公平竞争审查制度与地方国企债券融资成本
——基于行政垄断规制的视角

翟淑萍 赵玉洁 范润

(天津财经大学会计学院，天津 300222)

一、引言

在经济转轨和追赶型增长体制的影响下，我国一直存在一定程度的行政垄断问题。由于受到地区“锦标赛”机制的激励，地方政府倾向于通过提高市场准入标准、收紧资质审批以及对不同产权性质的市场主体采取差别化对待等手段为国企提供垄断庇护，从而促使国企在实现规模扩张并获得超额利润后，以缴纳税款、提供就业机会等方式反哺政府(褚敏和靳涛，2013)。尽管上述的行政垄断措施可以在短期内加快地方经济增长，但从长远来看，却会造成“为晋升而增长”的政绩竞争倾向，继而引发市场竞争失序、要素资源错配等弊端，阻碍全国统一大市场的建设以及国内大循环的畅通。为规制垄断问题，我国陆续出台了《中华人民共和国反不正当竞争法》和《中华人民共和国反垄断法》(以下简称《反垄断法》)等一系列反垄断相关法律法规，逐渐形成了以《反垄断法》为主的竞争政策体系。值得注意的是，以上竞争政策的规制对象均为企业层面的垄断行为，难以有效缓解政府公权力干预市场下的行政垄断问题(杨兴全和张可欣，2023)。为进一步增强行政垄断规制，国务院于2016年正式印发了《关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》。与以往的竞争政策不同，公平竞争审查制度从事前审查与事后清理的双重视角出发，创新性地提出将政策制定机关所制定的排除、限制竞争的各类政策措施作为规制对象，以期采用“规范增量”和“清理存量”相结合的方式，从源头上削弱行政垄断(陈林和李康萍，2018)，进而发挥促进经济主体公平竞争、要素资源高效配置的积极作用。

党的二十大报告提出要“健全资本市场功能，提高直接融资比重”。作为直接融资的重要工具，债券市场的健康发展显得尤为重要。然而，行政垄断问题会削弱债券市场的风险定价能力，致使债券市场利率无法真实反映债券风险，进而阻碍债券市场的健康发展。具体而言，在行政垄断环境中，地方政府倾向于通过使用公权力干预市场主体经营，进而为国企提供垄断庇护或者信用背书，这会干扰投资者对国企债券兑付预期的理性判断，使投资者低估国企债券的违约风险(韩鹏飞和胡奕明，2015)，导致地方国企债券的违约风险不断积累，甚至可能衍生为地方政府隐性债务风险，以至于诱发系统性的金融风险(郭敏等，2020)。而公平竞争审查制度能够通过增强行政垄断规制、抑制政府干预，弱化地方政府为国企提供垄断庇护的意愿及能力，这不仅会提高地方国企的风险水平，还可以削弱投资者的隐性担保感知，缓解政府增信对地方国企债券定价水平的扭曲，最终促进债券市场风险定价功能的发挥。与此同时，公平竞争审查制度还能通过抑制政府的非市场化干预，进而提升地方国企的信息披露质量，发挥优化其内部治理的积极影响。综上可见，在行政垄断规制较弱、债券市场定价功能受限的背景下，深入探讨公平竞争审查制度对地方国企债券风险定价的影响，是有效管控债券违约、防控系统性金融风险的现实议题。

本文的贡献主要体现在以下三方面：第一，现有关于公平竞争审查制度微观层面经济后果的文献主要围绕企业投资活动展开，尚未有文献关注公平竞争审查制度如何影响债券市场的定价功能。本文实证检验了公平竞争审查制度对地方国企债券融资成本的影响，丰富了公平竞争审查制度的经济后果，同时也拓展了债券融资成本影响因素的相关研究。第二，本文细致地识别了公平竞争审查制度影响地方国企债券融资成本的具体机制，发现公平竞争审查制度不仅会通过提高地方国企的风险水平、削弱投资者的隐性担保感知发挥提高地方国企债券融资成本的“风险效应”与“修正效应”，还能通过提高地方国企的信息披露质量发挥降低地方国企债券融资成本的“治理效应”；三种效应综合作用后的净效应表明，“风险效应”和“修正效应”强于“治理效应”。这一发现有助于市场参与者更全面、深入地理解公平竞争审查制度的运行机制。第三，本文的研究结论有助于政策制定者厘清公平竞争审查制度对债券市场的潜在影响，对政府部门进一步完善公平竞争审查制度以及助力债券市场健康长远发展具有启示意义。

