續(xù)貸限制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響

黃祥鐘 林浩強(qiáng) 張澤濤

摘? ?要：當(dāng)前新形勢下，提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平是疏通國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)的重要渠道。本文以2007年續(xù)貸政策變動為“準(zhǔn)自然實驗”，采用雙重差分模型考察續(xù)貸政策變化對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。研究結(jié)果表明，續(xù)貸限制顯著抑制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)。異質(zhì)性分析表明，對于投資機(jī)會較多的企業(yè)和非國有企業(yè)來說，續(xù)貸政策收緊抑制其風(fēng)險承擔(dān)的效果更顯著。機(jī)制檢驗表明，融資約束與現(xiàn)金持有在續(xù)貸限制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔?。研究結(jié)論對改進(jìn)銀行續(xù)貸政策以促進(jìn)企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有啟示意義。

關(guān)鍵詞：續(xù)貸政策；企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)；銀行貸款；雙重差分法

中圖分類號：F832? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼： A? ?文章編號：1674-2265（2024）05-0025-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.05.003

一、引言

在新冠疫情后經(jīng)濟(jì)持續(xù)恢復(fù)但仍面臨一定困難的背景下，2023年中央經(jīng)濟(jì)工作會議指出“國內(nèi)大循環(huán)存在堵點”，其主要原因之一是“企業(yè)投資意愿不夠強(qiáng)”。因此，提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平以刺激企業(yè)投資意愿，是當(dāng)前保持市場主體活力、促進(jìn)經(jīng)濟(jì)可持續(xù)發(fā)展的必要之舉，也是疏通國內(nèi)經(jīng)濟(jì)大循環(huán)的重要渠道。風(fēng)險承擔(dān)是企業(yè)投資決策的重要組成部分，主要體現(xiàn)為企業(yè)在投資決策中主動選擇高風(fēng)險、高收益的項目，反映了企業(yè)愿意承擔(dān)一定風(fēng)險以追求高額回報的傾向（Lumpkin和Dess，1996）[1]。企業(yè)這種主動尋找有利可圖的機(jī)會并承擔(dān)相應(yīng)風(fēng)險的行為，微觀上是資本逐利本質(zhì)的體現(xiàn)，宏觀上是經(jīng)濟(jì)持續(xù)增長的動力源泉。

理論上，企業(yè)會選擇所有凈現(xiàn)值為正的項目進(jìn)行投資?，F(xiàn)實中，由于企業(yè)內(nèi)源融資有限性客觀存在，企業(yè)投資凈現(xiàn)值為正的項目時往往需要外部融資支持（黃容等，2022）[2]，而在以間接融資為主導(dǎo)的中國金融體系中，銀行貸款是企業(yè)外部融資的主要渠道。長期以來，由于金融抑制的存在，企業(yè)長期風(fēng)險投資項目的存續(xù)往往需要短期貸款的支持，短借長投成為企業(yè)應(yīng)對金融抑制的替代機(jī)制（鐘凱等，2016）[3]。企業(yè)的資金期限錯配行為雖然解決了投資項目現(xiàn)金流不足的問題，但會進(jìn)一步加劇企業(yè)自身的償債壓力，也使得企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險依賴于銀行的續(xù)貸政策（Acharya等，2011）[4]。因此，為了保持企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，助力經(jīng)濟(jì)穩(wěn)健增長，政策層面和社會層面傾向于鼓勵銀行將信貸資源更多投向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)，降低續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)，減少抽貸、斷貸行為。

政策層面對于企業(yè)“借新還舊”行為在不同時期有著不同的態(tài)度。2000年9月，中國人民銀行出臺的《不良貸款認(rèn)定暫行辦法》在一定程度上支持“借新還舊”，依據(jù)其中規(guī)定，當(dāng)借款人同時滿足正常生產(chǎn)經(jīng)營且不出現(xiàn)逾期付息情況、重新辦理了貸款手續(xù)、擔(dān)保有效、貸款性質(zhì)屬于周轉(zhuǎn)類四項條件，即使進(jìn)行“借新還舊”也應(yīng)列為正常貸款。該規(guī)定意味著續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)的放松，這能夠為企業(yè)風(fēng)險投資項目的存續(xù)提供較為充裕的流動性，但同時也增加了銀行的經(jīng)營風(fēng)險。2007年7月，原銀監(jiān)會頒布的《貸款風(fēng)險分類指引》（以下簡稱《指引》）中的第十條規(guī)定：“借新還舊，或者需要通過其他融資方式償還的貸款應(yīng)歸為關(guān)注類?！痹撘?guī)定表明續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)由松變緊，企業(yè)“借新還舊”的行為從合法合規(guī)變?yōu)檫m當(dāng)約束，在一定程度上受到了限制。在具體實踐中，銀行為落實政策和減少經(jīng)營風(fēng)險，往往會要求企業(yè)在貸款到期后，先還本付息，再簽訂新的貸款協(xié)議。這會導(dǎo)致企業(yè)所面臨的融資環(huán)境惡化，增加企業(yè)的流動性風(fēng)險以及貸款到期的清算風(fēng)險，不利于企業(yè)的投資和擴(kuò)張。

