治理转型视域：城投债扩张与企业杠杆率

刘俊现

(南开大学 经济学院，天津 300071)

一、引言

自从防范化解重大风险成为新时代三大攻坚战之一以来，政府债务风险及其所衍生的经济后果逐渐成为学界关注的重点，尤其是政府性债务与企业融资的关系更是引起激烈争论。从全球视域看，中国宏观杠杆率整体可控，但是杠杆结构不太合理。研究表明，中国债务杠杆高企主要集中于地方政府和国有企业两端，尤其是融资平台作为连接两端的载体，依托政府信用背书累积了大量政府性债务(李扬等，2015)[1]。根据Wind数据统计，融资平台的城投债发行规模从2009年的0.32万亿元上升至2014年的1.76万亿元，以年均40.5%的增速上升，对经济运行的影响不容忽视。随着经济增速不断放缓，经济运行过程中所累积的潜在矛盾开始爆发，政府性债务风险和实体企业融资难融资贵问题更是成为制约经济实现转型发展的两大主要因素(田国强和赵旭霞，2019)[2]。

企业的融资活动关系到能否充分利用财务杠杆提升经营绩效和拓宽发展战略，其融资行为除了受到所处行业、所有制、成长周期等自身特征的约束外，还与外部融资环境密切相关。针对外部融资环境，现有文献主要从政府行为视角对企业融资行为展开定量研究(李维安等，2015；卢盛峰和陈思霞，2017；朱军等，2020)[3～5]。关于政府性债务对实体企业投融资行为的影响，学界持有三种不同观点。第一种观点认为政府性债务会提高城市基础设施建设，优化营商环境，增加社会总需求，对企业投融资产生挤入效应(Dreger and Reimers，2016)[6]。第二种观点从“资产组合理论”(1)政府融资对微观企业融资成本的影响主要是通过价格竞争渠道和资金竞争渠道。价格竞争渠道是指政府债务与企业债务作为两种不同风险类型的资产会在收益率上形成竞争关系。资金竞争渠道是指金融机构出于监管要求，偏好持有政府债券等安全资产，一旦政府债券发行量增加，就会减少对微观企业的资金配置。出发，认为过度的政府性资金需求会扭曲信贷资源配置，推高资金使用成本，降低企业投融资规模(范小云等，2017；Huang et al.，2020)[7～8]。第三种观点认为公共投资类型会影响政府性债务与微观企业的关系。若政府性融资投向基础设施建设等生产性领域，则会对微观企业的投融资产生挤入效应；若政府性融资用于政府消费性支出，则对微观企业的投融资具有挤出效应(Traum and Yang，2015)[9]。

政府性债务是指地方政府部门为了向辖区居民提供基础性、公益性服务而直接举借债务，或由地方政府机关事业单位、融资平台提供担保形成的债务。其中，融资平台所发行的城投债作为中国的“准市政债”致力于提升城市基础设施建设，为企业营商环境的改善起到了积极作用。本研究主要关注由地方融资平台发行城投债所累积的政府性债务。城投债与实体企业融资之间存在着密切联系，一方面，城投债具有隐性担保属性，容易获得资金青睐，诱发对实体企业融资的挤出效应；另一方面，城投债主要投向城市基础设施建设，营商环境的改善会对企业融资产生挤入效应。现有研究认为城投债的隐性担保属性会进一步加剧实体企业的融资约束。针对融资平台所累积的债务风险及其所衍生的经济后果，国务院于2014年10月发布了《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》(简称国发〔2014〕43号文)，经全国人民代表大会审议修订新《预算法》，赋予地方政府举债融资权，敦促各地剥离平台公司的政府融资职能，推动融资平台市场化转型。由此，地方政府债务治理模式实现全面转型。

