“省直管县”财政改革与企业投融资期限错配※

李一花 骆熙

内容提要:“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响没有引起研究重视。首次利用“省直管县”财政改革的准自然实验,借助“固定资产投资-流动负债”敏感度方程,实证评估了“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响。多期双重差分结果显示,“省直管县”财政改革显著增强了固定资产投资对流动负债的正向敏感度,表明“省直管县”财政改革加剧了企业投融资期限错配。该结论在经过排除同期政策影响、处理效应异质性讨论、其他稳健性检验与安慰剂检验等多种稳健性检验后依然成立。机制分析表明,“省直管县”财政改革加剧了政企融资竞争,显著降低了企业长期融资的可得性。异质性分析显示,影响效应在改革强度大与经济财政实力弱的地区以及融资约束严重的企业更为突出。结论的政策启示是推进“省直管县”财政改革要兼顾市县利益,处理好简化政府层级与微观经济运行风险的关系。

一、 引 言

在防范化解重大风险背景下,企业投融资期限错配问题备受瞩目。这种用短期借款支持长期投资的做法不仅会加剧企业短期偿债压力(Acharya等,2011),扭曲企业投资行为(Hu等,2023),还会导致企业盈利能力下降(Chui等,2018),影响经济发展的动力。由此,分析何种原因及如何影响了企业投融资期限错配,能够对防控企业运行风险、促进企业资产债务期限匹配起到关键作用。

“省直管县”财政改革作为简化政府纵向管理层级,解决县乡财政困难和协调市县关系的重要手段(Jia等,2020),其改革实践已持续20多年之久。截至2019年末,全国已有至少79.86%的地级市(23个省份的234个地级市)推行了这项改革。从改革实践来看,“省直管县”财政改革最早从浙江开始,之后在各省陆续推行,在2007年与2009年达到高峰(谭之博等,2015)。其关键举措在于把县级政府的收支责任划分、转移支付分配及预算资金调度,交由省级财政直接管理,以建立省县财政的直接联系。部分文献研究得出,“省直管县”财政改革缓解了县级财政压力(贾俊雪等,2013)、促进了地方公共品的提供(丁树等,2023)和经济增长(才国伟和黄亮雄,2010;韦东明等,2021)。但“省直管县”财政改革可能会减少市级财力,增加市级支出负担与道德风险(才国伟等,2011;谭之博等,2015),并加剧对非直管县的财政挤压。同时,“省直管县”财政改革后,市级政府面临的竞争对手从省内地级市扩大为市和直管县,导致财力冲击和竞争压力加剧(刘冲等,2014),可能抽空地级市发展的血液(郑风田,2009),对统筹市县发展空间产生负面影响(刘尚希和李成威,2010),也会激励市级政府增加土地出让(Liu和Alm,2016)和举债(黄寿峰和向淑敏,2021;卢洪友等,2017)。

从上述文献梳理可以看出,目前对“省直管县”财政改革影响的研究主要侧重于县或市政府层面,鲜有文献考察“省直管县”财政改革对企业,尤其是企业投融资期限错配的影响。中国金融体系以银行部门为主导,银行业总资产在整个金融体系的占比达到90%以上(Ma等,2022),“省直管县”财政改革后,市级政府在财政压力和竞争压力的驱动下面临融资需求扩张的格局,由于政府的融资主要用于基础设施等长期投资,因而,是否影响到企业的长期信贷融资需求?也就是说,政企融资竞争是否降低了企业长期信贷资金的可得性,进而影响企业投融资期限错配?

为探寻上述问题的答案,本文借助“省直管县”财政改革的准自然实验,采用“固定资产投资-流动负债”敏感度方程,探讨“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的作用。实证结果表明,“省直管县”财政改革加剧了企业投融资期限错配,其作用机制主要是刺激市级政府融资需求扩张,以及加剧企业长期贷款减少。异质性分析显示,改革效应在改革强度大、经济财政实力弱的城市及融资约束更强的企业更显著。

