李一花 駱熙

內容提要:“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響沒有引起研究重視。首次利用“省直管縣”財政改革的準自然實驗,借助“固定資產(chǎn)投資-流動負債”敏感度方程,實證評估了“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響。多期雙重差分結果顯示,“省直管縣”財政改革顯著增強了固定資產(chǎn)投資對流動負債的正向敏感度,表明“省直管縣”財政改革加劇了企業(yè)投融資期限錯配。該結論在經(jīng)過排除同期政策影響、處理效應異質性討論、其他穩(wěn)健性檢驗與安慰劑檢驗等多種穩(wěn)健性檢驗后依然成立。機制分析表明,“省直管縣”財政改革加劇了政企融資競爭,顯著降低了企業(yè)長期融資的可得性。異質性分析顯示,影響效應在改革強度大與經(jīng)濟財政實力弱的地區(qū)以及融資約束嚴重的企業(yè)更為突出。結論的政策啟示是推進“省直管縣”財政改革要兼顧市縣利益,處理好簡化政府層級與微觀經(jīng)濟運行風險的關系。

一、 引 言

在防范化解重大風險背景下,企業(yè)投融資期限錯配問題備受矚目。這種用短期借款支持長期投資的做法不僅會加劇企業(yè)短期償債壓力(Acharya等,2011),扭曲企業(yè)投資行為(Hu等,2023),還會導致企業(yè)盈利能力下降(Chui等,2018),影響經(jīng)濟發(fā)展的動力。由此,分析何種原因及如何影響了企業(yè)投融資期限錯配,能夠對防控企業(yè)運行風險、促進企業(yè)資產(chǎn)債務期限匹配起到關鍵作用。

“省直管縣”財政改革作為簡化政府縱向管理層級,解決縣鄉(xiāng)財政困難和協(xié)調市縣關系的重要手段(Jia等,2020),其改革實踐已持續(xù)20多年之久。截至2019年末,全國已有至少79.86%的地級市(23個省份的234個地級市)推行了這項改革。從改革實踐來看,“省直管縣”財政改革最早從浙江開始,之后在各省陸續(xù)推行,在2007年與2009年達到高峰(譚之博等,2015)。其關鍵舉措在于把縣級政府的收支責任劃分、轉移支付分配及預算資金調度,交由省級財政直接管理,以建立省縣財政的直接聯(lián)系。部分文獻研究得出,“省直管縣”財政改革緩解了縣級財政壓力(賈俊雪等,2013)、促進了地方公共品的提供(丁樹等,2023)和經(jīng)濟增長(才國偉和黃亮雄,2010;韋東明等,2021)。但“省直管縣”財政改革可能會減少市級財力,增加市級支出負擔與道德風險(才國偉等,2011;譚之博等,2015),并加劇對非直管縣的財政擠壓。同時,“省直管縣”財政改革后,市級政府面臨的競爭對手從省內地級市擴大為市和直管縣,導致財力沖擊和競爭壓力加劇(劉沖等,2014),可能抽空地級市發(fā)展的血液(鄭風田,2009),對統(tǒng)籌市縣發(fā)展空間產(chǎn)生負面影響(劉尚希和李成威,2010),也會激勵市級政府增加土地出讓(Liu和Alm,2016)和舉債(黃壽峰和向淑敏,2021;盧洪友等,2017)。

從上述文獻梳理可以看出,目前對“省直管縣”財政改革影響的研究主要側重于縣或市政府層面,鮮有文獻考察“省直管縣”財政改革對企業(yè),尤其是企業(yè)投融資期限錯配的影響。中國金融體系以銀行部門為主導,銀行業(yè)總資產(chǎn)在整個金融體系的占比達到90%以上(Ma等,2022),“省直管縣”財政改革后,市級政府在財政壓力和競爭壓力的驅動下面臨融資需求擴張的格局,由于政府的融資主要用于基礎設施等長期投資,因而,是否影響到企業(yè)的長期信貸融資需求?也就是說,政企融資競爭是否降低了企業(yè)長期信貸資金的可得性,進而影響企業(yè)投融資期限錯配?