现有文献主要从政府行为等外部融资环境角度展开研究，而基于债务治理转型视角研究政府性债务对企业融资影响的文献相对较少。部分文献通过收支相抵法估算政府性债务，基于地方债管理体制改革视角探究政府性债务对微观企业投融资的影响(梁若冰和王群群，2021)[10]，但缺乏从时间异质性和政策评估层面剖析债务治理转型过程中持续扩张的城投债对微观企业融资的影响。非金融企业作为国民经济的重要组成部分，融资约束一直是阻碍其发展的难点问题。图1绘制了债务治理转型前后融资平台发行的城投债规模以及非金融企业杠杆率的演化情况。由图1可知，无论是治理转型前还是转型后，城投债发行规模一直保持着持续扩张的态势，但是在转型政策干预期间，无论是反映账面价值的“资产负债率”还是反映实际运营的“资本负债率”，均表现出逐渐平缓的演进趋势。基于城投债发行规模和非金融企业杠杆率指标演化的初步经验观察，本研究试图厘清的问题是：持续扩张的城投债对非金融企业融资是否存在挤出效应？在债务治理转型前后，持续扩张的城投债对非金融企业融资的影响是否发生了变化？其内在影响机制是什么？若债务治理转型对城投债扩张与非金融企业融资的关系存在影响，那么其治理效应如何？

图1 城投债规模与非金融企业杠杆率演进趋势(2009—2018)

与以往研究相比，本文主要有三点边际贡献：第一，不同于以往研究，本研究基于持续扩张的城投债，观察其在债务治理转型过程中对企业融资的影响机制，为宏观治理提供微观证据支持；第二，采用广义倍差法识别债务治理转型对企业融资的影响效应，更精确地反映了债务治理转型的成效；第三，从企业杠杆类型角度出发，更为深入地考察债务治理转型对非金融企业债券和借贷两种融资渠道的具体影响，为政府性债务风险治理和改善企业融资环境提供政策启示。

本文后续部分安排如下：第二部分基于理论分析提出研究假设；第三部分为实证分析框架，提供指标与数据说明；第四部分进行实证分析和稳健性检验；第五部分从企业层面的多个维度对城投债扩张的影响展开异质性分析；第六部分通过融资约束中介效应检验和广义倍差法，研究城投债扩张对非金融企业融资的影响机制以及转型效应；第七部分总结全文，展望转型治理前景。

二、理论分析与研究假设

鉴于融资平台累积的政府性债务风险及其所衍生的经济后果，2014年10月至2015年1月，国家多部委密集出台政策(3)本文涉及的一揽子治理转型文件主要包括《国务院关于加强地方政府性债务管理的意见》(国发〔2014〕43号)、《财政部关于印发〈地方政府存量债务纳入预算管理清理甄别办法〉的通知》(财预〔2014〕351号)以及2015年修订生效的新《预算法》。同期其他相关政策文件限于篇幅未列示，如有需要可向作者索取。，推进债务风险治理模式转型。为了更好地分析债务治理转型前后城投债扩张对非金融企业融资的影响机制，参考Greenwood 等(2010)[11]的模型设定，假定市场中仅涉及投资者、企业部门和政府部门。同时，参照车树林(2019)[12]以及刘穷志和白云(2020)13]等的研究，假定市场上仅存在三种投资产品：政府性债券、企业债券和股票。与其不同的是政府性债券仅考虑城投债。现有研究表明，城投债扩张对企业投融资存在两种截然相反的效应。

(一)基本模型设定

1.投资者

假设市场上存在以银行为主的投资者，资金持有量为S，投资者只在城投债、企业债券和股票之间做投资选择。投资者通过搭配投资品种获取投资收益，其效用函数为：

Ut+1=U(ngS(1+rg)+nbS(1+rb)+(1-ng-nb)S(1+re))+u(αng+nb)S

(1)

其中，ng、nb和1-ng-nb分别为城投债、企业债券和股票的投资权重，rg、rb和re为对应的税后投资回报率。在不考虑流动性偏好的情况下，投资者持有收益相对稳定的债券可获得额外效用u(·)，u′(·)≥0且u″(·)≤0。参数α用以衡量城投债与企业债券之间的可替代性，α∈[1,+∞)。由此可知，当投资者全部持有政府债券时可获得最大额外效用，此时，u′(·)=0。因此，投资者最优化问题为：

(2)

求解得投资者最优化一阶条件为：

re-rb=u′(αng+nb)

(3)

re-rg=αu′(αng+nb)

(4)

2.非金融企业

(5)

re-rb=β(d-σ)-ωt(ng)

(6)

3.均衡

在市场均衡条件下，投资者的资金供给与非金融企业以及城投债的资金需求应该相等。即：

S=G+E+B=K+G

(7)

结合资金需求方的资金关系，可得非金融企业杠杆率与投资者债券份额之间的关系为：

nb=d(1-ng)

(8)

结合式(3)、式(6)和式(8)可得均衡条件为：

re-rb=β(d-σ)-ωt(ng)=u′(αng+nb)

