国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有.pdf

第 39 卷摇 第 3 期2024 年 5 月北京工商大学学报(社会科学版)JOURNAL OF BEIJING TECHNOLOGY AND BUSINESS UNIVERSITY(SOCIAL SCIENCES)Vol.39 No.3May 2024doi:10.12085/j.issn.1009鄄6116.2024.03.006引用格式:陈凌云,黄子迎,苏恒亦.国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有?J.北京工商大学学报(社会科学版),2024,39(3):67-78.CHEN Lingyun,HUANG Ziying,SU Hengyi.Impact of state鄄owned capital management budgets on cash holdings oflocal state鄄owned enterprisesJ.Journal of Beijing Technology and Business University(Social Sciences),2024,39(3):67-78.国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有?陈凌云1,摇 黄子迎1,摇 苏恒亦2(1.东华大学 旭日工商管理学院,上海摇 200051;2.复旦大学 管理学院,上海摇 200433)摇 摇 摘摇 要:党的二十大报告提出“健全现代预算制度冶,其中强化国有资本经营预算统筹是深入推进现代预算制度改革的重点任务。基于此,选取 20042019 年中国 A 股地方国企与民企数据,运用交错双重差分模型,考察国有资本经营预算对地方国企现金持有的影响及作用机制。研究发现,国有资本经营预算实施增加了地方国企的现金持有,其主要途径源于对过度投资和金融资产投资的抑制。异质性分析表明,上述效应显著存在于位于国有资本发展程度较高的省份和东中部地区、控制链距离较短、内部控制较弱的地方国企中。进一步研究发现,国有资本经营预算实施增加地方国企现金持有,能够增加企业创新投入,最终提升企业价值。因此,地方国企应把握国有资本经营预算实施的契机,提高公司治理能力,增加创新投入,实现企业价值提升。关键词:国有资本经营预算;地方国企;现金持有;过度投资;金融资产投资中图分类号:F275;F832摇 摇 摇 文献标志码:A摇 摇 摇 文章编号:1009鄄鄄6116(2024)03鄄鄄0067鄄鄄12收稿日期:2023鄄鄄09鄄鄄08基金项目:上海市哲学社会科学基金青年项目(2022EGL008);中央高校基本科研业务费专项资金项目(2232023E鄄01)。作者简介:陈凌云(1979),女,福建莆田人,东华大学旭日工商管理学院副教授,博士,研究方向为审计理论和资本市场融资;黄子迎(1999),女,河北石家庄人,东华大学旭日工商管理学院硕士研究生,研究方向为国企改革与资本市场;苏恒亦(1998),男,上海人,复旦大学管理学院博士研究生,研究方向为国企改革与公司治理;本文通信作者。一、问题的提出党的二十大报告提出“健全现代预算制度冶,为做好新时代新征程财政预算工作指明了方向。强化国有资本经营预算统筹、合理确定国有资本收益上缴比例,是健全财政资源统筹机制、深入推进现代预算制度改革的重点任务。2007 年 9 月,国务院关于试行国有资本经营预算的意见(以下简称意见)发布,对中央本级国有资本经营预算从 2008 年开始实施,标志着国有资本经营预算制度的正式建立。根据意见精神,国有资本经营预算是国家以国有资本出资人身份依法取得国有资本经营收益,并对其进行分配而发生的各项预算收支活动,是政府预算的重要组成部分。在 2008 年中央国有资本经营预算制度试行之前,地方国有资本经营预算就已开始“摸着石头过河冶,上海、安徽、四川等省份率先开展了试点工作。2008 年后,国有资本经营预算在全国范围内实施,各地政府以中央文件为依据,结合本地具体情况,相继建立国有资本经营预算制度,对辖区内国企实行经营预算管理。此后,中央及地方国有资本经营预算制度不断发展完善,国有资本收益上缴比例逐步提高,收入总量呈现上升趋势。根据财政部的统计数据淤,中央国有资本经营预算收入由 2010 年的 559 亿元增长至 2019 年的1 636 亿元,地方国有资本经营预算收入由 2012年的 525 亿元增长至 2019 年的 2 336 亿元,为国76北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 3 期家重大决策部署提供了财力保障。