羅擁華，漆 放

（湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007）

1 研究綜述

改革開放以來(lái)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)高速發(fā)展，金融總量水平以快于GDP的速度增長(zhǎng)，企業(yè)杠桿率得到了大幅度提升。劉習(xí)習(xí)等[1]表示，盡管當(dāng)前我國(guó)尚未出現(xiàn)周期性金融危機(jī)、資產(chǎn)冗余、大面積破產(chǎn)等現(xiàn)象，但是中國(guó)面對(duì)的債務(wù)壓力依然相當(dāng)大。據(jù)中國(guó)社會(huì)科學(xué)院的計(jì)算，截至2018年底，中國(guó)債務(wù)總額高達(dá)219.4萬(wàn)億元，遠(yuǎn)超歐美等發(fā)達(dá)國(guó)家。從債務(wù)結(jié)構(gòu)上看，政府部門的杠桿率為37%，居民部門的杠桿率為53.2%，企業(yè)部門的杠桿率為153.6%。據(jù)肖崎等[2]統(tǒng)計(jì)，2010年巴西和印度的負(fù)債率分別為148%和122%，俄羅斯的債務(wù)比率為73%，而我國(guó)資產(chǎn)負(fù)債率高達(dá)191%。查詢?nèi)f德（Wind）數(shù)據(jù)庫(kù)得知，2007—2018年，我國(guó)實(shí)體企業(yè)持有負(fù)債大幅度增加，由原來(lái)的0.61萬(wàn)億元上升至3.93萬(wàn)億元。周彬等[3]曾認(rèn)為，企業(yè)杠桿率居高不下，會(huì)給企業(yè)轉(zhuǎn)型帶來(lái)困難。鑒于此，中央財(cái)經(jīng)小組在2015年提出了供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革“三去一降一補(bǔ)”的政策。一方面，國(guó)家宏觀調(diào)控指出經(jīng)濟(jì)發(fā)展要化解過(guò)剩產(chǎn)能，金融環(huán)境幫助企業(yè)降低成本，有效去除杠桿，化解金融風(fēng)險(xiǎn)；另一方面，對(duì)于企業(yè)來(lái)說(shuō)，高杠桿的危害得到重視，如何利用財(cái)務(wù)杠桿和資產(chǎn)配置將財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)控制在合理范圍內(nèi)是企業(yè)亟需解決的問(wèn)題。在供給側(cè)改革的大背景下，研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的同時(shí)，檢驗(yàn)資產(chǎn)配置在兩者之間的中介作用，對(duì)于維護(hù)資本市場(chǎng)的穩(wěn)定具有一定的理論意義和現(xiàn)實(shí)意義。

已有研究企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的成因，多從企業(yè)內(nèi)部治理機(jī)制、市場(chǎng)秩序、董事會(huì)的個(gè)人特征等著手。比如李博陽(yáng)等[4]認(rèn)為，實(shí)施員工持股計(jì)劃能調(diào)動(dòng)企業(yè)內(nèi)部積極性，增強(qiáng)組織協(xié)同合作能力，從而提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。吳立力[5]則認(rèn)為，完善的市場(chǎng)秩序是影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的唯一因素。謝獲寶等[6]研究發(fā)現(xiàn)，高管經(jīng)營(yíng)能力決定了公司的治理方式，從而影響整個(gè)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。綜上，在市場(chǎng)化進(jìn)程不斷推進(jìn)的過(guò)程中，從不同的角度分析企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有一定的異質(zhì)性，但大多數(shù)學(xué)者對(duì)風(fēng)險(xiǎn)和資本關(guān)系的研究較為淺顯，沒(méi)有深入分析資本杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響途徑及其作用機(jī)制。因此，本文擬從資產(chǎn)結(jié)構(gòu)層面進(jìn)行研究，引入中介變量資產(chǎn)配置，分析金融杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的傳導(dǎo)機(jī)制，由此對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)影響因素的相關(guān)研究進(jìn)行有益補(bǔ)充。此外，不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)如何影響杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的作用，本文也做出了回答。

