鄧 萱 曹 策 李逸飛

(1.吉林大學(xué),吉林 長春 130012;2.湘潭大學(xué),湖南 湘潭 411105;3.管理世界雜志社,北京 100026)

一、引言與相關(guān)文獻(xiàn)回顧

企業(yè)杠桿率的適度攀升可以促進(jìn)投資和產(chǎn)出增加,但過高的杠桿率會誘發(fā)潛在債務(wù)風(fēng)險,影響實體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。國際清算銀行(BIS)數(shù)據(jù)顯示,我國非金融企業(yè)杠桿率從2008年的93.9%上升至2016年的159.5%,年均增速達(dá)8.7%。(1)資料來源:國際清算銀行(BIS)官網(wǎng),https://data.bis.org/topics/TOTAL_CREDIT/BIS%2CWS_TC%2C2.0/Q.CN.N.A.M.770.A?view=observations.自2015年中央經(jīng)濟(jì)工作會議提出將“去杠桿”作為供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革的重要任務(wù)之一,非金融企業(yè)杠桿率開始呈下降趨勢(譚小芬 等,2021)。然而,受多重因素影響,近年來我國非金融企業(yè)杠桿率出現(xiàn)了一定程度的反彈?？傮w來看,大規(guī)模企業(yè)、國有企業(yè)以及房地產(chǎn)企業(yè)的杠桿率相對較高,特別是地方國有企業(yè)(鐘寧樺 等,2016;劉窮志 等,2020)。居高不下的杠桿率不僅導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營困難、破產(chǎn)倒閉風(fēng)險增加,還極易產(chǎn)生嚴(yán)重的信貸危機(jī),引發(fā)系統(tǒng)性風(fēng)險,進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。

企業(yè)杠桿率尤其是國有企業(yè)杠桿率與地方政府有著千絲萬縷的聯(lián)系。國有企業(yè)債務(wù)中有一半屬于融資平臺債務(wù),與地方政府存在直接關(guān)聯(lián)(張慶君 等,2019)。2008年金融危機(jī)后,我國地方融資平臺公司數(shù)量急劇增長和地方政府債務(wù)超預(yù)期膨脹產(chǎn)生的債務(wù)風(fēng)險逐步引發(fā)中央政府的高度關(guān)注。地方政府債務(wù)的擴(kuò)張主要表現(xiàn)為地方政府杠桿率持續(xù)過高且結(jié)構(gòu)不合理,其會造成信貸資源配置扭曲(田國強(qiáng) 等,2019),削弱市場在資源配置中的決定性作用。企業(yè)杠桿率高企與地方債務(wù)規(guī)模密不可分。政府大規(guī)模舉債與企業(yè)融資之間的競爭會導(dǎo)致企業(yè)可貸資源減少,融資成本上升,加劇“融資難、融資貴”問題(Cong et al.,2019;Huang et al.,2020;汪金祥 等,2020),對民營企業(yè)、中小微企業(yè)的債務(wù)融資產(chǎn)生顯著的擠出效應(yīng),降低其杠桿率(Liang et al.,2017;Demirci et al.,2019;張慶君 等,2019;車樹林,2019;劉窮志 等,2020;劉暢 等,2020;譚小芬 等,2021),抑制微觀經(jīng)濟(jì)主體活力,削弱經(jīng)濟(jì)增長動能。

長期以來,受金融體系不夠完善、融資資源有限且渠道單一等約束,我國企業(yè)和政府主要依靠銀行貸款等間接方式融得資金,兩主體之間存在明顯的競爭關(guān)系。為降低企業(yè)融資成本,擴(kuò)大企業(yè)融資規(guī)模,化解企業(yè)融資困境,中央和地方政府嘗試采取了利率市場化、減稅降費等諸多措施。然而,在地方債管理體制改革之前,政府的系列政策并未產(chǎn)生顯著成效。2015年開始實施的地方債管理體制改革涉及兩個標(biāo)志性政策法律文件,即《中華人民共和國預(yù)算法》(2014年修正版)和《國務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)地方政府性債務(wù)管理的意見》(國發(fā)〔2014〕43號),兩者從根本上改變了地方政府融資方式(梁若冰 等,2021;劉貫春 等,2022a)。在地方債管理體制改革實施后,地方政府可以通過發(fā)行政府債券的方式取代銀行貸款進(jìn)行融資,從而一定程度上改善了政企之間的融資競爭關(guān)系,緩解了企業(yè)融資困境。在地方債管理體制改革措施出臺后,由于在經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平、債務(wù)遺留處理、政府治理力度等方面存在較大差異,各城市改革執(zhí)行時間并不一致,這就為評估地方政府債務(wù)改革效果提供了一個理想的準(zhǔn)自然實驗?；诖?本文旨在考察地方債管理體制改革的微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng),并試圖回答如下問題:一是地方債管理體制改革在改變政府融資方式后,是否緩解了企業(yè)融資困境,使企業(yè)獲得了更多的貸款,進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)杠桿率上升?二是如果上述影響成立,那么具體的作用機(jī)制如何?三是地方債管理體制改革對不同類型企業(yè)杠桿率的影響是否存在顯著差異?地方債管理體制改革又能否有效改善企業(yè)投融資配置?

