邵文武，邢 軍，黃訓江

(1.沈陽航空航天大學 經濟與管理學院，沈陽 110136；2.東北大學 工商管理學院，沈陽 110004)

近年來，我國企業(yè)的杠桿率在數(shù)值上居高不下，位居世界前列[1]。尤其自2008年全球金融危機發(fā)生后，為刺激國內經濟發(fā)展，我國政府主導加杠桿,導致我國的宏觀杠桿率(債務/GDP)快速上升。據(jù)國際清算銀行測算，至2018年末我國杠桿率達到254.6%，其中，非金融企業(yè)部門的杠桿率高達152.2%。居高不下的杠桿率不僅會加劇企業(yè)的財務風險和破產風險[2]，還會阻礙我國經濟結構轉型，甚至嚴重威脅我國經濟平穩(wěn)發(fā)展[3]。為避免杠桿率進一步攀升可能帶來的經濟和金融風險,2015年末,中央提出在擴大需求的同時提高供給質量，進行“供給側結構性改革”。其中，“去杠桿”作為“三去一降一補”五大任務之一被提出來。2016年的中央經濟工作明確提出要深入推進“三去一降一補”，去杠桿要在控制總杠桿的前提下，把降低企業(yè)杠桿作為重點。2017年全國金融工作會議進一步明確，把國有企業(yè)去杠桿作為重中之重[4]。2020年初至今，新冠肺炎疫情在全球爆發(fā)，為避免疫情導致經濟增速滑落，債務增速提高，最終引起杠桿率攀升[5]?？梢?，杠桿率反彈值得警惕，“去杠桿”仍是我國現(xiàn)階段宏觀調控的重點。

中國作為著名的“世界工廠”，制造業(yè)是經濟結構的重要組成部分，作為國民經濟的支柱性產業(yè)，制造業(yè)的興衰決定了國民經濟的興衰[6]。我國制造業(yè)企業(yè)多為傳統(tǒng)的周期性企業(yè)，主要依賴債務融資，缺少現(xiàn)金流是導致杠桿率過高的主要原因[7]，杠桿率過高也是制造業(yè)風險積累的一個重要因素。此外，我國部分傳統(tǒng)制造業(yè)仍存在產能過剩等問題，大量僵尸企業(yè)的存在導致制造業(yè)企業(yè)面臨嚴峻的債務風險。微觀層面，資產負債率是衡量企業(yè)杠桿率的有效指標[8]，杠桿率在某種意義上是資本結構的體現(xiàn)，去杠桿即降低企業(yè)資產負債率，促使實際資本結構向目標資本結構調整，進而達到優(yōu)化資本結構、降低財務風險的目的。故研究去杠桿政策的提出對制造業(yè)企業(yè)資本結構調整速度產生的變化具有重要意義。

去杠桿政策提出以來，受到了學術界的廣泛關注，針對去杠桿影響效應的相關研究已經取得了較為豐碩的成果。有關去杠桿對企業(yè)微觀經濟影響的研究中，李彩霞等[9]發(fā)現(xiàn)制造業(yè)上市公司過高的資產負債率會帶來經營業(yè)績下降。而綦好東等[10]利用上市企業(yè)數(shù)據(jù)間接研究發(fā)現(xiàn)，去杠桿能夠通過降低企業(yè)財務風險進而提升企業(yè)績效。馬草原等[11]基于制造業(yè)大樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)去杠桿抑制了實體企業(yè)生產率的提高。其中，對負債不足的企業(yè)表現(xiàn)為抑制作用，而對過度負債企業(yè)生產率起到促進作用。盧露等[12]也認為去杠桿是供給側結構性改革促進企業(yè)全要素生產率提高的重要途徑。喬小樂等[13]發(fā)現(xiàn)去杠桿有助于提高制造業(yè)上市企業(yè)的資金使用效率，且對國有企業(yè)及東部地區(qū)企業(yè)的提升作用更大。秦海林等[14]發(fā)現(xiàn)，去杠桿可以增加公司的股權集中度，但對一股獨大沒有影響，這一效應在非國企表現(xiàn)更為明顯。同時秦海林等[15]進一步研究發(fā)現(xiàn)去杠桿政策導致了債權人治理效應弱化，通過增加股權代理成本挫傷了投資者信心。徐鵬杰等[16]則通過構建動態(tài)系統(tǒng)GMM模型，發(fā)現(xiàn)金融去杠桿通過提高制造業(yè)企業(yè)資本產出效率及勞動生產率，進而促進企業(yè)轉型升級。