二、文献综述与研究假设

(一)文献综述

现实中，市场经济的运行难免会受到政府公权力的干扰，由此产生的行政垄断会导致市场竞争失序、要素资源错配，进而影响企业的正常生产经营。为打破垄断现状，我国陆续出台了包括《反垄断法》在内的多项法律法规，然而，以上法规均为针对企业经济垄断的规制政策，其对公权力干预市场而导致的行政垄断问题规制力度较为有限(叶光亮等，2022)。为增强行政垄断规制，国务院于2016年正式出台了公平竞争审查制度，该制度以排除、限制竞争的各类政策措施作为规制对象，力图从源头上削弱行政垄断(陈林和李康萍，2018)。就其政策效果来看，公平竞争审查制度确实可以通过削弱垄断企业所享受的资源偏向，减少其不当投资与金融资产投资(刘慧和綦建红，2022；杜丽贞等，2023；Xu et al.，2023)，以及通过打破行政垄断壁垒、加剧市场竞争，进而刺激企业加大技术创新、淘汰落后产能(杨兴全和张可欣，2023；刘冰冰和刘戒骄，2023；Xiao et al.，2023；刘斌和赖洁基，2021)，并迫使管理层加强自我约束、减少自利行为，从而缩小企业内部薪酬差距(于良春和姜娜娜，2024)、抑制企业避税(Zhang et al.，2023)。

可见，既有研究大多探讨公平竞争审查制度对企业投资决策的影响，并未对企业融资行为给予足够的关注。而考虑到行政垄断会影响资源分配，企业融资作为金融资源配置的微观表现，难免会受到行政垄断及其规制政策的影响。虽然有学者认为放松市场准入管制可以降低企业因准入失败可能、审批延迟等制度不确定性因素导致的风险，进而降低企业的债务融资成本(Zhang et al.，2024)，但尚未有文献探究行政垄断规制政策对债券融资成本的影响。基于此，本文以行政垄断的重要载体——地方国企作为研究对象，试图从行政垄断规制视角出发，探讨公平竞争审查制度对地方国企债券定价偏误问题的缓解效应，以期为增强债券市场风险定价功能、促进债券市场长远健康发展提供政策参考。

(二)研究假设

可竞争市场理论指出，市场自治与政府规制均是促进公平竞争的重要工具(Baumol，1982)。其中，政府规制不仅需要涵盖竞争主体与竞争政策，其本身亦应受到竞争机制的评价和约束(孙晋，2021)。基于此，公平竞争审查以政府出台的规制政策作为约束对象，在公平竞争原则指导下对政府规制进行再规制，这使得公平竞争审查制度既可以通过约束政府干预行为，发挥影响地方国企风险水平、投资者隐性担保感知的“风险效应”和“修正效应”，还可以通过促进市场公平竞争，进一步发挥影响地方国企信息披露质量的“治理效应”，并最终对地方国企债券融资成本产生综合影响，具体影响机制及论述逻辑如图1所示。

图1 理论分析框架

1.公平竞争审查制度通过提高地方国企的风险水平发挥“风险效应”

较高的资源约束和市场竞争会增大企业未来盈余与现金流的波动性，进而提高其风险水平，促使债券投资者索要更高的风险溢价(Dhaliwal et al.，2016)。基于此，公平竞争审查制度会通过削弱地方国企享有的资源偏向和加大其面临的竞争压力，进而提高地方国企的风险水平及其债券融资成本。

