●董志愿 張曾蓮

一、引言

2020 年是全面建成小康社會、實現(xiàn)第一個百年奮斗目標的關鍵一年，我國的發(fā)展處于并將長期處于重要戰(zhàn)略轉型機遇期，“穩(wěn)中求增” 和高質量發(fā)展是我國經濟未來發(fā)展的重要方向。 作為推動經濟發(fā)展的三大主體，政府、 企業(yè)和銀行的高效運行及相互關系對我國經濟的高質量發(fā)展起著至關重要的作用。 近年來，隨著新《預算法》的實施和地方經濟的不斷發(fā)展， 我國地方財政收入逐步增加， 地方國庫現(xiàn)金余額逐年增長， 大量資金閑置在國庫。 同時，地方政府債務成本過高和債務風險過大等問題卻不斷浮現(xiàn)， 被視為是我國經濟發(fā)展中不可忽視的威脅。 為解決 “高國庫存款和高地方債務”這一雙高并存問題，政府各部門一直在不斷探索。 中央國庫現(xiàn)金管理取得巨大成功，在此基礎上，地方國庫現(xiàn)金管理從2014 年起開始試點。2014 年12 月，財政部、人民銀行發(fā)布《地方國庫現(xiàn)金管理試點辦法》，把北京、上海等6 個城市劃為第一批試點地區(qū)；2017年2 月，地方國庫現(xiàn)金管理招標試點在全國范圍內全面普及。 推行地方國庫現(xiàn)金管理的初衷是在不影響國庫現(xiàn)金安全和財政支出效率的基礎上， 實現(xiàn)財政資金價值的最大化。 但是地方政府在進行國庫現(xiàn)金管理的過程中操作不規(guī)范、 國庫現(xiàn)金管理與政府債務配合機制尚未完善， 導致政府債務并未得到有效控制， 政府與市場的原有邊界被打破， 甚至對市場產生了顯著的擠出效應 （中國人民銀行杭州中心支行國庫處課題組，2017）。

我國企業(yè)杠桿率高和融資難融資貴并存的問題也一直是理論界和實務界關注的熱點話題。 根據中國社會科學院公布的統(tǒng)計數(shù)據，2008—2016 年，我國非金融企業(yè)部門的杠桿率從98%快速攀升至158.2%。 隨著國務院和政府各部門的高度重視以及去杠桿政策的大力實施， 企業(yè)杠桿率水平過高問題得到緩解， 但是根據中國社會科學院經濟研究所2020 年2 月公布的數(shù)據來看，2019 年我國非金融企業(yè)部門的杠桿率依然高達151.3%， 大大超過了國際公認的90%的警戒水平 （王宇偉等，2018）。 此外，受新冠肺炎疫情的沖擊， 各種研究機構對GDP 增速的預期普遍較為悲觀， 居民消費支出水平大幅下降， 實體企業(yè)的利潤預計將出現(xiàn)大幅度下跌， 企業(yè)杠桿率或許還會出現(xiàn)回升，企業(yè)融資更加困難。 那么中國企業(yè)融資難融資貴問題的背后是否存在著制度性的力量？ 地方政府進行國庫現(xiàn)金管理是否會對企業(yè)負債產生影響呢？ 地方政府進行國庫現(xiàn)金管理會對企業(yè)負債產生怎樣的影響呢？

基于對上述問題的研究，本文以2013—2017 年我國全部A 股上市公司為研究樣本， 借助逐步開放的地方國庫現(xiàn)金管理招標試點提供的自然實驗平臺， 分別利用普通最小二乘回歸和PSM-DID 回歸的方法實證檢驗地方國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債的影響。 本文可能的貢獻主要在于：第一，從地方國庫現(xiàn)金管理的視角對企業(yè)負債的影響因素進行探索， 把國家政策與企業(yè)發(fā)展結合起來，為控制企業(yè)負債、推動企業(yè)高質量發(fā)展提供了新的角度和研究方向；第二，借助逐步開放的地方國庫現(xiàn)金管理招標試點提供的自然實驗平臺， 采用傾向得分匹配和雙重差分的方法進行研究；第三，在國家大力推動“降杠桿”“解決企業(yè)融資難融資貴”和企業(yè)高質量發(fā)展的背景下， 本文的研究結論對降低企業(yè)杠桿率、緩解企業(yè)融資難和融資貴問題、實現(xiàn)企業(yè)高質量發(fā)展具有很強的實踐意義。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