本文可能存在的邊際貢獻(xiàn)，是以2008—2018年去除ST（special treatment）的全部A股上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表為樣本，綜合實(shí)證分析出企業(yè)杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響。實(shí)證結(jié)果表明，金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平成顯著負(fù)相關(guān)，且資產(chǎn)配置起到中介作用。站在企業(yè)運(yùn)營(yíng)的角度，管理者可以通過(guò)優(yōu)化資產(chǎn)配置、調(diào)節(jié)金融杠桿等手段降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)水平。且相較于國(guó)有企業(yè)，這一作用機(jī)制在非國(guó)有企業(yè)中表現(xiàn)得更為顯著。

2 理論分析與研究假設(shè)

2.1 金融去杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

許多學(xué)者對(duì)國(guó)內(nèi)外金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平間的關(guān)系進(jìn)行了研究。如沈昊旻等[7]以2013—2017年A股上市公司為樣本，對(duì)其去杠桿效果進(jìn)行了檢驗(yàn)，發(fā)現(xiàn)金融企業(yè)去杠桿會(huì)引發(fā)消費(fèi)低迷和經(jīng)濟(jì)衰退，增加企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。而苗妙等[8]通過(guò)對(duì)日本的金融危機(jī)進(jìn)行調(diào)研與分析，發(fā)現(xiàn)杠桿的變動(dòng)率直接影響著企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)和信貸關(guān)系，最終改變企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。黃為偉等[9]認(rèn)為，在資產(chǎn)過(guò)剩企業(yè)中，金融杠桿率增長(zhǎng)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平起抑制作用。同樣，夏子航等[10]經(jīng)過(guò)研究后指出，去杠桿政策勢(shì)必會(huì)加劇金融風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，影響市場(chǎng)穩(wěn)定性。而汪娟等[11]經(jīng)研究發(fā)現(xiàn)，小企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平與金融杠桿呈倒U型的曲線關(guān)系，證明了企業(yè)杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)間的相關(guān)性。從宏觀層面上來(lái)說(shuō)，杠桿率較快上升或大幅下降會(huì)引發(fā)金融系統(tǒng)不穩(wěn)定。具體到企業(yè)層面，如果財(cái)務(wù)去杠桿進(jìn)程過(guò)于激烈，容易引起企業(yè)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的變化。一方面，金融杠桿穩(wěn)定會(huì)提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，這是因?yàn)槠髽I(yè)為了追逐利潤(rùn)，偏好于風(fēng)險(xiǎn)高、收益大的投資，負(fù)債增加，杠桿率不斷升高，投資性資產(chǎn)擠占了主營(yíng)業(yè)務(wù)的比率。另一方面，杠桿率的上升雖然會(huì)緩解企業(yè)融資約束形成的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，但是破壞的資產(chǎn)比率會(huì)激化公司制中股東和債權(quán)人的沖突。在這種情況下，企業(yè)金融“去杠桿”會(huì)降低企業(yè)的資產(chǎn)收益，影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。但是隨著企業(yè)“去杠桿”程度的繼續(xù)增加，市場(chǎng)緊縮導(dǎo)致股東出資比例進(jìn)一步加大，其追求高風(fēng)險(xiǎn)、高回報(bào)的決策減少，股東愿意投資長(zhǎng)期資產(chǎn)，保守創(chuàng)新的動(dòng)機(jī)會(huì)更加強(qiáng)烈，促使企業(yè)的長(zhǎng)期獲利能力提升，即引發(fā)盈余向上波動(dòng)，在這種情況下，非金融企業(yè)“去杠桿”就會(huì)提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。鑒于此，本文做出如下假設(shè)：

H1在其他條件不變的情況下，金融去杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有抑制作用，即企業(yè)去杠桿會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