本文試圖考察續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)的變化對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響及作用機(jī)制?！吨敢诽岣吡算y行的續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)，這一外生事件也為本文使用雙重差分檢驗方法、構(gòu)筑準(zhǔn)自然實驗研究續(xù)貸政策的變動是否會對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生影響提供了良好的條件。結(jié)果表明，續(xù)貸限制顯著降低了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。傳導(dǎo)機(jī)制研究發(fā)現(xiàn)，融資約束與現(xiàn)金持有在續(xù)貸限制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的負(fù)向影響中起鏈?zhǔn)街薪樽饔谩?/p>

本文邊際貢獻(xiàn)在于：第一，進(jìn)一步揭示了銀行續(xù)貸政策變動對實體企業(yè)經(jīng)營行為的影響，拓展了對其社會經(jīng)濟(jì)影響的研究。目前，對于續(xù)貸政策的社會經(jīng)濟(jì)影響的研究主要聚焦于企業(yè)創(chuàng)新、投資以及僵尸企業(yè)形成等方面（葉永衛(wèi)和李增福，2020；張春鵬等，2022；劉海明和曹廷求，2018）[5-7]，但對續(xù)貸政策變化與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的研究還較為缺乏。本文在現(xiàn)有研究的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步拓展了續(xù)貸政策的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)研究。第二，對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)領(lǐng)域的研究進(jìn)行了拓展。目前，關(guān)于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素的研究主要集中在企業(yè)微觀層面（Faccio等，2011；何瑛等，2019）[8，9]，部分文獻(xiàn)也探討了人文法律、宏觀經(jīng)濟(jì)政策等因素對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。本文從政策限制角度深入挖掘了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)在續(xù)貸政策變動背景下所受的影響，補充了外部政策變動與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)因果效應(yīng)的研究文獻(xiàn)，為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平變動提供了新的解釋。第三，為金融更好地服務(wù)實體企業(yè)提供政策參考。我國銀行業(yè)的壟斷地位加劇了虛擬經(jīng)濟(jì)對實體企業(yè)的利潤侵占，也間接推動了經(jīng)濟(jì)脫實向虛，難以有效支持實體企業(yè)發(fā)展。本文以2007年續(xù)貸政策收緊為背景，研究發(fā)現(xiàn)銀行續(xù)貸限制通過融資約束、現(xiàn)金持有這一鏈?zhǔn)街薪槁窂斤@著抑制了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)，這限制了銀行信貸對于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的支持，影響企業(yè)投資決策，使得金融服務(wù)實體經(jīng)濟(jì)的效果受限。本文為當(dāng)前探索放松續(xù)貸限制的政策實踐提供了一定的理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述與研究假設(shè)

（一）續(xù)貸限制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響

企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)與其資金充裕程度高度相關(guān)，具有資源依賴性（張敏等，2015）[10]。在我國以銀行為主導(dǎo)的金融體系中，企業(yè)獲取經(jīng)營資金的重要方式之一就是通過銀行貸款進(jìn)行債務(wù)融資。但由于我國非完全競爭的金融市場，企業(yè)獲取與投資活動期限相匹配的長期信貸存在困難，導(dǎo)致長期投資活動不得不部分依賴于短期信貸的不斷續(xù)貸，短貸長投成為企業(yè)重要的資金融通方式（鐘凱等，2016）[3]。當(dāng)續(xù)貸政策發(fā)生變化時，企業(yè)的經(jīng)營投資行為會受到一定影響。理論上，續(xù)貸政策的收緊無論從實踐層面還是心理層面都會提高銀行放貸的謹(jǐn)慎程度，降低銀行的信貸供給意愿，導(dǎo)致企業(yè)融資可得性降低（黃祥鐘等，2023）[11]。而銀行借款又是企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險投資、提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的重要資金支持（林朝穎等，2015）[12]，因此，續(xù)貸限制可能會對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)造成以下兩方面的影響。

一方面，續(xù)貸限制會增強(qiáng)企業(yè)的融資約束，提高現(xiàn)金持有水平，從而給企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)帶來負(fù)面影響。首先，續(xù)貸限制提高了銀行對風(fēng)險的敏感度（劉海明和曹廷求，2018）[7]，縮短企業(yè)信貸期限以及增加企業(yè)的融資成本（葉永衛(wèi)和李增福，2020）[5]。續(xù)貸政策收緊降低了銀行的風(fēng)險容忍度，銀行出于避險需求會以更審慎的態(tài)度發(fā)放貸款。當(dāng)企業(yè)進(jìn)行風(fēng)險項目融資時，銀行會提升信貸門檻，在利息和抵押品方面提出高要求，更高的融資成本和外部融資約束將對企業(yè)投資項目形成制約。而當(dāng)企業(yè)面臨的融資約束水平顯著提升時，管理者風(fēng)險規(guī)避程度會提升，一定程度上會抑制企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平（Borio和Zhu，2012）[13]。其次，續(xù)貸限制會增加企業(yè)面臨的流動性風(fēng)險，使企業(yè)的現(xiàn)金持有量上升（劉海明和曹廷求，2018）[7]。續(xù)貸政策收緊增加了企業(yè)短期貸款續(xù)貸的風(fēng)險，導(dǎo)致企業(yè)為了控制清算風(fēng)險而不得不增加現(xiàn)金儲備（Harford等，2014）[14]。續(xù)貸政策收緊前，企業(yè)短期貸款到期后，并不是必須償還本金才能簽訂新的貸款協(xié)議，而在續(xù)貸政策收緊后，還本付息則成為必要步驟。為了保證能夠及時償付本息，企業(yè)就會增加自身的現(xiàn)金儲備。而在企業(yè)資金總量固定的背景下，增加現(xiàn)金持有量會降低企業(yè)的資源配置效率，降低對投資項目的投入，阻礙企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高。最后，續(xù)貸限制增大了企業(yè)短貸長投的難度。2007年之前，企業(yè)“借新還舊”是合法合規(guī)的，而2007年的續(xù)貸政策基本上杜絕了“借新還舊”，企業(yè)通過“借新還舊”實現(xiàn)短貸長投的可能性降低，這在一定程度上限制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。

