行政审批改革与商业信用融资——基于供应链稳定的视角

张越 王洋洋

(1.南昌工程学院 经济贸易学院,江西 南昌 330099; 2.江西财经大学 会计学院,江西 南昌 330013)

一、引言

行政审批改革是提高政府治理现代化水平的“先手棋”。“十四五”规划纲要提出,要加快政府职能转变,深化简政放权、放管结合、优化服务改革,全面提高行政效能,提高政府部门办事服务效率。据2023年《政府工作报告》统计,我国多年来取消和下放行政许可事项1 000多项,中央政府层面核准投资项目压减90%以上。如今,行政审批改革已成为激发市场活力、助力经济蓬勃发展的“当头炮”[1-2]。伴随着改革的不断推进,企业也能够从制度枷锁中解脱,加快生产经营活动的推进。例如,甘肃省玉门市的建设施工许可申报资料由原来的89项减少到30项,减少了62.5%;审批时限由法定的25个工作日压缩为9个工作日,为市场主体的业务开展降费提速。天津市在并联审批、同步审查的基础上,利用集成办理审批新模式优化内部流程,形成重大项目流程保障机制,实现企业拿地之后“即时”开工、真正开工。贵州省贵阳市对化肥、食品相关产品生产许可证核发均实行告知承诺,申请材料齐全,书面进行承诺后,当场审批,帮助企业快速投入生产,助力企业制造能力和生产效率进一步升级。以上实例表明,行政审批改革能够降低来自政务环境的不确定性,令企业能够更加精准、及时地把握生产需求,进而可能改善企业与上游供应商之间的互动。作为企业的重要利益相关者,供应商往往以客户信息作为自身决策依据[3]。当企业能够将生产需求稳定地传达给供应商时,供应商对企业的印象、评价与投入也可能随之改变。

作为供应链上重要的资金配给机制,商业信用融资在稳定上下游关系中扮演着重要角色[4-5]。商业信用可以有效缓解企业的融资约束,并在信贷资源的二次分配中发挥着重要作用[6]。但企业在获取商业信用融资的同时,其上游企业也需要承担因资金占用形成的成本与潜在风险。因此,商业信用融资对于维护供应链资金安全、促进上下游高质量发展具有重要意义[7]。那么,行政审批改革是否能改善企业信息在供应链上的传递,发挥稳定供应链的治理效应,从而增加企业获取的商业信用融资?或者,得益于制度性活动的减少,企业是否能节约更多资金,从而减少自身对商业信用融资的需求?考虑到行政审批改革的功能定位与商业信用融资在供应链关系中发挥的重要作用,分析两者之间的因果关系有助于进一步观察行政审批改革的治理红利与供应链资金配置变化的深层次原因。

本文预期的贡献在于:第一,以往研究主要从经营绩效[8-9]、企业创新[10]等企业自身视角探讨行政审批改革的资源配置优化功能,本文以商业信用融资为切入点,为行政审批改革在供应链层面的资源配置优化效应提供了经验证据支持,从而丰富了行政审批改革经济后果的相关研究;第二,现有商业信用融资影响因素的研究主要从法律制度[11]、信贷环境[12]等视角分析商业信用融资变化的内因。本文以简政放权、制度松绑为切入点,从政府治理现代化的角度丰富了商业信用融资影响因素的相关研究;第三,本文以行政审批改革为切入点,从供应链关系稳定的视角解读了政府治理现代化的治理红利,所获取的经验证据为经济管理体制的优化路径与供应链稳定发展的制度动能提供了正面启示与有益参考。

