去杠杆政策对抑制企业绩效提升的影响研究——基于双重差分模型的实证检验

郝亮 张馨允

(天津天狮学院经济管理学院 天津 301799)

2008年金融危机后，我国公司杠杆率高企，债务融资占比不断增加，债务负担持续加重，去杠杆成为国家控制风险的方式。为减少债务规模和控制金融风险，2015年12月中央经济工作会议强调“三去一降一补”政策，去杠杆成为国家供给侧五大改革之一。2016年10月，国务院颁布《关于积极稳妥降低企业杠杆率的意见》，详细说明去杠杆的范围与细则。2017年7月，全国金融工作会议提出将减少公司杠杆率作为首要任务。2018年4月，中央财经委员会提出对国有企业结构性去杠杆。从降低公司杠杆率到结构性去杠杆等政策的陆续颁布，国家去杠杆政策的目标与思路日渐鲜明。

去杠杆政策会使企业降低债务比例，进而向下调整公司的资本结构(黄俊威和龚光明，2019)[1]。在去杠杆政策深入实施的背景下，一方面，去杠杆能够控制企业财务风险，提高资金配置效率。另一方面，去杠杆可能导致公司所有者与管理者间的委托代理问题被激化，增加代理成本，甚至加剧小微企业融资难、融资贵问题[2]。去杠杆是否影响企业绩效已成为当前备受学者关注的焦点，本文将去杠杆政策与公司绩效相联系，研究去杠杆政策对公司绩效的作用效果及检验去杠杆政策的实施对企业绩效的异质性。

本文基于中国A股非金融类上市公司2013—2020年面板数据，利用双重差分模型(DID)检验去杠杆政策对公司绩效的影响，从产权结构、股权集中度深入分析政策效果的异质性，并提出相应对策建议。

1 文献综述

去杠杆政策实施以来，学者对其政策效果产生激烈讨论，从宏观层面上看，学者的研究结论未统一。王爱俭、杜强(2017)[3]认为，金融杠杆促进了经济发展。陈颖、缪海斌(2018)[4]研究发现，杠杆率水平和结构对经济增长有显著的负向影响。马勇和陈雨露(2017)[5]认为，金融杠杆和经济增长有着显著的倒U型关系，即当杠杆水平增大时，经济增速会经历先升后降的趋势，存在一个拐点。从微观层面上看，学者的科研结论也未统一。罗能生等(2018)[6]认为，去杠杆政策能提高企业创新能力、促进创新投入与产出。乔小乐等(2018)[7]认为，该政策对提高公司资源配置效率有促进作用。秦海林等(2020)认为，去杠杆政策会提高公司代理成本，从而削弱投资者信心，且此政策在拥有较少机构持股比例与较差外部审计质量的公司中效果更显著。

国内外学者对于杠杆率和企业绩效表现的研究结论尚无统一定论。部分学者认为，杠杆率过高可以提高企业绩效，因为债务融资缓解了委托代理问题，减轻了公司所有者和管理层间的代理问题。Jordan等(1998)[8]通过分析英国275家中小型企业样本数据实证研究发现，企业绩效与负债比例成正相关关系。王奇杰等(2019)[9]认为，去杠杆会增加国有企业的融资约束，管理者可能会为了自己通过考核而操纵会计盈余，因此可能会对企业会计稳健性和企业经营发展产生消极影响。还有一部分学者认为，杠杆率过高会降低企业绩效，因为企业债务过高，债务融资成本增加，破产风险加大，从而降低投资者和股东信心。沈龙玉(2019)[10]认为，债务融资比例过高，管理人会在企业现金流管理方面产生较大压力，可能采取不符合公司长远目标的短期措施，进而降低财务灵活性，损害客户满意度。

综上所述，去杠杆政策对企业绩效的影响作用存在争议，文献大多集中于去杠杆政策理论分析和对宏观经济作用效果的研究，但对企业微观层面影响的实证分析不多。本文利用DID模型检验去杠杆政策对企业绩效微观层面的影响，并深入探究去杠杆政策效果的异质性，通过实证扩充该政策对企业绩效影响的经验证据。

本文主要有三点贡献：第一，借助国家去杠杆政策这一自然实验，以一个全新的视角，将该政策与企业绩效相结合，实证得出去杠杆政策显著降低企业绩效，并对该结论做出解释。第二，运用双重差分模型验证了去杠杆政策对公司绩效的影响，不仅减少了内生性问题，还扩充了去杠杆政策领域与企业绩效领域的研究。第三，从产权结构、股权集中度视角检验该政策的异质性，并从理论上解释其作用机制。