另一方面，續(xù)貸限制也會增強(qiáng)企業(yè)受到的外部監(jiān)督，提高企業(yè)金融化水平，從而提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。其一，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)理論表明，縮短貸款期限能夠提升銀行對企業(yè)的監(jiān)督力度。由于短期貸款期限短于企業(yè)項目周期，所以當(dāng)企業(yè)短期貸款到期后，若想進(jìn)行展期操作，便需接受銀行的項目評估。如果企業(yè)存在機(jī)會主義行為，將資金投至凈現(xiàn)值為負(fù)的項目，銀行就不會同企業(yè)簽訂新的貸款協(xié)定，最終可能導(dǎo)致項目終止（Myers，1977）[15]。換言之，續(xù)貸限制提高了銀行短期貸款的監(jiān)督能力，約束企業(yè)非效率投資等機(jī)會主義行為（劉海明和曹廷求，2018）[7]，督促企業(yè)將資金投入凈現(xiàn)值為正的項目，提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。前期的諸多文獻(xiàn)研究表明，外部監(jiān)督能夠提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平（Connelly等，2010；何瑛等，2019）[16，9]。其二，企業(yè)金融資產(chǎn)配置比例的高低與其面臨的融資約束相關(guān)。經(jīng)濟(jì)學(xué)的核心觀點是實現(xiàn)稀缺資源的有效配置，續(xù)貸政策的收緊加劇了企業(yè)的融資約束，降低企業(yè)的融資可得性，從而導(dǎo)致企業(yè)減少對于期限較長且凈現(xiàn)值大于零的風(fēng)險項目投資，這可能使企業(yè)核心業(yè)務(wù)投資水平和收入下降。在資本逐利屬性的作用以及資源的有限性下，企業(yè)很可能提高其風(fēng)險承擔(dān)水平，向高風(fēng)險高收益的金融資產(chǎn)投入資源，以期提高利潤水平（司登奎等，2021）[17]。因此，從這一方面講，續(xù)貸限制促進(jìn)了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

綜上，本文提出以下兩個互為競爭的研究假說：

H1a：續(xù)貸限制抑制了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

H1b：續(xù)貸限制促進(jìn)了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

（二）續(xù)貸限制對投資機(jī)會存在差異的企業(yè)的影響

完美市場條件下，企業(yè)的投資僅受投資機(jī)會影響（Franco和Merton，1958）[18]。然而，市場中存在著稅收、手續(xù)費等摩擦以及信息不對稱、委托代理等問題，完美市場無法實現(xiàn)。在現(xiàn)實市場中，企業(yè)投資機(jī)會在一定程度上會影響企業(yè)投資，一般而言，企業(yè)擁有更廣泛的投資選擇，其投資支出會更加充分，并且這些投資往往具備更高的效益（趙瑞，2013）[19]。投資機(jī)會不僅影響公司的投資行為，還會對管理層的風(fēng)險接受程度產(chǎn)生影響。企業(yè)的投資機(jī)會越多，可選擇的投資項目也越多，管理層更有可能選擇承擔(dān)風(fēng)險而去追求利潤；反之，當(dāng)投資機(jī)會較少時，管理層往往傾向于穩(wěn)健經(jīng)營，減少投資支出。因此，當(dāng)企業(yè)擁有較多的投資機(jī)會時，可能會借助銀行貸款進(jìn)行高風(fēng)險投資，這一行為在資金匱乏的企業(yè)中更為明顯；當(dāng)企業(yè)投資機(jī)會較少時，由于缺少優(yōu)異的投資項目，即使銀行愿意提供貸款，企業(yè)選擇貸款進(jìn)行投資的可能性也大大降低（于澤等，2015）[20]。由于投資機(jī)會的差異影響了企業(yè)利用銀行貸款進(jìn)行投資的可能，所以當(dāng)銀行續(xù)貸政策收緊，擁有較多投資機(jī)會的企業(yè)將會受到更顯著的影響。由此，本文提出以下假說。

H2：與投資機(jī)會較少的企業(yè)相比，投資機(jī)會較多的企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平受續(xù)貸限制的影響更大。

