政策性負(fù)擔(dān)、簡政放權(quán)與地方國企資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

羅棟梁,李克思

(江蘇師范大學(xué) 商學(xué)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(fù)債率一直是其中的重要領(lǐng)域。學(xué)者們從行業(yè)、效率、預(yù)算軟約束等方面分析了其產(chǎn)生的原因。然而按照資本結(jié)構(gòu)理論,企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)是一個動態(tài)的過程,它圍繞著最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)不停地調(diào)整。因此,企業(yè)高負(fù)債率的形成應(yīng)該是資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度與偏離程度的產(chǎn)物。從動態(tài)調(diào)整角度去分析地方國企資本結(jié)構(gòu),考察其動態(tài)調(diào)整的影響因素,可能更接近解決地方國企的高負(fù)債率問題。

在影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的因素方面,學(xué)者們從企業(yè)內(nèi)部和外部兩個角度進(jìn)行了分析。在企業(yè)內(nèi)部因素方面,Byoun[1]認(rèn)為企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大,降低融資約束,加快資本結(jié)構(gòu)的重組;Faulkender et al.[2]發(fā)現(xiàn)現(xiàn)金流量對資本結(jié)構(gòu)的影響;Chang et al.[3]發(fā)現(xiàn)企業(yè)的經(jīng)營水平會影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度;Devos et al.[4]認(rèn)為,增加企業(yè)債務(wù)契約條款會提高企業(yè)的經(jīng)營成本,從而降低了資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度;周業(yè)安等[5]發(fā)現(xiàn)企業(yè)管理層的個體特點(diǎn)影響到企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生變化;盛明泉等[6]發(fā)現(xiàn)持股激勵強(qiáng)度會提升資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的速度。在企業(yè)外部因素方面,學(xué)者們發(fā)現(xiàn)經(jīng)濟(jì)環(huán)境如宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境、貨幣政策都會影響資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度;制度環(huán)境如法律環(huán)境、地方政府干預(yù)等也會對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整產(chǎn)生影響。即學(xué)者們僅研究了經(jīng)濟(jì)環(huán)境、制度環(huán)境等外部因素對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響。而在轉(zhuǎn)軌時期,政府行為導(dǎo)致的政策性負(fù)擔(dān)是否對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整產(chǎn)生影響,卻鮮有學(xué)者進(jìn)行研究,這為本文留下了空間。

本文以2013—2020 年滬深A(yù) 股上市的地方國企為樣本,探求政策性負(fù)擔(dān)對地方國企資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響,以及地方政府放權(quán)意愿在其中的調(diào)節(jié)作用與特征。

二、理論分析與研究假設(shè)

(一)理論分析

政策性負(fù)擔(dān)是指市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌后,為了戰(zhàn)略目的,政府使用行政手段對尚無自生能力的戰(zhàn)略性企業(yè)提供支持,從而導(dǎo)致企業(yè)承擔(dān)了過高的資本密集度、過多的冗員、低于生產(chǎn)成本的銷售價格等負(fù)擔(dān)。這些負(fù)擔(dān)內(nèi)生于轉(zhuǎn)軌前的制度之中,雖然隨著經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌不斷深入而逐漸減少,但其影響難以忽視。

政策性負(fù)擔(dān)會對企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不利影響。首先,政策性負(fù)擔(dān)增加企業(yè)管理層的道德風(fēng)險,從而導(dǎo)致企業(yè)的效率低下;政策性負(fù)擔(dān)增加企業(yè)管理層的隱性腐敗,顯著降低企業(yè)管理層薪酬對業(yè)績的敏感性。效率低下和業(yè)績不敏感,減少企業(yè)的內(nèi)源融資能力。其次,政策性負(fù)擔(dān)增加企業(yè)勞動力成本和固定資產(chǎn)投資,降低要素生產(chǎn)效率,增加企業(yè)管理層的代理成本,增加企業(yè)的費(fèi)用黏性。企業(yè)代理成本和企業(yè)費(fèi)用黏性的增加,增加企業(yè)的資金需求量,降低資金使用效率。最后,政策性負(fù)擔(dān)會導(dǎo)致企業(yè)的預(yù)算軟約束,即當(dāng)企業(yè)發(fā)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(yè)提供財政補(bǔ)貼。而且,不管是國有企業(yè)、非國有企業(yè),只要政府對企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)客觀存在,都會產(chǎn)生一定的預(yù)算軟約束。預(yù)算軟約束增加了企業(yè)的負(fù)擔(dān),從而對企業(yè)產(chǎn)生負(fù)面影響。有學(xué)者發(fā)現(xiàn),國有企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)增加1 個標(biāo)準(zhǔn)差,杠桿率就會上升0.03 個標(biāo)準(zhǔn)差[7]。政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)產(chǎn)生不利的后果,必將影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。

(二)研究假設(shè)

