地方債管理體制改革與企業(yè)杠桿率

鄧 萱 曹 策 李逸飛

(1.吉林大學(xué),吉林 長(zhǎng)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(guò)高的杠桿率會(huì)誘發(fā)潛在債務(wù)風(fēng)險(xiǎn),影響實(shí)體經(jīng)濟(jì)發(fā)展。國(guó)際清算銀行(BIS)數(shù)據(jù)顯示,我國(guó)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(lái)源:國(guó)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(huì)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(kāi)始呈下降趨勢(shì)(譚小芬 等,2021)。然而,受多重因素影響,近年來(lái)我國(guó)非金融企業(yè)杠桿率出現(xiàn)了一定程度的反彈?？傮w來(lái)看,大規(guī)模企業(yè)、國(guó)有企業(yè)以及房地產(chǎn)企業(yè)的杠桿率相對(duì)較高,特別是地方國(guó)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(yíng)困難、破產(chǎn)倒閉風(fēng)險(xiǎn)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(xiǎn),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(guó)有企業(yè)杠桿率與地方政府有著千絲萬(wàn)縷的聯(lián)系。國(guó)有企業(yè)債務(wù)中有一半屬于融資平臺(tái)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(guó)地方融資平臺(tái)公司數(shù)量急劇增長(zhǎng)和地方政府債務(wù)超預(yù)期膨脹產(chǎn)生的債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)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(guò)高且結(jié)構(gòu)不合理,其會(huì)造成信貸資源配置扭曲(田國(guó)強(qiáng) 等,2019),削弱市場(chǎng)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(jìng)爭(zhēng)會(huì)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(wèn)題(Cong et al.,2019;Huang et al.,2020;汪金祥 等,2020),對(duì)民營(yíng)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(chē)樹(shù)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(zhǎng)動(dòng)能。

長(zhǎng)期以來(lái),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(guó)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(jìng)爭(zhēng)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(chǎng)化、減稅降費(fèi)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(kāi)始實(shí)施的地方債管理體制改革涉及兩個(gè)標(biāo)志性政策法律文件,即《中華人民共和國(guó)預(yù)算法》(2014年修正版)和《國(guó)務(wù)院關(guān)于加強(qiáng)地方政府性債務(wù)管理的意見(jiàn)》(國(guó)發(fā)〔2014〕43號(hào)),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(shí)施后,地方政府可以通過(guò)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(jìng)爭(zhēng)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(tái)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(shí)間并不一致,這就為評(píng)估地方政府債務(wù)改革效果提供了一個(gè)理想的準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn)?；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(wèn)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(duì)不同類(lèi)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(lái)看,有關(guān)財(cái)稅政策對(duì)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(cái)政補(bǔ)貼(李建軍 等,2018;汪勇,2021)、財(cái)政壓力(李連友 等,2021)、財(cái)政分權(quán)(張慶君 等,2019;譚小芬 等,2021)等對(duì)企業(yè)杠桿率的影響。在為數(shù)不多的評(píng)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(dòng)地方政府“去杠桿”,降低政府債務(wù)風(fēng)險(xiǎn);另一方面減輕了對(duì)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(cuò)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(dòng)企業(yè)人力資本升級(jí)(胡玥 等,2022)。這些文獻(xiàn)為評(píng)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(jià)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(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),鑒于各城市改革的時(shí)間點(diǎn)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(duì)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(gè)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(cái)稅體制政策、地方政府債務(wù)等諸多方面識(shí)別出一系列可能會(huì)對(duì)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(kāi)探討。本文以地方債管理體制改革政策為切入點(diǎn),系統(tǒng)研究了其對(duì)企業(yè)杠桿率的影響,這不僅是對(duì)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(méi)有緩解其融資期限錯(cuò)配,“短融長(zhǎng)用”現(xiàn)象仍然存在。這為進(jìn)一步健全資本市場(chǎng)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(shuō)提出

