时间:2021-12-15 作者:王海林 李亚鑫
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摘要:
一、引言
地方财政信息是一个地方社会公共资源分配和运用情况的反映,提高财政信息透明度可以缓解公众与政府之间的信息不对称,使公众作为委托人可以更准确评价政府的行为(Ferejohn,1999),这有助于改善地区营商环境。企业作为市场化主体,对经营环境具有很强的敏感性。虽然各企业受外部环境因素影响的程度存在差异,但是毫无疑问, 良好的外部营商环境对身处其中的企业会产生积极影响。
财政信息透明也有助于提升财政信息在经济社会活动中的服务作用,使企业可以在全面及时了解财政资金去向
和应用效果基础上对资产配置做出决策,提高企业生产要素配置的效率。王少飞等(2011)、邵磊和唐盟(2019)的研究也表明,地方财政信息透明有助于提高地方国有企业投资效率、稳定区域内企业杠杆。因此,地方财政信息透明有助于减少区域内企业投资的盲目性,提高企业各种生产性资源的配置效...
一、引言
地方财政信息是一个地方社会公共资源分配和运用情况的反映,提高财政信息透明度可以缓解公众与政府之间的信息不对称,使公众作为委托人可以更准确评价政府的行为(Ferejohn,1999),这有助于改善地区营商环境。企业作为市场化主体,对经营环境具有很强的敏感性。虽然各企业受外部环境因素影响的程度存在差异,但是毫无疑问, 良好的外部营商环境对身处其中的企业会产生积极影响。
财政信息透明也有助于提升财政信息在经济社会活动中的服务作用,使企业可以在全面及时了解财政资金去向
和应用效果基础上对资产配置做出决策,提高企业生产要素配置的效率。王少飞等(2011)、邵磊和唐盟(2019)的研究也表明,地方财政信息透明有助于提高地方国有企业投资效率、稳定区域内企业杠杆。因此,地方财政信息透明有助于减少区域内企业投资的盲目性,提高企业各种生产性资源的配置效率,进而促进企业经营绩效的提升。
2008 年我国发布施行了《关于加强政府网站建设和管理工作的意见》《中华人民共和国政府信息公开条例》,不仅对政府信息公开的范围等作出了规定,也对政府信息公开工作的规范化提出了要求。财政预算和决算报告在《中华人民共和国政府信息公开条例》中被纳入到政府信息公
收稿日期 :2021-01-13
基金项目 :北京市社会科学基金项目(17GLB037)
作者简介 :王海林,首都经济贸易大学会计学院教授,博士生导师 ; 李亚鑫,首都经济贸易大学会计学院硕士研究生。
开的范围之内,并在之后年度不断进行细化。国务院办公厅印发的《2014 年政府信息公开工作要点》中明确指出“财政资金是全体人民共有的财富,进一步加大管理使用情况的公开力度,让‘财政资金’在阳光下运行”。2014 年、2018 年修订的预算法中,均要求将政府全部收入和支出纳入预算。这些都反映了财政信息透明的重要性,也彰显了国家对财政信息透明的重视。
本文利用2008~2018 年我国沪深A 股上市公司数据分析了地方政府财政信息透明度对辖区内企业经营绩效的影响,研究表明提高政府财政信息透明度总体上有助于提升辖区内企业的经营绩效。并且,政府财政信息透明的这种作用受地区市场化程度和企业性质的影响。本文的结论拓展了关于政府财政信息透明影响的研究,揭示了企业产权性质和地区市场化程度对政府财政信息透明与企业经营绩效关系的不同影响,以及融资约束对政府财政信息透明与企业经营绩效关系的作用,有助于更全面、准确地认识和评价政府信息公开的意义和作用,对分析企业绩效的影响因素也具有一定的理论和实践意义。
二、文献综述与研究假设
(一)文献综述
1. 财政信息透明度的作用
刘笑霞(2009)认为政府财政信息透明度的提高有助于提升公民心中政府的形象。吴进进和于文轩(2017)、李湛等(2019)认为地方政府财政信息透明可以使辖区内居民的幸福感和公民对当地政府的信任感得到显著提升。邵磊和唐盟(2019)发现地方政府财政信息透明度较高的情况下,政府宏观调控的“稳预期”目标更容易实现。王满仓和赵守国(2005)认为地区财政信息透明度的提高能够吸引资本流入,促进当地经济稳定高质量发展。李春根和徐建斌(2016)、Elina 等(2017)研究发现,提高一个国家或者地区的财政信息透明度可以降低相关国家和地区官员的腐败程度。邓淑莲和朱颖(2017)发现提高财政信息透明度可以通过增加企业对政府行为的理性预期和提高政府干预土地要素市场的成本两个维度降低企业投资偏误,进而抑制企业的产能过剩。
已有文献还表明,财政信息透明可以降低政府干预的程度(江飞涛和曹建海,2009 ;毛剑峰等,2015 ;周末和孙可,2016)。杨志安和邱国庆(2019)认为提高财政信息透明度能改善预算软约束,降低政府干预的程度和范围。王
聪等(2018)认为提高财政信息透明度可以推动政府依法行政。王少飞等(2011)认为提高财政信息透明度会增加地方政府干预企业行为的成本,从而减少非效率投资尤其是过度投资行为。
2. 企业经营绩效的影响因素
大量文献表明,企业经营绩效不仅受产权性质、股权结构、股权集中度等公司治理因素影响(刘国亮和王加胜, 2000 ;Brown 和Caylor,2004 ;刘小玄和李利英,2005 ;徐莉萍等,2006),也受资本结构、高管薪酬、政治关联程度、信息透明度等其他内部因素作用(魏刚,2000 ;Hanlon 等, 2004 ;连玉君和程建,2006 ;林有志和张雅芬,2006 ;邓建平和曾勇,2009),还受经济周期、环境规制、财政补贴和税收优惠、政府干预和反腐败等外部宏观因素影响(Klein 和Marquardt,2006 ;Svensson,2007 ;颉茂华等,2014 ;孔东民和李天赏,2014 ;钟覃琳等,2016 ;孙自愿和许若琪, 2017 ;张帆和张友斗,2018)。
从文献看,政府财政信息透明无论从改善经济环境、降低政府干预的宏观层面还是在企业投资效率、产能利用水平的微观层面都有积极作用。但是现有文献少有关于政府财政信息透明与企业绩效关系的研究,财政信息公开是政府行为规范的体现,提高地方财政信息透明度,表明地区营商环境得到了改善,这无疑会对区域内企业的经营活动和经营成果产生积极影响。