去杠桿的實質是向下調整資本結構，去杠桿并不是把資產負債率向下調整為零，而是把杠桿率控制在有效防范風險的閾值內[8]，達到化解債務風險的目的，因此這一政策必然會促使企業(yè)進行資本結構調整。在去杠桿與企業(yè)資本結構的研究方面，楊玉龍等[17]發(fā)現(xiàn)去杠桿會降低企業(yè)的金融負債比重，但會增加企業(yè)的經營負債占比。許曉芳等[18]發(fā)現(xiàn)去杠桿程度與企業(yè)過度負債程度成正比，此關系在國企表現(xiàn)較弱，但過度負債的非國企和央企的去杠桿程度表現(xiàn)更為明顯。鄭曼妮等[19]發(fā)現(xiàn)財務赤字、盈利能力和市值賬面比是國有過度負債企業(yè)資本結構動態(tài)調整的內在動力，而信貸配給導致過度負債國企缺乏去杠桿動力。

通過對以上文獻的回顧可以看出，現(xiàn)有文獻關于去杠桿對企業(yè)微觀層面的影響主要集中于企業(yè)績效、生產率、資金使用率、股權集中度、投資者信心、轉型升級等方面。鮮有文獻針對去杠桿對資本結構調整展開影響進行微觀實證研究，尤其是針對制造業(yè)企業(yè)資本結構調整展開研究的文獻相對較少。本文基于微觀企業(yè)數(shù)據(jù)，從制造業(yè)這一支柱性產業(yè)入手，研究去杠桿政策對制造業(yè)企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度的影響，試圖探索去杠桿政策對資本結構動態(tài)調整的影響機制，為去杠桿政策工具選擇提供參考依據(jù)，并對不同性質企業(yè)在去杠桿政策提出后資本結構動態(tài)調整速度產生的差異進行分析，為去杠桿政策著力點的進一步調整提供依據(jù)。

1 理論分析與研究假設

1.1 去杠桿政策與資本結構動態(tài)調整

基于動態(tài)權衡理論，融入調整成本、代理成本、財務風險，債務會因為稅盾效應增加企業(yè)的市場價值[20-21]，同時過高的負債可能帶來財務風險。因此，企業(yè)存在目標資本結構[22-23]，且目標資本結構隨時間變化[24-25]，而企業(yè)目標資本結構的確定應綜合權衡因債務增加帶來的收益和成本[26-27]。在現(xiàn)實情況下，企業(yè)的實際資本結構往往偏離目標資本結構，面對外界的去杠桿壓力，企業(yè)為了實現(xiàn)價值最大化，必將趨向對目標資本結構進行調整[28]。同時，企業(yè)在進行資本結構調整時有快有慢，加之目標資本結構的時間動態(tài)性[29]，因而企業(yè)的資本結構調整是動態(tài)的[30]。

面對外界壓力，企業(yè)在多大程度上去杠桿，很大程度上取決于外界壓力的導向作用。自 2015年開始，我國進入強制去杠桿階段，政府發(fā)布了一系列去杠桿政策文件，通過政府引導的方式讓企業(yè)降低負債水平，通過增加資本積累、市場化債轉股及引入戰(zhàn)略投資者等多渠道進行資本籌集，目的是通過提高借債成本，迫使企業(yè)減少新增債務[31]。這樣雖然會一定程度抑制企業(yè)向更高債務水平進行資本結構調整，企業(yè)的杠桿率上升速度得到一定的緩解，但根據(jù)動態(tài)權衡理論，企業(yè)的實際資本結構與目標資本結構始終存在一定偏離。過度負債企業(yè)應該積極減少負債，讓企業(yè)的實際資本結構向目標資本結構調整。本文以去杠桿政策為切入點，探討這一政策對中國過度負債企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度的影響?；谝陨戏治觯岢鲆韵卵芯考僭O：