2 理论分析与研究假设

2.1 去杠杆政策对于企业绩效的影响

第一，代理成本问题。去杠杆政策会减弱债权人对管理层的外部监督作用，增加企业的代理成本，造成管理层管理效率低下，从而对公司绩效产生负面影响[11]。一般来说，去杠杆政策会提高股权融资比例，降低债务融资比例，弱化债务融资的监督约束作用，激化管理层与所有者之间的矛盾，代理问题随之出现。管理层会在经营决策中追求短期自身利益最大化，而非企业价值最大化，可能会将资金配置到高风险项目上，改变长期投资策略，导致资金使用效率不高，进而企业绩效降低。

第二，现金流问题。去杠杆政策会弱化债务融资对于企业资金使用原本的控制约束作用，当企业现金流增加时，控制约束作用的减弱可能会使企业过度投资、低效投资等，进而对企业绩效产生负面影响。一般来说，债务融资的兑付机制和其带来的破产压力、还本付息压力可以在一定程度上防止管理者由于企业拥有充裕的现金流而进行盲目低效投资。去杠杆政策所导致的债务融资比例降低，虽然能降低企业的债务危机，但也会让管理者在投资决策中更加激进，不受约束，不利于企业管理效率的提高，进而企业绩效降低。

综上所述，去杠杆政策弱化债权人对经理层的外部监督，提高企业的代理成本，造成管理层管理效率低下。此外，在公司现金流充裕的情况下，去杠杆政策会弱化债务融资对企业资金使用原本的控制约束作用，进而导致企业过度投资、低效投资等。因此，去杠杆政策会降低企业绩效。

故提出假设H1：控制其他因素不变，去杠杆政策能显著降低企业绩效。

2.2 异质性检验

2.2.1 企业产权差异下去杠杆政策与企业绩效

考虑到产权异质会导致融资效率和成本的不同，而不同的融资效率和成本会导致去杠杆政策实施效果的差异，故本文将总样本分为国有和非国有企业两个子样本，考虑产权异质性下的去杠杆政策对企业绩效的影响。

(1)国有企业利用去杠杆政策提高企业资金使用效率，减少财务费用，以提高企业绩效。相较民营企业而言，国有企业拥有政府的隐性担保，使得该类企业拥有较强的抵御宏观环境不确定性的能力[12]，故在经济状况不明确的情况下，贷款类金融机构更青睐给国有企业贷款。另外，国有企业一般资质较好且拥有较多可抵押的高质量有形资产，更容易获得银行的抵押贷款。钟宁桦等(2016)[13]研究证实，市场资金配置倾向国有企业，而非国有企业更难获得银行贷款。故相较非国有企业，国有企业具有高杠杆率和较好的融资便利性的特点，而高杠杆率可能意味着较高的财务费用和较低的资金使用效率。2018年，中央财经委员会提出对地方政府和国有企业结构性去杠杆，以提高国企资金使用效率，从而提高公司绩效。

(2)相较国有企业，非国有企业不具有政府的隐性担保，融资约束较强、融资成本较高，公司资质和抵押品质量不高，故非国有企业的融资活动面临巨大阻碍，具有低杠杆率的特点。去杠杆政策的实施更加强化了原本较强的融资约束，非国有企业“融资难”“融资贵”问题限制了企业的投融资活动和生产经营活动，从而降低企业绩效。

综上所述，国有企业通过去杠杆政策提高其资金使用效率，减少财务费用，以提高企业绩效。对于非国有企业而言，去杠杆政策的实施使得其融资约束更强，制约了企业的投融资活动和生产经营活动，进而降低企业绩效。

故提出假设H2:控制其他因素不变，去杠杆政策会显著降低非国有企业绩效，提高国有企业绩效。

2.2.2 股权集中度差异下去杠杆政策与企业绩效

考虑到股权集中度异质性会导致公司内部监督程度的不同，进而导致去杠杆政策实施效果的差异，故本文将总样本分为股权集中度高和股权集中度低两个子样本，考虑股权集中度异质性下的去杠杆政策对企业绩效的影响。

(1)股权集中度高的企业能强化大股东对管理者行为的监督，从而减弱去杠杆政策对企业绩效的抑制作用。股权集中度较高的企业，能够发挥利益协同与大股东监督效应，大股东出于自身利益考虑，会积极主动对管理层进行约束监督，有效参与公司治理[14]。当施行去杠杆政策时，企业资本结构中的股权融资比例会上升，而债务融资比例会下降，债权人的监督约束作用会减弱，但对股权集中度高的企业而言，大股东原本的监督和激励作用能够在一定程度上弥补债权人约束作用的弱化，从而缓解该政策对绩效的抑制作用。