在此背景下,国有资本经营预算实施效果受到了学术界与实务界的广泛关注。就中央国有资本经营预算实施效果而言,在国有资本经营预算实施后,央企上市公司的第一类代理问题得到改善,表现为抑制了企业的过度投资、并购活动和金融化程度1-4。就地方国有资本经营预算实施效果而言,地方国有资本经营预算实施虽取得了一定成效,但国企集团对经营预算的认识仍有所欠缺,预算实践中尚存在各种不规范,因此国资监管部门亟须理顺与国企集团的预算关系,构建更为刚性的激励约束机制5。事实上,地方国企数量众多,且不同区域地方国企的发展情况具有较大差异,这无疑给地方国有资本经营预算实施带来了挑战。因此,对地方国有资本经营预算实施的探索与完善,具有十分重要的意义。现金持有决策作为企业的一项重要财务决策,受到第一类代理问题的影响。基于代理理论,Harford et al.6提出“耗散理论冶,认为自利的经理人倾向于消耗现金以扩张企业规模,而非在本期持有现金维持流动性,这对企业的现金持有产生了负面影响。在国企中,由于所有者缺位、目标多元化,加之存在“数字出干部冶 的政绩考核现象7,代理问题引发的现金消耗现象不可忽视8-11。已有研究证实,有效的治理机制能够通过抑制国企经理人的现金消耗,进而提升国企的现金持有水平12-13。那么,实施国有资本经营预算,是否有助于优化国企的现金配置行为呢?基于上述背景,本文以 20042019 年中国 A股省属地方国企为处理组,以民企为控制组,利用交错双重差分模型,探究国有资本经营预算实施对省属地方国企于(以下简称“地方国企冶)现金持有的影响及其作用机制。本文的边际贡献有以下几个方面。第一,现有文献多针对中央国有资本经营预算实施展开研究,而尚未系统地讨论地方国有资本经营预算的实施效果。本文研究发现,国有资本经营预算实施能够显著增加地方国企的现金持有,为评估地方国有资本经营预算的实施效果提供了经验证据。第二,现有文献关注到制度因素对国企现金持有的影响,并证实了国有资本经营预算实施具有公司治理作用,但尚未探讨国有资本经营预算实施如何影响地方国企的现金持有行为。本文证实了国有资本经营预算实施通过提高地方国企的治理水平,进而优化了地方国企现金配置,提高了地方国企现金持有水平,最终促进国企价值提升。同时,本文还探究了增加的现金源自何处,丰富了有关国企现金持有行为的研究视角。二、理论分析与研究假说(一)国有资本经营预算实施对地方国企现金持有的影响根据意见规定,各级财政部门和国资委是预算主管部门和预算单位。前者主要履行国有资本经营预算管理和指导职责,编制国有资本经营预决算草案,收取国有资本收益。后者主要负责组织和监督所出资企业上交国有资本收益,向财政部门提出国有资本经营预算建议草案,根据预算管理要求和财政部门下达的预算控制额合理细化预算,加强对其出资企业资金使用、决算的审核监督。国企集团则需认真执行意见规定,按规定上交国有资本收益。从预算收入来看,国有资本经营预算要求集团以年度合并财务报表反映的净利润为基础,按规定比例制定预算目标,上缴利润。集团通常对预算目标进行层层分解,从其下属公司征收利润以完成任务3。从预算支出来看,各级主管部门对国企集团的预算支出计划进行审核,建立项目库,并按照轻重缓急排序,实行滚动管理。国企集团则将资金纳入全面预算中统一管控,并依据各子公司的实际情况下拨资金。基于上述分析,国有资本经营预算实施后,预算主管部门通过“收支两条线冶加强对国企集团的资金管控,国企集团也通过“收支两条线冶加强对下属公司的资金管控。综上所述,国有资本经营预算通过与国企集团全面预算相对接,强化了对国企集团的资金管控,发挥了国有大股东的监管职能,进而有效抑制了集团的现金消耗,优化其现金持有决策5。面对国有资本经营预算,地方国企经理人将更审慎地进行现金持有决策。从预算过程的利润上缴来看,集团为了完成上缴任务,需从各子公司获取利润,这给子公司带来了资金压力。面临利润上缴压力,地方国企经理人需要谨慎地使用现金,减少非必要支出。从国有资本经营预算来看:第一,各级预算主管部门的资金下拨,受各地每年86第 39 卷摇 第 3 期摇 摇 摇 陈凌云,黄子迎,苏恒亦:国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有?