從現(xiàn)有文獻(xiàn)來看,有關(guān)財稅政策對企業(yè)杠桿率影響的研究著重考察了稅收優(yōu)惠政策的微觀作用效果,比如2004年的增值稅轉(zhuǎn)型(申廣軍 等,2018)、2008年的企業(yè)所得稅“兩稅合并”(李建軍 等,2021)、2014年的固定資產(chǎn)加速折舊政策(譚光榮 等,2022)、2018年的增值稅減稅政策(郭杰 等,2022),也有研究探討了稅收負(fù)擔(dān)和財政補(bǔ)貼(李建軍 等,2018;汪勇,2021)、財政壓力(李連友 等,2021)、財政分權(quán)(張慶君 等,2019;譚小芬 等,2021)等對企業(yè)杠桿率的影響。在為數(shù)不多的評估地方政府債務(wù)治理改革經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的文獻(xiàn)中,學(xué)者們一致認(rèn)為地方政府債務(wù)治理改革一方面允許地方政府發(fā)行政府債券,顯著抑制了地方債務(wù)的增速,有利于推動地方政府“去杠桿”,降低政府債務(wù)風(fēng)險;另一方面減輕了對企業(yè)融資的擠占,有助于銀行信貸資金的“脫虛向?qū)崱?緩解企業(yè)融資困難,并改善企業(yè)投融資期限錯配(孫剛 等,2017;梁虎 等,2021;劉貫春 等,2022a),促進(jìn)企業(yè)創(chuàng)新(張建順 等,2021),推動企業(yè)人力資本升級(胡玥 等,2022)。這些文獻(xiàn)為評估地方政府債務(wù)治理的微觀經(jīng)濟(jì)效果提供了諸多有價值的啟發(fā)。然而,鮮有研究關(guān)注地方政府債務(wù)治理與企業(yè)杠桿率的關(guān)系。

本文以2015年各城市先后推進(jìn)的地方債管理體制改革作為一項準(zhǔn)自然實驗,鑒于各城市改革的時間點不盡相同,采用漸進(jìn)式雙重差分法考察地方政府債務(wù)治理對企業(yè)杠桿率的影響。與以往研究相比,本文的邊際貢獻(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩個方面:第一,豐富了企業(yè)杠桿率影響因素以及地方政府債務(wù)治理經(jīng)濟(jì)效果的相關(guān)研究。盡管學(xué)者們從財稅體制政策、地方政府債務(wù)等諸多方面識別出一系列可能會對企業(yè)杠桿率產(chǎn)生關(guān)鍵影響的因素,但尚未發(fā)現(xiàn)有文獻(xiàn)從地方政府治理尤其是2015年各城市逐漸推行的債務(wù)管理體制改革的視角展開探討。本文以地方債管理體制改革政策為切入點,系統(tǒng)研究了其對企業(yè)杠桿率的影響,這不僅是對企業(yè)杠桿率影響因素方面研究的有益補(bǔ)充,而且拓展了地方債管理體制改革微觀經(jīng)濟(jì)效應(yīng)的相關(guān)研究。第二,研究結(jié)論具有一定的政策涵義。地方債管理體制改革促使企業(yè)債務(wù)融資增加,提高了企業(yè)杠桿率,但并沒有緩解其融資期限錯配,“短融長用”現(xiàn)象仍然存在。這為進(jìn)一步健全資本市場功能,提高直接融資比重提供了理論依據(jù)。

二、理論分析與假說提出

企業(yè)和地方政府作為市場融資的主要需求者和參與者,總體融資規(guī)模由資金供給量和需求量決定,在資金供給量相對不變或資金供給增速低于資金需求的情形下,地方政府與企業(yè)之間必然存在融資競爭關(guān)系。長期以來,我國金融體系具有典型的金融約束體制特征,以銀行貸款占主導(dǎo)地位的間接融資是眾多企業(yè)的主要融資模式。大部分企業(yè)都面臨著融資難、融資貴的困境。為滿足城市建設(shè)融資需要、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展,地方政府通過融資平臺公司舉債導(dǎo)致地方債務(wù)規(guī)模不斷膨脹。由于地方融資平臺公司債務(wù)能夠獲得政府背書與隱性擔(dān)保,銀行等金融機(jī)構(gòu)更愿意為其提供貸款。這使得企業(yè)的銀行信貸資源被擠占,政府與企業(yè)之間的融資競爭進(jìn)一步加劇。