一方面，公平竞争审查制度可以通过削弱地方国企的资源优势进而提高其风险水平。就信贷资源而言，行政垄断下政府会凭借公权力为地方国企提供垄断庇护与资源偏向，这提高了银行对于地方国企的偿债预期与授信水平，进而加剧了我国金融市场非公平竞争下的资源错配问题(靳来群等，2015)。而公平竞争审查制度能够通过“保障各类市场主体平等使用生产要素”，促进“市场配置资源的决定性作用得到充分发挥”，进而抑制政府对信贷资源配置的干预行为，减少地方国企获得的信贷偏向，最终提高其现金流风险及其债券融资成本。就政策性扶持而言，国有企业通常享有较高水平的政府补贴、税收优惠等政策性扶持(唐雪松等，2010)。在此背景下，公平竞争审查制度通过规制影响企业生产经营成本的政策措施，明确了政府“不得违法给予特定经营者优惠政策”“不得违法免除特定经营者需要缴纳的社会保险费用”，这削弱了政府为国企提供资源支持的能力及意愿(戚聿东和郝越，2022)，从而减少了地方国企享受的政策性扶持，进一步提高了其风险水平及债券融资成本。

另一方面，公平竞争审查制度可以通过加剧市场竞争进而提高地方国企的风险水平。在政府干预程度较高的环境中，国企可以凭借政策优待而享受一定的竞争优势，并承担较低的竞争风险。而公平竞争审查制度的实施放宽了市场准入、退出标准和商品、要素自由流动标准，明确指出政策制定机关“不得设置不合理和歧视性的准入和退出条件”“不得对外地和进口商品、服务实行歧视性价格和歧视性补贴政策”。以上要求通过规制行政垄断，弱化了地方国企的竞争优势，并提高了其所面临的竞争风险(杨兴全和张可欣，2023)，进而促使投资者对其债券索求更高的风险溢价。

2.公平竞争审查制度通过削弱投资者的隐性担保感知发挥“修正效应”

政府出于“父爱主义”的隐性担保会使投资者对国企债券持有刚兑预期而倾向于低估其发行利差。对投资者而言，其对政府隐性担保的感知既来源于客观事实，也源于其个人的主观判断(Pevzner et al.，2015)。随着地方政府债务治理改革的不断推进，政府对于债务资金的使用愈发谨慎，加之国企债券违约事件的频发，均向投资者传递了隐性担保正在削弱的趋势信号，这一定程度上增强了投资者对隐性担保变化的关注度与敏感度(张牧扬等，2022)。在此背景下，公平竞争审查制度的出台能够进一步削弱投资者的隐性担保感知。一方面，公平竞争审查制度能够加大对政府非市场化干预行为的规制力度，提高政府为国企债券兜底的难度，进而削弱投资者基于客观事实的隐性担保感知。另一方面，投资者负面的主观倾向会使其高估发债企业的违约可能。公平竞争审查制度通过展现政府打破行政垄断的勇气与决心，向投资者传递了“公平竞争”信号，进而弱化了投资者基于产权性质而对国企债券偿付持有的乐观预期，即会削弱投资者基于主观倾向的隐性担保感知(刘慧和綦建红，2022)，从而缓解投资者对地方国企债券风险溢价的低估。

3.公平竞争审查制度也可能会通过提高地方国企的信息披露质量发挥“治理效应”

信息披露质量的提高可以通过缓解企业与投资者之间的信息不对称，进而降低投资者面临的信用风险及索求的风险溢价(周宏等，2012)。基于此，公平竞争审查制度可以通过抑制地方国企高管的自利动机和增大其竞争压力，进而提升地方国企的信息披露质量，降低其债券融资成本。

