金融风险视角下金融结构调整与企业稳杠杆

马微　杨贺　徐璋勇

关键词 金融结构 企业杠杆率 稳杠杆 金融改革

〔中图分类号〕Ｆ８３２ 〔文献标识码〕Ａ 〔文章编号〕０４４７－６６２Ｘ（２０２４）０１－００５２－１２

一、引言

习近平总书记指出：“为实体经济服务是金融的天职，是金融的宗旨，也就是防范金融风险的根本举措。”①面对当前内外部环境的不稳定性和不确定性，统筹发展与安全，防范化解重大金融风险是构建新发展格局、推进我国经济金融高质量发展的重大任务。②２０２３年中央金融工作会议明确指出：“高质量发展是全面建设社会主义现代化国家的首要任务，金融要为经济社会发展提供高质量服务。”③ 其实，早在２００８年金融危机后，为应对我国宏观杠杆率的大幅攀升，中央将去杠杆作为改革的核心任务并连续出台一系列政策，从积极稳妥去杠杆到结构性去杠杆，再到经济下行压力下的稳杠杆，既体现了决策层对债务问题认识的不断深化，也反映出在去杠杆过程中面临着稳增长与防风险的权衡问题。

然而从去杠杆政策的执行效果来看，却不尽理想。如图１所示，宏观企业部门杠杆率从２００７年的９６．１％持续攀升至２０１６年１５７．６％，此后在去杠杆政策的作用下逐步趋稳，但受应对疫情的宏观政策影响，２０２０年一度“逆转”，飙升至１６３％的历史新高，２０２１年小幅回落至１５４％，远高于美国、日本、德国等发达经济体的水平；①与此同时，微观企业杠杆率从２００７年６８．９％持续回落至２０１７年４１．４％，年均下降２．５个百分点，同时期ＧＤＰ增速从１４．２３％下降至６．９５％，并快速探底至２０２０年２．２％的历史新低。②一边是去杠杆政策下宏观企业部门杠杆率的高位运行和阶段性反弹，另一边是微观企业杠杆率持续走低下经济增速的不断下滑，两者的“背离”凸显了金融体系与实体经济、资金供给与企业发展之间更深层次的结构性问题，过度的金融杠杆所引发的潜在系统性金融风险正在倒逼金融结构调整。

金融结构从本质上看是金融资源流转至实体经济的供给结构和供给方式，根据比较金融体系理论，金融结构可划分为银行导向和市场导向两大类。③ 相关数据显示，截至２０２１年末，在３１４．１３万亿元的社会融资规模存量中通过银行体系注入实体经济的表内外融资规模为２１２．０万亿元，占比达６７．４９％，④银行等间接融资渠道仍占据主体地位，债券、股票等直接融资发展不足，金融结构整体呈现出单一化的局面。加之我国的金融抑制较强，信贷歧视和信贷配给在国有金融部门占据主体地位的银行体系中广泛存在，银行由于盈利手段有限，规避风险的动机更强，在不确定性因素激增和较为低迷的经济形势下，避险情绪的上升使这一现象更为突出，致使金融资源大量流向资产效益较低的国有企业和重工业、房地產业，进而引发了社会融资规模与宏观杠杆率的持续攀升、经济增长速度和微观企业杠杆率持续下行的“背离”现象。

在此“背离”背景下，如何通过金融结构的调整实现稳增长与稳杠杆、促发展与防风险的动态平衡，是现阶段政策制定者面临的关键难题。那么，在我国现实经济运行中，发展直接融资、提升金融结构的市场化水平将如何影响企业杠杆率？这种影响是否会因债务期限的不同和企业异质性而存在较大差异？又通过何种渠道来传导？在构建统筹发展与安全，防范化解金融风险的大背景下，对上述问题的探究不仅有助于深层次理解深化金融供给侧结构性改革的微观经济后果，也能为制定化解企业债务风险、助力完善稳增长的经济政策提供经验支撑和理论依据。