较以往研究而言,本文的边际贡献主要反映在如下三方面:一是研究视角的创新。不同于已有研究从地方政府债务治理(刘贯春等,2022)、国地税合并(叶永卫等,2022)、社会保险法实施(汪伟和张少辉,2022)、官员访问(邱穆青和白云霞,2019)、产融结合(马红等,2018)与绿色信贷政策(程茂勇和边启章,2023)等视角对企业投融资期限错配的影响的研究,本文首次从“省直管县”财政改革的视角考察了企业短贷长投背后的政府层级改革因素,丰富了企业投融资期限错配成因的研究。二是研究对象的拓展。与以往研究主要关注“省直管县”财政改革对县或市政府的影响不同,本文着重研究“省直管县”财政改革对市辖区企业投融资期限错配的影响,拓展了“省直管县”财政改革的微观经济效果的研究。三是准自然实验方法能确保实证结果的可靠。“省直管县”财政改革由中央推动、省级政府具体组织实施,因此,对市县来说是外生冲击,运用准自然实验方法进行研究,有助于缓解以往实证研究中存在的内生性问题,实证结果更加可靠。为进一步检验结果的异质性,本文从改革强度、经济财政实力以及融资约束等多方面进行了丰富的异质性检验,为科学把握“省直管县”财政改革的影响提供了更多的经验证据。

本文以下内容是这样安排的:第二部分介绍制度背景和研究假设;第三部分阐述研究设计;第四部分是实证结果及分析;第五部分是作用机制检验;第六部分是异质性分析;最后是结论与启示。

二、 制度背景与研究假设

1. 制度背景

新中国成立后,地方政府主要实行“省-(地区)-县”的行政和财政管理体制。为统一城乡市场及资源,1982年,中央正式推行“市领导县”体制,此后,“市管县”在全国(浙江省除外)铺开(龚斌磊等,2023)。1994年分税制改革后,地方财政尤其是县乡财政的财权与事权不匹配日渐凸显。农村税费改革与农业税取消后,县乡财政困难越发严重。在此背景下,“市管县”体制的消极影响与负面作用日益突出,社会舆论将其归纳作三大“漏斗效应”:财政漏斗、权力漏斗与效率漏斗,即过多的政府层级增添了管理成本,拖累了行政效率;市级政府借助行政权力截留挤占了县级转移支付与补助,产生权力漏斗;把本该归属于县的高利润企业或税基较大项目转移到市区,将属于自身的支出责任摊派到县,产生效率漏斗。市县间的不对等关系极大削弱了县乡政府的财政自给能力,致使县乡财政状况恶化,城乡差距扩大。为解决县乡财政困难并协调市县关系(李永友等,2022),中央政府自2004年开始在全国范围内试点推行“省直管县”财政改革(刘勇政等,2019),并多次在重要文件中就“省直管县”财政改革作出强调。《国民经济和社会发展第十一个五年规划纲要》指出要“理顺省以下财政管理体制,有条件的地方可推行省直接对县的管理体制”。《国务院关于推进社会主义新农村建设的若干意见》中则指出“有条件的地区可以加快推行‘省直管县’财政管理体制改革”。《中共中央国务院关于2009年促进农业稳定发展农民持续增收的若干意见》指出,推进省直接管理县的财政体制改革,要把粮食、油料、棉花及生猪生产大县全部划入改革范围。同年6月,财政部印发了《关于推进省直管县财政改革的意见》,指出到2012年末,要力争将“省直管县”财政改革在除民族地区外的全国其他地区铺开。2013年11月,中共十八届三中全会提出给予地方更大自主权,探索省直接管理县(市)的改革。《国民经济和社会发展第十四个五年规划和2035年远景目标纲要》提出要健全省以下财政体制,提升基层公共服务保障能力。2022年5月,国务院办公厅颁布《关于进一步推进省以下财政体制改革工作的指导意见》,指出对区位优势不突出、经济发展潜力受限、财政相对困难的县,可纳入省直管范围或参照直管方式进行管理,增强省对县的财力支持。对由市管辖更有助于地区统筹规划、激发发展活力的县,适当加强市级财政的管理责任。表1归纳了2004-2018年各省推行“省直管县”财政改革的进展情况。