二、文献综述

(一)行政审批改革的原因及其经济后果

在计划经济时代,政府通过行政审批引导资源配置,企业的市场进入、设备购买与厂房投资等活动均需要通过行政审批获取许可,以达到维护市场秩序、为企业提供高质量公共服务的目标[13]。然而,随着经济社会的发展,审批程序繁冗、审批标准不规范和行政效率低下等问题不断显露。在开展经营活动的过程中,企业为取得政府机关的审批与许可必须到各职能部门办理行政审批手续。但由于审批手续的前置性特征,企业必须奔波于不同部门之间,逐一按顺序办理种类繁多的手续,增加了企业的合法化成本[14]。而繁冗的审批程序也会进一步滋生寻租行为,导致行政审批逐渐与公共服务的目标背道而驰。因此,过多的行政审批逐渐演变成扭曲资源配置、阻碍经济发展的桎梏[15]。为增强经济治理能力,提高治理现代化水平,政府开始推进行政审批制度的松绑与优化,从而促进了行政审批中心的成立。

行政审批中心将原本独立分散的审批部门集中在一起,打通了政府部门间壁垒,并采取集中办公、多证合一、公开审判等措施,减少了企业在不同部门之间奔波的时间,提高了审批效率。审批事项的精简与审批透明度的提高也进一步减少了企业行政费用支出,降低了制度性交易成本[4]。现有文献也主要围绕这一视角,为行政审批改革的经济效应提供了更多经验证据。得益于制度性成本的降低,市场主体变得更为活跃,企业进入市场的意愿也得到明显改善[15]。更重要的一点在于,企业可以将更多精力集中于把握市场机会,聚焦实业经营,从而优化资源配置[2]。已有研究表明,行政审批改革通过降低制度性交易成本促进了全要素生产率的提升[16]。基于投资效率的视角,审批事项的下放与精简也能够改善企业投资环境的稳定性,从而优化了企业投资决策[17]。而且,制度性交易成本的下降也有助于企业将更多资金投入至创新活动中,提高创新产出[10]。随着审批权力不断透明,政商关系不断优化,企业的市场价值也产生明显增长[18]。亦有学者从企业并购与企业利润等角度出发,丰富了行政审批改革优化微观企业资源配置的研究[19-20]。在宏观层面,行政审批改革也有助于化解产能过剩,促进地区经济增长[4,21]。因此,行政审批改革逐渐成为了优化企业资源配置、促进经济稳步增长的持续动力。

(二)商业信用融资影响因素的研究

关于商业信用融资影响因素的研究主要从替代性融资理论与买方市场理论两个层面进行解释。替代性融资理论认为,商业信用的大量存在主要源自“信贷配给”[22]。当企业无法获得银行贷款时,供应商由于拥有信息优势,愿意为企业提供资金支持,从而令商业信用成为银行信贷的一种重要的替代融资方式[23]。尤其在信贷紧缩时期,企业也更倾向于使用商业信用融资[24-25]。更多学者也从金融发展、资本市场开放、银行利率管制放松与环境风险等角度对替代性融资理论进行了印证[26-29]。

买方市场理论则认为,商业信用的存在是由于客户较为强势。当企业市场地位较高或竞争力越强,供应商对其依赖性越高,从而令其更容易获得商业信用融资[30-31]。众多学者也主要围绕这一观点展开了有益讨论。当贷款可获得性降低时,议价能力较高的企业更可能获得商业信用支持[32]。总体而言,供应商乐于向那些市场地位较高、信誉良好的客户提供商业信用融资,以获取更好的合作机会[33]。

随着相关研究的不断深入,学者们逐渐认识到信息因素在商业信用融资中扮演的重要角色。较高的信息披露质量可以帮助供应商准确评估客户的经营状况,增强供应商对客户的信任,从而促使企业获取更多商业信用融资[34]。例如,智慧法院的成立有助于降低企业在案件执行与协调过程中的沟通成本和时间成本,提高司法判决结果的可预测性,从而增强供应商向企业提供商业信用融资的意愿[11]。企业数字化转型有利于上下游之间达成信息共享和生产协同,提高供应链信息传递效率,增强供应商对企业的信任,并授予其更多商业信用融资[35]。更多学者也从商业道德、ESG表现与稳定供应商等角度对上述观点进行了印证[36-38]。概言之,促进上下游双方之间的沟通与协调,也是商业信用融资得到合理配置的内在原因。

