政府公共治理效力与企业微观行为

政府公共治理效力与企业微观行为

一、披露信息的作用随着现代政府从传统政府政治职能的传统角度出发，政府行政自由的裁量权不断扩张，政府行政的建立和民主管理的期待逐渐成为人们的期望，也是中国新民主政治建设和政治体制改革的重要组成部分。其中,政府问责作为公众的一种民主诉求,其本质是对公共权力进行监督以及对过失权力进行责任追究,因此也成为构建责任型政府的重要途径和保障。近年来,关于政府问责的优点已经得到了学界的诸多经验支持(ClaudioFerraz等,2008;MartinaBjorkman等,2009)。而政府问责有赖于政府信息的有效披露。历史唯物主义认为,经济基础决定上层建筑,就政府信息公开而言,主要涉及公共权力的使用与公共资金的应用,而公共资金的应用可以被视为是经济基础,因此关于政府经济责任信息的披露,作为政府诸多信息中极其重要的环节,也成为提升政府效率的重要途径,并得到了近期西方理论界和学术界的普遍关注(IMF,1998;Djankov等,2010)。Djankov等(2010)的研究表明,国会议员披露资产、负债及收入来源等信息将有助于政府效率的提升,一方面信息披露有助于避免议员受到上级领导的不合理干预(JohnMcMillan等,2004),另一方面,信息披露也有助于避免各利益集团通过选举资金笼络议员、干预政策的制定。与西方多元主义民主政体国家不同的是,中国的政权组织形式是人民代表大会制,并以财政分权为财政体制和政府治理的核心,因此基于西方资本市场的经验证据并不能解释中国的基本情况。大量文献表明,由于转型经济国家中法律制度的缺失,以及市场配置资源的配套规则因处于演化过程中的不成熟、甚至相互冲突,行政治理往往会成为一种有效的替代机制,并在一定场合下,甚至比正式的法律治理更为有效(李培功等,2010),因此关于中国政府的治理问题近年来也得到了越来越多的国内学者的重视。桂林(2009)基于理论基础模型讨论了在不同环境下,中央政府通过任命制、有限选举制和选举制这三种不同政治治理结构,规制地方政府资源配置行为方面的成本差异。楼国强(2010)分析了地区竞争对政府内部约束形成的资源禀赋条件,发现当资源禀赋充裕时,税收竞争强度的增大能激励地方政府供给更多的公共服务,反之则会刺激地方政府产生更多的在职消费。傅勇(2010)分析了分权背景下,财政体制和政府治理对基础教育和城市公用设施供给等非经济性公共物品所产生的负面影响。吴一平等(2010)则发现在市场化进程较弱的地区,腐败作为替代市场化的经济资源组织方式,会对经济增长产生正面作用,而1998年的中国政府机构改革则弱化了该影响。然而,上述文献更多地从宏观角度考察了政府公共治理与经济增长的关系,而尚无文献触及政府公共治理与微观企业间的作用形成机理,因此本文试图寻求转型经济过程中,政府公共治理与微观企业投资行为之间的影响脉络,为相关文献提供有益的增量信息。本文选取2007至2009年的沪深上市公司作为研究样本,通过比较发现:相对于央企和民企来说,地方政府的财政透明度更倾向于提高地方国有企业的投资效率;并且,地方政府财政透明度的提高对地方国有企业的过度投资具有更强的抑制作用,而对投资不足影响较小。与以往研究不同,本文将政府公共治理因素纳入到企业行为的分析中,试图以政府公共治理为逻辑分析起点,通过不同政府财政透明度对政府干预程度的影响,分析其对企业投资效率产生的差异,从而建立起财政透明度对微观企业投资行为影响的逻辑框架。本文摆脱了现有企业经营分析更多基于信息不对称理论和代理理论的分析范式,提供了一个政府公共治理影响企业经营行为的具体机制,丰富了转型经济社会中“政府——企业”的研究分析框架。研究结果为理解转型经济社会中,改善企业经营需从完善政府公共治理建设角度入手,提供了可参考的经验证据。同时关于政府财政透明度的研究也具有实践指导价值。本文安排如下:第二部分回顾相关文献,结合中国制度背景进行理论分析并提出研究假设;第三部分为实证研究设计;第四部分是实证检验结果;第五部分是稳健性检验;第六部分是总结全文。二、基于制度背景、理论分析和假设的假设(一)改变政府与地方政府之间的代理机制众所周知,中国的改革是以分权为主要路径的。在经济转型的过程中,中央政府与地方政府的财政关系变迁扮演着重要的角色,中央政府通过多层级、多地区政府管理架构向地方政府转移财政压力的分权式改革,强化了地方政府的经济利益,使地方政府逐步成为自主经营、自负盈亏的“准市场主体”。