整体财政情况影响,本身具有不确定性;第二,国企集团所获资金多数需“专款专用冶,主要用于解决历史遗留问题,支付改革成本,进行资本注入和政策补贴等,因此其流动性受限;第三,地方国企所获资金的多寡,不仅取决于其本身需求,更受制于集团的全面预算统筹。综上所述,地方国企利润上缴存在刚性,而获得下拨资金存在不确定性,这使地方国企经理人面临一定的资金压力。因此,在实施国有资本经营预算后,地方国企将更为审慎地进行现金持有决策。根据上述分析,本文提出以下假说。H1:国有资本经营预算实施能够增加地方国企现金持有。(二)国有资本经营预算实施影响地方国企现金持有的机制那么,其中的作用机制是怎样的,这部分增加的现金是从何而来?基于上文分析,本文认为,国有资本经营预算实施能抑制由代理问题引发的现金消耗,这是现金增持的主要来源。地方国企经理人的现金消耗行为通常在实体领域表现为过度投资,在金融领域表现为金融资产投资。过去,由于制度建设长期缺失,许多执掌大权的国企一把手违反“三重一大冶决策制度,将个人凌驾于集体领导之上。为牟个人私利、捞政治资本,部分国企经理人将现金滥用于低效投资项目。一方面,过度投资成为国企经理人设租寻租的渠道10-11。另一方面,由于地方政府与国企政商关系复杂,部分国企经理人为攀附地方官员,滥用资金大 搞 形 象 工 程、政 绩 工 程,为 个 人 升 迁 造势8-9。这些,从近年各地纪检监察机关公布的案例便可一窥端倪。例如,2014 年 7 月2019 年12 月,中陕核原董事长为求政绩,一意孤行进行股权收购,造成上亿元国有资产流失盂。国有资本经营预算实施后,国企集团需向预算主管部门上缴利润,下属子公司也需向国企集团上缴利润,这在一定程度上抑制了地方国企经理人的资金滥用行为,减少了低效投资1。同时,各省份先后出台的国有资本经营预算支出执行监督管理办法,也明令禁止国企集团和下属子公司调整下拨资金用途,国企经理人未经批准不可擅自将之用于项目投资,这亦能约束资金滥用。根据以上分析,本文提出以下假说。H2:国有资本经营预算实施能够抑制地方国企过度投资,进而增加其现金持有。部分国企经理人挪用、滥用现金投资于金融资产14-15,业已成为国企经理人经济犯罪的主要表现。例如,20012006 年,徽商集团经理人绕过主管部门及董事会,擅自斥巨资炒作股票期货,亏损逾 3 亿元榆。国有资本经营预算实施能够层层传导利润上缴压力,迫使国企经理人减少金融资产投资,保证国企具有充足的流动性完成预算目标2。同时,各地预算主管部门出台的国有资本经营预算支出执行监督管理办法也严禁国企经理人将下拨资金用于财务性投资。基于以上分析,本文提出以下假说。H3:国有资本经营预算实施能够抑制地方国企金融资产投资,进而增加其现金持有。三、研究设计(一)样本选取与数据来源本文选取 20042019 年中国 A 股省属地方国企与民企作为样本,依据如下标准对样本进行筛选:剔除金融保险行业样本,剔除 ST 及 PT 样本,剔除数据缺失样本,剔除资不抵债样本。经筛选,共获得 19 107 个观测值。同时,本文对连续型变量在 1%和 99%分位点进行了缩尾处理,以消除极端值的影响。国有资本经营预算实施时点通过以下步骤手工获取。首先,通过主流搜索引擎查询各省份人民政府最早出台的相关文件,以确认国有资本经营预算实施时点。其次,对未获得数据的省份,在各省份人民政府、财政厅、国资委网站进行搜索,对数据进行补充。最后,依据CSMAR 数据库中的公司控制链条图,为每一家地方国企匹配国有资本经营预算实施时点。其他数据来源于 CSMAR 数据库和 Wind 数据库。(二)变量定义1郾 被解释变量现金持有(Cash)。参考于泽等16的方法,以现金及现金等价物与总资产的比值衡量。2郾 解释变量国有资本经营预算实施(treat)。该变量为虚拟变量,地方国企样本实施国有资本经营预算当年及以后年份,treat 取值为 1,否则为 0。由于民企样本始终不受政策影响,因此 treat 统一取值为 0。96北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 3 期3郾 中介变量(1)过度投资(OverInv)。使用 Richardson17提出的残差模型进行计算。使用 Richardson 残差模型回归得到的残差取绝对值为企业的投资效率,正残差则代表过度投资(OverInv),具体模型如下。