袁春生，白瑋東

（山西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，山西 太原 030006）

一、引 言

投融資期限錯(cuò)配是指企業(yè)利用大量短期資金來(lái)滿足長(zhǎng)期投資需求，又稱為短貸長(zhǎng)投［1］。期限匹配理論認(rèn)為，企業(yè)資產(chǎn)與負(fù)債只有實(shí)現(xiàn)期限的合理匹配，才能有效避免因現(xiàn)金流不足以支付利息和滿足投資需求而誘發(fā)的潛在風(fēng)險(xiǎn)［2］。作為一種非理性的決策行為，投融資期限錯(cuò)配能夠?yàn)槠髽I(yè)投資提供流動(dòng)性資金支持，滿足長(zhǎng)期投資需求［3］。一旦資金鏈斷裂，由此誘發(fā)的各類風(fēng)險(xiǎn)會(huì)對(duì)企業(yè)內(nèi)部產(chǎn)生巨大沖擊，甚至蔓延整個(gè)金融系統(tǒng)，對(duì)區(qū)域金融穩(wěn)定產(chǎn)生重要影響［4-5］。例如，我國(guó)綜合性集成電路龍頭企業(yè)紫光集團(tuán)（SZ：000938），依靠短期資金滿足投資并購(gòu)需求，導(dǎo)致陷入嚴(yán)重的債務(wù)危機(jī)，最終走向司法重整道路（1）?？梢?jiàn)，如何規(guī)范與約束企業(yè)非理性決策行為，優(yōu)化投融資期限配置成為亟待解決的關(guān)鍵問(wèn)題。

對(duì)比其他類型企業(yè)，國(guó)有企業(yè)有著天然的信貸優(yōu)勢(shì)和政府的隱性擔(dān)保［6］。然而，由于缺乏有效的約束機(jī)制特別是長(zhǎng)效追責(zé)機(jī)制，使得管理層為追求自身利益而不斷擴(kuò)大投資規(guī)模，隨意選擇投資項(xiàng)目［7］，導(dǎo)致大量資金被浪費(fèi)與擠占；加上政府預(yù)算軟約束的存在使得管理層在投資決策過(guò)程中缺乏足夠的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)［8］，更容易認(rèn)可并作出滾動(dòng)短期資金滿足長(zhǎng)期投資需求的決策行為，加劇投融資期限錯(cuò)配。因此，要改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，需要立足于監(jiān)管視角，對(duì)投資決策是否科學(xué)進(jìn)行必要的事后追責(zé)，從而約束與規(guī)范國(guó)有企業(yè)管理層的決策行為。

2016 年，國(guó)務(wù)院辦公廳印發(fā)《關(guān)于建立國(guó)有企業(yè)違規(guī)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究制度的意見(jiàn)》（以下簡(jiǎn)稱《意見(jiàn)》）強(qiáng)調(diào)要構(gòu)建權(quán)責(zé)清晰、約束有效的經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任體系，圍繞固定資產(chǎn)投資、投資并購(gòu)、風(fēng)險(xiǎn)管理等九大方面列示了經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究的負(fù)面清單，對(duì)規(guī)范管理層投資決策行為有著直接的影響。此外，《意見(jiàn)》首次提出要實(shí)施重大決策終身追責(zé)，并規(guī)定管理層在承擔(dān)直接責(zé)任的同時(shí)，負(fù)有主管責(zé)任和領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任。追責(zé)時(shí)間的延伸和追責(zé)范圍的擴(kuò)大對(duì)管理層決策行為產(chǎn)生良好的遏制和警醒作用［9］。已有研究證實(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠有效約束高管違規(guī)行為［9］，降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平［10］，提高全要素生產(chǎn)率［11］。作為強(qiáng)監(jiān)管背景下國(guó)有企業(yè)改革的重要舉措，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能否規(guī)范和優(yōu)化投資決策行為，顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配值得關(guān)注。

基于此，本文以2011—2021 年我國(guó)滬深A(yù) 股上市企業(yè)為研究對(duì)象，借助《意見(jiàn)》的出臺(tái)這一政策沖擊，構(gòu)建雙重差分模型，對(duì)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究與國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配關(guān)系展開(kāi)研究，揭示其內(nèi)在作用機(jī)制，并從管理層個(gè)體特性和企業(yè)自身特征的視角探究?jī)烧哧P(guān)系的異質(zhì)性。本文可能的創(chuàng)新和貢獻(xiàn)體現(xiàn)在以下三點(diǎn)：第一，從企業(yè)投融資決策改善視角研究經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究制度的有效性，為從資金運(yùn)作源頭遏制違規(guī)經(jīng)營(yíng)投資行為，健全以管資本為主的國(guó)有資產(chǎn)監(jiān)管體制提供決策參考。第二，立足于國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的獨(dú)特成因，從政府監(jiān)管視角為優(yōu)化投融資期限配置，促進(jìn)國(guó)有企業(yè)做強(qiáng)做優(yōu)做大提供有效途徑。第三，選取管理層個(gè)體特性和企業(yè)自身特征兩個(gè)層面，研究不同情境下經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響差異，能夠拓展經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究，改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的應(yīng)用場(chǎng)景，為理解兩者關(guān)系提供新視角。