二、企业杠杆率变化的现实

本文通过统计描述揭示近些年来企业杠杆率的结构性特征和变化趋势，并将此作为理论分析和实证检验的基础。①

现实１：企业杠杆率变化因期限结构不同呈现较大差异。短期杠杆率始终显著高于长期杠杆率，短期杠杆率自２００９年起有明显下降趋势，２０１９年有小幅反弹；长期杠杆率在２００９年小幅下降后波动趋势不明显②（见图２）。

现实２：企业杠杆率的变化在不同产权性质的企业间存在显著差异。非国企杠杆率始终显著低于央企和地企的平均水平，国企杠杆率长期以来相对稳定，保持在５０％左右；非国企杠杆率在２００７—２０１０年出现较大幅度下降后，近些年来趋于稳定③（见图３）。

现实３：企业杠杆率的变化在不同规模企业间存在显著差异。大企业杠杆率始终显著高于中小企业，大企业杠杆率波动较为平稳，而中小企业杠杆率在经历了２００７—２０１１年的快速下降后，中国几年略有回升，但２０１４年后，仍呈下降趋势，显著低于大企业的平均水平④（见图４）。

现实４：企业杠杆率的变化在不同行业间具有显著差异。建筑业、房地产业和电力、热力、燃气及水生产行业的杠杆率始终稳居各行业的前３位，制造业，信息传输、软件和信息技术服务业杠杆率最低，且呈现出下降趋势（见图５）。

三、文献综述与研究假设

１．企业杠杆率变化的现实和解释

近年来，围绕企业杠杆率问题形成了极为丰富的研究成果。探讨企业杠杆率变化的研究主要可分为两类：一是描述我国企业杠杆率变化与结构特征的研究。陆婷等通过构建企业杠杆率的动态局部调整模型，发现企业杠杆率总体具有顺周期性特征，但国有企业杠杆率变动的顺周期性较弱。① 王擎等通过考察企业与银行间借贷博弈的均衡性质探究企业杠杆率的变化规律，发现企业杠杆率周期演变因所有制不同而呈现分化趋势，民营企业杠杆率周期性不定，国有企业杠杆率则在较长区间内呈“逆周期性”。② 二是分析影响我国企业杠杆率变化因素的研究。纪洋等从经济政策不确定的视角解释了政府隐性担保下杠杆率的“国进民退”问题。③ 宫汝凯等的研究表明，经济政策不确定性对企业杠杆率具有显著的负向影响，且这一负向效应在短期负债率、民营、小规模和制造业企业中更为明显。④ 谭小芬等基于１９９８—２０１３年工业企业数据，从经济政策不确定性的视角探讨了企业部门的杠杆率分化与资源错配。⑤ 综上而言，现有研究为分析企业杠杆率变化的成因，进一步探寻积极稳妥去杠杆的路径提供了理论基础，但较多侧重于讨论企业自身特征变化的因素，涉及制度性因素的论证较少，尤其是并未对金融供给侧结构性改革对企业杠杆率的潜在影响进行探讨。本文将金融结构纳入企业杠杆率问题的研究框架，从金融供给侧结构性改革的视角为杠杆率调控提供理论支撑，并为现有文献提供有益扩展和补充。