然而,中央政府与地方政府在发展偏好上存在的差异深刻影响了财政分权的程度。这一方面是中央政府和地方政府在公共品的生产和供给模式上存在不同的差别(李广杰等,2009),另一方面也影响了地方政府官员政绩考核的激励结构。而地方政府政绩导向的偏误最终阻碍了区域间的合作,并导致运用行政权力进行地方封锁、区域割据现象的大量出现(于良春等,2009)。于是,中央政府在赋予地方政府自主财政收支权力的同时,采取政治集权来进行监督约束,但由于信息不对称和现场调查高成本的存在,中央政府与地方政府间仍然存在重要的代理问题(Blanchard和Shleifer,2000)。如果视同其他市场,那么好的信息披露同样应该有利于政府市场中代理问题的改善(GeorgeStigler,1980)。近期诸多的国外文献(AymoBrunetti等,2003;Besley和Prat,2006)证实,媒体作为政府信息的发掘和提供者在政治治理中具有积极的影响。AymoBrunetti等(2003)发现,在政府运行的过程中,业绩考核机制的缺失会导致其监督和执行成本的增加,而媒体作为外部约束机制,相对于一般的政府监管和法律执行机构,会更倾向于通过发现腐败获取收益,提高法律执行机构的执行效率。Besley和Prat(2006)认为,选民会根据媒体的信息披露,影响最终的政府选举结果。然而,在以人民代表大会制为基本政体和财政分权为财政体制的转型经济国家中,媒体与政府治理之间的作用渠道却需要更深层次的理解和考虑。近期部分国内学者的研究表明(李培功等,2010),在转型经济国家中,作为市场层面的自发纠偏机制,媒体监督和新闻舆论尽管难以实现对政府权力的刚性约束,却在一定程度上解决了问责主体的多元化和异体问责功能虚置,减少了政府行政机构的监督成本,并通过引发政府行政机构的关注,发挥媒体的治理作用。并且,中国的政体是人民代表大会制,人民在民主普选的基础上选派代表,组成全国人民代表大会和地方各级人民代表大会作为行使国家权力的机关,地方政府财政透明度的增加会降低人民代表实施监督的成本。引发公众和媒体的更多关注,最终通过引入内部和外部机制,修正行政治理机制的自身内在缺陷。地方政府财政透明成为分权制下中央政府面对经营决策复杂和规模庞大的国有资产时,降低较高监管和执行成本的合理选择。尽管截至目前,关于政府财政究竟应在多大程度上透明的问题,在世界范围内仍然尚未达成一致,但财政需要透明的问题却已经得到了普遍认同。截止2006年12月,世界上已有70多个国家和地区制定了信息公开法。而在中国,2008年财政部首次在其网站上公布了2003至2007年的全国财政决算数据,2010年全国人大要求经过人大批准的政府预算都要公开,其中包括国务院各部门预算。建设责任型政府、打造阳光财政已成为近年来中国政府进一步提升公共治理效力,增强政府公信力的重要努力方向。(二)政府干预方式现有的研究表明,由于市场规则的不成熟以及经济分权式改革的制度性影响因素的存在,政府对企业的干预行为仍然普遍存在(林毅夫等,2004)。而按照产权理论的基本原理,公有生产和私有生产两种组织模式虽然都以权力的实质性下放为主要特征,但由于公有企业的所有者并不完全承担政府干预的全部损失,因此政府对国有企业的行政干预成本会大大降低(Boycko等,1996),从而导致国有企业会承担更多的政策性目标。在分权化改革的背景下,在中央政府实施财政分权改革的过程中,各级政府被赋予了不同的经济目标,并被责成支持当地经济开发和社会发展,而根据中国的现行法规,政府要按企业注册地来征收税收和统计产值,并以GDP为基准进行政绩考核,作为地方官员政治晋升的重要依据(Li和Zhou,2005),因此放大了地方政府干预地方企业的积极性,使得每个辖区的企业必须应对来自于条块分割形成的权力中心多元化的各层级政府主管部门的干预和控制(Blanchard和Shleifer,2000)。夏立军等(2005)就发现在竞争证券市场资源方面,地方政府比中央政府具有更强的动机。但是,由于地方政府的干预行为并不与企业价值最大化的目标完全一致,因而受政府干预影响的地方国有企业的投资行为也常常不是以经济效益作为首要目标,最终导致盲目投资或过度投资行为的发生。