1
理论框架图
A Research on the Illegal Governance Effect of the Fair Competition Review System from the Perspective of Ternary Co-governance
吴玉彬 1,陈家创 2,石福安 3,李月 1
资本市场高质量发展有赖于企业合规经营，如何抑制企业违规对于营造良好的资本市场生态环境至关重要。文章以2008—2023年A股上市公司为研究样本，利用双重差分模型考察公平竞争审查制度对企业违规的影响及其作用机制。研究发现：公平竞争审查制度有助于抑制企业违规。机制分析发现，公平竞争审查制度通过制度激励、市场调节和企业自律实现三元共治机制，进而抑制企业违规，具体表现为营商环境优化、审计质量提升和内部控制完善。进一步分析表明，当地区法治化水平与要素市场发育程度更低、公司代理成本更高时，公平竞争审查制度对企业违规的抑制作用更强。研究结论不仅揭示了公平竞争审查制度的微观治理效应，也为推动资本市场高质量发展提供了有益参考。
关键词：公平竞争审查制度，企业违规，制度激励，市场调节，企业自律
党的十八届三中全会强调“全面深化改革的总目标是完善和发展中国特色社会主义制度，推进国家治理体系和治理能力现代化”，并在“十五五”规划纲要中将“国家治理体系和治理能力现代化深入推进，社会主义市场经济体制更加完善”作为当前经济社会发展的主要目标。在此背景下，企业合规的核心是加快健全公司治理体系，构建监管有力、市场高效和主体自觉的治理体制，以期最大限度地发挥政府、市场和企业在社会治理中的协同治理效应，夯实国家治理体系和治理能力现代化的微观基石（成鸿庚等，2025）。然而我国上市公司违规现象仍较为突出。数据显示 1，证监会2023年查处企业违规案件717件，其中重大案件186件；全年作出处罚决定539项，罚没款金额63.89亿元。
企业违规为何屡禁不止？已有文献分别从制度、市场与企业内部治理等视角展开探索。在制度层面，证监会监管处罚具备短期威慑效应但长期效果有限（于博等，2022），而司法体制改革（孙艳阳和郑伊，2023）、中注协约谈（李晓慧等，2022）与联合授信制度（沈璐和向锐，2023）有助于抑制企业违规。在市场层面，分析师关注（袁芳英和朱晴，2022）与营商环境优化（吴世农等，2023）等外部机制有助于抑制企业违规，而社交媒体关注却因“压力效应”加剧了企业违规（Li等，2022）。在企业层面，独立董事监督（Zhao等，2024）、董事长本地任职（吴雅倩等，2024）、薪酬追回（张博等，2024）与员工持股计划（张学志等，2022）等内部机制有助于抑制企业违规，而股权质押（戴静雯等，2022）与自恋型董事长（宁博等，2023）等则会加剧企业违规风险。现有文献为本研究提供了重要的理论支撑，然而研究内容集中于探讨单一权变因素在企业违规治理中的作用，忽略了制度激励、市场调节与企业自律三种治理机制的协同联动，亟待基于政府、市场和企业三重视角廓清三元共治因素对企业违规治理的作用机制。值得关注的是，作为全面深化改革、推进国家治理体系和治理能力现代化的重要举措，2016年国务院发布并实施《国务院关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》（国发〔2016〕34号，下文简称“公平竞争审查制度”），从市场准入和退出标准、商品和要素自由流动标准、影响生产经营成本标准以及影响生产经营行为标准四方面审查标准切实保障了多元市场主体的竞争中性地位，有助于推动“有为政府”与“有效市场”的有机统一。那么，公平竞争审查制度是否具有企业违规治理效应？其内在机制为何？其效果是否因宏观和微观环境而异？回答以上问题对探索抑制企业违规的有效机制具有重要的理论与现实价值。
基于此，本研究以公平竞争审查制度为政策冲击，从三元共治视角探讨公平竞争审查制度对企业违规的治理效应、机制与异质性。相较于既有文献，本研究可能的创新之处在于：（1）从企业违规治理的现实出发，考察公平竞争审查制度的微观治理效应。既有文献主要讨论了公平竞争审查制度对企业投资效率（刘慧和綦建红，2022）、创新水平（杨兴全和张可欣，2023）与全要素生产率（王菁华和毕超，2024）等的影响，较少关注其对企业违规行为的影响。从企业违规视角探讨公平竞争审查制度的治理效应，有助于揭示该制度在规范政府竞争政策之外，如何进一步转化为促进企业合规经营、维护资本市场高质量发展的微观治理效能。本文将公平竞争审查制度与企业违规纳入同一研究框架，识别公平竞争审查制度能否由规范政府竞争政策进一步转化为约束微观企业违规行为的治理力量，从而为理解竞争政策的微观治理效应提供经验证据。（2）在既有“有为政府”“有效市场”的研究框架下，引入“有志企业”作为微观治理主体，揭示了公平竞争审查制度通过制度激励、市场调节与企业自律三重路径传导至企业违规的逻辑机理，深化了对宏观制度安排转化为微观治理效能内在机理的理解。既有对企业违规动因的研究聚焦于制度（于博等，2022；李晓慧等，2022；沈璐和向锐，2023）、市场（Li等，2022；袁芳英和朱晴，2022）和企业（张学志等，2022；Zhao等，2024；张博等，2024）等单一权变因素。然而，企业违规并非单一因素所导致，若仅从单一治理主体出发考察企业违规，则可能忽视多主体之间的协同联动关系。本文基于“制度激励—市场调节—企业自律”的三元共治理论框架，系统阐释了公平竞争审查制度通过优化营商环境、提升审计质量以及完善内部控制三条路径抑制企业违规行为的内在机理。（3）在考察公平竞争审查制度对企业违规影响的基础上，紧扣三元共治理论框架，分别从地区法治化水平、要素市场发育程度和公司代理成本的差异化企业内外部环境，明晰公平竞争审查制度微观治理效应的异质性，回应了熊家财和杜川（2024）关于政策实施力度影响的关注，刻画了公平竞争审查制度在不同情境下的治理机制与效果，为制定公平、高效和因地制宜的治理体系整体规划与实施政策提供数据支撑，也佐证了公平竞争审查制度对微观企业违规行为的作用边界和最优条件。
