等提供的公共資源； 而政府社會資本配置是指具有一定競爭性和排他性的公共資源配置， 比如政府為鼓勵創新創業、 引導重點領域發展、 促進招商引資而專門提供的基礎設施和專項補助、 土地價格優惠、 稅收優惠， 以及給予符合要求的特定企業的特殊許可等。本文借鑒王竹泉和韓星佳（2018）的研究， 將政府社會資本界定為企業基于與政府的社會關系而從政府方面獲取的稀缺資源。

政府社會資本與政府公共產品具有明顯的差異。政府為了更好地發揮作用， 激發經濟活力而在招商引資、 鼓勵科技創新、 開發區或工業園區建設等方面投入巨大， 這類政府公共資源配置越來越多。與公共物品的均等化配置原則不同， 這部分公共資源配置不僅具有排他性、 競爭性特點， 還具有私有性、 稀缺性和墊支性等資本性質（王竹泉，2022）。對企業而言， 政府的這類社會資本投入與物質資本、 人力資本相似， 是企業發展過程中必要的增值性資本投入。基于此， 本文將政府配置的這部分具備資本屬性特征的公共資源界定為政府社會資本。

（二）政府社會資本的指標測度

1. 指標選取。根據本文對政府社會資本的定義， 其主要包括政府給予企業的特許經營權、 優惠土地供給、 特殊基礎設施、 特殊稅收優惠、 特殊融資支持、 人才引進資金支持與研發創新資金支持等內容。根據企業價值創造的階段， 本文又將政府社會資本的構成要素分為早期投資和后期投資兩部分。本文對2012 ～ 2021年我國非金融類滬深A股上市公司的相關數據進行手工篩選、 整理。

（1）早期投資。早期投資是指企業在成立初期從政府獲得的稀缺資源， 包括特許經營權、 特殊基礎設施、 優惠土地供給等。本文從國泰安數據庫獲得A股上市公司的“無形資產”和“政府補助”數據。以“特許權”“特許經營權”“BOT”等關鍵詞， 從“無形資產”項目中篩選特許經營權數據。以“基礎設施”“設施”等作為關鍵詞， 從“政府補助”項目中篩選特殊基礎設施數據。以“土地”“地塊”等作為關鍵詞， 從“政府補助”項目中篩選優惠土地供給數據。

（2）后期投資。后期投資是指企業在后續經營發展中從政府處獲得的稀缺資源， 包括 人才引進資金支持、 研發創新資金支持、 特殊融資支持與特殊稅收優惠等內容。從“政府補助”項目中篩選“人才”關鍵詞， 以此獲得人才引進資金支持的數據。篩選“科技”“創新”“專利”等一系列關鍵詞， 以此獲得研發創新資金支持的數據。篩選“貼息”等關鍵詞， 以此獲得特殊融資支持的數據。特殊稅收優惠的篩選較為復雜： 首先， 以“先征后返”“稅收返還”“稅收優惠”等內容作為關鍵詞， 從“政府補助”項目中篩選出初步數據； 其次， 考慮到政府社會資本的性質， 稅收優惠應考慮其專項性和特殊性， 本文認為應該使用地方政府給予企業的稅收優惠， 在初步數據的基礎上對“市”“區”“管委會”“招商引資”等關鍵字進行篩選， 經過篩選后的數據作為特殊稅收優惠的最終數據。

2. 熵值法賦指標權重。為消除人為主觀因素的影響， 確保指標構建的客觀性， 本文使用熵值法確定指標權重， 得到最終的政府社會資本指標（GSC）。具體步驟如下： 首先， 使用式（1）對數據進行標準化處理。通常情況下， 若指標越大越有利于系統發展， 則選擇正向化處理方法， 本文中政府社會資本符合正向化處理的條件。其次， 先使用式（2）計算指標值比重Pij， 進行歸一化處理。再次， 使用式（3）計算指標的信息熵值ej。然后， 使用式（4）計算得到信息熵冗余度gj。最后， 使用式（5）計算出各指標權重Wj。

三、 理論分析與研究假設

營業活動重分類視角下， 本文中“企業戰略性資本配置結構”即為企業資本在經營活動與投資活動間的配置比例。值得注意的是， 其中“經營活動資本”是指那些用于公司實體經營和產品經營、 直接為公司創造價值的資本。由于創造價值的方式與投資活動有本質區別， 且企業購買并使用固定資產、 雇傭職工并支付相應薪酬的根本目的是進行實體經營， 因此將固定資產、 其他長期資產以及應付職工薪酬等均視為經營活動的資產或負債。本文認為， 政府社會資本可能通過融資渠道和監督治理渠道影響企業戰略性資本配置結構。

