陳玉潔，徐萬肖，王劍鋒

（1.清華大學 五道口金融學院應用經(jīng)濟學博士后流動站，北京 100084；2.聯(lián)合資信評估股份有限公司博士后科研工作站，北京 100022；3.對外經(jīng)濟貿(mào)易大學金融學院，北京 100029）

一、引言

由于國有產(chǎn)權的政治關系和先天特征，國有企業(yè)存在所有者缺位、預算軟約束等缺陷，使其相對于民營企業(yè)具有更高的杠桿率，形成國企過度負債的局面①中國社會科學院《中國國家資產(chǎn)負債表2020》指出，在存量債務結(jié)構(gòu)中，國有企業(yè)債務是債務處置的重點。。在此情況下，國企財務彈性降低、資本成本增加，會阻礙國有資本保值增值及企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展等目標的實現(xiàn)。除此之外，城投企業(yè)作為特殊的國有企業(yè)，是地方政府隱性債務的主要舉債主體②2019 年5 月中央下發(fā)的《關于防范化解融資平臺到期存量政府隱性債務風險的意見》中將隱性債務風險管控對象直指城投公司。，其過度負債問題還加劇了地方政府性債務風險。因而，如何降低城投公司債務風險受到政府部門和社會各界的關注。與此同時，自2020 年起，我國國企改革進入關鍵的三年行動階段。《國企改革三年行動方案》明確了混合所有制改革是國企改革的主要方式。已有學者對混合所有制改革影響國企效率與業(yè)績表現(xiàn)等方面進行了研究（劉小玄，2000；鐘昀珈等，2016；郝陽和龔六堂，2017），但對混合所有制改革防范化解國有企業(yè)債務風險的研究相對不足，并且，相較于其他非城投國企，政府對城投企業(yè)的政策扶持和干預力度更大，混合所有制改革能否對城投企業(yè)發(fā)揮作用需要進一步研究。在此關鍵時期，本文深入研究混合所有制改革對城投企業(yè)債務風險的影響機制，不僅對評估城投企業(yè)混合所有制改革成效、解決企業(yè)債務風險問題有借鑒意義，同時有助于監(jiān)管部門探索構(gòu)建地方政府性債務防火墻的改革路徑，為防范財政金融風險提供支撐，因而具有重要的研究價值。

為解決國有產(chǎn)權性質(zhì)帶來的預算軟約束在內(nèi)的諸多問題，中央將國有企業(yè)混合所有制改革作為推進國企改革的重要環(huán)節(jié)，即引入非國有資本優(yōu)化國有企業(yè)股權結(jié)構(gòu)，利用市場機制提升資源配置效率，以達到增強國有經(jīng)濟活力的效果。從現(xiàn)有文獻來看，關于混合所有制改革對國有企業(yè)債務風險的影響，主要有4 種觀點：治理效應觀、政府干預觀、政治目標觀和資源效應觀。“治理效應觀”認為，混合所有制改革可以通過控制權的重新安排緩解委托-代理問題。非國有股東基于逐利天性積極參與國企治理，國企優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的動機加強，能夠降低企業(yè)債務風險（吳秋生和獨正元，2019；沈紅波等，2019；馬惠嫻和陳姍姍2021；葛永盛等，2022）。“政府干預觀”認為，混合所有制改革有利于減少政府對企業(yè)經(jīng)營的干預程度，能夠通過剝離政策性負擔硬化國企預算軟約束（張輝等，2016；陳思宇等，2021；蔡明榮和王毅航，2022）?！罢文繕擞^”認為，地方官員往往通過推動國企改制上市在短期內(nèi)實現(xiàn)擴大就業(yè)等政治目標。因此，國企部分民營化后將承載更大的政策性負擔，且政策性負擔大小與當?shù)財U大就業(yè)的需求程度有關（劉春和孫亮，2013）?！百Y源效應觀”認為，混合所有制改革減少了國有股權的資源效應。因此提高了國有企業(yè)對商業(yè)信用融資需求，增加了應付賬款等方式產(chǎn)生的負債（曹訊和楊棉之，2021）。李向榮和張洪寶（2021）的研究也提到，國企混合所有制改革有可能削弱企業(yè)獲取資源的能力進而影響企業(yè)績效的改善。

綜上，已有文獻考察了混合所有制改革對國企債務風險的影響，但并未達成一致觀點，其中治理效應觀和行政干預觀支持國企混合所有制改革對緩解企業(yè)債務風險具有積極影響的觀點，資源效應觀和政治目標觀則認為國企混改無法緩解企業(yè)債務風險。存在分歧的主要原因除了研究樣本及時間段的選取差異，還有研究指標和角度的不同。例如，已有文獻雖然沒有明確區(qū)分長短期問題，但在實質(zhì)含義上，資源效應觀和政治目標觀屬于短期影響，指地方官員通過推動國企改制上市以實現(xiàn)擴大就業(yè)等政治目標，并在引入民營資本的同時減少了國有資源注入，因而混合所有制改革后的國有企業(yè)出現(xiàn)短期的、暫時性資金短缺。治理效應觀和政府干預觀是基于長期影響的視角下提出的，認為混合所有制改革后，通過完善企業(yè)治理機制或降低政府干預，能夠提高企業(yè)經(jīng)營績效及緩解預算軟約束問題，因而有利于緩解債務風險。綜上，本文認為，混合所有制改革在長期動態(tài)和短期靜態(tài)角度下，對國企過度負債問題的作用有所不同③本文借鑒了陸正飛和何捷（2015）的觀點，認為國企過度負債問題存在短期（靜態(tài)）與長期（動態(tài)）的劃分，且兩者具有顯著差異。當國有企業(yè)短期內(nèi)過度負債率較高時，考慮到未來發(fā)展因素，在長期中，其偏離合理負債率的概率也可能較低。，從單一視角考察混合所有制改革對國企負債的影響并不嚴謹?，F(xiàn)有研究對混合所有制影響國有企業(yè)過度負債問題缺乏系統(tǒng)性分析框架，沒有對短期（靜態(tài)）與長期（動態(tài)）的國有企業(yè)過度負債問題進行區(qū)分，難以正確認識混合所有制改革對企業(yè)債務風險的影響，不利于進一步的政策修訂。此外，雖然部分研究意識到國企混合所有制改革可能無法取得預期效果，但沒有進一步探究并驗證造成混合所有制改革失靈的背后原因，這對新一輪國企改革的支撐不足。