(9)

(二)治理转型的制度影响

根据式(9)，两边对ng求导，可得：

(10)

由u″(·)≤0以及β>0可知，式(10)的分母符号为正。在债务治理转型前，融资平台承担着政府融资职能，城投债具有政府隐性担保属性，以银行为主的投资者会更偏好于城投债；同时，根据资产组合理论，城投债大量发行将会导致城投债价格下降和到期收益率上升，投资者在考虑自身资产组合时，会更加倾向于将资金投向城投债，因此α>1， (α-d*)u″(d*(1-ng)+αng)的符号为非正。而基建挤入效应则是通过改善城市基础设施建设，营造良好投资环境，减少企业非生产性成本，进而提高企业对融资成本的承受能力，扩大企业生产性投资。ω>0，t(ng)是城投债的减函数，t′(ng)<0，ωt′(ng)的符号也为负，由此可知，式(10)的分子符号为负。城投债扩张对非金融企业融资具有挤出效应。因此提出第一个研究假设：

假设1：在债务治理转型前，城投债扩张对非金融企业的融资产生了挤出效应。

在债务治理转型后，政府通过行政手段剥离融资平台的政府融资职能，推动城投债市场化转型。城投债失去政府隐性担保属性之后，由政府性债券转变为企业债券。其隐性担保属性对非金融企业融资产生的挤出效应消失。投资者对城投债和企业债券的选择偏好也随之发生改变，因此衡量城投债与企业债券之间的替代性α会显著减小。当替代性减小到两者相等时，α=1，与之相应，式(10)的绝对值也会随之减小，即城投债扩张对非金融企业融资的挤出效应会显著减少。因此提出第二个研究假设：

假设2：在债务治理转型后，城投债扩张对非金融企业融资的挤出效应显著减少。

三、实证分析框架设计

(一)计量模型设定

本文主要研究债务治理转型视域下城投债扩张对非金融企业融资的影响。为此，一方面需要对比债务治理转型前后城投债扩张对非金融企业融资的影响；另一方面需要评估城投债扩张对非金融企业融资的转型效应。

第一，为考察治理转型前后城投债扩张对非金融企业融资的影响，参考王竹泉等(2019)[14]的研究，选取资产负债率(总债务/总资产，Leverage)作为企业杠杆率的衡量指标。对于核心解释变量债务规模(City_Bond)，使用地市级城投债发行规模与地市级生产总值的比值衡量。根据本文的研究目的，经过计量模型检验，选择双向固定效应模型作为回归分析模型，模型设定如下：

(11)

其中，下标i代表企业，t代表时期。被解释变量Leverageit为非金融上市企业资产负债率；Xit为一组控制变量;ϑcity为城市固定效应；λyear为年份固定效应；μind为行业固定效应；εit为随机误差项。

第二，为评估政府债务治理转型对非金融企业融资的转型效应，参考Bai和Jia(2016)[15]的研究，使用广义倍差法评估城投债扩张对非金融企业杠杆率的影响。使用广义倍差法的重要前提是：虽然所有个体均同时受到政策冲击，但是政策对于每位个体的影响力度不同，不存在严格意义上的控制组。每个城市的城投债发行规模不同，在债务治理转型后，非金融企业受到政策冲击的程度也不同。因此，选择广义倍差法评估债务治理转型对非金融企业的转型效应，模型设定如下：

(12)

其中，Postt代表债务治理转型政策实施的虚拟变量，即2015年及以后年份Post取值为1，其余时间取值为0。2015年各地区非金融企业同时受到政策冲击，但是由于各地区城投债发行规模不同，非金融企业融资所受到的政策冲击强度也存在差异。因此，使用城投债发行规模和债务治理转型政策虚拟变量的交互项来刻画债务治理转型强度。交互项City_Bondit×Postt之前的系数β2是本研究关心的转型效应，其余变量的含义与式(11)相同。

(二)指标与数据说明

参考以往的研究(刘晓光和刘元春，2019；刘畅等，2020)[16～17]，分别选取宏观城市特征变量和微观企业特征变量作为控制变量。其中，宏观城市特征变量为：经济增长(采用城市生产总值的增长率衡量)和财政支出(采用各城市人均财政支出的对数衡量)；微观企业特征变量为：企业规模(采用企业总资产的自然对数衡量)、现金水平(采用经营性现金流净额与总资产之比衡量)、担保价值(采用企业固定资产与总资产的比值衡量)、企业年龄(采用当期年份与成立年份的时间间隔衡量)和股权集中度(采用前五大股东的股份之和占总股份的比例衡量)。