二、文獻(xiàn)綜述

長(zhǎng)期以來(lái)，中國(guó)經(jīng)濟(jì)快速發(fā)展離不開(kāi)大規(guī)模的投資驅(qū)動(dòng)，而投資規(guī)?？焖贁U(kuò)張?jiān)斐傻木薮箝L(zhǎng)期資金缺口卻沒(méi)有得到有效滿足，企業(yè)普遍存在投融資期限錯(cuò)配現(xiàn)象［12］。在此背景下，已有學(xué)者對(duì)投融資錯(cuò)配治理機(jī)制展開(kāi)豐富研究。

（一）投融資期限錯(cuò)配治理的相關(guān)研究

關(guān)于如何改善企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，現(xiàn)有學(xué)者從金融市場(chǎng)發(fā)展、宏觀政策行為以及企業(yè)自身特征等維度進(jìn)行了研究。

在金融市場(chǎng)發(fā)展方面，高雅等（2022）［13］研究表明，企業(yè)周邊金融機(jī)構(gòu)越密集，投融資期限錯(cuò)配程度越低；隨著地區(qū)銀行業(yè)競(jìng)爭(zhēng)程度的提高，企業(yè)往往能夠獲取更多長(zhǎng)期資金，有效改善投融資期限錯(cuò)配程度［14］。此外，李逸飛等（2022）［15］借助銀行金融科技專利數(shù)據(jù)證實(shí)，銀行金融科技能夠提高銀行信息甄別能力，從而對(duì)改善企業(yè)投融資期限錯(cuò)配產(chǎn)生積極影響。

在宏觀政策行為方面，現(xiàn)有學(xué)者聚焦國(guó)地稅合并［16］、增值稅留抵退稅［17］、地方政府債務(wù)管理體制改革［5］等方面進(jìn)行研究，宏觀財(cái)政政策的不斷完善能夠顯著降低企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度。同樣，適度水平的貨幣政策，即貨幣政策調(diào)整與實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有較高契合度時(shí)，企業(yè)投融資期限錯(cuò)配呈現(xiàn)較低水平［4］。利率市場(chǎng)化改革顯著降低企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度［18］。

在企業(yè)自身特征方面，良好的內(nèi)部控制能夠有效優(yōu)化企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，改善投融資期限錯(cuò)配［19］；當(dāng)企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)時(shí)，信息不對(duì)稱程度的降低能夠有效改善投融資期限錯(cuò)配［1］；此外，發(fā)行綠色債券同樣是企業(yè)緩解投融資期限錯(cuò)配的重要途徑［20］。也有學(xué)者從管理層非理性的視角進(jìn)行研究，認(rèn)為過(guò)度自信的管理層往往會(huì)因?yàn)楦吖榔髽I(yè)未來(lái)現(xiàn)金流和低估風(fēng)險(xiǎn)而加劇企業(yè)投融資期限錯(cuò)配［21-22］。

（二）經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究制度實(shí)施效果的相關(guān)研究

有學(xué)者基于規(guī)范研究視角對(duì)政策實(shí)施情況和效果展開(kāi)論述，如唐大鵬和從勻（2019）［23］指出，當(dāng)前經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究仍存在一些問(wèn)題，從強(qiáng)化制度、提高內(nèi)控管理效能和健全內(nèi)審長(zhǎng)效機(jī)制三個(gè)維度提供解決對(duì)策。也有學(xué)者采用實(shí)證檢驗(yàn)方法展開(kāi)研究，如辛宇等（2022）［9］研究證實(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究具有事前威懾和事后懲罰的雙重效應(yīng)，能夠顯著抑制高管違規(guī)行為，促進(jìn)國(guó)有企業(yè)規(guī)范化運(yùn)作；陳運(yùn)森等（2022）［10］以企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)為切入點(diǎn)，研究證實(shí)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠通過(guò)影響管理層風(fēng)險(xiǎn)偏好抑制國(guó)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；此外，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展，表現(xiàn)為全要素生產(chǎn)率的提升［11］。

綜上，已有學(xué)者圍繞金融市場(chǎng)發(fā)展、宏觀政策行為和企業(yè)自身特征等方面對(duì)改善企業(yè)投融資期限錯(cuò)配展開(kāi)豐富研究。然而，少有學(xué)者聚焦事前威懾、事后追責(zé)的強(qiáng)監(jiān)管視角，從規(guī)范與約束管理層非理性決策行為出發(fā)，對(duì)如何改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配進(jìn)行研究。因此，本文以《意見(jiàn)》的出臺(tái)為外生政策沖擊，采用雙重差分模型研究經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的治理效應(yīng)、作用機(jī)制和情境差異。

三、理論分析與研究假設(shè)