一方面，公平竞争审查制度可以通过抑制地方国企高管的自利动机进而提高其信息披露质量。寻租理论认为，政府凭借公权力介入市场的行为会产生额外收益点，即权力导致的租金，进而诱发更多的寻租活动(Krueger，1974)。据此，行政垄断下的政府干预会滋生寻租空间，而公平竞争审查制度的出台则可以有效缓解这一问题。公平竞争审查制度通过禁止出台或实施影响市场主体生产经营行为的相关政策，能够压缩国企高管的寻租空间，进而减少其出于自利动机的信息操纵行为。与此同时，考虑到行政垄断对国有企业产生的影响较大，公平竞争审查制度传递出的改革信号还可以通过吸引外部监督者对地方国企的关注(Barber and Odean，2008)，提高国企高管的违规成本，进而抑制其自利动机下的信息操纵行为，即提高地方国企的信息披露质量，缓解其与投资者之间的信息不对称，最终降低其债券融资成本。

另一方面，公平竞争审查制度还可以通过增大地方国企的竞争压力进而倒逼其提高信息披露质量。公平竞争审查制度通过营造公平的竞争环境，一定程度上加剧了市场竞争的激烈程度。而激烈的市场竞争在增大企业风险的同时，也可以发挥一定的公司治理效应。信号传递理论认为，随着市场竞争的激烈化，企业为突出自身优势而有动机向市场传递自身的利好信息，而信息披露质量作为企业内部控制环境良好的外显特征，是企业常见的利好信号。因此，激烈的市场竞争会倒逼地方国企提高信息披露质量(Burks et al.，2018)，为投资者提供更加全面、真实的企业信息，进而降低其投资面临的信用风险及索求的风险溢价。

综上所述，公平竞争审查制度既可以通过发挥“风险效应”与“修正效应”提高地方国企的债券融资成本，也能够通过发挥“治理效应”降低地方国企的债券融资成本，因此，二者的关系取决于以上影响的净效应。本文提出如下两个竞争性假设：

H1a：若“风险效应”和“修正效应”高于“治理效应”，则公平竞争审查制度会提高地方国企的债券融资成本；

H1b：若“治理效应”高于“风险效应”和“修正效应”，则公平竞争审查制度会降低地方国企的债券融资成本。

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

2008年4月央行发布1号令正式推出中期票据。因此，本文选取2008―2022年中国A股地方国企发行的企业债、公司债、中期票据以及短期融资券作为初始样本，并按以下顺序剔除：(1)私募债，理由是私募债券定价机制与公募债券存在较大差别；(2)城投债券和央企债券，理由是城投债券具有“准政府债券”特征，央企债券有中央政府的“隐性担保”，公平竞争审查制度对其定价产生的影响有限；(3)金融类公司发行的债券；(4)注册地发生变更的企业发行的债券；(5)数据缺失的债券样本。最终得到1678个观测值。为减小极端值的干扰，对连续变量进行了上下各1%的缩尾处理。

本文使用的承销商排名、消费价格指数、债券违约、国债收益率以及已发行债券的相关数据来源于Wind数据库；债券市场总指数数据来源于中国债券信息网；地区市场化水平和金融业竞争数据来自王小鲁等(2021)编制的《中国分省份市场化指数报告(2021)》；财政透明度数据来源于清华大学历年发布的《中国市级政府财政透明度研究报告》；其他数据来源于CSMAR数据库。

(二)变量定义

1.被解释变量

本文借鉴Jiang(2008)的做法，采用发行时债券的到期收益率与同期相同剩余期限的国债收益率之间的差额衡量债券的发行利差(CS)。CS数值越大，表明债券的发行利差越大，即其潜在风险越大。

2.解释变量

在不同地理区位和改革开放顺序的影响下，我国地区间行政垄断程度差异较大(于良春和余东华，2009)。公平竞争审查制度作为行政垄断规制政策，对受政策影响较大省份企业发行的债券影响将更为显著。基于此，本文借鉴刘小玄(2003)的做法，以行政垄断程度(国企营业收入占省份规模以上企业营业收入之比)作为区分处理组与对照组的关键变量。设置公平竞争审查制度政策哑变量TREAT，当企业所在省份该年的行政垄断程度高于全国平均水平时，TREAT取值为1，否则为0。考虑到公平竞争审查制度的审查机制、程序及标准于2017年才落地，因此，本文设置公平竞争审查制度时间哑变量POST，以2017年作为政策的实施时间，即当时间为2017年当年及之后，POST取值为1，否则为0。