1.政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響。政策性負(fù)擔(dān)將會影響地方國企資本結(jié)構(gòu)的動態(tài)調(diào)整。主要影響有:

第一,政策性負(fù)擔(dān)導(dǎo)致企業(yè)對資本密集度的偏好,從而影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。孫銘[8]發(fā)現(xiàn),政府可以根據(jù)企業(yè)的承受能力,最大限度將政策性負(fù)擔(dān)轉(zhuǎn)嫁給企業(yè);而資本密集型產(chǎn)業(yè)政府視為戰(zhàn)略重點(diǎn)。因此,政策性負(fù)擔(dān)導(dǎo)致企業(yè)對資本密集度的偏好。企業(yè)對資本密集度的偏好,導(dǎo)致企業(yè)調(diào)整資本結(jié)構(gòu)的速度較慢。而各地方政府與當(dāng)?shù)貒秀y行等關(guān)系密切,在地方政府的干預(yù)下,承擔(dān)政策性負(fù)擔(dān)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(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離程度,從而影響資本結(jié)構(gòu)的動態(tài)調(diào)整。

第二,在地方政府官員的GDP 考核背景下,產(chǎn)業(yè)升級等政策性負(fù)擔(dān)需要更多的資金投入,從而影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。財政分權(quán)改革之后,地方經(jīng)濟(jì)增長是考核地方政府官員的重要指標(biāo)。大力提升地方的經(jīng)濟(jì)狀況,需要進(jìn)行產(chǎn)業(yè)升級。但產(chǎn)業(yè)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(fù)擔(dān),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(jié)構(gòu)的調(diào)整速度。另外,在產(chǎn)業(yè)升級的推動進(jìn)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(nèi)克服信貸約束完成產(chǎn)業(yè)自然升級,企業(yè)不得不面臨躍升階段早期虧損和后期盈余的跨期預(yù)算約束問題。而推動產(chǎn)業(yè)升級需要大量進(jìn)入成本和更多資本投入,從而加大地方國企資本結(jié)構(gòu)的偏離程度。

第三,政策性負(fù)擔(dān)使得價格扭曲,從而影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。一方面,政策性負(fù)擔(dān)使得地方國企不得不雇傭很多冗員,而且為了社會穩(wěn)定,還不允許裁員;此外,政策性負(fù)擔(dān)如提供社會保障、調(diào)節(jié)收入等導(dǎo)致企業(yè)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(fù)擔(dān),減弱企業(yè)的造血能力,需要從外部補(bǔ)充更多的資金,減弱資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度。另一方面,在政府的干預(yù)下,政策性負(fù)擔(dān)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(dǎo)致企業(yè)對負(fù)債融資的偏好,從而加大地方國企資本結(jié)構(gòu)的偏離程度。

第四,政策性負(fù)擔(dān)增加地方國企的代理成本,從而影響資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。一般而言,企業(yè)虧損中,政策性負(fù)擔(dān)所造成的部分應(yīng)由政府承擔(dān),其余部分則由企業(yè)管理層來承擔(dān)。但由于信息不對稱,很難區(qū)分政策性虧損與企業(yè)自身經(jīng)營性虧損。結(jié)果是政府承擔(dān)了地方國企的全部虧損,加劇了企業(yè)管理層的道德風(fēng)險,增加了企業(yè)的代理成本。如前所述,有了政府的支持,企業(yè)能夠獲得更多的信貸資金,減弱了資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度,加大了其偏離程度,影響資本結(jié)構(gòu)的動態(tài)調(diào)整。

基于如上的分析,提出假設(shè)H1、假設(shè)H2。

H1:企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)越重,資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度越慢。

H2:企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)越重,資本結(jié)構(gòu)偏離程度越大。

2.放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。地方政府的放權(quán)意愿直接影響地方國企的財務(wù)決策[9]。一方面,地方政府的促進(jìn)就業(yè)、收繳利稅、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展等目標(biāo)需要地方國企來實(shí)現(xiàn);另一方面,地方政府對于轄區(qū)內(nèi)改革推進(jìn)和經(jīng)濟(jì)決策具有較大的自主權(quán),使得地方政府對于地方國企放權(quán)的程度出現(xiàn)異化和復(fù)雜化。地方政府的放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的影響主要有:

第一,簡政放權(quán)能夠改善企業(yè)績效,因此放權(quán)意愿能夠改善政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的不利影響。Qian[10]發(fā)現(xiàn)地方政府通過簡政放權(quán),能夠減少對地方國企的直接干預(yù),地方國企負(fù)擔(dān)的政治成本顯著減少,有助于改善企業(yè)的運(yùn)營績效和財務(wù)業(yè)績;此外,政府放權(quán)將會賦予企業(yè)管理人員更多的自主性,因為地方政府很難有效對企業(yè)管理人員的決策活動實(shí)施有效的監(jiān)管,當(dāng)代理成本顯著增長并高于政治成本時,政府放權(quán)就會影響企業(yè)的運(yùn)營績效。江軒宇[11]根據(jù)地方國企股東金字塔層級的數(shù)據(jù),發(fā)現(xiàn)政府部門放權(quán)能夠減緩政策負(fù)擔(dān),解除薪酬管制,創(chuàng)新意愿和創(chuàng)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(quán)能夠增加當(dāng)?shù)仄髽I(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。李井林等[12]發(fā)現(xiàn),政府放權(quán)程度對地方國企創(chuàng)新有較強(qiáng)的促進(jìn)效應(yīng),從而增加企業(yè)價值。因此,政府干預(yù)的減少,導(dǎo)致企業(yè)績效的增加,增強(qiáng)了企業(yè)造血功能,從而緩解政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的不利影響。

第二,簡政放權(quán)改善了企業(yè)的經(jīng)營環(huán)境,能夠減弱政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的不利影響。企業(yè)外部環(huán)境因素影響企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu),政府干預(yù)較少的地區(qū)往往是市場化程度、法治水平較高的地區(qū),所以這些地區(qū)的企業(yè)在負(fù)債融資時對政府的依賴性更少。趙斌斌等[13]發(fā)現(xiàn),政府放權(quán)意愿越高,分散化的股權(quán)結(jié)構(gòu)和多元化的高管結(jié)構(gòu)越能夠提升國企的可持續(xù)發(fā)展能力,因為政府放權(quán)意愿提升了主體結(jié)構(gòu)權(quán)利重新分配和主體治理能力塑造所帶來的發(fā)展效應(yīng)。政府干預(yù)的減少能夠?qū)⑵髽I(yè)從非經(jīng)營性目標(biāo)中擺脫出來,因此,在政策引導(dǎo)下,可以減少過多的投資?？傮w上,政府權(quán)力的下放和政府干預(yù)的減少會使地方國企加快調(diào)整其資產(chǎn)結(jié)構(gòu),以減少資本結(jié)構(gòu)偏離程度。

基于以上的討論,給出假設(shè)H3、假設(shè)H4。

H3:簡政放權(quán)政策推行后,地方政府放權(quán)意愿增強(qiáng),提高了資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度。

H4:簡政放權(quán)政策推行后,地方政府放權(quán)意愿增強(qiáng),縮小了資本結(jié)構(gòu)偏離程度。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2013—2020 年度滬深A(yù) 股中實(shí)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(shù)據(jù)缺失的公司,最終得到4 392 個公司樣本。本文的財務(wù)數(shù)據(jù)主要來自國泰安數(shù)據(jù)庫;其他數(shù)據(jù)如地方政府財政收入、財政支出、失業(yè)率和GDP 數(shù)據(jù)均來源于各省的宏觀經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計年鑒;地區(qū)市場化指數(shù)來自中國市場化指數(shù)系列報告。

(二)指標(biāo)選取

1.被解釋變量。被解釋變量是資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整。參考王朝陽等[14]等的做法,從調(diào)整速度、偏離程度兩個角度表示資本結(jié)構(gòu)的動態(tài)調(diào)整。

調(diào)整速度(Speed)。參考Flannery et al.[15]的做法,構(gòu)建調(diào)整速度模型如式(1)。

式(1)中,Speedi,t是表示企業(yè)i在t年資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度;Levi,t表示企業(yè)i在t年年末的資本結(jié)構(gòu);表示t年年末的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)。構(gòu)建目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)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(fù)擔(dān);Controli,t表示控制變量,主要包括企業(yè)特征指標(biāo)和宏觀指標(biāo)兩大類,前者如企業(yè)年齡(Age)、經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額(Cfo)、銷售收入增長率(Growth)、總資產(chǎn)收益率(Prof)、企業(yè)規(guī)模(Size)等,后者如地區(qū)市場化指數(shù)(Bmi)、地方政府支出水平(Gel)等。

偏離程度(Dis)。為了檢驗政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)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(fù)擔(dān)(Gisi,t),分為戰(zhàn)略性負(fù)擔(dān)和社會性負(fù)擔(dān)。參考林毅夫等[17]的做法,通過建立最優(yōu)資本密集程度模型來估計政策性負(fù)擔(dān)。其中最優(yōu)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(yè)的規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、資產(chǎn)收益率、成長性和資產(chǎn)結(jié)構(gòu);Province、Industry和Year分別是地區(qū)、行業(yè)和年度虛擬變量;殘差δ 表示企業(yè)實(shí)際資本密集程度與最優(yōu)資本密集程度之間的差異,正殘差為戰(zhàn)略性負(fù)擔(dān),負(fù)殘差為社會性負(fù)擔(dān)。本文以殘差δ 的絕對值作為政策性負(fù)擔(dān)(Gisi,t)的取值。