表1 各省实施“省直管县”财政改革的时间进程

2. 理论分析与研究假设

就改革实践而言,“省直管县”财政改革至少对市级政府产生如下三方面影响:首先,“省直管县”财政改革增加了市级财政压力。政府层级扁平化使得地级市政府不再参与县级政府税收分成,客观上使得改革市的税收分成比例下降;转移支付与其他补助资金绕过市,由省直接核定发放到县,地级市政府不再能够截留与统筹县级资金。同时,部分省份还要求市级增加对县级财政的转移支付力度,并负担对县的各类专项补助。由此,“省直管县”财政改革可能降低了市级人均财政收入,但会提高市级人均财政支出(Li等,2016;才国伟等,2011),这在客观上增大了市级政府的财政压力。其次,“省直管县”财政改革增加了市级政府竞争压力。“省直管县”财政改革前,市级政府只需面临所属省内同级市级政府间的竞争;改革后,市级政府面临的竞争对手从省内地市扩大为市与直管县。参与改革的县越多,地区竞争越激烈(方红生等,2023)。最后,“省直管县”财政改革弱化了省级政府的协调监管能力。“省直管县”财政改革后,省级政府直接管理的下级政府数量由省内地级市的数量激增为地级市与直管县的数量之和,使其协调与监管的效率随着控制范围的增加而下降(Li等,2016)。

作为典型的投资拉动型经济体,若地方政府在面临财政压力时通过提升税负与供地价格、削减政府开支等“增税减支”的策略应对,可能导致资本外流,有悖“为增长而竞争”的内在激励,且无益于地方财源扩张与政府收入增长(徐超等,2020)。因此,采取举债手段而非“增税减支”的手段来释放财政压力是负作用最小的选择。加之“省直管县”财政改革后,省级政府协调监管效率下降,制约了其规范与引导下级政府支出行为、统筹与协调省内均衡发展的积极性与能力,使市级政府举债融资倾向提升。无论是2015年新《预算法》实施之前还是之后,依靠融资平台举债都是地方政府债务融资的重要来源。据多项研究证实,融资平台代行政府融资职能,其举借的债务主要包含银行贷款与城投债,且主要用于基础设施建设和社会公益事业,这些项目投资周期通常较长(罗宏等,2023)。据本文数据测算,截至2019年12月,3年期以上的城投债达到94.06%,5年期以上的城投债达到83.07%。因而地方政府的长期信贷资金需求越多,对银行长期信贷资金的占用就越多,由此降低了企业能够获取的长期银行贷款规模。同时,融资平台受到地方政府的隐性担保,因而,市场普遍认为其资产安全性较高,城投信仰由此而来。因此,银行更倾向于为融资平台贷款融资,而压缩具有较大风险的企业贷款业务(梁若冰和王群群,2021),尤其是压缩企业的长期贷款项目(刘贯春等,2022)。在中国这样以银行为主的间接融资体系中,银行信贷是企业经营发展,尤其是外部长期融资的主要资金来源(李逸飞等,2022),这就可能会缩短企业融资期限。据此,本文提出以下研究假设:

假设1:“省直管县”财政改革的推行会加剧企业投融资期限错配。

三、 研究设计

1. 计量模型

考虑到“固定资产投资-现金流”敏感度方程可以在度量企业固定资产投资对流动负债依赖性的同时,有效避免企业长期投资与长期资金来源科目众多及部分投融资资金披露不全带来的合并计算偏差问题,敏感度方程已成为既有研究考察企业投融资期限错配行为的常用做法(McLean和Zhao,2014;刘贯春等,2022)。有鉴于此,本文借鉴此类做法,构建“固定资产投资-现金流”敏感度方程,考察“省直管县”财政改革是否会加剧企业投融资期限错配:

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

(1)

其中,k、c与t分别表示企业、城市及年份。assetkct为企业固定资产投资;fliabilitykt为企业流动负债;postct为“省直管县”财政改革虚拟变量,反映企业所在城市是否推行了“省直管县”财政改革。实证中还引入了企业层面的控制变量,包括企业规模scale、资产负债率leverage、盈利能力profit、账面市值比value、现金流cash、上市年份age与成长性growth。为控制企业层面不易捕捉的固有特征和随时间变化的宏观市场环境的作用,本文还控制了企业固定效应vk与时间固定效应ut。α1是本文关心的估计系数,捕捉了“省直管县”财政改革对“固定资产投资-流动负债”的正向敏感度的作用。预期α1显著为正,即“省直管县”财政改革显著提升了企业投融资期限错配程度。

2. 样本与数据

对于企业固定资产投资assetkct,借鉴Bleakley和Cowan(2010)、钟凯等(2016)的方案,利用现金流量表中“构建固定资产、无形资产与其他长期资产支付的现金”表示,并借助上一年总资产进行标准化处理。对于企业流动负债fliabilitykt,借助其本期增量与上期总资产的比值衡量。对于“省直管县”财政改革虚拟变量postct,如果城市推行了改革,则将改革当年及之后年份赋值为1,之前赋值为0。