3.中介变量

首先，本文借鉴John et al.(2008)的做法，采用息税折旧摊销前利润率标准差的累积分布概率，即企业盈利的波动程度，来衡量地方国企的风险水平(RISK)。该值越大，说明地方国企的风险水平越高。

其次，发债主体信用评级所传递的信息包括公开信息和专有信息两种。对于国企债券而言，其公开信息包含企业特征、债券特征等，而专有信息则主要来源于政府的隐性担保(王叙果等，2019)。本文采用正交分解方法，以发债主体信用评级包含的国企专有信息衡量投资者的隐性担保感知强度(INTR)。具体做法如下：以发债主体信用评级作被解释变量，公开信息作为解释变量进行回归，得到的残差则为国企债券专有信息，即投资者感知并最终认定的债券背后隐性担保的强度。对于公开信息的度量，借鉴王博森和施丹(2014)的做法，选取债券违约金额、债券发行期限、上市地点、发行规模以及上期发债主体规模、举债经营比率、总资产收益率、营业总收入同比增长率、总资产周转率、流动比率以及是否经“四大”审计等指标。INTR值越小，表明投资者的隐性担保感知越弱。

最后，本文采用DD模型计算企业的盈余质量(Dechow and Dichev，2002)，并取其绝对值来衡量企业信息披露质量(DISC)。该值越小，说明企业信息披露质量越高。

4.控制变量

本文借鉴王叙果等(2019)、杨国超和盘宇章(2019)的研究，控制了债券特征、企业特征以及宏观层面的影响因素，控制变量具体定义详见表1。

表1 控制变量定义

(三)模型设定

为考察公平竞争审查制度对地方国企债券融资成本的影响，本文构建高维固定效应模型：

其中，CSi,j,t,p表示位于省份p的地方国企j在时间t发行的信用债i的发行利差；TREATt,p×POSTt,p为政策哑变量TREATt,p与时间哑变量POSTt,p的交乘项，表示省份p在第t年是否实施了公平竞争审查制度；Xi,j,t,p代表一系列控制变量，包含债券、企业以及宏观三个层面；λi、γj、δt、µp、ik分别表示债项信用评级、发债主体信用评级、年份、省份和行业的固定效应；εi,j,t,p为随机扰动项。此外，本文将稳健标准误聚类到城市层面，以缓解城市内部企业发债行为的关联性所造成的估计结果偏差。如果公平竞争审查制度提高了地方国企的债券融资成本，那么α1应显著大于0。

四、实证结果与分析

(一)描述性统计

表2报告了主要变量的描述性统计结果。其中，CS的中位数为2.0903，最大值为5.1448，最小值为0.2541，说明地方国企的债券融资成本存在较大差异。TREAT的均值为0.4946，说明处理组样本在总样本中占比大约49.46%。其他变量的描述性统计结果与现有文献基本一致。

表2 变量的描述性统计结果

(二)基准回归

表3报告了基准回归结果。在列(1)～(4)中逐步加入债券特征、企业特征以及宏观层面控制变量后，模型的拟合优度不断增大，说明模型不断优化。列(1)～(4)结果显示TREAT×POST的回归系数均显著为正，说明公平竞争审查制度会显著提高地方国企的债券融资成本，这验证了本文的假设H1a。

表3 基准回归结果

(三)稳健性检验

1.平行趋势检验

双重差分模型的使用需要确保处理组与对照组在政策发生前随时间推移具有相同的变化趋势，即具有平行趋势。因此，为检验样本是否满足平行趋势以及政策的动态效果，本文采用事件研究法进行检验，并以政策实施前第一期为基准(张莉等，2022)。检验结果如图2所示，在公平竞争审查制度实施前，处理组与对照组在债券发行利差的变化趋势上不存在显著差异，即满足平行趋势假定。