作为深化“放管服”改革的制度创新，公平竞争审查制度旨在规制政府公权力对市场竞争的干预，为多元化市场主体构筑规则统一、机会均等的发展环境，对释放微观主体活力具有基础性作用。2016年出台的《国务院关于在市场体系建设中建立公平竞争审查制度的意见》，从市场准入和退出、商品和要素自由流动、影响生产经营成本以及影响生产经营行为四方面明确了审查标准，并强调“没有进行公平竞争审查的，不得出台”；2017年国家发展改革委、财政部、商务部、国家工商行政管理总局与国务院法制办五部门联合印发《公平竞争审查制度实施细则（暂行）》，首次将审查对象细化为市场准入、招标投标等18类禁止性行为，确立“审查全覆盖、流程全嵌入、结果全公开”原则；2019年国家市场监督管理总局制定的《公平竞争审查第三方评估实施指南》，建立健全了第三方评估机制，鼓励政策制定机关引入第三方评估；2021年国家市场监督管理总局、发展改革委、财政部、商务部与司法部五部门联合印发的《公平竞争审查制度实施细则》确立了审查机制与标准，明确禁止对不同所有制、不同地区经营者实施差别化待遇，禁止设置阻碍要素流动的歧视性安排；2022年《中华人民共和国反垄断法》首次将公平竞争审查制度纳入法律的范畴，显著增强了制度权威与执行效力；2024年《公平竞争审查条例》系统构建审查框架，并强化监督机制；2025年国家市场监督管理总局公布的《公平竞争审查条例实施办法》细化操作标准，增强制度可执行性。
从制度设计的底层逻辑看，该制度基于不同维度对政府行为、市场竞争和企业经营提出了相应要求。在规范政府行为方面，通过确立审查标准和引入第三方评估机制，从事前审查和事后监督两个层面约束政府行为，提升审查过程的规范性与透明度，逐步减少不合理的行政干预，推动地方政府从“直接干预者”向“规则维护者”转变，深刻体现了“有为政府”的建设方向。在优化市场竞争秩序方面，通过细化审查标准、明确禁止差别化待遇和歧视性安排，并以行政法规形式巩固公平竞争要求，从规则统一和机会均等两个层面保障公平竞争，为“有效市场”的形成奠定了制度基础。在引导企业合规经营方面，通过完善责任追究与监督机制，逐步引导企业从被动合规走向主动规范，促使企业将合规管理内化为自身治理的有机组成部分，为培育“有志企业”提供了现实条件。可以预见的是，该制度通过上述三重机制的协同发力，推动“有为政府”与“有效市场”的有机统一，同时激发“有志企业”的内生治理动力，其所引致的微观企业治理效应正是本研究关注的焦点所在。
作为深化社会主义经济体制改革的制度安排，公平竞争审查制度已成为维护市场健康发展的重要手段，为企业合规发展提供良好的制度与市场环境，激发企业合规意识，对企业违规行为产生三元共治治理效应。作为三元共治的引导者，政府的核心职能在于以制度供给释放制度激励，而营商环境优化体现制度激励下的政府职能转变；作为三元共治的调节者，市场的核心职能在于以优化资源配置发挥市场调节作用，而审计质量的提升反映市场调节下的外部监督强化；作为三元共治的参与者，企业的核心责任在于以完善的公司治理强化企业自律，而内部控制的完善则彰显企业自律下的治理能力增强。鉴于此，有必要基于政府、市场和企业三重视角廓清三元共治因素在公平竞争审查制度抑制企业违规过程中的内在机理。下文从公平竞争审查制度的起点（“有为政府”“有效市场”“有志企业”）和过程（制度激励、市场调节与企业自律）展开分析，最终落脚于三元共治（优化营商环境、提升审计质量与完善内部控制）抑制企业违规的作用机制。本文的理论框架如图1所示。
1.公平竞争审查制度通过优化营商环境抑制企业违规。公平竞争审查制度释放制度激励效应，有效规范政府行为，减少不当行政干预，推动营商环境持续改善，从而抑制其违规行为（吴世农等，2023）。就制度激励而言，公平竞争审查制度有助于优化营商环境。从制度设计的规范性来看，公平竞争审查制度通过明确审查标准和禁止性行为 2，有效减少了行政壁垒和政策歧视（刘伟和洪宇，2025），为营造公平透明的市场环境确立了程序性规范。从执行机制的约束性来看，公平竞争审查制度以“事前审查+事后监督”的闭环模式 3，对各级政府拟出台的政策措施实施全周期竞争影响评估（周灿，2025），确保公平竞争审查要求落到实处，为优化营商环境提供持续性的监督保障。从治理效能的引导性来看，公平竞争审查制度通过刚性约束倒逼政府职能转变 4，推动政务服务提质增效，减少不当行政干预（Wu等，2025），从而稳定企业合规预期，引导制度优势逐步转化为营商环境优化的治理效能。
同时，营商环境优化有助于抑制企业违规。从制度规范看，营商环境的优化能够推动政务服务提质增效，简化审批流程、统一市场规则，降低了企业因规避地方保护或政策壁垒而采取伪造资质、寻租交易等违规行为的动机（Cheng等，2023）。从信任构建看，良好的营商环境削弱了社会信任缺失所滋生的机会主义风险，为企业创新营造了稳定的制度环境（孙雪娇等，2026），促使企业更依赖长期声誉积累而非短期违规逐利，使合规经营成为成本最优的理性选择。从市场竞争看，营商环境的优化强化了市场竞争程度（Peng等，2022），企业为获取持久竞争优势，需依赖合规经营以维持客户黏性（夏后学等，2019），以期提升企业信誉、保持竞争优势，从而倒逼企业主动减少违规行为。