Invi,t=琢0+琢1Growthi,t-1+琢2Sizei,t-1+琢3Levi,t-1+琢4Cashi,t-1+琢5Agei,t-1+琢6Reti,t-1+琢7Invi,t-1+着i,t(1)其中,Inv 为新增投资,定义为(购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金-处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金+取得子公司及其他营业单位支付的现金-处置子公司及其他营业单位收到的现金-折旧摊销总额)/期初总资产。Growth 为企业成长性,Size 为企业规模,Lev 为资产负债率,Age 为企业成立年限,Ret 为考虑现金红利再投资的年个股回报率,着 为残差。模型还控制了行业和年份固定效应。(2)金融资产投资(Fin)。借鉴杜勇等14的做法,以金融资产与总资产的比值衡量。4郾 控制变量参考已有研究,本文控制了以下变量:(1)反映公司基本特征的变量,包括企业规模(Size)、资产负债率(Lev)、现金流(Cashflow)、企业成长性(Growth)、净营运资本(Nwc);(2)反映公司治理特征的变量,包括股权集中度(Top1)、董事会人数(Board)、独立董事占比(Indep)、两职合一(Dual)。变量具体定义见表 1。表 1摇 变量定义变量类型变量名称变量符号变量说明被解释变量现金持有Cash现金及现金等价物/总资产解释变量国有资本经营预算实施treat实施国有资本经营预算当年及以后年份取值为 1,否则为 0中介变量过度投资OverInvRichardson 模型的正残差金融资产投资Fin(交易性金融资产+衍生金融资产+发放贷款及垫款净额+可供出售金融资产净额+持有至到期投资净额+投资性房地产)/总资产企业规模Size总资产取自然对数资产负债率Lev总负债/总资产现金流Cashflow经营活动的现金流量/总资产企业成长性Growth总资产增长率控制变量净营运资本Nwc(流动资产-流动负债-现金及现金等价物)/总资产股权集中度Top1第一大股东持股数量/总股数董事会人数Board董事会人数取自然对数独立董事占比Indep独立董事人数/董事人数两职合一Dual董事长兼任总经理取值为 1,否则为 0摇 摇(三)模型构建1郾 基准回归模型本文构建交错双重差分模型来检验 H1,即验证地方国有资本经营预算实施如何影响地方国企的现金持有。由于国有资本经营预算实施与否不影响民企,因此形成了以地方国企为样本的处理组和以民企为样本的控制组。Cashi,t=茁0+茁1treati,t+A忆Controlsi,t+着i,t(2)其中:Cash 为被解释变量,表示现金持有;treat 为解释变量,代表样本是否受到国有资本经营预 算 的 影 响;茁1为 政 策 效 应 估 计 系 数,若茁10,说明国有资本经营预算实施能够增加地方国企现金持有;Controls 为一系列控制变量。模型(2)还控制了公司(Firm)和年份(Year)固定效应。2郾 机制检验模型为探究国有资本经营预算实施影响地方国企07第 39 卷摇 第 3 期摇 摇 摇 陈凌云,黄子迎,苏恒亦:国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有?现金持有的作用机制,本文构建模型(3)对 H2 和H3 进行检验。OverInvi,tFini,t=酌0+酌1treati,t+B忆Controlsi,t+着i,t(3)其中,OverInv 表示过度投资,Fin 表示金融资产投资。在对金融资产投资进行回归时,增加固定资产比例和经营性收益率作为控制变量18,以控制企业经营方面特征的影响。将固定资产比例定义为固定资产/总资产;经营性收益率定义为(营业利润-利息收入-投资收益+其中对联营企业和合营企业的投资收益-公允价值变动收益)/(总资产-金融资产)。其他变量定义与前文一致。在使用模型(3)进行全样本回归的基础上,本文借鉴 Harford et al.6和杨兴全等13的做法,同时选取 t-1 期存在超额持现的样本进行回归。这是由于,超额持现意味着企业的现金更为充裕,经理人将更有机会将现金用于非效率投资以谋取私利,从而造成现金消耗。因此,在超额持现的样本中,现金持有与潜在代理问题之间的相关关系更为显著6。本文预期国有资本经营预算实施后,过度投资和金融资产投资将显著减少。本文参考 Harford et al.6和张会丽、吴有红19的做法,将超额持现的样本定义为现金持有大于行业年度中位数的样本。四、实证结果与分析(一)描述性统计分析表 2 汇报了主要变量的描述性统计结果。