2.2 金融去杠桿與資產(chǎn)配置

根據(jù)權(quán)衡分配理論，汪莉[12]指出，資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)很大程度上取決于企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率與管理者的決策。一般情況下，企業(yè)資產(chǎn)配置率的變化體現(xiàn)在改變資產(chǎn)規(guī)模和重置現(xiàn)有資產(chǎn)利用兩個(gè)層面。而金融杠桿關(guān)聯(lián)著企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率，同樣會(huì)影響管理者的決策，所以金融杠桿率可以間接地影響企業(yè)資產(chǎn)配置率。一方面，高杠桿意味著高收益，管理者面臨重大決策時(shí)，股東作為企業(yè)管理層具有優(yōu)先固定索賠權(quán)。另一方面，對(duì)于債權(quán)人來(lái)說(shuō)，若為投資風(fēng)險(xiǎn)與收益不穩(wěn)定性增高的項(xiàng)目，則投資失敗的風(fēng)險(xiǎn)最終會(huì)被轉(zhuǎn)嫁給企業(yè)所有者。所以企業(yè)股東更有動(dòng)機(jī)實(shí)施那些風(fēng)險(xiǎn)大且回報(bào)大的項(xiàng)目，而債權(quán)人則是傾向于投資風(fēng)險(xiǎn)小但是收益也小的項(xiàng)目。企業(yè)資產(chǎn)配置，就是企業(yè)根據(jù)資金需求不同將資產(chǎn)在不同類別之間進(jìn)行分配，其影響因素主要包括風(fēng)險(xiǎn)水平的高低、資產(chǎn)形態(tài)的不同、金融產(chǎn)品的多樣。馬草原等[13]的研究認(rèn)為，資產(chǎn)配置取決于管理者的主觀意愿，當(dāng)金融杠桿水平影響了企業(yè)管理層與所有者之間的資產(chǎn)配置意愿時(shí)，管理者就會(huì)改變投融資策略，將資產(chǎn)投資組合混合，調(diào)配風(fēng)險(xiǎn)承受能力最優(yōu)的資產(chǎn)配置。因此，金融杠桿是影響企業(yè)資產(chǎn)配置的重要因素，基于以上分析，做出如下假設(shè)：

H2在其他條件不變的情況下，金融去杠桿水平與資產(chǎn)配置成正向關(guān)系，即去杠桿程度越高，企業(yè)資產(chǎn)配置比率越高。

2.3 資產(chǎn)配置的調(diào)節(jié)作用

金融杠桿、資產(chǎn)配置和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平關(guān)系的研究，對(duì)降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)具有一定的現(xiàn)實(shí)意義。出于風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避心理，企業(yè)管理者可選擇適當(dāng)?shù)母軛U率水平和最優(yōu)化的資產(chǎn)配置以降低投資風(fēng)險(xiǎn)。然而袁鯤等[14]經(jīng)過(guò)研究證實(shí)，金融杠桿的增加是否降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平及杠桿率如何影響資產(chǎn)配置等都具有較強(qiáng)的不確定性。一方面，不存在最優(yōu)資產(chǎn)配置和杠桿比率，只能調(diào)適在合理的范圍內(nèi)。另一方面，梁安琪等[15]表示，金融市場(chǎng)存在周期波動(dòng)性，而數(shù)據(jù)的研究無(wú)法消除這類差異，這些都在一定程度上加劇了信息不對(duì)稱的程度，可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的增加。由于目前的相關(guān)研究較少，不能確定資產(chǎn)配置在杠桿影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的過(guò)程中是否發(fā)揮著中介作用。金融杠桿的增加會(huì)提高企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，同時(shí)也會(huì)優(yōu)化資產(chǎn)配置，而資產(chǎn)配置比率的提高同樣會(huì)促使企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的提高?；谝陨戏治?，做出如下假設(shè)：

H3資產(chǎn)配置在金融杠桿率和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間起調(diào)節(jié)作用。資產(chǎn)配置的提高導(dǎo)致杠桿率降低，其對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的抑制作用被強(qiáng)化。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 研究樣本與數(shù)據(jù)來(lái)源

2006年證監(jiān)會(huì)頒布相關(guān)通知后，大部分上市公司開始詳細(xì)披露研發(fā)投入，且股價(jià)崩盤風(fēng)險(xiǎn)存在一定的滯后性，因此本研究擬選取我國(guó)2008—2018年滬深A(yù)股上市公司為研究樣本。為避免異常樣本的不利影響，防止極端值對(duì)最終結(jié)果產(chǎn)生干擾，本研究對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了如下篩選：1）剔除金融、保險(xiǎn)行業(yè)上市公司樣本；2）剔除ST和*ST的上市公司樣本；3）只選取上市公司年末12月份財(cái)務(wù)報(bào)表樣本，以保證財(cái)務(wù)指標(biāo)的計(jì)量可靠性；4）剔除主要變量數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值。最終得到了22 805個(gè)觀測(cè)值，為避免極端值的影響，本研究對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%分位進(jìn)行Winsorize處理。本研究中所有變量數(shù)據(jù)均來(lái)源于中國(guó)經(jīng)濟(jì)金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)（China Stock Market Accounting Research Database，CSMAR），后期均運(yùn)用Stata13軟件處理數(shù)據(jù)。