企業(yè)和地方政府作為市場(chǎng)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(duì)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(jìng)爭(zhēng)關(guān)系。長(zhǎng)期以來(lái),我國(guó)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(guò)融資平臺(tái)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(tái)公司債務(wù)能夠獲得政府背書(shū)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(jìng)爭(zhēng)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(kāi)始實(shí)施全國(guó)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(lái)源、債務(wù)風(fēng)險(xiǎn)評(píng)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(duì)融資平臺(tái)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(duì)企業(yè)融資的擠出效應(yīng)明顯減輕,政企融資競(jìng)爭(zhēng)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(shí)現(xiàn)了“開(kāi)前門(mén)”。同時(shí),相關(guān)規(guī)定明確了地方政府對(duì)舉債負(fù)有償還責(zé)任,對(duì)地方政府的舉債行為實(shí)行終身問(wèn)責(zé)并倒查責(zé)任,這些舉措對(duì)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(tái)公司的政府融資職能被剝離,開(kāi)始進(jìn)行市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型,即實(shí)現(xiàn)了“堵后門(mén)”。不難推斷,地方債管理體制改革的實(shí)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(lái)看,盡管我國(guó)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(shì)。這是因?yàn)?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(duì)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(lái)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(duì)稱會(huì)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(zhǎng)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(huì)增加、規(guī)模擴(kuò)大、成本下降。此時(shí),企業(yè)在保障經(jīng)營(yíng)安全的前提下會(huì)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(shí)間優(yōu)勢(shì),而商業(yè)信用融資成本高、違約風(fēng)險(xiǎn)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(duì)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。基于此,本文提出:

假說(shuō)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(jì)

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)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(lèi)上市公司作為研究對(duì)象,并將研究樣本的時(shí)間跨度設(shè)定為2010—2019年。參照既有研究的一般做法,同時(shí)結(jié)合本文研究目的,對(duì)初始樣本進(jìn)行了如下篩選:第一,剔除股票簡(jiǎn)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(duì)估計(jì)結(jié)果造成干擾,對(duì)所有連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。經(jīng)過(guò)上述處理,最終獲得23163個(gè)企業(yè)-年份觀測(cè)值,涵蓋252個(gè)城市的2940家非金融類(lèi)上市公司。除改革沖擊變量通過(guò)手工收集得到外,上市公司數(shù)據(jù)和城市數(shù)據(jù)均來(lái)自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)、Wind數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思數(shù)據(jù)庫(kù)(RESSET)。

(二)變量說(shuō)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(jì)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(cè)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(dòng)負(fù)債+長(zhǎng)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(shí)施了地方債管理體制改革,若企業(yè)所在城市在某年實(shí)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(shí)間,并以此作為地方債管理體制改革實(shí)施的具體時(shí)間。本文收集了全國(guó)258個(gè)城市分批分次、逐步推廣的地方債管理體制改革實(shí)施時(shí)間,其中2015年實(shí)施改革的城市有86個(gè),2016年有51個(gè),2017年有29個(gè),2018年有19個(gè),共計(jì)185個(gè)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(shí)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(lái)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(dòng)比,采用固定資產(chǎn)凈額與企業(yè)員工數(shù)之比的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量。(3)成長(zhǎng)能力,采用托賓Q值反映。成長(zhǎng)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(rùn)率,反映企業(yè)以資產(chǎn)獲得利潤(rùn)的水平。利潤(rùn)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(jìng)爭(zhēng)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(kāi)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(shí)間點(diǎn)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(shí)點(diǎn)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(shí)未被觀測(cè)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(shí)驗(yàn)框架下,使用漸進(jìn)式雙重差分法對(duì)改革效果進(jìn)行識(shí)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(píng)估結(jié)果更為準(zhǔn)確。因此,本文的計(jì)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(xiàng)。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(shuō)1成立。

(四)描述性統(tǒng)計(jì)分析

表1報(bào)告了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(shuō)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(shuō)明樣本中42.21%的企業(yè)隸屬于實(shí)驗(yàn)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(jì)結(jié)果

四、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表2報(bào)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(shí)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(jì)結(jié)果,列(2)、(4)、(6)為納入所有控制變量的估計(jì)結(jié)果。由列(1)、(2)可見(jiàn),無(wú)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(guò)了顯著性檢驗(yàn),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(shí),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(shí)地方債管理體制改革對(duì)企業(yè)杠桿率存在顯著的正向影響。綜上,假說(shuō)1成立。

表2 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

(二)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)

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(shì)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(shì)應(yīng)該是平行的。為檢驗(yàn)基準(zhǔn)回歸結(jié)果的可靠性以及考察結(jié)果的動(dòng)態(tài)效應(yīng),采取事件分析法進(jìn)行檢驗(yàn)。在研究樣本中,地方債管理體制改革時(shí)間為2015—2018年,

圖1 平行趨勢(shì)檢驗(yàn)和動(dòng)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(shì)(置信區(qū)間為90%),從中可見(jiàn),相比于地方債管理體制改革之前的第7年,改革前實(shí)驗(yàn)組和對(duì)照組無(wú)顯著差異,平行趨勢(shì)假設(shè)得到證實(shí)。同時(shí),改革當(dāng)年及隨后年份的估計(jì)系數(shù)開(kāi)始顯著為正,表明地方債管理體制改革對(duì)企業(yè)杠桿率具有顯著促進(jìn)作用。