國庫現(xiàn)金管理是指政府部門在滿足財政收支的基礎上，運用科學規(guī)范的現(xiàn)金管理制度（趙經濤、范崇鑫，2016；汪晨辰，2018；崔洪利等，2020），通過買入或賣出短中長期債券等金融工具， 或者將部分人民銀行國庫內的財政存款轉為商業(yè)銀行定期存款（朱興龍、葛龍，2018；李楊，2019；聶慧敏，2020）的管理活動。 國庫現(xiàn)金管理主要是為了實現(xiàn)最少的國庫閑置現(xiàn)金余額、 最大的投資收益和最小的債務成本 （甘璐，2014； 周長軍，2016；程宇丹、劉凱迪，2019）。 在國庫現(xiàn)金管理影響后果的研究上，大量學者從貨幣政策的角度進行分析，如Kinley（1908）、Hald（1956）、Friedman & Schwarts（1963）等指出國庫庫存會對貨幣供應量產生顯著影響。 付英俊和李麗麗 （2017）、 朱興龍和葛龍 （2018）、 胡修林（2019） 等學者分別運用貨幣供給理論和SVAR 模型、脈沖響應函數(shù)等實證分析發(fā)現(xiàn)國庫現(xiàn)金管理定期存款操作的確會對基礎貨幣和貨幣供應量產生影響。 還有部分學者研究了國庫現(xiàn)金管理對政府債務的影響，如伍宇冰等（2017）研究發(fā)現(xiàn)由于地方債和現(xiàn)金管理期限不匹配，導致隨著國庫現(xiàn)金管理操作的逐步推進，庫存余額波動逐年加劇，地方債發(fā)行規(guī)模不斷增加。

在政府債務對企業(yè)債務的影響上， 現(xiàn)有的文獻比較少， 目前學者們的研究也主要集中在政府債務對企業(yè)債務規(guī)模和債務融資成本的影響兩個方面。 范小云等（2017）從資產組合效應理論出發(fā)，研究發(fā)現(xiàn)政府的債務融資行為與企業(yè)的債務融資成本呈顯著正相關，與企業(yè)債務融資規(guī)模呈顯著負相關。 吳秋生和獨正元（2019）研究了政府隱性擔保對企業(yè)負債的影響，研究表明政府隱性擔保一定程度上對混合所有制改革與國企過度負債起到了負向調節(jié)作用。劉雨佳（2019）以283個地級市的數(shù)據為研究樣本，基于固定效應模型、差分GMM 模型和系統(tǒng)GMM 模型等方法進行研究， 結果表明政府債務水平與企業(yè)債務水平呈顯著負相關。 類似的，汪金祥等（2020）構建了全國266 個地級市的面板數(shù)據進行研究， 結果也表明政府債務水平與企業(yè)債務水平呈顯著負相關， 政府債務水平與企業(yè)的債務成本呈顯著正相關。

通過對已有文獻的梳理發(fā)現(xiàn)， 學者們對國庫現(xiàn)金管理帶來的影響后果的研究主要集中在對政府債務和貨幣政策等宏觀層面的影響， 對其帶來的微觀層面影響的研究少之又少。 對企業(yè)負債影響因素的研究則主要集中在外部經營環(huán)境和企業(yè)自身兩個方面， 尚未有文獻從地方政府國庫現(xiàn)金管理的視角對企業(yè)負債進行研究。 本文基于地方國庫現(xiàn)金管理視角，運用省級層面的數(shù)據， 把政府進行國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債結合起來進行研究，具有一定的理論意義和實踐意義。

