下降，并且降幅也远超另外两种企业。

其次，我们根据企业所在地区将样本分为三部分，并分别考察增值税转型的影响。表5-6第（4）~（6）列的回归结果显示，增值税转型对企业杠杆率的影响在东部、中部、西部三大地区均在1%的统计水平上显著，但是影响程度存在差别，表现为增值税转型以后，已改革企业流动负债率的下降相对来说东部企业幅度最大，中部次之，西部企业下降幅度最小。这一结果与表5-6前三列的发现也是一致的：因为中国东部地区，尤其是沿海地区，是私营经济最为活跃的地区，而前三列结果显示私营企业恰恰是此轮增值税改革中负债率降幅最大的企业。这也就解释了为何东部企业杠杆率在改革后下降幅度最大。

表5-6　增值税改革与企业债务结构：异质性分析

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%水平上显著；回归还控制了企业和年份的固定效应；其余控制变量同表5-2；标准误聚类在“城市×行业”层面。

最后，按照企业的出口交货值是否为正，我们将企业分为出口企业和内销企业。表5-6最后两列的结果显示，增值税转型显著地降低了企业的负债率，这一点对于出口、非出口企业都成立，且降幅接近。下降，并且降幅也远超另外两种企业。

其次，我们根据企业所在地区将样本分为三部分，并分别考察增值税转型的影响。表5-6第（4）~（6）列的回归结果显示，增值税转型对企业杠杆率的影响在东部、中部、西部三大地区均在1%的统计水平上显著，但是影响程度存在差别，表现为增值税转型以后，已改革企业流动负债率的下降相对来说东部企业幅度最大，中部次之，西部企业下降幅度最小。这一结果与表5-6前三列的发现也是一致的：因为中国东部地区，尤其是沿海地区，是私营经济最为活跃的地区，而前三列结果显示私营企业恰恰是此轮增值税改革中负债率降幅最大的企业。这也就解释了为何东部企业杠杆率在改革后下降幅度最大。

表5-6　增值税改革与企业债务结构：异质性分析

注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%水平上显著；回归还控制了企业和年份的固定效应；其余控制变量同表5-2；标准误聚类在“城市×行业”层面。

最后，按照企业的出口交货值是否为正，我们将企业分为出口企业和内销企业。表5-6最后两列的结果显示，增值税转型显著地降低了企业的负债率，这一点对于出口、非出口企业都成立，且降幅接近。5.4.4　债务分解

到目前为止，我们已经知道增值税改革之后企业的杠杆率有了明显下降，但尚不明确的是这一变化究竟是由杠杆率的分子（债务）还是分母（资产）的变化导致的。不仅如此，即便是债务内部，也可进一步划分为长期债务和流动（短期）债务。为此，在这一小节中，我们将重复基准回归，不过被解释变量将依次替换为短期负债、长期负债、总负债以及总资产（均取对数值），相应结果列于表5-7。

可以看到，增值税改革之后：（1）四组变量都有所上升，上升幅度分别为10.8%、26.1%、7.4%和14.0%。（2）由于总负债的上升幅度（7.4%）不及总资产的上升幅度（14.0%），因此可以预期杠杆率这一比例值将下降6.6%（=7.4%-14.0%）左右。结合杠杆率的均值55.01（见表5-1），我们可以知道这一降幅大致相当于杠杆率水平将下降3.6个百分点，基本和基准回归结果一致。（3）尽管长、短期负债在增值税改革后均有显著上升，但一旦与总资产相比，长、短期杠杆率的变化方向就有差异了。具体而言，由于总资产增幅（14.0%）高于短期负债增幅（10.8%），同时不及长期负债增幅（26.1%），因此可以预期短期杠杆率会下降同时长期杠杆率会上升。

表5-7　杠杆率变动分解5.4.4　债务分解

到目前为止，我们已经知道增值税改革之后企业的杠杆率有了明显下降，但尚不明确的是这一变化究竟是由杠杆率的分子（债务）还是分母（资产）的变化导致的。不仅如此，即便是债务内部，也可进一步划分为长期债务和流动（短期）债务。为此，在这一小节中，我们将重复基准回归，不过被解释变量将依次替换为短期负债、长期负债、总负债以及总资产（均取对数值），相应结果列于表5-7。

可以看到，增值税改革之后：（1）四组变量都有所上升，上升幅度分别为10.8%、26.1%、7.4%和14.0%。（2）由于总负债的上升幅度（7.4%）不及总资产的上升幅度（14.0%），因此可以预期杠杆率这一比例值将下降6.6%（=7.4%-14.0%）左右。结合杠杆率的均值55.01（见表5-1），我们可以知道这一降幅大致相当于杠杆率水平将下降3.6个百分点，基本和基准回归结果一致。（3）尽管长、短期负债在增值税改革后均有显著上升，但一旦与总资产相比，长、短期杠杆率的变化方向就有差异了。具体而言，由于总资产增幅（14.0%）高于短期负债增幅（10.8%），同时不及长期负债增幅（26.1%），因此可以预期短期杠杆率会下降同时长期杠杆率会上升。