(2)股权集中度低的企业，中小股东之间容易出现搭便车的情况，即中小股东对管理层的监督工作互相推诿，最终使得管理层缺乏股东监督，去杠杆政策对股权集中度低的公司绩效的抑制作用更大更显著。该类企业股东之间很难存在利益协同效应和大股东监督效应，股东反而会产生互相搭便车行为。当施行去杠杆政策时，债权人约束作用的减弱难以弥补，进而经理人在投资决策中可能激进投资、过度投资，不受约束，抑制企业绩效。

综上所述，股权集中度高的企业，大股东能够对管理者行为进行监督，从而在一定程度上弥补债权人约束作用的弱化，减弱去杠杆政策对企业绩效的抑制作用。股权集中度低的企业，股东之间容易出现搭便车的行为，缺乏大股东的监督，去杠杆政策对企业绩效的抑制作用更大更显著。

故提出假设H3，相较股权集中度高的企业，去杠杆政策对股权集中度低的企业绩效的抑制效果更加明显。

3 实证设计

3.1 数据来源

本文选取2013—2020年沪深A股上市公司年报的财务等数据，并进行数据筛选：(1)删除金融类上市公司。(2)删除数据缺失和ST与*ST公司，并对数据进行缩尾处理。(3)剔除在2015年之后上市的公司，由于要进行政策实施前后的对比，2015年之后上市的公司缺少政策实施之前的数据。本文选取上市公司财务等数据均来自国泰安(CSMAR)，利用Stata16进行数据分析。

3.2 模型设计和变量定义

为减少内生性问题，准确衡量政策执行效果，运用双重差分模型进行检验。该模型基于自然实验，使得处理组和控制组的样本差异不大，可以很好地检验政策实施前后企业绩效的变化，故此方法可以有效评估政策效果。

本文设置双重差分模型如下：

其中,k表示公司；t表示时期；performancek,t为公司k在第t期的公司绩效；treatedk,t为去杠杆政策；timesk,t为政策时间；treatedk,t×timesk,t为交互项；controlsk,t为控制变量；εk,t为随机误差。

3.2.1 被解释变量

公司绩效(performance)，本文选用净资产收益率(roe)作为公司绩效的衡量指标。目前，已有文献主要使用总资产收益率(roa)、净资产收益率(roe)及托宾Q值作为企业绩效的代理变量。总资产收益率是公司使用所有资产获取利润的能力。托宾Q值受投资者预期的影响，会导致对企业绩效的估计发生偏误[15]。而roe衡量的是公司利用净资产挣取利润的能力，可以更加精准地测量公司的经营绩效。文献大多选用roe作为公司绩效的代理变量，如王棣华等(2015)、李佳宾(2011)和李增泉等(2000)，因此本文选用roe作为公司绩效的度量指标。

3.2.2 解释变量

(1)去杠杆政策(treated)。本文参考王国刚(2017)[16]提出的将资产负债率作为杠杆率的衡量标准。参考秦海林和高轶玮(2020)[17]的做法，将65%的资产负债率作为临界值，当资产负债率低于该值时，作为对照组，treated=0；当资产负债率高于或等于该值时，作为实验组，treated=1。(2)实施政策的时间(times)，由于该政策在2015年提出，2016年实施，故定义2016年之前，times=0；2016年之后，times=1。(3)去杠杆×政策时间(treated×times)，是分组变量treated和时间变量times的交互项，以此衡量政策的执行效果。交互项的系数β1为正，表明政策的实施提高了企业绩效；相反，β1为负，表明政策的实施降低了企业绩效。

3.2.3 控制变量

controls表示所有的控制变量，包括：公司规模、流动比率、第一大股东持股比例、总资产周转率、前三名董事薪酬总额、年份和行业，并对相应变量取自然对数。

3.3 描述性统计

本文将样本分为全样本、实验组和对照组，用资产负债率、roe分别作为公司杠杆、公司绩效的衡量指标，如表1所示。资产负债率的全样本均值为48.21%，实验组均值为74.65%，对照组均值为40.72%，实验组的均值高于全样本和对照组；roe的实验组均值为-2.02%，明显低于全样本和对照组。说明去杠杆政策对于杠杆率较高的企业，抑制企业绩效，符合本文的核心假设。

表1 描述性统计

3.4 平行趋势检验

为确保双重差分模型估计的准确性，在估计之前要进行平行趋势检验，该检验要求处理组和控制组在该政策执行前差异不显著，而在政策执行后差异显著，故可以减少内生性问题，说明去杠杆政策是导致实验前后差异的唯一原因。本文分别从直观上的企业绩效时间趋势图和平行趋势检验两个方面验证平行趋势。