第一， 政府社會資本能夠通過融資渠道這一路徑， 緩解企業融資約束， 進而提高企業經營活動的資本配置占比， 影響企業戰略性資本配置結構。我國企業普遍存在融資約束問題， 融資約束已成為阻礙我國經濟轉型的重要瓶頸（鄧可斌和曾海艦，2014）。融資約束程度較大的企業更傾向于將資本配置到投資活動中。一方面， 為緩解融資約束， 企業可能出于預防性儲蓄動機而選擇進行投資活動資本配置（顧雷雷等，2020；肖峻和朱密，2022）。投資活動主要包括各類金融資產和股權投資等， 它們具有較強的變現能力、 較高的流動性和較低的調整成本。因此， 基于資本的有限性和對未來的不確定性， 存在融資約束的企業會選擇配置金融資產以備不時之需（趙彥鋒等，2023）。當未來出現資金短缺時， 企業可以通過出售流動性高、 變現能力強的金融資產以獲取資金（杜勇等，2017）。企業此時進行投資活動資本配置可以預防融資約束在未來可能導致的現金流短缺問題（胡奕明等，2017）。另一方面， 當企業受到融資約束時， 資金不能滿足其企業實體經營的需要。出于逐利動機， 企業會更傾向于將有限的資本配置到收益更高、 回報周期更短的金融資產中（郭麗麗和徐珊，2021）， 甚至逐步脫離實體產業發展（Duchin等，2010）。同時， 融資約束企業通過增加自身投資活動配置比例而擴張企業總資產規模的收益更加明顯（周弘等，2020）。當企業將更多資本配置到投資活動中時， 自然限制了經營活動的配置規模。

政府社會資本可以通過信息效應和資源效應兩條路徑緩解融資約束。從信息效應角度來看， 政府社會資本表現出引導性特征， 它是政府向某個區域（或領域）及某些企業投入的資源與資金， 向市場傳遞了政府投資與支持重點的信號（王竹泉，2022）。同時， 企業獲得的政府社會資本越多， 說明企業從政府處獲得稀缺性資源的能力越強， 向社會釋放了企業經營狀況和發展前景較好的積極信號。一方面， 政府社會資本成為企業未來經營狀態的一種重要聲譽機制， 投資者對企業的未來業績、 潛在收益和風險等有更好的預期， 因此更愿意向這些企業投入資金（陸正飛和韓非池，2013）。另一方面， 政府社會資本有助于降低企業與資本提供方之間的信息不對稱程度， 從而減少銀行等金融機構的顧慮， 提高企業貸款議價能力（趙彥鋒等，2023）。從資源效應角度來看， 獲得更多政府社會資本的企業能夠獲取更多的資源優勢。首先， 政府社會資本為企業提供了特殊的稅收優惠、 土地優惠、 人才引進資金與研發創新資金等資金和政策支持， 直接為企業帶來更多現實資源。其次， 政府社會資本具有的引導性以及政府為企業提供背書， 吸引社會資本的流入和集聚， 有助于企業獲得更多資源。因此， 政府社會資本能夠幫助企業獲得更大的市場信任、 更多的外部融資渠道和更低的融資成本， 從而緩解企業融資約束。基于上述分析可知， 政府社會資本可以通過緩解融資約束， 減弱企業進行投資活動資本配置的動機， 從而使企業更加關注經營活動和實體產業， 增加對經營活動的資本配置。

第二， 政府社會資本可以通過監督治理渠道降低企業代理成本， 弱化管理層自利動機， 從而提高企業的經營活動資本配置占比。代理問題會導致企業增加對投資活動的資本配置。首先， 基于委托代理理論， 企業所有權與經營權分離， 企業內部存在代理沖突， 理性管理者會追求自身利益最大化， 存在追逐短期利潤的自利動機。由于我國金融業通常被認為是高利潤的行業（王紅建等，2016）， 且金融資本投資收益率顯著高于實體資本投資收益率， 因此將資本配置到投資活動中成為管理層短期內獲得個人利益的手段。加之金融類資產投資周期短， 更可能增強管理層將企業資本配置到投資活動中的意愿。其次， 管理層為證明自己的專業能力或為提高個人聲譽， 可能產生操縱業績甚至粉飾報表的動機。出于平滑利潤、 操縱業績等目的， 管理層將很大一部分資本投向“短平快”的金融投機活動中（彭俞超等，2018）。此外， 企業進行投資活動資本配置能夠獲得更多超額利潤， 對提升企業股價具有促進作用（張思成和張步曇，2016）。因此， 管理層出于自利動機， 可能會提高對于投資活動的資本配置比例， 而忽視經營活動。