（二）理論分析與研究假設

國庫現(xiàn)金管理存款是指為了提高國庫資金使用效益，一級政府的財政部門將部分暫時閑置的國庫存款轉存為商業(yè)銀行的定期存款①。 2014 年發(fā)布的新《預算法》和《地方國庫現(xiàn)金管理試點辦法》，指出地方政府具有開展現(xiàn)金管理的權力。 同時，《地方國庫現(xiàn)金管理試點辦法》第二十七條指出“任何單位和個人不得將地方國庫現(xiàn)金管理與銀行貸款掛鉤”。 但是，在國庫現(xiàn)金管理的實施過程中，為提高銀行購買地方債的積極性，不少地方政府都會將地方債的購買和地方財政存款掛鉤，特別是在設計國庫現(xiàn)金管理招標打分體系時，把承銷的地方債的多少作為關鍵的一個指標，通過這種方式迫使商業(yè)銀行在投標國庫現(xiàn)金管理時提高地方債的承銷量（林嘉立等，2015；張海玉，2015；巴曙松等，2019）。

我們通過對除港澳臺之外的31 個省、自治區(qū)和直轄市的《省級地方國庫現(xiàn)金管理實施細則》和相關招標文件進行梳理發(fā)現(xiàn)，有16 個省份明確表明商業(yè)銀行承銷地方政府債券是其參與國庫現(xiàn)金存款招標的前提。而且， 地方債承銷數(shù)量在國庫現(xiàn)金管理招標得分體系中所占比例很大，如甘肅省，商業(yè)銀行的地方貢獻度指標為45 分，其中承銷地方債占30 分，占貢獻度指標的67%；江蘇省、吉林省等省份，商業(yè)銀行承銷地方債情況更是占據了35%的評分比重。 2015 年，《關于中央和地方國庫現(xiàn)金管理商業(yè)銀行定期存款質押品管理有關事宜的通知》規(guī)定，將地方政府債券納入中央國庫現(xiàn)金管理和地方國庫現(xiàn)金管理質押品范圍， 進一步推動了地方政府債券的銷售， 也間接加劇了進行國庫現(xiàn)金管理所在省份企業(yè)的融資難和融資貴問題。

如圖1 所示，當政府參與國庫現(xiàn)金管理試點時，商業(yè)銀行基于業(yè)績考核激勵和加強政銀合作， 會努力爭取獲得更多的財政存款， 勢必就會加大對當?shù)氐胤絺某袖N。隨著國庫現(xiàn)金管理試點的不斷推進，地方政府債務融資由原先被動的負債開支轉變?yōu)橹鲃拥膫鶆杖谫Y，進而導致政府債務規(guī)模的增加。地方債具有實際收益率低、可質押范圍有限、流動性較差等特點，商業(yè)銀行購入地方債后，大多只能被動持有至到期，資金流動壓力增加，擠占了流動性指標。 汪金祥等（2020）也指出，在信貸資源一定的前提下，政府債務規(guī)模的增加會對企業(yè)負債產生擠出效應，這主要表現(xiàn)在兩個層面：需求競爭和價格競爭。

圖1 參與國庫現(xiàn)金管理試點對企業(yè)負債的影響效應圖

1.需求競爭：政府債務規(guī)?！髽I(yè)負債規(guī)模。 作為信貸資本的主要供給方， 商業(yè)銀行受到了地方政府的影響（郭玉清等，2016），基于加強政銀合作和獲取更多財政存款，商業(yè)銀行貸款會更多地向政府傾斜，新增的信貸資源會不成比例地流向政府部門而非上市公司（Cong 等，2018）。 Fan 等（2012）對 39 個發(fā)達和發(fā)展中國家的上市公司進行研究后發(fā)現(xiàn)， 政府債務規(guī)模與發(fā)展中國家上市公司的負債成本呈顯著負相關關系。Graham 等（2015）以 1920 至 2010 年間美國的上市公司為研究樣本進行研究， 結果表明聯(lián)邦政府負債率越高，非管制行業(yè)上市公司的負債率越低。劉雨佳（2019）以283 個地級市的數(shù)據為研究樣本， 基于固定效應模型、 差分GMM 模型和系統(tǒng)GMM 模型等方法進行研究， 也發(fā)現(xiàn)政府債務水平的升高會對企業(yè)債務水平的升高起到抑制作用。由此可見，政府獲取信貸資源的增加將會引起政府部門與企業(yè)部門之間的資金需求競爭，從而減少了銀行對企業(yè)的貸款，降低了企業(yè)的負債規(guī)模。