本文研究主要有以下兩點貢獻：第一，考慮了城投企業(yè)當前及未來發(fā)展狀況，認識到混合所有制改革的不確定性，兼具短期與長期視角檢驗了混合所有制改革對城投企業(yè)過度負債行為的影響，并利用2010—2020 年的6890 只城投債樣本進行實證檢驗后得出，雖然混合所有制改革短期內(nèi)提高了企業(yè)過度負債率，但在長期中能夠有效降低企業(yè)過度負債率，因而有利于緩解城投企業(yè)債務風險。通過傾向得分匹配法（PSM）、工具變量法（IV）、替換變量等系列穩(wěn)健性檢驗后，結(jié)論依舊成立。上述研究有助于體現(xiàn)混合所有制改革下非國有股東對債務風險治理的積極作用，為股權維度下的混合所有制改革緩解政府隱性債務風險提供了實證依據(jù)。第二，本文分析了混合所有制改革對城投企業(yè)債務風險在長短期中的作用機制，并著重檢驗了行政干預對城投企業(yè)混合所有制改革成效的影響，這有助于認清城投企業(yè)過度負債問題的原因及混合所有制改革發(fā)揮作用的內(nèi)在機理，能夠為后續(xù)國企改革提供必要的支撐。

二、理論分析與研究假說

由于國有企業(yè)控制權和所有權分離，在代理人和委托人信息不對稱和目標不一致的情況下，產(chǎn)生了委托-代理問題（Jensen 和Meckling，1979）。城投企業(yè)作為特殊的國有企業(yè)，缺乏有效的監(jiān)督和激勵機制，同樣存在委托-代理的問題并引發(fā)債務風險。本文以城投公司是否引入非國有股東及非國有股東占比作為混合所有制改革的代理指標，分析混合所有制改革能否緩解企業(yè)過度負債問題。另外，不同的交易環(huán)境需要匹配不同的治理機制（Williamson，1985）。因此，混合所有制改革對企業(yè)過度負債的作用具有狀態(tài)依存性，會受到當?shù)卣深A程度的影響。

（一）混合所有制改革與城投企業(yè)過度負債率

城投公司進行混合所有制改革會影響其債務融資行為，并且該影響在短期和長期內(nèi)存在差異。從短期角度來看，一方面，城投公司進行混合所有制改革后，政府對其財務支持力度下降。具體而言，由于政府為企業(yè)注資、財政補貼等行為可以釋放出債券違約風險較低的信號，能夠幫助企業(yè)發(fā)行的債券獲得投資者信任。作為國有企業(yè)“大股東”的政府有較強的動機改善企業(yè)財務狀況，以較低的成本獲得債務融資。當城投公司引入民營資本后，國有股東的控制權在一定程度上被削弱，因而政府部門對其進行財務支持的事前投資積極性降低；另一方面，民營資本邊際收益更高的專用性投資大多為技術、管理等要素，這些要素難以在短期內(nèi)實現(xiàn)穩(wěn)定的資金回報，且往往需要在初始階段進行較高水平的創(chuàng)新研發(fā)資本投入。因此，城投公司混改后應對上述成本變化時可能出現(xiàn)暫時性資金缺口，并在短期內(nèi)產(chǎn)生較高的過度負債動機。

從長期角度來看，混合所有制改革能夠降低企業(yè)過度負債率。一是由于混改后的城投企業(yè)在面臨財務危機時得到政府救助的可能性下降，提高了其財務危機成本，因而城投企業(yè)有動力控制負債水平以避免未來出現(xiàn)償債危機。Titaman 和Tsyplakov（2004）指出，當財務危機成本較高時，企業(yè)會向目標負債率調(diào)整，降低其過度負債水平。二是城投企業(yè)混合所有制改革減少了政府信用支持，促使企業(yè)建立有效的激勵機制。城投企業(yè)逐漸構(gòu)建以業(yè)績指標為核心的市場化考核體系，從“行政型”治理向“經(jīng)濟型”治理轉(zhuǎn)變，有利于改善企業(yè)經(jīng)營績效。同時，城投企業(yè)在混合所有制改革后，政府對城投企業(yè)經(jīng)營和投融資活動的干預力度下降，不同性質(zhì)的資本構(gòu)建了多元化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，股東在追求各自利益最大化的過程形成制衡機制，減少了對不具有比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的投資比例。長此以往，企業(yè)擁有了較為充足的營運資金，降低了其債務融資需求。因此，混合所有制改革能夠降低城投企業(yè)過度負債率。