综上所述,虽然现有研究已从企业投资、生产效率与经济增长等多个角度验证了行政审批改革对资源配置的优化效应,但很少关注商业信用融资这一供应链层面的资源配置是否得到改善。而且,商业信用融资影响因素的研究已然硕果颇丰,却鲜有研究关注到行政审批改革这一提升政府治理现代化能力的重要经济制度变革。尤其在经济形势复杂多变、供应链稳定问题日益突出的背景下,将行政审批改革的资源配置优化效应延伸至供应链层面,亦有研究之必要。因此,本文欲从上述问题出发,对行政审批改革与商业信用融资之间的联系进行理论分析与实证检验,以期填补相关研究的空白。

三、理论分析与研究假设

行政审批改革旨在优化政府机构设置和职能配置,提升政府治理现代化水平,令市场在资源配置中起到决定性作用,从而将治理效能转化为经济增长的驱动力[2,4]。伴随着审批项目的精简、审批流程的规范与审批效率的提升,企业可以将更多资源投入至与价值创造直接相关的活动中,改善自身的资源配置。那么,作为企业最为重要的利益相关者之一,供应商是否会根据行政审批改革对企业产生的制度红利,调整对企业授予的商业信用融资水平?

一方面,行政审批改革有助于提高供应链信息传递效率,增加供应商向企业授予商业信用的意愿。在行政审批改革之前,审批活动复杂繁多,企业是否能够获取行政许可也面临着不确定性,导致决策成本的上升[13]。这意味着审核结果可能严重滞后于企业根据当前信息作出的经营决策。由于市场走向瞬息万变,企业可能需要频繁调整采购、生产与销售等活动以应对审批活动的不确定性。若审批结果不理想,企业的生产经营也将面临着更大波动。当客户无法披露准确的经营信息,供应商的经营决策也可能被误导[3]。面对客户经营的不稳定性,供应商也难以对客户产生信任,进而削弱向其提供商业信用融资的意愿。在行政审批制度实施改革之后,遵循应减必减、该放必放的原则,审批事项过多过滥的状况得以明显改善。例如,国务院于2014年底取消和下放58项行政审批项目,取消67项职业资格许可和认定事项,并将82项工商登记前置审批事项调整或明确为后置审批。2018年5月,国务院将16个省、市列为工程建设项目审批制度改革试点,将审批时间缩短至4个月以内,比改革前平均200多个工作日下降了40%。由于来自政务环境的不确定性下降,企业的生产经营活动更加稳定,可以更加及时地将订单需求传达给供应商,提高了供应链信息传递的及时性。而且,得益于审批事项的精简,企业也能够减少奔波于各职能部门的时间,将更多的精力用于了解市场需求、抓住市场机遇等方面[8],从而将更加准确的生产需求传达给供应商,提高了供应链信息传递的稳定性。由于能够清晰了解客户经营信息,供应商也乐于向其提供更多的商业信用融资,以实现稳定持久的合作关系。基于上述分析,本文提出假设H1a。

H1a行政审批中心的成立能够提高企业的商业信用融资水平。

另一方面,行政审批改革也可能降低企业的融资需求,进而减少其对供应商流动性的占用。当行政审批中心成立之后,企业可以花费更少的资金于行政许可申请等制度性活动当中,减少了费用支出。例如,国家发展改革委于2008年取消了公安部、工商部、农业部、卫生部等32个部门84项行政审批等收费项目。若存在未按目录清单规定实施收费的情况,企业和个人也有权拒绝缴费,从而避免了乱收费、多收费的情况发生。相应地,企业可以将制度性活动中节约的资金投入到与生产经营相关的活动中,弥补因资金空缺造成的投入不足。由于客户融资需求的减少,供应商也会向其提供更少的商业信用融资,以保证自身的流动性。基于上述分析,本文提出假设H1b。