结果显示:现金持有 Cash 的均值为 0郾 163,标准差为 0郾 127,最小值为 0郾 009,中位数为 0郾 125,最大值为 0郾 628,说明样本企业现金持有差异很大;国有资本经营预算实施 treat 均值为 0郾 185,表明有18郾 5%的样本受到了国有资本经营预算实施的影响,与已有同类研究的分布情况基本一致20。表 2摇 变量的描述性统计结果摇 变量均值标准差最小值中位数最大值Cash0郾 1630郾 1270郾 0090郾 1250郾 628treat0郾 1850郾 388001OverInv0郾 0670郾 0850郾 0000郾 0360郾 418Fin0郾 0300郾 0600郾 0000郾 0040郾 334Size21郾 8961郾 17319郾 62321郾 75525郾 304Lev0郾 4170郾 2020郾 0510郾 4120郾 878Cashflow0郾 0450郾 073-0郾 1860郾 0440郾 244Growth0郾 2070郾 408-0郾 3100郾 1072郾 769Nwc0郾 0660郾 195-0郾 3640郾 0660郾 496Top10郾 3460郾 1500郾 0890郾 3220郾 775Board2郾 2580郾 2441郾 6092郾 1972郾 890Indep0郾 3810郾 0700郾 2500郾 3640郾 600Dual0郾 2940郾 456001摇 摇(二)基准回归结果分析表 3 汇报了模型(2)的回归结果。为提高回归结果的可靠性,本文采用逐步增加控制变量的方式进行回归。具体而言:在列(1)中,模型仅加入反映公司基本特征的控制变量;在列(2)中,进一步加入反映公司治理特征的控制变量;在列(3)中,进一步控制公司和年份固定效应。结果显示,解释变量 treat 均在 1%的水平下显著且系数均为正。以上回归结果表明,国有资本经营预算实施增加了地方国企的现金持有,H1 得到验证。可能的原因在于,在国有资本经营预算实施的影响下,地方国企的全面预算水平得到了提升,17北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 3 期摇 摇表 3摇 国有资本经营预算实施影响地方国企现金持有的基准回归结果变量Cash(1)(2)(3)treat0郾 015*0郾 012*0郾 018*(6郾 89)(5郾 62)(2郾 60)Size-0郾 010*-0郾 011*-0郾 003(-12郾 71)(-13郾 27)(-0郾 93)Lev-0郾 318*-0郾 317*-0郾 427*(-49郾 58)(-49郾 64)(-28郾 03)Cashflow0郾 095*0郾 086*0郾 092*(7郾 54)(6郾 84)(7郾 17)Growth0郾 031*0郾 030*0郾 021*(12郾 40)(12郾 05)(9郾 42)Nwc-0郾 141*-0郾 143*-0郾 295*(-25郾 16)(-25郾 46)(-19郾 33)Top10郾 047*0郾 101*(8郾 40)(6郾 07)Board-0郾 004-0郾 006(-1郾 03)(-1郾 33)Indep-0郾 006-0郾 002(-0郾 54)(-0郾 14)Dual0郾 006*0郾 007*(3郾 39)(2郾 10)Firm&Year FE否否是常数项0郾 514*0郾 520*0郾 391*(30郾 13)(27郾 95)(5郾 71)观测值19 10719 10719 107调整后 R20郾 2330郾 2360郾 330摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。公司治理能力不断增强,从而有效约束了经理人的现金滥用行为,进而提升了企业的现金持有水平。同时,资产负债率(Lev)较低、现金流(Cash鄄flow)较充裕、企业成长性(Growth)较高、净营运资本(Nwc)较少、股权集中度(Top1)较高、两职合一(Dual)的企业持有较多的现金。值得一提的是,净营运资本(Nwc)较少的企业持有较多的现金,是由于净营运资本容易转化成现金,因而可以作为现金持有的替代。此外,两职合一(Dual)的企业现金持有量较高,虽然与耗散理论相悖,但考虑到地方国企的两职合一模式必须经过国资委的批准,一个可能的解释是地方国企在两职合一模式下达到了激励相容,经理人会结合企业实际情况做出高持现的决策21-22。摇 摇(三)稳健性检验1郾 平行趋势检验双重差分法的应用需满足平行趋势假设,要求地方国企(处理组)和民企(控制组)的现金持有在国有资本经营预算实施前不存在系统性差异。