(二)研究假设
1. 财政信息透明度与企业经营绩效
我国地方财政信息涵盖了地方一般公共预算、财政专户资金,以及社保、国有资本经营预算和政府性基金等。随着地方财政信息透明度的增加,更多更详细的财政信息被披露出来,公众可以更详细了解一个地区财政资金的来源和使用去向,了解产业重点和发展情况,预测下一步重点关注的产业领域和方向,从而有效降低信息不对称。信息不对称的缓解能起到以下作用 :一是便于媒体和公众发挥监督作用,促使政府的行为变得更加规范,提高政策的稳定性,并且减少对企业干预的随意性,企业可以安心按照市场规律和市场规则开展生产经营活动,使企业生产要素配置更合理,资源利用更高效。二是有助于发现和抑制腐败,为区域内企业营造出良好的营商环境,使企业把精力聚焦到改进经营能力、推进技术创新上,愿意承受更大的研发风险,提高研发投入。三是营商环境的优化还可以增加企业对当地政府的信任感,吸引更多民间资本(韩旺红
和王可,2015)以及吸引更多外部投资(阎波等,2014),有助于区域内企业拓宽融资渠道,降低外部融资成本(马文涛,2020),因而可以缓解企业的融资约束。这些都有助于降低企业的经营成本,提高资本配置效率和投资效率,进而提高企业的经营绩效。由此提出假设1 :
假设1 :其他条件相同的情况下,地方财政信息透明度提高有助于提升辖区内企业的经营绩效。
2. 财政信息透明度对不同产权性质企业的影响
国有企业既承担经营管理的经济目标,也不同程度地承担社会公共目标,为了确保企业能够贯彻执行国家方针政策,国有企业的管理层必须对中央和地方政府政策、财政重点支持领域等方面有更深入和及时的掌握,他们有较强的意愿主动了解财政信息。同时,由于国有企业对政府的运转流程、工作重心等方面比较了解,有时还可能参与相关政策的调研,对信息的理解和把握能力较强。多数非国有企业对财政等方面的政府信息也很关注,但由于多种原因,往往很难对其进行精准的解读。披露充分、明确、详细的信息有利于非国有企业更全面地了解相关情况。因此,地方财政信息透明度提高后,对非国有企业经营绩效影响大于国有企业。由此提出假设2 :
假设2 :相比国有企业,地方财政信息透明度对非国有企业经营绩效的提升作用更显著。
3. 地区市场化程度的作用
市场化程度较高的地区,各类要素的配置更多通过市场运行机制完成,政府主要通过加强市场监管、支持审计和媒体等机构发展、对企业进行相应引导等方式发挥作用
(曾昌礼,2018),对企业经营活动的直接影响较小(詹宇波和刘畅,2011 ;罗党论和应千伟,2012),企业获取各种信息的渠道更通畅,因此政府财政信息透明度的提高对企业绩效的影响不那么大。市场化程度较低的地区,各种市场
中介机构发育不太完善,非市场因素在企业资源配置中的作用会加大,政府对企业生产经营活动影响更大(孙铮等, 2005),而且企业获取信息的渠道也有限,此时财政信息透明度的提高更有助于促进企业做出经营决策和战略判断, 更有助于促进企业经营绩效的提高。由此提出假设3 :
假设3 :相比市场化程度高的地区,市场化程度低的地区的财政信息透明度对辖区内企业经营绩效的提升作用更显著。
三、研究设计
(一)模型设计与变量定义
本文采用如下模型分别对前文中的三个假设进行实证验证。模型(1)分析地方财政信息透明度对辖区内企业经营绩效的作用,模型(2)用于探讨产权性质的调节作用, 模型(3)探讨地区市场化程度在财政信息透明度与辖区内企业经营绩效关系中的作用。
IAOPi,t=β0+β1Gtrani,t-1+β2Avegdpi,t+β3Traffi,t+β4Fivi,t+β5Sizei,t
+β6Levi,t+β7Cashi,t+β8Shrcr1i,t+β9Lnpayi,t+β10Duali,t
+∑Year+∑Indy+ε (1)
IAOPi,t=β0+β1Gtrani,t-1+β2Statei,t+β3Gtrani,t-1×Statei,t+β4 Avegdpi,t
+β5Traffi,t+β6Fivi,t+β7Sizei,t+β8Levi,t+β9Cashi,t
+β10Shrcr1i,t+β11Lnpayi,t+β12Duali,t+∑Year+∑Indy+ε
(2)
IAOPi,t=β0+β1Gtrani,t-1+β2Mindexi,t+β3Gtrani,t-1×Mindexi,t
+β4Statei,t+β5Avegdpi,t+β6Traffi,t+β7Fivi,t+β8Sizei,t
+β9Levi,t+β10 Cashi,t+β11Shrcr1i,t+β12Lnpayi,t+β13Duali,t
+∑Year+∑Indy+ε (3)
其中,i 表示企业,t 表示年份。考虑到财政信息透明度的改变到作用于企业绩效存在一定的时间滞后性,故Gtran 均取滞后一期。
表1 企业经营绩效IAOP 基础指标的计算
类型 | 指标名称 | 计算方法 |
盈利能力 | 资产收益率 | 营业利润/ 总资产均值 |
资产现金流量回报率 | 经营现金净流量/ 总资产均值 | |
销售利润率 | 营业利润/ 销售收入净额 | |
经营效率 | 资产周转率 | 销售收入/ 总资产均值 |
资产费用率 | 期间费用/ 总资产均值,取负数 | |
成长性 | 销售增长率 | (本年销售收入- 上年销售收入)/ 上年销售收入 |
生产效率 | 单位员工占用资产 | 总资产均值/ 员工人数 |
注 :为保持样本规模不变,公司单位员工占用资产的数值有缺失的用当年该行业的均值替代
1. 企业经营绩效(IAOP)。借鉴徐莉萍等(2006)的做法,采用合成变量IAOP 衡量企业经营绩效。方法是 :首先从反映企业经营绩效的盈利能力、经营效率、成长性、生产效率四方面选取资产收益率、资产现金流量回报率、销售利润率、资产周转率、资产费用率、销售增长率和单位员工占用资产七个基础指标(见表1);然后,以各指标值减去企业所属行业指标中位数进行标准化 ;最后,按照标准化后的数据进行算数平均,合成经营绩效IAOP。
