金融去杠杆对企业风险承担的实证研究

2021-11-02罗拥华

湖南工业大学学报 2021年6期

罗拥华，漆放

（湖南工业大学经济与贸易学院，湖南株洲 412007）

1 研究综述

改革开放以来，我国经济高速发展，金融总量水平以快于GDP的速度增长，企业杠杆率得到了大幅度提升。刘习习等[1]表示，尽管当前我国尚未出现周期性金融危机、资产冗余、大面积破产等现象，但是中国面对的债务压力依然相当大。据中国社会科学院的计算，截至2018年底，中国债务总额高达219.4万亿元，远超欧美等发达国家。从债务结构上看，政府部门的杠杆率为37%，居民部门的杠杆率为53.2%，企业部门的杠杆率为153.6%。据肖崎等[2]统计，2010年巴西和印度的负债率分别为148%和122%，俄罗斯的债务比率为73%，而我国资产负债率高达191%。查询万德（Wind）数据库得知，2007—2018年，我国实体企业持有负债大幅度增加，由原来的0.61万亿元上升至3.93万亿元。周彬等[3]曾认为，企业杠杆率居高不下，会给企业转型带来困难。鉴于此，中央财经小组在2015年提出了供给侧结构性改革“三去一降一补”的政策。一方面，国家宏观调控指出经济发展要化解过剩产能，金融环境帮助企业降低成本，有效去除杠杆，化解金融风险；另一方面，对于企业来说，高杠杆的危害得到重视，如何利用财务杠杆和资产配置将财务风险控制在合理范围内是企业亟需解决的问题。在供给侧改革的大背景下，研究企业风险承担的同时，检验资产配置在两者之间的中介作用，对于维护资本市场的稳定具有一定的理论意义和现实意义。

已有研究企业风险承担的成因，多从企业内部治理机制、市场秩序、董事会的个人特征等着手。比如李博阳等[4]认为，实施员工持股计划能调动企业内部积极性，增强组织协同合作能力，从而提高企业风险承担水平。吴立力[5]则认为，完善的市场秩序是影响企业风险承担的唯一因素。谢获宝等[6]研究发现，高管经营能力决定了公司的治理方式，从而影响整个企业风险承担水平。综上，在市场化进程不断推进的过程中，从不同的角度分析企业风险承担具有一定的异质性，但大多数学者对风险和资本关系的研究较为浅显，没有深入分析资本杠杆对企业风险的影响途径及其作用机制。因此，本文拟从资产结构层面进行研究，引入中介变量资产配置，分析金融杠杆对企业风险承担的传导机制，由此对企业风险承担影响因素的相关研究进行有益补充。此外，不同产权性质的资产结构如何影响杠杆对企业风险承担水平的作用，本文也做出了回答。

本文可能存在的边际贡献，是以2008—2018年去除ST（special treatment）的全部A股上市公司财务报表为样本，综合实证分析出企业杠杆对企业风险承担水平的影响。实证结果表明，金融杠杆与企业风险承担水平成显著负相关，且资产配置起到中介作用。站在企业运营的角度，管理者可以通过优化资产配置、调节金融杠杆等手段降低企业经营风险水平。且相较于国有企业，这一作用机制在非国有企业中表现得更为显著。

2 理论分析与研究假设

2.1 金融去杠杆与企业风险承担

许多学者对国内外金融杠杆与企业风险承担水平间的关系进行了研究。如沈昊旻等[7]以2013—2017年A股上市公司为样本，对其去杠杆效果进行了检验，发现金融企业去杠杆会引发消费低迷和经济衰退，增加企业风险承担水平。而苗妙等[8]通过对日本的金融危机进行调研与分析，发现杠杆的变动率直接影响着企业风险和信贷关系，最终改变企业风险承担水平。黄为伟等[9]认为，在资产过剩企业中，金融杠杆率增长对企业风险承担水平起抑制作用。同样，夏子航等[10]经过研究后指出，去杠杆政策势必会加剧金融风险承担水平，影响市场稳定性。而汪娟等[11]经研究发现，小企业风险承担水平与金融杠杆呈倒U型的曲线关系，证明了企业杠杆与企业风险承担间的相关性。从宏观层面上来说，杠杆率较快上升或大幅下降会引发金融系统不稳定。具体到企业层面，如果财务去杠杆进程过于激烈，容易引起企业财务风险承担水平的变化。一方面，金融杠杆稳定会提高企业风险承担水平，这是因为企业为了追逐利润，偏好于风险高、收益大的投资，负债增加，杠杆率不断升高，投资性资产挤占了主营业务的比率。另一方面，杠杆率的上升虽然会缓解企业融资约束形成的财务风险，但是破坏的资产比率会激化公司制中股东和债权人的冲突。在这种情况下，企业金融“去杠杆”会降低企业的资产收益，影响企业风险承担水平。但是随着企业“去杠杆”程度的继续增加，市场紧缩导致股东出资比例进一步加大，其追求高风险、高回报的决策减少，股东愿意投资长期资产，保守创新的动机会更加强烈，促使企业的长期获利能力提升，即引发盈余向上波动，在这种情况下，非金融企业“去杠杆”就会提高企业风险承担水平。鉴于此，本文做出如下假设：