本研究的城投债数据来源于“万得资讯金融终端”(WFT)。按照学界通常的处理方式，将“万得口径”与“银监会口径”定义的城投债进行手工合并处理，剔除跨市场重复记录，按照万得资讯提供的“城投债行政级别”进行逐年加总，得到样本期内各地市城投债发行规模的非平衡面板数据。非金融上市企业的数据和地市级宏观数据来源于“中国数据研究服务平台”(CNRDS)数据库。对于非金融企业，根据融资平台名单并剔除了属于融资平台的非金融企业。融资平台的迅猛发展始于“金融海啸”之后，同时考虑到数据的可得性，选取2009—2018年的城投债和非金融企业面板数据进行实证研究。此外，基于各变量衡量指标剔除了数据缺失和资不抵债的公司样本，并对数据样本分别进行1%的双边缩尾处理，以消除异常值的影响。

表1列示了主要变量的描述性统计结果。由表1可知，企业资产负债率和城投债发行规模皆存在明显个体差异。企业资产负债率最小值为4.860%，最大值为85.850%；城投债发行规模最小值为0.033%，最大值为19.710%，说明不同城市的城投债发行规模存在着巨大差异，同样，非金融企业的资产负债率也存在巨大差异。此外，各控制变量的统计结果也存在高变异度，这为研究转型视域下城投债扩张与企业杠杆率的关系提供了良好的数据支持。

表1 变量的描述性统计

四、计量结果分析

(一)基准结果分析

以2015年债务治理转型时点为分界点，将样本分为转型前(2009—2014年)和转型后(2015—2018年)两个子样本，分别考察债务治理转型前后城投债扩张对非金融企业杠杆率的影响。由表2第(1)-(3)列可知，在控制了其他变量的情况下，城投债扩张降低了企业杠杆率，并且负向影响在转型前更为显著。由表2第(4)-(6)列可知，在进一步控制固定效应之后，城投债扩张对非金融企业杠杆率的负向影响依然显著，城投债发行规模每提高1个百分点，企业的资产负债率降低0.206个百分点。在债务治理转型前，城投债扩张对非金融企业融资的挤出效应达到0.316个百分点，并且在1%的显著性水平上影响显著。在债务治理转型后，城投债扩张对非金融企业融资的负向影响消失。说明在债务治理转型前，地方政府的信用背书和隐性担保使得城投债更容易获得资金的青睐，导致资产组合的挤出效应大于基础设施等营商环境改善对企业融资产生的挤入效应。虽然在理论分析中为了方便分析，假设只存在企业债，但是由资产组合效应可知，在资金供给一定的情况下，流向城投债的资金增多必然会导致流向企业的资金减少，包括企业的借贷资金。

表2 基准回归结果

表2(续)

(二)稳健性检验

1.内生性处理

内生性问题会极大降低估计结果的可靠性，就本研究探讨的问题而言，一方面，企业扩大投资会激励政府为其提供相应的基础设施建设，进而提高城投债的发行规模；另一方面，城投债主要投向基础设施建设，而营商环境的改善又会反向刺激企业的投融资需求，这可能会导致严重的内生性问题。一般而言，工具变量需要满足与内生变量高度相关性和自身严格外生性两个条件。参考以往的研究，分别采用城投债发行规模偏离度和土地出让金收入作为工具变量，使用工具变量两阶段最小二乘法展开内生性分析。其中，城投债发行规模偏离度主要借鉴毛捷等(2019)[18]的工具变量构造方法，将当地城投债发行规模减去全国其他省份当年地级市层面城投债发行规模的均值。而土地出让金收入的选取则参考刘穷志和白云(2020)[13]的做法，一方面，土地作为城投债发行的主要质押抵押物，土地出让金收入与城投债发行规模存在直接联系；另一方面，土地出让金收入与企业融资不存在直接关联，为了避免基础设施建设需求导致的间接影响，选取滞后一期的土地出让金收入作为城投债发行规模的工具变量。表3汇报了采用两阶段工具变量法估计的回归结果。

