行政審批改革與商業信用融資
——基于供應鏈穩定的視角

張越 王洋洋

(1.南昌工程學院 經濟貿易學院,江西 南昌 330099; 2.江西財經大學 會計學院,江西 南昌 330013)

一、引言

行政審批改革是提高政府治理現代化水平的“先手棋”。“十四五”規劃綱要提出,要加快政府職能轉變,深化簡政放權、放管結合、優化服務改革,全面提高行政效能,提高政府部門辦事服務效率。據2023年《政府工作報告》統計,我國多年來取消和下放行政許可事項1 000多項,中央政府層面核準投資項目壓減90%以上。如今,行政審批改革已成為激發市場活力、助力經濟蓬勃發展的“當頭炮”[1-2]。伴隨著改革的不斷推進,企業也能夠從制度枷鎖中解脫,加快生產經營活動的推進。例如,甘肅省玉門市的建設施工許可申報資料由原來的89項減少到30項,減少了62.5%;審批時限由法定的25個工作日壓縮為9個工作日,為市場主體的業務開展降費提速。天津市在并聯審批、同步審查的基礎上,利用集成辦理審批新模式優化內部流程,形成重大項目流程保障機制,實現企業拿地之后“即時”開工、真正開工。貴州省貴陽市對化肥、食品相關產品生產許可證核發均實行告知承諾,申請材料齊全,書面進行承諾后,當場審批,幫助企業快速投入生產,助力企業制造能力和生產效率進一步升級。以上實例表明,行政審批改革能夠降低來自政務環境的不確定性,令企業能夠更加精準、及時地把握生產需求,進而可能改善企業與上游供應商之間的互動。作為企業的重要利益相關者,供應商往往以客戶信息作為自身決策依據[3]。當企業能夠將生產需求穩定地傳達給供應商時,供應商對企業的印象、評價與投入也可能隨之改變。

作為供應鏈上重要的資金配給機制,商業信用融資在穩定上下游關系中扮演著重要角色[4-5]。商業信用可以有效緩解企業的融資約束,并在信貸資源的二次分配中發揮著重要作用[6]。但企業在獲取商業信用融資的同時,其上游企業也需要承擔因資金占用形成的成本與潛在風險。因此,商業信用融資對于維護供應鏈資金安全、促進上下游高質量發展具有重要意義[7]。那么,行政審批改革是否能改善企業信息在供應鏈上的傳遞,發揮穩定供應鏈的治理效應,從而增加企業獲取的商業信用融資?或者,得益于制度性活動的減少,企業是否能節約更多資金,從而減少自身對商業信用融資的需求?考慮到行政審批改革的功能定位與商業信用融資在供應鏈關系中發揮的重要作用,分析兩者之間的因果關系有助于進一步觀察行政審批改革的治理紅利與供應鏈資金配置變化的深層次原因。

本文預期的貢獻在于:第一,以往研究主要從經營績效[8-9]、企業創新[10]等企業自身視角探討行政審批改革的資源配置優化功能,本文以商業信用融資為切入點,為行政審批改革在供應鏈層面的資源配置優化效應提供了經驗證據支持,從而豐富了行政審批改革經濟后果的相關研究;第二,現有商業信用融資影響因素的研究主要從法律制度[11]、信貸環境[12]等視角分析商業信用融資變化的內因。本文以簡政放權、制度松綁為切入點,從政府治理現代化的角度豐富了商業信用融資影響因素的相關研究;第三,本文以行政審批改革為切入點,從供應鏈關系穩定的視角解讀了政府治理現代化的治理紅利,所獲取的經驗證據為經濟管理體制的優化路徑與供應鏈穩定發展的制度動能提供了正面啟示與有益參考。