綜上所述，城投企業(yè)在不同階段中響應混合所有制改革的融資舉債策略有所不同。在短期內(nèi)，城投企業(yè)的債務危機意識和經(jīng)營績效激勵機制均未形成，同時面臨國有資產(chǎn)減少及研發(fā)等費用增多的壓力，其債務負擔有所加重。但在長期中，城投企業(yè)財務危機意識增強，有更強的動力降低企業(yè)負債率，并且，民營資本在前期所進行的管理、技術等要素投入逐漸產(chǎn)生凈現(xiàn)金回報，隨著企業(yè)經(jīng)營績效的改善，其債務融資需求相應降低。圖1 為論文邏輯框架圖，由此提出假說1 和假說2。

圖1 論文邏輯圖

假說1：在混合所有制改革后，短期內(nèi)城投企業(yè)債務風險增加；假說2：在混合所有制改革后，長期中城投企業(yè)債務風險降低。

（二）行政干預與城投企業(yè)混合所有制改革成效

行政干預指地方政府憑借政權力量，直接影響甚至決定城投企業(yè)經(jīng)營發(fā)展和投融資等活動。城投企業(yè)混合所有制改革成效受到行政干預的影響，并且在短期和長期中具有不同表現(xiàn)。在短期中，當行政干預較強時，意味著政府占據(jù)絕對控制地位。地方政府為了降低城投企業(yè)債務融資成本等目的，有較強的動力進行注資、財政補貼等事前投資行為，以幫助企業(yè)釋放出債務違約風險較低的信號。這在短期內(nèi)降低了城投企業(yè)的債務融資需求，尤其是應付賬款等短期流動性負債。如此一來，緩解了假說1 所提出的“在混合所有制改革后，短期內(nèi)城投企業(yè)債務風險增加”的現(xiàn)象。

在長期中，行政干預加強了非市場化機制，抑制了混合所有制改革降低城投企業(yè)過度負債的作用。具體而言，在較強的行政干預下，城投企業(yè)仍需要承擔較多本應剝離的④2014 年“43 號文”頒布后，中央要求地方融資平臺轉(zhuǎn)型，理清地方融資平臺與政府的關系，融資平臺中公共服務性質(zhì)強的城建和基建項目應該剝離出來。、公共服務性質(zhì)強的基礎設施建設項目，這些項目對盈利性需求較低，民營資本在管理、技術等方面的優(yōu)勢要素的重要性減弱。根據(jù)Grossman（1986）的不完全合約理論，當國有企業(yè)與民營企業(yè)合作組成“新國有企業(yè)”時，其中事前投資相對重要的一方應當獲得企業(yè)的剩余控制權。行政干預減少了民營股東參與城投企業(yè)經(jīng)營決策的話語權，由此降低了其優(yōu)勢資本投入的積極性，長期中阻礙企業(yè)盈利能力的提升。綜上，在長期視角下，行政干預削弱了混合所有制改革降低企業(yè)債務風險的作用。由此得出假說3。

假說3：在短期內(nèi)，行政干預有利于混合所有制改革發(fā)揮降低城投企業(yè)債務風險的作用，但在長期中，行政干預抑制了混合所有制改革降低城投企業(yè)債務風險的作用。

三、數(shù)據(jù)來源與實證方法

（一）數(shù)據(jù)來源

由于只有發(fā)行過債券的城投企業(yè)才會披露股權信息和財務信息。因此本文選取2010—2020 年所發(fā)行的城投債以城投企業(yè)為研究樣本，剔除了信息殘缺的數(shù)據(jù)，共獲得6890 只樣本數(shù)據(jù)。財政數(shù)據(jù)變量來自歷年《中國統(tǒng)計年鑒》。城投企業(yè)基礎信息和財務數(shù)據(jù)來自Wind 數(shù)據(jù)庫。國債收益率數(shù)據(jù)來自于財政部網(wǎng)站。本文樣本為混合截面數(shù)據(jù)。

（二）模型設置

在檢驗城投企業(yè)過度負債問題的過程中需要注意以下兩點：首先，評價企業(yè)是否過度負債應該選擇一個合理的標準，當公司負債率超過該標準（目標負債率）時，可將超過的部分定義為過度負債。其次，靜態(tài)（短期）和動態(tài)（長期）公司目標負債率的選取依據(jù)不同，因而同一企業(yè)的過度負債程度在長期和短期中有所差異。

1.短期和長期城投企業(yè)過度負債率

（1）本文采用兩類方法計算短期視角下的城投企業(yè)過度負債率：一是借鑒張會麗和陸正飛（2013）、周茜等（2020）及蔣先玲等（2021）的思路，企業(yè)各年度實際資產(chǎn)負債率減去行業(yè)資產(chǎn)負債率中位數(shù)衡量短期內(nèi)企業(yè)過度負債水平，以exlev1表示。由于該指標沒有考慮城投企業(yè)未來發(fā)展狀況，不能表示動態(tài)變化下的企業(yè)負債情況，僅可作為企業(yè)當前負債狀況的代理變量。二是從短期角度看，當利息覆蓋利潤率過低，企業(yè)盈利不足以支付利息時，企業(yè)具有債務違約風險，這也屬于過度負債。Aghion 和Bolton（1992）曾利用該指標甄別在短期視角下企業(yè)是否存在過度負債問題。因此設置低利息覆蓋率指標exlev2，當企業(yè)利息覆蓋率小于1 時（EBITDA/利息支出＜1）取值為1，表示短期角度下企業(yè)存在過度負債問題，否則（EBITDA/利息支出≥1）取值0，表示短期角度下城投企業(yè)過度負債概率較小。