（三）續(xù)貸限制對股權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)的影響

股權(quán)性質(zhì)對信貸資金的發(fā)放會產(chǎn)生一定的影響，國有企業(yè)較非國有企業(yè)更容易獲得貸款（陳其安等，2022）[21]。一方面，考慮到就業(yè)民生以及社會穩(wěn)定，政府傾向于為國有企業(yè)提供隱性擔(dān)保，因此，國有企業(yè)從銀行貸款時可以通過政府補貼、降低稅率、統(tǒng)購統(tǒng)銷等方式獲得比非國有企業(yè)更大的優(yōu)惠；另一方面，當(dāng)國有企業(yè)遇到財務(wù)危機(jī)或經(jīng)營危機(jī)時，政府也更可能通過干預(yù)銀行貸款等方式為企業(yè)提供融資，幫助其解決危機(jī)（楊北京和馮璐，2019）[22]。基于國有企業(yè)獲得的直接或間接的隱性擔(dān)保，在與銀行簽訂信貸契約的過程中，國有企業(yè)擁有更強(qiáng)的議價能力，相較于非國有企業(yè)更容易獲得與投資活動期限相匹配的長期貸款，降低了其進(jìn)行短貸長投的可能性。所以當(dāng)續(xù)貸政策收緊，國有企業(yè)受到的影響更不顯著。基于此，本文提出以下假說。

H3：與國有企業(yè)相比，非國有企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平受續(xù)貸限制的影響更大。

三、研究設(shè)計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

2007年發(fā)布的《指引》將存在“借新還舊”行為的企業(yè)貸款列入關(guān)注類，預(yù)期外地改變了續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)。為保證這一外生事件沖擊前后有充足的樣本，本文選取政策發(fā)布前后6年，即2001—2013年滬深兩市A股上市公司作為樣本進(jìn)行檢驗，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫。在數(shù)據(jù)處理過程中，篩選步驟如下：（1）刪除財務(wù)狀況異常或存在其他異常的企業(yè)；（2）刪除金融類企業(yè)；（3）刪除變量缺失的樣本；（4）刪除2007年之后上市的企業(yè)。除此之外，本文還對所有連續(xù)變量進(jìn)行縮尾處理，剔除前后1%的數(shù)據(jù)，以消除異常值的影響。最終得到 12911個樣本觀測值。

（二）主要變量定義及說明

1.被解釋變量：企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。在以往的研究中，常用的衡量指標(biāo)包括盈余波動性、股票回報波動性、資產(chǎn)負(fù)債率等，由于中國股票市場波動性較大，中國企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平廣泛采用盈余波動性來衡量。參考何瑛等（2019）[9]的研究，本文采用企業(yè)的Roa波動程度衡量其風(fēng)險承擔(dān)水平，盈余波動性越大，其風(fēng)險承擔(dān)水平越高。指數(shù)構(gòu)建過程如下：

[Adj_Roai，t=EBITi，tASSETi，t-1Xk=1XEBITi，tASSETi，t]? （1）

[Risk1i，t=1T-1t=1T（Adj_Roai，t-1Tt=1TAdj_Roai，t）2]

（2）

[Risk2i，t=Max（Adj_Roai，t）-Min（Adj_Roai，t）]? ?（3）

式（1）計算調(diào)整后的盈余波動性，其中，[EBIT]為息稅前利潤，[Roa]為年末總資產(chǎn)，[X]表示行業(yè)內(nèi)樣本公司數(shù)量。式（1）將公司[Roa]減去年度行業(yè)均值，以減輕周期及行業(yè)影響。式（2）和（3）以每三年（[t]至[t+2]年）作為一個觀測時段，分別滾動計算[Adj_Roa]的標(biāo)準(zhǔn)差和極差，得到 [Risk1]和[Risk2]兩個指標(biāo)以衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

2.解釋變量：交乘項Post×Treat。如果樣本發(fā)生在2007年及以后，則時間變量Post取值為1；否則，Post取值為0。Treat作為本文分組變量，分組方法主要參考張春鵬等（2022）[6]的做法，如果某企業(yè)前六年短期借款占總資產(chǎn)比重的均值大于所有企業(yè)前六年該比重均值的中值，則認(rèn)為該企業(yè)較為依賴短期貸款，更容易受續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)變動的影響，Treat取值為１。否則，Treat取值為0。

3.控制變量。參考Faccio等（2011）[8]等文獻(xiàn)，本文選取了如下控制變量：企業(yè)年齡（Firmage），使用觀測年份與成立年份之差表示；企業(yè)規(guī)模（Size），使用期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示；盈利能力（ROE），使用期末凈利潤與期末所有者權(quán)益之比表示；股權(quán)集中度（TOP1），使用第一大股東持股比例表示；資本支出（Cap），使用資本支出與期末總資產(chǎn)之比表示；企業(yè)成長性（Growth），以企業(yè)銷售收入增長率表示；獨立董事比例（Ind），以獨立董事占董事會總?cè)藬?shù)的比例表示；董事會規(guī)模（Board），使用董事會人數(shù)表示；兩職合一（Duality），使用虛擬變量表示，若CEO兼任董事長，該變量為1，否則為0；CEO年齡（CEOAge）；CEO持股比例（CEOShare）；地區(qū)GDP水平（GDP），使用公司總部所在省份的人均GDP的自然對數(shù)表示。此外，為了將行業(yè)特征和宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境對回歸結(jié)果的影響控制在最小，在回歸中還加入了行業(yè)虛擬變量和年度虛擬變量。