為探尋上述問題的答案,本文借助“省直管縣”財政改革的準自然實驗,采用“固定資產(chǎn)投資-流動負債”敏感度方程,探討“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的作用。實證結果表明,“省直管縣”財政改革加劇了企業(yè)投融資期限錯配,其作用機制主要是刺激市級政府融資需求擴張,以及加劇企業(yè)長期貸款減少。異質性分析顯示,改革效應在改革強度大、經(jīng)濟財政實力弱的城市及融資約束更強的企業(yè)更顯著。

較以往研究而言,本文的邊際貢獻主要反映在如下三方面:一是研究視角的創(chuàng)新。不同于已有研究從地方政府債務治理(劉貫春等,2022)、國地稅合并(葉永衛(wèi)等,2022)、社會保險法實施(汪偉和張少輝,2022)、官員訪問(邱穆青和白云霞,2019)、產(chǎn)融結合(馬紅等,2018)與綠色信貸政策(程茂勇和邊啟章,2023)等視角對企業(yè)投融資期限錯配的影響的研究,本文首次從“省直管縣”財政改革的視角考察了企業(yè)短貸長投背后的政府層級改革因素,豐富了企業(yè)投融資期限錯配成因的研究。二是研究對象的拓展。與以往研究主要關注“省直管縣”財政改革對縣或市政府的影響不同,本文著重研究“省直管縣”財政改革對市轄區(qū)企業(yè)投融資期限錯配的影響,拓展了“省直管縣”財政改革的微觀經(jīng)濟效果的研究。三是準自然實驗方法能確保實證結果的可靠。“省直管縣”財政改革由中央推動、省級政府具體組織實施,因此,對市縣來說是外生沖擊,運用準自然實驗方法進行研究,有助于緩解以往實證研究中存在的內生性問題,實證結果更加可靠。為進一步檢驗結果的異質性,本文從改革強度、經(jīng)濟財政實力以及融資約束等多方面進行了豐富的異質性檢驗,為科學把握“省直管縣”財政改革的影響提供了更多的經(jīng)驗證據(jù)。

本文以下內容是這樣安排的:第二部分介紹制度背景和研究假設;第三部分闡述研究設計;第四部分是實證結果及分析;第五部分是作用機制檢驗;第六部分是異質性分析;最后是結論與啟示。

二、 制度背景與研究假設

1. 制度背景

新中國成立后,地方政府主要實行“省-(地區(qū))-縣”的行政和財政管理體制。為統(tǒng)一城鄉(xiāng)市場及資源,1982年,中央正式推行“市領導縣”體制,此后,“市管縣”在全國(浙江省除外)鋪開(龔斌磊等,2023)。1994年分稅制改革后,地方財政尤其是縣鄉(xiāng)財政的財權與事權不匹配日漸凸顯。農(nóng)村稅費改革與農(nóng)業(yè)稅取消后,縣鄉(xiāng)財政困難越發(fā)嚴重。在此背景下,“市管縣”體制的消極影響與負面作用日益突出,社會輿論將其歸納作三大“漏斗效應”:財政漏斗、權力漏斗與效率漏斗,即過多的政府層級增添了管理成本,拖累了行政效率;市級政府借助行政權力截留擠占了縣級轉移支付與補助,產(chǎn)生權力漏斗;把本該歸屬于縣的高利潤企業(yè)或稅基較大項目轉移到市區(qū),將屬于自身的支出責任攤派到縣,產(chǎn)生效率漏斗。市縣間的不對等關系極大削弱了縣鄉(xiāng)政府的財政自給能力,致使縣鄉(xiāng)財政狀況惡化,城鄉(xiāng)差距擴大。為解決縣鄉(xiāng)財政困難并協(xié)調市縣關系(李永友等,2022),中央政府自2004年開始在全國范圍內試點推行“省直管縣”財政改革(劉勇政等,2019),并多次在重要文件中就“省直管縣”財政改革作出強調?！秶窠?jīng)濟和社會發(fā)展第十一個五年規(guī)劃綱要》指出要“理順省以下財政管理體制,有條件的地方可推行省直接對縣的管理體制”?！秶鴦赵宏P于推進社會主義新農(nóng)村建設的若干意見》中則指出“有條件的地區(qū)可以加快推行‘省直管縣’財政管理體制改革”?！吨泄仓醒雵鴦赵宏P于2009年促進農(nóng)業(yè)穩(wěn)定發(fā)展農(nóng)民持續(xù)增收的若干意見》指出,推進省直接管理縣的財政體制改革,要把糧食、油料、棉花及生豬生產(chǎn)大縣全部劃入改革范圍。同年6月,財政部印發(fā)了《關于推進省直管縣財政改革的意見》,指出到2012年末,要力爭將“省直管縣”財政改革在除民族地區(qū)外的全國其他地區(qū)鋪開。2013年11月,中共十八屆三中全會提出給予地方更大自主權,探索省直接管理縣(市)的改革?！秶窠?jīng)濟和社會發(fā)展第十四個五年規(guī)劃和2035年遠景目標綱要》提出要健全省以下財政體制,提升基層公共服務保障能力。2022年5月,國務院辦公廳頒布《關于進一步推進省以下財政體制改革工作的指導意見》,指出對區(qū)位優(yōu)勢不突出、經(jīng)濟發(fā)展?jié)摿κ芟?、財政相對困難的縣,可納入省直管范圍或參照直管方式進行管理,增強省對縣的財力支持。對由市管轄更有助于地區(qū)統(tǒng)籌規(guī)劃、激發(fā)發(fā)展活力的縣,適當加強市級財政的管理責任。表1歸納了2004-2018年各省推行“省直管縣”財政改革的進展情況。