（2）長期視角下的城投企業(yè)過度負債率。參考Denis and Mckeon（2012）、許曉芳等（2020）及汪昌云等（2022）對樣本分年度⑤分年度Tobit 回歸可以控制宏觀因素的影響，如通貨膨脹率。進行Tobit 回歸，在考慮企業(yè)未來發(fā)展狀況和宏觀因素的基礎上對目標負債率進行預測。預測目標負債率的回歸模型如下：

以企業(yè)實際負債率減去模型（1）所預測的目標負債率即為過度負債率Exlev，該指標越大，表明長期中企業(yè)過度負債問題更嚴重。此外，本文以虛擬變量Exlev_dum作為企業(yè)長期角度下是否過度負債的衡量指標，構(gòu)建Logit 模型進行穩(wěn)健性檢驗，當exlev大于0 時，Exlev_dum取1，否則為0。模型（1）控制變量的選擇借鑒Chang et al（2014）的貝葉斯信息準則（BIC）研究方法，指標選取包括：是否存在民營持股（private）、企業(yè)盈利能力（roe）、行業(yè)負債率中位數(shù)（ind_lev）、總資產(chǎn)增長率（grow）、固定資產(chǎn)占比（fata）、企業(yè)規(guī)模（asset）、是否上市（list）和第一大股東持股比例（shrcr1）；α0為常數(shù)項；β為各變量的系數(shù)。。

2.混合所有制改革、短期與長期城投企業(yè)過度負債

在依據(jù)上述方法測算出企業(yè)過度負債率的基礎上，通過（2）式檢驗混合所有制改革與城投企業(yè)長、短期過度負債率的關系。模型（2）設置如下：

其中：exlev為企業(yè)短期過度負債率，包含exlev1與exlev2兩個指標；Exlev為城投企業(yè)長期過度負債率，同時利用Exlev_dum指標進行穩(wěn)健性檢驗；private為混合所有制改革，以城投企業(yè)是否進行混合所有制改革（private1）及混合所有制改革程度（private2）兩項指標進行衡量?？刂谱兞浚╟ontrols）包括：企業(yè)盈利能力（roe）、行業(yè)負債率中位數(shù)（ind_lev）、總資產(chǎn)增長率（grow）、固定資產(chǎn)占比（fata）、企業(yè)規(guī)模（asset）、是否上市（list）和第一大股東持股比例（shrcr1）、流動比率（liquidity）、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率（turnover）。indn為行業(yè)固定效應；prom為省份固定效應；yeart為年份固定效應；eit為隨機誤差項；α0為截距項；β1為混合所有制改革對企業(yè)過度負債率的回歸系數(shù)；m為m個??；n為n個行業(yè)。

3.行政干預、混合所有制改革與城投企業(yè)過度負債

為考察行政干預對混合所有制改革成效在長期、短期中的影響，建立模型（3）：

其中：被解釋變量為城投企業(yè)短期過度負債率（exlev）和長期過度負債率（Exlev）；解釋變量為企業(yè)混合所有制改革程度（private）、行政干預（gov）和兩者交乘項（private×gov）。對于行政干預強度的衡量，已有文獻主要以《中國分省份市場化指數(shù)報告》發(fā)布的政府與市場的關系（黎凱和葉建芳，2007；王玨等，2015；王劍鋒和吳京，2020）和財政支出占GDP 的比重（陸銘和歐海軍，2011；顏廷峰等，2019）作為行政干預的代理指標。本文采用政府與市場的關系（gov1）進行基礎回歸，用財政支出占GDP 的比重（gov2）做穩(wěn)健性檢驗。詳細變量定義見表1。

表1 變量定義表

表2 報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計。城投企業(yè)是否存在民營持股 的（private1）均值為0.147，說明進行混合所有制改革的城投企業(yè)仍處于較低水平。政府補貼收（sub）最小值為-1.470，最大值為23.393，土地注入規(guī)模（land）最小值為0.693，最大值為26.133，說明不同地方政府對城投企業(yè)的財政支持力度存在較大差異。企業(yè)短期過度負債率（exlev1）最大值與最小值分別為-81.379和58.320，表明各城投企業(yè)的負債情況差異性也比較大。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

四、實證結(jié)果

（一）檢驗假說1

表3 報告了混合所有制改革與城投企業(yè)短期過度負債的關系。其中，列（1）和列（2）以exlev1（實際負債率與行業(yè)平均負債率的差值）為因變量，結(jié)果顯示城投企業(yè)是否混改（private1）和城投企業(yè)混改程度（private2）與短期城投企業(yè)過度負債（exlev1）均為正相關，兩者在1%顯著性水平上顯著，說明混合所有制改革在短期內(nèi)顯著提高了企業(yè)過度負債程度。列（3）和列（4）以exlev2（低利息覆蓋率）為因變量進行Logit 回歸，private1系數(shù)符號顯著為正，表明進行混合所有制改革的企業(yè)的“EBITDA/利息支出”指標小于1（利息覆蓋率低）的概率較高。由此，本文利用兩類指標檢驗了城投企業(yè)混合所有制改革對短期過度負債率的影響，結(jié)果表明城投企業(yè)實施混合所有制改革后過度負債問題反而更加嚴重。這可能是由于政府減少了財務支持力度，以及民營資本在短期內(nèi)難以實現(xiàn)穩(wěn)定的資金回報，因而企業(yè)短期內(nèi)仍具有較高的債務融資動機。