二、文獻綜述

(一)行政審批改革的原因及其經濟后果

在計劃經濟時代,政府通過行政審批引導資源配置,企業的市場進入、設備購買與廠房投資等活動均需要通過行政審批獲取許可,以達到維護市場秩序、為企業提供高質量公共服務的目標[13]。然而,隨著經濟社會的發展,審批程序繁冗、審批標準不規范和行政效率低下等問題不斷顯露。在開展經營活動的過程中,企業為取得政府機關的審批與許可必須到各職能部門辦理行政審批手續。但由于審批手續的前置性特征,企業必須奔波于不同部門之間,逐一按順序辦理種類繁多的手續,增加了企業的合法化成本[14]。而繁冗的審批程序也會進一步滋生尋租行為,導致行政審批逐漸與公共服務的目標背道而馳。因此,過多的行政審批逐漸演變成扭曲資源配置、阻礙經濟發展的桎梏[15]。為增強經濟治理能力,提高治理現代化水平,政府開始推進行政審批制度的松綁與優化,從而促進了行政審批中心的成立。

行政審批中心將原本獨立分散的審批部門集中在一起,打通了政府部門間壁壘,并采取集中辦公、多證合一、公開審判等措施,減少了企業在不同部門之間奔波的時間,提高了審批效率。審批事項的精簡與審批透明度的提高也進一步減少了企業行政費用支出,降低了制度性交易成本[4]。現有文獻也主要圍繞這一視角,為行政審批改革的經濟效應提供了更多經驗證據。得益于制度性成本的降低,市場主體變得更為活躍,企業進入市場的意愿也得到明顯改善[15]。更重要的一點在于,企業可以將更多精力集中于把握市場機會,聚焦實業經營,從而優化資源配置[2]。已有研究表明,行政審批改革通過降低制度性交易成本促進了全要素生產率的提升[16]。基于投資效率的視角,審批事項的下放與精簡也能夠改善企業投資環境的穩定性,從而優化了企業投資決策[17]。而且,制度性交易成本的下降也有助于企業將更多資金投入至創新活動中,提高創新產出[10]。隨著審批權力不斷透明,政商關系不斷優化,企業的市場價值也產生明顯增長[18]。亦有學者從企業并購與企業利潤等角度出發,豐富了行政審批改革優化微觀企業資源配置的研究[19-20]。在宏觀層面,行政審批改革也有助于化解產能過剩,促進地區經濟增長[4,21]。因此,行政審批改革逐漸成為了優化企業資源配置、促進經濟穩步增長的持續動力。

(二)商業信用融資影響因素的研究

關于商業信用融資影響因素的研究主要從替代性融資理論與買方市場理論兩個層面進行解釋。替代性融資理論認為,商業信用的大量存在主要源自“信貸配給”[22]。當企業無法獲得銀行貸款時,供應商由于擁有信息優勢,愿意為企業提供資金支持,從而令商業信用成為銀行信貸的一種重要的替代融資方式[23]。尤其在信貸緊縮時期,企業也更傾向于使用商業信用融資[24-25]。更多學者也從金融發展、資本市場開放、銀行利率管制放松與環境風險等角度對替代性融資理論進行了印證[26-29]。

買方市場理論則認為,商業信用的存在是由于客戶較為強勢。當企業市場地位較高或競爭力越強,供應商對其依賴性越高,從而令其更容易獲得商業信用融資[30-31]。眾多學者也主要圍繞這一觀點展開了有益討論。當貸款可獲得性降低時,議價能力較高的企業更可能獲得商業信用支持[32]。總體而言,供應商樂于向那些市場地位較高、信譽良好的客戶提供商業信用融資,以獲取更好的合作機會[33]。

隨著相關研究的不斷深入,學者們逐漸認識到信息因素在商業信用融資中扮演的重要角色。較高的信息披露質量可以幫助供應商準確評估客戶的經營狀況,增強供應商對客戶的信任,從而促使企業獲取更多商業信用融資[34]。例如,智慧法院的成立有助于降低企業在案件執行與協調過程中的溝通成本和時間成本,提高司法判決結果的可預測性,從而增強供應商向企業提供商業信用融資的意愿[11]。企業數字化轉型有利于上下游之間達成信息共享和生產協同,提高供應鏈信息傳遞效率,增強供應商對企業的信任,并授予其更多商業信用融資[35]。更多學者也從商業道德、ESG表現與穩定供應商等角度對上述觀點進行了印證[36-38]。概言之,促進上下游雙方之間的溝通與協調,也是商業信用融資得到合理配置的內在原因。