為遏制地方政府債務(wù)持續(xù)膨脹、加強(qiáng)地方債治理,中央于2015年開始實施全國性地方債管理體制改革。這一改革使得政府性債務(wù)涉及的舉借主體、舉借方式、償債來源、債務(wù)風(fēng)險評估與預(yù)警等都發(fā)生了根本性轉(zhuǎn)變(梁若冰 等,2021;劉貫春 等,2022a)。改革后,地方政府主要采用自己發(fā)行政府債券的方式融資,銀行對融資平臺公司的貸款規(guī)模顯著減少。在銀行信貸資金供給不變的情況下,政府債務(wù)對企業(yè)融資的擠出效應(yīng)明顯減輕,政企融資競爭關(guān)系得到一定程度緩解,企業(yè)取得的銀行信貸資金規(guī)模有所擴(kuò)大,企業(yè)融資難、融資貴的困境顯著改善(梁若冰 等,2021)。

一方面,地方債管理體制改革健全了地方政府債務(wù)管理制度,并允許地方政府發(fā)行債券,逐步取代了銀行貸款融資,即實現(xiàn)了“開前門”。同時,相關(guān)規(guī)定明確了地方政府對舉債負(fù)有償還責(zé)任,對地方政府的舉債行為實行終身問責(zé)并倒查責(zé)任,這些舉措對地方債務(wù)起到了規(guī)范約束作用,有利于降低銀行信貸資金的涌入,增加企業(yè)融資規(guī)模的供給。另一方面,隨著地方債管理體制改革的推進(jìn),地方融資主體身份得以強(qiáng)化,地方融資平臺公司的政府融資職能被剝離,開始進(jìn)行市場化轉(zhuǎn)型,即實現(xiàn)了“堵后門”。不難推斷,地方債管理體制改革的實施,緩解了企業(yè)融資約束,增加了企業(yè)的銀行信貸融資,從而造成企業(yè)杠桿率攀升。具體而言,從企業(yè)外源融資角度來看,盡管我國上市公司以股權(quán)融資為主,但2015年地方債管理體制改革后,上市公司的銀行貸款規(guī)模卻呈大幅上升態(tài)勢。這是因為,受地方債管理體制改革的影響,政府債務(wù)規(guī)模嚴(yán)格受控、融資方式發(fā)生較大改變,其對銀行信貸資源的占用逐步減少,為企業(yè)獲得銀行貸款騰挪了空間(梁若冰 等,2021)。在信貸供給資金總量不變的情況下,企業(yè)能夠獲得的銀行貸款額度增加,從而造成債務(wù)融資規(guī)模增大,杠桿率攀升。從企業(yè)內(nèi)源融資角度來看,當(dāng)前經(jīng)典的投資理論認(rèn)為,昂貴的交易成本和嚴(yán)重的信息不對稱會導(dǎo)致企業(yè)內(nèi)外部融資存在較大差異,企業(yè)往往很難從外部渠道融得用于投資的資金,尤其是長期投資。因此,企業(yè)普遍面臨較為嚴(yán)重的融資約束,投資-現(xiàn)金流敏感性較大。地方債管理體制改革緩解了企業(yè)融資約束,意味著企業(yè)能夠獲得銀行貸款的機(jī)會增加、規(guī)模擴(kuò)大、成本下降。此時,企業(yè)在保障經(jīng)營安全的前提下會盡可能減少現(xiàn)金持有,將更多的現(xiàn)金存量用于投資建設(shè),從而使得現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性減弱。根據(jù)企業(yè)優(yōu)序融資理論可知,企業(yè)的債務(wù)融資相較股權(quán)融資具有成本和時間優(yōu)勢,而商業(yè)信用融資成本高、違約風(fēng)險大,因此企業(yè)更偏好向債權(quán)人借入資金。在銀行資金供給增加的情況下,企業(yè)融資約束得到了有效緩解,對債務(wù)融資的需求進(jìn)一步增加,從而推高了債務(wù)杠桿率?；诖?本文提出:

假說1：地方債管理體制改革推高了企業(yè)杠桿率。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到地方債管理體制改革始于2015年,本文選取非金融類上市公司作為研究對象,并將研究樣本的時間跨度設(shè)定為2010—2019年。參照既有研究的一般做法,同時結(jié)合本文研究目的,對初始樣本進(jìn)行了如下篩選:第一,剔除股票簡稱中含有“ST”、“*ST”、“退”字的樣本企業(yè);第二,剔除金融、房地產(chǎn)行業(yè)的樣本企業(yè);第三,為避免異常值對估計結(jié)果造成干擾,對所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。經(jīng)過上述處理,最終獲得23163個企業(yè)-年份觀測值,涵蓋252個城市的2940家非金融類上市公司。除改革沖擊變量通過手工收集得到外,上市公司數(shù)據(jù)和城市數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)、Wind數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)。

(二)變量說明

1.被解釋變量

本文被解釋變量為企業(yè)杠桿率(lev),即企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率,計算方法為:企業(yè)杠桿率(資產(chǎn)負(fù)債率)=總負(fù)債/總資產(chǎn)。為盡可能確保研究結(jié)論的可靠性,本文還采用其他兩種方法進(jìn)行了同步測量,分別是:市值杠桿率=總負(fù)債/總市值;有息負(fù)債率=(短期貸款+一年內(nèi)到期的非流動負(fù)債+長期借款+應(yīng)付債券)/固定資產(chǎn)凈額。

2.核心解釋變量

本文核心解釋變量為地方債管理體制改革(reform)。該變量為虛擬變量,反映企業(yè)所在城市在某年是否實施了地方債管理體制改革,若企業(yè)所在城市在某年實施了改革及之后,則取值為1,否則為0。參照梁若冰等(2021)的做法,手工搜集各城市最早公布政府債務(wù)余額數(shù)據(jù)的時間,并以此作為地方債管理體制改革實施的具體時間。本文收集了全國258個城市分批分次、逐步推廣的地方債管理體制改革實施時間,其中2015年實施改革的城市有86個,2016年有51個,2017年有29個,2018年有19個,共計185個城市進(jìn)行了地方債管理體制改革。

3.控制變量

本文也將影響企業(yè)杠桿率的其他因素納入模型進(jìn)行了控制,以盡可能使上述因果識別更為準(zhǔn)確。參考既有文獻(xiàn)的做法,選取的控制變量具體包括:(1)固定資產(chǎn)比例,采用企業(yè)固定資產(chǎn)比總資產(chǎn)來衡量。企業(yè)固定資產(chǎn)比例越高,銀行越愿意為其提供貸款,從而導(dǎo)致企業(yè)杠桿率上升。(2)資本勞動比,采用固定資產(chǎn)凈額與企業(yè)員工數(shù)之比的自然對數(shù)來衡量。(3)成長能力,采用托賓Q值反映。成長能力越強(qiáng)的企業(yè),規(guī)模擴(kuò)張的概率越高,相應(yīng)的融資需求也越大。(4)凈資產(chǎn)利潤率,反映企業(yè)以資產(chǎn)獲得利潤的水平。利潤越高的企業(yè)債務(wù)融資越少,相應(yīng)的企業(yè)杠桿率也越低。(5)行業(yè)集中度,采用赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量。該指數(shù)越大,表示行業(yè)集中度越高,企業(yè)所處行業(yè)競爭度越小。

(三)模型設(shè)定

為準(zhǔn)確考察地方債管理體制改革是否推高了企業(yè)杠桿率,本文以2015年開始的地方債管理體制改革作為政策沖擊。不同城市改革的時間點不同,一方面可能導(dǎo)致同一城市的企業(yè)在改革前后融資方式出現(xiàn)差異,另一方面也可能使得同一時點上的企業(yè)杠桿率在改革城市和非改革城市之間存在差異,同時未被觀測到的因素與改革沖擊在不同年份恰好具有相同分布的概率更小。在準(zhǔn)自然實驗框架下,使用漸進(jìn)式雙重差分法對改革效果進(jìn)行識別比“一刀切”的雙重差分法更不易受到混雜因素的干擾,即前者的評估結(jié)果更為準(zhǔn)確。因此,本文的計量模型設(shè)定如下:

levi,t=α0+α1reformi,t+λXi,t+μi+νt+εi,t

(1)

其中,i表示企業(yè),t表示年份,lev為企業(yè)杠桿率,reform為地方債管理體制改革的虛擬變量,X是t年影響企業(yè)i杠桿率的一系列控制變量組成的向量,μi為企業(yè)固定效應(yīng),νt為年份固定效應(yīng),εi,t為隨機(jī)誤差項。本文主要關(guān)注系數(shù)α1的方向及顯著性,若α1顯著為正,則表明地方債管理體制改革顯著推高了企業(yè)杠桿率,假說1成立。