H1在其他条件不变的情况下，金融去杠杆对企业风险承担具有抑制作用，即企业去杠杆会降低企业风险承担水平。

2.2 金融去杠杆与资产配置

根据权衡分配理论，汪莉[12]指出，资产配置结构很大程度上取决于企业的资产负债率与管理者的决策。一般情况下，企业资产配置率的变化体现在改变资产规模和重置现有资产利用两个层面。而金融杠杆关联着企业资产负债率，同样会影响管理者的决策，所以金融杠杆率可以间接地影响企业资产配置率。一方面，高杠杆意味着高收益，管理者面临重大决策时，股东作为企业管理层具有优先固定索赔权。另一方面，对于债权人来说，若为投资风险与收益不稳定性增高的项目，则投资失败的风险最终会被转嫁给企业所有者。所以企业股东更有动机实施那些风险大且回报大的项目，而债权人则是倾向于投资风险小但是收益也小的项目。企业资产配置，就是企业根据资金需求不同将资产在不同类别之间进行分配，其影响因素主要包括风险水平的高低、资产形态的不同、金融产品的多样。马草原等[13]的研究认为，资产配置取决于管理者的主观意愿，当金融杠杆水平影响了企业管理层与所有者之间的资产配置意愿时，管理者就会改变投融资策略，将资产投资组合混合，调配风险承受能力最优的资产配置。因此，金融杠杆是影响企业资产配置的重要因素，基于以上分析，做出如下假设：

H2在其他条件不变的情况下，金融去杠杆水平与资产配置成正向关系，即去杠杆程度越高，企业资产配置比率越高。

2.3 资产配置的调节作用

金融杠杆、资产配置和企业风险承担水平关系的研究，对降低企业经营风险具有一定的现实意义。出于风险规避心理，企业管理者可选择适当的杠杆率水平和最优化的资产配置以降低投资风险。然而袁鲲等[14]经过研究证实，金融杠杆的增加是否降低企业风险承担水平及杠杆率如何影响资产配置等都具有较强的不确定性。一方面，不存在最优资产配置和杠杆比率，只能调适在合理的范围内。另一方面，梁安琪等[15]表示，金融市场存在周期波动性，而数据的研究无法消除这类差异，这些都在一定程度上加剧了信息不对称的程度，可能会导致企业风险的增加。由于目前的相关研究较少，不能确定资产配置在杠杆影响企业风险承担水平的过程中是否发挥着中介作用。金融杠杆的增加会提高企业风险承担水平，同时也会优化资产配置，而资产配置比率的提高同样会促使企业风险承担水平的提高。基于以上分析，做出如下假设：

H3资产配置在金融杠杆率和企业风险承担之间起调节作用。资产配置的提高导致杠杆率降低，其对企业风险承担的抑制作用被强化。

3 研究设计

3.1 研究样本与数据来源

2006年证监会颁布相关通知后，大部分上市公司开始详细披露研发投入，且股价崩盘风险存在一定的滞后性，因此本研究拟选取我国2008—2018年沪深A股上市公司为研究样本。为避免异常样本的不利影响，防止极端值对最终结果产生干扰，本研究对数据进行了如下筛选：1）剔除金融、保险行业上市公司样本；2）剔除ST和*ST的上市公司样本；3）只选取上市公司年末12月份财务报表样本，以保证财务指标的计量可靠性；4）剔除主要变量数据缺失的观测值。最终得到了22 805个观测值，为避免极端值的影响，本研究对所有连续变量在1%和99%分位进行Winsorize处理。本研究中所有变量数据均来源于中国经济金融研究数据库（China Stock Market Accounting Research Database，CSMAR），后期均运用Stata13软件处理数据。