为验证工具变量的有效性,分别进行弱工具变量检验和识别不足检验。从工具变量检验结果可知，弱工具变量检验(Kleibergen-Paaprk Wald F统计量)的F统计量远大于Stock-Yogo弱工具变量检验的临界值，在1%的显著性水平上拒绝原假设，表明工具变量与内生变量之间存在较强的相关性，满足工具变量相关性的条件；LM统计量(Kleibergen-Paaprk LM统计量)在1%显著性水平上拒绝了识别不足的原假设，符合工具变量外生性的条件。由表3可知，与基准分析结果相比，两种工具变量的估计系数和显著性均未发生实质性改变。

表3 工具变量法

表3(续)

2.替换变量

在基准模型中，企业杠杆率设定为总负债与总资产的比值，参考现有文献(刘穷志和白云，2020)[13]，更换企业杠杆率的测度方法，采用企业总负债与总资本的比值来衡量。其中，总资本的测算方法为：总资本=总资产+(应收账款减值准备+存货跌价准备+预付账款减值+其他应收款减值)-(应付职工薪酬+应付税费+其他应付款+应付票据+应付账款+预收账款+交易性金融负债+递延所得税负债+其他流动负债+预计负债+其他非流动负债)。由表4第(1)-(3)列可知，替换企业杠杆率的衡量方式之后，回归结果并未改变基准分析的结论。进一步，将债务规模的衡量方式替换为人均债务规模来考察结论的稳健性。人均债务规模等于各地市城投债发行总额与城市常住人口之比，回归结果如表4第(4)-(6)列所示，人均债务规模的回归结果与基准分析结论保持一致。

表4 替换变量法

表4(续)

五、异质性分析

(一)产权异质性分析

与民营企业不同，国有企业与政府之间存在着天然联系，其自身资源禀赋和政策扶持更容易在融资市场上获得资金的青睐(纪洋等，2018)[19]。产权性质差异使得两者在治理转型改革中受到的政策冲击也会有所不同。将非金融企业样本按照所有制分为国有企业和非国有企业两个子样本，分别进行回归分析，考察因产权差异导致的治理转型效果的异质性，回归结果见表5。由表5第(1)-(3)列可知，债务规模的估计系数不具有显著性，说明城投债扩张对国有企业融资并不存在显著的挤出效应。进一步，在治理转型前后，城投债扩张对国有企业融资的影响也未产生显著变化，这意味着国有企业在债务治理转型中所受到的政策冲击较小。由表5第(4)-(6)列可知，债务规模的估计系数在1%的显著性水平上影响显著，且在治理转型前后发生了显著变化。如第(4)列所示，城投债发行规模每增加一个百分点，非国有企业的资产负债率减少0.394个百分点。由第(5)列可知，在治理转型前，城投债扩张对非国有企业融资的挤出效应相对于全样本多了0.101个百分点；在治理转型后，城投债扩张对非国有企业融资的影响不再显著。以上结果再次验证了前文提出的理论假设。在经济发展脱虚向实的背景下，这一发现为债务治理转型改革提供了学理支持。

表5 产权性质的异质性分析

(二)负债期限异质性分析

一般认为，资金供给者出于资金安全性考量，在进行投资时，除了企业所有制性质外，对资金期限配置也存在选择偏好。资金供给者为了规避市场风险获取稳定收益，在投资城投债时，会倾向于选择期限较短的城投债。资金供给者的投资期限偏好选择会对企业融资期限产生不同冲击。为考察城投债扩张对企业不同融资期限的影响，选取非金融企业的短期资产负债率(流动负债/总资产)和长期资产负债率(长期负债/总资产)分别进行回归分析，并进一步考察其在债务治理转型前后的影响差异。如表6第(1)-(3)列所示，城投债发行规模每提高一个百分点，企业的短期资产负债率下降0.163个百分点，并且在5%的显著性水平上影响显著，在治理转型前更是显著下降了0.208个百分点。由表6第(4)-(6)列可知，城投债扩张对非金融企业长期资产负债率的挤出效应则相对较小，在治理转型前也只达到0.152个百分点。可能的原因有两个：一是资金供给者本身对于长期投资的配置规模较小，使得城投债扩张对企业长期融资的挤出效应相对有限；二是城投债的长期融资相对于企业长期融资可能并不具有明显优势，这归因于城投债投资项目具有收益率较低回报周期较长的特点，以及提供隐性担保的地方政府存在官员更替和财政失衡问题(郭玉清等，2021)[20]。