图2 平行趋势检验结果

2.采用PSM-DID方法

为了进一步解决可能存在的政策自选择问题，本文对处理组与对照组进行了倾向得分匹配。具体而言，选取债券发行期限、发行规模、是否可回售、利率类型、发行时是否经“四大”审计、增信措施、承销商声誉、企业规模、流动比率、流动负债比率以及总资产收益率作为协变量，采用逐年匹配的方法，按照1:2的比例进行有放回近邻匹配。平衡性检验结果如表4所示，匹配后处理组与对照组之间的偏差显著降低，其绝对值均不大于5%，且均值不存在显著差异，说明匹配效果较好。采用PSM-DID方法后的回归结果如表5列(1)所示，结论稳健。

表4 平衡性检验

表5 PSM-DID、改变样本划分方式

3.改变处理组和对照组的划分标准

首先，考虑到我国东部沿海地区市场化程度较高，其行政垄断程度相应较低，因此，借鉴刘斌和赖洁基(2021)的划分方法，将注册地位于东部地区企业发行的债券设为处理组，其余债券设为对照组，然后使用新解释变量TP1及新样本重新回归。结果如表5列(2)所示，结论稳健。

其次，借鉴陆铭和陈钊(2009)的做法，以市场分割指数作为行政垄断的代理指标，重新划分处理组与对照组，然后使用新解释变量TP2及新样本重新回归。结果如表5列(3)所示，结论依然稳健。

4.安慰剂检验

为排除其他干扰因素对结论稳健性的影响，本文设计了两组安慰剂检验。首先，改变公平竞争审查实施的时间进行反事实检验。将公平竞争审查实施年份设定为提前1～3年，构建出三个虚假的公平竞争审查制度政策变量(TP1、TP2、TP3)进行重新回归，结果如表6列(1)～(3)所示，TPk的系数均不显著，说明地方国企债券融资成本的提高确实是由公平竞争审查制度引起的。其次，随机模拟处理组和对照组。将政策冲击变量随机赋值到债券样本，然后用模拟样本进行重新回归，此过程重复500次。结果如图3所示，本文构造的虚拟处理效应并不存在。

图3 随机模拟500次的结果

5.剔除部分样本

公平竞争审查制度于2016年6月出台，2017年正式落地。为排除政策出台对回归结果的影响，本文将2016年样本剔除后对模型(1)进行重新回归。结果如表6列(4)所示，结论依然稳健。

6.排除政策的重叠效应

首先，加入干扰性政策哑变量。为排除同一地区样本区间内实施的相似或相关政策所导致政策效应重叠的干扰，本文控制了一系列干扰政策的影响：第一，《反垄断法》作为经济垄断规制政策，从法律角度上也能发挥一定的行政垄断削弱作用(靳来群等，2015)，控制其政策哑变量TP3；第二，市场准入管制放松通过明确政府行为边界，可以一定程度上抑制行政垄断下的政府干预(Zhang et al.，2024)，控制其政策哑变量TP4；第三，国企债券刚性兑付的破除可以修正投资者对国企债券违约可能的严重低估，进而提高其债券融资成本(蔡庆丰和吴奇艳，2022)，控制其政策哑变量TP5。基于上述分析，本文在模型(1)中依次加入以上干扰性政策哑变量后进行回归。结果如表7列(1)～(3)所示，结论依然稳健。

表7 排除政策的重叠效应

其次，剔除干扰性政策实施以前年度的样本。自2014年开始的地方政府债务治理会增强政府债务资金使用的谨慎性，进而动摇投资者对政府兜底的信心，即弱化投资者的隐性担保感知。因此，本文剔除了地方政府债务治理开始前的区间样本，即只保留2015―2022年的样本进行重新回归。结果如表7列(4)所示，结论保持不变。

(四)作用机制检验

1.风险效应

公平竞争审查制度会减少国企依靠垄断庇护获得的生存红利，并放宽市场准入限制、加剧市场竞争，进而打破国企的垄断壁垒，提高其风险水平及债券融资成本。因此，通过检验公平竞争审查制度能否提高地方国企风险水平(RISK)，可以为公平竞争审查制度通过提高地方国企风险水平进而提高其债券融资成本提供证据支持。检验结果如表8列(1)所示，公平竞争审查制度会显著提高地方国企的风险水平。