綜上所述,雖然現有研究已從企業投資、生產效率與經濟增長等多個角度驗證了行政審批改革對資源配置的優化效應,但很少關注商業信用融資這一供應鏈層面的資源配置是否得到改善。而且,商業信用融資影響因素的研究已然碩果頗豐,卻鮮有研究關注到行政審批改革這一提升政府治理現代化能力的重要經濟制度變革。尤其在經濟形勢復雜多變、供應鏈穩定問題日益突出的背景下,將行政審批改革的資源配置優化效應延伸至供應鏈層面,亦有研究之必要。因此,本文欲從上述問題出發,對行政審批改革與商業信用融資之間的聯系進行理論分析與實證檢驗,以期填補相關研究的空白。

三、理論分析與研究假設

行政審批改革旨在優化政府機構設置和職能配置,提升政府治理現代化水平,令市場在資源配置中起到決定性作用,從而將治理效能轉化為經濟增長的驅動力[2,4]。伴隨著審批項目的精簡、審批流程的規范與審批效率的提升,企業可以將更多資源投入至與價值創造直接相關的活動中,改善自身的資源配置。那么,作為企業最為重要的利益相關者之一,供應商是否會根據行政審批改革對企業產生的制度紅利,調整對企業授予的商業信用融資水平?

一方面,行政審批改革有助于提高供應鏈信息傳遞效率,增加供應商向企業授予商業信用的意愿。在行政審批改革之前,審批活動復雜繁多,企業是否能夠獲取行政許可也面臨著不確定性,導致決策成本的上升[13]。這意味著審核結果可能嚴重滯后于企業根據當前信息作出的經營決策。由于市場走向瞬息萬變,企業可能需要頻繁調整采購、生產與銷售等活動以應對審批活動的不確定性。若審批結果不理想,企業的生產經營也將面臨著更大波動。當客戶無法披露準確的經營信息,供應商的經營決策也可能被誤導[3]。面對客戶經營的不穩定性,供應商也難以對客戶產生信任,進而削弱向其提供商業信用融資的意愿。在行政審批制度實施改革之后,遵循應減必減、該放必放的原則,審批事項過多過濫的狀況得以明顯改善。例如,國務院于2014年底取消和下放58項行政審批項目,取消67項職業資格許可和認定事項,并將82項工商登記前置審批事項調整或明確為后置審批。2018年5月,國務院將16個省、市列為工程建設項目審批制度改革試點,將審批時間縮短至4個月以內,比改革前平均200多個工作日下降了40%。由于來自政務環境的不確定性下降,企業的生產經營活動更加穩定,可以更加及時地將訂單需求傳達給供應商,提高了供應鏈信息傳遞的及時性。而且,得益于審批事項的精簡,企業也能夠減少奔波于各職能部門的時間,將更多的精力用于了解市場需求、抓住市場機遇等方面[8],從而將更加準確的生產需求傳達給供應商,提高了供應鏈信息傳遞的穩定性。由于能夠清晰了解客戶經營信息,供應商也樂于向其提供更多的商業信用融資,以實現穩定持久的合作關系。基于上述分析,本文提出假設H1a。

H1a行政審批中心的成立能夠提高企業的商業信用融資水平。

另一方面,行政審批改革也可能降低企業的融資需求,進而減少其對供應商流動性的占用。當行政審批中心成立之后,企業可以花費更少的資金于行政許可申請等制度性活動當中,減少了費用支出。例如,國家發展改革委于2008年取消了公安部、工商部、農業部、衛生部等32個部門84項行政審批等收費項目。若存在未按目錄清單規定實施收費的情況,企業和個人也有權拒絕繳費,從而避免了亂收費、多收費的情況發生。相應地,企業可以將制度性活動中節約的資金投入到與生產經營相關的活動中,彌補因資金空缺造成的投入不足。由于客戶融資需求的減少,供應商也會向其提供更少的商業信用融資,以保證自身的流動性。基于上述分析,本文提出假設H1b。