表3 城投混改與短期過度負債率

（二）檢驗假說2

表4 報告了混合所有制改革與長期視角下城投企業(yè)過度負債率之間的關系?？紤]到城投企業(yè)未來發(fā)展狀況因素，列（1）和列（2）以長期企業(yè)過度負債率（Exlev）為因變量，城投企業(yè)是否混改（private1）和城投企業(yè)混改程度（private2）均與長期企業(yè)過度負債（Exlev）負相關，且在1%顯著性水平上顯著。同時，列（3）和列（4）以虛擬變量Exlev_dum作為過度負債率的代理指標，利用Logit 模型進行穩(wěn)健性檢驗，得到相同的結(jié)論。說明在長期中，混合所有制改革有利于降低城投企業(yè)過度負債率。

表4 城投混改與長期過度負債率

上述結(jié)果表明，混合所有制改革在短期和長期中對城投企業(yè)過度負債行為具有不同的影響。城投企業(yè)實施混合所有制改革后在短期內(nèi)可能出現(xiàn)過度負債行為，但在長期中，混合所有制改革有利于降低城投企業(yè)過度負債水平。出現(xiàn)該結(jié)果的原因可能是，在城投企業(yè)進行混合所有制改革后，政府降低了城投企業(yè)資產(chǎn)注入和財政補貼支持力度，同時引入民營資本增大了創(chuàng)新研發(fā)投入，使得企業(yè)出現(xiàn)暫時性資金短缺并由此產(chǎn)生較高的債務融資需求。在長期中，企業(yè)財務危機意識逐漸上升，因而有動力控制負債水平以避免未來出現(xiàn)融資困難。同時，企業(yè)盈利能力提高，使其現(xiàn)金流充裕也是長期過度負債率下降的原因。本文將對這些因素在進一步分析中予以檢驗。

（三）檢驗假說3

行政干預強度對混合所有制改革成效的影響見表5。其中，列（1）和列（2）以公司短期過度負債率為因變量，顯示行政干預擔保與城投企業(yè)是否混改的交互項“private1×gov1”系數(shù)為負，與城投混改“private1”系數(shù)相反，在10%顯著性水平上顯著。列（3）和列（4）以公司長期過度負債率為因變量，行政干預與城投企業(yè)是否混合所有制改革的交互項private1×gov1系數(shù)顯著為負，與城投混改private1系數(shù)方向相反；行政干預與城投企業(yè)是否混改的交互項private1×gov2系數(shù)顯著為正，與城投混改private1系數(shù)方向相反。

表5 行政干預與混合所有制改革成效

上述實證結(jié)果表明，一方面，在短期視角下，雖然城投企業(yè)進行混改加劇了過度負債問題（假說1），但在較強的行政干預下，由于城投企業(yè)受到較多的政策扶持和資金補貼，降低了其債務融資需求，因而緩解了混合所有制改革在短期內(nèi)對企業(yè)債務風險的不利影響；另一方面，在長期視角下，雖然城投企業(yè)進行混合所有制改革有利于降低過度負債問題（假說2），但當城投公司受到較強的行政干預時，非國有股東的技術管理等優(yōu)勢資本難以發(fā)揮作用，混合所有制改革失靈，城投企業(yè)混合所有制改革降低城投企業(yè)債務風險的作用減弱，并且，相較于短期影響，在長期中行政干預對混改成效的抑制作用更加顯著。綜上，要想建立城投公司混合所有制改革降低債務風險的長效機制，應該著力降低政府對城投業(yè)務活動的干預程度。

五、影響機制檢驗

關于混合所有制對城投企業(yè)過度負債問題的影響機制，目前主要存在4 種觀點：資源效應觀、政府干預觀、治理效應觀和政治目標觀。資源效應觀和政治目標觀是造成短期負債增加的主要原因，治理效應觀和政府干預觀是長期負債減少的主要原因。但上述4 種觀點對混合所有制改革影響企業(yè)債務風險的問題缺乏統(tǒng)一的衡量指標，也沒有對短期（靜態(tài)）與長期（動態(tài)）的企業(yè)債務風險進行區(qū)分。因此，本文以企業(yè)過度負債率作為企業(yè)債務風險的代理變量，并按照長期、短期差異對幾項影響企業(yè)過度負債率的因素進行驗證。

（一）短期內(nèi)導致城投企業(yè)過度負債增加的因素

本文認為，當城投企業(yè)引入民營資本后，政府對企業(yè)控制權減少，因而相應降低了對企業(yè)的財政支持力度，這使得企業(yè)短期內(nèi)債務融資需求增加。為驗證上述推測，分別構(gòu)建中介效應模型（4）和模型（5）。第一步，被解釋變量（exlev）對核心解釋變量（private）進行回歸，考察混合所有制改革是否提升了國有企業(yè)短期過度負債率（上文已驗證）。第二步，中介變量（政府財務支持）對核心解釋變量（private）進行回歸，此為式（4），考察混合所有制改革是否減少了政府對企業(yè)的財務支持行為。第三步，被解釋變量（exlev）同時對中介變量（政府財務支持）與核心解釋變量（private）進行回歸，此為式（5），考察混合所有制改革是否通過減少財務支持力度提升了國有企業(yè)短期過度負債率，即“混合所有制改革→財務支持力度降低→短期內(nèi)企業(yè)過度負債率提高”。