２．金融结构市场化水平与企业杠杆率的关系

戈德史密斯在１９６９年首次明确提出金融结构的概念，认为金融结构是一国或地区现存金融机构和金融工具的形式、性质和相对规模。Ｄｅｍｉｒｇü－Ｋｕｎｔ和Ｌｅｖｉｎｅ在内生增长理论的基础上提出了著名的“两分法”金融结构理论。⑥ 受比较金融体系理论的重要影响，近年来学界多基于此将金融结构界定为银行体系与金融市场在金融体系中的相对重要性，并据此展开有关银行主导型与市场主导型的二元金融结构孰优孰劣问题的探讨。① Ｒａｊａｎ和Ｚｉｎｇａｌｅｓ基于七国集团企业层面数据的研究，进一步证实了金融结构确实是造成不同国家企业杠杆率差异的关键因素。② Ｊｏｎｇ等的研究表明，金融结构市场导向作用越强，企业杠杆率相对越低。③ 郑志来认为，资金需求处于卖方市场背景下，商业银行为主体的金融结构一方面推高了企业负债率，另一方面增加了企业社会融资成本。④ 金融结构的变化决定了不同门类金融机构和金融工具的相对规模，企业通过银行体系获得的外部融资通常作为债务进入资产负债表，表现为资产科目货币资金或银行存款的增加，负债科目短期借款或长期借款的增加，资产负债表中权益资产比例会随债务融资的增加而降低，最终表现为微观企业杠杆率升高。反之，企业通过资本市场获得的外部融资会以企业增资引进新股东的方式提高企业权益资产的比例，从而降低企业杠杆率。

基于此，本文提出假设Ｈ１：金融结构市场化水平的提升能够有效降低企业杠杆率。

研究企业债务问题，不能忽视企业的“短债长用”现象，即以短期限债务支撑长期投资所导致债务期限的错配问题。⑤ 基于信息不对称理论，由于银行盈利的手段有限，规避风险的动机更强，从而导致企业通过银行获得的负债普遍以短期债务为主，长期债务比例明显低于长期资产比例，因而企业需要不断滚动短期债务以支持长期投资，这在我国金融抑制程度较高的制度环境下更为突出。⑥ 反之，金融市场具备集中、传递、评价企业前景信息的功能，信息的处理和披露能够有效缓解企业与投资者间由于信息不对称而导致的投资期受限等问题，且不同于银行贷款必须按期还本付息，金融市场提供的金融产品则更为灵活，使企业不必因为暂时的资金短缺而面临清算风险。⑦ 因此，金融市场发展水平越高，通过降低企业和投资者之间的信息不对称，越有助于企业股权融资的增加、长期融资成本的降低和长期融资能力的提升，最终表现为企业杠杆率的降低和债务期限的增加。

基于此，本文提出假设Ｈ２：金融结构市场化水平的提升能够有效增加企业债务期限，缓解企业短债长用问题。

不同金融结构对不同类型的企业提供资金的比较优势不同。从产权和规模特征看，由于隐性担保、行政干预以及利率管制等制度环境因素的存在，生产经营相对稳定、内部管理相对成熟、财务制度相对规范、违约风险相对较低的国企、大企业更容易获得银行体系的资金支持。⑧ 从行业特征来看，传统行业多以资产密集型企业为主，行业发展周期和技术较为稳定，且有充足的实物作为抵押品。银行在提供贷款时会对企业的抵押品数量和违约清算做出严格要求，以此“阻隔”经营能力不足的企业获得资金，所以银行更倾向于向传统行业提供资金支持。⑨ 但在创新型行业中，除了骨干大企业具有较好的融资优势外，中小企业由于自身缺乏积累，可供抵押的实物资产较少，需要众多投资者对企业技术、潜力、成长性等信息进行多重验证，以弥补单一投资者的认知偏差，所以创新型行业从资本市场融资优于从金融机构融资。①

由此，提出假设Ｈ３：金融结构市场化水平对企业杠杆率的影响在不同产权、规模、行业的企业间具有异质性。

不同的金融结构中资金供给主体的监督管理和收益分配特征不同，导致其资金供给倾向存在明显差异。一方面，风险管理的内部化特征使銀行对风险具有谨慎性倾向，面对经营不稳定、风险较大的高成长、高创新型企业，银行处理信息不对称往往会陷入低效，导致对该类企业的资金支持受到限制。而金融市场的跨市场信息传递机制能够通过信息披露、价格信号和收购威胁等路径，给投资者提供有效信息。投资者基于金融市场的运行机制进行投资组合管理并利用金融工具对冲风险敞口，可以有效分散投资风险进而投资于高风险、高收益的创新项目。② 另一方面，银行作为债权人只能遵循借款合同和监管要求对资金的用途和流向进行管理，无权参与融资企业的经营管理和收益分配，获得的是贷款资金的固定索取权，因而更加关注企业的违约风险，而非企业的增长潜力和价值收益。③ 而市场导向型金融结构中投资人投入资金获得的股权代表了有限责任的剩余索取权，为保障自身权益投资人有权也更有动力直接参与企业的经营管理，分享企业增长所带来的收益。