H1：去杠桿政策的實施，顯著加快了制造業(yè)企業(yè)資本結構動態(tài)調整的速度。

1.2 去杠桿政策影響制造業(yè)企業(yè)資本結構動態(tài)調整機制

我國制造業(yè)企業(yè)由于主要依賴于債務融資，融資約束程度一般較高[32]，且資本結構調整在不同的融資約束下，具有不同的調整成本和路徑?，F(xiàn)階段銀行貸款等債務融資作為大多數(shù)企業(yè)融資的主要方式，為企業(yè)帶來大量資金的同時，也導致了高杠桿及高財務風險和破產風險的出現(xiàn)[33]。銀行信貸資金作為債務性資本主要來源之一，必然是去杠桿目標下實施調控的重要內容和手段[34]。去杠桿政策提出后，政府采取的方式主要是加強金融機構對企業(yè)借債的約束，這必將導致信貸政策趨緊，銀行等金融機構將減少對企業(yè)的放貸，使企業(yè)債務融資變得困難，進而迫使企業(yè)進行資本結構調整?；谝陨戏治?，提出以下假設：

H2：去杠桿政策通過增加企業(yè)融資約束強度，進而加快資本結構動態(tài)調整速度。

1.3 去杠桿政策對資本結構動態(tài)調整影響的異質性

產權性質也是影響資本結構的重要因素。國內一些學者的研究已經證實，國有企業(yè)的整體杠桿水平高于非國有企業(yè)[35]。主要原因有：第一，由于國有企業(yè)天然與政府存在聯(lián)系，因此普遍存在由于政府隱性擔保的預算軟約束和信貸融資優(yōu)勢[36]；第二，由于信貸市場存在信息不對稱問題，銀行在對國企進行評估時，信息成本較低[37]，并且國企通常有更多的廠房和設備作抵押物，因此銀行更愿意為國有企業(yè)提供貸款[35]；第三，國有企業(yè)承擔了更多的政策性責任，政府可能會通過財政補貼、貸款支持等手段降低國企的破產風險。因此，相對于非國有企業(yè)，國有企業(yè)更容易選擇負債融資，且更容易過度負債。2017年全國金融工作會議也強調要把國有企業(yè)去杠桿作為重中之重。根據(jù)以上分析可知，我國國有企業(yè)的負債相對較高，因此受到去杠桿政策的影響應更明顯。由此，本文提出以下假設:

H3a：相對于非國有企業(yè)，去杠桿政策加快國有企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度更顯著。

企業(yè)規(guī)模的差異對資本結構產生不同影響。大規(guī)模企業(yè)比小規(guī)模企業(yè)杠桿率更高[35]，主要體現(xiàn)在以下幾方面：第一，大規(guī)模企業(yè)的資產凈值更大，其對外負債的擔保能力就更強，融資議價能力相對于小規(guī)模企業(yè)也更強，因此更容易以低成本獲得金融機構的貸款[10]；第二，大規(guī)模企業(yè)擁有更規(guī)范的財務制度，且內部管理更完善，往往擁有更高的聲譽，金融機構需要支付的交易成本和監(jiān)督成本相對較小，因此，金融機構往往更傾向于為大規(guī)模企業(yè)提供貸款。由此推斷，大規(guī)模企業(yè)的杠桿率相對于小規(guī)模企業(yè)更高，去杠桿政策對大規(guī)模企業(yè)的影響應更大。因此，得到以下假設：

H3b:相對于小規(guī)模企業(yè)，去杠桿政策加快大規(guī)模企業(yè)資本結構動態(tài)調整的速度更顯著。

2 研究設計

2.1 樣本選擇

本文選取我國制造業(yè)上市公司2013～2018年間的樣本數(shù)據(jù)，數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思數(shù)據(jù)庫，同時剔除金融類和ST類企業(yè)，剔除股東權益小于零的企業(yè)，剔除關鍵變量缺失的樣本企業(yè)，剔除無連續(xù)兩年觀測數(shù)據(jù)的樣本，最終得到6 415個觀測值。為了避免異常觀測值的影響，對所有連續(xù)變量的1%和99%百分位進行縮尾處理。本文采用黃俊威等[25]的做法,選用基于準自然實驗的雙重差分(DID)模型來分析去杠桿政策對資本結構動態(tài)調整的影響，能夠較好地緩解政策之外因素對模型估計結果的干擾，將政策效果從其他可能影響的因素中分離出來。