3.4.1 企业绩效的时间趋势图

本文绘制了实验组和对照组被解释变量企业绩效的时间走势图，图1直观地展现了两组企业绩效的趋势差异。

由图1可知，在2016年去杠杆政策出台之前，实验组和对照组企业绩效变动很小，两组的企业绩效差异变化不明显。但在去杠杆政策实施之后，两组企业绩效表现出显著的差异，实验组企业绩效表现出明显下降的时间趋势；相比之下，对照组企业绩效表现出与去杠杆政策实施之前基本相同的时间趋势。双重差分法要求在政策冲击之前，处理组和控制组的企业绩效差异不明显；政策冲击之后，实验组和对照组企业绩效产生明显差异，与图1的时间趋势基本相符，故初步验证了平行趋势假设。

图1 实验组和对照组企业绩效的时间趋势

3.4.2 平行趋势检验

企业绩效的时间趋势图已从直观上初步验证了平行趋势假设，严谨起见，本文继续进行DID模型的平行趋势检验，以证明结果的有效性。图2展示了平行趋势检验结果，表明对照组与实验组在去杠杆政策实施之前并无显著差异，即对照组与实验组拥有相同的发展趋势；然而从2016年政策实施之后，回归系数开始显著大幅地下降，表明该政策显著地降低了实验组的企业绩效，故通过了平行趋势检验。

图2 平行趋势检验

综上所述，无论是从直观上企业绩效的时间趋势图还是平行趋势检验，都表明去杠杆政策实施后，对企业绩效的影响具有显著的差异，即该政策对企业绩效有负向作用。由此证明，本文的DID模型通过了平行趋势检验。

4 实证分析

4.1 去杠杆政策对企业绩效的影响

为验证假设H1是否成立，进行双重差分回归检验，在回归过程中逐渐加入控制变量，并且控制了年份和行业变量。表2模型(1)～(4)展示的是依次加入企业特征和财务指标的回归结果，表明无论如何增加控制变量，去杠杆政策与政策时间的交互项对企业绩效的负向影响的显著性水平始终保持在1%不变，也从侧面反映结果的稳健性。其中，模型(4)展现了加入所有控制变量后的检验结果，交互项对企业绩效具有显著的负向影响，显著性水平达到1%，说明去杠杆政策会抑制上市公司企业绩效。

表2 基准回归结果

该政策的执行，提高了公司的代理成本，造成管理层管理效率低下和投资项目标的质量不佳。另外，在企业现金流充裕的情况下，去杠杆政策会弱化债务融资对企业资金使用原本的控制约束作用，进而导致企业过度投资、低效投资等，最终导致企业绩效的降低。由此验证了假设H1，去杠杆政策能显著降低企业绩效。

4.2 异质性检验

4.2.1 产权异质性下去杠杆政策对企业绩效的影响

考虑到不同融资主体融资效率和融资成本的不同，可能对公司绩效产生不同的影响，故本文研究在不同产权性质下，去杠杆政策是否会对企业绩效产生不同的影响，将总样本划分为国有企业和非国有企业两类子样本，并进行双重差分回归，还采用稳健标准误进行检验，检验结果如表3所示。

由表3的检验结果发现，无论是否加入控制变量，去杠杆政策始终在1%的显著性水平上降低了非国有企业的绩效；相比之下，在加入控制变量之后，去杠杆政策在5%的显著性水平上提高了国有企业的绩效。因此，该政策会显著降低非国有企业绩效，提高国有企业绩效，假设H2得证。

表3 产权异质性检验结果

4.2.2 股权集中度异质性条件下去杠杆政策对企业绩效的影响

本文将前十大股东持股比例高于均值的公司定义为股权集中度高的公司；反之，为股权集中度低的公司。由表4可知，在股权集中度高的样本回归中，加入所有控制变量之后，交互项对企业绩效的影响在10%水平上显著；与之形成鲜明对比的是，在股权集中度低的样本回归中，无论是否加入控制变量，交互项对企业绩效的影响均为负向，且在1%水平上显著。由此可以说明，相较股权集中度高的企业，去杠杆政策对股权集中度低的企业绩效的抑制效果更加明显，假设H3得证。

表4 股权集中度异质性检验结果

5 稳健性检验

为保证研究结果的稳健性，本文分别运用倾向得分匹配(PSM)和改变政策冲击时间进行稳健性检验。

5.1 倾向得分匹配

本文对处理组和对照组的划分可能并非完全随机的，即此实验并非严格的准自然实验，有样本选择偏误，故采用PSM方法进行稳健性检验，最大限度地保证处理组和对照组的样本特性相一致，从而更好地评估去杠杆政策在实验前后所起到的效果。