2. 地方财政信息透明度(Gtran)。Gtran 表示某个企业所在省份某年的地方财政信息透明程度,采用上海财经大学2009~2018 年发布的《中国财政透明度报告》中31 个省份财政透明度得分取自然对数衡量。根据该报告中数据采集方法,2009~2018 年财政透明度的评分结果实际对应各省2008~2017 年的政府财政透明度数据。其中,2009~2012 年的《中国财政透明度报告》是以2006~2009 年末省本级收支决算数及统计数为调查对象的,2013~2018 年的《中国财政透明度报告》是以2011~2016 年的决算数为调查对象的。决算信息一般都是于次年发布,因此2009~2012 年发布的
《中国财政透明度报告》反映的是2007~2010 年的财政透明度,2013 至2018 年发布的《财政透明度报告》反映2012 至
2017 年的财政透明度。由于2011 年的财政透明度数据缺失,因此本文采用线性插值法进行了计算补充。
3. 市场化程度(Mindex)。Mindex 表示某个企业所在省份某年的市场化程度,采用《中国分省份市场化指数报告
(2018)》中市场中介组织的发育和法律制度环境评分衡量。
由于2018 版报告未公布2017 年和2018 年指标评分,所以参考俞红海(2010)的做法,使用历年平均增长幅度作为依据推算2017 年和2018 年评分。
4. 其他控制变量。控制变量的选取借鉴唐松和孙铮
(2014)、邵磊(2019)做法,同时考虑本研究的主题。地区层面的控制变量有三个 :Avegdp 表示人均地区生产总值, 企业注册地所在省份人均生产总值/10 000 ;Traff 表示交通发达程度,企业注册地所在省份公路里程总数取对数 ; Fiv 表示固定资产投资占比,计算方法是企业注册地所在省份的固定资产投资总额/ 当地当年GDP。企业层面的控制变量有四个 :Size 表示公司规模,取企业总资产的自然对数 ;Lev 表示资产负债率,按照总负债/ 总资产计算 ; Cash 表示企业现金存量,按照(货币资金+ 短期投资)/ 总资产计算 ;State 表示产权性质,若企业最终控制人为国有, 则赋值为1,否则为0。公司治理层面的控制变量有三个 : Lnpay 表示企业管理层薪酬,取前三名高管薪酬的自然对数 ;Shrcr1 表示第一大股东持股比例 ;Dual 表示两职合一, 总经理与董事长为同一人则为1,否则为0。另外,Indy 表示行业,采用证监会2012 版行业的分类 ;Year 为年度。
(二)样本选择与数据选取
本文以2008~2018 年我国沪深A 股上市公司为研究对象,剔除ST 类、金融类上市公司后共获得20 096 个样本数据。上述变量中除了已经说明的外,地区交通发达程度、人均地区生产总值、全社会固定资产投资占比数据取自《中国统计年鉴》,其他公司层面变量的数据均来自国泰安数
表2 变量描述性统计
变量 | 样本量 | 均值 | 中位数 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
IAOP | 20 096 | 0.3914 | 0.3903 | 0.0446 | 0.2402 | 0.5124 |
Gtran | 20 096 | 3.5222 | 3.4642 | 0.4027 | 2.7788 | 4.2399 |
State | 20 096 | 0.2884 | 0.0000 | 0.4530 | 0.0000 | 1.0000 |
Mindex | 20 096 | 10.1798 | 9.3100 | 6.0627 | -0.7000 | 26.2400 |
Avegdp | 20 096 | 6.4565 | 6.2574 | 2.9424 | 1.2893 | 14.0211 |
Traff | 20 096 | 11.5817 | 11.9469 | 0.9683 | 9.3649 | 12.6889 |
Fiv | 20 096 | 0.6140 | 0.6123 | 0.2445 | 0.2333 | 1.1596 |
Size | 20 096 | 22.1961 | 22.0315 | 1.2572 | 19.5060 | 25.9501 |
Lev | 20 096 | 0.4516 | 0.4518 | 0.2041 | 0.0483 | 0.9065 |
Cash | 20 096 | 0.2076 | 0.1609 | 0.1658 | 0.0129 | 1.0529 |
Shrcr1 | 20 096 | 34.7751 | 32.9048 | 14.8985 | 8.9399 | 74.9761 |
Lnpay | 20 096 | 14.2283 | 14.2242 | 0.7247 | 12.2644 | 16.1292 |
Dual | 20 096 | 0.2266 | 0.0000 | 0.4186 | 0.0000 | 1.0000 |
表3 假设1~3 的回归结果
(1) IAOP | (2) IAOP | (3) IAOP | (4) IAOP | |
Gtrani,t-1 | 0.0026** | 0.0038*** | 0.0047*** | 0.0036*** |
(2.25) | (3.57) | (4.01) | (3.21) | |
Statei,t | -0.0005 | -0.0002 | ||
(-0.68) | (-0.36) | |||
Gtrani,t-1×Statei,t | -0.0028* | |||
(-1.81) | ||||
Mindexi,t | 0.0003** | |||
(2.56) | ||||
Gtrani,t-1×Mindexi,t | -0.0004*** | |||
(-2.94) | ||||
Avegdpi,t | 0.0015*** | 0.0015*** | 0.0009*** | |
(6.31) | (6.31) | (3.14) | ||