在式（4）中，本文選擇的主要被解釋變量是兩類典型的政府財務支持措施：政府補貼收入（sub）和土地資產(chǎn)注入（land）。sub為財政補貼，借鑒張路（2020）的指標選取依據(jù)，采用營業(yè)外收入作為政府補貼收入的代理變量。land為土地資產(chǎn)注入，一般現(xiàn)行會計準則將土地使用權納入“無形資產(chǎn)”科目進行統(tǒng)計，本文將國有企業(yè)無形資產(chǎn)的年度增加值作為土地資產(chǎn)注入規(guī)模的代理變量。解釋變量private為國有企業(yè)是否進行了混合所有制改革（private1）及混改程度（private2）兩項指標。controls與模型（3）相同。prom為省份固定效應；yeart為年份固定效應；indn為行業(yè)固定效應；εit為隨機誤差項。

表6 列示了混合所有制改革與政府財務支持的關系。列（1）和列（2）以財政補貼為因變量，列（1）結(jié)果顯示變量private1的系數(shù)顯著為負，說明相對于沒有民營持股的城投企業(yè)，政府對存在民營持股的城投企業(yè)給予較少財政補貼。同時，列（2）結(jié)果顯示，變量private2的系數(shù)顯著也顯著為負，表明企業(yè)中非國有股權比例越高，政府對企業(yè)的財政補貼數(shù)額越少。列（3）和列（4）以土地資產(chǎn)注入為因變量，結(jié)果同樣顯示變量private1和private2的系數(shù)顯著為負，政府對實施混改的國有企業(yè)減少了國有資產(chǎn)注入規(guī)模。由此可得，城投企業(yè)進行混合所有制改革后，地方政府明顯降低了財務支持力度，且混改程度越大，政府財政支持力度的降低幅度越大。

表6 混合所有制改革與政府財務支持

混合所有制改革、政府財務支持力度與企業(yè)短期過度負債率之間的關系見表7。土地資產(chǎn)注入（land）和政府補貼收入（sub）的系數(shù)為負，均在1%顯著性水平上顯著。說明政府財政支持力度是決定企業(yè)負債行為的關鍵因素。當政府減少對企業(yè)的財政補貼和土地資產(chǎn)注入規(guī)模時，城投企業(yè)的過度負債率上升。綜合表8、表9 的實證結(jié)果可得，政府在城投企業(yè)混合所有制改革后減少了對其財務支持力度，使得企業(yè)短期內(nèi)出現(xiàn)過度負債的傾向，即證實了“混合所有制改革→財務支持力度降低→短期內(nèi)城投企業(yè)過度負債率提高”的影響路徑。

表7 混合所有制改革、政府財務支持與企業(yè)短期過度負債

（二）長期中企業(yè)過度負債減少的影響因素

1.治理效應

（1）財務危機成本上升。本文認為混合所有制改革能夠降低城投企業(yè)“委托-代理”問題，企業(yè)不再理所應當?shù)卣J為政府將會為其“兜底”，提高了其財務危機意識，防止管理者做出較為激進的融資決策，這是混合所有制改革在長期視角下能夠緩解企業(yè)債務風險的主要原因。若企業(yè)財務危機意識增強，則其會減少資金需求以避免未來出現(xiàn)償債危機。企業(yè)資金需求增速減慢，往往長期債務占總負債的比重上升，企業(yè)再融資風險降低（Jun 和Jen，2003）。因此，以企業(yè)縮減短期借款比重、增加長期借款比重來表示其財務危機成本增加。本文認為，在混合所有制改革后，城投企業(yè)在面臨財務危機時得到政府救助的可能性下降，提高了其財務危機成本，這是城投企業(yè)在長期中過度負債率降低的原因?；谏鲜龇治觯疚倪M行中介效應模型設計：首先，通過式（6）檢驗城投混改是否降低了短期借款占總負債的比重，來驗證混合所有制改革是否增加了財務危機成本。其次，通過式（7）檢驗財務危機成本與城投企業(yè)長期過度負債率的關系，以及企業(yè)混改是否通過增加財務危機成本而降低了長期過度負債率。從而構(gòu)造出“混合所有制改革→財務危機成本上升→城投企業(yè)長期過度負債率下降”的影響路徑。

其中：short為城投企業(yè)短期借款占總負債的比重；Exlev為城投企業(yè)長期過度負債率；private為城投混改。

表8 列示了混合所有制改革、財務危機成本和城投企業(yè)長期過度負債率的關系。在列（1）中，以短期借款比重（short）為因變量，城投企業(yè)是否混改（private1）與短期借款比重（short）負相關，在5%顯著性水平上顯著。說明城投企業(yè)在混合所有制改革后縮減了其短期借款比重。這意味著，混合所有制改革提高了城投企業(yè)的財務危機成本。列（2）以長期過度負債率（Exlev）為因變量，自變量為短期借款比重（short）和城投企業(yè)是否混改（private1）進行回歸，short的回歸系數(shù)顯著為負，說明債務危機成本上升顯著降低了城投企業(yè)的長期過度負債率。由此可證實，混合所有制改革后城投企業(yè)債務危機意識增強，因而減少了其過度負債行為，即“混合所有制改革→企業(yè)債務危機增強→城投企業(yè)過度負債率降低”。列（3）以長期過度負債率（Exlev_dum）為因變量進行穩(wěn)健性檢驗，得到與上述相同的結(jié)論。