2.公平竞争审查制度通过提升审计质量抑制企业违规。公平竞争审查制度释放市场调节效应，营造公平的市场竞争环境，有效提升审计质量，从而抑制企业违规。就市场调节而言，公平竞争审查制度有助于提升审计质量。从企业需求端看，公平竞争审查制度通过缓解行政垄断对市场信号的扭曲 5，提升了企业信息披露的透明度与可比性（沈璐和向锐，2024），企业为向市场传递合规信号，更倾向于聘请专业胜任能力强的审计师，从而激发了审计质量提升的内生动力。从审计供给端看，公平竞争审查制度通过减少政府对审计过程的隐性干预 6，保障了审计机构的独立性（白钰和冯均科，2024），为审计质量的提升奠定了机制保障。从审计市场运行看，公平竞争审查制度通过推动市场竞争趋向公平化、公正化 7，形成审计市场的良性竞争格局，强化了审计师的声誉机制（张鹏东等，2022），使其更有动力提供高质量的审计服务，为审计质量的持续提升夯实了主体基础。
同时，审计质量的提升有助于抑制企业违规。从识别威慑看，审计质量的提升能有效地识别财务错报、舞弊等违规行为，提高违规行为被曝光的概率，增加管理层的违规成本，进而抑制企业违规。从治理嵌入看，审计监督与公司治理形成互补机制，独立审计师作为外部监督者，能够约束管理层的机会主义行为，缓解代理冲突（王敏和何杰，2020），进而抑制企业违规。从市场信任看，审计质量的提升能够增强投资者和监管机构对企业的信任，有效提升社会信任水平，从而有助于减少短期投机行为，抑制企业违规（Dong等，2018）。
3.公平竞争审查制度通过完善内部控制来抑制企业违规。公平竞争审查制度推动“有为政府”与“有效市场”的良性互动，重塑企业行为预期，释放企业自律效应，激发其自觉完善内部控制，从而抑制企业违规。就企业自律而言，公平竞争审查制度有助于完善企业内部控制。从制度威慑的直接效应看，公平竞争审查制度通过刚性约束产生制度性威慑效应 8，企业出于“避险”动机，主动将合规审查要求嵌入内部控制业务流程，为内部控制完善奠定了制度基础。从市场竞争的倒逼机制看，公平竞争审查制度通过市场调节效应加剧了市场竞争 9，企业为增强核心竞争力、提升市场声誉与份额，主动优化治理结构、完善内部控制体系，为内部控制建设注入了内生动力。从制度环境的深层重塑看，公平竞争审查制度通过规范政府行为与市场竞争秩序 10，深化“有为政府”与“有效市场”的良性互动，重塑企业的行为预期与决策逻辑，为内部控制的持续完善夯实了制度保障。
同时，内部控制的完善有助于抑制企业违规。从制衡监督层面看，内部控制通过强化企业内部系统及成员间的相互制衡（张博等，2024），构筑了违规行为的识别与防范机制，在日常运营上有效降低违规发生概率。从代理治理看，科学的内部控制能够约束控股股东的自利行为，通过利益协同机制减少代理冲突，同时建立违规预警与补救体系，从源头阻断违规动机（宫义飞等，2018），有效抑制管理层的违规意图。从文化塑造看，内部控制质量的提升内化为企业更强的风险管理能力与合规意识，通过长期文化浸润将外部监管压力转化为主动守规意识，促使企业在权衡违规成本与合规收益后作出合规选择，从根本上降低违规行为发生的概率。根据上述理论分析，本文提出如下研究假设：
假设1：公平竞争审查制度能够抑制企业违规。
假设2：公平竞争审查制度通过优化营商环境、提升审计质量以及完善内部控制抑制企业违规。
本研究以2016年公平竞争审查制度的实施来构建准自然实验。基于样本平衡性要求，筛选2008—2023年沪深A股上市公司为初始样本，并按以下标准剔除：（1）金融行业企业；（2）观测期内被标记为ST、*ST、PT类企业；（3）核心变量缺失样本。最终保留42 785条观测值。企业违规数据来自CSMAR上市公司违规处理研究数据库，其余数据来自CSMAR与Wind数据库。所有连续变量均在上下1%分位数水平进行缩尾处理。
（1）被解释变量：企业违规（Fi）。本研究参考吴雅倩等（2024）的做法，用两种方式来衡量：其一，Fi_Dum为企业是否发生违规的二元变量，若样本企业在当年发生违规，则赋值为1，否则为0；其二，Fi_Num表示企业当年违规的次数。
（2）核心解释变量：公平竞争审查制度（Treat×Post）。其中，Post表征政策时点虚拟变量，2016年及之后年份Post取值为1，2016年之前年份取值为0。Treat为实验组虚拟变量，考虑到公平竞争审查制度在全国统一推行，难以直接区分实验组与对照组。值得关注的是，我国东西部地区在营商环境、地方保护和行政垄断等方面形成的差异化特征为本研究创造了条件（于良春和余东华，2009；刘斌和赖洁基，2021），地方政府通过国有企业进行行政干预的现象较为明显（袁建国等，2015）。鉴于此，本研究整理了政策实施前我国不同区域行政垄断指数和国有经济占比数据。结果如图2和图3所示，在公平竞争审查制度实施前，西部地区行政垄断指数始终高于东部和中部地区，且西部地区的国有经济占比显著高于东部和中部地区，这一结果直观反映出西部地区行政干预程度更深、国有经济占比更高的现实特征，为分组提供了证据。因此，西部地区国有企业受公平竞争审查制度的冲击更大。基于上述分析，本研究借鉴王菁华和毕超（2024）的做法，将注册地处于西部地区的国有企业设定为实验组（Treat=1），其余样本为对照组（Treat=0），以此更准确地识别政策的净效应。
（3）控制变量（Controls）。本研究借鉴杨兴全和张可欣（2023）以及熊家财和杜川（2024）的研究，选取的控制变量包括公司规模（Size）、资产负债率（Lev）、总资产净利率（Roa）、总资产周转率（Ato）、现金流量比率（Cashflow）、固定资产占比（Fixed）、营业收入增长率（Growth）、是否亏损（Loss）、独立董事占比（Indep）、两职合一（Dual）、前十大股东持股占比（Top10）、是否为四大所审计（Big4）和董事会规模（Board）。此外，本研究还加入企业固定效应（Firm）和年份固定效应（Year）。具体变量定义如表1所示。