辛清泉等(2007)的研究就发现,相对于央企和私企,地方政府控制对企业集团的效率促进作用更为有限,但价值损害效应却最为强烈。作为地方国有企业的控股股东,地方政府最终掌握着这些地方国有企业总经理和董事长的任免权,因此行政分权使得地方国有企业更容易成为地方政府干预行为的首选目标。而对于央企,一方面中央政府控制的企业一般隶属于垄断性行业,其市场垄断地位能保证其投资支出具有较好的经济收益(辛清泉等,2007);另一方面自二十世纪80年代以来,中央政府对央企的作用一直寄予厚望,在给予各项优惠措施的同时,也试图建立多种激励和监督机制以调动经理积极性。(三)不同地方政府财政透明度对企业投资环境的影响政府对企业经营的干预行为通常是以预算软约束为基本表现的(林毅夫等,2004)。现有文献表明,地方国有企业承担政策性负担的同时,政府必须为支持自己的企业提供一定的补偿(Boycko等,1996;Faccio,2006),这种补偿常常通过减少税收、追加投资或财政补贴等方式得以实现(陈晓和李静,2001;余明桂等,2010;Chen等,2011),并在地方政府的财政信息中得到反映。而地方政府财政透明度的增加,则会较大程度地增加地方政府通过财政预算干预企业行为的成本,保证地方政府预算发挥“硬约束”机能,实现地方政府的自我约束(陈晓和李静,2001;Chen等,2011),减少企业因过多的政府干预所产生的“被动”投资偏误。并且,根据“动态不一致性”,行政政府机构提高政策的透明度还将有利于加强公众对政策的理解,提高政策目标和行政政府机构的可信度,从而确保私人部门对经济运行具有较为完整和准确的认知,形成与经济系统一致的、无偏的估计,降低不确定性,改善宏观经济的表现(Cecchetti等,2002)。张鹤等(2009)就观察了在中国货币政策透明度的提高对减少通货膨胀偏差和降低通货膨胀波动的积极作用,因此地方政府财政透明度的增加,亦会有利于企业对政府干预行为理性预期,减少其对外部经营环境不确定性的判断,从而减少企业因外部信息不对称所产生的“主动”投资偏误,最终实现企业投资效率的改善。由此,本文提出如下研究假说:假说一:与央企和民企相比,地方财政透明度的增加更倾向于提高地方国有企业的投资效率。假说二:随着地方财政越透明度的增加,地方国有企业的投资效率将会提高。三、样本的选择和研究设计(一)选择结果和数据来源为避免新会计准则实施对本文研究所产生的可能影响,本文选择2007至2009年的沪深上市公司作为研究样本,研究样本剔除了缺失数据和金融类公司的观测值,剔除少量不符合常理的极端值(如净资产为零或负值,以及注册会计师发表否定或无法发表审计意见等)的公司;同时,本文对连续型变量上下各1%分位数的数据进行了删除。经过以上选择,最终确定的有效观测为4317个,其中2007年1413家,2008年1461家,2009年1443家;而央企和民企共2599家,地方国有企业1718家。本文研究使用的财务数据来源于Wind数据库,实际控制人股权性质数据来源于CSMAR数据库,而财政透明度指数来源于《中国财政透明度报告》(蒋洪等,2009)。本文的数据处理采用的是SAS软件。(二)模型设定和变量定义1.地方财政透明度。本文用《中国财政透明度报告》(蒋洪等,2009)提供的财政透明度指数来衡量各地方政府的财政透明度。该指数从财政信息的公开程度(包括获取的难易程度等)、信息所覆盖的范围(是否能够反映公共部门的收支和资产负债的全貌)和信息的具体程度等三个方面,对地方财政的信息披露状况进行了全面评价。该指数值越高,则地方财政越透明;反之,则地方财政越不透明。2.投资效率。本文借鉴Richardson(2006)和辛清泉等(2007),采用如下的估计模型:模型的因变量Inv为公司的投资支出,本文用两种方法衡量企业当期的投资支出。第一种方法用公司现金流量表中的“构建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金”项目金额除以公司年初总资产衡量,记为Inv1;第二种方法用固定资产和在建工程原值的当年变化额除以年初总资产衡量,记为Inv2。控制变量Growth表示公司的投资机会,在中国市场上,由于受“消息”市和“政策”市等因素的影响,Tobin’sQ并不是企业投资机会的良好替代(辛清泉等,2007),因此本文采用公司上年度的主营业务增长率(Growtht-1)来衡量企业的投资机会。