關(guān)于企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的形成邏輯，已有文獻(xiàn)可以歸納為兩類：一類是信貸需求方不得已的被動(dòng)選擇，一類是信貸需求方權(quán)衡成本收益的主動(dòng)選擇［17］。具體到國(guó)有企業(yè)而言，一方面，國(guó)有企業(yè)缺乏有效的激勵(lì)與約束機(jī)制特別是長(zhǎng)效追責(zé)機(jī)制，使得管理層往往存在責(zé)任期內(nèi)的投機(jī)行為和決策短視化傾向［10］。管理層為滿足自身私利而進(jìn)行持續(xù)性的規(guī)模擴(kuò)張，甚至武斷地選擇盈利水平差、回報(bào)周期長(zhǎng)的項(xiàng)目進(jìn)行投資，導(dǎo)致大量資金被浪費(fèi)與擠占，迫使企業(yè)只能使用短期資金滿足長(zhǎng)期經(jīng)營(yíng)投資需求，加劇投融資期限錯(cuò)配。另一方面，國(guó)有企業(yè)承擔(dān)著較多的政策性負(fù)擔(dān)，即使出現(xiàn)經(jīng)營(yíng)虧損也有政府兜底和救助，導(dǎo)致管理層在決策過(guò)程中缺乏足夠的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)［8］，更容易認(rèn)可并作出投融資期限錯(cuò)配這種高風(fēng)險(xiǎn)的非理性決策行為。

經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究作為健全以管資本為主的國(guó)資監(jiān)管體制的重要制度安排，能夠有效規(guī)范與優(yōu)化管理層決策行為，顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，作用機(jī)制如圖1所示。

圖1 經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的作用機(jī)制

一方面，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究通過(guò)提高投資決策質(zhì)量改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。過(guò)度投資等低效決策造成的資金浪費(fèi)與擠占是導(dǎo)致企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的重要原因［24］。例如，四川能投文旅公司曾因盲目擴(kuò)張業(yè)務(wù)，未經(jīng)充分可行性論證和項(xiàng)目投資經(jīng)濟(jì)評(píng)審，導(dǎo)致10 億余元的投資項(xiàng)目面臨巨大風(fēng)險(xiǎn)（2）；再如，豫龍同力水泥有限公司曾在投資收購(gòu)某水泥建材公司時(shí)，管理層違規(guī)作出先定價(jià)后審計(jì)評(píng)估的投資決策，最終損失765 萬(wàn)余元（3）?！兑庖?jiàn)》圍繞固定資產(chǎn)投資、投資并購(gòu)、風(fēng)險(xiǎn)管理等九大方面列示了經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究的54 個(gè)“雷區(qū)”，針對(duì)具體問(wèn)題和情形設(shè)置明確的標(biāo)準(zhǔn)和底線，深入企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理的方方面面和具體業(yè)務(wù)細(xì)節(jié)，能夠把投資決策權(quán)關(guān)進(jìn)制度的“牢籠”，對(duì)國(guó)有企業(yè)亂投資行為起到良好的阻遏作用［25］。有針對(duì)性的追責(zé)規(guī)定也能夠督促企業(yè)加強(qiáng)制度建設(shè)，產(chǎn)生事前的警醒效果［9］，避免低效投資行為造成的資源浪費(fèi)與占用，顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配?！兑庖?jiàn)》也明確提出，國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資要實(shí)施重大決策終身追責(zé)，實(shí)現(xiàn)決策行為與管理層終身捆綁，這能夠有效避免管理層在責(zé)任期內(nèi)的投機(jī)行為和決策短視化傾向［25］，提高投資決策質(zhì)量，進(jìn)而有效優(yōu)化投融資期限配置。

另一方面，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究通過(guò)強(qiáng)化管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。根據(jù)高階梯隊(duì)理論，管理層對(duì)待風(fēng)險(xiǎn)的態(tài)度顯著影響其決策行為［26］，當(dāng)管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)較弱時(shí)，容易作出滾動(dòng)短期資金滿足長(zhǎng)期投資需求的高風(fēng)險(xiǎn)決策行為，加劇投融資期限錯(cuò)配［27］?！兑庖?jiàn)》不僅強(qiáng)調(diào)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究要建立問(wèn)責(zé)長(zhǎng)效機(jī)制，無(wú)論在崗，還是調(diào)任其他崗位或退休，均統(tǒng)一納入責(zé)任追究范圍，實(shí)施重大決策終身責(zé)任追究，而且規(guī)定相關(guān)責(zé)任人承擔(dān)直接責(zé)任的同時(shí)，負(fù)有主管責(zé)任和領(lǐng)導(dǎo)責(zé)任。追責(zé)時(shí)間的延伸和范圍的擴(kuò)大提高了對(duì)管理層的威懾作用［25］，能夠有效降低管理層在決策過(guò)程中的風(fēng)險(xiǎn)容忍度，從而減少使用短期資金進(jìn)行長(zhǎng)期投資的高風(fēng)險(xiǎn)行為，有效改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配?！兑庖?jiàn)》還明確指出，對(duì)于確需追責(zé)的，依據(jù)資產(chǎn)損失程度依法對(duì)相關(guān)責(zé)任人采取組織處理、扣減薪酬、禁入限制、紀(jì)律處分、移送國(guó)家監(jiān)察機(jī)關(guān)或司法機(jī)關(guān)等措施。這意味著管理層在作出違規(guī)經(jīng)營(yíng)決策時(shí)需要承擔(dān)更大的經(jīng)濟(jì)損失，甚至對(duì)聲譽(yù)等造成影響［9］，從而促使其更加關(guān)注自身決策行為所帶來(lái)的后果，增強(qiáng)投資決策過(guò)程中的風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)，進(jìn)而改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。