由此，提出假设Ｈ４：金融结构市场化水平的提升对高成长、高创新型企业杠杆率的影响更为显著。

四、计量模型、变量和数据

１．计量模型设定为研究我国金融结构市场化水平与非金融企业杠杆率之间的关系，参考以往研究企业杠杆率的相关文献，④本文构建基准模型如下：

其中，下标ｉ、ｔ代表企业和时间。ｌｅｖ_ｉ，ｔ代表企业ｉ在ｔ时期的杠杆率；ｆｉｎｓｔｒ_ｉ，ｔ表示金融结构，Ｘ_ｉ，ｔ和Ｚ_ｔ分别表示企业层面和宏观经济层面的两组控制变量；μ_ｉ表示企业固定效应，ω_ｔ为时间固定效应，ε_ｉ，ｔ为随机误差项。考虑到企业融资行为潜在的惯性特征，在解释变量中加入企业杠杆率的一阶滞后项ｌｅｖ_{ｉ，ｔ－１}，基于此构建的动态面板数据模型在刻画企业杠杆率动态变化特征的同时，还可以充当其他省略变量的代理变量，从而克服变量遗漏引发的偏误问题。

２．变量选取与说明

（１）被解释变量

被解释变量企业杠杆率（ｌｅｖ）用企业资产负债表中负债总额与资产总额的比值表示。为有效考察企业的债务期限结构，分析企业是否存在短债长用等债务问题，本文进一步引入短期杠杆率（ｓｌｅｖ）、长期杠杆率（ｌｌｅｖ）、债务期限（ｄｅｂｔｑｘ）和短债长用（ｄｅｂｔｃｙ）四个变量。其中，短期杠杆率为流动负债与总资产的比值；长期杠杆率为非流动负债与总资产的比值；债务期限为非流动负债与总负债的比值。参考刘晓光和刘元春、饶品贵和姜国华的做法，选择企业短期负债比例与短期资产比例之差来反映企业债务期限与资产期限的匹配情况，作为短债长用的衡量指标。①

（２）核心解释变量

在金融结构的度量上，一方面，本文将债券市场作为直接融资的重要渠道纳入金融结构的度量范围；另一方面，与现有文献广泛使用“股票市场市值与银行信贷余额之比”衡量金融结构不同，本文采用股票市场融资替代股票市场市值，既充分考虑了股价波动对市值带来影响所导致的对直接融资度量的失真，又增强了与间接融资的可比性。基于此，本文以企业所在省份的“（股票融资额＋债券融资额）／贷款融资额”表示金融结构（ｆｉｎｓｔｒ），该变量的值越大，表明金融结构的市场化水平越高。

（３）控制变量

参考相关研究，② 本文主要从以下两个方面选取控制变量。一是企业特征变量：企业资产规模（ａｓｓｅｔｓ），采用企业总资产取自然对数表示；企业盈利能力（ｒｏａ），采用总资产收益率表示；企业成长性（ｇｒｏｗｔｈ），采用营业总收入同比增长率来表示；企业创新性（ｉｎｎｏ），采用研发费用支出与主营业务收入的比值表示；产权性质（ｐｒｎ），设定国企为１，非国企为０；固定资产占比（ｆａｔａ），采用固定资产与总资产的比值表示；非债务税盾（ｎｄｔｓ），采用企业固定资产折旧除以总资产表示；资本密集度（ｃｉ），采用总固定资产与职工人数的比值取自然对数表示；财务费用率（ｆｃｒ），采用企业财务费用除以主营业务收入表示。二是宏观经济变量：ＧＤＰ增速（ＧＤＰＧ），采用ＧＤＰ的年度增长率表示；货币供应量增速（Ｍ２Ｇ），采用货币供应量的年度增长率表示；通货膨胀率（ＣＰＩ），即居民消费价格指数；宏观经济景气指数（ＭＥＣＩ），采用年度宏观经济景气指数中的一致指数表示。③