控制变量CFO代表公司的经营活动现金流量,CFO越高,公司的内部现金流越多,可用于投资的资金越多(Chen等,2011)。控制变量Lev代表公司的资产负债率,Lev越高,公司定期还本付息的现金越多,从而可能减少公司的投资支出,并且债务本身的相机治理作用也可以约束公司的过度投资行为(Chen等,2011)。此外,公司规模(Size)越大,其投资支出相对可能越多(Chen等,2011)。公司上市年限(Listage)越长,公司处于成熟阶段或衰退阶段的可能性越大,投资支出越少(Chen等,2011)。用所有样本公司的数据对模型(1)分行业年度进行回归,估计出各个公司t年的预期投资额,而回归的残差ε表示公司的非正常投资额,记为AI。当AI>0时,表示过度投资额,用OverInv表示;当AI<0时,表示投资不足程度,用UnderInv表示。而对AI取绝对值,则表示其非正常投资的绝对偏离程度,用AbsAI表示。对应于Inv1和Inv2,本文估计了两组非正常投资额,分别用OverInv1、UnderInv1、AbsAI1和OverInv2、UnderInv2、AbsAI2表示。3.模型设定。根据上述变量定义,本文采用如下模型进行实证检验:其中,Treausre代表地方政府的财政透明度,是模型中的测试变量。此外,与辛清泉等(2007)和Chen等(2011)一致,本文控制了自由现金流量(FCF)、管理费用率(Adm)和大股东占款(Orec)这三个因素。按照“自由现金流”假说,自由现金流量(FCF)越多,过度投资越严重;管理费用率(Adm)越高,公司的代理成本越高,过度投资越严重;而大股东占款(Orec)越高,则企业投资不足越严重。根据研究假说,当因变量为AbsAI和OverInv时,本文预期Treasure的系数β1<0;当因变量为UnderInv时,本文预期Treasure的系数β1>0。主要研究变量及定义如表1所示:四、描述性统计与证明分析(一)国家财政透明度表2为本文各主要研究变量的描述性统计。从表中的统计结果来看,当采用Inv1衡量投资支出时,对应的非正常投资观测点共有4317个,平均的非正常投资额为0.058,标准差为0.054,与均值较为接近;而采用Inv2衡量投资支出时,对应的非正常投资观测点共有3625个,平均的非正常投资额0.031,标准差为0.073,为均值的两倍,这表明在中国的上市公司中,非正常投资公司之间的非正常投资数额波动较大。表3为中国省级政府财政透明度的综合得分及排名表,在财政透明度排名最高的10个地区中,东部地区有5个,中部地区有2个,西部地区有3个;而在财政透明度排名最低的10个地区中,东部地区有2个,中部地区有3个,西部地区有5个。(二)地方政府财政透明度对央企、军民反应的影响表4给出了地方政府财政透明度与不同类型企业的投资效率。其中,模型1和模型2反映了地方政府财政透明度与央企和民企投资效率的关系,而模型3和模型4则反映了地方财政透明度与地方国有企业投资效率的关系。从表4的回归结果来看:首先,在央企与民企样本组中,地方财政透明度(Treasure)对用AbsAI1衡量的非正常投资额,并不具有统计上的显著性,而对用AbsAI2衡量的非正常投资额,在5%的显著性水平上显著为正,从央企和民企的分样本回归结看,在民企的样本回归结果中,财政透明度Treasure仅在与非正常投资额AbsAI2在5%的显著性水平上显著为正,与预期符号相反,说明财政透明度的增加并未有效地抑制民企的非正常投资额。但上述结果尚不能完全证实央企与民企之间的差异,出现这种情况,可能与央企由于垄断性地位的存在和中央政府的优惠支持,以及中央政府对央企激励监督机制建设的关注度有关,这也与现有相关文献相一致(辛清泉等,2007)。因此,地方政府财政透明度的增加,并未对央企和民企,尤其是民企的非正常投资额起到有效的抑制作用。上述结论支持了本文的研究假说一。相反,在地方国有企业样本组中,无论是用AbsAI1还是用AbsAI2衡量的非正常投资额,地方财政透明度(Treasure)都在5%以上的显著性水平上显著为负,这表明随着地方政府财政透明度的增加,地方国有企业的非正常投资额会显著降低,透明的财政政策对当地国有企业的非正常投资额具有显著的抑制作用,企业的投资效率得到相应改善。上述结论支持了本文的研究假说二。