H1b行政審批中心的成立能夠降低企業的商業信用融資水平。

四、研究設計

(一)樣本選擇與數據來源

本文以2000—2020年滬深A股上市企業作為研究樣本,樣本包括全國所有的地級以上城市(含直轄市和副省級城市)。行政審批中心的數據主要來自于中國研究數據服務平臺(CNRDS),企業層面數據主要來自于國泰安數據庫(CSMAR)。同時,參考王永進和馮笑(2018)[10]、畢青苗等(2018)[15]的研究,本文采取了以下樣本篩選程序:(1)若企業所在行業屬于金融、保險行業,則予以剔除;(2)若企業在樣本期內屬于ST或*ST的類型,則予以剔除;(3)剔除關鍵財務數據缺失的企業;(4)剔除注冊地與辦公地不一致的企業。最終獲得25 535個觀測值。此外,本文對所有連續變量進行了縮尾處理(縮尾水平為1%),以減輕極端值對本文結果造成的可能偏誤。

(二)變量定義

1.被解釋變量

考慮到應付賬款是商業信用融資的主要表現形式[7],參考余明桂和潘紅波(2010)[26]、陸正飛和楊德明(2011)[12]的研究,本文利用企業當年年末應付賬款與總資產的比值度量商業信用融資(TC)。

2.解釋變量

本文參考王永進和馮笑(2018)[10]、畢青苗等(2018)[15]的研究,將企業地址與行政審批中心的成立數據相匹配,并據此構建分組變量(TREAT)。若某地級市于樣本期內成立過行政審批中心則視為處理組并賦值為1,否則為0。同時,根據各地成立行政審批中心的時間構建時點變量(POST)。若地級市當年已經成立了行政審批中心則賦值為1,否則為0。本文以交乘項(TREAT×POST)作為行政審批改革的度量。

3.控制變量

參考陸正飛和楊德明(2011)[12]、余明桂和潘紅波(2010)[26]的研究,本文選取企業規模、賬面市值比、資產報酬率、資產負債率、經營現金流量、資本支出、董事會規模、獨董比率、市場化水平與地區生產總值作為控制變量。除此之外,本文還在模型中控制了年度-行業固定效應與企業固定效應。

(三)模型設計

參考王永進和馮笑(2018)[10]、畢青苗等(2018)[15]的研究,本文構建如下DID模型

TCi,t+1=α0+α1TREAT×POSTi,t+α2ΣControlsi,t+Year/IndFE+FirmFE+ε

(1)

模型(1)用以檢驗研究假說,其中主要關注解釋變量(TREAT×POST)的回歸系數α1,若α1為正且顯著,則支持假設H1a,表明行政審批改革顯著增加了企業的商業信用融資;若α1為負且顯著,則支持假設H1b,表明行政審批改革顯著減少了企業的商業信用融資。

五、實證結果與分析

(一)行政審批中心設立情況

圖1顯示了我國行政審批中心的設立情況。從1995—2019年,一共有337個地級市成立了行政審批中心。可以發現,行政審批中心成立數量最多的年份主要集中在2001—2002年,這與中國行政審批改革全面啟動的時間相一致。總體而言,我國行政審批中心的數量呈S型曲線逐年增長,具有漸進性的特征,并在樣本期末達到峰值。

圖1 行政審批中心成立情況

(二)變量描述性統計

表2報告了各變量的描述性統計結果。其中,商業信用(TC)的均值為0.092,中位數為0.75,總體呈現右偏,標準差為0.069,表明樣本企業間的商業信用融資水平較為接近。行政審批改革(TREAT×POST)的均值為0.739,表明接近3/4的觀測值位于成立了行政審批改革中心的城市。限于篇幅,其他變量的描述性統計不再贅述。

(三)平行趨勢檢驗

在使用雙重差分模型(DID)時,應確保處理組與對照組在政策實施之前呈現相同的變化趨勢。本文以各地區審批中心設立前與設立后的年份為基礎,分析樣本企業的商業信用水平是否滿足平行趨勢假定。具體而言,本文構建以下動態模型

(2)