本文参照 Beck et al.23的做法进行平行趋势检验,检验结果见图 1。图 1 显示,在国有资本经营预算实施之前地方国企的现金持有与民企没有显著差异,平行趋势假设得到满足。国有资本经营预算实施之后,回归系数值呈逐年递增的趋势,进一步证实了国有资本经营预算实施能够提升地方国企的现金持有水平。图 1摇 平行趋势检验摇2郾 安慰剂测试为了证实地方国企的现金持有增加是由国有资本经营预算实施而非其他因素引起的,本文进行安慰剂测试,共进行了 5 000 次模拟。图 2 显示了安慰剂测试的结果,随机模拟的估计系数围绕 0 值呈正态分布,虚线表示真实的估计值,随机模拟估计值大部分位于真实估计值的左侧,证实了本文结论的稳健性。3郾 其他稳健性检验第一,使用倾向得分匹配法(PSM)。本文使用倾向得分匹配法为地方国企匹配相应的民企样本,再基于匹配后的样本重新进行回归,回归结果见表 4 的列(1)。结果显示,treat 在 5%的水平下27第 39 卷摇 第 3 期摇 摇 摇 陈凌云,黄子迎,苏恒亦:国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有?图 2摇 安慰剂检验摇显著且系数为正。第二,重新度量被解释变量。参照于泽等16的做法,将现金持有定义为 ln现金及现金等价物/(总资产-现金及现金等价物)。同时,参考杨兴全、尹兴强12的做法,将现金持有定义为(货币资金+短期投资)/总资产。回归结果分别见表 4 的列(2)和列(3)。结果显示,treat 均 在 5%的 水 平 下 显 著 且 系 数 均 为摇 摇 摇正。第三,使用超额持现样本进行回归。在超额持现样本中,企业经理人更有可能将现金用于非效率投资以谋取私利,从而造成现金消耗,此时,现金持有与潜在代理问题之间的相关关系更为显著6,因此,本文预期在超额持现样本中,现金持有水平将显著上升。使用模型(2)对超额持现样本进行回归,回归结果见表 4 的列(4)。结果显示,treat 在1%的水平下显著且系数为正虞。第四,控制其他因素的影响。反腐败能够改善公司治理24,因而可能遗漏变量。本文使用各省份每万名公职人员贪污贿赂案件立案数衡量反腐力度,并对其进一步控制,回归结果见表 4 的列(5)。结果显示,treat 在 5%的水平下显著且系数为正。第五,企业倾向于在经济衰退时期持有更多现金25,因此本文剔除 20082009 年的样本,回归结果见表4 的列(6)。结果显示,treat 在 5%的水平下显著且系数为正。以上稳健性检验结果所得结论均与基准回归结论保持一致。表 4摇 其他稳健性检验结果变量CashPSM鄄DID重新度量被解释变量超额持现样本回归控制其他因素剔除 20082009 年样本(1)(2)(3)(4)(5)(6)treat0郾 016*0郾 121*0郾 018*0郾 028*0郾 018*0郾 017*(2郾 03)(2郾 01)(2郾 51)(2郾 61)(2郾 56)(1郾 98)控制变量是是是是是是Firm&Year FE是是是是是是常数项0郾 320*-0郾 5970郾 385*0郾 323*0郾 340*0郾 399*(3郾 90)(-1郾 06)(5郾 21)(3郾 18)(4郾 40)(5郾 56)观测值8 83519 10719 1078 13714 55717 756调整后 R20郾 2440郾 2820郾 2450郾 3730郾 3250郾 341摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。摇 摇(四)机制分析表 5 汇报了机制检验结果。列(1)和列(2)汇报了以过度投资(OverInv)为中介变量,基于全样本和超额持现样本的回归结果,treat 均在 5%的水平下显著且系数均为负愚,说明国有资本经营预算实施抑制了地方国企的过度投资,特别是由超额持现诱发的过度投资,从而增加其现金持有,H2 得到证实。列(3)和列(4)汇报了以金融资产投资(Fin)为中介变量,基于全样本和超额持现样本的回归结果,treat 均在 1%的水平下显著且系数均为负舆,说明国有资本经营预算实施能够抑制地方国企的金融资产投资,特别是由超额持现诱发的金融资产投资,从而增加其现金持有,H3 得到证实。以上检验结果表明,国有资本经营预算实施提升了公司治理水平,抑制了国企经理人滥用现金的行为,包括在实体领域的过度投资以及在金融领域的金融资产投资,最终迫使现金回流,成为现金持有水平上升的来源。