基于此，本文提出如下假設(shè)。

H：在其他條件不變時(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。

四、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)說(shuō)明

鑒于《意見(jiàn)》于2016年正式實(shí)施，故定義2016—2021年為實(shí)驗(yàn)期。選取2011—2021年滬深A(yù)股上市企業(yè)為研究樣本，并對(duì)數(shù)據(jù)作如下處理：①剔除樣本期間出現(xiàn)ST、*ST 的樣本；②剔除金融行業(yè)的樣本；③剔除變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。經(jīng)過(guò)篩選，最終共獲得15 158 個(gè)樣本觀測(cè)值。為了避免極端值的影響，本文對(duì)所有連續(xù)變量在1%和99%水平上進(jìn)行縮尾處理，相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，采用Stata 16.0進(jìn)行實(shí)證分析。

（二）基準(zhǔn)回歸模型

基于前文的研究假設(shè)，本文構(gòu)建模型（1），實(shí)證檢驗(yàn)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響：

其中：i代表企業(yè)；t代表時(shí)間；k代表行業(yè)；Slev表示投融資期限錯(cuò)配；After×Treat 表示經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究；Controlsi，t表示一系列控制變量；γk代表行業(yè)層面固定效應(yīng)；μt代表時(shí)間層面固定效應(yīng)；εi,t代表隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)；同時(shí)，在個(gè)體層面進(jìn)行聚類穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)誤處理。本文重點(diǎn)關(guān)注經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的回歸系數(shù)α1，它揭示了實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組的投融資期限錯(cuò)配在《意見(jiàn)》出臺(tái)前后的變化，如果回歸系數(shù)α1顯著為負(fù)，則說(shuō)明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。

（三）變量定義

1.被解釋變量

本文被解釋變量為投融資期限錯(cuò)配（Slev）。借鑒劉曉光和劉元春（2019）［28］、李逸飛等（2022）［15］的做法，用短期負(fù)債占比與短期資產(chǎn)占比之差衡量投融資期限錯(cuò)配，該指標(biāo)越大，表示投融資期限錯(cuò)配程度越高。

2.解釋變量

本文解釋變量為經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat），為After與Treat的交乘項(xiàng)，2016年及以后年度且為國(guó)有企業(yè)取值為1，否則取值為0。其中，After 表示政策沖擊的時(shí)間虛擬變量，2016 年及以后年度取值為1，否則取值為0；Treat表示分組虛擬變量，國(guó)有企業(yè)取值為1，否則取值為0。

3.控制變量

考慮企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、治理水平和宏觀經(jīng)濟(jì)特征可能對(duì)企業(yè)投融資期限錯(cuò)配產(chǎn)生潛在影響，本文借鑒已有學(xué)者的做法［16，29］，選取企業(yè)規(guī)模、盈利能力、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流水平、賬面市值比、有形資產(chǎn)占比、是否虧損、兩職合一、獨(dú)立董事占比、管理層持股比例、股權(quán)集中度和經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平等一系列控制變量。

變量定義見(jiàn)表1所列。

表1 變量定義表

五、實(shí)證結(jié)果與分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)

主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)見(jiàn)表2所列。在樣本期內(nèi)，投融資期限錯(cuò)配（Slev）的均值為0.158 5，中位數(shù)為0.172 9，與李逸飛等（2022）［15］的結(jié)果較為一致；最大值為0.625 9，最小值為-0.621 8，說(shuō)明投融資期限錯(cuò)配程度在樣本企業(yè)中存在較大差異，這為驗(yàn)證經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)投融資期限錯(cuò)配的影響提供了很好的特征環(huán)境。經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的均值為0.189 3，可見(jiàn)在樣本期間內(nèi)受政策影響的樣本企業(yè)占比約為18.93%。其余變量的數(shù)字特征見(jiàn)表2所列，本文不再贅述。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

（二）基準(zhǔn)回歸

為考察經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響，本文使用模型（1）進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表3所列。其中，列（1）和列（2）顯示，依次加入時(shí)間固定效應(yīng)與行業(yè)固定效應(yīng)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)分別為-0.026 3和-0.031 1，均在1%水平上顯著為負(fù)，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；列（3）顯示，在加入企業(yè)財(cái)務(wù)狀況、治理水平及宏觀經(jīng)濟(jì)特征的控制變量后，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)為-0.022 2，依舊在1%水平上顯著為負(fù)，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，本文假設(shè)得到驗(yàn)證。