(四)描述性統(tǒng)計分析

表1報告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。企業(yè)杠桿率的均值為40.38%,處于合理水平,最小值為4.72%,最大值為90.25%,說明不同企業(yè)的杠桿率存在較大差異。地方債管理體制改革的均值為0.4221,說明樣本中42.21%的企業(yè)隸屬于實驗組,57.79%的企業(yè)隸屬于控制組。此外,由表1還可知,其他變量的取值分布均不存在異常情況,限于篇幅,不再贅述。

表1 主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

四、實證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2報告了地方債管理體制改革與企業(yè)杠桿率的基準(zhǔn)回歸結(jié)果。在同時控制企業(yè)固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)后,列(1)、(3)、(5)為不考慮控制變量的估計結(jié)果,列(2)、(4)、(6)為納入所有控制變量的估計結(jié)果。由列(1)、(2)可見,無論是否引入所有控制變量,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)均為正,且在5%水平上通過了顯著性檢驗,表明地方債管理體制改革顯著推高了企業(yè)杠桿率。列(3)～(6)的結(jié)果顯示,當(dāng)被解釋變量為市值杠桿率或有息負(fù)債率時,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)至少在10%水平上顯著為正,再次證實地方債管理體制改革對企業(yè)杠桿率存在顯著的正向影響。綜上,假說1成立。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)平行趨勢檢驗

使用漸進(jìn)式雙重差分法的關(guān)鍵前提在于要滿足平行趨勢假設(shè),即在政策沖擊之前,地方債管理體制改革城市和非改革城市的企業(yè)杠桿率變化趨勢應(yīng)該是平行的。為檢驗基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性以及考察結(jié)果的動態(tài)效應(yīng),采取事件分析法進(jìn)行檢驗。在研究樣本中,地方債管理體制改革時間為2015—2018年,

圖1 平行趨勢檢驗和動態(tài)效應(yīng)結(jié)果

因此n的取值范圍是-8到4。在具體回歸中,以n=-7即改革前第7年為基期。圖1顯示了各年回歸系數(shù)的變化趨勢(置信區(qū)間為90%),從中可見,相比于地方債管理體制改革之前的第7年,改革前實驗組和對照組無顯著差異,平行趨勢假設(shè)得到證實。同時,改革當(dāng)年及隨后年份的估計系數(shù)開始顯著為正,表明地方債管理體制改革對企業(yè)杠桿率具有顯著促進(jìn)作用。

(三)安慰劑檢驗

為避免實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的杠桿率差異是由時間變化導(dǎo)致的,本文根據(jù)平行趨勢檢驗結(jié)果,將地方債管理體制改革的實施時間分別提前1年、2年、3年和4年,構(gòu)建虛假的政策改革時間,回歸結(jié)果如表3所示。不難發(fā)現(xiàn),解釋變量的估計系數(shù)均未通過顯著性檢驗。這表明實驗組企業(yè)和對照組企業(yè)的時間趨勢沒有系統(tǒng)性差異,也再次證實地方債管理體制改革推高了企業(yè)杠桿率。

表3 安慰劑檢驗I

圖2 安慰劑檢驗II

為進(jìn)一步排除基準(zhǔn)回歸結(jié)果的出現(xiàn)可能是一種純粹的巧合,本文為每個實施地方債改革的城市隨機(jī)構(gòu)建了一個虛假的政策實施時間,并在此基礎(chǔ)上生成虛假的政策沖擊變量,繼而采用模型(1)進(jìn)行參數(shù)再估計。理論上講,如果基準(zhǔn)回歸結(jié)果是由地方債改革帶來的,虛假的政策沖擊變量的估計系數(shù)應(yīng)與0無顯著差異。為排除小概率事件的影響,本文重復(fù)上述操作500次以增強(qiáng)安慰劑檢驗效力,圖2展現(xiàn)了虛假政策估計系數(shù)的核密度函數(shù)。不難看出,估計系數(shù)集中分布在0附近,而且真實基準(zhǔn)回歸系數(shù)0.0092(表2列(2))明顯落在核密度函數(shù)之外。這充分表明,地方債管理體制改革確實推高了企業(yè)杠桿率,且這一作用并非源于其他未控制的偶然因素。

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.只保留制造業(yè)和服務(wù)業(yè)企業(yè)樣本

考慮到在我國制造業(yè)和服務(wù)業(yè)上市公司占比較高,對融資需求也較大,而受融資約束又會直接影響企業(yè)杠桿率。因此,此處僅使用制造業(yè)和服務(wù)業(yè)企業(yè)樣本重新進(jìn)行估計,結(jié)果如表4列(1)所示。從中可見,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)為0.0088,且在5%水平上通過了顯著性檢驗。這說明在調(diào)整研究樣本后,前文結(jié)論穩(wěn)健成立。