基于以上分析，本文提出假設1：國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債成本顯著負相關， 即企業(yè)所在省份參與地方國庫現(xiàn)金管理試點會降低企業(yè)負債規(guī)模。

2.價格競爭：政府債務成本→企業(yè)負債成本。 地方政府債務的償債保證是政府財政收入， 具有較高的投資安全性。 企業(yè)的融資成本是所有資本來源成本的加權平均值， 企業(yè)負債主要包括向商業(yè)銀行等金融機構貸款和發(fā)行企業(yè)債券兩種方式。一方面，從商業(yè)銀行等金融機構的視角看，與政府債務成本相比，企業(yè)債務的償債風險較大，在信貸資源相對稀缺的環(huán)境中，商業(yè)銀行等金融機構會基于風險等因素考慮而更傾向于政府， 地方政府就會以較低的成本占用當?shù)馗嗟膬?yōu)質金融資源（朱晨赫等，2018），導致上市公司很難從金融機構獲得貸款， 因此企業(yè)只能考慮發(fā)行債券或者考慮利率更高的民間借貸。另一方面，從機構投資者的視角看，機構投資者能夠持有的資產組合是一定的，在企業(yè)風險水平較高的情況下， 除非企業(yè)提供給投資者更高的收益，否則投資者也不會選擇持有企業(yè)債券。因此上市公司只能通過提高債券收益率和縮短企業(yè)債券發(fā)行期限的方式來吸引這部分投資者， 這將進一步導致公司負債成本的增加。

基于以上分析，本文提出假設2：國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債成本顯著正相關， 即企業(yè)所在省份參與地方國庫現(xiàn)金管理試點會提高企業(yè)負債成本。

三、研究設計

（一）數(shù)據來源

2014 年12 月，財政部、人民銀行發(fā)布《地方國庫現(xiàn)金管理試點辦法》，確定北京、上海、廣東等6 個省、直轄市為首批試點地區(qū)，2016 年4 月， 地方國庫現(xiàn)金管理試點地區(qū)擴大至天津、河北、吉林等15 個省、直轄市。 2017 年2 月，財政部下發(fā)《關于全面開展省級地方國庫現(xiàn)金管理的通知》，地方國庫現(xiàn)金管理招標試點推向全國。因此，本文以企業(yè)所在省份是否參與地方國庫現(xiàn)金管理試點作為一項準自然實驗，選擇2013—2017年我國全部A 股上市公司為研究樣本，實證檢驗了國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債的影響。

在數(shù)據的預處理上，考慮到金融行業(yè)的特殊性，參照證監(jiān)會2012 年的分類標準，剔除了屬于金融行業(yè)的上市公司；*ST 和ST 公司對公開披露的財務數(shù)據有操縱的可能性，因此將其剔除；同時剔除研究變量缺失的數(shù)據，最終樣本共2908 家公司，15461 個觀測值，為非平衡面板。 其中， 關于地方國庫現(xiàn)金管理的數(shù)據來源于財政部、 各省財政廳和中國人民銀行及其分支機構官方網站的具體通知，其他變量數(shù)據均來源于CSMAR數(shù)據庫。 本文采用的數(shù)據處理軟件為Stata14，對所有連續(xù)變量在1%和99%處進行縮尾處理， 以降低異常值對研究結果的影響。

（二）變量定義

1. 被解釋變量為企業(yè)負債。本文從企業(yè)負債的規(guī)模和成本兩個方面進行衡量。 借鑒劉雨佳（2019）、汪金祥等（2020）等學者的研究， 采用上市公司的資產負債率， 即上市公司的負債總額與資產總額的比值來衡量企業(yè)負債規(guī)模（Lev）。 采用上市公司的財務費用率，即利息支出、金融機構手續(xù)費和其他財務費用之和與上市公司負債總和的比值來衡量企業(yè)負債成本（Cost）。