| 变量类型 | 变量名 | 变量含义 | 变量衡量 |
|---|---|---|---|
| 被解释变量 | Fi_Dum | 企业是否违规 | 企业当年是否违规 |
| Fi_Num | 企业违规次数 | 企业当年违规次数 | |
| 解释变量 | Treat×Post | 公平竞争审查制度 | 公平竞争审查制度虚拟变量 |
| 控制变量 | Size | 公司规模 | 总资产的自然对数 |
| Lev | 资产负债率 | 期末负债总额/资产总额 | |
| Roa | 总资产净利率 | 营业利润净额/资产总额 | |
| Ato | 总资产周转率 | 营业收入/资产总额 | |
| Cashflow | 现金流量比率 | 经营活动现金流净额/流动负债 | |
| Fixed | 固定资产占比 | 固定资产净额/期末总资产 | |
| Growth | 营业收入增长率 | 企业主营业务收入增长率 | |
| Loss | 是否亏损 | 若企业发生亏损，取值为1，否则为0 | |
| Indep | 独立董事占比 | 独立董事人数/董事会人数 | |
| Dual | 两职合一 | 董事长和总经理是同一人为1，否则为0 | |
| Top10 | 前十大股东持股占比 | 公司前十大股东持股占比 | |
| Big4 | 是否为四大所审计 | 若企业为四大所审计，取值为1，否则为0 | |
| Board | 董事会规模 | 董事会总人数的自然对数 | |
| Firm | 企业 | 企业虚拟变量 | |
| Year | 年度 | 年份虚拟变量 |
为检验公平竞争审查制度对企业违规的影响，本研究基于2016年政策实施的外生冲击来构造准自然实验，采用双重差分法（DID）设定如下计量模型：
\begin{document}$ {Fi}_{i,t}={\alpha }_{0}+{{{\alpha }_{1}}{{Treat\times Post}_{i,t}}+\alpha }_{2}Control{s}_{i,t}+{\varphi }_{i}+{\tau }_{t}+{\varepsilon }_{i,t} $ \end{document}
其中i表示企业，t表示年份。被解释变量\begin{document}$ {Fi}_{i,t} $\end{document}是企业违规的替代变量，包括企业是否发生违规（\begin{document}$ {Fi\_ Dum}_{i,t} $\end{document}）和企业违规次数（\begin{document}$ {Fi\_ Num}_{i,t} $\end{document}）。\begin{document}$ {Treat\times Post}_{i,t} $\end{document}代表公平竞争审查制度虚拟变量，即如果i企业是注册地位于西部地区的国有企业，则将i企业2016年及以后年份所对应的\begin{document}$ {Treat\times Post}_{i,t} $\end{document}赋值为1，否则赋值为0。Controls表示所有控制变量集合，\begin{document}$ {\varphi }_{i} $\end{document}和\begin{document}$ {\tau }_{t} $\end{document}分别代表企业固定效应和年份固定效应，\begin{document}$ {\varepsilon }_{i,t} $\end{document}为随机扰动项，\begin{document}$ {\alpha }_{0}\sim {\alpha }_{2} $\end{document}为回归系数，本研究主要关注系数\begin{document}$ {\alpha }_{1} $\end{document}。如果\begin{document}$ {\alpha }_{1} $\end{document}显著且为负，则表示公平竞争审查制度能显著抑制企业违规，进而支持前文研究假设。此外，本研究对所有回归结果均进行企业层面的聚类调整。
表2列示了本研究主要变量的描述性统计结果。结果显示，企业是否发生违规（Fi_Dum）的均值为0.167，表明样本企业发生违规的概率为16.7%；企业违规次数（Fi_Num）的均值为0.276，表明观测样本年度平均违规次数为0.276次，与现有研究观测结果大致相同。实验组Treat的平均值为0.076，说明实验组企业占本研究总样本的7.6%。其余控制变量的描述性统计特征分布区间符合预期。
| 变量名 | 样本量 | 均值 | 中位数 | 标准差 | 最小值 | 最大值 |
|---|---|---|---|---|---|---|
| Fi_Dum | 42 785 | 0.167 | 0.000 | 0.373 | 0.000 | 1.000 |
| Fi_Num | 42 785 | 0.276 | 0.000 | 0.719 | 0.000 | 4.000 |
| Treat | 42 785 | 0.076 | 0.000 | 0.265 | 0.000 | 1.000 |
| Post | 42 785 | 0.634 | 1.000 | 0.482 | 0.000 | 1.000 |
| Size | 42 785 | 22.160 | 21.960 | 1.307 | 19.810 | 26.230 |