３．数据来源

考虑到２００６年新版《企业会计准则》的颁布和企业股权分置改革对企业财务数据带来的影响，本文采用２００７—２０２０年我国沪深两市上市公司的年报数据，数据来源于ＷＩＮＤ数据库。在数据的筛选上：（１）删除样本数据中的金融类企业；（２）删除ＳＴ和 ＳＴ企业；（３）删除企业资产负债率为负值的异常样本，并对所有企业层面的连续性变量在上下１％分位数上进行缩尾处理。最终研究样本是由４０５４家企业共计３６１７５个观测值构成。

五、实证结果及分析

１．基准回归结果分析

尽管宏观层面的金融结构与微观层面的企业杠杆率不太可能存在反向因果关系，但由于基准模型（１）中加入了被解释变量的滞后项作为解释变量，如果采用传统的固定效应模型、混合ＯＬＳ等面板数据估计技术，将不可避免地造成估计结果的有偏性和不一致性。为有效解决变量的内生性问题，同时考虑到差分ＧＭＭ的估计量在样本容量限制下容易受弱工具变量的影响而产生向下偏倚的情况，本文采用一步系统ＧＭＭ技术，以核心解释变量和被解释变量的一阶滞后项作为工具变量对模型进行估计，并控制住了企业固定效应和时间固定效应。

表１报告了基准回归结果。其中第（１）列未加入控制变量的估计结果显示，金融结构的系数估计值在５％的水平上显著为负。第（２）列和第（３）列依次加入企业特征控制变量和宏观经济控制變量的回归结果表明，金融结构的估计系数由－０．００２４降低至－０．００５４，显著性水平由５％提高至１％，表明金融结构市场化水平的提升能够有效降低企业杠杆率，假设Ｈ１得以验证。基准回归结果背后的作用机制在于：金融结构市场化水平的提升带动金融“脱媒”加速和金融功能升级，使得金融的供给方式和资源配置方式更加多元。金融结构的变动会直接影响企业的外部融资来源和资本配置行为，促进企业债务融资规模的下降和股权融资规模的上升，最终表现为企业杠杆率的下降。

２．稳健性分析

为了确保研究结论的可靠，本文进一步采用分位数回归来验证不同分位点下金融结构市场化水平对企业杠杆率的影响是否具有显著差异。表２中的结果显示，三个分位点上的估计系数符号与基准模型回归结果保持一致，说明在不同分位点上金融结构市场化水平与企业杠杆率之间均为负相关关系，再次支持了假设Ｈ１。通过对比不同分位点上的回归系数，可以看出随着分位点数值的增加，金融结构市场化水平对企业杠杆率的负向影响逐渐增强，说明金融结构市场化水平的提升在高杠杆率样本企业中发挥了更加显著的作用。

此外，本文还做了以下稳健性检验：第一，考虑到２００７年新旧会计准则过渡及２０１９年末爆发的新冠疫情对企业财务数据的影响，剔除２００７年和２０２０年的样本，采用２００８—２０１９年的数据进行估计，结果见表３第（１）列；第二，采用股票融资额与贷款融资额之比对核心解释变量金融结构进行度量，结果见表３第（２）列；第三，企业的债务风险主要取决于有息负债率，因此，本文选取有息负债与总资产之比作为企业杠杆率的代理变量重新进行回归，结果见表３第（３）列。几种稳健性检验结果均显示，各变量系数方向一致，仅显著性有所变化，说明本文结论具有较好的稳健性。