2.2 主要變量定義

(1)被解釋變量

資本結構(lev)。本文選取制造業(yè)上市公司財務報表中年末賬面負債與總資產比率來衡量資本結構。

(2)解釋變量

處理變量(treated)。采用陸正飛等[38]的做法劃分企業(yè)是否過度負債，將實際資本結構(lev)大于目標資本結構(lev*)的企業(yè)作為實驗組，賦值為1，其他企業(yè)則作為控制組，賦值為0。

實驗期虛擬變量(time)。2015年“三去一降一補”政策在我國明確提出,因此本文將年份大于2015年的樣本實驗期虛擬變量賦值為1，否則為0。

交互項(did)。將處理變量和實驗期虛擬變量的交互項(treated×time)引入資本結構動態(tài)調整模型中，用來檢驗去杠桿政策的效應。

(3)控制變量

借鑒黃繼承等[39]的做法，本文在實證研究中選擇企業(yè)規(guī)模(size)、成長性(grow)、流動比率(liquid)、總資產收益率(roa)和資產結構(fix)作為控制變量。同時，加入時間虛擬變量來控制由于時間引起的宏觀影響因素，以確保研究結論更為簡明客觀。

(4)中介變量

融資約束(SA)。采取SA指數(shù)來衡量融資約束程度，借鑒Hadlock[40]的研究成果，采用主成分分析法構建SA指數(shù)計算公式。SA指數(shù)測度方法的最大優(yōu)勢在于選取了內生性較弱的企業(yè)規(guī)模(size)和企業(yè)上市存續(xù)時間(age)這兩個變量，從而規(guī)避了內生性變量對測度結果的干擾影響。

變量定義見表1所示。

表1 變量定義

2.3 模型構建

調整的程度和快慢取決于調整成本的大小，由于調整成本因素，企業(yè)的實際資本結構向目標資本結構的調整需要較長時間，企業(yè)資本結構的偏離也只會被部分糾正，所以資本結構的調整只能是部分調整。本文采用Flannery等[24]提出的部分調整模型來描述資本結構的動態(tài)調整速度。部分調整模型設定如下

(1)

(2)

模型(2)中，公司的特征變量有：企業(yè)規(guī)模(size)、成長性(growth)、償債能力(liquid)、第一大股東持股比例(holder)、資產結構(fix)、總資產收益率(roa)。

然后，將模型(2)代入模型(1)，得到模型(3)

levi,t=(1-β)levi,t-1+αβXi,t+εi,t

(3)

去杠桿政策的提出，為本文提供了一個準自然實驗的情境，通過在模型(3)中添加去杠桿政策啞變量(didi,t)和去杠桿政策啞變量與資本結構的交互項(didi,t×levi,t-1)考察去杠桿政策實施對資本結構動態(tài)調整的影響，得到模型(4)，模型(4)中，資本結構調整速度=β-θdidi,t，若θ小于0，則說明去杠桿政策加快了企業(yè)資本結構調整速度。

levi,t=(1-β)levi,t-1+γdidi,t+θdidi,t×levi,t-1+αβXi,t+εi,t

(4)

其中，啞變量didi,t為公司i在t年是否屬于去杠桿標的企業(yè)，即雙重差分方法的實驗組企業(yè)。參照Coricelli等[43]、陸正飛等[38]的做法，將企業(yè)實際資產負債率作為被解釋變量，將影響企業(yè)目標資本負債率的特征變量作為解釋變量，構建模型(5)。對模型(5)進行回歸，根據(jù)回歸結果，將實際資本結構大于目標資本結構的公司(殘差項大于0)定義為過度負債企業(yè)作為實驗組，反之則作為控制組。

levi,t=α0+α1sizei,t-1+α2growthi,t-1+α3liquidi,t-1+α4holderi,t-1+α5fixi,t-1+α6roai,t-1+α7year+εi,t