3.2 变量定义

3.2.1 被解释变量

被解释变量为企业风险承担（risk taking，RT）γRT，参考刘志远等[16]的研究，选择行业年份调整的企业资产收益率（return on enterprise assets，ROA）的5 a期标准差作为企业风险承担的代理变量，其中ROA选择利用息税前利润（earnings before interest and tax，EBIT）与期末总资产（asset）的比值进行衡量。以企业资产收益率的波动性衡量企业风险承担时，资产收益率波动性越大，企业风险承担水平越高。

3.2.2 解释变量

解释变量为金融杠杆（leverage）γL，根据綦好东等[17]的做法，用资产负债率的变动程度来反映企业杠杆率下降的情况，使用符合规模的行业企业负债总额与资产总额的比值表示总体杠杆率，杠杆率下降代表金融去杠杆力度提升。

3.2.3 中介变量

参考宋军等[18]的研究，企业持有的金融资产包括6个方面：交易性金融资产、衍生金融资产、可供出售的金融资产、持有至到期投资、投资性房地产、长期股权投资。金融资产配置（financial asset allocation）γFAA采用金融资产占总资产比例来衡量，本文中的资产配置变量选用年末、期末等价物占总资产的比值进行计算。

3.2.4 控制变量

参考覃飞等[19]的研究，本文选取以下几个变量作为控制变量，比如现金流（cash flow）γcash以期末现金流入量减去现金流出量进行计算；企业规模（size）γsize用总资产的自然对数表示；企业资金状况（corporate capital position）γCCP以流动资产占总资产的比例表示；企业年龄（age）γage用企业成立年限对数衡量等。

具体的变量定义见表1。

表1 变量定义表Table 1 Variable definition table

3.3 模型设计

为了验证前文的分析，本研究借鉴肖崎等[2]的方法，建立了如下模型：

式中：α0为截距；

α1为企业风险承担下金融杠杆的回归系数；

α2为其他控制变量的回归系数；

γCVi,t-1为表1中的控制变量；

Σγage为表1中的企业成立年限总和；

μi,t-1为随机误差项。

本研究认为，上市公司金融杠杆可能通过影响资产配置来影响企业风险承担。为了验证企业风险承担的传导路径，参考温忠麟等[20]的方法，设定如下模型：

式（2）（3）中：β0、γ0均为模型截距；

β1为资产配置下金融杠杆的回归系数；

β2为控制变量的回归系数；

γ1为金融杠杆的检验系数；

γ2为资产配置的检验系数；

γ3为控制变量的检验系数。

模型中，为了缓解内生性问题，自变量和控制变量均做滞后一期处理。本文首先检验模型（1）中α1的显著性，若显著为负，表明金融去杠杆对企业风险承担呈显性负相关，即金融去杠杆会降低企业风险承担水平；然后检验模型（2）中β1的显著性，若显著为负，则表示金融去杠杆会降低资产配置比率，资产配置在金融去杠杆和企业风险承担中具有中介效应；最后对模型（3）中的γ1、γ2进行检验，若γ2显著为负，同时α1、β1都显著为负，表示金融去杠杆对企业风险承担呈显性负相关，资产配置在其中发挥中介效应，若γ1不显著，则表明资产配置在主效应中不发挥中介效应。

4 实证结果与分析

4.1 描述性统计

全样本变量的描述性统计结果列于表2中。

表2 变量描述性统计结果Table 2 Variable descriptive statistical results

如表2所示，其中企业风险承担的最小值和最大值分别为-0.200 400和0.228 304，标准差约为0.060；金融杠杆的最小值和最大值分别为0.050 750和0.955 831，标准差约为0.219，说明企业风险承担存在较大差异。资产规模的最小值和最大值分别为8.457 737和11.842 670，标准差约为0.621，意味着样本企业规模存在着较大差异，个别企业规模较大，个别企业规模一般。企业风险承担和金融杠杆的均值统计结果与已有文献[4]的研究结果一致。职工薪酬水平γES的均值为0.009 761，标准差约为0.010，说明我国A股上市公司职工薪酬水平并不高。其余各控制变量的分布均处于合理范围内。

4.2 相关性检验

表3给出了本研究中主要变量的Pearson相关系数检验结果。

表3 主要变量的相关性检验结果Table 3 Correlation test results of major variables

分析表3所示相关性检验结果，可以得知企业风险承担与控制变量间基本存在显著的相关关系，这说明本研究中对控制变量的设置是合理的。由表3可知γRT和γL的相关系数为-0.366 9，说明两者具有较强的相关性。即金融杠杆与企业风险承担水平在1%的水平下显著负相关，这初步验证了本文的假设H1。γRT与γFAA的相关系数为0.152 2，在1%的水平下显著正相关，这与假设H2的预期一致。γRT与γFAA在1%的水平下显著正相关，这在一定程度上证实了中介效应的存在。以上只是对变量间两两相关性进行检验，但是被解释变量与解释变量的关系还会受到其他因素的影响，因此需要在控制其它因素后做回归统计分析，以保证结论的可靠性。