2.解釋變量為國庫現(xiàn)金管理。 本文主要從兩個方面對國庫現(xiàn)金管理進行定義：第一，是否參與地方國庫現(xiàn)金管理試點，定義“Treat”變量。 在本文研究的樣本區(qū)間內， 如果上市公司所在省份參與地方國庫現(xiàn)金管理試點，則Treat 賦值為1；否則賦值為0。第二，參與地方國庫現(xiàn)金管理試點前后，定義“Post”變量。 上市公司所在省份參與地方國庫現(xiàn)金管理試點之后的年份，Post 賦值為1； 參與地方國庫現(xiàn)金管理試點當年和參與之前的年份，Post 賦值為0。

3.控制變量。 考慮到影響企業(yè)負債的因素比較多，企業(yè)規(guī)模、 所處發(fā)展階段、 盈利水平等因素不同的企業(yè)，其負債成本可能存在較大差距，因此我們選取了企業(yè)的規(guī)模（Size）、成立時間（His）、上市時間（List）、盈利能力（Roa）、非債務稅盾（Ndts）、股權集中度（Top10）、股權性質（Soe）、資產有形性（Tang）以及上市公司所在省份經濟增長率（Gdpgr）作為控制變量。 同時，利用年份虛擬變量（year）和行業(yè)虛擬變量（industry）來控制時間和行業(yè)變化對回歸模型的影響， 變量的詳細定義和衡量方法如表1 所示。

（三）模型設定

為驗證本文的假設，首先構建了模型（1）和模型（2）， 采用普通最小二乘回歸的方法進行初步回歸，實證檢驗國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債的影響。 其中，Yi,t為被解釋變量企業(yè)負債，包括企業(yè)負債規(guī)模（Levi,t）和企業(yè)負債成本（Costi,t）；i,t 為 i 公司在第 t 年的變量，α0為截距項，α1為國庫現(xiàn)金管理衡量變量Treati,t和Posti,t的系數(shù)。 當被解釋變量為Levi,t時，若α1顯著為負，則說明國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債規(guī)模顯著負相關， 即參與地方國庫現(xiàn)金管理試點會降低企業(yè)負債規(guī)模， 則假設1 成立；當被解釋變量為Costi,t時，若 α1顯著為正，則說明國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債成本顯著正相關， 即參與地方國庫現(xiàn)金管理試點會提高企業(yè)負債成本， 則假設 2 成立。Control_variables 為表 1 列示的控制變量；εi,t 為隨機誤差項。 同時，我們還對年份效應和行業(yè)效應進行雙固定控制。

表1 變量定義及衡量

同時，考慮到參與地方國庫現(xiàn)金管理試點和未參與地方國庫現(xiàn)金管理試點的兩組樣本可能在參與前就存在著事前差異，僅通過單一橫向的是否參與地方國庫現(xiàn)金管理試點或縱向參與前后的對比，會忽略事前差異，繼而導致對參與地方國庫現(xiàn)金管理實施效果的有偏估計，因而我們進一步構建模型（3），采用多期雙重差分模型來控制兩組樣本的事前差異，重新對參與地方國庫現(xiàn)金管理試點對企業(yè)負債的影響進行回歸。 我們重點關注交乘項 Treat×Post 的系數(shù) β1，與前文一致，當被解釋變量為Levi,t時，若β1顯著為負，則說明國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債規(guī)模顯著負相關，即參與地方國庫現(xiàn)金管理試點會顯著降低企業(yè)負債規(guī)模，則假設1 成立；當被解釋變量為Costi,t時，若β1顯著為正，則說明國庫現(xiàn)金管理與企業(yè)負債成本顯著正相關，即參與地方國庫現(xiàn)金管理試點會顯著提高企業(yè)負債成本，則假設2 成立。