表1 各省實施“省直管縣”財政改革的時間進程

2. 理論分析與研究假設

就改革實踐而言,“省直管縣”財政改革至少對市級政府產(chǎn)生如下三方面影響:首先,“省直管縣”財政改革增加了市級財政壓力。政府層級扁平化使得地級市政府不再參與縣級政府稅收分成,客觀上使得改革市的稅收分成比例下降;轉移支付與其他補助資金繞過市,由省直接核定發(fā)放到縣,地級市政府不再能夠截留與統(tǒng)籌縣級資金。同時,部分省份還要求市級增加對縣級財政的轉移支付力度,并負擔對縣的各類專項補助。由此,“省直管縣”財政改革可能降低了市級人均財政收入,但會提高市級人均財政支出(Li等,2016;才國偉等,2011),這在客觀上增大了市級政府的財政壓力。其次,“省直管縣”財政改革增加了市級政府競爭壓力?！笆≈惫芸h”財政改革前,市級政府只需面臨所屬省內同級市級政府間的競爭;改革后,市級政府面臨的競爭對手從省內地市擴大為市與直管縣。參與改革的縣越多,地區(qū)競爭越激烈(方紅生等,2023)。最后,“省直管縣”財政改革弱化了省級政府的協(xié)調監(jiān)管能力?！笆≈惫芸h”財政改革后,省級政府直接管理的下級政府數(shù)量由省內地級市的數(shù)量激增為地級市與直管縣的數(shù)量之和,使其協(xié)調與監(jiān)管的效率隨著控制范圍的增加而下降(Li等,2016)。

作為典型的投資拉動型經(jīng)濟體,若地方政府在面臨財政壓力時通過提升稅負與供地價格、削減政府開支等“增稅減支”的策略應對,可能導致資本外流,有?！盀樵鲩L而競爭”的內在激勵,且無益于地方財源擴張與政府收入增長(徐超等,2020)。因此,采取舉債手段而非“增稅減支”的手段來釋放財政壓力是負作用最小的選擇。加之“省直管縣”財政改革后,省級政府協(xié)調監(jiān)管效率下降,制約了其規(guī)范與引導下級政府支出行為、統(tǒng)籌與協(xié)調省內均衡發(fā)展的積極性與能力,使市級政府舉債融資傾向提升。無論是2015年新《預算法》實施之前還是之后,依靠融資平臺舉債都是地方政府債務融資的重要來源。據(jù)多項研究證實,融資平臺代行政府融資職能,其舉借的債務主要包含銀行貸款與城投債,且主要用于基礎設施建設和社會公益事業(yè),這些項目投資周期通常較長(羅宏等,2023)。據(jù)本文數(shù)據(jù)測算,截至2019年12月,3年期以上的城投債達到94.06%,5年期以上的城投債達到83.07%。因而地方政府的長期信貸資金需求越多,對銀行長期信貸資金的占用就越多,由此降低了企業(yè)能夠獲取的長期銀行貸款規(guī)模。同時,融資平臺受到地方政府的隱性擔保,因而,市場普遍認為其資產(chǎn)安全性較高,城投信仰由此而來。因此,銀行更傾向于為融資平臺貸款融資,而壓縮具有較大風險的企業(yè)貸款業(yè)務(梁若冰和王群群,2021),尤其是壓縮企業(yè)的長期貸款項目(劉貫春等,2022)。在中國這樣以銀行為主的間接融資體系中,銀行信貸是企業(yè)經(jīng)營發(fā)展,尤其是外部長期融資的主要資金來源(李逸飛等,2022),這就可能會縮短企業(yè)融資期限。據(jù)此,本文提出以下研究假設:

假設1:“省直管縣”財政改革的推行會加劇企業(yè)投融資期限錯配。

三、 研究設計

1. 計量模型

考慮到“固定資產(chǎn)投資-現(xiàn)金流”敏感度方程可以在度量企業(yè)固定資產(chǎn)投資對流動負債依賴性的同時,有效避免企業(yè)長期投資與長期資金來源科目眾多及部分投融資資金披露不全帶來的合并計算偏差問題,敏感度方程已成為既有研究考察企業(yè)投融資期限錯配行為的常用做法(McLean和Zhao,2014;劉貫春等,2022)。有鑒于此,本文借鑒此類做法,構建“固定資產(chǎn)投資-現(xiàn)金流”敏感度方程,考察“省直管縣”財政改革是否會加劇企業(yè)投融資期限錯配:

assetkct=α0+α1fliabilitykt×postct+α2fliabilitykt+α3postct+ψXkt+vk+ut+εkct

(1)