(5)

3 實證分析

3.1 我國制造業(yè)企業(yè)杠桿率分析

鑒于我國制造業(yè)企業(yè)規(guī)模差距較大，不同性質的企業(yè)杠桿率不同。因此，本文按照產權性質的不同將企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)，按照企業(yè)規(guī)模的大小將企業(yè)劃分為小規(guī)模企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)。我國制造業(yè)企業(yè)異質性企業(yè)杠桿率變化趨勢如圖1所示。

從圖1可以看出，第一，去杠桿政策提出后，我國制造業(yè)總樣本企業(yè)杠桿率減少但程度有限。第二，大規(guī)模企業(yè)的杠桿率遠遠高于小規(guī)模企業(yè)；國有企業(yè)的杠桿率比非國有企業(yè)高，這也驗證了前文提到的國內一些學者的研究結論。第三，從時間序列看，政策實施后，大規(guī)模企業(yè)和國有企業(yè)杠桿率仍處于很高的水平。

圖1 我國制造業(yè)異質性企業(yè)杠桿率變化趨勢圖

3.2 描述性統(tǒng)計

主要變量描述性統(tǒng)計情況如表2所示。從表2可以看出，我國制造業(yè)上市企業(yè)資本負債率lev的中位數(shù)為0.406，均值為0.417，超過半數(shù)企業(yè)的資產負債率超過中位數(shù)0.406，說明我國制造業(yè)企業(yè)總體上高杠桿現(xiàn)象仍然存在；企業(yè)規(guī)模最大值為25.44，最小值為19.735，均值為22.20，標準差為1.152，說明樣本企業(yè)規(guī)模存在較大差異，按照規(guī)模分類研究異質性是很有必要的；企業(yè)成長性的均值為1.172，最大值為3.505，說明樣本企業(yè)大部分成長性較好；流動比率最小值為0.340，最大值為18.016，標準差為2.330，說明樣本企業(yè)償債能力存在較大差異。

表2 變量描述性統(tǒng)計

3.3 相關性分析

為了防止變量之間存在多重共線性產生結果偏誤，本文檢驗了主要變量之間的相關關系。變量之間相關系數(shù)如表3所示，從表3可以看出，變量之間的相關系數(shù)基本均在0.5以下，因此，排除了回歸結果存在嚴重共線性的問題。只有l(wèi)ev和liquid之間的相關系數(shù)超過0.5，為-0.633 9，可能存在多重共線問題，但在基準回歸分析時，兩者的相關性并沒有對回歸結果造成影響，因此沒有剔除變量。

表3 相關分析結果

3.4 平行趨勢檢驗

雙重差分法(DID)并不要求兩組數(shù)據(jù)完全相同，但需要存在一定的差異性，但雙重差分法(DID)要求這種差異不會隨時間變化而變化，即實驗組與控制組在去杠桿政策提出以前必須具有一致的發(fā)展趨勢，以確保雙重差分估計結果的無偏性，因此在進行雙重差分之前要對實驗個體展開平行趨勢檢驗。本文通過對模型(5)的回歸，得到過度負債企業(yè)3 524家，將其作為實驗組，其余4 174家非過度負債企業(yè)作為控制組。圖2為實驗組與控制組兩組樣本的平行趨勢圖，圖2中虛線代表實驗組，即過度負債企業(yè)隨時間變化的資本結構動態(tài)調整速度指數(shù)；實線代表控制組，即非過度負債企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度指數(shù)隨時間的變化趨勢。從圖2可以看出2013～2016年，高杠桿企業(yè)和低杠桿企業(yè)資本結構動態(tài)調整指數(shù)具有相同的趨勢，都呈現(xiàn)上升狀態(tài)，這說明雙重差分模型通過了平行趨勢檢驗。