依据相关文献做法(凌润泽等,2023;宋恒等,2024),本文引入7个控制变量。其具体含义和指标设定如下:企业规模scale,借助企业总资产的对数刻画(单位:元);资产负债率leverage,计算方法为企业总负债比总资产;盈利能力profit,计算方法为企业净利润比总资产;账面市值比value,计算方法为股东权益比公司市值;现金流cash,计算方法为企业经营活动产生的现金流净额比企业总资产;上市年限age,借助企业上市年份的对数刻画(单位:年);成长性growth,借助企业营业收入的年增长率来衡量。

本文研究对象是非金融类上市公司,样本区间为2006-2019年。实证中市级层面的“省直管县”财政改革数据来源于各省财政厅网站和各省的文件,并将改革县匹配到对应的地级市。企业层面变量源自国泰安数据库(CSMAR),市级其他数据来自历年《中国城市统计年鉴》《中国区域经济统计年鉴》。根据本文研究内容,对变量数据还进行了以下处理:第一,去除北京、天津、上海、重庆四个直辖市的样本,同时去除实施“省直管县”较早的浙江、海南、宁夏三省;第二,剔除没有实施改革的少数民族自治地区,以及数据不全的西藏地区;第三,以2019年行政区划为标准,去除了2006-2019年行政区划发生改变(例如市的撤并与设立等)的城市样本。最终,本文得到182个城市2006-2019年的面板数据。在实证分析中,由于变量缺失程度略有不同,样本量会有所差异。主要变量的描述性统计见表2。

表2 主要变量描述性统计

四、 实证结果与分析

1. 基准回归结果

基准回归结果见表3。列(1)仅引入了个体与时间固定效应,列(2)在前列回归的基础上控制了随时间变动的其余变量。能够发现,不论模型形式如何设定,流动负债fliability与交乘项fliability×post的估计系数都为正,并至少通过了5%的显著性检验。意味着,企业固定资产投资对流动负债正向敏感,“省直管县”财政改革显著提升了企业投融资期限错配程度。引入控制变量的回归结果表明,流动负债fliability与交乘项fliability×post的估计系数分别是0.082与0.030,意味着“省直管县”财政改革使得“固定资产投资-流动负债”敏感度显著提升了36.59%(即0.030/0.082),显示出“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的重要影响。

表3 基准回归结果

2. 平行趋势检验与动态效应分析

为检验平行趋势假定,并更清晰地呈现上市公司投融资期限错配在“省直管县”财政改革前后的动态效应,本文参考刘冲等(2023)的做法,借助式(2)所示的事件研究方程进行考察:

(2)

其中,beforect被定义为实验组c市在“省直管县”财政改革实施之前的第j年取值为1,否则取值为0,afterct被定义为实验组c市在“省直管县”财政改革实施当年(i=0)及实施后第i年取值为1,否则取值为0。本文借鉴王锋和葛星(2022)的做法,把改革实施前四年以上的各期归并到第四年,改革实施后三年以上的各期归并到第三年,并以改革实施前第四年作为基期。此时“省直管县”财政改革实施前的估计系数能够用于测试实验组与对照组样本在改革实施前的趋势是否存在显著差异,而之后各期的估计系数能够反映改革实施后各年度处置效应的变化状况。余下符号的含义均与式(1)一致。

逐年交乘项系数及其对应的90%置信区间见图1。能够发现,改革前交乘项系数在0附近波动且统计上不显著,满足平行趋势假定。改革当年及之后年份交乘项的估计系数显著为正,说明“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的加剧作用在政策实施后开始发挥,并保持了一定的持续性。