而从控制变量的回归结果来看,用AbsAI1衡量非正常投资额时,无论是在地方国有企业样本组还是在央企与民企样本组,自由现金流量(FCF)皆在10%以上的显著性水平上显著为正,这符合“自由现金流”假说,而用AbsAI2衡量非正常投资额时,并未观察到具有统计意义的结论。管理费用率(Adm)仅在用AbsAI2衡量非正常投资额时的央企与民企样本组,在1%的显著性水平上显著为正,部分符合预期,管理费用率的增加,意味着代理成本增大,从而可能引发更多过度投资的倾向。而大股东占款(Orec)则在除用AbsAI2衡量非正常投资额时的央企与民企样本组外,皆在10%以上的显著性水平上显著为负,符合预期,表明大股东的占款会引发更多的投资不足。(三)地方政府财政透明度与过度投资本文将地方国有企业的非正常投资额区分为过度投资和投资不足两类,以进一步观察地方政府财政透明度对不同类型非正常投资额的影响差异。1.单变量检验。本文将地方国有企业样本按照地方政府财政透明度的中位数进行划分,大于中位数的归为高财政透明度样本组,小于中位数的归为低财政透明度样本组。对两个样本组的非正常投资额分别进行单变量检验,结果如表5所示。从表5的统计结果来看:当采用Inv1衡量投资支出时,对应的平均过度投资额为0.049,对应的过度投资额中位数为0.032;同时,对应的平均投资不足额为-0.030,对应的投资不足额中位数为-0.027,投资不足额明显小于过度投资额。而采用Inv2衡量投资支出时,情况大致类似。这说明在地方国有上市公司中,投资过度程度比投资不足程度大。而从表5的单变量检验结果来看:首先,对于过度投资而言,无论是用OverInv1还是用OverInv2衡量的过度投资额,高财政透明度地区的地方国有企业组,都要显著小于低财政透明度地区的地方国有企业组,并且该差异在5%以上的水平上具有统计上的显著性。相反,对于投资不足而言,无论是用UnderInv1还是用UnderInv2衡量的投资不足额,高财政透明度地区与低财政透明度地区的地方国有企业不存在显著的差异。这表明,透明财政政策更可能对地方国有企业的过度投资产生抑制作用,而对投资不足影响较小。2.多变量检验。表6给出了地方政府财政透明度与地方国有企业非正常投资额(过度投资OverInv和投资不足UnderInv)的多变量检验结果。其中,模型5和模型6是分别以Inv1和Inv2为基础计算得到的过度投资额OverInv1和OverInv2作被解释变量,而模型7和模型8是分别以Inv1和Inv2为基础计算得到的投资不足额UnderInv1和UnderInv2作被解释变量。从表6的多变量检验结果来看:首先,对于过度投资而言,无论是用OverInv1还是用OverInv2衡量的过度投资额,地方财政透明度(Treasure)都在10%以上的显著性水平上显著为负,这表明随着地方政府的财政透明度增加,地方国有企业的过度投资额将逐渐下降,透明的财政政策对地方国有企业的过度投资具有明显的抑制作用。相反,对于投资不足而言,无论是用UnderInv1还是用UnderInv2衡量的投资不足额,地方财政透明度(Treasure)都不具有统计上的显著性。上述结论表明,地方政府的财政透明度更倾向于抑制地方国有企业的过度投资行为发生,而对投资不足影响较小。而从控制变量的回归结果来看,对于过度投资而言,自由现金流量(FCF)与OverInv1在1%以上的显著性水平上显著为正,自由现金流量增加了企业的过度投资,符合“自由现金流”假说;管理费用率(Adm)与过度投资不存在显著的统计关系;而大股东占款(Orec)则与OverInv1在5%的显著性水平上显著为负,表明大股东的占款会引发更多的投资不足。对于投资不足而言,自由现金流量(FCF)与投资不足不存在显著的统计关系;管理费用率(Adm)与UnderInv2在1%的显著性水平上显著为负,表明代理成本的增大可能会导致更多的投资;大股东占款(Orec)与投资不足不存在显著的统计关系。五、规范地方政府财政透明度的努力(一)内生性问题。本文认为,目前中国地方政府的财政透明度仍然属于政府公共治理的外生制度因素,主要是由于目前中国地方政府财政透明度的时间尚比较短,从2008年财政部首次在其网站上公布了2003至2007年的全国财政决算数据至今,仅短短2年多时间,而本文的研究也是基于2008年的地方政府财政透明度所展开的,因此地方政府的财政披露还处于摸索和尝试