H1b行政审批中心的成立能够降低企业的商业信用融资水平。

四、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以2000—2020年沪深A股上市企业作为研究样本,样本包括全国所有的地级以上城市(含直辖市和副省级城市)。行政审批中心的数据主要来自于中国研究数据服务平台(CNRDS),企业层面数据主要来自于国泰安数据库(CSMAR)。同时,参考王永进和冯笑(2018)[10]、毕青苗等(2018)[15]的研究,本文采取了以下样本筛选程序:(1)若企业所在行业属于金融、保险行业,则予以剔除;(2)若企业在样本期内属于ST或*ST的类型,则予以剔除;(3)剔除关键财务数据缺失的企业;(4)剔除注册地与办公地不一致的企业。最终获得25 535个观测值。此外,本文对所有连续变量进行了缩尾处理(缩尾水平为1%),以减轻极端值对本文结果造成的可能偏误。

(二)变量定义

1.被解释变量

考虑到应付账款是商业信用融资的主要表现形式[7],参考余明桂和潘红波(2010)[26]、陆正飞和杨德明(2011)[12]的研究,本文利用企业当年年末应付账款与总资产的比值度量商业信用融资(TC)。

2.解释变量

本文参考王永进和冯笑(2018)[10]、毕青苗等(2018)[15]的研究,将企业地址与行政审批中心的成立数据相匹配,并据此构建分组变量(TREAT)。若某地级市于样本期内成立过行政审批中心则视为处理组并赋值为1,否则为0。同时,根据各地成立行政审批中心的时间构建时点变量(POST)。若地级市当年已经成立了行政审批中心则赋值为1,否则为0。本文以交乘项(TREAT×POST)作为行政审批改革的度量。

3.控制变量

参考陆正飞和杨德明(2011)[12]、余明桂和潘红波(2010)[26]的研究,本文选取企业规模、账面市值比、资产报酬率、资产负债率、经营现金流量、资本支出、董事会规模、独董比率、市场化水平与地区生产总值作为控制变量。除此之外,本文还在模型中控制了年度-行业固定效应与企业固定效应。

(三)模型设计

参考王永进和冯笑(2018)[10]、毕青苗等(2018)[15]的研究,本文构建如下DID模型

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

(1)

模型(1)用以检验研究假说,其中主要关注解释变量(TREAT×POST)的回归系数α1,若α1为正且显著,则支持假设H1a,表明行政审批改革显著增加了企业的商业信用融资;若α1为负且显著,则支持假设H1b,表明行政审批改革显著减少了企业的商业信用融资。

五、实证结果与分析

(一)行政审批中心设立情况

图1显示了我国行政审批中心的设立情况。从1995—2019年,一共有337个地级市成立了行政审批中心。可以发现,行政审批中心成立数量最多的年份主要集中在2001—2002年,这与中国行政审批改革全面启动的时间相一致。总体而言,我国行政审批中心的数量呈S型曲线逐年增长,具有渐进性的特征,并在样本期末达到峰值。

图1 行政审批中心成立情况

(二)变量描述性统计

表2报告了各变量的描述性统计结果。其中,商业信用(TC)的均值为0.092,中位数为0.75,总体呈现右偏,标准差为0.069,表明样本企业间的商业信用融资水平较为接近。行政审批改革(TREAT×POST)的均值为0.739,表明接近3/4的观测值位于成立了行政审批改革中心的城市。限于篇幅,其他变量的描述性统计不再赘述。

(三)平行趋势检验

在使用双重差分模型(DID)时,应确保处理组与对照组在政策实施之前呈现相同的变化趋势。本文以各地区审批中心设立前与设立后的年份为基础,分析样本企业的商业信用水平是否满足平行趋势假定。具体而言,本文构建以下动态模型

(2)