表8 作用机制检验

2.修正效应

公平竞争审查制度通过抑制地方政府干预，以及向投资者传递“公平竞争”信号，一定程度上削弱了投资者隐性担保感知(INTR)，进而缓解了其对地方国企债券发行利差的低估。因此，通过检验公平竞争审查制度能否削弱投资者隐性担保感知，可以为公平竞争审查制度通过削弱投资者隐性担保感知进而提高地方国企的债券融资成本提供证据支持。检验结果如表8列(2)所示，公平竞争审查制度会显著削弱投资者的隐性担保感知。

3.治理效应

公平竞争审查制度在压缩地方国企寻租空间、减少其高管信息操纵行为的同时，还可以激发市场活力、加剧市场竞争，进一步提高地方国企的信息披露质量(DISC)，降低投资者面临的信用风险及索要的债券风险溢价。因此，通过检验公平竞争审查制度能否提高信息披露质量，可以为公平竞争审查制度通过提高信息披露质量进而降低地方国企的债券融资成本提供证据支持。检验结果如表8列(3)所示，公平竞争审查制度可以提高地方国企的信息披露质量，发挥降低其债券融资成本的“治理效应”。这也说明公平竞争制度在提高地方国企债券融资成本、对其生产经营产生一定冲击的同时，也能通过抑制政府干预，发挥提升地方国企信息披露质量的积极政策效应。

五、进一步分析

公平竞争审查制度的实施效果会受到不同因素的影响。其一，考虑到公平竞争审查制度会通过影响企业资源状况与信息披露质量进而影响其债券融资成本，因此，公平竞争审查制度的政策效应的发挥会受到企业特征的影响。其二，公平竞争审查的内部审查模式会导致政策制定机关既是“运动员”又是“裁判员”，这要求地方政府具备较好的能力去保障公平竞争审查落地并发挥其政策效果。其三，社会信任环境会增强投资者对于政府兜底的乐观预期，因而公平竞争审查制度的政策效应还可能会受到社会信任环境的影响。综上，本文进一步考察在企业特征、地方政府特征以及社会信任环境不同的情境下，公平竞争审查制度对地方国企债券融资成本的影响。

(一)企业特征异质性

第一，企业的融资约束水平。较为稳定的资源供给可以有效缓解企业现金流的波动性，进而降低其风险水平。因此，本文预期在融资约束程度较低的企业中，公平竞争审查制度通过提高其风险水平进而提高其债券融资成本的边际效应更显著。本文选取SA指数(SA)衡量企业的融资约束(Hadlock and Pierce，2010)，根据SA的年度中位数将样本分为两组，并分别进行回归。结果如表9列(1)(2)所示，当地方国企融资约束程度较低时，公平竞争审查制度可以更显著地提高其债券融资成本。

表9 企业特征异质性

第二，企业的治理水平。良好的治理机制可以缓解企业内部的代理问题，进而提高其信息披露质量。因此，本文预期在治理水平较低的企业中，公平竞争审查制度能够发挥更显著的“治理效应”，这会使“治理效应”与“风险效应”和“修正效应”的差距变小，最终使得公平竞争审查制度难以显著提高地方国企的债券融资成本。本文借鉴顾乃康和周艳利(2017)的做法，采用主成分分析法提取管理层薪酬、持股比例、独董比例等企业治理特征变量构建综合指标衡量公司治理水平(GOV)，根据GOV的年度中位数将样本分为两组，并分别进行回归。结果如表9列(3)(4)所示，当地方国企治理水平较高时，公平竞争审查制度可以更显著地提高其债券融资成本。