表5-7　杠杆率变动分解注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%水平上显著；回归还控制了企业和年份的固定效应；其余控制变量同表5-2；标准误聚类在“城市×行业”层面。

5.4.5　渠道分析

前述的杠杆率分解结果至少告诉我们两点重要信息：（1）在2007年增值税改革之后，企业的资产负债表整体呈现扩张态势，这一点对于企业的资产和（长、短期）负债端皆然。（2）就杠杆率而言，短期杠杆率有所下降，而长期杠杆率有所上升。这些结果都是多种机制共同作用下的净效果，我们认为其背后至少存在以下几种机制：

（1）收入效应（icome effect）。由于增值税改革会补贴企业的固定资产投资，因此这无疑会提升企业利润。同时，也能有效缓解企业的借贷约束，这一点对于非国有企业可能尤为重要（Cai ad Liu，2009）。因此，企业盈利状况的改善将促使企业资产负债表扩张，表现为总资产和总负债的同时上升，这一点可称为“收入效应”。如果不考虑债务内部的构成变化（这一点我们将在下面谈到），这一收入效应将导致长、短期债务和总资产等比例上升。

（2）久期匹配效应（maturity match effect）。理论上，收入效应注：*、**和***分别代表在10%、5%和1%水平上显著；回归还控制了企业和年份的固定效应；其余控制变量同表5-2；标准误聚类在“城市×行业”层面。

5.4.5　渠道分析

前述的杠杆率分解结果至少告诉我们两点重要信息：（1）在2007年增值税改革之后，企业的资产负债表整体呈现扩张态势，这一点对于企业的资产和（长、短期）负债端皆然。（2）就杠杆率而言，短期杠杆率有所下降，而长期杠杆率有所上升。这些结果都是多种机制共同作用下的净效果，我们认为其背后至少存在以下几种机制：

（1）收入效应（icome effect）。由于增值税改革会补贴企业的固定资产投资，因此这无疑会提升企业利润。同时，也能有效缓解企业的借贷约束，这一点对于非国有企业可能尤为重要（Cai ad Liu，2009）。因此，企业盈利状况的改善将促使企业资产负债表扩张，表现为总资产和总负债的同时上升，这一点可称为“收入效应”。如果不考虑债务内部的构成变化（这一点我们将在下面谈到），这一收入效应将导致长、短期债务和总资产等比例上升。

（2）久期匹配效应（maturity match effect）。理论上，收入效应对于各类减税政策都成立。而与之不同，2007年的增值税改革还有另一特殊性质，即其目的在于鼓励企业的固定资产投资，而固定资产投资由于其建立时间长、使用周期长、运营时间长等性质往往是长久期资产（Lelad ad Tofts，1996）。此时，如果用短期负债为其融资，则可能给企业带来流动性风险（Bruermeier ad Oehmke，2013）。出于这种资产—负债端期限匹配的需求，可以预计，增值税改革之后由于企业长久期固定资产的增加会使得企业相对地增加长期杠杆率，同时相应降低短期杠杆率，这是一种区别于前面所说的收入效应的非对称变化。

（3）市场纪律效应（market disciplie effect）。公司金融相关文献指出企业可以通过举借短期负债起到“发信号”的作用，进而有助于缓解借贷双方之间的委托—代理问题（Calomiris ad Kah，1991； Huberma ad Repullo，2014），这一效果可以称为市场纪律效应。从这个角度来说，那些拥有更多有形资产以及面临较低违约风险的企业一般委托—代理问题较轻，因此通过借入短期负债以缓解其信息不对称问题的动机也就较低（Awartai et al.，2016）。显然，增值税改革之后企业的固定资产增多，而固定资产大多属于有形资产，同时企业的盈利状况普遍有所改善，从市场纪律效应的角度考虑，可以预期企业的短期杠杆率会有所下降。

综合上述三种效应，收入效应指向企业资产负债表的整体扩张，这一点与表5-7的发现一致。同时，对于长、短期杠杆率的变化，收入效应的效果应该是负债端和资产端的等比例变化，因此预期结果是长、短期杠杆率都保持不变，而究其久期匹配效应和市场纪律效应，对于各类减税政策都成立。而与之不同，2007年的增值税改革还有另一特殊性质，即其目的在于鼓励企业的固定资产投资，而固定资产投资由于其建立时间长、使用周期长、运营时间长等性质往往是长久期资产（Lelad ad Tofts，1996）。此时，如果用短期负债为其融资，则可能给企业带来流动性风险（Bruermeier ad Oehmke，2013）。出于这种资产—负债端期限匹配的需求，可以预计，增值税改革之后由于企业长久期固定资产的增加会使得企业相对地增加长期杠杆率，同时相应降低短期杠杆率，这是一种区别于前面所说的收入效应的非对称变化。