表4 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果I

2.加入公司治理層面控制變量

進(jìn)一步,本文在基準(zhǔn)模型中納入董事會人數(shù)、獨立董事占董事會人數(shù)比例、高管人數(shù)占董事會人數(shù)比例、前10位大股東持股比例以及直接控股股東持股比例5個公司治理層面的控制變量,回歸結(jié)果如表4列(2)所示。不難發(fā)現(xiàn),地方債管理體制改革的回歸系數(shù)仍顯著為正,與前文基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

3.加入城市宏觀經(jīng)濟(jì)變量

由于地方宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境既會影響地方債改革進(jìn)程,也會影響企業(yè)債務(wù)融資決策,本文在基準(zhǔn)回歸模型中進(jìn)一步加入了城市人均GDP、第二產(chǎn)業(yè)占比、第三產(chǎn)業(yè)占比、財政壓力和金融發(fā)展水平5個城市宏觀經(jīng)濟(jì)變量。由表4列(3)可知,地方債管理體制改革與企業(yè)杠桿率仍然顯著正相關(guān),本文假說1再次得到證實。

4.剔除受政策影響較大的行業(yè)企業(yè)樣本

考慮到建筑材料、煤炭、鋼鐵等行業(yè)受政策影響較大,本文將上述行業(yè)企業(yè)樣本剔除后重新估計,結(jié)果報告于表4列(4)。從中可見,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為正,說明剔除受政策影響較大的行業(yè)企業(yè)樣本并不會導(dǎo)致前文結(jié)論發(fā)生根本性改變。

5.加入固定資產(chǎn)加速折舊政策

考慮到2014年和2015年固定資產(chǎn)加速折舊政策產(chǎn)生的稅收優(yōu)惠激勵效應(yīng)會增加企業(yè)債務(wù)融資需求,繼而推高企業(yè)杠桿率(譚光榮 等,2022),本文進(jìn)一步控制了固定資產(chǎn)加速折舊政策的影響,回歸結(jié)果見表5列(1)。估計結(jié)果顯示,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)為0.0090,且在5%水平上顯著,再次證實本文研究結(jié)論的可靠性。

6.其他穩(wěn)健性測試

其一,考慮到地方債管理體制改革可能會對行業(yè)層面樣本產(chǎn)生影響,本文在回歸中對行業(yè)層面進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)誤聚類處理,估計結(jié)果如表5列(2)所示。其二,考慮到地方債管理體制改革政策來自地級市,本文在回歸中對地級市層面進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)誤聚類處理,估計結(jié)果如表5列(3)所示。其三,考慮到企業(yè)債務(wù)融資需求可能與其所處行業(yè)的時變特征息息相關(guān),本文在回歸中控制了行業(yè)-時間固定效應(yīng),估計結(jié)果如表5列(4)所示。表5列(2)～(4)的結(jié)果顯示,地方債管理體制改革的估計系數(shù)均顯著為正,與表2基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致,再次證實本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果II

(五)作用機(jī)制檢驗

本文在理論分析與假說提出部分強(qiáng)調(diào),融資約束緩解是地方債管理體制改革推高企業(yè)杠桿率的核心作用機(jī)制。接下來,從債務(wù)融資和現(xiàn)金流約束兩方面來驗證融資約束緩解機(jī)制。地方債管理體制改革減輕了政府債務(wù)融資對企業(yè)融資的擠出效應(yīng),緩解了企業(yè)融資約束,提高了企業(yè)獲得銀行貸款的可能性。本文采用企業(yè)短期借款與長期借款之和比總資產(chǎn)衡量企業(yè)債務(wù)融資,同時采用應(yīng)付賬款加應(yīng)付票據(jù)比總資產(chǎn)衡量商業(yè)信用融資,采用股本加資本公積比總資產(chǎn)衡量企業(yè)股權(quán)融資。作用機(jī)制檢驗結(jié)果如表6所示。由列(1)～(3)可見,地方債管理體制改革對債務(wù)融資的影響顯著為正,對商業(yè)信用融資的影響不顯著,對股權(quán)融資的影響顯著為負(fù)。這表明由于商業(yè)信用融資和股權(quán)融資成本相對較高,地方債管理體制改革能夠緩解企業(yè)融資約束,擴(kuò)大企業(yè)債務(wù)融資規(guī)模。已有研究指出,企業(yè)融資約束越嚴(yán)重,預(yù)防性儲蓄動機(jī)越強(qiáng),在經(jīng)營過程中會留取越高比例的現(xiàn)金作為儲備資金,以保證后續(xù)經(jīng)營項目擁有穩(wěn)定的資金支持,即表現(xiàn)為現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性越強(qiáng)(Almeida et al.,2004;連玉君 等,2008;汪金祥 等,2016)。本文采用經(jīng)營性凈現(xiàn)金流比總資產(chǎn)來衡量現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性,估計結(jié)果如表6列(4)所示。從中可見,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。這說明地方債管理體制改革顯著降低了企業(yè)的現(xiàn)金持有,緩解了流動性約束。綜上分析可知,地方債管理體制改革緩解了企業(yè)融資約束,增加了企業(yè)債務(wù)融資和減弱了現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性,進(jìn)而推高了企業(yè)杠桿率。