表3 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

使用雙重差分模型的前提條件是要滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)，即在政策實(shí)施之前，實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組有著相同的變化趨勢(shì)。為驗(yàn)證國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配在《意見(jiàn)》出臺(tái)前后的動(dòng)態(tài)差異，本文以2015 年為基準(zhǔn)年份，構(gòu)建模型（2）進(jìn)行檢驗(yàn)：

其中，DID-5、DID-4、DID-3、DID-2、DID0、DID1、DID2、DID3、DID4和DID5是反映經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究相對(duì)時(shí)間的一組虛擬變量。如果樣本企業(yè)為國(guó)有企業(yè)，且分別是政策實(shí)施的前5 年、前4 年、前3 年和前2年，則DID-5、DID-4、DID-3和DID-2分別取值為1，否則取值為0；如果樣本企業(yè)為國(guó)有企業(yè)且是政策實(shí)施當(dāng)前，則DID0取值為1，否則取值為0；如果樣本企業(yè)為國(guó)有企業(yè)，且分別是政策實(shí)施的后1年、后2 年、后3 年、后4 年和后5 年，則DID1、DID2、DID3、DID4和DID5分別取值為1，否則取值為0。

以模型（2）回歸結(jié)果繪制的95%置信區(qū)間的平行趨勢(shì)檢驗(yàn)如圖2所示，DID-5、DID-4、DID-3和DID-2的估計(jì)系數(shù)并不顯著，說(shuō)明在經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究實(shí)施之前，處理組和對(duì)照組的投融資期限錯(cuò)配程度變化趨勢(shì)并不存在顯著差異；DID3、DID4和DID5的估計(jì)系數(shù)顯著為負(fù)，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，滿足平行趨勢(shì)檢驗(yàn)。

圖2 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

2.安慰劑檢驗(yàn)

鑒于《意見(jiàn)》實(shí)施前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組潛在非觀測(cè)遺漏變量可能對(duì)研究結(jié)論產(chǎn)生影響，本文隨機(jī)生成經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究的實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組，重新進(jìn)行模型（1）的回歸，并重復(fù)抽樣1 000次。安慰劑檢驗(yàn)估計(jì)系數(shù)的分布情況如圖3所示，相關(guān)估計(jì)系數(shù)接近正態(tài)分布，且集中在0附近，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，排除了其他隨機(jī)因素的影響，驗(yàn)證了本文研究結(jié)論的可靠性。

圖3 安慰劑檢驗(yàn)

3.PSM—DID檢驗(yàn)

雙重差分模型雖然在一定程度上能夠克服互為因果帶來(lái)的內(nèi)生性問(wèn)題，但也可能因?yàn)闃颖咀赃x擇等隨機(jī)因素影響研究結(jié)論的穩(wěn)健性。傾向得分匹配則能夠有效排除樣本選擇偏差等因素對(duì)研究結(jié)論造成的干擾。因此，本文選擇同模型（1）相同的控制變量作為協(xié)變量來(lái)計(jì)算傾向得分值，然后分別進(jìn)行1∶1 和1∶2 的最近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配，對(duì)匹配成功的樣本重新進(jìn)行模型（1）的回歸。通過(guò)表4可以看出，在經(jīng)過(guò)最近鄰匹配、卡尺匹配和核匹配后，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)分別為-0.025 2、-0.027 2、-0.024 2和-0.024 7，依舊顯著為負(fù)，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明在充分考慮實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組自身特征差異后，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究依然能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，再次證明本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性。

表4 PSM—DID回歸結(jié)果

4.子樣本回歸

為保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文選取部分子樣本進(jìn)行檢驗(yàn)：第一，剔除2016年的樣本數(shù)據(jù)?？紤]《意見(jiàn)》的出臺(tái)是在2016 年下半年，部分企業(yè)可能難以迅速對(duì)新政策做出回應(yīng)，本文借鑒陳運(yùn)森等（2022）［10］的做法，剔除2016 年的樣本數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸。第二，考慮新冠疫情影響。新冠疫情的不確定性和持續(xù)性對(duì)中國(guó)經(jīng)濟(jì)造成了巨大沖擊，作為微觀經(jīng)濟(jì)主體的企業(yè)更是深受影響，因此，考慮新冠疫情可能對(duì)企業(yè)投融資行為產(chǎn)生影響，本文剔除了2020年度及以后年度的樣本數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸。第三，僅考慮制造業(yè)。不同于其他行業(yè)，制造業(yè)的投資規(guī)模更大，投資期限更長(zhǎng)，資金需求量也就更大，可能面臨更為嚴(yán)重的資金錯(cuò)配問(wèn)題［30］，本文僅使用制造業(yè)樣本進(jìn)行回歸，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表5所列?？梢钥闯?，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的回歸系數(shù)分別為-0.024 2、-0.017 7 和-0.029 0，均顯著為負(fù)，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步表明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