其中,PRE(k)與POST(k)分別代表若當年屬于企業i所在地設立審批中心前的第k年或設立后的第k年則賦值為1,否則為0。POST3+表示為若當年為審批中心成立的第三年及之后年份則賦值為1,否則為0。圖2顯示了90%置信區間內各年度回歸系數的顯著性。由圖2可知,處理組與對照組在行政審批改革前呈現較為相同的變化趨勢,而在改革之后產生了顯著差異,表明本文模型設計滿足了平行趨勢假定的要求。

圖2 平行趨勢檢驗

(四)回歸分析

表3為基準模型的回歸結果。其中,列(1)僅控制了解釋變量與企業固定效應,僅列(2)控制了解釋變量與年度-行業和企業固定效應,列(3)控制了解釋變量、企業層面控制變量與個體固定效應,列(4)為整個模型(1)的回歸結果。總體結果顯示,解釋變量(TREAT×POST)對被解釋變量(TC)的影響為正且在1%水平上顯著,表明行政審批改革中心的設立有助于提高政府治理現代化水平,幫助當地企業獲取更多商業信用融資,從而支持了假說H1a。這一結果也恰巧說明,商業信用在供應鏈關系中不僅僅發揮著滿足客戶融資需求的功能,也扮演著穩定供應鏈關系、促進上下游協同合作的重要角色。

(五)穩健性檢驗

1.地區固定效應

為緩解城市層面的遺漏變量問題,本文進一步控制了地級市層面的固定效應。表4列(1)的回歸結果表明,解釋變量對被解釋變量的影響為正且在1%水平上顯著,表明本文的研究結論保持不變。

2.剔除直轄市

直轄市與地級市在所屬行政單位、區劃類別與行政地位等方面均存在著顯著差異。為緩解樣本特殊性造成的可能干擾,本文將直轄市從樣本中剔除重新進行回歸。表4列(2)的回歸結果表明,解釋變量對被解釋變量的影響為正且依然在1%水平上顯著,表明本文的研究結果并不完全受直轄市所驅動。

3.剔除成立時間晚于審批中心的樣本

審批中心的高效率可能誘引企業在已成立審批中心的地區選址,使得基準回歸結果高估了行政審批改革的政策效應。因此,本文參照王永進和馮笑(2018)[10]、郭小年和邵宜航(2019)[19]的方法,刪除成立時間晚于該地區行政審批中心成立時間的企業樣本,并重新進行回歸分析。表4列(3)的回歸結果顯示,解釋變量對被解釋變量的影響為正且依然在1%水平上顯著,符合本文預期。

4.傾向得分匹配

本文采用傾向得分匹配(PSM)方式緩解潛在的反向因果問題。具體而言,本文以模型(1)中的所有控制變量為協變量,以1對1無放回的方式進行最鄰近匹配。回歸結果如表4列(4)所示。回歸結果表明,本文的研究結論依然保持穩健。

5.商業信用替代度量

借鑒陸正飛和楊德明(2011)[12]的研究,本文以(應付賬款+應付票據+預收賬款)/總資產(TC1)和(應付賬款+應付票據)/總資產(TC2)分別作為商業信用融資的替代度量,回歸結果如表4列(5)(6)所示。回歸結果表明,本文的研究結論依然保持不變。

6.地區聚類處理

考慮到核心解釋變量是地區層面的沖擊,本文在模型(1)的基礎上將標準誤聚類至地區層面。回歸結果如表4列(7)所示,與前文結論保持了一致。

7.工具變量

由于政策在執行過程中具有很大的彈性,行政審批中心的成立未必能夠代表真實的審批改革狀況,可能存在遺漏變量或測量誤差等問題。為緩解上述問題產生的可能偏誤,借鑒夏杰長和劉誠(2017)[4]、畢青苗等(2018)[15]的研究,采用工具變量法對本文結果重新進行檢驗。本文以同省其他地級市的審批中心設立率(IV)作為工具變量。當同省份的其他地級市設立審批中心時,本市設立審批中心的概率也會更高,而且該設立率無法直接影響本市企業的商業信用水平,滿足了工具變量的相關性與外生性要求。本文將企業所在省份設立行政審批中心的其他地級市數量除以該省的地級市總數,以度量同省其他地級市的審批中心設立率(IV)。工具變量的回歸結果如表5所示。表5列(1)顯示,工具變量對解釋變量的影響為正且在1%水平上顯著。表5列(2)顯示,解釋變量(TREAT×POST)對被解釋變量(TC)的影響為正且在1%水平上顯著,表明本文的研究結果依舊保持穩健。