图1 “省直管县”财政改革影响企业投融资期限错配的动态效应分析

3. 稳健性检验(1)限于篇幅,稳健性检验结果不再列示,备索。

为进一步考察基准回归结论是否稳健,本文从排除同时期政策影响、处理效应异质性、其他稳健性检验与安慰剂检验等多个方面检验实证结果的稳健性。

第一,排除其他同时期政策的影响。首先,考虑到“省直管县”改革中,部分省份还推行了经济管理权限下放的“强县扩权”改革(余锦亮,2022),为避免“强县扩权”改革的干扰,本文在基准模型(1)中纳入了“强县扩权”改革虚拟变量EPC(城市实行“强县扩权”当年及之后年度取1,之前取0),实证结果显示,在控制住“强县扩权”改革的影响后,“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的加剧作用并未改变。其次,最低工资政策可能会影响企业投融资期限错配状况。一方面,最低工资上涨推高企业劳动力成本,可能使得企业以资本或先进技术代替劳动力(李建强等,2020),从而增加企业长期投资支出;另一方面,最低工资上涨会收紧企业融资约束,加剧投融资期限不匹配。为排除最低工资政策的影响,本文于基准回归中引入最低工资政策虚拟变量wage(城市推行了最低工资政策当年及之后取1,之前取0),实证结果显示,实行最低工资政策未改变“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的加剧作用。最后,固定资产加速折旧政策可能促使企业增加长期投资(Garrett等,2020),从而加剧企业投融资期限错配。为排除固定资产加速折旧政策的干扰,本文在基准回归中纳入固定资产加速折旧政策虚拟变量depreciation(行业试点了固定资产加速折旧政策当年及之后取1,之前取0),实证结果显示,在控制住固定资产加速折旧政策的潜在作用后,“省直管县”财政改革仍能显著加剧企业投融资期限错配。

第二,关于处理效应异质性的讨论。考虑到多维度异质性处理效应下,传统双向固定效应方程可能会因为存在负权重而导致政策效应的估计产生偏误(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,通过测算“组别-时期平均处理效应”进行稳健性检验。具体而言,本文分别采用逆概率加权法(IPW估计)及改进的双重稳健逆概率倾斜加权最小二乘法(DRIMP估计)估算“组别-时期平均处理效应”。检验结果发现,不论基于何种估算思路,“省直管县”财政改革的加权平均处理效应均显著为正。表明对本文研究样本与政策而言,传统双向固定效应的估计偏误并不严重,基于该模型设定的实证结果基本可靠。

第三,替换被解释变量。借鉴钟凯等(2016)的做法,借助企业长期投资和长期资金来源的差值对企业投融资期限错配状况进行直接度量,并考察“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响。数据显示实证结果基本没有改变。

第四,剔除样本异常值。考虑到样本中城市级别等差异,可能会干扰到实证结果。由此,本文逐步去除副省级城市样本、样本期内退出改革城市样本与全面实行“省直管县”的城市样本。除上述特殊处理外,考虑到那些直到2019年年底还没有实施“省直管县”财政改革的市,可能与改革试点市在经济发展水平和经济结构方面存在较大差异。因此,为排除这一因素对实验组与对照组可比性的影响,进一步去掉这些市的样本。此时,本文比较的是那些2019年年底之前推行了“省直管县”的市,但首次改革时间不同的市的差异。数据显示,实证结果仍然成立。

第五,控制潜在内生性。为增强本文结论可靠性,本文进一步利用三种办法应对潜在的内生性问题。首先,加入宏观经济变量。考虑到城市经济发展状况也可能影响到企业投融资期限错配程度,在前文基础上进一步控制国内生产总值增长率、物价变动程度与地区金融发展状况等宏观经济变量,重新进行回归。其中,国内生产总值增长率以市辖区本期实际国内生产总值减上期实际国内生产总值比上期实际国内生产总值的比值度量,物价变动以全市固定资产投资价格指数度量,地区金融发展程度以市辖区金融机构贷款余额与国内生产总值的比值度量(李一花等,2021)。数据显示实证结果基本没有变化。其次,利用滞后1期的变量进行回归。由于“省直管县”改革效应的发挥可能需要一定时滞,同时为缓解反向因果偏误,本文将“省直管县”改革虚拟变量及控制变量滞后1期。最后,考虑上期固定资产投资对本期投资的影响。通常而言,企业投资具有动态连续性,当期投资规模可能受前期规模作用。有鉴于此,本文在模型中引入滞后1期的投资规模作为控制变量,基准回归模型转换为动态面板回归模型,利用系统GMM方法进行估计。实证结果表明,在考虑了上期投资对本期投资的正向影响后,“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响仍然显著为正。

第六,改变模型设定。一方面,由于改革冲击基于城市层面构建,对实证结果在城市层面进了标准误聚类处理。另一方面,由于企业投融资期限状况还受到所在行业及城市不可观测因素的影响,我们进一步在模型中加入行业、城市固定效应。实证结果显示,“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的加剧作用依然存在。