5.考慮高階固定效應(yīng)

為控制其他不可觀測(cè)因素影響研究結(jié)論的可靠性，本文控制如下高階固定效應(yīng)：首先，考慮省份層面不可觀測(cè)因素的影響，本文加入省份固定效應(yīng)；其次，考慮隨時(shí)間變動(dòng)的省份層面和行業(yè)層面的不可觀測(cè)因素的影響，分別加入時(shí)間-行業(yè)聯(lián)合固定效應(yīng)和時(shí)間-省份聯(lián)合固定效應(yīng)，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表6所列?？梢钥闯?，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)分別為-0.015 6、-0.022 8 和-0.016 1，均顯著為負(fù)，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，進(jìn)一步證實(shí)了本文研究結(jié)論的可靠性。

表6 考慮高階固定效應(yīng)回歸結(jié)果

六、進(jìn)一步分析

（一）作用機(jī)制檢驗(yàn)

本文借鑒Di 和Laux（2022）［31］、馬慧和陳勝藍(lán)（2022）［32］兩階段檢驗(yàn)的做法，構(gòu)建模型（3）和模型（4）進(jìn)行機(jī)制檢驗(yàn)。其中，Mechanism 表示投資決策質(zhì)量（QID）和管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)（RA）的機(jī)制變量。在第一階段，使用模型（3）檢驗(yàn)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)機(jī)制變量（Mechanism）的影響，得到機(jī)制變量的預(yù)測(cè)值（Mechanism_hat），即經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究帶來(lái)的投資決策質(zhì)量和管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)的提升；第二階段，使用模型（4）分析第一階段得到的機(jī)制變量的預(yù)測(cè)值對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響，δ1表示由經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究帶來(lái)的投資決策質(zhì)量和管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)提升對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響。

1.提高投資決策質(zhì)量

借鑒張耀偉等（2021）［33］的做法，采用投資效率作為投資決策質(zhì)量（QID）的代理變量，其中投資效率使用Richardson 模型估計(jì)的殘差絕對(duì)值來(lái)進(jìn)行衡量，該值越大，表示投資決策質(zhì)量越差。從表7列（1）可以看出，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)為-0.008 6，在1%水平上顯著為負(fù)，通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠提高投資決策質(zhì)量；列（2）中預(yù)測(cè)機(jī)制變量（QID_hat）的估計(jì)系數(shù)為2.582 8，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究帶來(lái)的投資決策質(zhì)量提升越大（即經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)投資決策質(zhì)量的提升作用越明顯），企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度越低。表7列（1）和列（2）的結(jié)果表明，提高投資決策質(zhì)量是經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的重要機(jī)制。

表7 作用機(jī)制回歸結(jié)果

2.強(qiáng)化管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)

本文借鑒綦好東等（2022）［8］的做法，采用Z 指數(shù)來(lái)衡量管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)（RA），該指數(shù)越大，表明管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)越強(qiáng)。從表7列（3）可以看出，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)為0.792 5，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著提高管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)；列（4）中預(yù)測(cè)機(jī)制變量（RA_hat）的估計(jì)系數(shù)為-0.028 0，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究帶來(lái)的管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)提升越大（即經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)的提升作用越明顯），企業(yè)投融資期限錯(cuò)配程度越低。表7列（3）和列（4）的結(jié)果表明，強(qiáng)化管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)是經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的重要機(jī)制。

（二）異質(zhì)性分析

前文研究證實(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究可以通過(guò)提高投資決策質(zhì)量和強(qiáng)化管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)來(lái)改善投融資期限錯(cuò)配，但這一治理效應(yīng)的發(fā)揮受諸多因素影響，其中管理層過(guò)度自信程度、股權(quán)激勵(lì)水平和內(nèi)源融資能力是尤為重要的影響因素?；诖耍静糠謱⒗^續(xù)檢驗(yàn)上述因素對(duì)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究與國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配關(guān)系的影響，展示特定情境下經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的治理效應(yīng)差異。

1.管理層過(guò)度自信程度

根據(jù)高階梯隊(duì)理論，管理層個(gè)體特性顯著影響認(rèn)知和行為能力，并內(nèi)化于日常經(jīng)營(yíng)決策，其中過(guò)度自信是一種重要的心理特征，對(duì)管理層經(jīng)營(yíng)投資決策起著尤為重要的作用［34］。一方面，過(guò)度自信的管理層本身就具有較高的風(fēng)險(xiǎn)偏好，在經(jīng)營(yíng)決策過(guò)程中更容易作出投融資期限錯(cuò)配的非理性決策行為?，F(xiàn)有學(xué)者也證實(shí)，管理層過(guò)度自信程度正向影響企業(yè)投融資期限錯(cuò)配［21］。另一方面，由于認(rèn)知偏差的存在，過(guò)度自信的管理層往往會(huì)低估投資風(fēng)險(xiǎn)和高估收益，更容易導(dǎo)致企業(yè)作出低效的投資決策［35］，大量資金的浪費(fèi)與占用迫使企業(yè)只能不斷滾動(dòng)短期資金來(lái)滿足長(zhǎng)期投資需求，加劇投融資期限錯(cuò)配程度。經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究所形成的事前威懾、事后追責(zé)作用可以有效約束和規(guī)范管理層高風(fēng)險(xiǎn)的決策行為，提高投資決策質(zhì)量，改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。