表6 负债期限的异质性分析

(三)企业规模异质性分析

现有研究表明，基于企业规模的信贷歧视或许是中国金融体系下的一种普遍现象(姚耀军等，2015)[21]。相对于大型企业，中小型企业的治理结构和财务会计制度不够完善，导致融资市场很难了解到其真实经营状况，资金供给方与中小型企业之间的信息不对称程度更高(Hau and Ouyang，2020)[22]。除此之外，大型企业同时还具备更强的风险抵御能力。资金供给者由于企业规模异质性而产生的偏好选择是否会影响城投债扩张对企业融资的冲击？若存在，这种影响在债务治理转型前后是否会发生变化？本研究根据企业规模衡量指标的中位数进行分组，并分别进行回归分析，具体结果如表7所示。由表7第(1)-(3)列可知，城投债扩张对大型企业的融资未产生显著挤出效应，并且在债务治理转型前后也未发生显著变化。如表7第(4)列所示，债务规模的估计系数在5%的显著性水平上影响显著，城投债发行规模每提高1个百分点，中小型企业的资产负债率下降0.239个百分点。由表7第(5)-(6)列可知，城投债扩张对中小型企业融资的挤出效应在债务治理转型前后发生了显著变化。在治理转型前，城投债发行规模每提高1个百分点，中小型企业的资产负债率降低0.351个百分点，并且在1%的显著性水平上影响显著；在治理转型后，城投债扩张对中小型企业的挤出效应消失。以上结果表明，城投债扩张对企业融资的挤占会因为企业规模的不同而产生差异，相对于大型企业，中小型企业受到的影响更大。在治理转型后，中小型企业的融资困境得到了一定程度的缓解。

表7 企业规模的异质性分析

(四)杠杆类型异质性分析

在中国的金融市场上，直接融资并不占据主导地位，企业的融资方式主要是借贷融资和债券融资(梁若冰和王群群，2021)[10]。尽管为了方便分析，在理论假设部分设定只存在企业债券，但是基于资金组合效应，除了企业债券融资以外，城投债扩张也可能会对企业借贷融资产生影响。本研究按照杠杆类型将企业杠杆分为债券杠杆和借贷杠杆，分别进行回归分析，并考察其在治理转型前后的影响变化，具体回归结果见表8。其中，债券杠杆设定为企业应付债券余额与总资产的比值，借贷杠杆则采用短期借款和长期借款之和与总资产的比值来衡量。由表8第(1)-(3)列可知，城投债扩张对企业债券杠杆存在显著的负向影响，在治理转型前后产生了显著变化。在治理转型前，城投债扩张对企业债券杠杆存在负向影响且在1%的显著性水平上影响显著，城投债发行规模每提高1个百分点，企业债券杠杆降低0.201个百分点；在治理转型后，城投债扩张对企业债券杠杆的负向影响消失。如表8第(4)-(6)列所示，城投债扩张对企业借贷杠杆同样存在挤出效应。在治理转型前，城投债扩张对企业借贷杠杆存在负向影响且在5%的显著性水平上影响显著，城投债发行规模每提高1个百分点，企业借贷杠杆降低0.065个百分点。在治理转型后，城投债扩张对企业借贷杠杆的挤出效应消失。以上回归结果表明，城投债扩张对企业债券融资和借贷融资皆产生了挤出效应。在治理转型后，尽管城投债的扩张趋势并未改变，但是对企业融资的挤出效应消失。可能的原因是：城投债失去政府的信用背书和隐性担保之后，城投债扩张的资金组合效应对企业融资的挤出效应与城投债改善基础设施等营商环境带来的挤入效应相互抵消。

表8 杠杆类型的异质性分析

六、治理效应的拓展分析：中介检验与转型测度

(一)中介效应计量结果

在治理转型前，融资平台承担着政府的融资职能，其所发行的城投债具有政府隐性担保属性。前文的计量结果表明，城投债扩张对非金融企业的融资具有显著挤出效应。城投债的隐性担保属性会影响投资者的选择偏好，进而推高非金融企业的融资成本，强化企业所面临的融资约束。而在治理转型后，国家相关政策明确剥离融资平台的政府融资职能，失去隐性担保属性的城投债对企业融资的挤出效应消失。为厘清城投债扩张对非金融企业融资的影响机制，构建如下中介效应模型，对治理转型前后城投债扩张与企业融资之间的影响机制展开计量分析：