圖2 我國制造業(yè)異質性企業(yè)杠桿率變化趨勢圖

3.5 基準回歸結果分析

首先對核心模型(4)全樣本進行了DID估計，檢驗去杠桿政策實施對公司資本結構動態(tài)調整的影響。表4第(1)列顯示了在不加入控制變量和年度虛擬變量的情況下，得到核心變量did×l.lev前的估計系數(shù)θ=-0.208<0，在 1%的水平上顯著，說明去杠桿政策顯著加快了過度負債企業(yè)的資本結構動態(tài)調整速度。在第(1)列的基礎上加入年度虛擬變量得到第(2)列，再加入控制變量得到第(3)列，政策效果仍然顯著，表明結果具有穩(wěn)健性，即去杠桿政策顯著加快了過度負債企業(yè)的資本結構動態(tài)調整速度，與理論預測完全一致，假設1得到驗證。

表4 基準回歸結果

3.6 穩(wěn)健性檢驗

為了保證結果的穩(wěn)健性，改變實驗組和控制組的分組依據(jù)，按照“五控三增”政策中最低的資產負債率65%作為分組依據(jù)，將資產負債率大于65%的企業(yè)歸為實驗組，資產負債率小于65%的企業(yè)歸為控制組。在依次加入年度虛擬變量和控制變量后，基準回歸結果如表5所示，實證結果仍顯示去杠桿政策在 1%的統(tǒng)計水平上顯著加快了資本結構動態(tài)調整速度。這不僅再次檢驗了本文結果的穩(wěn)健性，而且也間接地表明處理變量滿足隨機分組的要求。

表5 改變處理變量分組標準后的回歸結果

3.7 影響機制分析

基于上文的理論分析，去杠桿政策的實施必將導致信貸政策趨緊，企業(yè)的融資約束程度增加，進而迫使企業(yè)進行資本結構調整。為進一步研究去杠桿政策對資本結構動態(tài)調整的影響機制,本文借鑒溫忠麟等[44]提出的中介效應檢驗方法，來驗證融資約束程度在去杠桿政策影響資本結構動態(tài)調整過程中所發(fā)揮的中介作用。中介效應模型由前文的模型(4)和下列的模型(6)、(7)構成：

SAi,t=β0+β1timei,t+β2treatedi,t+β3didi,t+λ∑Xi,t+γ∑year+εi,t

(6)

levi,t=(1-β)levi,t-1+γdidi,t+θ1didi,t×levi,t-1+φSAi,t+αβXi,t+εi,t

(7)

其中SA代表融資約束程度。第一步檢驗模型(4)中的θ是否顯著。如果θ顯著，進入第二步檢驗模型(6)和(7)，若β3和φ均顯著，但θ1不顯著，說明融資約束發(fā)揮了完全中介效應；若θ1顯著，意味著融資約束僅僅發(fā)揮了部分中介效應。

中介效應檢驗結果如表6所示，第(1)列是前文的主回歸結果，第(2)列結果顯示去杠桿政策在1%水平上顯著增加了企業(yè)的融資約束程度。第(3)列為融資約束、去杠桿政策與資本結構動態(tài)調整速度的回歸結果?？梢钥闯?，β3、φ和θ1均顯著，這表明融資約束發(fā)揮了部分中介效應。這與本文的整個理論推斷相吻合，即去杠桿政策的確在一定程度上加劇了企業(yè)的融資約束程度，從而加快了企業(yè)的資本結構調整。