表6 作用機(jī)制檢驗結(jié)果

(六)異質(zhì)性分析

地方債管理體制改革產(chǎn)生的企業(yè)杠桿效應(yīng)可能因城市或企業(yè)等特征不同而表現(xiàn)出一定差異。為此,本文進(jìn)行了以下異質(zhì)性檢驗:

第一,地方債規(guī)模的影響。本文采用徐軍偉等(2020)搜集的融資平臺公司有息債務(wù)數(shù)據(jù)來衡量地級市政府債務(wù)規(guī)模。按照地方債規(guī)模的均值將樣本劃分為規(guī)模小和規(guī)模大兩組,分別進(jìn)行估計,結(jié)果報告于表7列(1)、(2)。不難看出,地方債管理體制改革對不同債務(wù)規(guī)模城市的企業(yè)杠桿率都有顯著正向影響,且在地方債規(guī)模大的城市,回歸系數(shù)值更大。這表明地方債規(guī)模越大,地方融資平臺公司對企業(yè)融資的擠出效應(yīng)越大,地方債管理體制改革的實施降低了這種效應(yīng)的影響程度,有利于企業(yè)獲得更大規(guī)模的貸款融資,表現(xiàn)為更高的企業(yè)杠桿率。

第二,企業(yè)性質(zhì)的影響。本文將樣本劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè),分組回歸結(jié)果如表7列(3)、(4)所示。從中可知,地方債管理體制改革對非國有企業(yè)的杠桿率具有顯著正向影響,而對國有企業(yè)杠桿率的影響不顯著。這說明,國有企業(yè)原本受到的融資約束就較小,更易獲得貸款融資,因此地方債管理體制改革并不會顯著推高國有企業(yè)杠桿率;而在地方債管理體制改革之后,地方融資平臺公司對非國有企業(yè)融資擠壓這一局面被打破,其能夠獲得的債務(wù)融資規(guī)模增加,導(dǎo)致企業(yè)杠桿率上升。

第三,區(qū)分長短期企業(yè)杠桿率的檢驗。本文在將企業(yè)杠桿率區(qū)分為短期杠桿率和長期杠桿率的基礎(chǔ)上,重新進(jìn)行了回歸。其中,采用流動負(fù)債比總資產(chǎn)衡量短期杠桿率,長期負(fù)債比總資產(chǎn)衡量長期杠桿率,估計結(jié)果如表7列(5)、(6)所示。從中可見,地方債管理體制改革對短期杠桿率具有顯著正向影響,而對長期杠桿率的影響不顯著。這說明地方債管理體制改革雖一定程度上緩解了融資約束,但出于流動性管理需求和降低違約風(fēng)險等方面的綜合考慮,銀行更傾向于與企業(yè)簽訂風(fēng)險較低的短期債務(wù)合約,即企業(yè)能夠獲得更多的短期貸款融資,這可能導(dǎo)致企業(yè)通過滾動短期負(fù)債的方式以滿足長期資金需求,支持長期資產(chǎn)投資,即存在短融長用現(xiàn)象(鐘凱 等,2016;鐘寧樺 等,2016;白云霞 等,2016;劉曉光 等,2019;邱穆青 等,2019;劉貫春 等,2022b)(2)短融長用與大多數(shù)文獻(xiàn)提及的短貸長投、短債長用、投融資期限結(jié)構(gòu)錯配含義相同。。