| Lev | 42 785 | 0.420 | 0.412 | 0.207 | 0.050 | 0.898 |
| Roa | 42 785 | 0.043 | 0.041 | 0.065 | −0.224 | 0.221 |
| Ato | 42 785 | 0.651 | 0.555 | 0.440 | 0.073 | 2.609 |
| Cashflow | 42 785 | 0.048 | 0.047 | 0.070 | −0.164 | 0.246 |
| Fixed | 42 785 | 0.209 | 0.175 | 0.159 | 0.002 | 0.690 |
| Growth | 42 785 | 0.161 | 0.106 | 0.376 | −0.568 | 2.196 |
| Loss | 42 785 | 0.113 | 0.000 | 0.317 | 0.000 | 1.000 |
| Indep | 42 785 | 0.375 | 0.364 | 0.053 | 0.308 | 0.571 |
| Dual | 42 785 | 0.283 | 0.000 | 0.451 | 0.000 | 1.000 |
| Top10 | 42 785 | 0.588 | 0.597 | 0.155 | 0.228 | 0.905 |
| Big4 | 42 785 | 0.062 | 0.000 | 0.241 | 0.000 | 1.000 |
| Board | 42 785 | 2.125 | 2.197 | 0.200 | 1.609 | 2.708 |
表3列示了公平竞争审查制度与企业违规之间的基准回归结果。其中，列（1）和列（3）仅加入企业固定效应与年份固定效应，未加入影响企业违规的其他控制变量；列（2）和列（4）分别在列（1）和列（3）的基础上加入了影响企业违规的其他控制变量。列（1）至列（4）结果显示，核心解释变量（Treat×Post）的估计系数分别为−0.104、−0.089、−0.217和−0.180且在1%水平上显著。以上回归结果表明，公平竞争审查制度的实施对企业违规存在显著的抑制作用，具体表现为违规概率的降低和违规次数的减少，假设1得到验证。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
|---|---|---|---|---|
| Fi_Dum | Fi_Dum | Fi_Num | Fi_Num | |
| Treat×Post | −0.104*** | −0.089*** | −0.217*** | −0.180*** |
| (−5.227) | (−4.484) | (−6.232) | (−5.245) | |
| 控制变量 | 未控制 | 控制 | 未控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | 42 785 | 42 785 | 42 785 | 42 785 |
| R² | 0.314 | 0.325 | 0.339 | 0.358 |
DID检验成立的重要前提是满足事前趋势检验，这要求实验组和对照组在制度实施之前应有一致的变化趋势，为了避免时间层面的共线性，本研究以政策冲击前一年（2015年）为基期，构建了Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-8} $\end{document}（2008）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-7} $\end{document}（2009）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-6} $\end{document}（2010）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-5} $\end{document}（2011）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-4} $\end{document}（2012）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-3} $\end{document}（2013）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t-2} $\end{document}（2014）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t} $\end{document}（2016）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+1} $\end{document}（2017）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+2} $\end{document}（2018）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+3} $\end{document}（2019）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+4} $\end{document}（2020）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+5} $\end{document}（2021）、Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+6} $\end{document}（2022）和Treat×\begin{document}$ {Post}_{t+7} $\end{document}（2023）等政策实施前后虚拟变量，并将上述虚拟变量加入基准回归模型中进行回归。图4（a）和图4（b）结果显示，被解释变量Fi_Dum和Fi_Num的估计系数在政策实施前均在零轴附近波动且不显著，在政策实施后估计系数均出现了负向变化。此外，经过联合显著性检验 11 12，结果显示满足事前趋势检验假设要求。