表8 混合所有制改革、財務危機成本與企業(yè)長期過度負債率

（2）經(jīng)營性虧損減少?；旌纤兄聘母镞^程中引入的民營股份，能夠幫助企業(yè)構(gòu)建以業(yè)績指標為核心的市場化考核體系，激勵企業(yè)從“行政型”治理向“經(jīng)濟型”治理轉(zhuǎn)變，這有利于改善企業(yè)績效，在長期中有助于降低城投企業(yè)過度負債程度。接下來，建立模型（8）考察混合所有制改革是否提高了城投企業(yè)經(jīng)營業(yè)績，通過模型（9）考察城投企業(yè)經(jīng)營業(yè)績、混合所有制改革與長期過度負債率的關系。

被解釋變量EBITDA it為城投企業(yè)的息稅前利潤，同時選擇凈資產(chǎn)收益率（roe）作為替代指標。利用模型controls、prom、indn、yeart變量設置與模型（3）相同。

表9 列示了混合所有制改革與企業(yè)業(yè)績的關系。其中列（1）結(jié)果顯示，變量private1的系數(shù)顯著為正，說明城投企業(yè)進行混合所有制改革能夠提高企業(yè)經(jīng)營績效。同時，列（2）結(jié)果顯示，變量private2的系數(shù)同樣顯著為正，混合所有制改革程度越高，城投企業(yè)經(jīng)營績效的提升幅度越大。列（3）以凈資產(chǎn)收益率（roe）為因變量進行穩(wěn)健性檢驗，得到相同的結(jié)論。這表明，混合所有制改革能夠提高企業(yè)盈利能力，使其獲得了較充裕的資金，降低了城投企業(yè)的債務風險。列（4）以城投企業(yè)經(jīng)營績效（EBITDA）為自變量，長期過度負債率為因變量，結(jié)果顯示，變量EBITDA的系數(shù)顯著為負，說明城投企業(yè)進行混合所有制改革能夠通過提高企業(yè)經(jīng)營績效，降低城投企業(yè)長期過度負債問題。

表9 混合所有制改革與國有企業(yè)經(jīng)營績效

2.政府干預效應：戰(zhàn)略性負擔減少

政策性負擔包括社會性負擔和戰(zhàn)略性負擔兩方面，其中社會性負擔是企業(yè)承擔冗員等社會職能形成的負擔，戰(zhàn)略性負擔指企業(yè)為了完成政府任務投資于不具有比較優(yōu)勢的產(chǎn)業(yè)形成的負擔。借鑒陳林和唐楊柳（2014）、蔡明榮和王毅航（2022）關于政策性負擔的研究，將社會性負擔標記為sl1，將戰(zhàn)略性負擔標記為sl2。

其中：staffit為i公司t年度的員工數(shù)量；assetit為i公司t年度的資產(chǎn)總額；saleit為i公司t年度的營業(yè)收入總額；indsaleit及indassetit為i公司t年度所在行業(yè)的平均營業(yè)收入和平均資產(chǎn)總額。當sl1、sl2大于0 時取值為1，否則取值為0。在計算出企業(yè)所承擔的社會性負擔（sl1）和戰(zhàn)略性負擔（sl2）的基礎上，我們構(gòu)建模型（8）檢驗混合所有制改革是否減弱了企業(yè)所承擔的政策性負擔（社會性負擔和戰(zhàn)略性負擔。

表10 列示了混合所有制改革影響企業(yè)承擔政策性負擔（社會性負擔和戰(zhàn)略性負擔）的實證結(jié)果。表10 列（1）、列（2）以社會性負擔sl1為因變量，列（3）、列（4）以戰(zhàn)略性負擔sl2為因變量。可以看出，混合所有制改革的兩個度量指標private1與private2僅與戰(zhàn)略性負擔sl2呈顯著負相關關系，而與社會性負擔sl1關系不顯著。由此可得，國有企業(yè)進行混合所有制改革后，減弱了其所承擔的戰(zhàn)略性負擔，但社會性負擔沒有顯著變化，這表明，城投企業(yè)在混合所有制改革后，政府對城投企業(yè)經(jīng)營和投融資活動的干預力度下降，不同性質(zhì)的資本構(gòu)建了多元化的產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)，股東在追求各自利益最大化的過程形成制衡機制，降低了對不具有比較優(yōu)勢產(chǎn)業(yè)的投資比例，因而減少了戰(zhàn)略性負擔，這和“政府干預觀”的結(jié)論相符。private對sl1的回歸系數(shù)為正，混合所有制改革未能明顯降低超額雇員等問題，這支持了“政治目標觀”。

表10 混合所有制改革與政策性負擔

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了避免線性回歸模型可能出現(xiàn)的選擇性偏差問題，本文對樣本采用傾向得分匹配法（PSM）進行估計。將進行混合所有制改革的樣本作為“實驗組”，未實現(xiàn)混合所有制改革的樣本作為“控制組”。選取有放回的一對三匹配方法進行卡尺內(nèi)最近鄰匹配，分別以企業(yè)短期過度負債率（exlev1）與企業(yè)長期過度負債率（Exlev_dum）為因變量，以此檢驗混合所有制改革對短期與長期企業(yè)過度負債率的影響。在表11 中，當因變量為短期過度負債率時，混合所有制改革（private1）的系數(shù)為正，說明在短期內(nèi)混合所有制改革加劇了企業(yè)過度負債問題。當因變量為長期過度負債率時，混合所有制改革（private1）的系數(shù)顯著為負，在長期內(nèi)降低了城投企業(yè)過度負債率。證實了假說1 和假說2 的穩(wěn)健性。