(六)機制分析

如前所述,行政審批改革有助于降低來自政務的不確定性,令企業穩定、及時地將需求信息傳遞給供應商,從而增加供應商向企業提供商業信用融資的意愿。換言之,供應鏈信息傳遞效率的改善應當是行政審批改革影響商業信用融資的現實路徑。為驗證上述猜想,參考楊志強等(2020)[3]的研究,使用供需波動偏離度來衡量企業與供應商之間的信息傳遞效率。該指標越大,代表供應鏈層面的信息失真程度越高,應當能夠較好地衡量供應鏈信息傳遞效率。在此基礎上,本文構建供應鏈信息傳遞效率啞變量(ARD)。若企業當年的供需波動偏離度小于年度行業中位數,即供應鏈信息傳遞效率較高時則賦值為1,否則為0。回歸結果如表6所示。表6顯示,交乘項(ARD×TREAT×POST)對商業信用融資(TC)的影響為正且在10%水平上顯著,表明當行政審批改革有助于改善供應鏈信息傳遞效率,緩解供需波動偏離度,從而促進企業商業信用融資水平的提升。

(七)進一步分析

1.超額商業信用

如前文所述,行政審批改革有助于降低供需波動偏離度,增強供應鏈信息傳遞效率,從而幫助企業獲取更多商業信用融資。其深層次原因在于,供應商希望通過提供商業信用融資的方式,與優質客戶建立穩定持續的合作關系。為了留住發展前景較為廣闊的客戶,換取雙方的長期合作,供應商也需要在與客戶的交易中表現更多誠意。因此,供應商可能向客戶授予超額商業信用,以傳遞友好合作的積極信號。借鑒陸正飛和楊德明(2011)[12]的研究,本文估算了企業的最優資本結構與最優負債,得出企業預計所需要的商業信用,并據此構建啞變量。若企業實際獲得的商業信用融資超過其預計水平則賦值為1,否則為0。回歸結果如表7所示,在行政審批中心成立以后,企業獲得了明顯的超額商業信用融資,說明行政審批改革對客戶企業產生了顯著的治理紅利,吸引供應商為客戶提供更多的商業信用融資,從而為將來的協同與共贏打下堅實的基礎。

2.改革具體措施

行政審批中心的直接功能主要體現在聚合審批資源、集中審批權限等方面。而審批活動的具體開展,也與行政審批中心的部門、事項與窗口等措施存在著密切聯系。因此,分析改革具體措施對商業信用融資的影響,將有助于進一步打開行政審批改革產生效益的黑箱[15]。若改革具體措施無法產生顯著性影響,則說明審批中心也可能存在著形式主義與表面主義等傳統部門的弊病。參考畢青苗等(2018)的研究[15],本部分從進駐部門數量(ALC_DEPARTMENT)、進駐事項數量(ALC_ITEM)和窗口數量(ALC_WINDOW)三個維度分析行政審批中心影響商業信用的具體措施。對于當年尚未設立行政審批中心的樣本,其部門、事項、窗口數量均設定為0。因此,在實證分析中,這三個變量都采取ln(x+1)的方式處理[18]。表8的回歸結果顯示,進駐部門數量、進駐事項數量和窗口數量均對商業信用融資有顯著正面影響。可能的原因在于,進駐部門數量、進駐事項數量與窗口數量改善了審批的全面性、部門的協調性與接待的便利性,從而進一步提高了審批效率,并最終促進了企業商業信用融資水平的提升。這一結果也恰巧說明,行政審批中心提供的一站式與集成式服務是行之有效的。