已有研究表明，具有金融背景的高管由于積累了扎實(shí)的專業(yè)技能和豐富的金融資源，并且受金融行業(yè)高風(fēng)險(xiǎn)、高壓力等行業(yè)特性的影響，在投資決策中更加自信［36］，因此，本文采用具有金融背景的高管人數(shù)與高管總?cè)藬?shù)的比值來(lái)衡量管理層過(guò)度自信程度。按照中位數(shù)將樣本劃分為管理層過(guò)度自信程度高和管理層過(guò)度自信程度低兩組子樣本，分樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表8所列。列（1）顯示，在管理層過(guò)度自信程度較高時(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)為-0.033 3，顯著為負(fù)，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)；列（2）顯示，在管理層過(guò)度自信程度較低時(shí)，估計(jì)系數(shù)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。以上結(jié)果充分表明，管理層過(guò)度自信程度越高，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的效果越顯著。

表8 基于管理層過(guò)度自信程度的分組回歸結(jié)果

2.股權(quán)激勵(lì)水平

如前文所述，缺乏有效的治理機(jī)制使得管理層為滿足個(gè)人利益而隨意、武斷地選擇投資項(xiàng)目，低效投資決策形成的資金浪費(fèi)和占用是導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的重要原因。然而，良好的治理機(jī)制不僅要有監(jiān)督問(wèn)責(zé)等硬約束，更要有股權(quán)激勵(lì)等軟約束。股權(quán)激勵(lì)作為現(xiàn)代企業(yè)治理機(jī)制的重要組成部分，在約束與規(guī)范管理層決策行為方面有著重要的影響［37］。根據(jù)最優(yōu)契約理論，股權(quán)激勵(lì)賦予管理層股東身份，使得管理層利益和股東利益緊密捆綁，形成契約約束，促使其更加關(guān)注企業(yè)未來(lái)業(yè)績(jī)，進(jìn)而作出有利于企業(yè)長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展的經(jīng)營(yíng)決策，并以此約束過(guò)度投資等非效率投資行為，提高投資決策質(zhì)量［38］，改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配。

基于此，本文采用管理層人均持股數(shù)量來(lái)衡量股權(quán)激勵(lì)水平。按照中位數(shù)將樣本劃分為股權(quán)激勵(lì)水平高和股權(quán)激勵(lì)水平低兩組子樣本，分樣本進(jìn)行檢驗(yàn)，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表9所列。列（1）表明，在股權(quán)激勵(lì)水平較低時(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)為-0.029 9，顯著為負(fù)，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)；相反，在列（2）中，估計(jì)系數(shù)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這充分說(shuō)明，股權(quán)激勵(lì)水平越低，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善投融資期限錯(cuò)配的作用越明顯，治理機(jī)制硬約束和軟約束對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響呈互補(bǔ)關(guān)系。

表9 基于股權(quán)激勵(lì)水平的分組回歸結(jié)果

3.內(nèi)源融資能力

根據(jù)優(yōu)序融資理論，企業(yè)遵循先內(nèi)源融資，后外源融資的原則［39］?？梢?jiàn)，內(nèi)源融資能力是影響企業(yè)融資的重要因素，當(dāng)內(nèi)源融資無(wú)法滿足企業(yè)融資需求時(shí)，企業(yè)必然向外尋求融資渠道。在我國(guó)以銀行等金融機(jī)構(gòu)為主導(dǎo)的金融體系下，銀行信貸是企業(yè)外源融資的主要來(lái)源。相較于長(zhǎng)期借款，短期借款具有限制條件少、成本低等顯著特征［40］，使得企業(yè)更加青睞滾動(dòng)短期資金滿足長(zhǎng)期投資需求，從而加劇投融資期限錯(cuò)配。經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠有效約束和規(guī)范管理層的投資決策行為，促使其選擇回報(bào)周期短、未來(lái)收益高的項(xiàng)目進(jìn)行投資，進(jìn)而有效提升國(guó)有企業(yè)內(nèi)源融資能力。

基于此，本文借鑒王百?gòu)?qiáng)等（2021）［29］的做法，采用盈利能力來(lái)衡量企業(yè)內(nèi)源融資能力，用總資產(chǎn)收益率（ROA）和銷售利潤(rùn)率（ROS）表示。按照中位數(shù)將樣本劃分為內(nèi)源融資能力強(qiáng)和內(nèi)源融資能力弱兩組子樣本，分樣本檢驗(yàn)不同內(nèi)源融資能力情境下經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的影響差異，實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表10所列。通過(guò)列（1）和列（2）可以看出，在內(nèi)源融資能力較強(qiáng)時(shí)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)并未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)；相反，在內(nèi)源融資能力較弱時(shí)，見(jiàn)列（3）和列（4），經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究（After×Treat）的估計(jì)系數(shù)分別為-0.030 9和-0.029 3，均顯著為負(fù)，通過(guò)1%水平的顯著性檢驗(yàn)。這表明，內(nèi)源融資能力越弱，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的作用越明顯。