Traffi,t | 0.0040*** | 0.0039*** | 0.0034*** | |
(9.13) | (9.09) | (7.27) | ||
Fivi,t | 0.0061*** | 0.0062*** | 0.0061*** | |
(3.16) | (3.21) | (3.08) | ||
Sizei,t | 0.0083*** | 0.0083*** | 0.0084*** | |
(26.24) | (26.18) | (26.26) | ||
Levi,t | -0.0559*** | -0.0558*** | -0.0558*** | |
(-31.57) | (-31.44) | (-31.42) | ||
Cashi,t | 0.0630*** | 0.0631*** | 0.0631*** | |
(34.78) | (34.80) | (34.80) | ||
Shrcr1i,t | 0.0003*** | 0.0003*** | 0.0003*** | |
(16.76) | (16.75) | (16.56) | ||
Lnpayi,t | 0.0097*** | 0.0097*** | 0.0096*** | |
(19.89) | (19.71) | (19.64) | ||
Duali,t | -0.0012* | -0.0013* | -0.0013* | |
(-1.80) | (-1.91) | (-1.89) | ||
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Indy | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
cons | 0.3774*** | 0.0218** | 0.0188* | 0.0299*** |
(80.07) | (2.14) | (1.81) | (2.87) | |
N | 20 096 | 20 096 | 20 096 | 20 096 |
F | 7.41*** | 134.43*** | 127.97*** | 125.21*** |
adj_R2 | 0.0095 | 0.2057 | 0.2058 | 0.2061 |
注 :括号内为t 值,*、**、*** 分别表示10%、5%、1% 的显著性水平 ;下同
据库(CSMAR),实证中对连续变量按上下1% 进行了异常值处理。本文在实证回归前也对模型的主要变量进行了相关性检验,确认模型不存在严重的多重共线性。
四、实证结果分析
(一)描述性统计
表2 描述性统计显示,企业经营绩效均值为0.3914、最小值0.2402、最大值0.5124,样本企业之间差异明显。地方财政信息透明度为对数值,均值为3.5222、最大值4.2399、最小值2.7788,说明各地区之间财政信息透明度差异较大。产权性质均值为0.2884,表明样本企业中28.84% 为国有企业。市场化程度均值为10.1798、最大值26.2400、最
小值-0.7000,说明省份间也存在较大差异。人均GDP 均
值6.4565,最小值1.2893,最大值14.0211,表明各地总体的经济发展状况存在明显差异 ;全社会固定资产投资占比均值为0.6140,最小值0.2333,最大值1.1596,表明基础建设投资情况存在两极分化的现象。资产负债率均值0.4516、最大值0.9065、最小值0.0483,说明企业平均负债水平低于50%,但企业间差异很大 ;现金存量均值为0.2076、最大值1.0529、最小值0.0129,表明企业货币资金与短期投资占比普遍在20.76%,不同企业相差较大。第一大股东持股比例均值34.7751,最小值8.9399,最大值74.9761,表明样本企业中第一大股东平均占有34.78% 的股票份额。两职合一均值为0.2266,最小值0,最大值为1,表明样本企业中有22.66% 的企业董事长与总经理为同一人。交通发达程度、管理层薪酬、公司规模均为对数值,从结果看样本企业相关指标均存在较大差异。
(二)回归结果分析
1. 地方财政信息透明度与企业经营绩效
表 3 第(1)列只控制行业和年份,财政信息透明度与企业经营绩效回归系数为 0.0026,显著性水平为 5%。第(2)列是加入其他控制变量后模型(1)的回归结果,此时财政信息透明度与企业经营绩效回归系数为0.0038,显著性水平为1%。结果表明地方财政信息透明度对辖区内企业的经营绩效具有显著促进作用。
2. 产权性质的调节效应回归结果
表3 第(3)列即模型(2)的回归结果显示,财政信息透明度与产权性质交乘项的回归系数为-0.0028,在 10% 水平上显著,表明相对于国有企业,地方财政信息透明度
对非国有企业经营绩效的提升作用更强。
3. 市场化程度的作用回归结果
表3 第(4)列结果表明,财政信息透明度和市场化程度交乘项与经营绩效的回归系数是-0.0004,显著性水平为1%,表明市场化程度对财政信息透明度与企业经营绩
效的关系具有负向调节作用,即随着地区市场化程度提高, 地区财政信息透明度对辖区内企业绩效的促进作用减弱。
控制变量方面,表3 的第(2)、(3)、(4)列均显示,地区人均GDP 与当地企业绩效具有正向关系,且在1% 水平上显著 ;地区交通发达程度对该地区企业的经营绩效具有显著促进作用,且在1% 水平上显著 ;全社会固定资产
资产投资占比与企业经营绩效正相关,且在1% 水平上显著。公司规模、现金存量规模、企业管理层的薪酬水平、第一大股东持股比例也均与企业的经营绩效具有正向关系且在1% 水平上显著,说明企业规模越大、现金存量越多、管理层薪酬水平越高、第一大股东持股比例越高,其经营绩效越好。企业的资产负债率与经营绩效呈负相关关系且在1% 水平上显著,表明企业负债水平增高对提高企业经营绩
效不利。两职合一与经营绩效具有负相关关系,且在10% 水平上显著,表明若董事长与总经理为同一人会损害企业经营绩效。
(三)稳健性检验