其中,k、c與t分別表示企業(yè)、城市及年份。assetkct為企業(yè)固定資產(chǎn)投資;fliabilitykt為企業(yè)流動負債;postct為“省直管縣”財政改革虛擬變量,反映企業(yè)所在城市是否推行了“省直管縣”財政改革。實證中還引入了企業(yè)層面的控制變量,包括企業(yè)規(guī)模scale、資產(chǎn)負債率leverage、盈利能力profit、賬面市值比value、現(xiàn)金流cash、上市年份age與成長性growth。為控制企業(yè)層面不易捕捉的固有特征和隨時間變化的宏觀市場環(huán)境的作用,本文還控制了企業(yè)固定效應vk與時間固定效應ut。α1是本文關心的估計系數(shù),捕捉了“省直管縣”財政改革對“固定資產(chǎn)投資-流動負債”的正向敏感度的作用。預期α1顯著為正,即“省直管縣”財政改革顯著提升了企業(yè)投融資期限錯配程度。

2. 樣本與數(shù)據(jù)

對于企業(yè)固定資產(chǎn)投資assetkct,借鑒Bleakley和Cowan(2010)、鐘凱等(2016)的方案,利用現(xiàn)金流量表中“構建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)與其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”表示,并借助上一年總資產(chǎn)進行標準化處理。對于企業(yè)流動負債fliabilitykt,借助其本期增量與上期總資產(chǎn)的比值衡量。對于“省直管縣”財政改革虛擬變量postct,如果城市推行了改革,則將改革當年及之后年份賦值為1,之前賦值為0。

依據(jù)相關文獻做法(凌潤澤等,2023;宋恒等,2024),本文引入7個控制變量。其具體含義和指標設定如下:企業(yè)規(guī)模scale,借助企業(yè)總資產(chǎn)的對數(shù)刻畫(單位:元);資產(chǎn)負債率leverage,計算方法為企業(yè)總負債比總資產(chǎn);盈利能力profit,計算方法為企業(yè)凈利潤比總資產(chǎn);賬面市值比value,計算方法為股東權益比公司市值;現(xiàn)金流cash,計算方法為企業(yè)經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈額比企業(yè)總資產(chǎn);上市年限age,借助企業(yè)上市年份的對數(shù)刻畫(單位:年);成長性growth,借助企業(yè)營業(yè)收入的年增長率來衡量。

本文研究對象是非金融類上市公司,樣本區(qū)間為2006-2019年。實證中市級層面的“省直管縣”財政改革數(shù)據(jù)來源于各省財政廳網(wǎng)站和各省的文件,并將改革縣匹配到對應的地級市。企業(yè)層面變量源自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR),市級其他數(shù)據(jù)來自歷年《中國城市統(tǒng)計年鑒》《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。根據(jù)本文研究內容,對變量數(shù)據(jù)還進行了以下處理:第一,去除北京、天津、上海、重慶四個直轄市的樣本,同時去除實施“省直管縣”較早的浙江、海南、寧夏三省;第二,剔除沒有實施改革的少數(shù)民族自治地區(qū),以及數(shù)據(jù)不全的西藏地區(qū);第三,以2019年行政區(qū)劃為標準,去除了2006-2019年行政區(qū)劃發(fā)生改變(例如市的撤并與設立等)的城市樣本。最終,本文得到182個城市2006-2019年的面板數(shù)據(jù)。在實證分析中,由于變量缺失程度略有不同,樣本量會有所差異。主要變量的描述性統(tǒng)計見表2。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計

四、 實證結果與分析

1. 基準回歸結果

基準回歸結果見表3。列(1)僅引入了個體與時間固定效應,列(2)在前列回歸的基礎上控制了隨時間變動的其余變量。能夠發(fā)現(xiàn),不論模型形式如何設定,流動負債fliability與交乘項fliability×post的估計系數(shù)都為正,并至少通過了5%的顯著性檢驗。意味著,企業(yè)固定資產(chǎn)投資對流動負債正向敏感,“省直管縣”財政改革顯著提升了企業(yè)投融資期限錯配程度。引入控制變量的回歸結果表明,流動負債fliability與交乘項fliability×post的估計系數(shù)分別是0.082與0.030,意味著“省直管縣”財政改革使得“固定資產(chǎn)投資-流動負債”敏感度顯著提升了36.59%(即0.030/0.082),顯示出“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的重要影響。