3.調(diào)節(jié)變量。調(diào)節(jié)變量是政府放權(quán)意愿變量(Gov)。參考鄭國堅等[18]的做法,本文使用地區(qū)政府財政盈余、地方失業(yè)率、地區(qū)財政支出水平以及地方市場化指數(shù)等指標(biāo),使用主成分分析法來構(gòu)造政府放權(quán)意愿變量(Gov)。

此外,本文控制了行業(yè)(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(shè)計

1.政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響。調(diào)整速度。參考王朝陽等[14]、姜付秀等[16]的做法,資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度是影響因子的一元線性函數(shù),即:

其中,政策性負(fù)擔(dān)(Gisi,t)的系數(shù)δ1符號為正,表示政策性負(fù)擔(dān)對調(diào)整速度有正向影響;反之,則有負(fù)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(guān)注的是,Gisi,t×Levi,t-1系數(shù)的相反數(shù)就是政策性負(fù)擔(dān)對調(diào)整速度的影響,即δ1。

偏離程度。參考姜付秀等[16]的做法,構(gòu)建如下模型:

2.放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。參考何德旭等[20]的做法,構(gòu)建放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度之間關(guān)系調(diào)節(jié)作用的模型,模型如下:

其中,γ3的符號為正,表示調(diào)節(jié)作用為正;反之,則為負(fù)。

放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)偏離程度之間關(guān)系調(diào)節(jié)作用的模型如下:

其中,δ3的符號為正,表示調(diào)節(jié)作用為正;反之,則為負(fù)。

四、實(shí)證結(jié)果

(一)描述性統(tǒng)計和相關(guān)性分析

1.描述性統(tǒng)計。主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。從表2 可以看出,樣本企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整存在差異,資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度(Speed)最大值為3.115,最小值為0.017 0,說明企業(yè)向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度水平差異較大;資本結(jié)構(gòu)偏離程度(Dis)最大值為1.776,最小值為0,表示企業(yè)資本結(jié)構(gòu)依舊存在不同偏離程度。政策性負(fù)擔(dān)(Gis)的最小值為化0,最大值為12.310,說明政策性負(fù)擔(dān)在地方國企中是普遍存在著。隨著簡政放權(quán)推行,地方政府放權(quán)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(quán)政策的作用。

表2 變量的描述性統(tǒng)計表

2.主要變量的相關(guān)性分析。主要變量的相關(guān)性可以看出,政策性負(fù)擔(dān)(Gis)與資本結(jié)構(gòu)偏離程度(Dis)相關(guān)性系數(shù)為0.062 且顯著;交乘項(Levt-1×Gis)與上期資本結(jié)構(gòu)(Levt-1)相關(guān)性系數(shù)為0.649且顯著,與當(dāng)期資本結(jié)構(gòu)(Lev)相關(guān)性系數(shù)為0.231且顯著。相關(guān)性結(jié)果均與前文假設(shè)相一致,一定程度上支持了假設(shè)。本文也對變量進(jìn)行多重共線性檢驗,結(jié)果顯示,所有變量的方差膨脹因子都遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于10,基本可以排除多重共線性的影響。

(二)擬合目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)

參考王朝陽等[14]的做法,使用式(2)進(jìn)行回歸,用得到的回歸參數(shù)計算各企業(yè)年末的資本結(jié)構(gòu)擬合值。為了保證擬合模型的有效性,本文通過兩步最優(yōu)廣義矩估計法GMM2S 對資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行擬合,并對標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行聚類穩(wěn)健修正。同時針對內(nèi)生性問題,本文采用央企政策性負(fù)擔(dān)(Cgi)作為地方國企政策性負(fù)擔(dān)(Gis)的工具變量以消除內(nèi)生性的影響。所有回歸結(jié)果如表3 所示。

表3 中,聚類的GMM2S 回歸結(jié)果為列(1),結(jié)果顯示所有變量都有較高水平的顯著性,政策性負(fù)擔(dān)(Gis)的系數(shù)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(shè),檢驗值為74.924,說明工具變量與原變量較強(qiáng)的相關(guān)性;過度識別檢驗認(rèn)為模型是精確識別的。列(2)～列(4)分別為異方差標(biāo)準(zhǔn)誤GMM2S、聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型(FE)、固定效應(yīng)模型(FE)的回歸結(jié)果,結(jié)果顯示政策性負(fù)擔(dān)(Gis)與資本結(jié)構(gòu)(Lev)的系數(shù)均為負(fù)且顯著,上述結(jié)論穩(wěn)健。

表3 資本結(jié)構(gòu)擬合GMM2S 回歸

(三)地方國企政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的影響

1.地方國企政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響。通過式(6)來檢驗地方國企政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響,此處采用固定效應(yīng)進(jìn)行擬合,并且采用穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行處理,結(jié)果如表4所示,列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型(FE)、固定效應(yīng)模型(FE)與隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。列(1)中,Levt-1×Gis的系數(shù)是0.001 且顯著;列(2)、列(3)結(jié)論也相同。說明地方國企政策性負(fù)擔(dān)會阻礙企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度,從而假設(shè)H1得到驗證。