其中,PRE(k)与POST(k)分别代表若当年属于企业i所在地设立审批中心前的第k年或设立后的第k年则赋值为1,否则为0。POST3+表示为若当年为审批中心成立的第三年及之后年份则赋值为1,否则为0。图2显示了90%置信区间内各年度回归系数的显著性。由图2可知,处理组与对照组在行政审批改革前呈现较为相同的变化趋势,而在改革之后产生了显著差异,表明本文模型设计满足了平行趋势假定的要求。

图2 平行趋势检验

(四)回归分析

表3为基准模型的回归结果。其中,列(1)仅控制了解释变量与企业固定效应,仅列(2)控制了解释变量与年度-行业和企业固定效应,列(3)控制了解释变量、企业层面控制变量与个体固定效应,列(4)为整个模型(1)的回归结果。总体结果显示,解释变量(TREAT×POST)对被解释变量(TC)的影响为正且在1%水平上显著,表明行政审批改革中心的设立有助于提高政府治理现代化水平,帮助当地企业获取更多商业信用融资,从而支持了假说H1a。这一结果也恰巧说明,商业信用在供应链关系中不仅仅发挥着满足客户融资需求的功能,也扮演着稳定供应链关系、促进上下游协同合作的重要角色。

(五)稳健性检验

1.地区固定效应

为缓解城市层面的遗漏变量问题,本文进一步控制了地级市层面的固定效应。表4列(1)的回归结果表明,解释变量对被解释变量的影响为正且在1%水平上显著,表明本文的研究结论保持不变。

2.剔除直辖市

直辖市与地级市在所属行政单位、区划类别与行政地位等方面均存在着显著差异。为缓解样本特殊性造成的可能干扰,本文将直辖市从样本中剔除重新进行回归。表4列(2)的回归结果表明,解释变量对被解释变量的影响为正且依然在1%水平上显著,表明本文的研究结果并不完全受直辖市所驱动。

3.剔除成立时间晚于审批中心的样本

审批中心的高效率可能诱引企业在已成立审批中心的地区选址,使得基准回归结果高估了行政审批改革的政策效应。因此,本文参照王永进和冯笑(2018)[10]、郭小年和邵宜航(2019)[19]的方法,删除成立时间晚于该地区行政审批中心成立时间的企业样本,并重新进行回归分析。表4列(3)的回归结果显示,解释变量对被解释变量的影响为正且依然在1%水平上显著,符合本文预期。

4.倾向得分匹配

本文采用倾向得分匹配(PSM)方式缓解潜在的反向因果问题。具体而言,本文以模型(1)中的所有控制变量为协变量,以1对1无放回的方式进行最邻近匹配。回归结果如表4列(4)所示。回归结果表明,本文的研究结论依然保持稳健。

5.商业信用替代度量

借鉴陆正飞和杨德明(2011)[12]的研究,本文以(应付账款+应付票据+预收账款)/总资产(TC1)和(应付账款+应付票据)/总资产(TC2)分别作为商业信用融资的替代度量,回归结果如表4列(5)(6)所示。回归结果表明,本文的研究结论依然保持不变。

6.地区聚类处理

考虑到核心解释变量是地区层面的冲击,本文在模型(1)的基础上将标准误聚类至地区层面。回归结果如表4列(7)所示,与前文结论保持了一致。

7.工具变量

由于政策在执行过程中具有很大的弹性,行政审批中心的成立未必能够代表真实的审批改革状况,可能存在遗漏变量或测量误差等问题。为缓解上述问题产生的可能偏误,借鉴夏杰长和刘诚(2017)[4]、毕青苗等(2018)[15]的研究,采用工具变量法对本文结果重新进行检验。本文以同省其他地级市的审批中心设立率(IV)作为工具变量。当同省份的其他地级市设立审批中心时,本市设立审批中心的概率也会更高,而且该设立率无法直接影响本市企业的商业信用水平,满足了工具变量的相关性与外生性要求。本文将企业所在省份设立行政审批中心的其他地级市数量除以该省的地级市总数,以度量同省其他地级市的审批中心设立率(IV)。工具变量的回归结果如表5所示。表5列(1)显示,工具变量对解释变量的影响为正且在1%水平上显著。表5列(2)显示,解释变量(TREAT×POST)对被解释变量(TC)的影响为正且在1%水平上显著,表明本文的研究结果依旧保持稳健。