表3 基準回歸結果

2. 平行趨勢檢驗與動態(tài)效應分析

為檢驗平行趨勢假定,并更清晰地呈現(xiàn)上市公司投融資期限錯配在“省直管縣”財政改革前后的動態(tài)效應,本文參考劉沖等(2023)的做法,借助式(2)所示的事件研究方程進行考察:

(2)

其中,beforect被定義為實驗組c市在“省直管縣”財政改革實施之前的第j年取值為1,否則取值為0,afterct被定義為實驗組c市在“省直管縣”財政改革實施當年(i=0)及實施后第i年取值為1,否則取值為0。本文借鑒王鋒和葛星(2022)的做法,把改革實施前四年以上的各期歸并到第四年,改革實施后三年以上的各期歸并到第三年,并以改革實施前第四年作為基期。此時“省直管縣”財政改革實施前的估計系數(shù)能夠用于測試實驗組與對照組樣本在改革實施前的趨勢是否存在顯著差異,而之后各期的估計系數(shù)能夠反映改革實施后各年度處置效應的變化狀況。余下符號的含義均與式(1)一致。

逐年交乘項系數(shù)及其對應的90%置信區(qū)間見圖1。能夠發(fā)現(xiàn),改革前交乘項系數(shù)在0附近波動且統(tǒng)計上不顯著,滿足平行趨勢假定。改革當年及之后年份交乘項的估計系數(shù)顯著為正,說明“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的加劇作用在政策實施后開始發(fā)揮,并保持了一定的持續(xù)性。

圖1 “省直管縣”財政改革影響企業(yè)投融資期限錯配的動態(tài)效應分析

3. 穩(wěn)健性檢驗(1)限于篇幅,穩(wěn)健性檢驗結果不再列示,備索。

為進一步考察基準回歸結論是否穩(wěn)健,本文從排除同時期政策影響、處理效應異質性、其他穩(wěn)健性檢驗與安慰劑檢驗等多個方面檢驗實證結果的穩(wěn)健性。

第一,排除其他同時期政策的影響。首先,考慮到“省直管縣”改革中,部分省份還推行了經(jīng)濟管理權限下放的“強縣擴權”改革(余錦亮,2022),為避免“強縣擴權”改革的干擾,本文在基準模型(1)中納入了“強縣擴權”改革虛擬變量EPC(城市實行“強縣擴權”當年及之后年度取1,之前取0),實證結果顯示,在控制住“強縣擴權”改革的影響后,“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的加劇作用并未改變。其次,最低工資政策可能會影響企業(yè)投融資期限錯配狀況。一方面,最低工資上漲推高企業(yè)勞動力成本,可能使得企業(yè)以資本或先進技術代替勞動力(李建強等,2020),從而增加企業(yè)長期投資支出;另一方面,最低工資上漲會收緊企業(yè)融資約束,加劇投融資期限不匹配。為排除最低工資政策的影響,本文于基準回歸中引入最低工資政策虛擬變量wage(城市推行了最低工資政策當年及之后取1,之前取0),實證結果顯示,實行最低工資政策未改變“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的加劇作用。最后,固定資產(chǎn)加速折舊政策可能促使企業(yè)增加長期投資(Garrett等,2020),從而加劇企業(yè)投融資期限錯配。為排除固定資產(chǎn)加速折舊政策的干擾,本文在基準回歸中納入固定資產(chǎn)加速折舊政策虛擬變量depreciation(行業(yè)試點了固定資產(chǎn)加速折舊政策當年及之后取1,之前取0),實證結果顯示,在控制住固定資產(chǎn)加速折舊政策的潛在作用后,“省直管縣”財政改革仍能顯著加劇企業(yè)投融資期限錯配。

第二,關于處理效應異質性的討論?？紤]到多維度異質性處理效應下,傳統(tǒng)雙向固定效應方程可能會因為存在負權重而導致政策效應的估計產(chǎn)生偏誤(De Chaisemartin和D′Haultfoeuille,2020;Goodman-Bacon,2021;Callaway和Sant′Anna,2021),本文遵循Callaway和Sant′Anna(2021)的方案,通過測算“組別-時期平均處理效應”進行穩(wěn)健性檢驗。具體而言,本文分別采用逆概率加權法(IPW估計)及改進的雙重穩(wěn)健逆概率傾斜加權最小二乘法(DRIMP估計)估算“組別-時期平均處理效應”。檢驗結果發(fā)現(xiàn),不論基于何種估算思路,“省直管縣”財政改革的加權平均處理效應均顯著為正。表明對本文研究樣本與政策而言,傳統(tǒng)雙向固定效應的估計偏誤并不嚴重,基于該模型設定的實證結果基本可靠。

第三,替換被解釋變量。借鑒鐘凱等(2016)的做法,借助企業(yè)長期投資和長期資金來源的差值對企業(yè)投融資期限錯配狀況進行直接度量,并考察“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響。數(shù)據(jù)顯示實證結果基本沒有改變。