表10 基于內(nèi)源融資能力的分組回歸結(jié)果

七、研究結(jié)論與政策建議

本文以《意見(jiàn)》的出臺(tái)為契機(jī)，考察經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的治理效應(yīng)、作用機(jī)制和情境差異，得出如下結(jié)論：第一，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠顯著改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配，上述結(jié)論在經(jīng)過(guò)一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后依舊成立；第二，提高投資決策質(zhì)量和強(qiáng)化管理層風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)是經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的重要機(jī)制；第三，管理層過(guò)度自信程度、股權(quán)激勵(lì)水平和內(nèi)源融資能力影響經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配治理效應(yīng)的發(fā)揮，在管理層過(guò)度自信程度較高、股權(quán)激勵(lì)水平較低和內(nèi)源融資能力較差的國(guó)有企業(yè)中，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究改善投融資期限錯(cuò)配的效果更明顯。

基于上述研究結(jié)論，本文提出如下政策建議：

第一，積極推進(jìn)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究制度，建立健全常態(tài)化、可操作的經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任體系。國(guó)有企業(yè)職責(zé)和追責(zé)制度體系的建立對(duì)規(guī)范管理層決策行為，增強(qiáng)國(guó)有企業(yè)經(jīng)營(yíng)管理者風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)和責(zé)任意識(shí)，約束激進(jìn)投資決策行為，促進(jìn)國(guó)有企業(yè)做強(qiáng)做優(yōu)做大具有重要意義。本文研究發(fā)現(xiàn)，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究能夠?qū)?guó)有企業(yè)管理層形成強(qiáng)大的威懾效應(yīng)和約束作用，促使管理層積極主動(dòng)提高投資決策質(zhì)量和強(qiáng)化風(fēng)險(xiǎn)規(guī)避意識(shí)，減少激進(jìn)的投融資決策行為。為此，要繼續(xù)圍繞國(guó)有企業(yè)管理層行為和決策活動(dòng)細(xì)化經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究的負(fù)面清單，對(duì)違規(guī)投資零容忍，真正做到主動(dòng)追責(zé)、敢于追責(zé)、善于追責(zé)，不斷提高經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任管理的規(guī)范化和科學(xué)化水平，真正把國(guó)有企業(yè)決策權(quán)關(guān)進(jìn)制度的“牢籠”。

第二，關(guān)注國(guó)有企業(yè)管理層個(gè)體特性和企業(yè)特征差異，提升經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的治理效應(yīng)。管理層作為企業(yè)經(jīng)營(yíng)投資決策的重要主體，個(gè)體特性會(huì)直接影響其日常投融資決策行為；同樣，企業(yè)激勵(lì)軟約束和內(nèi)源融資能力差異對(duì)投融資決策行為也有著重要影響。本文研究顯示，作為強(qiáng)監(jiān)管背景下國(guó)有企業(yè)改革的重要舉措，經(jīng)營(yíng)投資責(zé)任追究對(duì)國(guó)有企業(yè)投融資期限錯(cuò)配的治理作用因管理層過(guò)度自信程度、股權(quán)激勵(lì)水平和內(nèi)源融資能力的不同而存在顯著差異。首先，國(guó)有企業(yè)在人才選用上要綜合考慮候選人的專業(yè)素質(zhì)、行業(yè)經(jīng)驗(yàn)和道德品質(zhì)等因素，特別是關(guān)注是否具有金融等工作經(jīng)歷，最大程度上減少管理層過(guò)度自信程度等非理性行為對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策造成的負(fù)面影響；其次，國(guó)有企業(yè)良好的治理機(jī)制不僅需要監(jiān)管問(wèn)責(zé)等硬約束，還需要股權(quán)激勵(lì)等軟約束，根據(jù)實(shí)際情況不斷優(yōu)化企業(yè)內(nèi)部的激勵(lì)機(jī)制，強(qiáng)化管理層主人翁意識(shí)，從而優(yōu)化企業(yè)投融資決策；最后，國(guó)有企業(yè)需要審慎對(duì)待舉債融資，不斷增強(qiáng)內(nèi)源融資能力，拓展多元化融資渠道，優(yōu)化投融資期限配置。

注 釋：

（1）資料來(lái)源于http：//finance.sina.com.cn/roll/2021-07-09/doc-ikqcfnca5915217.shtml。

（2）資料來(lái)源于http：//www.scjc.gov.cn/scjc/qita/2023/2/20/9eee8469d9914147b6345dfc29c8b6cc.shtml。

（3）資料來(lái)源于http：//www.xinhuanet.com/politics/2018-05/10/c_1122812247.htm。