表6 中介效應檢驗結果

3.8 異質性分析

為了考察在產權性質和企業(yè)規(guī)模差異下去杠桿政策對資本結構動態(tài)調整的影響。按產權性質將樣本分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)分別進行檢驗，回歸檢驗結果如表7第(1)、(2)列所示，可以看出，國企組與非國企組did×l.lev的回歸系數(shù)θ均在 1% 的顯著水平上為負，這表明去杠桿政策均顯著加快了國有企業(yè)和非國有企業(yè)資本結構調整速度。且國企組的回歸系數(shù)θ為-0.152，非國企組為-0.165，資本結構調整速度=β-θdid，其中θ越小代表資本結構調整速度越快，因此非國有企業(yè)的資本結構調整速度相對于國有企業(yè)更快些。回歸結果與本文假設相反，可能的原因在于：第一，當國有企業(yè)陷入財務危機時，政府的干預和扶持使過度負債國企面臨的財務風險較低[44]，導致控制財務風險的動力較弱，即使過度負債，也不一定會降低杠桿率，即缺乏向下調整資本結構的動力。相反，非國有企業(yè)面臨更大的融資約束，為了規(guī)避風險，加快資本結構調整，以避免偏離目標資本結構所導致的企業(yè)價值大幅度受損[18]。第二，國有企業(yè)與政府的預算軟約束和隱性擔?，F(xiàn)象仍嚴重存在，銀行仍偏好向其提供貸款，導致國有企業(yè)在面臨去杠桿政策時，相比非國有企業(yè)受到的融資約束要小，去杠桿的可能性和程度相對較低[38]。所以在去杠桿政策提出的背景下，國有企業(yè)相對于非國有企業(yè)資本結構調整的速度要慢。從圖1可以看出，我國制造業(yè)國有企業(yè)的杠桿率明顯高于非國有企業(yè)，但回歸結果顯示去杠桿政策相對于非國有企業(yè)對國有企業(yè)的政策效應小，因此國有企業(yè)去杠桿的任務更大，將來去杠桿政策的著力點仍應放在國有企業(yè)上。

表7 異質性檢驗結果

按企業(yè)規(guī)模將樣本企業(yè)在行業(yè)前20%的作為大規(guī)模企業(yè)，在行業(yè)后20%的作為小規(guī)模企業(yè)分別進行檢驗，回歸檢驗結果如表7第(3)、(4)列所示，去杠桿政策在1%顯著水平上加快了大規(guī)模企業(yè)的資本結構動態(tài)調整速度，但在5%的水平上加快了小規(guī)模企業(yè)的資本結構調整速度。從顯著性和調整速度系數(shù)θ中均能看出，大規(guī)模企業(yè)的資本機構調整速度相比小規(guī)模企業(yè)更快。從圖1看，小規(guī)模企業(yè)杠桿率較低，去杠桿的空間很小，若過度去杠桿必將影響其績效。相反，大規(guī)模企業(yè)去杠桿的空間很大，因此受到去杠桿政策的影響更顯著。

4 結論與啟示

本文利用2015年我國供給側結構性改革之“去杠桿”政策的提出這一外生事件，采用雙重差分法，基于制造業(yè)上市公司2013～2018年度的財務數(shù)據(jù)，并依據(jù)動態(tài)權衡理論，分析其對我國制造業(yè)企業(yè)資本結構動態(tài)調整的影響，得出如下結論：(1)去杠桿政策的提出顯著加快了我國制造業(yè)企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度，這驗證了我國進行供給側改革的有效性;(2)去杠桿政策主要通過增強企業(yè)的融資約束程度，進而加快資本結構動態(tài)調整的速度;(3)相比國有企業(yè)，去杠桿政策對非國有企業(yè)資本結構動態(tài)調整速度影響更大，而國有企業(yè)的杠桿率仍高于非國有企業(yè)，因此國有企業(yè)去杠桿仍是去杠桿政策實施的重點;(4)相比小規(guī)模企業(yè)，去杠桿政策加快大規(guī)模企業(yè)資本結構動態(tài)調整的作用更顯著。本文的實證結論為供給側改革之去杠桿提供了經驗證據(jù)，但是，企業(yè)的高杠桿是長期積累的，去杠桿很難一步到位，持續(xù)去杠桿需要企業(yè)和政府的共同作用。

根據(jù)上述實證結果，得出如下啟示：

第一，我國去杠桿政策接下來實施的著力點應繼續(xù)向國有企業(yè)和大規(guī)模企業(yè)延續(xù)，尤其對過度負債企業(yè)和去杠桿速度慢的企業(yè)，應進一步加強融資約束，進而提升其去杠桿的速度。

第二，從圖1可以看出，去杠桿政策在我國制造業(yè)取得了一定的效果，但企業(yè)的杠桿率仍偏高，后疫情階段，應警惕我國企業(yè)的杠桿率可能會繼續(xù)攀升，因此去杠桿政策的實施仍不能放松，防止風險繼續(xù)累積，影響我國經濟的平穩(wěn)發(fā)展。

第三，對于小規(guī)模企業(yè)，應減少對其的政策控制，防止過度去杠桿致其績效下降，應適當給予結構性加杠桿。