(三)安慰劑檢驗(yàn)

為避免實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)的杠桿率差異是由時(shí)間變化導(dǎo)致的,本文根據(jù)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)結(jié)果,將地方債管理體制改革的實(shí)施時(shí)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(shí)間,回歸結(jié)果如表3所示。不難發(fā)現(xiàn),解釋變量的估計(jì)系數(shù)均未通過(guò)顯著性檢驗(yàn)。這表明實(shí)驗(yàn)組企業(yè)和對(duì)照組企業(yè)的時(shí)間趨勢(shì)沒(méi)有系統(tǒng)性差異,也再次證實(shí)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(yàn)I

圖2 安慰劑檢驗(yàn)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(gè)實(shí)施地方債改革的城市隨機(jī)構(gòu)建了一個(gè)虛假的政策實(shí)施時(shí)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(jì)。理論上講,如果基準(zhǔn)回歸結(jié)果是由地方債改革帶來(lái)的,虛假的政策沖擊變量的估計(jì)系數(shù)應(yīng)與0無(wú)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(yàn)效力,圖2展現(xiàn)了虛假政策估計(jì)系數(shù)的核密度函數(shù)。不難看出,估計(jì)系數(shù)集中分布在0附近,而且真實(shí)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(shí)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(yàn)

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(guó)制造業(yè)和服務(wù)業(yè)上市公司占比較高,對(duì)融資需求也較大,而受融資約束又會(huì)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(jì),結(jié)果如表4列(1)所示。從中可見(jiàn),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(guò)了顯著性檢驗(yàn)。這說(shuō)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(yàn)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(huì)人數(shù)、獨(dú)立董事占董事會(huì)人數(shù)比例、高管人數(shù)占董事會(huì)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(gè)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(huì)影響地方債改革進(jìn)程,也會(huì)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(cái)政壓力和金融發(fā)展水平5個(gè)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(shuō)1再次得到證實(shí)。

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(jì),結(jié)果報(bào)告于表4列(4)。從中可見(jiàn),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(shuō)明剔除受政策影響較大的行業(yè)企業(yè)樣本并不會(huì)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(lì)效應(yīng)會(huì)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(jiàn)表5列(1)。估計(jì)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(shí)本文研究結(jié)論的可靠性。

6.其他穩(wěn)健性測(cè)試

其一,考慮到地方債管理體制改革可能會(huì)對(duì)行業(yè)層面樣本產(chǎn)生影響,本文在回歸中對(duì)行業(yè)層面進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)處理,估計(jì)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(lái)自地級(jí)市,本文在回歸中對(duì)地級(jí)市層面進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)誤聚類(lèi)處理,估計(jì)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(shí)變特征息息相關(guān),本文在回歸中控制了行業(yè)-時(shí)間固定效應(yīng),估計(jì)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(jì)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(shí)本文研究結(jié)論是穩(wěn)健的。

表5 穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果II

(五)作用機(jī)制檢驗(yàn)

本文在理論分析與假說(shuō)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(lái),從債務(wù)融資和現(xiàn)金流約束兩方面來(lái)驗(yàn)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(duì)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(zhǎng)期借款之和比總資產(chǎn)衡量企業(yè)債務(wù)融資,同時(shí)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(yàn)結(jié)果如表6所示。由列(1)～(3)可見(jiàn),地方債管理體制改革對(duì)債務(wù)融資的影響顯著為正,對(duì)商業(yè)信用融資的影響不顯著,對(duì)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(duì)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(chǔ)蓄動(dòng)機(jī)越強(qiáng),在經(jīng)營(yíng)過(guò)程中會(huì)留取越高比例的現(xiàn)金作為儲(chǔ)備資金,以保證后續(xù)經(jīng)營(yíng)項(xiàng)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(yíng)性凈現(xiàn)金流比總資產(chǎn)來(lái)衡量現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感性,估計(jì)結(jié)果如表6列(4)所示。從中可見(jiàn),地方債管理體制改革的回歸系數(shù)顯著為負(fù)。這說(shuō)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(dòng)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(yàn)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(yàn):