(六)机制分析

如前所述,行政审批改革有助于降低来自政务的不确定性,令企业稳定、及时地将需求信息传递给供应商,从而增加供应商向企业提供商业信用融资的意愿。换言之,供应链信息传递效率的改善应当是行政审批改革影响商业信用融资的现实路径。为验证上述猜想,参考杨志强等(2020)[3]的研究,使用供需波动偏离度来衡量企业与供应商之间的信息传递效率。该指标越大,代表供应链层面的信息失真程度越高,应当能够较好地衡量供应链信息传递效率。在此基础上,本文构建供应链信息传递效率哑变量(ARD)。若企业当年的供需波动偏离度小于年度行业中位数,即供应链信息传递效率较高时则赋值为1,否则为0。回归结果如表6所示。表6显示,交乘项(ARD×TREAT×POST)对商业信用融资(TC)的影响为正且在10%水平上显著,表明当行政审批改革有助于改善供应链信息传递效率,缓解供需波动偏离度,从而促进企业商业信用融资水平的提升。

(七)进一步分析

1.超额商业信用

如前文所述,行政审批改革有助于降低供需波动偏离度,增强供应链信息传递效率,从而帮助企业获取更多商业信用融资。其深层次原因在于,供应商希望通过提供商业信用融资的方式,与优质客户建立稳定持续的合作关系。为了留住发展前景较为广阔的客户,换取双方的长期合作,供应商也需要在与客户的交易中表现更多诚意。因此,供应商可能向客户授予超额商业信用,以传递友好合作的积极信号。借鉴陆正飞和杨德明(2011)[12]的研究,本文估算了企业的最优资本结构与最优负债,得出企业预计所需要的商业信用,并据此构建哑变量。若企业实际获得的商业信用融资超过其预计水平则赋值为1,否则为0。回归结果如表7所示,在行政审批中心成立以后,企业获得了明显的超额商业信用融资,说明行政审批改革对客户企业产生了显著的治理红利,吸引供应商为客户提供更多的商业信用融资,从而为将来的协同与共赢打下坚实的基础。

2.改革具体措施

行政审批中心的直接功能主要体现在聚合审批资源、集中审批权限等方面。而审批活动的具体开展,也与行政审批中心的部门、事项与窗口等措施存在着密切联系。因此,分析改革具体措施对商业信用融资的影响,将有助于进一步打开行政审批改革产生效益的黑箱[15]。若改革具体措施无法产生显著性影响,则说明审批中心也可能存在着形式主义与表面主义等传统部门的弊病。参考毕青苗等(2018)的研究[15],本部分从进驻部门数量(ALC_DEPARTMENT)、进驻事项数量(ALC_ITEM)和窗口数量(ALC_WINDOW)三个维度分析行政审批中心影响商业信用的具体措施。对于当年尚未设立行政审批中心的样本,其部门、事项、窗口数量均设定为0。因此,在实证分析中,这三个变量都采取ln(x+1)的方式处理[18]。表8的回归结果显示,进驻部门数量、进驻事项数量和窗口数量均对商业信用融资有显著正面影响。可能的原因在于,进驻部门数量、进驻事项数量与窗口数量改善了审批的全面性、部门的协调性与接待的便利性,从而进一步提高了审批效率,并最终促进了企业商业信用融资水平的提升。这一结果也恰巧说明,行政审批中心提供的一站式与集成式服务是行之有效的。