为了确保实证结果的可靠性,本文对前述模型做了一系列稳健性检验,内容如下 :
1. 两阶段回归。为了解决样本选择和遗漏变量带来的内生性问题,参考陈运森和谢德仁(2011),选择两阶段回归方法,从模型的残差中提取信息用于第二阶段的回归。第一阶段将财政信息透明度与其他控制变量回归预测残差,第二阶段将预测的残差替换财政信息透明度分别带入三个模型。表4 后3 列报告了第二阶段的回归结果,显示结论不变。
2. 替换解释变量。解释变量地方财政信息透明度采用虚拟变量(Gdumy)重新衡量 :以财政信息透明度中位数为界,地方财政信息透明度大于等于中位数时Gdumy 取1, 否则为0。以 Gdumy 替换Gtran 重新进行检验。表5 第(1) 列至第(3)列的回归结果显示,财政信息透明度与企业经营绩效关系与前文一致。
3. 替换被解释变量。原经营绩效IAOP 指标是以盈利能力、经营效率、成长性、生产效率四个方面指标合成, IAOP1 为替代的经营绩效指标,在合成时不考虑经营效率。此处以IAOP1 替换IAOP 对前面的三个模型重新进行检验。
表4 两阶段回归结果
第一阶段 | 第二阶段 | |||
模型(1) | 模型(2) | 模型(3) | ||
Gtrani,t-1 | IAOP | IAOP | IAOP | |
Gtrani,t-1 | 0.0038*** | 0.0046*** | 0.0036*** | |
(3.51) | (3.93) | (3.19) | ||
Statei,t | -0.0005 | -0.0002 | ||
(-0.68) | (-0.36) | |||
Gtrani,t-1×Statei,t | -0.0027* | |||
(-1.78) | ||||
Mindexi,t | 0.0003** | |||
(2.56) | ||||
Gtrani,t-1×Mindexi,t | -0.0004*** | |||
(-2.95) | ||||
Avegdpi,t | -0.0485*** | 0.0015*** | 0.0015*** | 0.0009*** |
(-32.72) | (6.30) | (6.30) | (3.15) | |
Traffi,t | -0.0419*** | 0.0040*** | 0.0039*** | 0.0034*** |
(-14.83) | (9.13) | (9.10) | (7.27) | |
Fivi,t | -0.4111*** | 0.0061*** | 0.0062*** | 0.0061*** |
(-33.23) | (3.15) | (3.20) | (3.08) | |
Sizei,t | 0.0074*** | 0.0083*** | 0.0083*** | 0.0084*** |
(3.56) | (26.27) | (26.21) | (26.29) | |
Levi,t | 0.0051 | -0.0559*** | -0.0558*** | -0.0558*** |
(0.44) | (-31.60) | (-31.48) | (-31.45) | |
Cashi,t | -0.0311*** | 0.0630*** | 0.0631*** | 0.0631*** |
(-2.62) | (34.81) | (34.83) | (34.83) | |
Shrcr1i,t | -0.0001 | 0.0003*** | 0.0003*** | 0.0003*** |
(-0.91) | (16.78) | (16.76) | (16.57) | |
Lnpayi,t | -0.0023 | 0.0097*** | 0.0097*** | 0.0096*** |
(-0.71) | (19.91) | (19.73) | (19.67) | |
Duali,t | -0.0088* | -0.0012* | -0.0013* | -0.0013* |
(-1.95) | (-1.81) | (-1.91) | (-1.89) | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Indy | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
cons | 3.9184*** | 0.0220** | 0.0191* | 0.0300*** |
(64.44) | (2.16) | (1.84) | (2.88) | |
N | 20 096 | 20 096 | 20 096 | 20 096 |
adj_R2 | 0.5810 | 0.2072 | 0.2074 | 0.2078 |
表5 最后三列列示了替换经营绩效的回归结果,结果显示以上结论不变。
4. 调节变量分组。为了进一步检验模型(2)和模型(3)
表5 替换变量
替换解释变量 | 替换被解释变量 | |||||
(1) IAOP | (2) IAOP | (3) IAOP | (4) IAOP1 | (5) IAOP1 | (6) IAOP1 | |
Gdumyi,t-1 | 0.0025*** | 0.0035*** | 0.0026*** | |||
(3.22) | (4.01) | (3.24) | ||||
Gtrani,t-1 | 0.0041*** | 0.0058*** | 0.0034** | |||
(3.02) | (3.90) | (2.45) | ||||
Statei,t | 0.0012 | -0.0002 | -0.0010 | -0.0008 | ||
(1.34) | (-0.32) | (-1.20) | (-0.87) | |||
Gdumyi,t-1×Statei,t | -0.0033*** | |||||
(-2.60) | ||||||
Gtrani,t-1×Statei,t | -0.0053*** | |||||
(-2.75) | ||||||