第七,安慰剂检验。考虑到实证研究中可能存在较多不可控的未知因素,导致企业投融资期限错配状况改变并非“省直管县”的影响。本文遵照马光荣等(2023)的做法,借助非参置换检验方法进行安慰剂检验。具体操作如下:在全部样本中随机抽取实验组与对照组,并对基准回归反复估计。图2显示,通过1000次反复随机抽样获得的回归系数集中于0附近,与表2估计值0.030存在显著差异,表明企业投融资期限错配状况变化并非源于不可观测因素,而是“省直管县”财政改革所致。证明“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响是稳健的。

图2 安慰剂检验的核密度估计结果

五、 机制检验

理论分析表明,“省直管县”财政改革会强化地方政府同企业的长期资金竞争。由此,本文立足企业长期资金可得性视角,对“省直管县”财政改革何以加剧企业投融资期限错配展开作用机制检验。

在企业资金可得性方面,本文认为,“省直管县”财政改革会激励市级政府债务融资需求扩张,从而降低企业长期资金可得性。为此,本文采用人均债务余额的对数pdebt和负债率debt衡量市级债务规模。其中,市级政府债务规模为全市城投债扣除县级融资平台发行的城投债后得到。回归结果汇报于表4列(1)列(2)。能够发现,改革虚拟变量在地方政府债务规模模型中的估计系数一致显著为正,说明“省直管县”财政改革会刺激市级政府举债,进而可能加剧政企竞争,恶化企业投融资期限错配状况。

表4 机制检验回归结果

在企业债务期限结构方面,本文认为,长期信贷可得性下降是“省直管县”财政改革加剧企业投融资期限错配的中介机制。为证实这一猜想,我们分别借助短期借款增加规模short与长期借款增加规模long来度量企业信贷可得性。其中,增加规模用两类借款的一阶差分项度量。容易看出,“省直管县”财政改革虚拟变量的估计系数在企业短期借款模型中不显著,而在长期借款模型中显著为负。这表明,“省直管县”财政改革对企业短期借款没有影响,但显著减少了企业长期借款,促使企业更倾向于用短期借款支持长期投资,加深了企业投融资期限的不匹配程度。本文的假设得到验证。

六、 异质性分析

对不同企业而言,其面临的“省直管县”财政改革强度、所处城市市县力量对比及受到的融资约束可能不同,由此,“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响会随地区与企业特征有所不同。为此,本文从改革强度、市县力量对比、企业融资约束三个角度,考察“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的异质性作用。

1. 改革强度

一方面,各省实行“省直管县”财政改革时,对一次性铺开还是逐步推开的模式选择有所不同,试点直管县的财力状况也存在差别,这将使得改革市受到的冲击不尽相同。受“省直管县”财政改革冲击越大的城市,其市级财力恶化越明显,与企业的融资竞争可能越严重,更容易加剧企业投融资期限错配。另一方面,“省直管县”体制下,市级政府面临的竞争强度也存在差别,可能对企业投融资期限错配产生不同影响。“省直管县”财政改革后,市级财政与直管县的平级管理导致竞争主体数量增加,并且在同一省份内,“省直管县”财政改革推行的范围越广,市级政府竞争对手数量增加越多,企业投融资期限错配可能越严重。

考虑到“省直管县”财政改革在2004年后在大多数省份进行试点,因此,本部分试图对改革地区的不同改革强度的影响进行估计,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为“省直管县”财政改革强度。本文界定三种形式的改革强度。其一为财力冲击强度,刻画的是改革对市级政府的财力冲击(intensityc,1),具体以改革前后市级一般公共预算收入/全市一般公共预算收入的平均值之差度量。其二为改革县的数量强度(intensityc,2),刻画的是一市之内实施改革县的数量,具体以某市改革县占该市全部县的数量之比来度量。其三是竞争强度(intensityc,3),捕捉的是一市之内市级政府竞争对手增加的数量,具体以改革前后省政府直接管理的下级政府数量之差来度量。交乘项fliabilitykt×postct×intensityc,z的系数β1即为不同强度下“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的影响。

表5的列(1)至列(3)分别给出了用这三种方式衡量改革强度的估计结果。从回归结果来看,不论改革强度如何设置,三重交互项系数都显著为正,表明改革强度越大,“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的加剧作用越显著。从回归系数显著性及大小来看,呈现出竞争强度、改革县数量强度与财力冲击强度依次递增的关系。这意味着,“省直管县”财政改革造成的市级财政压力对企业投融资期限错配的影响强于政府竞争的影响。