(八)异质性分析

1.需求不确定性

需求不确定性会增加企业的供应链协调成本。对于需求较为确定的企业而言,其与供应商的交易更加稳定,彼此之间的协调难度也更低。若企业无法准确预测未来的生产情况,其采购活动面临更高的不确定性,则可能影响自身与供应商之间的合作交流。若行政审批改革主要通过提高供应链信息传递效率影响商业信用融资,则应当对供应链协调成本较高,即需求不确定性较大的企业产生更为明显的影响。一般而言,当生产需求较为明确时,企业从供应商处采购的份额可能更为固定。若企业面临着较高的需求不确定性,其与供应商的交易也可能产生较大波动,进而引发采购份额的剧烈变化。基于上述分析,本文拟采用供应商集中度在过去三年内的标准差度量企业的需求不确定性。该指标越大,代表企业与大供应商的交易越不稳定,也更容易出现需求不确定的情况。参考唐跃军(2009)[39],本文以上市企业年报中披露的前五大供应商占全年采购总额比例度量供应商集中度,并据此计算需求不确定性(DU)。回归结果如表9列(1)所示,交乘项(DU×TREAT×POST)对商业信用融资(TC)的影响为正且在1%水平上显著,表明当企业需求不确定性较高时,行政审批改革发挥的供应链稳定功能更为有效,从而提升了其商业信用融资水平。

2.数字化转型

如前所述,行政审批改革能够提高供应链信息传递效率,从而促进商业信用融资的增加。若企业的信息传递能力不同,行政审批改革产生的经济效应也可能有所差异。从供应链的角度来看,数字化转型有益于发挥信息共享效应,减少供应链层级间的需求波动,提升供应链协调决策水平[40]。因此,若企业数字化转型程度较高,则可能无法凸显行政审批改革对商业信用融资的促进效应。而对于数字化转型程度较低、供应链协调能力较差的企业而言,行政审批改革的制度红利可能更为明显。借鉴吴非等(2021)[41]的研究,本文利用Python统计上市公司年报中数字化转型相关词语的总数,并将其进行对数化处理,从而获得企业数字化转型的度量(DCG)。回归结果如表9列(2)所示,交乘项(DCG×TREAT×POST)对商业信用融资(TC)的影响为负且在5%水平上显著,表明行政审批改革对商业信用融资的促进效应在企业数字化转型程度较低时更为明显。

3.市场竞争

根据前文分析,行政审批改革能够优化企业资源配置,提高企业的产品市场竞争优势,帮助其赢取供应商的青睐。而在不同的行业当中,竞争优势所发挥的效益也可能有所差别。若企业处于垄断程度较高的行业中,意味着市场中缺少与之相匹敌的竞争者,产品竞争能力为其带来的优势可能有限。而且,凭借其垄断地位,企业获取行政审批许可的难度也可能更低,因而无法凸显行政审批改革产生的作用。反之,当企业面临较为激烈的市场竞争时,有限的行政资源将为企业带来更高的边际价值。因此,行政审批改革对商业信用融资的促进效应可能在市场竞争较为激烈的行业中更为明显。借鉴伊志宏等(2010)[42]的研究,以赫芬达尔指数作为市场竞争强度的计算基础,并据此构建哑变量。若企业所处行业的赫芬达尔指数小于年度中位数则赋值为1,表明市场竞争强度较高,反之为0。回归结果如表9列(3)所示,交乘项(HHI×TREAT×POST)对商业信用融资(TC)的影响为正且在1%水平上显著,表明市场竞争强度越高,企业商业信用融资受行政审批改革的支持效应越强。