（3）市场纪律效应（market disciplie effect）。公司金融相关文献指出企业可以通过举借短期负债起到“发信号”的作用，进而有助于缓解借贷双方之间的委托—代理问题（Calomiris ad Kah，1991； Huberma ad Repullo，2014），这一效果可以称为市场纪律效应。从这个角度来说，那些拥有更多有形资产以及面临较低违约风险的企业一般委托—代理问题较轻，因此通过借入短期负债以缓解其信息不对称问题的动机也就较低（Awartai et al.，2016）。显然，增值税改革之后企业的固定资产增多，而固定资产大多属于有形资产，同时企业的盈利状况普遍有所改善，从市场纪律效应的角度考虑，可以预期企业的短期杠杆率会有所下降。

综合上述三种效应，收入效应指向企业资产负债表的整体扩张，这一点与表5-7的发现一致。同时，对于长、短期杠杆率的变化，收入效应的效果应该是负债端和资产端的等比例变化，因此预期结果是长、短期杠杆率都保持不变，而究其久期匹配效应和市场纪律效应，则指向短期杠杆率的相对下降和长期杠杆率的相对上升。最终，从数据中看到的杠杆率变化应该是三种效应共同作用的结果。

由于在数据中无法将三种效应剥离开来，因此我们只能提供一些初步的证据以佐证其存在性。首先，对于收入效应，其背后的主要驱动力在于企业盈利的改善。为此，在表5-8的列（1）中，我们将被解释变量换成了企业的ROA，结果显示增值税改革之后企业的ROA平均上升了6.456个百分点。同时，表5-7中的结果也证明了企业的资产负债表出现了整体扩张，这也与收入效应的预测结果一致。

其次，对于久期匹配效应和市场纪律效应，两者的作用起点均为增值税改革后企业的固定资产投资增加，这一效果也正是增值税改革的初衷。为了检验这一点，表5-8的列（2）中被解释变量为企业的固定投资增速，可以看到增值税改革后企业的固定资产投资增速提升了6.426个百分点。同时，久期匹配效应和市场纪律效应还预测改革之后长期杠杆率会相应上升，同时短期杠杆率有所下降。为此，列（3）的被解释变量为企业的长期杠杆率（=长期负债/总资产），该变量在改革后上升了0.365个百分点，相当于其均值（6.74）的5.4%。接下来的一个问题是：所观察到的长期杠杆率上升是不是为了购置固定资产？列（4）考察了固定投资增速上升对于长期杠杆率的影响，相应结果显著为正。截至目前，列（3）~（4）的结果都表明增值税改革和固定投资增加均对长期杠杆率有正向影响，但尚不明确的是，增值税改革对于长期杠杆率的影响是不是通过固定投资增加这一中介渠道发挥作用。为此，列（5）的被解释变量依旧设置为长期杠杆率，但解释变量将增值税改革的虚拟变量和固定投资增速同时纳入。此时，则指向短期杠杆率的相对下降和长期杠杆率的相对上升。最终，从数据中看到的杠杆率变化应该是三种效应共同作用的结果。

由于在数据中无法将三种效应剥离开来，因此我们只能提供一些初步的证据以佐证其存在性。首先，对于收入效应，其背后的主要驱动力在于企业盈利的改善。为此，在表5-8的列（1）中，我们将被解释变量换成了企业的ROA，结果显示增值税改革之后企业的ROA平均上升了6.456个百分点。同时，表5-7中的结果也证明了企业的资产负债表出现了整体扩张，这也与收入效应的预测结果一致。

其次，对于久期匹配效应和市场纪律效应，两者的作用起点均为增值税改革后企业的固定资产投资增加，这一效果也正是增值税改革的初衷。为了检验这一点，表5-8的列（2）中被解释变量为企业的固定投资增速，可以看到增值税改革后企业的固定资产投资增速提升了6.426个百分点。同时，久期匹配效应和市场纪律效应还预测改革之后长期杠杆率会相应上升，同时短期杠杆率有所下降。为此，列（3）的被解释变量为企业的长期杠杆率（=长期负债/总资产），该变量在改革后上升了0.365个百分点，相当于其均值（6.74）的5.4%。接下来的一个问题是：所观察到的长期杠杆率上升是不是为了购置固定资产？列（4）考察了固定投资增速上升对于长期杠杆率的影响，相应结果显著为正。截至目前，列（3）~（4）的结果都表明增值税改革和固定投资增加均对长期杠杆率有正向影响，但尚不明确的是，增值税改革对于长期杠杆率的影响是不是通过固定投资增加这一中介渠道发挥作用。为此，列（5）的被解释变量依旧设置为长期杠杆率，但解释变量将增值税改革的虚拟变量和固定投资增速同时纳入。此时，