3.2 變量定義

3.2.1 被解釋變量

被解釋變量為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)（risk taking，RT）γRT，參考劉志遠(yuǎn)等[16]的研究，選擇行業(yè)年份調(diào)整的企業(yè)資產(chǎn)收益率（return on enterprise assets，ROA）的5 a期標(biāo)準(zhǔn)差作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的代理變量，其中ROA選擇利用息稅前利潤(rùn)（earnings before interest and tax，EBIT）與期末總資產(chǎn)（asset）的比值進(jìn)行衡量。以企業(yè)資產(chǎn)收益率的波動(dòng)性衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)時(shí)，資產(chǎn)收益率波動(dòng)性越大，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平越高。

3.2.2 解釋變量

解釋變量為金融杠桿（leverage）γL，根據(jù)綦好東等[17]的做法，用資產(chǎn)負(fù)債率的變動(dòng)程度來(lái)反映企業(yè)杠桿率下降的情況，使用符合規(guī)模的行業(yè)企業(yè)負(fù)債總額與資產(chǎn)總額的比值表示總體杠桿率，杠桿率下降代表金融去杠桿力度提升。

3.2.3 中介變量

參考宋軍等[18]的研究，企業(yè)持有的金融資產(chǎn)包括6個(gè)方面：交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售的金融資產(chǎn)、持有至到期投資、投資性房地產(chǎn)、長(zhǎng)期股權(quán)投資。金融資產(chǎn)配置（financial asset allocation）γFAA采用金融資產(chǎn)占總資產(chǎn)比例來(lái)衡量，本文中的資產(chǎn)配置變量選用年末、期末等價(jià)物占總資產(chǎn)的比值進(jìn)行計(jì)算。

3.2.4 控制變量

參考覃飛等[19]的研究，本文選取以下幾個(gè)變量作為控制變量，比如現(xiàn)金流（cash flow）γcash以期末現(xiàn)金流入量減去現(xiàn)金流出量進(jìn)行計(jì)算；企業(yè)規(guī)模（size）γsize用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示；企業(yè)資金狀況（corporate capital position）γCCP以流動(dòng)資產(chǎn)占總資產(chǎn)的比例表示；企業(yè)年齡（age）γage用企業(yè)成立年限對(duì)數(shù)衡量等。

具體的變量定義見表1。

表1 變量定義表Table 1 Variable definition table

3.3 模型設(shè)計(jì)

為了驗(yàn)證前文的分析，本研究借鑒肖崎等[2]的方法，建立了如下模型：

式中：α0為截距；

α1為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)下金融杠桿的回歸系數(shù)；

α2為其他控制變量的回歸系數(shù)；

γCVi,t-1為表1中的控制變量；

Σγage為表1中的企業(yè)成立年限總和；

μi,t-1為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

本研究認(rèn)為，上市公司金融杠桿可能通過(guò)影響資產(chǎn)配置來(lái)影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。為了驗(yàn)證企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的傳導(dǎo)路徑，參考溫忠麟等[20]的方法，設(shè)定如下模型：

式（2）（3）中：β0、γ0均為模型截距；

β1為資產(chǎn)配置下金融杠桿的回歸系數(shù)；

β2為控制變量的回歸系數(shù)；

γ1為金融杠桿的檢驗(yàn)系數(shù)；

γ2為資產(chǎn)配置的檢驗(yàn)系數(shù)；

γ3為控制變量的檢驗(yàn)系數(shù)。

模型中，為了緩解內(nèi)生性問(wèn)題，自變量和控制變量均做滯后一期處理。本文首先檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中α1的顯著性，若顯著為負(fù)，表明金融去杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)呈顯性負(fù)相關(guān)，即金融去杠桿會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；然后檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）中β1的顯著性，若顯著為負(fù)，則表示金融去杠桿會(huì)降低資產(chǎn)配置比率，資產(chǎn)配置在金融去杠桿和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)中具有中介效應(yīng)；最后對(duì)模型（3）中的γ1、γ2進(jìn)行檢驗(yàn)，若γ2顯著為負(fù)，同時(shí)α1、β1都顯著為負(fù)，表示金融去杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)呈顯性負(fù)相關(guān)，資產(chǎn)配置在其中發(fā)揮中介效應(yīng)，若γ1不顯著，則表明資產(chǎn)配置在主效應(yīng)中不發(fā)揮中介效應(yīng)。