(九)经济后果分析

得益于行政审批改革的治理效应,企业获取了更多商业信用融资,并与供应商的合作更加紧密。可以预见,伴随着商业信用融资的增加,企业会更加充分地利用这一优势,将更多的资源投入到与供应链建设、维护和改进相关的实体投资活动中,从而促进自身的高质量发展。从宏观经济的角度出发,增加实体投资,促进“脱虚向实”是经济实现高质量发展的关键环节[43]。基于微观企业的视角,金融投资则通常被视为挤占企业实体投资、影响企业生产经营的投机性活动。若行政审批改革能够发挥增加商业信用融资、促进企业高质量发展的功能,则应当有助于减少企业的金融化行为,促进“脱虚向实”。借鉴宋军和陆旸(2015)[44]的研究,本文使用金融资产与总资产的比值度量企业的金融化水平(FIN)。回归结果如表10所示。表10显示,交乘项(TC×TREAT×POST)对企业金融化(FIN)的影响为负且在1%水平上显著,表明行政审批改革的供应链稳定效应减少了企业的金融化投资,促进了企业的高质量发展。

表1 变量定义

表2 描述性统计

表3 基准回归结果

表4 稳健性检验结果

表5 工具变量检验结果

表6 机制检验结果

表7 行政审批改革对超额商业信用的影响

表8 改革具体措施对商业信用融资的影响

表9 异质性分析结果

表10 行政审批改革影响商业信用融资的经济后果检验

六、研究结论与政策建议

(一)研究结论

行政审批改革是突破体制机制障碍、提高政府治理现代化水平的重要举措。本文将行政审批改革的治理红利拓展至供应链层面,考察了行政审批改革对企业商业信用融资的影响。研究发现,行政审批改革显著增加了企业的商业信用融资,其原因在于行政审批改革能够提升供应链信息传递效率,从而促进了供应链上下游的稳定协同。而且,为了实现与优质客户的稳定合作,供应商会向企业授予超额商业信用融资以示诚意。从具体措施来看,进驻部门、进驻事项与窗口数量的增加均有益于商业信用融资水平的提升。此外,当企业需求不确定性较高、数字化转型程度较低时或者行业竞争较为激烈时,行政审批改革发挥的治理效应更强。最后,行政审批改革对商业信用融资的提升效应能够抑制企业“脱实向虚”,促进企业的高质量发展。

(二)政策建议

1.优化改革功能定位,保障供应链稳定协同。

研究发现,行政审批改革有助于改善供应链信息效率,帮助企业打造稳定的供应链关系,优化供应链层面的资金配置。对此,需进一步明晰行政审批改革的定位,将更多主动性让位于市场,逐步实现政府从“以批代管”向“事中事后监管”的职能转变。具体而言,应进一步明确监管标准,扩大监管范围,围绕审批活动涉及的主体与利益相关者,强化日常监管、综合监管与联动监管,从而在优化企业自身资源配置的同时,令制度红利从企业层面进一步溢出至供应链层面,实现以点带面、点面结合的高质量发展模式。

2.关注项目进驻压力,减轻审批中心负担。

本文研究结果表明,进驻部门数量、进驻事项数量与窗口数量的增加有助于放大行政审批改革的治理红利。但在空间有限的条件下,进驻项目越多,也意味着行政审批中心承载的压力越大。对此,应根据各审批活动与审批流程的特征,将具有共性的部门、事项等项目进行合并,以减轻行政审批中心空间负担。同时,加快信息技术的应用,促进行政审批中心的信息化、智能化,将更多活动从线下人工审批转为线上自动化审批,从而减轻行政审批中心的线下进驻压力。在此基础上,总结转型过程中可能遇到的难点痛点,并将信息化的成功经验推广至各地的行政审批中心,从而为行政审批改革的新篇章积蓄新动能。

3.加快企业数字转型,改善信息传递效率。

异质性分析表明,当企业需求不确定性较高时,行政审批改革的制度红利更为明显。若企业数字化转型程度较高、供应链协调能力较强时,则无需借助行政审批改革的稳定供应链功能来获取商业信用融资。对此,企业应加快数字化转型,充分利用数字技术带来的信息共享与动态交互优势,改善供应链伙伴之间的信息传递。同时,企业与供应商应当进行协同数字转型,弥合彼此之间的数字鸿沟,从而进一步降低供应链协调成本,提高需求响应速度,并最终提高供应链整体资源配置效率。