（三）回歸模型的構(gòu)建

1.基準(zhǔn)回歸模型。借鑒葉永衛(wèi)和李增福（2020）[5]的研究設(shè)計，為考察續(xù)貸限制與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)之間的關(guān)系，本文構(gòu)建的雙重差分模型如下：

[Risk1i，t（Risk2i，t）=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+βkXi，t+εi，t]? ?（4）

其中，[Risk1i，t]和[Risk2i，t]是衡量企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的兩個不同指標(biāo)；[X]代表各控制變量；[εi，t]為干擾項；其他變量含義見前文。交乘項（Post×Treat）的系數(shù)[β3]需要重點關(guān)注，[β3]顯著為正（或負(fù)），表明續(xù)貸限制促進(jìn)（或抑制）了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

2. 中介效應(yīng)模型。首先，考慮簡單中介模型。參考江艇（2022）[23]的研究，實證分析交乘項（Post×Treat）與中介變量的關(guān)系，中介變量與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的關(guān)系則經(jīng)由理論分析探究。將簡單中介模型設(shè)定如下：

[Mi，t=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+βkXi，t+εi，t]? ?（5）

其中，[M]表示中介變量，其余變量含義見前文。在基準(zhǔn)回歸模型，即公式（4）的[β3]顯著性、符號符合預(yù)期的基礎(chǔ)上，若公式（5）的[β3]也顯著，則中介效應(yīng)存在。

其次，考慮多重中介模型。由于本文存在多個中介變量，簡單中介模型忽略了中介變量之間的關(guān)系，為了進(jìn)一步完善機(jī)制檢驗，參考柳士順和凌文輇（2009）[24] 的研究，構(gòu)建鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪槟Ｐ?，對總體中介效應(yīng)、個別中介效應(yīng)、中介變量間的關(guān)系以及不同中介路徑差異的顯著性進(jìn)行研究。模型設(shè)定如下：

[M1i，t=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+βkXi，t+εi，t]? （6）

[M2i，t=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+β4M1i，t+βkXi，t+εi，t]? ?（7）

[Risk1i，t（Risk2i，t）=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+β4M1i，t+β5M2i，t+βkXi，t+εi，t]? （8）

其中，[M1]和[M2]分別代表第一個和第二個中介變量，其余變量含義見前文。

（四）變量的描述性統(tǒng)計

本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表1。樣本企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平Risk1的均值為4.689，標(biāo)準(zhǔn)差為6.611，Risk2的均值和標(biāo)準(zhǔn)差分別為8.875和12.34，這表明不同企業(yè)之間的風(fēng)險承擔(dān)水平存在較大的差異。另外，時間變量Post 的均值為0.58，即政策發(fā)生前后的樣本各占總樣本的42.0%和58.0%。

四、實證結(jié)果

（一）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2列出了續(xù)貸政策收緊對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平影響的回歸結(jié)果。表中列（1）、（2）和列（3）、（4）分別是續(xù)貸限制與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平Risk1以及Risk2的回歸結(jié)果。從表中可以看出，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明了《指引》實施之后，續(xù)貸限制顯著抑制了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，因此，假說H1a得到驗證。

（二）穩(wěn)健性檢驗

為驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文進(jìn)行如下檢驗。

1.平行趨勢檢驗。平行趨勢假設(shè)是雙重差分模型的關(guān)鍵前提，在基準(zhǔn)回歸中，本文識別了續(xù)貸限制政策對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響，為了證明結(jié)果的有效性，依然需要進(jìn)行平行趨勢檢驗。本文以企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)Risk1和Risk2為被解釋變量，繪制政策的動態(tài)效應(yīng)圖。剔除政策前一期，以消除政策的預(yù)期效應(yīng)。從平行趨勢檢驗結(jié)果（見圖1）可以看出，政策實施前，置信區(qū)間均包含0。表明實驗組和對照組在政策實施前不存在顯著差異，滿足了雙重差分模型的前提條件。

2.安慰劑檢驗。為了檢驗上述結(jié)果在多大程度上受到遺漏變量、隨機(jī)因素等的影響，參考盧盛峰等（2021）[25]的做法，本文構(gòu)造了改革時間—企業(yè)兩個層面隨機(jī)實驗，即隨機(jī)“篩選”企業(yè)并隨機(jī)產(chǎn)生改革時間，并按照表2的第（2）列進(jìn)行回歸。重復(fù) 500 次上述過程，并繪出交乘項（Post×Treat）的估計系數(shù)分布圖。若交乘項（Post×Treat）的估計系數(shù)分布在0附近，意味著模型設(shè)定中并未遺漏重要的影響因素，即基準(zhǔn)回歸中的影響效應(yīng)的確是由于續(xù)貸政策收緊所帶來的。從估計系數(shù)分布圖（見圖2）可以看出，Post×Treat的估計系數(shù)集中分布于0附近，表明模型并不存在嚴(yán)重的遺漏變量問題。