政府社會資本能夠通過監督治理機制， 弱化管理層自利動機， 從而提高企業經營活動的資本配置占比。與普通投資者單純追求企業經濟利益最大化不同， 政府作為政府社會資本的投資者具有公益性和公平性特點。在壯大實體經濟、 防止“脫實向虛”的政策導向下， 政府有意愿和責任監督企業可能產生的短期金融投資行為（趙彥鋒等，2023）， 促使企業專注于實體產業發展。通過對企業投入政府社會資本， 政府與企業二者形成利益共享、 責任共擔的緊密關系， 成為企業利益相關者的政府可以形成一種治理機制， 以彌補政府社會公共管理權在監督上的劣勢和局限（王竹泉，2022）。政府可以憑借政府社會資本所有權獲得更多知情權， 使政府對企業的監督得以加強， 從而起到監督和約束公司管理層的作用， 促使管理層在資本配置決策中更加重視有利于提升公司長期價值的經營活動。

鑒于以上分析， 本文提出以下假設：

假設： 政府社會資本能夠顯著提高企業的經營活動資本配置占比， 影響企業的戰略性資本配置結構。

四、 研究設計

（一）樣本選取和數據來源

本文以我國2012 ～ 2021年滬深A股上市公司數據為樣本， 進行實證檢驗。本文在樣本選擇過程中剔除了以下樣本： 金融類上市公司； ST、 ?ST、 PT的上市公司； 主要變量數據異常或缺失的上市公司。經過上述篩選， 最終得到20727個樣本觀測值。本文的公司財務數據與公司治理數據來自CSMAR數據庫和Wind數據庫。為了降低異常值和極端值的影響， 對所有連續變量進行了上下1%水平的Winsorize處理。

（二）變量選擇與界定

1. 政府社會資本。根據前述分析， 政府社會資本（GSC）是各指標按照熵值法計算后得出的綜合指數。GSC越大， 說明企業從政府處獲得的社會資本越多， 企業獲得政府稀缺資源的能力越強。

2. 戰略性資本配置結構。企業的資本運動分為兩類： 一類是籌集資本的資本運動（籌資活動）， 另一類是運用資本的資本運動（包括經營活動和投資活動，被稱作“營業活動”）。在營業活動重分類視角下， 經營活動與投資活動之間的資本配置成為企業資本配置戰略性的決策。本文將資本界定為投資者向企業投入的資源。“經營活動資本”是指企業直接用于實體經營和產品經營活動的資本， 這部分資本通過公司發生的營業收入、 成本費用等對公司的價值創造產生影響； “投資活動資本”則是指用于資本經營活動、 間接為企業創造價值的資本， 涵蓋金融資產和長期股權投資等對外投資， 它們通過“投資收益”等對公司價值產生影響。本文用Ct、 Ct，j分別代表t期企業總資本和經營活動資本占用， 使用Ct，j/Ct表示經營活動資本配置占比， 以此反映企業戰略性資本配置結構（CA）。

3. 中介變量 。融資約束（FC）： SA指數運用公司規模與公司年齡兩個相對外生的變量構建而成， 能夠較好地衡量企業的融資約束且相對穩健（盧盛峰和陳思霞，2017；張璇等，2019；李波和朱太輝，2020）。借鑒盧盛峰和陳思霞（2017）的研究， 選擇使用SA指數絕對值的對數衡量融資約束（FC）。FC越大， 表明企業受到的融資約束程度越小。代理成本（AC）： 參考李壽喜（2007）和甄紅線等（2015）的方法， 采用管理費用率對第一類代理成本進行度量， 計算方法為： 管理費用/營業收入。這一指標表征企業管理層在職消費等自利行為所引發的股東與管理者之間的代理成本。