六、考虑结构性特征的扩展分析

１．分期限结构

为验证假设Ｈ２，本文按照负债的流动性水平将企业杠杆率划分为短期杠杆率（ｓｌｅｖ）和长期杠杆率（ｌｌｅｖ），并引入债务期限（ｄｅｂｔｑｘ）和短债长用（ｄｅｂｔｃｙ）两个指标，以此考察金融结构市场化水平对不同期限结构企业杠杆率的影响，结果如表４所示。

从表４第（１）列和第（２）列可以看出，金融结构市场化水平的提升对企业短期杠杆率在１％的水平上具有显著的负向影响，但对于长期杠杆率的负向影响并不显著。表４第（３）列的结果表明，金融结构市场化水平与企业债务期限在１％的显著性水平上呈现正相关性，说明金融结构市场化水平的提升对延长企业债务期限具有正向作用，该结果与谭小芬等的研究结论相一致。① 表４第（４）列的结果显示，金融结构市场化水平与企业“短债长用”之间存在显著的负相关关系，说明金融结构市场化水平的提升能够有效改善样本企业的“短债长用”问题。综合来看，金融结构市场化水平的提高在有效降低企业短期杠杆率的同时，还有助于优化企业的债务期限结构，缓解企业普遍面临的“短债长用”问题，从而减少企业债务风险，假设Ｈ２得到验证。

２．分产权和规模

为验证假设Ｈ３，通过对样本企业按产权和规模进行划分，分组考察金融结构市场化水平对企业杠杆率的影响。在企业产权的划分中，产权性质为国有且实际控制人属性为中央国家机关、地方政府、国资委、国有企业的设定为国有企业组，其余为非国有企业组。在企业规模的划分中，将每一年度资产规模位于前５０％的企业设定为大企业组，其余为中小企业组。

表５第（１）列显示了国有企业组的样本估计结果，金融结构的估计系数为－０．００５４，且在１％的水平上显著，说明金融结构市场化水平的提升能够显著降低国有企业杠杆率。表５第（２）列回归结果显示，非国有企业金融结构的估计系数虽然也显著为负，但从估计系数的绝对值和显著性水平上来看，均小于國有企业组。表５第（３）列和第（４）列结果表明，金融结构市场化水平的提升能够显著降低大企业的杠杆率，而这一负向影响在中小企业的样本中并不显著，从而支持了假设Ｈ３。

３．分行业

本文依据国民经济行业分类标准（ＧＢ／Ｔ４７５４－２０１７）对样本企业进行分类。表６分行业回归结果显示，制造业，交通运输、仓储和邮政业以及房地产业的企业，金融结构的估计系数分别在１％、５％和１０％的水平上显著为负；信息传输、软件和信息技术服务业企业，金融结构的估计系数在５％的水平上显著为正。由此可见，金融结构市场化水平对企业杠杆率的影响呈现出明显的行业分化，从而支持了假设Ｈ３。聚焦具体行业杠杆率均值的变化趋势，制造业杠杆率在样本期间下降了１０个百分点；交通运输、仓储和邮政业杠杆率较为稳定；房地产业杠杆率不降反升，样本期间内上涨了６个百分点；信息传输、软件和信息技术服务业杠杆率先降后升，但其杠杆率均值始终低于其他各行业。由此可见，债务风险集聚的房地产行业占据了大量的金融资源，而对于推动信息化和工业化深度融合、培育和发展专精特新企业具有重要支撑作用的信息传输、软件和信息技术服务业却长期面临着融资难的问题。即在金融体系信贷扩张的过程中，抵押资产相对充分的房地产行业和基础设施行业信贷规模增速和占比快速上升，而随着金融结构市场化水平的提升，将有效缓解因抵押资产不足而对信息传输、软件和信息技术服务业的信贷融资产生的挤出效应。