表11 混合所有制改革與短期、長期過度負債率（傾向得分匹配法ATT）

本文參考楊興全和尹興強（2018）、李井林（2021）衡量混合所有制改革程度的方式，采用民營持股比例與國有持股比例的比值構(gòu)造股權融合度或制衡性（mix）。該變量值越高，說明國有資本和民營資本混合程度越高。將該指標作為核心解釋變量重新回歸，檢驗本文結(jié)論。結(jié)果見表12，當因變量為短期企業(yè)過度負債率時，股權融合度“mix”系數(shù)顯著為正，當因變量為長期企業(yè)過度負債率時，股權融合度“mix”系數(shù)顯著為負，說明民營持股比例越高、與國有股權制衡性越高，在短期內(nèi)，城投企業(yè)過度負債程度增加，而在長期中，城投企業(yè)過度負債程度減小。

表12 股權融合度與城投企業(yè)過度負債率

最后，為解決內(nèi)生性問題，本文借鑒Fan et al（2013）的思路，選取各省份沿海港口數(shù)量（port）作為混合所有制改革的工具變量。原因如下：一方面，各省份沿海港口數(shù)量影響各地企業(yè)混合所有制改革進程，沿海港口數(shù)量越多，該地區(qū)市場化發(fā)展越快，推動城投企業(yè)混改的動力越強，從而混合所有制改革程度越高；另一方面，沿海港口數(shù)量由各地區(qū)自然和歷史差異形成，對根植于國有產(chǎn)權屬性的城投企業(yè)過度負債現(xiàn)象的影響路徑長、影響強度較弱。因此，上述變量符合工具變量外生性和相關性的兩項標準。

表13 為兩階段回歸結(jié)果，可以得到，首先，各省份沿海港口數(shù)量（port）與混合所有制改革程度是高度正相關的，在1%顯著性水平下顯著。其次，在緩解遺漏變量偏誤問題后，混合所有制改革程度（private）與企業(yè)短期負債率（exlev1）及長期負債率（Exlev）顯著負相關，城投公司開展混合所有制改革明顯降低了企業(yè)負債率。這和本文正文檢驗結(jié)果有所差異，但仍可說明本文結(jié)論。如前文所述，混合所有制改革在短期內(nèi)無法降低企業(yè)負債率的主要原因是，地方政府對該企業(yè)財務支持力度降低，使其出現(xiàn)暫時性資金短缺。當以沿海港口數(shù)量代替某一企業(yè)混改程度時，消除了政府對具體某個企業(yè)行為的短期影響，如此一來，結(jié)果展示為長期中混合所有制改革在整體上如何影響當?shù)仄髽I(yè)過度負債行為。該結(jié)論同樣表明，從長期來看，城投公司開展混合所有制改革能夠顯著緩解企業(yè)過度負債行為。

表13 內(nèi)生性檢驗回歸結(jié)果（工具變量）

最后，以城投債信用利差與主體評級代表債務風險大小。城投債信用利差越小，主體評級越大，債務風險越大。城投混合所有制改革與債務風險的關系見表14。當因變量為城投債信用利差時，混合所有制改革（private1）的回歸系數(shù)為負，當因變量為主體評級時，混合所有制改革（private1）的回歸系數(shù)為正，上述兩個系數(shù)均在1%顯著性水平下顯著。說明混合所有制改革確實能夠起到城投企業(yè)降低債務風險的作用。

表14 混合所有制改革與債務風險

六、結(jié)論與建議

本文考慮了城投公司當前及未來發(fā)展狀況，認識到混合所有制改革的不確定性，并利用中介效應模型檢驗了混合所有制改革對城投公司短期和長期過度負債行為的影響機制，得到如下結(jié)論：第一，由于政府減少了財務支持力度，城投公司在實施混合所有制改革后在短期內(nèi)具有較高的債務融資需求。第二，在長期中，混合所有制改革提高了城投公司財務危機意識，同時企業(yè)盈利能力上升，因而降低了企業(yè)過度負債動機。第三，行政干預抑制了混合所有制改革在長期中對企業(yè)過度負債率的積極作用。上述結(jié)論說明城投公司混合所有制改革短期內(nèi)提高了企業(yè)過度負債率，但在長期中能夠有效降低企業(yè)過度負債率。本文有助于體現(xiàn)混合所有制改革下非國有股東對公司債務治理的有利影響，并為混合所有制改革緩解政府隱性債務風險提供了實證依據(jù)。

基于上述研究結(jié)論，本文提出政策建議如下：第一，應該積極推進混合所有制改革，充分發(fā)揮非國有股東提升經(jīng)營績效、遏制過度負債的作用。雖然短期內(nèi)混改可能在防范政府性債務風險方面沒有明顯效果，但長期中有助于形成提升國企競爭力的內(nèi)在動力和激勵機制。因此可以通過采用改制重組、引入戰(zhàn)略投資者等方式讓民營企業(yè)入股國有企業(yè)。第二，要想建立城投公司混合所有制改革降低債務風險的長效機制，應該著力降低政府對城投業(yè)務活動的干預程度。同時在國有企業(yè)混改過程中，政府應當擺正自己作為監(jiān)督者的位置，“不缺位、不越位”，充分發(fā)揮市場機制以提高混合所有制改革效果。第三，繼續(xù)深化城投企業(yè)的市場化改革。本文通過影響機制檢驗得出，混合所有制改革后，城投企業(yè)承擔了較多的社會性負擔，超額雇員等問題未能得到緩解。城投企業(yè)實現(xiàn)市場化轉(zhuǎn)型仍需要較長時間的改革期。