Mindexi,t | 0.0004*** | 0.0000 | ||||
(3.09) | (0.34) | |||||
Gdumyi,t-1×Mindexi,t | -0.0003*** | |||||
(-2.80) | ||||||
Gtrani,t-1×Mindexi,t | -0.0004** | |||||
(-2.43) | ||||||
Avegdpi,t | 0.0014*** | 0.0014*** | 0.0010*** | 0.0014*** | 0.0014*** | 0.0012*** |
(6.18) | (6.16) | (3.32) | (4.72) | (4.72) | (3.20) | |
Traffi,t | 0.0040*** | 0.0040*** | 0.0035*** | 0.0036*** | 0.0036*** | 0.0034*** |
(9.19) | (9.16) | (7.43) | (6.61) | (6.56) | (5.75) | |
Fivi,t | 0.0056*** | 0.0056*** | 0.0055*** | 0.0080*** | 0.0082*** | 0.0073*** |
(2.91) | (2.95) | (2.82) | (3.30) | (3.38) | (2.92) | |
Sizei,t | 0.0083*** | 0.0083*** | 0.0083*** | 0.0100*** | 0.0100*** | 0.0100*** |
(26.20) | (26.14) | (26.22) | (25.15) | (25.17) | (25.10) | |
Levi,t | -0.0559*** | -0.0557*** | -0.0558*** | -0.0938*** | -0.0937*** | -0.0936*** |
(-31.55) | (-31.39) | (-31.42) | (-42.18) | (-42.00) | (-41.99) | |
Cashi,t | 0.0631*** | 0.0632*** | 0.0631*** | 0.0854*** | 0.0856*** | 0.0854*** |
(34.79) | (34.82) | (34.82) | (37.51) | (37.55) | (37.49) | |
Shrcr1i,t | 0.0003*** | 0.0003*** | 0.0003*** | 0.0003*** | 0.0003*** | 0.0003*** |
(16.78) | (16.77) | (16.60) | (12.63) | (12.69) | (12.58) | |
Lnpayi,t | 0.0097*** | 0.0097*** | 0.0097*** | 0.0130*** | 0.0129*** | 0.0130*** |
(19.94) | (19.74) | (19.71) | (21.22) | (20.96) | (21.03) | |
Duali,t | -0.0013* | -0.0013* | -0.0013* | 0.0008 | 0.0007 | 0.0008 |
(-1.83) | (-1.94) | (-1.90) | (0.94) | (0.75) | (0.88) | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Indy | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
cons | 0.0333*** | 0.0330*** | 0.0380*** | 0.0462*** | 0.0405*** | 0.0518*** |
(3.56) | (3.53) | (3.97) | (3.61) | (3.11) | (3.94) | |
N | 20 096 | 20 096 | 20 096 | 20 096 | 20 096 | 20 096 |
F | 134.35*** | 128.00*** | 125.08*** | 158.47*** | 151.00*** | 147.34*** |
adj_R2 | 0.2056 | 0.2058 | 0.2059 | 0.2341 | 0.2343 | 0.2342 |
表6 分组检验
非国有企业组 | 国有企业组 | 市场化程度低组 | 市场化程度高组 | |
IAOP | IAOP | IAOP | IAOP | |
Gtrani,t-1 | 0.0050*** | 0.0022 | 0.0055*** | 0.0008 |
(3.78) | (1.20) | (3.99) | (0.36) | |
Statei,t | -0.0018* | 0.0009 | ||
(-1.96) | (0.79) | |||
Avegdpi,t | 0.0016*** | 0.0010** | 0.0012*** | 0.0004 |
(5.56) | (2.47) | (2.98) | (0.94) | |
Traffi,t | 0.0041*** | 0.0034*** | 0.0063*** | 0.0019*** |
(7.78) | (4.47) | (8.35) | (2.68) | |
Fivi,t | 0.0068*** | 0.0068** | 0.0101*** | 0.0073** |
(2.88) | (1.99) | (3.61) | (2.27) | |
Sizei,t | 0.0080*** | 0.0092*** | 0.0090*** | 0.0078*** |
(20.35) | (16.89) | (20.01) | (17.13) | |
Levi,t | -0.0541*** | -0.0544*** | -0.0582*** | -0.0527*** |