(八)異質性分析

1.需求不確定性

需求不確定性會增加企業的供應鏈協調成本。對于需求較為確定的企業而言,其與供應商的交易更加穩定,彼此之間的協調難度也更低。若企業無法準確預測未來的生產情況,其采購活動面臨更高的不確定性,則可能影響自身與供應商之間的合作交流。若行政審批改革主要通過提高供應鏈信息傳遞效率影響商業信用融資,則應當對供應鏈協調成本較高,即需求不確定性較大的企業產生更為明顯的影響。一般而言,當生產需求較為明確時,企業從供應商處采購的份額可能更為固定。若企業面臨著較高的需求不確定性,其與供應商的交易也可能產生較大波動,進而引發采購份額的劇烈變化。基于上述分析,本文擬采用供應商集中度在過去三年內的標準差度量企業的需求不確定性。該指標越大,代表企業與大供應商的交易越不穩定,也更容易出現需求不確定的情況。參考唐躍軍(2009)[39],本文以上市企業年報中披露的前五大供應商占全年采購總額比例度量供應商集中度,并據此計算需求不確定性(DU)。回歸結果如表9列(1)所示,交乘項(DU×TREAT×POST)對商業信用融資(TC)的影響為正且在1%水平上顯著,表明當企業需求不確定性較高時,行政審批改革發揮的供應鏈穩定功能更為有效,從而提升了其商業信用融資水平。

2.數字化轉型

如前所述,行政審批改革能夠提高供應鏈信息傳遞效率,從而促進商業信用融資的增加。若企業的信息傳遞能力不同,行政審批改革產生的經濟效應也可能有所差異。從供應鏈的角度來看,數字化轉型有益于發揮信息共享效應,減少供應鏈層級間的需求波動,提升供應鏈協調決策水平[40]。因此,若企業數字化轉型程度較高,則可能無法凸顯行政審批改革對商業信用融資的促進效應。而對于數字化轉型程度較低、供應鏈協調能力較差的企業而言,行政審批改革的制度紅利可能更為明顯。借鑒吳非等(2021)[41]的研究,本文利用Python統計上市公司年報中數字化轉型相關詞語的總數,并將其進行對數化處理,從而獲得企業數字化轉型的度量(DCG)。回歸結果如表9列(2)所示,交乘項(DCG×TREAT×POST)對商業信用融資(TC)的影響為負且在5%水平上顯著,表明行政審批改革對商業信用融資的促進效應在企業數字化轉型程度較低時更為明顯。

3.市場競爭

根據前文分析,行政審批改革能夠優化企業資源配置,提高企業的產品市場競爭優勢,幫助其贏取供應商的青睞。而在不同的行業當中,競爭優勢所發揮的效益也可能有所差別。若企業處于壟斷程度較高的行業中,意味著市場中缺少與之相匹敵的競爭者,產品競爭能力為其帶來的優勢可能有限。而且,憑借其壟斷地位,企業獲取行政審批許可的難度也可能更低,因而無法凸顯行政審批改革產生的作用。反之,當企業面臨較為激烈的市場競爭時,有限的行政資源將為企業帶來更高的邊際價值。因此,行政審批改革對商業信用融資的促進效應可能在市場競爭較為激烈的行業中更為明顯。借鑒伊志宏等(2010)[42]的研究,以赫芬達爾指數作為市場競爭強度的計算基礎,并據此構建啞變量。若企業所處行業的赫芬達爾指數小于年度中位數則賦值為1,表明市場競爭強度較高,反之為0。回歸結果如表9列(3)所示,交乘項(HHI×TREAT×POST)對商業信用融資(TC)的影響為正且在1%水平上顯著,表明市場競爭強度越高,企業商業信用融資受行政審批改革的支持效應越強。