表7 異質(zhì)性檢驗結(jié)果

(七)進(jìn)一步研究

上文異質(zhì)性分析結(jié)果表明,地方債管理體制改革雖一定程度上緩解了企業(yè)融資約束,但也產(chǎn)生了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)錯配問題。為此,首先檢驗地方債管理體制改革是否會促使企業(yè)進(jìn)行更多的固定資產(chǎn)投資。本文借鑒Gulen et al.(2016)、譚小芬等(2017)的做法,采用兩種方法衡量固定資產(chǎn)投資,分別是:投資支出率,等于企業(yè)購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金比總資產(chǎn);固定資產(chǎn)投資凈額取對數(shù)。由表8列(1)、(2)可見,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)均顯著為正。這說明企業(yè)在融資約束得到有效緩解后會進(jìn)行更多的固定資產(chǎn)投資。其次,考察地方債管理體制改革是否會導(dǎo)致企業(yè)不斷滾動短期債務(wù)以滿足固定資產(chǎn)投資。本文采用長期借款比短期借款來衡量企業(yè)短貸長用現(xiàn)象,估計結(jié)果如表8列(3)所示。不難發(fā)現(xiàn),地方債管理體制改革的回歸系數(shù)為-1.8870,且在10%水平上顯著。這充分說明在地方債管理體制改革后,銀行更愿意為企業(yè)提供短期貸款,而非長期貸款,從而導(dǎo)致企業(yè)短期杠桿率上升。與此同時,我們也參考邱穆青等(2019)的做法,以短融長用衡量企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)錯配,即采用(長期資產(chǎn)-長期負(fù)債-所有者權(quán)益)/長期資產(chǎn)來刻畫短期融資支持的長期資產(chǎn)占比,估計結(jié)果如表8列(4)所示。結(jié)果顯示,地方債管理體制改革的回歸系數(shù)顯著為正。這進(jìn)一步說明地方債管理體制改革緩解了企業(yè)融資約束,但由于銀行存在短期信貸合約偏好,債務(wù)期限結(jié)構(gòu)短期化迫使企業(yè)通過滾動短期負(fù)債的方式支持固定資產(chǎn)投資,從而導(dǎo)致企業(yè)杠桿率攀升,突出表現(xiàn)為短期杠桿率上升。

表8 地方債管理體制改革與短融長用

五、結(jié)論與啟示

本文以2015年開始逐步向全國推行的地方債管理體制改革作為一項準(zhǔn)自然實驗,匹配2010—2019年上市公司數(shù)據(jù),利用漸進(jìn)式雙重差分法深入考察了地方債管理體制改革對企業(yè)杠桿率的影響。研究發(fā)現(xiàn),地方債管理體制改革顯著推高了企業(yè)杠桿率,該結(jié)論在經(jīng)過平行趨勢檢驗、安慰劑檢驗和一系列穩(wěn)健性測試后依然成立。作用機(jī)制檢驗結(jié)果表明,地方債改革緩解了融資約束,增加了企業(yè)的債務(wù)融資和減弱了現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性,進(jìn)而推高了企業(yè)杠桿率。異質(zhì)性分析顯示,對于處在地方債規(guī)模較大城市的企業(yè)或非國有企業(yè),地方債管理體制改革對企業(yè)杠桿率的影響更明顯;較之于長期杠桿率,地方債管理體制改革對短期杠桿率的影響更顯著。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),地方債管理體制改革促使企業(yè)獲得更多的短期債務(wù)融資,而非長期貸款支持固定資產(chǎn)投資,導(dǎo)致投融資期限錯配行為,即短融長用現(xiàn)象。

本文研究結(jié)論具有以下重要啟示。第一,堅定不移地推進(jìn)地方債管理體制改革,提高地方政府債務(wù)治理水平。在依法健全地方政府舉債融資的基礎(chǔ)上,嚴(yán)格控制地方政府不合理發(fā)債動機(jī)和償還動機(jī),建立地方債務(wù)終身償還追責(zé)機(jī)制,加快推進(jìn)融資平臺市場化轉(zhuǎn)型,堅決切斷地方政府與銀行的利益輸送鏈,為地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)I造良好的營商環(huán)境。第二,加大對小微企業(yè)的融資支持,努力拓寬企業(yè)融資渠道。一方面,監(jiān)管部門要鼓勵銀行等金融機(jī)構(gòu)不斷優(yōu)化各類審批程序,采取利率優(yōu)惠、增設(shè)再貸款等政策工具,進(jìn)一步降低企業(yè)貸款成本。同時,銀行等金融機(jī)構(gòu)也應(yīng)加強(qiáng)與企業(yè)的聯(lián)系溝通,加大對實體企業(yè)的貸款,尤其是長期信貸支持。另一方面,應(yīng)加快健全資本市場功能,提高直接融資比重,暢通多層次資本市場對接機(jī)制,引導(dǎo)資本要素向創(chuàng)新型、優(yōu)質(zhì)型行業(yè)領(lǐng)域涌進(jìn),讓更多優(yōu)質(zhì)企業(yè)在資本市場找到發(fā)展資金和發(fā)展動力,蓄勢增能推動經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。