(-24.81) | (-17.53) | (-23.61) | (-20.53) | |
Cashi,t | 0.0600*** | 0.0734*** | 0.0675*** | 0.0586*** |
(28.42) | (20.37) | (26.27) | (22.89) | |
Shrcr1i,t | 0.0003*** | 0.0004*** | 0.0003*** | 0.0003*** |
(12.61) | (11.71) | (12.38) | (11.18) | |
Lnpayi,t | 0.0090*** | 0.0117*** | 0.0110*** | 0.0083*** |
(15.38) | (12.87) | (16.68) | (11.07) | |
Duali,t | -0.0012 | -0.0024 | -0.0023** | -0.0005 |
(-1.47) | (-1.54) | (-2.13) | (-0.52) | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
Indy | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
cons | 0.0357*** | -0.0217 | -0.0432*** | 0.0922*** |
(2.80) | (-1.28) | (-3.00) | (4.96) | |
N | 14 300 | 5 796 | 9 972 | 10 124 |
F | 81.87*** | 65.35*** | 79.71*** | 54.87*** |
adj_R2 | 0.1807 | 0.2912 | 0.2400 | 0.1755 |
中产权性质和市场化程度作用是否稳健,将全部样本分别按照产权性质和市场化程度进行分组。表6 产权性质分组的回归结果显示,在非国有企业组,地方财政信息透明度与企业经营绩效在1% 水平上显著正相关(系数0.0050); 在国有企业组,地方财政信息透明度与企业经营绩效关系不显著。此检验结果表明,财政信息透明度对非国有企业经营绩效存在显著影响,但对国有企业影响有限。按市场化程度的中位数进行分组,大于等于中位数为市场化程度高组,否则为市场化程度低组,后两列结果显示,在市场
化程度低组,地方财政信息透明度与企业经营绩效在1% 水平上显著正相关(系数0.0055);在市场化程度高组里地方财政信息透明度与企业经营绩效关系不显著。表明地区市场化程度的提高会弱化财政信息透明度对企业经营绩效的正向作用。
(四)进一步研究 :作用机制检验
Francis 等(2014)、Zhang 等(2015)、徐彦坤(2020)的研究表明,当经济政策不确定、经营环境不稳定时,企业会面临较大的融资约束。财政信息透明度的提高可以为企业提供有利的信息环境,缓解信息不对称对企业投融资决策的影响,并约束政府行为,降低经济政策不确定性(马文涛,2020)。企业经营环境越稳定,越能够吸引更多外部投资(阎波等,2014),而且政府的投资建设在财政信息透明度高的地方也能够吸引更多民间资本(韩旺红等,2015),因而可以缓解企业的融资约束。而公司融资约束程度的下降,能明显改善其经营绩效(颜秀春与陈春春,2012)。因此,财政信息透明有可能通过缓解企业的融资约束程度提高企业的经营绩效,即融资约束是财政信息透明度影响企业经营绩效的可能作用路径之一。下面我们采用逐步回归法对此进行实证检验。
首先,参考Kaplan 和Zingales(1997)、魏志华等(2014)的做法,根据经营性净现金流/ 上期总资产(CF)、现金股利/ 上期总资产(Div)、现金持有/ 上期总资产(Cash)、资产负债率(LEV)和Tobin’s Q(TobinQ)指标构建KZ 指数衡量融资约束。KZ 指数越大,意味着上市公司面临的融资约束程度越高。其次,利用逐步回归法检验融资约束的中介作用。采用模型(4)检验财政信息透明度对企业经营绩效的影响,考虑到产权性质和市场化程度对企业经营绩效的影响,模型中增加了产权性质与市场化程度作为控制变量。采用模型(5)检验财政信息透明度与企业融资约束的关系,采用模型(6)检验财政信息透明度、融资约束与企业经营绩效的关系。
IAOPi,t=β0+β1Gtrani,t-1+β2Statei,t+β3Mindexi,t+β4Avegdpi,t
+β5Traffi,t+β6Fivi,t+β7Sizei,t+β8Levi,t+β9Cashi,t
+β10Shrcr1i,t+β11Lnpayi,t+β12Duali,t+∑Year+∑Indy+ε
(4)
KZi,t=β0+β1Gtrani,t-1+β2Statei,t+β3Mindexi,t+β4Avegdpi,t
+β5Traffi,t+β6Fivi,t+β7Sizei,t+β8Levi,t+β9Cashi,t
+β10Shrcr1i,t+β11Lnpayi,t+β12Duali,t+∑Year+∑Indy+ε
(5)
化程度作为控制变量后,财政信息透明度与企业经营绩效的正向关系依旧显著。第(2)列显示财政信息透明度与企
业融资约束在5% 的水平上显著负相关,系数-0.0766。第
(3)列中融资约束与企业经营绩效在1% 的水平上负相关, 系数为-0.0165,财政信息透明度与企业经营绩效在1% 水平上正相关,表明融资约束发挥了部分中介效应。
五、研究结论与启示
本文利用2008~2018 年我国沪深A 股上市公司数据分析了地方财政信息透明度对辖区内企业经营绩效的影响。研究发现,提高地方政府的财政信息透明度有助于提升辖区内企业的经营绩效。并且,不同性质的企业受财政信息透明度的影响存在差异,相比国有企业,财政信息透明度对非国有企业经营绩效的提升作用更显著。地区市场化程度对该地区财政信息透明与企业经营绩效之间的关系也具有调节效应,地区市场化程度越高,政府财政信息透明度对区域内企业经营绩效的正向作用越弱。另外,提高地方政府的财政信息透明度可以降低企业的融资约束程度,从而提高企业的经营绩效。