3.細(xì)化沖擊時間。2007年7月《指引》發(fā)布并實施，基準(zhǔn)回歸中概括地以2007年作為政策沖擊時間。參考張春鵬等（2022）[6]的研究，將政策沖擊時間細(xì)化至月，重新設(shè)定時間變量Post2。將2007年的Post2賦值為1/2，其余年份保持原值不變。用Post2代替Post，重新回歸。由表3可知，交乘項（Post2×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，與基準(zhǔn)回歸結(jié)果一致。

4.排除政策實施年度的影響。在利用雙重差分模型評估政策實施效果時，對于政策落地施行年度樣本的處理，不同文獻(xiàn)采取了不同的方法：一部分文獻(xiàn)保留了政策落地施行年度的樣本（劉海明和曹廷求，2018）[7]，而另一部分文獻(xiàn)認(rèn)為政策施行年度的樣本會影響回歸結(jié)果，刪除了目標(biāo)樣本（梁權(quán)熙和曾海艦，2016）[26]。本文在進(jìn)行基準(zhǔn)回歸時，做法與前者相同，保留了政策落地施行年度的樣本。為進(jìn)一步驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文借鑒后者的樣本處理方式，刪除政策落地施行年度的樣本，重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表4。交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，這說明在排除政策實施年度的影響之后，續(xù)貸限制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用并未發(fā)生改變。

5.剔除金融危機(jī)的影響。2008 年金融危機(jī)席卷多個國家，使得宏觀風(fēng)險顯著提升，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)對貨幣政策變動的反應(yīng)更加靈敏（金雪軍和徐凱翔，2018）[27]。在惡劣的外部環(huán)境下，企業(yè)投資經(jīng)營的謹(jǐn)慎程度會提升，風(fēng)險承擔(dān)水平也會隨之下降。因此，金融危機(jī)的影響不能忽視。本文構(gòu)建金融危機(jī)虛擬變量（Crisis），然后重新進(jìn)行回歸，結(jié)果見表5。

從表5可以看出，在控制金融危機(jī)對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響后，交乘項（Post×Treat）的系數(shù)仍均在1%的水平上顯著為負(fù)，進(jìn)一步說明了基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性。

6.改變分組標(biāo)準(zhǔn)。在基準(zhǔn)回歸中，本文比較了政策實施前公司短期借款占總資產(chǎn)比重的均值和所有企業(yè)均值的中值大小，依此劃分實驗組和對照組。為了進(jìn)一步驗證基準(zhǔn)回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本文改變分組標(biāo)準(zhǔn)，重新設(shè)定分組變量Treat2，以替代Treat。如果政策實施前公司短期借款占總資產(chǎn)比重的均值高于整個行業(yè)該比重均值的中值，則Treat2取值為1；否則，Treat2取值為0。回歸結(jié)果見表6，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)。表明分組標(biāo)準(zhǔn)改變之后，續(xù)貸限制仍然顯著抑制了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平。

7.傾向得分匹配?？紤]到基準(zhǔn)回歸中樣本企業(yè)間存在很多特征差異，這可能導(dǎo)致樣本選擇性偏誤問題。因此，本文利用傾向得分匹配分析法，匹配變量選取企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模、盈利能力、股權(quán)集中度、資本支出、企業(yè)成長性、獨立董事比例、董事會規(guī)模、兩職合一、CEO年齡、CEO持股比例和地區(qū)GDP水平，按照1：1最近鄰匹配原則對企業(yè)進(jìn)行匹配。得到匹配后的樣本后，再進(jìn)行基準(zhǔn)回歸，以此來更好地解決上述內(nèi)生性問題。表7報告了回歸結(jié)果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，進(jìn)行傾向得分匹配后的結(jié)果與前文一致，基準(zhǔn)回歸的結(jié)果仍然穩(wěn)健。

五、進(jìn)一步分析

在前文中，我們發(fā)現(xiàn)銀行續(xù)貸限制顯著地抑制了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，但仍有一些問題有待探討，例如，續(xù)貸限制是否會對投資機(jī)會存在差異或股權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)產(chǎn)生不同的影響？續(xù)貸限制如何導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平下降？下文將就這些問題進(jìn)行進(jìn)一步討論。

（一）基于投資機(jī)會差異的分組研究

托賓Q是現(xiàn)有文獻(xiàn)中常用的度量企業(yè)投資機(jī)會的指標(biāo)。參考何瑛等（2019）[9]的研究，本文以企業(yè)市值與總資產(chǎn)之比衡量企業(yè)的托賓Q值，再以此對樣本進(jìn)行分組。具體而言，如果某公司前六年托賓Q的均值大于所有企業(yè)前六年托賓Q均值的中值，則認(rèn)為該企業(yè)投資機(jī)會較多，反之，該企業(yè)投資機(jī)會較少。

表8前兩列展示了投資機(jī)會多的企業(yè)的回歸結(jié)果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)（-1.4756、-2.7335），而對投資機(jī)會少的企業(yè)而言，列（3）和列（4）的交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)為負(fù)但并未通過顯著性水平檢驗。因此，續(xù)貸限制對于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用因企業(yè)投資機(jī)會不同而呈現(xiàn)出異質(zhì)性，續(xù)貸政策收緊對投資機(jī)會多的企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平負(fù)向作用明顯，而對于投資機(jī)會少的企業(yè)影響并不顯著，支持了本文的假說H2。