表4 政策性負(fù)擔(dān)影響資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度回歸結(jié)果

2.地方國企政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的影響。表5 列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型(FE)、固定效應(yīng)模型(FE)與隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。列(1)中,Gis 的系數(shù)是0.001且顯著。說明地方國企政策性負(fù)擔(dān)增加了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的偏離程度,從而假設(shè)H2得到驗證。

表5 政策性負(fù)擔(dān)影響資本結(jié)構(gòu)偏離程度回歸結(jié)果

(四)政府放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

1.資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度方面。本文用式(8)驗證政府放權(quán)意愿對地方國企政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果如表6 所示。列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型(FE)、固定效應(yīng)模型(FE)與隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。列(1)中,Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是0.002 且顯著。表明政府放權(quán)意愿能夠減弱地方國企政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響,假設(shè)H3得到驗證。

表6 政府放權(quán)意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)——基于調(diào)整速度研究

2.資本結(jié)構(gòu)偏離程度方面。本文用式(9)驗證政府放權(quán)意愿對地方國企政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)偏離程度之間關(guān)系的調(diào)節(jié)作用。結(jié)果如表7 所示。列(1)、列(2)、列(3)分別表示聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤的固定效應(yīng)模型(FE)、固定效應(yīng)模型(FE)與隨機(jī)效應(yīng)模型(RE)。列(1)中,Gis×Gov的系數(shù)是-0.002 且顯著。表明政府放權(quán)意愿能夠緩解地方國企政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響,假設(shè)H4得到驗證。

表7 政府放權(quán)意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)——基于偏離程度研究

(五)穩(wěn)健性檢驗

除上述通過固定效應(yīng)穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤排除異方差影響以及通過隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)一步檢驗結(jié)果穩(wěn)健性以外,本文還通過替換解釋變量、滯后一期等方法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗。

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

擬合目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示,Gms的系數(shù)為-0.482,且顯著,結(jié)果穩(wěn)健。

政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示,Levt-1×Gms的系數(shù)是0.001,且顯著;Gms的系數(shù)是0.003,且顯著。由此可見,結(jié)果穩(wěn)健。

政府放權(quán)意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示,Levt-1×Gms×Gov的系數(shù)為0.003,且顯著;Gms×Gov的系數(shù)為-0.032,且顯著。由此可見,結(jié)果穩(wěn)健。

2.滯后一期。本文將解釋變量滯后一期(Gist-1)再進(jìn)行上述回歸檢驗。(1)擬合目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示,Gist-1的系數(shù)均為負(fù),且顯著,結(jié)果穩(wěn)健。(2)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示,Levt-1×Gist-1的系數(shù)是0.002,且多數(shù)顯著;Gist-1的系數(shù)均為正,且顯著。由此可見,結(jié)果穩(wěn)健。(3)政府放權(quán)意愿調(diào)節(jié)效應(yīng)的穩(wěn)健性檢驗?；貧w結(jié)果顯示,Levt-1×Gist-1×Gov的系數(shù)為0.004、0.005,且顯著;Gist-1×Gov的系數(shù)均為負(fù),且多數(shù)顯著。由此可見,結(jié)果穩(wěn)健。

五、異質(zhì)性分析

在研究地方政府影響國有企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的過程中,由于所涉及企業(yè)眾多,其所屬的內(nèi)外特部征擁有差異性,因而政策性負(fù)擔(dān)、簡政放權(quán)、地方國企資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間的關(guān)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(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響結(jié)果以及簡政放權(quán)的調(diào)節(jié)作用,本部分將分別從外部特征異質(zhì)性、內(nèi)部特征異質(zhì)性等不同維度,分析討論政策性負(fù)擔(dān)、簡政放權(quán)、地方國企資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的特征。

(一)外部特征的異質(zhì)性分析

1.產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性。地方國企按照是否為壟斷行業(yè)劃分為國有壟斷企業(yè)、非壟斷企業(yè)。其中,國有壟斷企業(yè)具有公共政策性、特定功能性。由于國有壟斷企業(yè)不以獲取經(jīng)濟(jì)效益為首要目標(biāo),其在要素收入分配中存在嚴(yán)重的結(jié)構(gòu)性偏差,主要要素的回報與其貢獻(xiàn)嚴(yán)重偏離,甚至完全背離,資本在國有壟斷企業(yè)的錯配更為嚴(yán)重[22]。因此,國有壟斷企業(yè)需要政府的不斷投入和支持。而非壟斷企業(yè)多為競爭性,以獲取經(jīng)濟(jì)效益為首要目標(biāo);非壟斷企業(yè)本身具有較強(qiáng)的盈利能力,其對政府的依賴程度較壟斷行業(yè)低。那么,壟斷企業(yè)是否對政府補(bǔ)貼、放權(quán)意愿與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系產(chǎn)生影響,需要進(jìn)一步分析。參考丁啟軍[23],將樣本劃分為壟斷企業(yè)組與非壟斷企業(yè)組,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果如表8所示。