第四,剔除樣本異常值。考慮到樣本中城市級別等差異,可能會干擾到實證結果。由此,本文逐步去除副省級城市樣本、樣本期內退出改革城市樣本與全面實行“省直管縣”的城市樣本。除上述特殊處理外,考慮到那些直到2019年年底還沒有實施“省直管縣”財政改革的市,可能與改革試點市在經(jīng)濟發(fā)展水平和經(jīng)濟結構方面存在較大差異。因此,為排除這一因素對實驗組與對照組可比性的影響,進一步去掉這些市的樣本。此時,本文比較的是那些2019年年底之前推行了“省直管縣”的市,但首次改革時間不同的市的差異。數(shù)據(jù)顯示,實證結果仍然成立。

第五,控制潛在內生性。為增強本文結論可靠性,本文進一步利用三種辦法應對潛在的內生性問題。首先,加入宏觀經(jīng)濟變量?？紤]到城市經(jīng)濟發(fā)展狀況也可能影響到企業(yè)投融資期限錯配程度,在前文基礎上進一步控制國內生產(chǎn)總值增長率、物價變動程度與地區(qū)金融發(fā)展狀況等宏觀經(jīng)濟變量,重新進行回歸。其中,國內生產(chǎn)總值增長率以市轄區(qū)本期實際國內生產(chǎn)總值減上期實際國內生產(chǎn)總值比上期實際國內生產(chǎn)總值的比值度量,物價變動以全市固定資產(chǎn)投資價格指數(shù)度量,地區(qū)金融發(fā)展程度以市轄區(qū)金融機構貸款余額與國內生產(chǎn)總值的比值度量(李一花等,2021)。數(shù)據(jù)顯示實證結果基本沒有變化。其次,利用滯后1期的變量進行回歸。由于“省直管縣”改革效應的發(fā)揮可能需要一定時滯,同時為緩解反向因果偏誤,本文將“省直管縣”改革虛擬變量及控制變量滯后1期。最后,考慮上期固定資產(chǎn)投資對本期投資的影響。通常而言,企業(yè)投資具有動態(tài)連續(xù)性,當期投資規(guī)?？赡苁芮捌谝?guī)模作用。有鑒于此,本文在模型中引入滯后1期的投資規(guī)模作為控制變量,基準回歸模型轉換為動態(tài)面板回歸模型,利用系統(tǒng)GMM方法進行估計。實證結果表明,在考慮了上期投資對本期投資的正向影響后,“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響仍然顯著為正。

第六,改變模型設定。一方面,由于改革沖擊基于城市層面構建,對實證結果在城市層面進了標準誤聚類處理。另一方面,由于企業(yè)投融資期限狀況還受到所在行業(yè)及城市不可觀測因素的影響,我們進一步在模型中加入行業(yè)、城市固定效應。實證結果顯示,“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的加劇作用依然存在。

第七,安慰劑檢驗?？紤]到實證研究中可能存在較多不可控的未知因素,導致企業(yè)投融資期限錯配狀況改變并非“省直管縣”的影響。本文遵照馬光榮等(2023)的做法,借助非參置換檢驗方法進行安慰劑檢驗。具體操作如下:在全部樣本中隨機抽取實驗組與對照組,并對基準回歸反復估計。圖2顯示,通過1000次反復隨機抽樣獲得的回歸系數(shù)集中于0附近,與表2估計值0.030存在顯著差異,表明企業(yè)投融資期限錯配狀況變化并非源于不可觀測因素,而是“省直管縣”財政改革所致。證明“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響是穩(wěn)健的。

圖2 安慰劑檢驗的核密度估計結果

五、 機制檢驗

理論分析表明,“省直管縣”財政改革會強化地方政府同企業(yè)的長期資金競爭。由此,本文立足企業(yè)長期資金可得性視角,對“省直管縣”財政改革何以加劇企業(yè)投融資期限錯配展開作用機制檢驗。

在企業(yè)資金可得性方面,本文認為,“省直管縣”財政改革會激勵市級政府債務融資需求擴張,從而降低企業(yè)長期資金可得性。為此,本文采用人均債務余額的對數(shù)pdebt和負債率debt衡量市級債務規(guī)模。其中,市級政府債務規(guī)模為全市城投債扣除縣級融資平臺發(fā)行的城投債后得到?；貧w結果匯報于表4列(1)列(2)。能夠發(fā)現(xiàn),改革虛擬變量在地方政府債務規(guī)模模型中的估計系數(shù)一致顯著為正,說明“省直管縣”財政改革會刺激市級政府舉債,進而可能加劇政企競爭,惡化企業(yè)投融資期限錯配狀況。