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

全樣本變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果列于表2中。

表2 變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果Table 2 Variable descriptive statistical results

如表2所示，其中企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的最小值和最大值分別為-0.200 400和0.228 304，標(biāo)準(zhǔn)差約為0.060；金融杠桿的最小值和最大值分別為0.050 750和0.955 831，標(biāo)準(zhǔn)差約為0.219，說(shuō)明企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)存在較大差異。資產(chǎn)規(guī)模的最小值和最大值分別為8.457 737和11.842 670，標(biāo)準(zhǔn)差約為0.621，意味著樣本企業(yè)規(guī)模存在著較大差異，個(gè)別企業(yè)規(guī)模較大，個(gè)別企業(yè)規(guī)模一般。企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)和金融杠桿的均值統(tǒng)計(jì)結(jié)果與已有文獻(xiàn)[4]的研究結(jié)果一致。職工薪酬水平γES的均值為0.009 761，標(biāo)準(zhǔn)差約為0.010，說(shuō)明我國(guó)A股上市公司職工薪酬水平并不高。其余各控制變量的分布均處于合理范圍內(nèi)。

4.2 相關(guān)性檢驗(yàn)

表3給出了本研究中主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果。

表3 主要變量的相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果Table 3 Correlation test results of major variables

分析表3所示相關(guān)性檢驗(yàn)結(jié)果，可以得知企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)與控制變量間基本存在顯著的相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明本研究中對(duì)控制變量的設(shè)置是合理的。由表3可知γRT和γL的相關(guān)系數(shù)為-0.366 9，說(shuō)明兩者具有較強(qiáng)的相關(guān)性。即金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平在1%的水平下顯著負(fù)相關(guān)，這初步驗(yàn)證了本文的假設(shè)H1。γRT與γFAA的相關(guān)系數(shù)為0.152 2，在1%的水平下顯著正相關(guān)，這與假設(shè)H2的預(yù)期一致。γRT與γFAA在1%的水平下顯著正相關(guān)，這在一定程度上證實(shí)了中介效應(yīng)的存在。以上只是對(duì)變量間兩兩相關(guān)性進(jìn)行檢驗(yàn)，但是被解釋變量與解釋變量的關(guān)系還會(huì)受到其他因素的影響，因此需要在控制其它因素后做回歸統(tǒng)計(jì)分析，以保證結(jié)論的可靠性。

4.3 回歸分析

4.3.1 金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

使用stata13，按照公式（3）進(jìn)行普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）回歸分析，所得結(jié)果如表4所示，其中模型3調(diào)整后的R2=0.205 4，F(xiàn)值為827.93。

表4 金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的回歸分析結(jié)果Table 4 Regression results of financial leverage and entrepreneurial risk taking

由表4所示的回歸結(jié)果數(shù)據(jù)，可知在1%的顯著性水平下，除常數(shù)項(xiàng)外其他各變量的系數(shù)均顯著。這一結(jié)果表明，不管是用金融杠桿還是資產(chǎn)配置衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，在其他條件不變的情況下，金融去杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有抑制作用，即企業(yè)去杠桿會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。假設(shè)H1得到證實(shí)。

4.3.2 資金配置的中介作用

金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)回歸式（3）的結(jié)果表明γRT與γL顯著負(fù)相關(guān)，通過(guò)了中介效應(yīng)第一步檢驗(yàn)。其次，表5給出了（1）（3）檢驗(yàn)中介變量對(duì)主效應(yīng)回歸的影響。

表5 資產(chǎn)配置的中介作用檢驗(yàn)結(jié)果Table 5 Intermediary effect test results of asset allocation

由表5可知，γFAA的系數(shù)為0.000，在1%的水平下顯著，說(shuō)明資產(chǎn)配置與金融杠桿呈正相關(guān)關(guān)系，通過(guò)了中介效應(yīng)的第二步檢驗(yàn)，同時(shí)證實(shí)了假設(shè)H2。最后，γRT對(duì)γL和γFAA的系數(shù)均在1%的水平下顯著正相關(guān)。從而證實(shí)了本文的假設(shè)H3。這一結(jié)果表明，金融去杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有抑制作用，即企業(yè)去杠桿會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，且在這一結(jié)論中，資產(chǎn)配置呈中介作用。