为避免其他不可观测因素对研究结论的影响，本研究进行了安慰剂检验。具体而言，以随机抽样的方法替换实验组，即在样本数据中随机抽取数量相同的样本作为虚假的实验组，未被抽取的样本组成模拟对照组，基于基准回归模型（1）完成500次自抽样回归检验。虚拟实验组的实验结果如图5（a）和图5（b）所示，交互项的估计系数集中于零值附近，基本符合正态分布特征，且系数远离基准回归对应的系数，p值绝大部分不显著，表明基准回归结果稳健，在虚构样本中公平竞争审查制度对企业是否违规（Fi_Dum）和企业违规次数（Fi_Num）均未产生实质影响。
本研究还采用以下方法进行稳健性检验 13：第一，PSM-DID检验。为控制实验组与对照组之间潜在系统性偏差对研究结论的干扰，本研究采用倾向得分匹配法为实验组企业匹配特征相似的对照组，并基于匹配后的样本重新进行回归。第二，重新构造实验组与对照组检验。为缓解核心解释变量度量偏误对前文结论的影响，本研究参照杨兴全和张可欣（2023）的做法，按行业对实验组与对照组进行重新划分。第三，改变聚类层级。同一地区内的企业违规行为也可能存在一定程度的相关性，本研究将标准误的聚类层级提高到省份层面后重新进行回归。第四，改变样本范围。一是由于政策实施当年数据可能存在一定干扰，本研究剔除2016年的样本重新进行回归；二是考虑到北京、上海、天津和重庆作为直辖市，其在行政管理水平、营商环境、资源集聚等方面相较于其他地区有明显优势，可能会影响前文估计结果，因此本研究在样本中排除企业注册地位于直辖市的观测值。第五，解释变量滞后。考虑到公平竞争审查制度从出台到实施可能存在一定的滞后性，本研究将核心解释变量公平竞争审查制度（Treat×Post）分别滞后一期、滞后两期来替代原有核心解释变量并重新进行回归。第六，增加联合固定效应。增加行业与时间的联合固定效应、省份与时间的联合固定效应，以控制每个行业在不同时间维度、每个省份在不同时间维度上的不可观测影响。第七，更换估计模型。考虑到本研究的被解释变量“企业是否违规（Fi_Dum）”为虚拟变量，为确保结论的稳健性，本部分采用Logit模型重新进行回归。第八，排除其他政策重叠效应。为避免样本期内同期政策对结论的干扰，本研究采用以下方式进一步排除其潜在影响：一是在基准回归的基础上，分别加入“金税三期”、供给侧结构性改革以及营改增等准自然实验的虚拟变量重新进行回归；二是通过缩短样本区间的方式减少同期政策干扰，仅保留公平竞争审查制度实施前后三年的样本重新进行回归。采用上述方法的检验结果均表明基准回归的结论具有稳健性。
基准回归验证了公平竞争审查制度对企业违规具有明显的抑制效应，本研究进一步探究公平竞争审查制度影响企业违规的作用机制。前文研究假设部分提出公平竞争审查制度基于“有为政府—有效市场—有志企业”三元共治治理机制作用于企业违规，借鉴温忠麟和叶宝娟（2014）的研究，本研究在模型（1）的基础上构建如下模型进行机制检验：
\begin{document}$ {M}_{i,t}={\theta }_{0}+{{{\theta }_{1}}{{Treat\times Post}_{i,t}}+\theta }_{2}Control{s}_{i,t}+{\varphi }_{i}+{\tau }_{t}+{\varepsilon }_{i,t} $ \end{document}
\begin{document}$ {Fi}_{i,t}={\gamma }_{0}+{{{\gamma }_{1}}{{Treat\times Post}_{i,t}}+\gamma }_{2}{M}_{i,t}+{\gamma }_{3}Control{s}_{i,t}+{\varphi }_{i}+{\tau }_{t}+{\varepsilon }_{i,t} $ \end{document}
其中，\begin{document}$ {M}_{i,t} $\end{document}为中介变量，分别代表制度激励（BE）、市场调节（AQ）和企业自律（IC）。具体而言，使用历年《中国分省企业经营环境指数报告》中的经营环境指数来衡量地区营商环境（BE），数据未公布年份已采用插值法补充完整。参考董小红和孙文祥（2021）的做法，以审计师实际审计意见与预计发表无保留意见概率差的负绝对值衡量审计质量（AQ）。参考张亦姝和冯金余（2025）的做法，采用迪博内控指数来衡量上市企业内部控制情况（IC），IC指数越高，代表公司内部控制越好。模型（2）检验公平竞争审查制度对中介变量的影响，模型（3）将核心解释变量与中介变量同时纳入回归，检验二者对企业违规的共同影响。\begin{document}$ {\theta }_{0}、{\gamma }_{0} $\end{document}为常数项，\begin{document}$ {\theta }_{1}、{\theta }_{2}、{\gamma }_{1}、{\gamma }_{2}、{\gamma }_{3} $\end{document}为回归系数，其余变量定义均与模型（1）一致。