四、實證結果分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2 列示了所有變量的描述性統(tǒng)計結果?？梢钥闯觯髽I(yè)負債規(guī)模（Lev）的最小值為0.008，最大值為12.127，標準差為0.302，說明平均而言，我國A 股上市公司的資產負債率存在較大差異，企業(yè)負債規(guī)模參差不齊。企業(yè)負債成本（Cost）的最小值為-5.928，最大值為1.584，說明平均而言，我國A 股上市公司的負債成本存在較大差異；同時，我們發(fā)現(xiàn)Cost 的均值為6.97e-07，中位數(shù)為0.168，說明總體來看，我國大部分上市公司的負債成本都是高于平均值的，降低企業(yè)負債成本成為我國A 股上市公司亟待解決的問題。是否參與國庫現(xiàn)金管理試點（Treat）的均值為0.795，中位數(shù)為1，說明在我們選取的樣本年度內，參與地方國庫現(xiàn)金管理的上市公司所占的比例達到79.5%。參與國庫現(xiàn)金管理試點前后（Post）的均值為0.525，均值為1，說明在選取的樣本中，參與地方國庫現(xiàn)金管理試點前后的樣本數(shù)量基本保持一致，具有較強的可比性。 另外，post 的數(shù)據存在部分缺失是因為尚未對對照組的公司樣本post 進行賦值。

表2 變量的描述性統(tǒng)計

（二）初步回歸結果分析

表3 列示了國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債影響的初步回歸結果。 第（1）列和第（3）中，Lev 與 Treat 的回歸系數(shù)為-0.041 且在1%的水平下是顯著的，Lev 與Post 的回歸系數(shù)為-0.014 且在1%的水平下是顯著的， 說明參與國庫現(xiàn)金管理試點會降低企業(yè)負債規(guī)模。 第（2）列和第（4）列中，Lev 與 Treat 和 Post 的回歸系數(shù)分別為-0.022 和-0.023， 且在1%的水平下均是顯著的，說明企業(yè)負債規(guī)模與國庫現(xiàn)金管理顯著負相關，即參與國庫現(xiàn)金管理試點確實會降低企業(yè)負債規(guī)模。 另外，我們發(fā)現(xiàn)在考慮控制變量后，模型的R2分別為0.302 和0.332， 模型的擬合效果可以接受，因此，本文假設1 得到基本驗證。第（5）列和第（7）列中，Cost 與 Treat 和 Post 的回歸系數(shù)分別為 0.106 和0.171，且在1%的水平下均是顯著的，說明參與國庫現(xiàn)金管理試點會顯著提高企業(yè)負債成本。 第（6）列和第（8）列中，Cost 與 Treat 和 Post 的回歸系數(shù)分別為0.043 和0.141，且在1%的水平下依然是顯著的，說明企業(yè)負債成本與國庫現(xiàn)金管理顯著正相關，即參與國庫現(xiàn)金管理試點確實會提高企業(yè)負債成本。 另外，我們發(fā)現(xiàn)在考慮控制變量后， 模型的R2分別為0.263和0.255，模型的擬合效果可以接受，因此，本文假設2 得到基本驗證。

表3 國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債影響的初步回歸結果

（三）雙重差分回歸結果分析

在進行雙重差分前， 本文首先運用PSM 方法對實驗組樣本進行匹配，得到相應的對照組。 我們通過1 對1 最近鄰匹配，得到與處理組在可觀察到的公司特征等方面最接近的對照組樣本：以成立時間（His）、上市時間（List）、盈利能力（Roa）、非債務稅盾（Ndts）、股權集中度（Top10）、股權性質（Soe）以及資產有形性（Tang）為協(xié)變量，應用logit 模型對Treat 進行回歸，根據模型預測值計算各公司各年的傾向值得分，即上市公司所在省份參與國庫現(xiàn)金管理試點的概率。對實驗組的每個觀測匹配相同年份中傾向值得分最接近的對照組觀測， 其中對照組的post 變量取值參照對應實驗組的post 取值。

剔除3 條不滿足共同區(qū)域假定的觀測值后，共得到15458 條觀測值，其中處理組為12269 條，控制組為3189 條。為檢驗匹配是否有效、協(xié)變量在處理組與控制組之間是否平衡， 對logit 模型中的協(xié)變量進行了平衡檢驗。 所有變量匹配后（Matched）的標準化偏差（%bias）均遠小于10%；同時除企業(yè)規(guī)模外，剩余變量匹配后的標準化偏差均小于匹配之前（Unmatched）的。從圖2 也可以看出，與匹配前對比，匹配后大部分變量的標準化偏差均大幅縮小。 另外，圖3 顯示了傾向值得分匹配后樣本的共同取值范圍。