4. 控制變量。企業的資本配置決策會受到自身財務特征和治理特征的影響。本文借鑒現有研究， 控制了資產負債率（Lev）、 總資產報酬率（ROA）、 抵押能力（Tang）、 企業規模（Size）、 企業年齡（Age）、 企業成長性（Growth）、 股權集中度（Shareholder）等控制變量， 并引入年度和行業虛擬變量。

具體變量定義見表1。

（三） 模型設定

為考察政府社會資本對企業戰略性資本配置結構的影響， 本文回歸模型設定如下所示：

模型（7）中， α0 表示常數項， Controlsit表示各控制變量， εit 表示隨機擾動項。模型中變量的下標 i和t 分別表示企業和年份。

五、 實證結果分析

（一）描述性統計

表2報告了主要變量的描述性統計結果。在企業戰略性資本配置結構（CA）方面， CA的最大值為95.7%， 最小值為9.0%， 標準差為0.200， 表明不同公司間的企業戰略性資本配置結構存在較大差異。政府社會資本（GSC）的最小值為0.014， 最大值為0.719， 標準差為0.201， 表明我國政府社會資本在上市公司之間存在較大差異。中介變量方面， 代理成本（AC）的均值為0.093， 說明樣本管理費用率均值達到9.3%； 最大值為0.416， 說明我國部分企業存在較為嚴重的代理問題。融資約束（FC）均值為1.329， 最大值為1.477， 說明我國企業普遍存在融資約束問題。

（二）相關性分析

為初步檢驗變量選取的合理性， 本部分對主要變量進行了Pearson相關性檢驗。根據表3可知， 變量間相關系數的絕對值基本小于0.5， 說明變量的選取基本合理， 所設模型不存在嚴重的多重共線性問題。具體來看， GSC與CA顯著正相關， 初步證明企業獲得的政府社會資本越多， 企業經營活動資本配置比重越大。另外， GSC與FC的相關系數顯著為正， 由于FC越大則企業融資約束程度越小， 因此初步說明政府社會資本指數越大， 企業融資約束程度越小。GSC與AC顯著負相關， 初步判斷企業獲得的政府社會資本越多， 企業的代理問題越能夠得到緩解。

（三）主回歸分析

表4報告了政府社會資本與企業戰略性資本配置結構間關系的回歸結果。表4第（1）列為模型僅控制行業和年度時的回歸結果， 結果顯示政府社會資本（GSC）與資本配置結構（CA）的回歸系數為0.083， 在1%的水平上顯著， 這表明政府社會資本對企業戰略性資本配置結構有顯著的正向影響。在此基礎上納入所有控制變量， 得到第（2）列回歸結果， GSC的回歸系數為0.044， 依然在1%的置信水平上顯著為正。由此可以得到， 當企業獲得的政府社會資本越多， 其經營活動的資本配置占比越大。本文假設得證。

（四）穩健性檢驗

1. 替換被解釋變量。在前文對營業活動進行分類時， 本文參考現有文獻， 將貨幣資金歸入投資活動資本進行計算。這是由于考慮到貨幣資金可以為企業賺取一定的利息收入， 故將其看作一種低風險的金融性投資。但在企業實際經營中， 貨幣資金不僅會為企業帶來利息收入， 也會貫穿于企業的日常運作中， 以支持企業的生產經營。本文在穩健性檢驗部分將貨幣資金重新歸類為經營活動資本， 得到新的企業戰略性資本配置結構（CA_b）進行實證檢驗。實證結果未發生實質性改變， 表明結果具有穩健性。

2. 改變時間序列。企業資本配置相關決策的調整需要時間， 政府社會資本可能經過一段時間才能作用于管理者決策和企業的資金配置行為， 因此政府社會資本對企業戰略性資本配置結構的影響可能具有滯后性。本文改變時間序列進行分析， 對政府社會資本指標進行滯后一期處理（Lag_GSC）， 重新檢驗本文假設， 假設依然得到支持。

3. 調整研究區間。為了排除新冠疫情這一突發公共衛生事件對本文研究結果的干擾， 在穩健性檢驗部分剔除2020年和2021年的樣本數據， 重新進行回歸， 實證結果并未發生實質性改變。