(13)

(14)

(15)

其中，下标i和t分别代表企业和年份，Xit和Zit是控制变量组，β、φ、α和ø是系数向量，εit和τit是随机误差项。中介效应模型纳入的控制变量与前文一致，包括担保价值、现金水平、企业规模、企业年龄、股权集中度、经济增长和财政支出。模型(13)与模型(11)对应，模型(14)和模型(15)是以企业融资约束(CFSit)作为中介变量的中介效应模型，具体分两步展开中介检验。

第一步，检验模型(14)，观察城投债扩张是否影响了非金融企业的融资约束。若影响显著，则将企业融资约束变量纳入模型(13)，观察融资约束如何影响企业资产负债率，进而分离出城投债扩张对非金融企业融资的直接和间接挤出效应。

参考Guariglia等(2011)[23]和Hovakimian(2009)[24]的研究，以资产增长率相对于现金流的敏感性为基础，定义企业融资约束指标CFS。借鉴Hovakimian(2009)[24]的两阶段方法，考虑到现金流不是影响企业资产增长率的唯一因素，企业资产增长模型如下：

Assetsgrowthit=ξ0Assetsgrowthit-1+f(CVit)+ϑcity+μind+λyear+εit

(16)

其中，下标i和t分别表示企业和年份，εit表示计量方程的随机扰动项。另外，控制变量包括企业规模、企业年龄、企业担保价值、企业销售增长率和企业所有类型的虚拟变量等重要因素。回归模型中还加入了企业所处地区、二分位行业以及年份的固定效应进行估计。

第二步，利用第一阶段资产模型估计得到的εit来计算企业资产增长率对现金流的敏感性指标。若一家企业的资产增长率未受到现金流的影响，则企业资产增长率均值在高现金流时期和低现金流时期不会存在显著差异；若企业资产增长率受到现金流的影响，那么经过现金流加权的随机扰动项均值与未经过现金流加权的随机误差项均值应该存在明显差别。因此，企业资产增长率现金流敏感性指标变量CFS的计算公式如下：

(17)

其中，Cashflow表示企业现金流，定义为年终净利润加上本年计提折旧额，Totalasset表示总资产。N代表某一企业的年份观测数。企业运营资本现金流敏感度越高，即企业面临的融资约束程度越大。

表9第(1)(3)(5)列的数据显示，城投债扩张显著提高了非金融企业的融资约束，而在治理转型后，融资平台的政府融资功能被剥离，取缔政府信用背书等措施导致城投债扩张对企业融资约束的影响不再显著。第(2)(4)(6)列将融资约束变量纳入基准分析模型，列示了模型(15)的中介检验结果。计量结果表明，在控制融资约束的影响后，城投债扩张对企业资产负债率的回归系数量值均显著下降。基于回归系数量值变化做简单匡算，通过提高非金融企业的融资约束，城投债扩张对企业资产负债率发挥了25.32%的部分中介效应。

表9 中介效应模型检验结果

表9(续)

(二)基于广义倍差法的转型效应测度

本研究基于债务治理转型视角，从多个维度展开城投债扩张对企业融资的影响分析。然而，债务治理转型作为一个准自然实验，其转型效应的大小尚未得到评估。倍差法作为政策评估使用最广泛的方法，很好地处理了内生性问题。但是使用倍差法对本文所研究的债务治理转型进行评估存在一个难点，即在转型治理改革中不存在严格意义上的控制组，使得传统的倍差法并不适用。为了厘清治理转型前后城投债扩张对非金融企业融资的具体影响效应，借鉴Bai和Jia(2016)[15]的研究，采用广义倍差法评估城投债扩张对非金融企业融资的转型效应。表10列示了治理转型效应的主要评估结果。首先，从产权性质看，由第(2)列可知，治理转型效应主要集中在非国有企业。债务治理转型改革实施后，非国有企业的资产负债率提高了0.354，并且在5%的显著性水平上影响显著，说明债务治理转型显著缓解了城投债扩张对非国有企业融资的挤出效应；其次，对于负债期限而言，在转型改革实施后，非国有企业的短期资产负债率显著提高，而长期资产负债率的变化较小。如前文所述，资金供给者为了规避市场风险，更加倾向于短期投资，在治理转型后，城投债相对于非国有企业的短期债务而言融资吸引力下降，使得其短期资产负债率显著提高。而非国有企业的高风险特征使得其长期融资需求即使是在治理转型后也未得到有效缓解。由第(5)列可知，治理转型改革可能主要影响了国有企业的长期资产负债率。在债务治理转型后，相对于失去政府信用背书和隐性担保的城投债，国有企业的长期融资更容易获得长期资金供给者的青睐。最后，从杠杆类型看，债务治理转型主要影响了非金融企业的借贷杠杆。在债务治理转型后，借贷杠杆显著提高了0.068，并且在5%的显著性水平上影响显著。通过对杠杆类型的异质性分析可知，债券杠杆转型效应不显著的原因可能是非金融企业的主要融资渠道是借贷融资。 由于不存在严格意义上的控制组，所以广义倍差法应用的前提并不需要进行平行趋势检验。在表10中进行了反事实的安慰剂检验，分别将改革时点前置一年和二年，使用广义倍差法重新评估治理转型效应。由表10可知，无论是将改革时点前置一年还是前置二年，转型效应的评估结果皆不具有显著性。