圖2 PSM 匹配前后各變量標準化偏差

圖3 傾向得分的共同取值范圍

在為對照組的post 變量賦值后，我們共得到5402 個觀測值， 使用匹配后的樣本進行雙重差分檢驗，表4列示了國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債影響的雙重差分檢驗結果。 第（1）列和第（2）列列示了企業(yè)負債規(guī)模（Lev）作為被解釋變量的回歸結果，交乘項Treat×Post 的系數(shù)為-0.022 且在 1%的水平下是顯著的，說明企業(yè)負債規(guī)模與國庫現(xiàn)金管理顯著負相關。 第（2） 列中交乘項 Treat×Post 的系數(shù)為-0.029 且在1%的水平下是顯著的，再次驗證了企業(yè)負債規(guī)模與國庫現(xiàn)金管理顯著負相關，即參與國庫現(xiàn)金管理試點會降低企業(yè)負債規(guī)模。第（3）列中，交乘項 Treat×Post 的系數(shù)為0.067 且在5%的水平下是顯著的，說明企業(yè)負債成本與國庫現(xiàn)金管理顯著正相關。 第（4）列中，交乘項Treat×Post 的 系 數(shù) 為 0.075 且 在 1%的水平下是顯著的，再次驗證了企業(yè)負債成本與國庫現(xiàn)金管理顯著正相關，即參與國庫現(xiàn)金管理試點確實會提高企業(yè)負債成本。

表4 國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債影響的雙重差分回歸結果

五、穩(wěn)健性檢驗

（一）替換企業(yè)負債規(guī)模衡量方法

前文研究中，采用上市公司的資產負債率來衡量企業(yè)負債規(guī)模。 為檢驗回歸結論的穩(wěn)健性，本文接下來替換了企業(yè)負債規(guī)模的衡量指標，采用上市公司的有形資產負債率（Tdr）來衡量企業(yè)負債規(guī)模。 替換企業(yè)負債規(guī)模衡量方法后的回歸結果如表5 中第（1）列至第（3）列所示，其中，第（1）列和第（2）列列示了采用普通最小二乘模型（OLS）進行回歸的結果，第（3）列列示了采用雙重差分模型（DID）進行回歸的結果。 我們發(fā)現(xiàn)第（1）列和第（2）列中 Tdr 與 Treat 和 Post 的回歸系數(shù)分別為-0.028 和-0.016， 且在1%的水平下均是顯著的，說明企業(yè)負債規(guī)模與國庫現(xiàn)金管理顯著負相關，與前文結論保持一致。 第（3）列中交乘項Treat×Post 的系數(shù)為-0.035 且在1%的水平下也是顯著的，再次說明企業(yè)負債規(guī)模與國庫現(xiàn)金管理顯著負相關，即參與國庫現(xiàn)金管理試點確實會降低企業(yè)負債水平，本文結論具有穩(wěn)健性。

表5 穩(wěn)健性檢驗回歸結果——替換被解釋變量衡量方法

（二）替換企業(yè)負債成本衡量方法

前文研究中，采用上市公司的財務費用率來衡量企業(yè)負債成本。 為檢驗回歸結論的穩(wěn)健性，本文接下來替換了企業(yè)負債成本的衡量指標，采用上市公司財務費用的絕對值（Exp）來衡量企業(yè)負債成本，同時為縮小樣本差距和消除異方差， 對其進行標準化處理。替換企業(yè)負債成本衡量方法后的回歸結果如表5 中第（4）列至第（6）列所示，其中，第（4）列和第（5）列列示了采用普通最小二乘模型（OLS）進行回歸的結果，第（6）列列示了采用雙重差分模型（DID）進行回歸的結果。 我們發(fā)現(xiàn)第（4）列和第（5）列中 Exp 與 Treat 和Post 的回歸系數(shù)分別為0.022 和0.075， 且在1%的水平下均是顯著的，說明企業(yè)負債成本與國庫現(xiàn)金管理顯著正相關，與前文結論保持一致。第（6）列中交乘項Treat×Post 的系數(shù)為0.056 且在1%的水平下也是顯著的，再次說明企業(yè)負債成本與國庫現(xiàn)金管理顯著正相關，即參與國庫現(xiàn)金管理試點確實會提高企業(yè)負債成本，本文結論具有穩(wěn)健性。