表8 產(chǎn)業(yè)異質(zhì)性

表8 列(1)中Levt-1×Gis的系數(shù)是0.001 且顯著,列(2)不顯著;說明相比非壟斷企業(yè),壟斷企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度更大。列(3)中Gis的系數(shù)是0.002 且顯著,列(4)雖為正值但不顯著;說明壟斷企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是0.002,且在5%的水平上顯著;列(6)的系數(shù)為0.002,但不顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱壟斷企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響。列(7)中Gis×Gov的系數(shù)是-0.002 且顯著;列(8)的系數(shù)-0.001,但不顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱壟斷企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響。

2.地區(qū)異質(zhì)性。我國地域遼闊,東中西部地區(qū)文化背景不同、資源稟賦不同,經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平也不同。相對中西部地區(qū),東部地區(qū)市場化程度、法治水平都較高,地區(qū)經(jīng)濟(jì)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(huán)境有利于約束地方政府行為[24]。因此,東中西部地區(qū)之間的地區(qū)差異是否影響政策性負(fù)擔(dān)、放權(quán)意愿與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系,需要進(jìn)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(qū)、中西部地區(qū)兩組,分別進(jìn)行回歸,考察地區(qū)性差異對政策性負(fù)擔(dān)、放權(quán)意愿與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的影響,結(jié)果如表9 所示。

表9 列(1)中Levt-1×Gis系數(shù)是0.004,且顯著;列(2)的系數(shù)為0.005,也顯著,相比之下,中西部受影響系數(shù)更大;說明中西部地區(qū)企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更大。列(3)中Gis的系數(shù)是-0.001,但不顯著;列(4)的系數(shù)為0.003 且顯著;說明中西部地區(qū)企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是0.001,但不顯著;列(6)的系數(shù)為0.009 且顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱中西部地區(qū)企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響。列(7)中Gis×Gov的系數(shù)是-0.001,但不顯著;列(8)的系數(shù)為-0.985 且顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱中西部地區(qū)企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響。

表9 地區(qū)異質(zhì)性

(二)內(nèi)部特征的異質(zhì)性分析

1.董事會持股比例異質(zhì)性。董事持股的意義在于保證經(jīng)營者的利益與股東的利益一致。王雷等[25]發(fā)現(xiàn),近年來國內(nèi)外企業(yè)普遍選用董事會持股作為長期激勵措施。當(dāng)企業(yè)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(yè)價值增長帶來的利潤。那么,董事會持股是否影響政府補(bǔ)貼、放權(quán)意愿與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整三者之間的關(guān)系,需要進(jìn)一步分析。本文以董事會成員的持股合計數(shù)占公司總股份比率的均值為準(zhǔn),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(jìn)行回歸,結(jié)果如表10 所示。

表10 列(1)中Levt-1×Gis的系數(shù)是-0.005,但不顯著;列(2)的系數(shù)卻為0.005,且顯著;說明董事會持股比例低的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更大。列(3)中Gis的系數(shù)是0.666,但不顯著;列(4)的系數(shù)為0.005,且顯著;說明董事會持股比例低的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是-0.000,但不顯著;列(6)的系數(shù)為0.002,且顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱董事會持股比例低的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響。列(7)中Gis×Gov的系數(shù)是0.002,但不顯著;列(8)的系數(shù)為-0.001,且顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱董事會持股比例低的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響。

2.獨(dú)立董事占比異質(zhì)性。獨(dú)立董事是指不在企業(yè)內(nèi)兼任除企業(yè)董事以外的其他職業(yè),且與其所受雇的企業(yè)及其重要關(guān)聯(lián)股東之間不具有能夠妨礙對其作出獨(dú)立性或客觀公正評價的利益關(guān)聯(lián)的董事。獨(dú)立董事可以對企業(yè)的重要事務(wù)提出獨(dú)立性建議,維護(hù)企業(yè)的整體效益,尤其保護(hù)中小股東的權(quán)利不受損害。Fama et al.[26]指出,董事中具有較多的獨(dú)立性董事可以充分發(fā)揮較好的監(jiān)督功能,可通過盡量減少管理人員與企業(yè)股東的權(quán)益矛盾,進(jìn)而降低了企業(yè)所面臨的代理成本,以維護(hù)企業(yè)的利益。郝穎等[27]發(fā)現(xiàn),若企業(yè)中的行業(yè)專家獨(dú)立董事資歷比董事長更深,則行業(yè)專家獨(dú)立董事的履職效果更好,更能發(fā)揮對企業(yè)資本配置的促進(jìn)作用。王躍堂等[28]的研究表明,獨(dú)立董事比例與我國上市公司的整體財務(wù)績效具有正相關(guān)性。那么,獨(dú)立董事占比高低是否影響政府補(bǔ)貼、放權(quán)意愿與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整三者之間關(guān)系,需要進(jìn)一步分析。本文以董事會中獨(dú)立董事比例的均值為準(zhǔn),將樣本分為獨(dú)立董事占比高、獨(dú)立董事占比低兩組,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果表11 所示。