鑒于以上分析，R2值合理但F值略大，有合理猜測(cè)多重共線性問(wèn)題，現(xiàn)通過(guò)測(cè)算共線值，可知所有變量的方差膨脹因子（variance inflation factor，vif）值最大為1.41，其次是1.33，最低是1，平均值為1.18，小于4，故推論變量間不存在共線性，回歸數(shù)據(jù)結(jié)論合理可信。

4.3.3 區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸分析

產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的不同，使得杠桿影響企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平不同。國(guó)有企業(yè)的高杠桿增長(zhǎng)來(lái)源于地方政府穩(wěn)增長(zhǎng)壓力，沒(méi)有良好的融資償債模式，去杠桿率使流動(dòng)資金鏈緊張，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平不降反升。而非國(guó)有企業(yè)不良負(fù)債率偏高，現(xiàn)金流敏感性不夠，隨著企業(yè)杠桿率降低，還款壓力降低，資產(chǎn)配置達(dá)最優(yōu)化，融資進(jìn)入良性循環(huán)，企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平也比之前高杠桿時(shí)期低。因此，國(guó)有企業(yè)去杠桿進(jìn)程對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平降低的程度并不顯著，而對(duì)于非國(guó)有企業(yè)來(lái)說(shuō)，去杠桿更可能會(huì)優(yōu)化資產(chǎn)配置，進(jìn)而抑制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

為了區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對(duì)金融杠桿與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響，進(jìn)一步找出非國(guó)有企業(yè)與國(guó)有企業(yè)之間的差異，本研究根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將22 805條樣本數(shù)據(jù)劃分為非國(guó)有企業(yè)和國(guó)有企業(yè)，用相同的方法分別對(duì)兩個(gè)樣本組進(jìn)行回歸分析，所得結(jié)果見表6。

表6 區(qū)分產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的分組回歸分析結(jié)果Table 6 Regression analysis results of property rights classification

表6所示分組回歸分析數(shù)據(jù)表明，金融杠桿在非國(guó)有企業(yè)研究下，在5%和10%的水平下顯著，且基于資產(chǎn)配置的中介效應(yīng)顯著。而對(duì)于國(guó)有企業(yè)樣本，金融杠桿的回歸結(jié)果并沒(méi)有通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)，在加入中介變量后結(jié)果不變。這一結(jié)果說(shuō)明，非國(guó)有企業(yè)的金融杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響更為顯著。OLS回歸分析結(jié)果，有效支持了非國(guó)有企業(yè)的金融杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的作用機(jī)制相較于國(guó)有企業(yè)更顯著的結(jié)論。

5 穩(wěn)健性分析

5.1 內(nèi)生性檢驗(yàn)

進(jìn)行內(nèi)生性問(wèn)題的探討時(shí)，因其受多種因素的影響，金融去杠桿難以被定義為嚴(yán)格的外生變量。本文借鑒汪莉等[12]的方法，以同行業(yè)同一年度內(nèi)公司的資產(chǎn)負(fù)債率的均值（γL，mean）作為工具變量，估計(jì)企業(yè)的金融去杠桿程度，并且使用兩階段最小二乘法（two-stages least square，2SLS）探討緩解可能存在的雙向因果關(guān)系。同時(shí)使用Hausman檢驗(yàn)、弱工具變量法檢驗(yàn)以確保工具變量法的正確性，使得出的結(jié)論符合工具變量相關(guān)性和外生性的要求。經(jīng)過(guò)內(nèi)生性檢驗(yàn)，所得結(jié)論與前文結(jié)論并無(wú)實(shí)質(zhì)性差異，故這里不再贅述。

5.2 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在上文相關(guān)性分析及回歸分析的基礎(chǔ)上，為進(jìn)一步保證本文研究結(jié)果的準(zhǔn)確性，借鑒以往的研究方法，用滯后兩期的企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平進(jìn)行穩(wěn)健性分析。對(duì)更換被解釋變量衡量指標(biāo)后的數(shù)據(jù)重新進(jìn)行實(shí)證結(jié)果回歸分析，所得結(jié)果見表7。

表7 更換被解釋變量衡量指標(biāo)后的回歸分析結(jié)果Table 7 Regression analysis results with replacement of the measurement indicators of explained variables