（二）基于股權(quán)性質(zhì)差異的分組研究

國務(wù)院和地方人民政府分別代表國家履行出資人職責(zé)所建立的企業(yè)被認(rèn)定為國有企業(yè)（Zhou等，2017）[28]，本文使用國泰安數(shù)據(jù)庫中既有的分類來區(qū)分國有企業(yè)與非國有企業(yè)，即將數(shù)據(jù)庫中“股權(quán)性質(zhì)—國企”的企業(yè)劃分為國有企業(yè)，其他則劃分為非國有企業(yè)（民營、外資以及其他）。

表9前兩列顯示了國有企業(yè)的回歸結(jié)果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均在5%的水平上顯著為負(fù)（-0.5691、-1.0214），后兩列則顯示了非國有企業(yè)的回歸結(jié)果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)（-1.7191、-3.1945）。結(jié)果表明，非國有企業(yè)交乘項的回歸系數(shù)小于國有企業(yè)，且顯著性更強(qiáng)，說明股權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平受續(xù)貸限制的影響存在差異，續(xù)貸限制對非國有企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的抑制作用相較于國有企業(yè)更為顯著，驗證了本文的假說H3。表8和表9還報告了分組樣本系數(shù)差異顯著性檢驗的結(jié)果，可以看出通過不同檢驗方法得到的結(jié)果均為顯著。

（三）續(xù)貸限制抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的作用機(jī)制

在基準(zhǔn)回歸部分，本文已經(jīng)發(fā)現(xiàn)續(xù)貸政策收緊顯著降低了企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，下文將對實際的作用機(jī)制進(jìn)行檢驗。

1. 簡單中介效應(yīng)。借鑒已有研究，本文中企業(yè)面臨的融資約束和企業(yè)的現(xiàn)金持有分別用SA和Cash指數(shù)衡量，SA=-0.737×Scale+0.043×Scale2-0.04×Firmage，其中，Scale=lnSize/1000，F(xiàn)irmage和Size分別為企業(yè)年齡、企業(yè)規(guī)模，而Cash以貨幣資金及交易性金融資產(chǎn)之和占企業(yè)總資產(chǎn)的比例進(jìn)行衡量。計算所得SA指數(shù)均為負(fù)數(shù)，SA越小融資約束越強(qiáng)。本文對其取絕對值，因此，SA指數(shù)絕對值越大，企業(yè)所受融資約束越強(qiáng)。

參考江艇（2022）[23]的研究進(jìn)行中介效應(yīng)檢驗，考慮到前文已經(jīng)驗證了續(xù)貸限制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響，只需進(jìn)一步檢驗續(xù)貸限制對融資約束和現(xiàn)金持有的影響，結(jié)果見表10。

表10的列（1）和列（2）分別為續(xù)貸限制與融資約束以及續(xù)貸限制與現(xiàn)金持有的回歸結(jié)果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均在1%的水平下顯著為正，表明續(xù)貸限制通過加劇企業(yè)融資約束以及促進(jìn)企業(yè)現(xiàn)金持有，提升管理者風(fēng)險規(guī)避程度和降低企業(yè)的資源配置效率，進(jìn)而對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。

2. 多重中介效應(yīng)。前文驗證了融資約束以及現(xiàn)金持有是續(xù)貸限制影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的重要渠道。那么融資約束與現(xiàn)金持有是否存在聯(lián)系？融資約束是否會影響企業(yè)現(xiàn)金持有？從預(yù)防性動機(jī)的角度出發(fā)，企業(yè)為了應(yīng)付突發(fā)情況，往往通過增加現(xiàn)金持有來規(guī)避可能的風(fēng)險，而企業(yè)融資約束變小、融資渠道拓寬，則有利于減少企業(yè)現(xiàn)金持有（白小瀅和陳雨薇，2022）[29]。從交易需求的角度出發(fā)，企業(yè)持有現(xiàn)金可以避免頻繁進(jìn)行外部融資而帶來的交易成本，當(dāng)融資約束得到緩解后，交易成本降低，企業(yè)就不必持有大量現(xiàn)金（曾敏等，2022）[30]。結(jié)合前文關(guān)于續(xù)貸限制、融資約束、現(xiàn)金持有以及企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的理論分析可知，當(dāng)續(xù)貸政策收緊時，由于續(xù)貸風(fēng)險的提高和續(xù)貸成本的增加而帶來的企業(yè)融資約束加劇，有可能進(jìn)一步影響企業(yè)現(xiàn)金持有，并最終影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。

參考柳士順和凌文輇（2009）[24]的研究，構(gòu)建鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型，對上述鏈?zhǔn)街薪樽饔寐窂竭M(jìn)行檢驗，并采用SPSS軟件中PROCESS程序的模型6進(jìn)行鏈?zhǔn)蕉嘀刂薪樾?yīng)模型的驗證，結(jié)果見表11。