表11 列(1)中Levt-1×Gis的系數(shù)是0.007,但不顯著;列(2)的系數(shù)為0.003,且顯著;說明獨(dú)立董事占比低的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)更高,資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更大。列(3)中Gis的系數(shù)是-0.169,但不顯著;列(4)的系數(shù)為0.002,且顯著;說明獨(dú)立董事占比低的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是0.002,但不顯著;列(6)的系數(shù)為0.002,且顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱獨(dú)立董事占比低的企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響。列(7)中Gis×Gov的系數(shù)是-0.001,但不顯著;列(8)的系數(shù)為-0.002,且顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱獨(dú)立董事占比低的企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響。

表11 獨(dú)立董事占比異質(zhì)性

3.兩職合一異質(zhì)性。董事長與總經(jīng)理兩職是否合一反映了董事會結(jié)構(gòu)。如果總經(jīng)理和董事長兩職合一,意味著總經(jīng)理要實(shí)現(xiàn)自我監(jiān)督,這種監(jiān)督很難達(dá)到預(yù)期效率。兩職合一時,決策制定權(quán)與決策控制權(quán)沒有分開,不同職務(wù)不能相互制約,管理層有機(jī)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(bǔ)貼、放權(quán)意愿與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整三者之間關(guān)系,需要進(jìn)一步分析。本文按照董事長與總經(jīng)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(jìn)行回歸,結(jié)果如表12 所示。

表12 兩職情況異質(zhì)性

表12 列(1)中Levt-1×Gis的系數(shù)是0.043,且顯著;列(2)的系數(shù)0.001,且不顯著。說明“兩職合一”的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更大。列(3)中Gis的系數(shù)是0.006,且顯著;列(4)的系數(shù)為0.001,但不顯著;說明“兩職合一”的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是0.014,且顯著;列(6)的系數(shù)為0.002,但不顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱“兩職合一”下政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響。列(7)中Gis×Gov的系數(shù)是-0.004,且顯著;列(8)的系數(shù)為-0.001,但不顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱“兩職合一”下政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響。

4.高管政府任職經(jīng)歷異質(zhì)性。政企關(guān)系一直是我國經(jīng)濟(jì)生活中的熱門話題。政企之間關(guān)系界定不清,關(guān)系錯雜,會阻礙社會經(jīng)濟(jì)的健康發(fā)展。政商關(guān)系親切交往的同時,要劃清關(guān)系,厘清界限。為了推進(jìn)社會健康發(fā)展,構(gòu)建新型政商關(guān)系,各地政企關(guān)系將以“兩清”作為目標(biāo),營造良好的經(jīng)營環(huán)境。在此大背景下,高管政府任職經(jīng)歷是否對政策性負(fù)擔(dān)、放權(quán)意愿與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離程度之間關(guān)系產(chǎn)生影響,需要進(jìn)一步分析。參考姜愛華等[30],按照企業(yè)董事長或總經(jīng)理曾經(jīng)或目前在各級政府部門任職,將樣本分為有任職經(jīng)歷、無任職經(jīng)歷等兩組,分別進(jìn)行回歸,結(jié)果如表13所示。

表13 高管政府任職經(jīng)歷異質(zhì)性

表13 列(1)中Levt-1×Gis的系數(shù)是0.004,且顯著;列(2)的系數(shù)為0.161,但不顯著;說明有任職經(jīng)歷的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度更大。列(3)中Gis的系數(shù)是0.001,且顯著;列(4)的系數(shù)為0.001,但不顯著;說明有任職經(jīng)歷的政策性負(fù)擔(dān)更高,企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)程度更大。列(5)中Levt-1×Gis×Gov的系數(shù)是0.010 且顯著;列(6)的系數(shù)為0.004,但不顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱有任職經(jīng)歷的企業(yè)政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的負(fù)面影響。列(7)中Gis×Gov的系數(shù)是-0.002,且顯著;列(8)的系數(shù)為0.002,但不顯著;說明簡政放權(quán)更能減弱政策性負(fù)擔(dān)對有高管任職經(jīng)歷的企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離程度的負(fù)面影響。