(九)經濟后果分析

得益于行政審批改革的治理效應,企業獲取了更多商業信用融資,并與供應商的合作更加緊密。可以預見,伴隨著商業信用融資的增加,企業會更加充分地利用這一優勢,將更多的資源投入到與供應鏈建設、維護和改進相關的實體投資活動中,從而促進自身的高質量發展。從宏觀經濟的角度出發,增加實體投資,促進“脫虛向實”是經濟實現高質量發展的關鍵環節[43]。基于微觀企業的視角,金融投資則通常被視為擠占企業實體投資、影響企業生產經營的投機性活動。若行政審批改革能夠發揮增加商業信用融資、促進企業高質量發展的功能,則應當有助于減少企業的金融化行為,促進“脫虛向實”。借鑒宋軍和陸旸(2015)[44]的研究,本文使用金融資產與總資產的比值度量企業的金融化水平(FIN)。回歸結果如表10所示。表10顯示,交乘項(TC×TREAT×POST)對企業金融化(FIN)的影響為負且在1%水平上顯著,表明行政審批改革的供應鏈穩定效應減少了企業的金融化投資,促進了企業的高質量發展。

表1 變量定義

表2 描述性統計

表3 基準回歸結果

表4 穩健性檢驗結果

表5 工具變量檢驗結果

表6 機制檢驗結果

表7 行政審批改革對超額商業信用的影響

表8 改革具體措施對商業信用融資的影響

表9 異質性分析結果

表10 行政審批改革影響商業信用融資的經濟后果檢驗

六、研究結論與政策建議

(一)研究結論

行政審批改革是突破體制機制障礙、提高政府治理現代化水平的重要舉措。本文將行政審批改革的治理紅利拓展至供應鏈層面,考察了行政審批改革對企業商業信用融資的影響。研究發現,行政審批改革顯著增加了企業的商業信用融資,其原因在于行政審批改革能夠提升供應鏈信息傳遞效率,從而促進了供應鏈上下游的穩定協同。而且,為了實現與優質客戶的穩定合作,供應商會向企業授予超額商業信用融資以示誠意。從具體措施來看,進駐部門、進駐事項與窗口數量的增加均有益于商業信用融資水平的提升。此外,當企業需求不確定性較高、數字化轉型程度較低時或者行業競爭較為激烈時,行政審批改革發揮的治理效應更強。最后,行政審批改革對商業信用融資的提升效應能夠抑制企業“脫實向虛”,促進企業的高質量發展。

(二)政策建議

1.優化改革功能定位,保障供應鏈穩定協同。

研究發現,行政審批改革有助于改善供應鏈信息效率,幫助企業打造穩定的供應鏈關系,優化供應鏈層面的資金配置。對此,需進一步明晰行政審批改革的定位,將更多主動性讓位于市場,逐步實現政府從“以批代管”向“事中事后監管”的職能轉變。具體而言,應進一步明確監管標準,擴大監管范圍,圍繞審批活動涉及的主體與利益相關者,強化日常監管、綜合監管與聯動監管,從而在優化企業自身資源配置的同時,令制度紅利從企業層面進一步溢出至供應鏈層面,實現以點帶面、點面結合的高質量發展模式。

2.關注項目進駐壓力,減輕審批中心負擔。

本文研究結果表明,進駐部門數量、進駐事項數量與窗口數量的增加有助于放大行政審批改革的治理紅利。但在空間有限的條件下,進駐項目越多,也意味著行政審批中心承載的壓力越大。對此,應根據各審批活動與審批流程的特征,將具有共性的部門、事項等項目進行合并,以減輕行政審批中心空間負擔。同時,加快信息技術的應用,促進行政審批中心的信息化、智能化,將更多活動從線下人工審批轉為線上自動化審批,從而減輕行政審批中心的線下進駐壓力。在此基礎上,總結轉型過程中可能遇到的難點痛點,并將信息化的成功經驗推廣至各地的行政審批中心,從而為行政審批改革的新篇章積蓄新動能。

3.加快企業數字轉型,改善信息傳遞效率。

異質性分析表明,當企業需求不確定性較高時,行政審批改革的制度紅利更為明顯。若企業數字化轉型程度較高、供應鏈協調能力較強時,則無需借助行政審批改革的穩定供應鏈功能來獲取商業信用融資。對此,企業應加快數字化轉型,充分利用數字技術帶來的信息共享與動態交互優勢,改善供應鏈伙伴之間的信息傳遞。同時,企業與供應商應當進行協同數字轉型,彌合彼此之間的數字鴻溝,從而進一步降低供應鏈協調成本,提高需求響應速度,并最終提高供應鏈整體資源配置效率。