表11的列（1）和列（2）中交乘項（Post×Treat）的回歸系數(shù)均顯著為正，表明續(xù)貸限制加劇了企業(yè)融資約束以及促進(jìn)了企業(yè)現(xiàn)金持有；列（2）中SA的回歸系數(shù)顯著為正，說明融資約束對企業(yè)現(xiàn)金持有具有顯著的促進(jìn)作用；當(dāng)續(xù)貸限制、融資約束、現(xiàn)金持有同時作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)時，續(xù)貸限制、融資約束及現(xiàn)金持有對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，表明其對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)負(fù)向作用明顯。但中介效應(yīng)是否存在還需進(jìn)一步檢驗，結(jié)果見表12。

通過Bootstrap方法抽樣5000次對上述中介路徑進(jìn)行檢驗，并設(shè)定置信區(qū)間為95%，若BootLLCI（置信區(qū)間上限）和BootULCI（置信區(qū)間下限）之間不包含0，則表明中介效應(yīng)顯著。最后三行是中介路徑差異的顯著性檢驗。通過表12的檢驗結(jié)果可以看出，總中介效應(yīng)存在，效應(yīng)值分別為-0.2826和-0.5265。第一條中介鏈（續(xù)貸限制→融資約束→企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)）和第三條中介鏈（續(xù)貸限制→融資約束→現(xiàn)金持有→企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)）對于Risk1和Risk2的置信區(qū)間均不包含0，表明融資約束的中介效應(yīng)顯著，并且融資約束和現(xiàn)金持有在續(xù)貸限制與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)顯著。第二條中介鏈（續(xù)貸限制→現(xiàn)金持有→企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)）的置信區(qū)間均包含0，說明現(xiàn)金持有的中介效應(yīng)主要受到融資約束影響，續(xù)貸限制并不能直接通過企業(yè)現(xiàn)金持有影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。 最后一行（Ind2—Ind3）的置信區(qū)間均包含0，說明了第二條中介鏈和第三條中介鏈并沒有顯著差異，佐證了現(xiàn)金持有的中介效應(yīng)主要受到融資約束影響。綜上所述，融資約束和現(xiàn)金持有的中介效應(yīng)顯著，與簡單中介效應(yīng)檢驗結(jié)果存在差異的地方為，現(xiàn)金持有的中介效應(yīng)為鏈?zhǔn)街薪樾?yīng)，主要取決于融資約束，而不是續(xù)貸限制。續(xù)貸限制作用于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的具體路徑如圖3所示。

六、結(jié)論與啟示

本文基于滬深兩市2001—2013年非金融業(yè)上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)，利用2007年續(xù)貸政策變動構(gòu)造準(zhǔn)自然實驗，實證檢驗了續(xù)貸政策收緊對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響。研究表明，續(xù)貸政策的收緊顯著抑制了企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。在進(jìn)一步研究中發(fā)現(xiàn)，續(xù)貸政策的收緊通過加劇企業(yè)所面臨的融資約束、促進(jìn)企業(yè)現(xiàn)金持有從而導(dǎo)致企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的下降，且相較于投資機(jī)會少的企業(yè)和國有企業(yè)，續(xù)貸限制對于擁有較多投資機(jī)會的企業(yè)和非國有企業(yè)影響更為顯著。

當(dāng)前我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展面臨多重壓力、國內(nèi)大循環(huán)存在堵點，亟需理順中央銀行擴(kuò)張性貨幣政策向?qū)嶓w經(jīng)濟(jì)傳導(dǎo)的路徑，使中央銀行寬貨幣最終能夠轉(zhuǎn)變成實體的寬信用，從而為暢通國內(nèi)大循環(huán)創(chuàng)造條件，這一過程中，銀行信貸政策起到至關(guān)重要的作用。本文對續(xù)貸限制影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)行為的研究，對于優(yōu)化銀行信貸政策具有一定的啟示。第一，在保證續(xù)貸資金合理使用的前提下，應(yīng)逐步降低續(xù)貸限制，著力解決我國企業(yè)所面臨的融資難、融資貴問題。放松續(xù)貸限制通過緩解融資約束提升企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，將有助于激發(fā)市場主體活力和投資熱情，在當(dāng)前復(fù)雜的內(nèi)外部環(huán)境下，提升企業(yè)活力是實現(xiàn)“穩(wěn)增長”和“防風(fēng)險”的關(guān)鍵。第二，鑒于銀行的經(jīng)營風(fēng)險，在制定續(xù)貸政策時，應(yīng)綜合考慮企業(yè)、行業(yè)和地區(qū)差異，最大程度提高續(xù)貸政策的有效性和針對性。本文研究發(fā)現(xiàn)，續(xù)貸政策變動對于擁有較多投資機(jī)會的企業(yè)和非國有企業(yè)影響尤為突出。因此，在設(shè)計續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)時要向投資機(jī)會多的企業(yè)和非國有企業(yè)適當(dāng)傾斜，增強(qiáng)續(xù)貸政策對目標(biāo)企業(yè)的適用性，加強(qiáng)企業(yè)投資信心，提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)。第三，在監(jiān)管方面，實施分類監(jiān)管，避免“一刀切”的政策，適當(dāng)放寬優(yōu)質(zhì)企業(yè)的續(xù)貸標(biāo)準(zhǔn)以緩解目前企業(yè)的資金困局，讓銀行能夠在提供續(xù)貸時，降低其經(jīng)營風(fēng)險、提升其監(jiān)督功能，同時避免“誤傷”優(yōu)質(zhì)企業(yè)。

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