表4列示了公平竞争审查制度影响企业违规的作用机制检验结果。列（1）显示，公平竞争审查制度（Treat×Post）对地区营商环境（BE）的估计系数显著为正，表明公平竞争审查制度显著优化了营商环境。列（2）和列（3）中营商环境（BE）的估计系数均显著为负，Treat×Post系数仍显著为负但绝对值较基准回归下降，表明营商环境发挥部分中介效应。列（4）显示，公平竞争审查制度（Treat×Post）对审计质量（AQ）的估计系数显著为正，表明公平竞争审查制度显著提升了审计质量。列（5）和列（6）中审计质量（AQ）的估计系数均显著为负，Treat×Post系数仍显著为负但绝对值较基准回归下降，表明审计质量发挥部分中介效应。列（7）显示，公平竞争审查制度（Treat×Post）对内部控制（IC）的估计系数显著为正，表明公平竞争审查制度显著完善了内部控制。列（8）和列（9）中内部控制（IC）的估计系数均显著为负，Treat×Post系数仍显著为负但绝对值较基准回归下降，表明内部控制发挥部分中介效应。此外，为保证中介效应的稳健性，本研究还进行了Bootstrap抽样检验，结果均显著。 14综上，公平竞争审查制度通过优化营商环境、提升审计质量和完善内部控制抑制了企业违规，研究假设2得到验证。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） | （5） | （6） | （7） | （8） | （9） |
|---|---|---|---|---|---|---|---|---|---|
| BE | Fi_Dum | Fi_Num | AQ | Fi_Dum | Fi_Num | IC | Fi_Dum | Fi_Num | |
| 优化营商环境 | 提升审计质量 | 完善内部控制 | |||||||
| Treat×Post | 0.013** | −0.083*** | −0.161*** | 0.016*** | −0.080*** | −0.151*** | 0.112** | −0.071*** | −0.133*** |
| (2.070) | (−4.187) | (−4.698) | (3.314) | (−4.069) | (−4.630) | (2.570) | (−3.564) | (−3.900) | |
| BE | −0.107*** | −0.126* | |||||||
| (−2.976) | (−1.753) | ||||||||
| AQ | −0.277*** | −0.800*** | |||||||
| (−12.088) | (−12.975) | ||||||||
| IC | −0.037*** | −0.102*** | |||||||
| (−12.366) | (−13.374) | ||||||||
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | 42 319 | 42 319 | 42 319 | 41 241 | 41 241 | 41 241 | 37 109 | 37 109 | 37 109 |
| R² | 0.949 | 0.322 | 0.351 | 0.378 | 0.326 | 0.363 | 0.236 | 0.323 | 0.361 |
地区法治化水平对企业违规有重要影响。在法治基础薄弱区域，地方政府执法能力不足导致法律制度对企业违规行为的威慑效力衰减（孙艳阳和郑伊，2023）。法律制度执行力的缺位可能导致“监管真空”，难以对企业违规形成有效约束。公平竞争审查制度通过加强行政监管，直接填补地方执法缺口。基于此，本研究认为公平竞争审查制度对于法治化水平较低地区的企业违规具有更强的抑制作用。为验证上述分析，本研究选取樊纲等编制的《中国分省份市场化指数报告》中“中介组织的发育和法律制度环境”指数来衡量地区法治化水平。依据样本中位数将法治化水平分为高、低组进行分组回归。如表5列（1）至列（4）所示，解释变量的估计系数在法治化水平低的样本中显著为负，在法治化水平高的样本中不显著。这表明公平竞争审查制度对企业违规的抑制作用在法治化水平较低地区的企业中更为显著。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
|---|---|---|---|---|
| Fi_Dum | Fi_Num | |||
| 法治化水平高 | 法治化水平低 | 法治化水平高 | 法治化水平低 | |
| Treat×Post | −0.107 | −0.104*** | −0.358 | −0.215*** |
| (−0.976) | (−4.439) | (−1.408) | (−5.238) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | 21 542 | 21 149 | 21 542 | 21 149 |
| R2 | 0.445 | 0.348 | 0.495 | 0.368 |