表4 機制檢驗回歸結果

在企業(yè)債務期限結構方面,本文認為,長期信貸可得性下降是“省直管縣”財政改革加劇企業(yè)投融資期限錯配的中介機制。為證實這一猜想,我們分別借助短期借款增加規(guī)模short與長期借款增加規(guī)模long來度量企業(yè)信貸可得性。其中,增加規(guī)模用兩類借款的一階差分項度量。容易看出,“省直管縣”財政改革虛擬變量的估計系數(shù)在企業(yè)短期借款模型中不顯著,而在長期借款模型中顯著為負。這表明,“省直管縣”財政改革對企業(yè)短期借款沒有影響,但顯著減少了企業(yè)長期借款,促使企業(yè)更傾向于用短期借款支持長期投資,加深了企業(yè)投融資期限的不匹配程度。本文的假設得到驗證。

六、 異質性分析

對不同企業(yè)而言,其面臨的“省直管縣”財政改革強度、所處城市市縣力量對比及受到的融資約束可能不同,由此,“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響會隨地區(qū)與企業(yè)特征有所不同。為此,本文從改革強度、市縣力量對比、企業(yè)融資約束三個角度,考察“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的異質性作用。

1. 改革強度

一方面,各省實行“省直管縣”財政改革時,對一次性鋪開還是逐步推開的模式選擇有所不同,試點直管縣的財力狀況也存在差別,這將使得改革市受到的沖擊不盡相同。受“省直管縣”財政改革沖擊越大的城市,其市級財力惡化越明顯,與企業(yè)的融資競爭可能越嚴重,更容易加劇企業(yè)投融資期限錯配。另一方面,“省直管縣”體制下,市級政府面臨的競爭強度也存在差別,可能對企業(yè)投融資期限錯配產(chǎn)生不同影響?！笆≈惫芸h”財政改革后,市級財政與直管縣的平級管理導致競爭主體數(shù)量增加,并且在同一省份內,“省直管縣”財政改革推行的范圍越廣,市級政府競爭對手數(shù)量增加越多,企業(yè)投融資期限錯配可能越嚴重。

考慮到“省直管縣”財政改革在2004年后在大多數(shù)省份進行試點,因此,本部分試圖對改革地區(qū)的不同改革強度的影響進行估計,模型如式(3)所示:

assetkct=β0+β1fliabilitykt×postct×intensityc,z+β2fliabilitykt×postct+β3postct×intensityc,z+β4fliabilitykt×intensityc,z+β5fliabilitykt+β6postct+β7intensityc,z+vk+ut+ψXkt+εkct

(3)

其中,intensityc,z為“省直管縣”財政改革強度。本文界定三種形式的改革強度。其一為財力沖擊強度,刻畫的是改革對市級政府的財力沖擊(intensityc,1),具體以改革前后市級一般公共預算收入/全市一般公共預算收入的平均值之差度量。其二為改革縣的數(shù)量強度(intensityc,2),刻畫的是一市之內實施改革縣的數(shù)量,具體以某市改革縣占該市全部縣的數(shù)量之比來度量。其三是競爭強度(intensityc,3),捕捉的是一市之內市級政府競爭對手增加的數(shù)量,具體以改革前后省政府直接管理的下級政府數(shù)量之差來度量。交乘項fliabilitykt×postct×intensityc,z的系數(shù)β1即為不同強度下“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的影響。

表5的列(1)至列(3)分別給出了用這三種方式衡量改革強度的估計結果。從回歸結果來看,不論改革強度如何設置,三重交互項系數(shù)都顯著為正,表明改革強度越大,“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的加劇作用越顯著。從回歸系數(shù)顯著性及大小來看,呈現(xiàn)出競爭強度、改革縣數(shù)量強度與財力沖擊強度依次遞增的關系。這意味著,“省直管縣”財政改革造成的市級財政壓力對企業(yè)投融資期限錯配的影響強于政府競爭的影響。

表5 不同改革強度的回歸結果

2. 市縣力量對比

企業(yè)所在地區(qū)的市和縣的經(jīng)濟地位不同,也可能導致“省直管縣”財政改革效應存在地區(qū)差異。相較而言,省直管弱縣,會緩解市級財政負擔,弱化市級融資需求,進而改善企業(yè)投融資期限錯配。但省直管強縣,會減少市對縣級資金的汲取,縮減市級可用財力,從而加劇企業(yè)投融資期限錯配。為探析這一差異,本文參考高秋明和杜創(chuàng)(2019)的做法,基于經(jīng)濟發(fā)展水平及財政收入(財政支出)狀況的不同,對市縣力量進行對比。具體指標如下:

市轄區(qū)人均國內生產(chǎn)總值占比,刻畫市縣經(jīng)濟發(fā)展的相對程度。其計算方法是:市轄區(qū)人均國內生產(chǎn)總值占比=市轄區(qū)人均國內生產(chǎn)總值/全市人均國內生產(chǎn)總值。

市轄區(qū)人均公共財政收入占比,刻畫市縣財政收入的相對大小。其計算方法是:市轄區(qū)人均公共財政收入占比=市轄區(qū)人均公共財政收入/全市人均公共財政收入。

市轄區(qū)人均公共財政支出占比,刻畫市縣財政支出的相對大小。其計算方法是:市轄區(qū)人均公共財政支出占比=市轄區(qū)人均公共財政支出/全市人均公共財政支出。

根據(jù)指標數(shù)值大小的升序排位為樣本城市分組。定義位于指標35%分位數(shù)以下的城市為低值組,該組城市的市轄區(qū)數(shù)值相較全市整體數(shù)值的占比較低,表明縣的經(jīng)濟實力或財政能力相對較強,即“弱市-強縣”;位于指標65%以上的城市定義為高值組,表示市級的經(jīng)濟實力或財政實力顯著強于縣,即“強市-弱縣”;處于二者間市縣力量相對趨近的是中間組。

表6報告了依據(jù)三類指標進行分組的回歸結果?？梢钥闯?交乘項系數(shù)在任何情況下均為正,顯示“省直管縣”會加劇企業(yè)投融資期限錯配。不過,這一作用的大小因市縣相對實力的差別有所差異。具體而言,“省直管縣”財政改革在弱市-強縣組影響顯著,而在強市-弱縣組及中間組不顯著。這意味著“省直管縣”對弱市的財力沖擊和競爭壓力更大,而對強市而言,“省直管縣”的推行可能更多地是減輕了支持縣級財政的負擔,因而在對企業(yè)投融資期限錯配的影響上呈現(xiàn)出了一定的差異。

表6 不同市縣關系下的分組回歸結果

3. 融資約束

從企業(yè)層面看,企業(yè)融資約束也會使得“省直管縣”財政改革的作用表現(xiàn)出差異化特征。融資約束較大的企業(yè),經(jīng)營風險較大,外部融資能力較差(汪偉和張少輝,2022),更難獲得長期貸款,更易受到改革沖擊,從而更可能將短期貸款用作長期投資。

基于此,本文借助kz指數(shù)衡量企業(yè)融資約束狀況,并將高于中位數(shù)的企業(yè)歸集為高融資約束組,否則為低融資約束組,回歸結果見表7?？梢钥闯?交乘項估計系數(shù)在高融資約束組顯著為正,而在低融資約束組不顯著。這表明,企業(yè)面臨的融資約束越嚴重,“省直管縣”財政改革后,長期信貸可得性下降越多,從而對企業(yè)投融資期限錯配的惡化作用越強。

表7 不同融資約束的回歸結果

七、 結論與啟示

借助“固定資產(chǎn)投資-流動負債”敏感度方程,以企業(yè)投融資期限錯配為切入點,利用“省直管縣”財政改革的準自然實驗,分析了“省直管縣”財政改革的微觀經(jīng)濟效果與影響路徑?；诙嗥贒ID的估計結果表明,“省直管縣”財政改革后,企業(yè)固定資產(chǎn)投資對流動負債的正向敏感度增大,意味著“省直管縣”財政改革加劇了企業(yè)投融資期限錯配程度。機制分析表明,市級政府債務融資需求擴張與企業(yè)債務期限縮短是改革加劇企業(yè)投融資期限錯配的重要渠道。異質性分析顯示,在“省直管縣”財政改革強度大、經(jīng)濟財政實力弱的地區(qū)與融資約束嚴重的企業(yè),“省直管縣”財政改革對企業(yè)投融資期限錯配的加劇作用越突出。

本文研究具有如下政策啟示:一方面,簡化縱向管理層級是政府治理現(xiàn)代化的重要內容,但改革應與政府間財政關系相協(xié)調,與微觀經(jīng)濟發(fā)展相協(xié)調,要充分調動各方的積極性,要與時俱進,更加精準,參照不同地區(qū)發(fā)展水平與市縣狀況選擇差異化的放權策略,因時因地制宜地調整優(yōu)化“省直管縣”財政改革的推行區(qū)域及模式,兼顧市縣政府的實際與利益。另一方面,要進一步深化省以下財政體制改革,加快建立權責清晰、財力協(xié)調、區(qū)域均衡的現(xiàn)代財政制度,切實防范“省直管縣”財政改革造成的市級壓力向微觀經(jīng)濟主體的傳導,進而抑制企業(yè)投資活力,加劇企業(yè)運行風險,不利于經(jīng)濟長期可持續(xù)發(fā)展。