37北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 3 期表 5摇 机制检验结果变量OverInvFin全样本超额持现样本全样本超额持现样本(1)(2)(3)(4)treat-0郾 014*-0郾 036*-0郾 013*-0郾 016*(-2郾 14)(-2郾 49)(-4郾 34)(-3郾 27)控制变量是是是是Firm&Year FE是是是是常数项0郾 129*0郾 0840郾 113*0郾 070(2郾 04)(0郾 71)(3郾 15)(1郾 14)观测值6 1192 81819 1078 137调整后 R20郾 3820郾 3730郾 1140郾 107摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。摇 摇(五)异质性分析前文的研究已经证实了国有资本经营预算实施通过提升公司治理水平,增加了地方国企的现金持有。接下来本文将从地区国有经济发展水平、控制链距离和内部控制三个角度,探讨国有资本经营预算实施对地方国企现金持有影响的异质性。1郾 基于地区国有经济发展水平的异质性分析地方国有资本经营预算实施具有“摸着石头过河冶的特征,各地政府根据国有资本管理改革要求,结合地方实际情况推行国有资本经营预算,这使得地方国有资本经营预算实施具有地区差异性。例如,在国有经济发展水平较高的地区,国有资本经营预算实施时间相对较早,体系较为成熟,执行也更加完善5。因此,本文预期在国有经济发展水平较高的地区,国有资本经营预算实施能够更为显著地提升地方国企的现金持有水平。参照陈少晖、廖添土5的做法,本文使用国有资产总量来衡量各地区的国有经济发展水平。从省域来看,不同省份的国有资产总量存在显著的差异。例如,上海的国有资产总量于2019 年年末达到 30 619郾 9 亿元,是同期山西国有资产总量(6 229郾 9 亿元)的 4郾 9 倍余。依据国有资产总量,本文将各省份国有经济发展水平划分为高、低两组。具体做法如下:第一,分年度对各省份的国有资产总量进行排序,统计其进入前 10 的频数;第二,考虑到预算的执行情况具有延续性,选取频数大于等于 12 的省份,作为国有经济发展水平较高的地区。分组检验结果见表 6 的列(1)和列(2)。列(1)结果显示,treat 在 5%的水平下显著且系数为正;列(2)结果显示,treat 并不显著。说明在国有经济发展水平较高的省份中,现金持有水平的上升更为显著,从而证实了本文的推论。摇 摇 从地域来看,东部、中部、西部地区国有经济发展水平亦存在差异,尽管东部与中西部之间的差异呈现缩小的趋势。截至 2019 年,东部地区地方国有资产约占地方国有资产总额的五成,而同期中部地区约占两成,西部地区约占三成俞。本文按照东部、中部、西部地区进行分组回归,回归结果见表 6 的列(3)列(5)。结果显示,在东部和中部地区,treat 分别在 5%和 10%的水平下显著且系数均为正,这表明,在国有经济发展水平较高的东部和中部地区,国有资本经营预算实施能够显著提升地方国企的现金持有水平。然而,在西部地区的样本中,treat 并不显著,这与本文的直观认知相一致:相较于东部和中部地区,西部地区的国有经济发展相对滞后,且国有资本经营预算体系仍需完善,因此政策实施未对国有企业的现金持有产生显著影响。由上述研究可知,地方国有资本经营预算实施对现金持有的影响存在显著的地区差异,一方面体现在省域之间,另一方面体现在地域之间。因此,应加快对相对滞后地区国有资本经营预算制度的建设与完善。2郾 基于控制链距离的异质性分析控制链距离是指企业到最终控制人之间的实体层级。对国企而言,控制链的延伸增加了政府获取企业信息的成本,是政府减少干预、赋予企业47第 39 卷摇 第 3 期摇 摇 摇 陈凌云,黄子迎,苏恒亦:国有资本经营预算实施如何影响地方国企现金持有?摇 摇 摇表 6摇 基于地区国有经济发展水平的异质性分析检验结果变量Cash按省域划分按地域划分发展水平高发展水平低东部地区中部地区西部地区(1)(2)(3)(4)(5)treat0郾 029*0郾 0110郾 026*0郾 020*-0郾 003(2郾 33)(1郾 26)(2郾 22)(1郾 74)(-0郾 18)控制变量是是是是是Firm&Year FE是是是是是常数项0郾 418*0郾 349*0郾 430*0郾 486*0郾 080(4郾 42)(3郾 59)(5郾 04)(3郾 33)(0郾 52)观测值12 5926 51513 2463 1382 723调整后 R20郾 3520郾 2870郾 3600郾 2860郾 246摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。