（三）縮短時間窗格

為檢驗國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債的影響是否穩(wěn)定，進一步采用縮短時間窗格的方法來驗證本文結論是否穩(wěn)健。 根據《關于中央和地方國庫現(xiàn)金管理商業(yè)銀行定期存款質押品管理有關事宜的通知》 規(guī)定，2015 年將地方政府債券納入中央國庫現(xiàn)金管理和地方國庫現(xiàn)金管理質押品范圍。 為剔除其他因素的影響，更好的衡量參與國庫現(xiàn)金管理試點對企業(yè)負債的影響，接下來剔除了2014 年及之前年份的數(shù)據，僅采用2015—2017 年三年的數(shù)據重新進行OLS 回歸和PSM-DID 回歸。 縮小樣本區(qū)間后的回歸結果如表6所示，其中，第（1）列至第（3）列列示了企業(yè)負債規(guī)模（Lev）作為被解釋變量的回歸結果，第（4）列至第（6）列列示了企業(yè)負債成本（Cost）作為被解釋變量的回歸結果。 我們發(fā)現(xiàn)，第（1）列和第（2）列中 Lev 與 Treat和Post 的回歸系數(shù)分別為-0.021 和-0.009，且分別在1%和10%的水平下是顯著的； 第 （3） 列中交乘項Treat×Post 的系數(shù)為-0.023 且在1%的水平下是顯著的。 第（4）列和第（5）列中 Cost 與 Treat 和 Post 的回歸系數(shù)分別為0.073 和0.098，且在1%的水平下均是顯著的；第（6）列中交乘項 Treat×Post 的系數(shù)為 0.100 且在1%的水平下是顯著的。 縮小樣本區(qū)間后的回歸結果與前文研究結論保持一致，回歸結論具有穩(wěn)健性。

表6 穩(wěn)健性檢驗回歸結果——縮小樣本區(qū)間

六、結論與建議

本文以2013—2017 年我國全部A 股上市公司為研究樣本，借助逐步開放的地方國庫現(xiàn)金管理招標試點提供的自然實驗平臺，分別利用普通最小二乘回歸和PSM-DID 回歸的方法， 從企業(yè)負債規(guī)模和負債成本兩個層面實證檢驗國庫現(xiàn)金管理對企業(yè)負債的影響。研究發(fā)現(xiàn)參與國庫現(xiàn)金管理試點會降低企業(yè)負債規(guī)模，提高企業(yè)負債成本。 通過替換被解釋變量衡量方法和縮小樣本區(qū)間等穩(wěn)健性檢驗后發(fā)現(xiàn)，研究結論具有穩(wěn)健性。

基于研究結論本文提出以下建議：第一，國庫現(xiàn)金管理制度本身是為了提升國庫資金使用效率，但地方政府在國庫現(xiàn)金管理實施時由于綁定銀行認購政府債券，雖然能降低企業(yè)規(guī)模，但降低的是更需要資金企業(yè)的債務規(guī)模，實質上該政策加劇了企業(yè)的融資難和融資貴問題。建議正確認識地方國庫現(xiàn)金管理的目的和意義，明確地方國庫現(xiàn)金管理招標方式，按照價格招標的規(guī)則開展招標工作，避免政府行政干預招標，尤其應該避免將國庫現(xiàn)金管理存款作為銷售地方政府債券的籌碼。第二，加快現(xiàn)金管理操作平臺建設，提高地方國庫現(xiàn)金管理的操作效率與監(jiān)管實時性，加強對地方政府債務發(fā)行的監(jiān)管，保障地方國庫現(xiàn)金管理操作的公開透明。 完善政府債券發(fā)行方式，構建短期債券、中期債券和長期債券發(fā)行組合，增強地方國庫現(xiàn)金管理與政府債務的協(xié)調配合。

注釋：

①本文主要關注國庫現(xiàn)金管理存款這種國庫現(xiàn)金管理方式。