表10 转型效应分析：基于广义倍差法的计量结果

七、结论及政策启示

中国经济已步入高质量发展阶段，在高速发展阶段累积的潜在隐患开始爆发，特别是政府性债务风险和实体企业融资约束问题，已成为制约经济发展转型的两大主要因素。通过债务治理转型推动政府举债市场化转型成为化解政府债务风险和缓解实体企业融资约束的有效途径。

采用2009—2018年的城投债发行数据和非金融企业微观财务数据，基于双向固定效应模型和广义倍差法，量化评估债务治理转型视域下城投债扩张对非金融企业杠杆率的影响效应，并利用中介效应模型探讨城投债扩张影响非金融企业融资的渠道机制。计量结果表明，债务治理转型前后，城投债扩张对企业杠杆率的影响发生了显著变化。在治理转型前，政府的信用背书和隐性担保使得城投债扩张提高了非金融企业的融资约束，降低了企业杠杆率；在治理转型后，失去政府信用背书和隐性担保的城投债对非金融企业融资的挤出效应消失。进一步从产权性质、负债期限、企业规模和杠杆类型等多个维度探讨城投债扩张对非金融企业融资的异质性影响。研究发现，从企业产权性质和资产规模异质性看，治理转型的影响主要集中于非国有企业和中小型企业；对于负债期限而言，债务治理转型对非金融企业短期资产负债率和长期资产负债率皆有显著影响；从杠杆类型看，无论是债券融资渠道还是借贷融资渠道，城投债扩张皆产生了挤出效应。进一步基于广义倍差法评估转型效应，结果显示，债务治理转型显著缓解了城投债扩张对非国有企业融资的挤出效应，并且对非国有企业短期资产负债率、国有企业长期资产负债率以及借贷融资渠道的治理效应更为显著。

本研究为通过政府债务市场化转型来化解债务风险和缓解实体企业融资困境提供了经验证据，然而，推动政府债务市场化转型之路任重道远，企业融资约束困境依然严峻。结合实证研究结论，得到以下政策启示。

第一，对于化解地方政府债务风险和缓解实体企业融资困境的需求，应继续遵照国发〔2014〕43号文和新《预算法》的指导，推动地方政府融资市场化转型。一方面，扩大地方政府债券的发行范围和规模，提高政府债券的信息透明度，还原其真实市场定价；另一方面，明确和规范地方政府的融资渠道，加强对地方政府举债的监管和约束，严格限制其隐性债务融资，减少对实体企业融资的挤出效应。

第二，城投债治理转型对企业融资的影响更多集中于非国有企业，应通过制定差异化的财税政策和优惠措施，减少政府性债务对非国有企业融资的不利影响，提高金融市场对非国有企业融资的支持力度，降低企业融资约束。

第三，提升城投债资金的投资效率，为企业投资创造良好的营商环境，增强企业的盈利能力，充分发挥城投债对实体企业的基建挤入效应。同时还应充分考虑资金组合效应对非金融企业融资的影响，合理控制城投债的发行规模，努力协调好城投债举债效应与非金融企业融资之间的关系。如何提高政府债券的信息透明度，制定差异化的财税政策和优惠措施，建立城投债发行规模合理性的评价机制等问题，都将成为深入研究的方向。