４．分成長性和创新性

为验证假设Ｈ４，本文分别以营业总收入同比增长率、研发费用与营业收入比值为标准，将样本企业划分为前５０％的高成长组、高创新组和后５０％的低成长组、低创新组，并进行分组回归。表７结果显示，高成长组和高创新组金融结构的估计系数均在１％的水平上显著为负；低成长组金融结构的估计系数虽然也显著为负，但从绝对值和显著性水平上来看，均小于高成长组；低创新组金融结构的估计系数未通过显著性检验，上述结果进一步支持了假设Ｈ４。综上，金融结构市场化水平的提升对企业杠杆率的负向影响会随着企业成长性和创新程度的提高而增强，提升金融结构市场化水平将通过拓宽高成长、高创新企业融资渠道，在降低企业杠杆率的同时实现金融体系对其支持力度不减的目标。

七、结论与启示

本文将金融结构纳入企业杠杆率的分析框架，尝试从金融体系的结构层面来探讨金融结构市场化水平提升与企业杠杆率变动之间的逻辑关系。本文选取２００７—２０２０年我国沪深两市４０５４家非金融上市企业的面板数据揭示企业杠杆率结构性变化的现实情况，并通过文献综述和理论分析提出研究假设，在此基础上通过构建动态面板模型，实证研究了我国金融结构市场化水平与企业杠杆率之间的关系。结果表明，金融结构市场化水平的提升能够显著降低企业杠杆率；从企业杠杆率的期限结构看，金融结构市场化水平提升能够有效降低企业短期杠杆率，延长企业的债务期限，有效改善企业的“短债长用”问题；从企业产权和规模看，金融结构市场化水平的提升在降低国有企业和大企业杠杆率上表现得更为显著；从企业的行业分布看，金融结构市场化水平对企业杠杆率的影响呈现出明显的行业分化；金融结构市场化水平的提升对企业杠杆率的负向影响还会随着企业成长性和创新程度的提高而增强。

面对后疫情时期内外部环境的不稳定性和不确定性，优化金融服务，防范化解金融风险，以金融高质量发展助力强国建设，对我国金融结构调整及其功能发挥提出了更高的要求，既要盘活被低效占用的金融资源，发挥金融对实体经济的支持作用，又要避免杠杆率上升过快引发的系统性风险。为此，需要注意以下三方面的问题：

（１）面对防范化解重大金融风险问题，宏观杠杆率持续攀升和微观企业杠杆率持续下行的“背离”现象会导致风险的持续积累，并挤压实体企业长期的增长空间。因此，需要进一步完善多层次资本市场，更好发挥资本市场的枢纽功能，通过优化债券发行渠道、深化新三板改革、提高四板市场交易活跃度、培育一流投资银行和投资机构等举措，拓宽实体企业的直接融资渠道，减少对银行债权融资的过度依赖，降低风险在银行系统的集聚，从而实现在稳杠杆的同时，保持金融对实体经济支持力度不减的目标。

（２）面对企业的“短债长用”问题，不仅要通过降低企业杠杆率来防范化解债务风险，更重要的是通过深化金融供给侧结构性改革，建立优化市场资金供给的长效机制，增强企业资金长期供给能力。值得关注的是，从２０２０年我国首批新三板精选层企业挂牌、创业板注册制改革落地，到２０２１年北京证券交易所开市交易，这一系列举措均旨在通过多层次资本市场建设，增强对企业特别是民营和中小企业的长期资金供给能力，这与本文研究结论的政策含义一致。

（３）面对杠杆率在不同产权、规模、行业的企业间出现结构性分化的现实，一是要持续深化国有企业改革，通过解决国企的预算软约束，来消除资金供给过程中的产权歧视和隐性担保问题。二是杠杆率的宏观调控政策不能仅考虑总量问题，更应重视结构的优化，要避免成长性较好、创新程度较高行业的“好杠杆”被“高污染、高耗能、僵尸企业”的“坏杠杆”挤出。三是要进一步优化金融市场环境，通过金融结构市场化水平的提升，缓解由于产权、规模、行业的不同所引发的资源配置扭曲问题，让市场成为金融资源配置的决定性因素。

作者单位：马微，陕西师范大学国际商学院；杨贺、徐璋勇，西北大学经济管理学院

责任编辑：韩海燕