地区要素市场发育程度反映了市场机制在资源配置中的作用强度。要素市场发育程度较低的地区，要素流动壁垒高、市场化定价机制不完善，资源配置效率低下（林垚等，2026），企业更容易通过非市场化手段牟利，违规获利空间大、违规成本低；而公平竞争审查制度通过破除行政垄断、规范政府干预，推动要素市场化配置，能更显著地压缩这些地区的违规空间。基于此，本研究预期公平竞争审查制度对要素市场发育程度较低地区的企业违规具有更强的抑制作用。为验证上述分析，本研究借鉴樊纲等编制的《中国分省份市场化指数报告》中“要素市场发育程度”指数来衡量要素市场发育程度。依据样本中位数将要素市场发育程度分为较好、较差组进行分组回归。表6列（1）至列（4）结果显示，解释变量的估计系数在要素市场发育程度较差的样本中均显著为负，在要素市场发育程度较好的样本中均不显著。这表明公平竞争审查制度对企业违规的抑制作用在要素市场发育程度更差地区的企业更为显著。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
|---|---|---|---|---|
| Fi_Dum | Fi_Num | |||
| 要素市场发育较好 | 要素市场发育较差 | 要素市场发育较好 | 要素市场发育较差 | |
| Treat×Post | −0.198 | −0.099*** | −0.327 | −0.220*** |
| (−1.274) | (−4.570) | (−1.360) | (−5.893) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | 21 540 | 20 837 | 21 540 | 20 837 |
| R2 | 0.409 | 0.333 | 0.448 | 0.365 |
公司代理成本的高低反映了其内部治理质量。代理成本较高的企业，内部利益制衡机制薄弱，控股股东易通过利益输送、资金占用与关联交易等方式侵占公司利益，进而产生违规经营行为（董小红等，2024）。而公平竞争审查制度通过强化外部合规约束、压缩违规获利空间，能有效遏制此类违规行为。基于此，本研究认为公平竞争审查制度对代理成本较高企业的违规具有更强的抑制作用。为验证上述分析，本研究借鉴朱春艳等（2017）的做法，以“两权分离度/（控股股东持股比例+两权分离度）”衡量公司的代理成本，并依据行业年度中位数将样本划分为高代理成本组与低代理成本组进行分组回归。表7列（1）至列（4）结果显示，解释变量的估计系数在代理成本高的样本中均显著为负，在代理成本低的样本中均不显著。这表明公平竞争审查制度对企业违规的抑制作用在代理成本较高的企业中更为显著。
| 变量 | （1） | （2） | （3） | （4） |
|---|---|---|---|---|
| Fi_Dum | Fi_Num | |||
| 代理成本高 | 代理成本低 | 代理成本高 | 代理成本低 | |
| Treat×Post | −0.099*** | −0.051 | −0.199*** | −0.120 |
| (−4.341) | (−1.119) | (−5.056) | (−1.351) | |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 观测值 | 29 597 | 10 223 | 29 597 | 10 223 |
| R2 | 0.360 | 0.434 | 0.393 | 0.484 |
文章以2008—2023年A股上市公司为研究样本，基于“有为政府—有效市场—有志企业”三元共治理论框架，考察了公平竞争审查制度的实施如何影响企业违规。研究发现：第一，公平竞争审查制度具有违规治理效应，具体表现为企业违规概率的降低和违规次数的减少；第二，公平竞争审查制度通过优化营商环境、提升审计质量和完善内部控制，将制度激励、市场调节与企业自律有机结合，形成抑制企业违规的三元共治机制；第三，公平竞争审查制度的违规治理效应在地区法治化水平和要素市场发育程度较低以及公司代理成本较高的情境下更显著，说明该制度能够在外部环境和内部治理基础相对薄弱时发挥补短板作用。研究结论对于完善公平竞争审查制度、促进企业合规经营具有如下重要的政策启示：
首先，公平竞争审查制度能够抑制企业违规，因此监管部门应持续保障和落实公平竞争审查制度，防止滥用行政权力排除或限制市场竞争，降低企业合规成本。一方面，监管部门应优化审查机制，确保审查的全面性和规范性。将涉及经营者经济活动的政策措施纳入审查范围，并严格履行征求意见、竞争影响评估等程序。同时，鼓励建立跨区域、跨部门的联合审查工作机制，提升审查的统一性和权威性。另一方面，要强化监督约束，增强制度刚性。依托多元监管机制联动，及时清退有碍公平竞争的政策文件，同时将公平竞争审查全面嵌入法治政府评估与营商环境评价体系，为制度贯彻落实提供保障。
其次，机制分析发现，公平竞争审查制度分别从“有为政府”“有效市场”“有志企业”三元共治机制作用于企业违规，这有利于进一步厘清政府、市场与企业的关系。一方面，政府通过发挥宏观调控职能避免“市场失灵”，这是政府维护经济平稳发展的重要手段，也是社会主义市场经济的优势；另一方面，也应当避免政府过度干预而导致的“政府失灵”。政府应当依托公平竞争审查制度，正确处理政府与市场、政府与企业的关系，发挥市场在资源配置中的决定性作用，着力构建公平有序的市场竞争环境，使“有为政府”与“有效市场”更好地结合，为“有志企业”提供良好的制度与市场环境，积极引导企业合规经营。
最后，公平竞争审查制度对企业违规的抑制作用因企业所处内外部环境的不同而有所差异。具体表现为，当地区法治化水平与要素市场发育程度更低、公司代理成本更高时，公平竞争审查制度对企业违规的抑制作用更强。一方面，针对法治化水平低的地区，应完善公平竞争相关法律法规，为公平竞争审查制度的有效实施筑牢法治基础；另一方面，针对要素市场发育程度低的地区，应加快推进要素市场化改革，破除要素流动壁垒。此外，针对代理成本高的企业，应完善其内部治理结构，健全管理层激励与问责机制，通过提升企业内部治理水平，与公平竞争审查制度形成互补，更有效地抑制企业违规行为。