表5 不同改革强度的回归结果

2. 市县力量对比

企业所在地区的市和县的经济地位不同,也可能导致“省直管县”财政改革效应存在地区差异。相较而言,省直管弱县,会缓解市级财政负担,弱化市级融资需求,进而改善企业投融资期限错配。但省直管强县,会减少市对县级资金的汲取,缩减市级可用财力,从而加剧企业投融资期限错配。为探析这一差异,本文参考高秋明和杜创(2019)的做法,基于经济发展水平及财政收入(财政支出)状况的不同,对市县力量进行对比。具体指标如下:

市辖区人均国内生产总值占比,刻画市县经济发展的相对程度。其计算方法是:市辖区人均国内生产总值占比=市辖区人均国内生产总值/全市人均国内生产总值。

市辖区人均公共财政收入占比,刻画市县财政收入的相对大小。其计算方法是:市辖区人均公共财政收入占比=市辖区人均公共财政收入/全市人均公共财政收入。

市辖区人均公共财政支出占比,刻画市县财政支出的相对大小。其计算方法是:市辖区人均公共财政支出占比=市辖区人均公共财政支出/全市人均公共财政支出。

根据指标数值大小的升序排位为样本城市分组。定义位于指标35%分位数以下的城市为低值组,该组城市的市辖区数值相较全市整体数值的占比较低,表明县的经济实力或财政能力相对较强,即“弱市-强县”;位于指标65%以上的城市定义为高值组,表示市级的经济实力或财政实力显著强于县,即“强市-弱县”;处于二者间市县力量相对趋近的是中间组。

表6报告了依据三类指标进行分组的回归结果。可以看出,交乘项系数在任何情况下均为正,显示“省直管县”会加剧企业投融资期限错配。不过,这一作用的大小因市县相对实力的差别有所差异。具体而言,“省直管县”财政改革在弱市-强县组影响显著,而在强市-弱县组及中间组不显著。这意味着“省直管县”对弱市的财力冲击和竞争压力更大,而对强市而言,“省直管县”的推行可能更多地是减轻了支持县级财政的负担,因而在对企业投融资期限错配的影响上呈现出了一定的差异。

表6 不同市县关系下的分组回归结果

3. 融资约束

从企业层面看,企业融资约束也会使得“省直管县”财政改革的作用表现出差异化特征。融资约束较大的企业,经营风险较大,外部融资能力较差(汪伟和张少辉,2022),更难获得长期贷款,更易受到改革冲击,从而更可能将短期贷款用作长期投资。

基于此,本文借助kz指数衡量企业融资约束状况,并将高于中位数的企业归集为高融资约束组,否则为低融资约束组,回归结果见表7。可以看出,交乘项估计系数在高融资约束组显著为正,而在低融资约束组不显著。这表明,企业面临的融资约束越严重,“省直管县”财政改革后,长期信贷可得性下降越多,从而对企业投融资期限错配的恶化作用越强。

表7 不同融资约束的回归结果

七、 结论与启示

借助“固定资产投资-流动负债”敏感度方程,以企业投融资期限错配为切入点,利用“省直管县”财政改革的准自然实验,分析了“省直管县”财政改革的微观经济效果与影响路径。基于多期DID的估计结果表明,“省直管县”财政改革后,企业固定资产投资对流动负债的正向敏感度增大,意味着“省直管县”财政改革加剧了企业投融资期限错配程度。机制分析表明,市级政府债务融资需求扩张与企业债务期限缩短是改革加剧企业投融资期限错配的重要渠道。异质性分析显示,在“省直管县”财政改革强度大、经济财政实力弱的地区与融资约束严重的企业,“省直管县”财政改革对企业投融资期限错配的加剧作用越突出。

本文研究具有如下政策启示:一方面,简化纵向管理层级是政府治理现代化的重要内容,但改革应与政府间财政关系相协调,与微观经济发展相协调,要充分调动各方的积极性,要与时俱进,更加精准,参照不同地区发展水平与市县状况选择差异化的放权策略,因时因地制宜地调整优化“省直管县”财政改革的推行区域及模式,兼顾市县政府的实际与利益。另一方面,要进一步深化省以下财政体制改革,加快建立权责清晰、财力协调、区域均衡的现代财政制度,切实防范“省直管县”财政改革造成的市级压力向微观经济主体的传导,进而抑制企业投资活力,加剧企业运行风险,不利于经济长期可持续发展。