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(tái)公司有息債務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)衡量地級(jí)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(jì),結(jié)果報(bào)告于表7列(1)、(2)。不難看出,地方債管理體制改革對(duì)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(tái)公司對(duì)企業(yè)融資的擠出效應(yīng)越大,地方債管理體制改革的實(shí)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(guó)有企業(yè)和非國(guó)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(duì)非國(guó)有企業(yè)的杠桿率具有顯著正向影響,而對(duì)國(guó)有企業(yè)杠桿率的影響不顯著。這說(shuō)明,國(guó)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(huì)顯著推高國(guó)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(tái)公司對(duì)非國(guó)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(zhǎng)短期企業(yè)杠桿率的檢驗(yàn)。本文在將企業(yè)杠桿率區(qū)分為短期杠桿率和長(zhǎng)期杠桿率的基礎(chǔ)上,重新進(jìn)行了回歸。其中,采用流動(dòng)負(fù)債比總資產(chǎn)衡量短期杠桿率,長(zhǎng)期負(fù)債比總資產(chǎn)衡量長(zhǎng)期杠桿率,估計(jì)結(jié)果如表7列(5)、(6)所示。從中可見(jiàn),地方債管理體制改革對(duì)短期杠桿率具有顯著正向影響,而對(duì)長(zhǎng)期杠桿率的影響不顯著。這說(shuō)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(dòng)性管理需求和降低違約風(fēng)險(xiǎn)等方面的綜合考慮,銀行更傾向于與企業(yè)簽訂風(fēng)險(xiǎn)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(guò)滾動(dòng)短期負(fù)債的方式以滿足長(zhǎng)期資金需求,支持長(zhǎng)期資產(chǎn)投資,即存在短融長(zhǎng)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(zhǎng)用與大多數(shù)文獻(xiàn)提及的短貸長(zhǎng)投、短債長(zhǎng)用、投融資期限結(jié)構(gòu)錯(cuò)配含義相同。。

表7 異質(zhì)性檢驗(yàn)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(cuò)配問(wèn)題。為此,首先檢驗(yàn)地方債管理體制改革是否會(huì)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(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)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(duì)數(shù)。由表8列(1)、(2)可見(jiàn),地方債管理體制改革的回歸系數(shù)均顯著為正。這說(shuō)明企業(yè)在融資約束得到有效緩解后會(huì)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(huì)導(dǎo)致企業(yè)不斷滾動(dòng)短期債務(wù)以滿足固定資產(chǎn)投資。本文采用長(zhǎng)期借款比短期借款來(lái)衡量企業(yè)短貸長(zhǎng)用現(xiàn)象,估計(jì)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(shuō)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(zhǎng)期貸款,從而導(dǎo)致企業(yè)短期杠桿率上升。與此同時(shí),我們也參考邱穆青等(2019)的做法,以短融長(zhǎng)用衡量企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)錯(cuò)配,即采用(長(zhǎng)期資產(chǎn)-長(zhǎng)期負(fù)債-所有者權(quán)益)/長(zhǎng)期資產(chǎn)來(lái)刻畫(huà)短期融資支持的長(zhǎng)期資產(chǎn)占比,估計(jì)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(shuō)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(guò)滾動(dòng)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(zhǎng)用

五、結(jié)論與啟示

本文以2015年開(kāi)始逐步向全國(guó)推行的地方債管理體制改革作為一項(xiàng)準(zhǔn)自然實(shí)驗(yàn),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(duì)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(guò)平行趨勢(shì)檢驗(yàn)、安慰劑檢驗(yàn)和一系列穩(wěn)健性測(cè)試后依然成立。作用機(jī)制檢驗(yàn)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(duì)于處在地方債規(guī)模較大城市的企業(yè)或非國(guó)有企業(yè),地方債管理體制改革對(duì)企業(yè)杠桿率的影響更明顯;較之于長(zhǎng)期杠桿率,地方債管理體制改革對(duì)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(zhǎng)期貸款支持固定資產(chǎn)投資,導(dǎo)致投融資期限錯(cuò)配行為,即短融長(zhǎng)用現(xiàn)象。

本文研究結(jié)論具有以下重要啟示。第一,堅(jiān)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(dòng)機(jī)和償還動(dòng)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(tái)市場(chǎng)化轉(zhuǎn)型,堅(jiān)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(yíng)商環(huán)境。第二,加大對(duì)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(mén)要鼓勵(lì)銀行等金融機(jī)構(gòu)不斷優(yōu)化各類(lèi)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(shí),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(duì)實(shí)體企業(yè)的貸款,尤其是長(zhǎng)期信貸支持。另一方面,應(yīng)加快健全資本市場(chǎng)功能,提高直接融資比重,暢通多層次資本市場(chǎng)對(duì)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(chǎng)找到發(fā)展資金和發(fā)展動(dòng)力,蓄勢(shì)增能推動(dòng)經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展。