4.3 回归分析

4.3.1 金融杠杆与企业风险承担

使用stata13，按照公式（3）进行普通最小二乘法（ordinary least square，OLS）回归分析，所得结果如表4所示，其中模型3调整后的R2=0.205 4，F值为827.93。

表4 金融杠杆与企业风险承担的回归分析结果Table 4 Regression results of financial leverage and entrepreneurial risk taking

由表4所示的回归结果数据，可知在1%的显著性水平下，除常数项外其他各变量的系数均显著。这一结果表明，不管是用金融杠杆还是资产配置衡量企业风险承担，在其他条件不变的情况下，金融去杠杆对企业风险承担具有抑制作用，即企业去杠杆会降低企业风险承担水平。假设H1得到证实。

4.3.2 资金配置的中介作用

金融杠杆与企业风险承担回归式（3）的结果表明γRT与γL显著负相关，通过了中介效应第一步检验。其次，表5给出了（1）（3）检验中介变量对主效应回归的影响。

表5 资产配置的中介作用检验结果Table 5 Intermediary effect test results of asset allocation

由表5可知，γFAA的系数为0.000，在1%的水平下显著，说明资产配置与金融杠杆呈正相关关系，通过了中介效应的第二步检验，同时证实了假设H2。最后，γRT对γL和γFAA的系数均在1%的水平下显著正相关。从而证实了本文的假设H3。这一结果表明，金融去杠杆对企业风险承担具有抑制作用，即企业去杠杆会降低企业风险承担，且在这一结论中，资产配置呈中介作用。

鉴于以上分析，R2值合理但F值略大，有合理猜测多重共线性问题，现通过测算共线值，可知所有变量的方差膨胀因子（variance inflation factor，vif）值最大为1.41，其次是1.33，最低是1，平均值为1.18，小于4，故推论变量间不存在共线性，回归数据结论合理可信。

4.3.3 区分产权性质的分组回归分析

产权性质的不同，使得杠杆影响企业风险承担水平不同。国有企业的高杠杆增长来源于地方政府稳增长压力，没有良好的融资偿债模式，去杠杆率使流动资金链紧张，企业风险承担水平不降反升。而非国有企业不良负债率偏高，现金流敏感性不够，随着企业杠杆率降低，还款压力降低，资产配置达最优化，融资进入良性循环，企业风险承担水平也比之前高杠杆时期低。因此，国有企业去杠杆进程对企业风险承担水平降低的程度并不显著，而对于非国有企业来说，去杠杆更可能会优化资产配置，进而抑制企业风险承担水平。

为了区分产权性质对金融杠杆与企业风险承担水平的影响，进一步找出非国有企业与国有企业之间的差异，本研究根据产权性质，将22 805条样本数据划分为非国有企业和国有企业，用相同的方法分别对两个样本组进行回归分析，所得结果见表6。

表6 区分产权性质的分组回归分析结果Table 6 Regression analysis results of property rights classification

表6所示分组回归分析数据表明，金融杠杆在非国有企业研究下，在5%和10%的水平下显著，且基于资产配置的中介效应显著。而对于国有企业样本，金融杠杆的回归结果并没有通过显著性水平检验，在加入中介变量后结果不变。这一结果说明，非国有企业的金融杠杆对企业风险承担的影响更为显著。OLS回归分析结果，有效支持了非国有企业的金融杠杆对企业风险承担的作用机制相较于国有企业更显著的结论。

5 稳健性分析

5.1 内生性检验

进行内生性问题的探讨时，因其受多种因素的影响，金融去杠杆难以被定义为严格的外生变量。本文借鉴汪莉等[12]的方法，以同行业同一年度内公司的资产负债率的均值（γL，mean）作为工具变量，估计企业的金融去杠杆程度，并且使用两阶段最小二乘法（two-stages least square，2SLS）探讨缓解可能存在的双向因果关系。同时使用Hausman检验、弱工具变量法检验以确保工具变量法的正确性，使得出的结论符合工具变量相关性和外生性的要求。经过内生性检验，所得结论与前文结论并无实质性差异，故这里不再赘述。