本研究给我们如下启示 :第一,政府相关部门在遵守保密类法律规范和相关要求的前提下,应尽量加大信息公开力度,提高地区的财政信息透明度。这有助于提高人们的知情权、监督权,降低政府与企业间的信息不对称,改善企业经营环境。第二,提高对非国有企业信息需求的重视程度,发挥财政信息的引导作用,减少区域内企业投资的盲目性,降低企业经营中的不确定性。第三,提高地方财政信息透明度可以部分弥补市场化程度不充分的不足,地方细化财政信息披露内容,尤其是与企业相关的财政补贴、税收优惠政策等信息,有助于促进企业创新投入,使企业战略和经营方向与经济发展需要具有更好的一致性,进而促进企业经营绩效的提升。
IAOP =β +β Gtran
+β KZ +β State +β Mindex +β Avegdp
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i,t 0 1
i,t-1 2
i,t 3
i,t 4
i,t 5
i,t
[2] 邓建平,曾勇.政治关联能改善民营企业的经营绩效吗
+β6Traffi,t+β7Fivi,t+β8Sizei,t+β9Levi,t+β10Cashi,t
+β11 Shrcr1i,t+β12Lnpayi,t+β13Duali,t+∑Year+∑Indy+ε
(6) 表7 第(1)列的回归结果显示,加入产权性质和市场
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Does Local Financial Information Transparency help to Improve the Business Performance of Enterprises in the Jurisdiction?
WANG Hai-lin, LI Ya-xin
Abstract: The economic activities of a region are affected by both market factors and administrative factors. Under the condition of incomplete market, the behavior of the government will have an impact on the economy. This paper aims to study the influence of local government financial information transparency on business performance of enterprises under jurisdiction based on the data of A-share listed companies in Shanghai and Shenzhen from 2008~2018.The results show that the financial information transparency of local governments has a positive effect on the business performance of enterprises in their jurisdiction. Moreover, there are different effects on enterprises with different nature of property rights. Compared with state-owned enterprises, the transparency of local financial information has a more significant effect on the performance of non-state-owned enterprises. The degree of marketization in a region also has a moderating effect on the relationship between financial information transparency and business performance. The higher the degree of regional marketization, the weaker the positive effect of government financial information transparency on business performance. Further research also shows that the degree of financing constraints is an intermediary path of government financial information transparency on the business performance of enterprises in the jurisdiction. That is, government financial information transparency promotes the business performance of enterprises in the jurisdiction by easing the financing constraint.
Key words: financial information transparency; local government; operating performance; degree of marketization; financing constraints
(责任编辑 王安琪)
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