(二)地方政府特征异质性

第一，地方政府的财政压力。公平竞争审查制度的设计、实施均需要耗费一定的行政成本(叶光亮等，2022)。对于财政压力较大的政府，其为国企债券兜底的能力本就较弱，面对公平竞争审查所需的较高行政成本，其会倾向于有策略地执行公平竞争审查，进而导致审查力度有限且效果不佳。因此，本文预期在财政压力较小地区的样本中，公平竞争审查制度提高地方国企债券融资成本的影响更为显著。本文选取省份一般公共预算收入与一般公共预算支出的比值衡量地方政府的财政压力(PRESS)，根据PRESS的年度中位数将样本分为两组，并分别进行回归。结果如表10列(1)(2)所示，当地区财政压力较小时，公平竞争审查制度能够显著地提高该地区地方国企的债券融资成本。

表10 地方政府特征、社会信任环境异质性

第二，地方政府的财政透明度。财政透明通过强化公众知情权及监督权，提高了地方政府所面临的社会监督及违规成本(Simone et al.，2017)，进而为公平竞争审查提供了良好的实施环境。因此，本文预期在财政透明度较高地区的样本中，公平竞争审查制度提高地方国企债券融资成本的影响更为显著。本文以财政透明度得分衡量地方政府的财政透明度(TRANS)，根据TRANS的年度中位数将样本分为两组，并分别进行回归。结果如表10列(3)(4)所示，当财政透明度较高时，公平竞争审查制度能够显著地提高该地区地方国企的债券融资成本。

(三)社会信任环境异质性

源于重复博弈的信任可以增强投资者正面的主观倾向，特别是对于存活期较长且较为活跃的国有企业，较多的重复博弈机会能够增强投资者对地方国企债券的乐观预期，即增强投资者基于主观预期的隐性担保感知。因此，本文预期在社会信任水平较高地区的样本中，公平竞争审查制度提高地方国企债券融资成本的影响更为显著。借鉴杨国超和盘宇章(2019)的做法，本文选取2011年各省份献血人口比衡量地区社会信任水平(TRU)，并根据TRU年度中位数将样本分为两组，分别进行回归。结果如表10列(5)(6)所示，当社会信任水平较高时，公平竞争审查制度能够显著地提高该地区地方国企的债券融资成本。

六、结论与建议

本文选取2008―2022年中国A股地方国企发行的信用债为研究样本，考察了公平竞争审查制度对地方国企债券融资成本的影响及其影响机制。研究发现：公平竞争审查制度提高了地方国企的债券融资成本；其通过提高地方国企风险水平和削弱投资者隐性担保感知进而提高了地方国企的债券融资成本，同时还通过提高地方国企信息披露质量一定程度上削弱了其所带来的部分负面影响；且这一影响在企业融资约束程度较低、治理水平较高的地方国企和位于较小财政压力、较高财政透明度以及较高社会信任水平地区的地方国企债券样本中更为显著。

基于以上结论，本文提出以下政策建议：第一，对中央政府而言，应进一步构建公平竞争的市场生态。首先，公平竞争审查制度的内部独立审查模式存在一定的可操纵空间，中央政府应统一细化并落实公平竞争审查的流程及实施细则，引入第三方监督力量，保障公平竞争审查制度积极政策效应的最大化。其次，公平竞争审查制度可能会大幅压缩地方政府的垄断收益，这不利于地区经济稳定，因而中央政府应为财政压力较大的地方政府提供专项补贴弥补其行政成本，进而帮助其更好地实施公平竞争审查制度。第二，对地方国企而言，应牢牢把握住向竞争状态转变的契机，最大化公平竞争审查制度对自身治理模式的优化作用，并疏通市场竞争对其治理的影响渠道，将经营重心转移到以“效率”为原则的价值创造上。第三，对投资者而言，应在公平竞争审查制度的引导下，增强自身的风险感知与风险识别能力，加强自身对风险与收益相匹配的认知，更加关注企业自身的经营信息，并对投资持有更加谨慎的态度。 ■

[基金项目：国家自然科学基金面上项目“交易所问询监管的影响因素及治理效应——基于财务报告问询函的证据”(71972140)]