更多自主决策权的重要方式26。然而,较高的信息获取成本会给监管带来挑战,控制链距离越长,政府和国企集团对集团下属子公司的控制力越弱,监管难度越大。闫丽娟等27研究发现,在金字塔结构中,控制链距离较长的央企更倾向于规避国有资本上缴压力。因此,本文预期国有资本经营预算实施后,控制链距离较短的地方国企受到的监管力度更强,其现金持有水平的提升更为显著。本文依据企业控制链距离的中位数进行分组,分组检验结果见表 7 的列(1)和列(2)。结果显示,在控制链距离短的样本中,国有资本经营预算的实施能够显著提升地方国企的现金持有水平;而在控制链距离长的样本中,这种提升效应并不显著。因此,对于国企集团而言,一方面,要深入推进“压减冶工作,精简法人层级以实现集团的瘦身和优化;另一方面,要加强集团内部的信息化建设,以缓解复杂委托代理链条导致的信息不对称,从而提升地方国企现金持有水平。摇 摇 3郾 基于内部控制的异质性分析良好的内部控制能够保证公司内部各部门权责得到合理分配、权力得到有效制衡、业务流程得到合理规划,避免经理人权力滥用问题的产生。由此,良好的内部控制能够抑制代理问题引发的非效率投资,企业的现金持有水平更高19。因此,本文预期内部控制与国有资本经营预算实施具有“互补作用冶:在内部控制较差的地方国企中,代理问题诱发的现金消耗现象更为严重,此时,国有资本经营预算实施能够更好地发挥治理作用,从而提升现金持有水平。本文使用 DIB 数据库中的公司内部控制指数来衡量公司的内部控制质量,并依据公司内部控制指数的中位数进行分组。分组检验结果见表 7 的列(3)和列(4)。结果显示,在内部控制较差的企业中,国有资本经营预算实施显著提升了其现金持有水平;而在内部控制较好的企业中,这种提升效应并不显著。因此,国企集团要借助国有资本经营预算实施的契机,在完善集团全面预算管理的过程中,对内部控制存在的漏洞进行摸排与整改,从而切实提升自身现金管理能力。五、进一步分析(一)国有资本经营预算实施、现金持有与创新投入代理问题是造成国企创新效率损失的重要原因。创新投资有益于提升国企核心竞争力和可持续发展能力,但创新投资具有周期长、不确定性高的特性,难以确保在经理人任期内取得相应收益,这使得重视短期利益的国企经理人缺乏动力进行具有长期战略价值的创新投入28。国有资本经营预算实施可以提升地方国企治理水平,促使全面预算管理趋于科学规范,这将有利于地方国企立足于长期发展战略,对内部资源进行组织协调,从而有助于克服由代理问题导致的创新不足,增加企业创新投入29。此外,国有资本经营预算实施提升了地方国企的现金持有水平,能为企业创新投入提供资金支持。因此,本文预期国有资本57北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2024 年摇 第 3 期摇 摇 摇表 7摇 基于控制链距离和内部控制异质性分析的回归结果变量Cash控制链距离内部控制长短较好较差(1)(2)(3)(4)treat0郾 0060郾 023*0郾 0110郾 024*(0郾 52)(2郾 72)(1郾 23)(2郾 67)控制变量是是是是Firm&Year FE是是是是常数项0郾 324*0郾 352*0郾 346*0郾 432*(2郾 72)(4郾 08)(3郾 58)(5郾 52)观测值5 08914 0189 6429 465调整后 R20郾 2170郾 3790郾 3720郾 298摇 摇 注:*、*和*分别表示在 1%、5%和 10%的水平下显著;括号内为 T 值。经营预算实施通过提升地方国企的现金持有水平,进而增加企业创新投入。为验证此推论,本文在模型(2)的基础上,构建如下中介效应模型。在模型(4)和模型(5)中,现金持有水平(Cash)是中介变量。未来一期的创新投入(F.RD)是被解释变量,借鉴杨兴全、尹兴强12的做法,以无形资产净额/总资产来衡量。同时,在中介效应模型中增加企业当期创新投入作为控制变量。回归结果见表 8。结果显示,国有资本经营预算实施能够通过提升地方国企现金持有水平增加其创新投入。F.RDi,t=啄0+啄1treati,t+C忆Controlsi,t+着i,t(4)F.RDi,t=兹0+兹1treati,t+兹2Cashi,t+D忆Controlsi,t+着i,t(5)表 8摇 基于创新投入的拓展性检验结果变量F.RD(1)(2)Cash0郾 011*(2郾 71)tre