分析表7中的數(shù)據(jù)，可知所得結(jié)論與上文基本保持一致，證明在使用滯后兩期的數(shù)據(jù)替代后，對(duì)本文的結(jié)論影響不大。

通過(guò)以上兩種方法進(jìn)行的穩(wěn)健性回歸分析結(jié)果來(lái)看，金融杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平的影響沒(méi)有發(fā)生顯著變化，表明本文結(jié)論穩(wěn)健可靠。

6 結(jié)論與對(duì)策

自供給側(cè)改革政策提出以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)脫虛向?qū)?，企業(yè)為保持良好的流動(dòng)性而降杠桿、減負(fù)債，同時(shí)優(yōu)化資產(chǎn)配置，以降低企業(yè)破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)。本研究基于2008—2018年全部A股上市公司數(shù)據(jù)，以資產(chǎn)配置為中介變量，探討了杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的作用機(jī)制，研究發(fā)現(xiàn)：

1）在其他條件不變的情況下，金融去杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有抑制作用，即企業(yè)去杠桿會(huì)降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

2）資產(chǎn)配置在金融杠桿率和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間起調(diào)節(jié)作用。資產(chǎn)配置的提高，導(dǎo)致杠桿率降低對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的抑制作用被強(qiáng)化。

3）相較于國(guó)有企業(yè)，這一作用機(jī)制在非國(guó)有企業(yè)中較為顯著。

本文的研究結(jié)論豐富了資產(chǎn)配置的影響因素，實(shí)證檢驗(yàn)了杠桿對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的作用路徑，對(duì)于企業(yè)研究金融杠桿比率、資產(chǎn)配置結(jié)構(gòu)，以及如何降低企業(yè)經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)具有一定的參考借鑒意義。

首先，對(duì)理論分析者來(lái)說(shuō)，杠桿比率與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)顯著負(fù)相關(guān)的結(jié)論合理解釋了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的影響因素和作用途徑；同時(shí)，此結(jié)論也為資產(chǎn)配置的傳導(dǎo)路徑提供了直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。其次，對(duì)企業(yè)而言，通過(guò)調(diào)適杠桿比率達(dá)到優(yōu)化資產(chǎn)配置的過(guò)程，可以有效降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)。在宏觀層面最大程度發(fā)揮企業(yè)資金杠桿帶來(lái)的正面作用。

對(duì)于不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)來(lái)說(shuō)，我國(guó)國(guó)有企業(yè)杠桿來(lái)源于經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)需求，去杠桿政策的積極實(shí)施可實(shí)現(xiàn)過(guò)度負(fù)債的非國(guó)有企業(yè)優(yōu)化資產(chǎn)配置，降低經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)。所得結(jié)論啟示我們?cè)谌ジ軛U進(jìn)程中需要做到以下3個(gè)方面：

1）細(xì)分企業(yè)類型，明確國(guó)有企業(yè)在改革中的角色。國(guó)有企業(yè)作為經(jīng)濟(jì)改革的主力軍，應(yīng)盡快完成市場(chǎng)化債轉(zhuǎn)股和混合所有制改革。積極推進(jìn)融資平臺(tái)的轉(zhuǎn)型，爭(zhēng)取將國(guó)有企業(yè)杠桿向政府部門轉(zhuǎn)移。

2）非國(guó)有企業(yè)在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中要注意使用權(quán)益類融資工具，提高資金利用率。為完善和強(qiáng)化公司治理，必要時(shí)可推動(dòng)企業(yè)兼并重組，分階段平穩(wěn)去杠桿。

3）對(duì)于各金融機(jī)構(gòu)而言，國(guó)有企業(yè)、非國(guó)有企業(yè)、東部地區(qū)、第三產(chǎn)業(yè)等的杠桿率都不盡相同，大型金融機(jī)構(gòu)應(yīng)該雙輪驅(qū)動(dòng)，直接或間接地完善投融資機(jī)制，分類支持國(guó)有企業(yè)改革，推動(dòng)非國(guó)有企業(yè)的創(chuàng)新發(fā)展。如果金融機(jī)構(gòu)能夠?qū)悠髽I(yè)的各類融資需求，切實(shí)規(guī)范金融產(chǎn)品服務(wù)，就能有效盤活現(xiàn)金流，釋放市場(chǎng)活力。