严谨起见，本文使用三种匹配方式筛选与处理样本特性相近的对照组，再使用平均处理效应(ATT)检验政策对企业绩效的影响，如表5和表6所示。

在进行倾向得分匹配之前，需要进行平衡性检验，如表5所示，所有变量在匹配后的标准偏差绝对值都低于10%，说明处理组和对照组样本的匹配效果较好。并且匹配之后，大部分t检验的p值是不显著的，不能拒绝原假设，即处理组和对照组在政策实施前是没有显著差异的，通过平衡性检验。

表5 变量匹配结果

通过平衡性检验之后，分别使用了K近邻匹配、半径匹配和核匹配的匹配方法，通过查看ATT的正负和t值检验政策对企业绩效的影响。如表6所示，三类匹配方式匹配后的ATT值均小于0，且在1%水平上显著，表明去杠杆政策会减少企业绩效。据此，本文实证结果通过稳健性检验。

表6 样本总体的平均处理效应

5.2 改变政策冲击时间

由于企业绩效的降低可能是由其他政策或原因导致，从而使本文的结论不稳健，故严谨起见，本文采用反事实的检验方法，进一步证明结论的稳健性。考虑到该政策是在2015年和2016年分别提出和实施的，故将政策冲击时间提前两年，即在2014年之前政策时间取值为0，之后政策时间取值为1，构造伪去杠杆政策。如表7所示，无论是否加入控制变量，交互项系数始终不显著，表明企业绩效的降低不是由其他政策或因素导致的，而是由去杠杆政策的实施引起的，故本文结论具有稳健性。

表7 改变政策冲击时间的检验结果

6 结语

6.1 研究结论

本文以国家去杠杆政策为背景，运用沪深A股非金融类上市公司2013—2020年面板数据进行实证检验，采用双重差分模型检验去杠杆政策对企业绩效的影响，并验证了在产权结构、股权集中度异质性下，去杠杆政策实施产生的异质性作用效果，得出以下结论：

第一，去杠杆政策的实施显著降低企业绩效。去杠杆政策会减弱债权人对管理层的外部监督作用，增加企业的代理成本，造成管理层管理效率低下和投资项目标的质量不佳。另外，在公司现金流充裕的情况下，去杠杆政策会弱化债务融资对企业资金使用原本的控制约束作用，导致企业过度投资、低效投资等，进而降低企业绩效。

第二，去杠杆政策显著降低非国有企业绩效，提高国有企业绩效。原因是国有企业运用去杠杆政策提高企业资金使用效率，减少财务费用，从而提高企业绩效。而对于非国有企业而言，去杠杆政策的实施使得其融资约束更强，制约了企业的投融资活动和生产经营活动，进而降低企业绩效。

第三，相较股权集中度高的企业，去杠杆政策对股权集中度低的企业绩效的抑制效果更加明显。原因是股权集中度高的企业，大股东能够监督与激励管理者行为，从而在一定程度上弥补债权人约束作用的弱化，减弱去杠杆政策对企业绩效的抑制作用。而股权集中度低的企业，股东之间容易出现搭便车的行为，缺乏大股东的监督，去杠杆政策对企业绩效的抑制作用更大更显著。

6.2 对策建议

首先，政府应当稳步推进去杠杆政策的实施，坚持结构性去杠杆。在我国高杠杆背景下，去杠杆确实能在一定程度上防控风险，提高资金使用效率，防止企业过度投资，但该政策并不适用所有企业。对于过度投资、高负债类的国有企业，应去杠杆降风险，提高资金使用效率，减少无效投资；对于非国有、股权集中度低的企业，由于自身资金缺乏，面临融资难、融资贵问题而导致投资资金不足的低负债类企业，应采用稳杠杆，刺激企业投资，从而增加企业绩效。

其次，政府应拓宽企业融资渠道，金融机构应缓解信贷歧视。政府应拓宽企业融资渠道，开辟多样化融资方式，帮助企业解决资金问题，使其更好地进行合理高效的投资。金融机构应缓解信贷歧视问题，完善企业资信评估，为非国有企业的融资开辟良好的渠道。

最后，企业应优化融资结构与股权治理结构，加强营运资金管理。面对去杠杆带来的资金约束问题，企业应拓宽融资渠道，通过直接融资补债务融资的缺口，提高资金使用效率，提高项目审核标准，减少资金占用情况，提高企业营运能力，进而提高企业绩效。同时，采用引入独立董事等方式缓解所有者与管理者的矛盾冲突，减少代理成本。