4. 工具變量法。企業戰略性資本配置的情況可能會影響企業獲取政府社會資本的能力， 因此可能存在互為因果等所導致的內生性問題。為緩解內生性問題的影響， 本文使用工具變量法進行處理。選擇同年度同行業其他企業的政府社會資本指數均值（GSC_VI）作為工具變量， 采用兩階段最小二乘法進行回歸。第一階段工具變量（GSC_VI）的回歸系數為0.721， 在1%的統計水平上顯著為正； 第二階段回歸結果GSC的系數為0.718， 在1%的統計水平上顯著。此外， 本文進行了弱相關性檢驗， Kleibergen-Paaprk Wald F統計量為76.509， 大于臨界值10， 即不存在弱工具變量。采用工具變量法后， GSC與CA依然顯著正相關， 證明前述結果具有穩健性。

由于篇幅所限， 上述穩健性檢驗結果未報告。

六、 進一步分析

（一）作用路徑檢驗

根據前文分析， 政府社會資本主要通過融資渠道和監督治理渠道影響企業的戰略性資本配置結構。為檢驗兩條傳導路徑， 本文參考溫忠麟和葉寶娟（2014）的檢驗方法構建如下模型：

模型（7）反映了政府社會資本對企業戰略性資本配置結構的總效應， 系數α1測度了總效應的大小。模型（8）中系數β1反映了政府社會資本對中介變量的影響。模型（9）中系數γ1反映了政府社會資本對戰略性資本配置結構的直接效應， 系數γ2與模型（8）中系數β1的乘積β1γ2反映了中介變量帶來的中介效應。

1. 融資約束的中介檢驗。在融資渠道方面， 本文選取融資約束（FC）作為融資渠道的替代變量。表5第（2）列是根據模型（8）對政府社會資本（GSC）和融資約束（FC）的回歸結果。根據列（2）數據可以看出， GSC的估計系數為0.011， 在1%的統計水平上顯著， 即政府社會資本能夠緩解企業融資約束。表5第（3）列檢驗融資約束是否在政府社會資本提高經營活動資本配置占比的過程中發揮中介作用。檢驗結果顯示， GSC系數依然在1%的統計水平上大于0； FC回歸系數為0.253， 在1%的統計水平上為正， 表明融資約束程度越小， 企業的經營活動資本配置比例越大。在此基礎上發現， 將GSC與FC同時作為解釋變量時， GSC的回歸系數γ1有所減小， 由0.044降低至0.041， 證明融資約束在政府社會資本與企業戰略性資本配置結構之間發揮部分中介作用。政府社會資本通過融資渠道影響企業戰略性資本配置結構的路徑成立。

2. 代理成本的中介檢驗。在監督治理渠道方面， 本文選取代理成本（AC）作為監督治理的替代變量。表5中第（4）列是對政府社會資本（GSC）與代理成本（AC）的回歸結果。根據列（4）數據顯示， GSC的估計系數為-0.017， 顯著性為1%， 即說明政府社會資本可以降低企業代理成本。列（5）將GSC與AC同時作為核心解釋變量， 檢驗代理成本是否在政府社會資本促進經營活動資本配置比重上升的過程中具有中介效應。檢驗結果顯示， GSC與AC的回歸系數均在1%的水平上顯著。此外， 將代理成本變量加入計量模型后， GSC的回歸系數γ1由0.044減小為0.040， 仍舊在1%的顯著性水平上為正， 表明代理成本發揮部分中介作用。這表明政府社會資本能夠顯著降低企業代理成本， 進而提高企業經營活動資本配置占比。

（二）異質性分析

1. 內部控制質量的異質性分析。內部控制是企業重要的內部治理機制， 并能夠對代理成本與融資約束產生影響。一方面， 內部控制制度是完善公司治理、 實現兩權制衡的重要措施（楊雄勝，2005）， 有利于降低企業代理成本。高質量的內部控制可以對管理層形成更強的監督和約束， 限制管理層操縱利潤、 侵占利益等自利行為（楊德明等，2009）， 從而弱化管理層進行投資活動資本配置的逐利動機， 使實體企業重視實體經營主業， 將更多的資本配置到經營活動中。另一方面， 較高的內部控制質量有助于降低公司經營風險、 提高公司的會計信息質量， 緩解信息不對稱問題， 減少銀行等金融機構的疑慮， 從而幫助公司獲得更低成本的債務融資（陳漢文和周中勝，2014）。當企業能夠緩解融資約束， 獲得充足資本以支持自身經營發展時， 其會減少出于預防性儲蓄動機的投資活動資本配置， 而更加專注于實體經營活動。因此， 在內部控制質量較好的企業中， 內部控制本身就可以糾偏企業戰略性資本配置結構， 這會限制政府社會資本作用的發揮。而在內部控制質量較差的企業中， 政府社會資本可以作為內部控制的補充機制， 更顯著地影響企業戰略性資本配置結構。本文預期政府社會資本提高企業經營活動資本配置比例的作用在內部控制質量較差的樣本中更顯著。