六、研究結(jié)論與啟示

(一)研究結(jié)論

本文以2013—2020 年滬深A(yù) 股地方國企為樣本,研究了地方國企政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響,以及政府放權(quán)意愿在這種影響中的調(diào)節(jié)作用。研究發(fā)現(xiàn):(1)政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整有負(fù)向影響,政策性負(fù)擔(dān)在一定程度上抑制資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度,同時又增加了資本結(jié)構(gòu)偏離程度。(2)政府放權(quán)意愿對政策性負(fù)擔(dān)與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系具有正向調(diào)節(jié)作用,政府放權(quán)意愿能夠提升企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度,減少資本結(jié)構(gòu)偏離目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的程度。(3)政策性負(fù)擔(dān)、放權(quán)意愿、資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系具有不同特征。從外部特征來看,壟斷企業(yè)、中西部地區(qū)企業(yè)存在更為突出的政策性負(fù)擔(dān)問題,政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響越大,政府放權(quán)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)也更為明顯。從內(nèi)部特征看,董事會持股比例越低、獨(dú)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(jīng)歷的企業(yè)的政策性負(fù)擔(dān)程度更為明顯,政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響越大,政府放權(quán)意愿的調(diào)節(jié)效應(yīng)也更為明顯。

(二)啟示

1.政府應(yīng)簡政放權(quán),減少政策性負(fù)擔(dān)。研究發(fā)現(xiàn),政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整有負(fù)面影響,而且中西部地區(qū)的政策性負(fù)擔(dān)對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的負(fù)面影響大,簡政放權(quán)的作用也更明顯。因此,地方政府需要加快轉(zhuǎn)變政府職能,簡政放權(quán),更好發(fā)揮政府在資源配置中的作用。只有轉(zhuǎn)變地方政府職能,加大簡政放權(quán)的力度,才能更好地激發(fā)各類市場主體活力。特別是在中西部地區(qū),更需要推動有為政府和有效市場更好結(jié)合,才能建設(shè)高標(biāo)準(zhǔn)市場體系,推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

2.企業(yè)應(yīng)利用政策利好,合理控制資本結(jié)構(gòu)。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)存在目標(biāo)資本結(jié)構(gòu);企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)也不是固定不變的,是一個動態(tài)性的過程;而且政府放權(quán)意愿能夠減弱政策性負(fù)擔(dān)對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的負(fù)面影響。在黨的十九屆五中全會提出轉(zhuǎn)變政府職能后,企業(yè)應(yīng)充分利用國家宏觀政策的利好,緊隨外部宏觀政策環(huán)境的變化,確定資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的合理范圍,降低高負(fù)債率,增強(qiáng)競爭力,推動企業(yè)不斷成長,實(shí)現(xiàn)價值最大化。

3.企業(yè)應(yīng)練好內(nèi)功,推動資本結(jié)構(gòu)動態(tài)優(yōu)化與治理相結(jié)合。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)內(nèi)部特征不同,簡政放權(quán)、政策性負(fù)擔(dān)、資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系也不同。在董事會持股比例低、獨(dú)董比例低、“兩職合一”、高管有政府任職經(jīng)歷時,政策性負(fù)擔(dān)與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系顯著,簡政放權(quán)的作用明顯。因此,企業(yè)應(yīng)該練好內(nèi)功,加強(qiáng)內(nèi)部治理建設(shè)。如通過股權(quán)激勵等方式,提高地方國企管理層的持股比例,促進(jìn)企業(yè)管理層目標(biāo)與股東目標(biāo)的一致性;適當(dāng)增加地方國企董事會中獨(dú)立董事占比,提高決策的有效性;盡量實(shí)現(xiàn)董事長和總經(jīng)理的兩職分離,建立良好的公司治理機(jī)制,減少企業(yè)與地方政府關(guān)聯(lián),逐步實(shí)現(xiàn)政企分離。通過構(gòu)建更為合理的治理結(jié)構(gòu),提高資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度,減少資本結(jié)構(gòu)偏離程度,推動資本結(jié)構(gòu)動態(tài)優(yōu)化與治理相結(jié)合。

本研究仍存在一定不足,有待進(jìn)一步完善與深入。首先,僅研究了地方國企,研究結(jié)論的可推廣性受限。政策性負(fù)擔(dān)對民營企業(yè)、外資企業(yè)等其他類型企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響有待進(jìn)一步檢驗。若結(jié)論在不同類型企業(yè)中均成立,說明結(jié)論具有可推廣性,將能更好地服務(wù)政策制定。其次,研究了政策性負(fù)擔(dān)對地方國企資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的影響,還需進(jìn)一步找出連接政策性負(fù)擔(dān)與地方國企資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間的關(guān)系,以深入研究兩者的影響機(jī)理。最后,考察了不同內(nèi)部治理特征,發(fā)現(xiàn)政策性負(fù)擔(dān)、放權(quán)意愿、資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的不同,未來研究可以進(jìn)一步分析其原因,從而對政策性負(fù)擔(dān)、放權(quán)意愿、資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整之間關(guān)系的形成有更加完整和深入的理解。