本文根據迪博內部控制指數的行業年度中位數， 將研究樣本分為內部控制質量較好與內部控制質量較差兩組， 回歸結果在表6中報告。如表6所示， 在內部控制質量較好組， 政府社會資本（GSC）的回歸系數為0.028， 雖然系數為正但并不顯著； 而在內部控制質量較差組， 政府社會資本（GSC）的回歸系數（0.051）在1%的水平上顯著為正。分組回歸結果表明， 在企業內部控制質量較差時， 政府社會資本提高企業經營活動資本配置占比的效果更顯著。

2. 市場化程度的異質性分析。在市場化進程越慢的地區， 政府干預的動機就越強烈（唐雪松等，2010）。相比于市場化程度較高的地區， 政府本來已經對市場化程度較低地區的企業有了更多直接干預和引導， 因此政府社會資本對企業資本配置結構的影響效果會受到限制。基于此， 本文預期政府社會資本提高企業經營活動資本配置占比的作用在市場化程度較高的樣本中更顯著。本文選取王小魯、 樊綱等編制的《中國分省份市場化指數報告》中“市場化指數”作為市場化程度的替代變量， 按其年度中位數把樣本分為兩組檢驗。根據表6實證結果可以看到， 在市場化程度較高的樣本中， 政府社會資本（GSC）的回歸系數為0.066， 并在1%的水平上顯著； 在市場化程度較低的樣本中， GSC的回歸系數雖然為正（0.017）， 但未能通過顯著性檢驗。分組回歸結果表明， 市場化程度較高時， 政府社會資本提高企業經營活動資本配置占比的效果更顯著。

七、 研究結論與啟示

本文從微觀角度對政府社會資本進行概念界定， 并運用熵值法構建其指標體系。在此基礎上， 基于2012 ～ 2021年我國非金融類A股上市公司的數據， 研究政府社會資本對企業戰略性資本配置結構的作用效果， 并檢驗融資約束和代理成本在政府社會資本與企業戰略性資本配置結構間的中介效應。研究結論如下： 第一， 政府社會資本與企業戰略性資本配置結構顯著正相關， 即政府社會資本可以提高企業的經營活動資本配置占比。第二， 融資約束在政府社會資本和企業戰略性資本配置結構之間具有中介效應。政府社會資本能夠拓寬企業融資渠道， 緩解融資約束， 進而提高企業的經營活動資本配置占比。第三， 代理成本在政府社會資本和企業戰略性資本配置結構的關系中發揮部分中介作用。政府社會資本可以通過降低企業代理成本， 減少出于管理層自利動機的投資活動資本配置， 從而提高企業的經營活動資本配置占比。第四， 在市場化程度較高的情況下以及內部控制質量較差的企業中， 政府社會資本提高企業經營活動資本配置占比的效果更加顯著。

根據上述結論得出如下啟示： 首先， 政府應重視政府社會資本的作用， 合理有效配置政府社會資本。政府社會資本使政府從公司的“局外人”轉變為“參與者”， 可以有效地解決政府只能進行宏觀調控， 卻不能對公司盈利和運營進行直接監管的不足。政府通過政府社會資本參與市場活動， 實現效率與公平的兼顧。其次， 企業應當充分利用政府社會資本這一替代性保護機制， 通過選擇適宜的發展區域等方式增強獲取政府稀缺性資源的能力。通過謀求更多政府社會資本， 拓寬自身融資渠道、 緩解代理問題， 從而減輕發展滯后的資本市場和制度環境對企業成長的影響。最后， 針對近年來實體企業普遍存在的“脫實向虛”問題， 政府可以通過政府社會資本這一促進“實虛平衡”的治理機制， 糾正企業過度進行投資活動的行為， 引導企業更加重視實體經營活動， 從而更好地支持實體經濟發展。對于企業而言， 如何在不同的營業活動之間優化資本配置是提升企業價值創造能力和長期發展能力的根本途徑。企業應著眼于自身長期發展， 構建合理的資本配置結構， 促進企業可持續發展。

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