8.4　实证分析

8.4.1　基准回归

本章首先要回答的一个问题是，当企业面临的经营风险加剧时，企业究竟是会选择更激进地多借债以为充满变数的未来做准备呢，还是会选择缩减负债这种更为保守的运营策略呢？为此，在基准回归中，我们采取如下设定：

lev=α+β×risk+X×γ+θ+θ+θ+ε　（8-14）iti,t-1i,t-1tp,tk,tit

式中，lev为企业i在第t年的杠杆率，是企业的总负债与总资产it之比（×100）。我们的关键解释变量是经营风险risk，以企业当年i,t-1所在“城市×二位数行业”内除自身外所有企业的ROA标准差度量。为了缓解内生性问题，我们采用了滞后一期值。选用该指标的原因在于，企业对自身盈利的预期形成在很大程度上是基于对同城、同行业企业的观察：如果这些企业的盈利状况（ROA）十分一致（无论是好或差），表现为分布上较小的标准差，那么单个企业对于自身经营风险应该是较为明确的。反之，如果观察到的标准差risk较大，则i,t-1意味着这些企业盈利状况参差不齐。此时，对于单个企业而言，很难8.4　实证分析

8.4.1　基准回归

本章首先要回答的一个问题是，当企业面临的经营风险加剧时，企业究竟是会选择更激进地多借债以为充满变数的未来做准备呢，还是会选择缩减负债这种更为保守的运营策略呢？为此，在基准回归中，我们采取如下设定：

lev=α+β×risk+X×γ+θ+θ+θ+ε　（8-14）iti,t-1i,t-1tp,tk,tit

式中，lev为企业i在第t年的杠杆率，是企业的总负债与总资产it之比（×100）。我们的关键解释变量是经营风险risk，以企业当年i,t-1所在“城市×二位数行业”内除自身外所有企业的ROA标准差度量。为了缓解内生性问题，我们采用了滞后一期值。选用该指标的原因在于，企业对自身盈利的预期形成在很大程度上是基于对同城、同行业企业的观察：如果这些企业的盈利状况（ROA）十分一致（无论是好或差），表现为分布上较小的标准差，那么单个企业对于自身经营风险应该是较为明确的。反之，如果观察到的标准差risk较大，则i,t-1意味着这些企业盈利状况参差不齐。此时，对于单个企业而言，很难准确预期自己未来的经营状况。risk前面的系数β衡量的就是企业i,t-1杠杆率对于经营风险的反应方向，这也是本章重点关注的参数：如果β为正，意味着当企业面临的经营风险提高时，企业倾向于增加负债，这可能是出于一种“预防性”（precautioary）的动机；反之，如果β为负，则意味着当企业面临的经营风险增强时，企业会选择减少负债，整体经营风格趋于更加保守，这与Baum等（2004）等研究发现类似。此外，X是前面提到过的一系列可能影响到企业杠杆率的变量，包i,t-1括企业层面的企业规模、有形资产占比、企业税率。同样，我们也采用滞后一期值以缓解内生性问题。此外，我们还控制了一系列固定效应，包括：年份固定效应（θ），以控制特定年份可能影响所有企业t的宏观经济因素和政策变动等。“省×年份”和“行业×年份”的固定效应（θ,θ），以控制各年各省、各年各行业影响企业杠杆率的调p,tk,t整因素。最后，所有回归均在企业层面采用聚类稳健归标准误。

基准结果汇报于表8-2。在第（1）列中，我们不加任何控制变量，此时企业经营风险每提高1单位，企业的杠杆率会降低10.49个百分点。由描述性统计（见表8-1）可知，样本中企业平均杠杆率为53.60%，因此10.49个百分点的杠杆率变动大致相当于杠杆率均值的19.57%。可见，企业经营风险对于企业杠杆率的影响不仅统计意义显著，经济意义也十分明显。在第（2）列中，考虑到企业根据观察到的经营风险调整自身投融资决策可能存在一定时滞，我们将经营风险替换为其滞后一期值，结果依然十分显著，且系数绝对值略有缩小。列（3）在列（2）的基础上加入之前提到的一系列企业层面的控制变量。最后，考虑到企业行为可能存在一定的聚类效果，列（4）在列（3）准确预期自己未来的经营状况。risk前面的系数β衡量的就是企业i,t-1杠杆率对于经营风险的反应方向，这也是本章重点关注的参数：如果β为正，意味着当企业面临的经营风险提高时，企业倾向于增加负债，这可能是出于一种“预防性”（precautioary）的动机；反之，如果β为负，则意味着当企业面临的经营风险增强时，企业会选择减少负债，整体经营风格趋于更加保守，这与Baum等（2004）等研究发现类似。此外，X是前面提到过的一系列可能影响到企业杠杆率的变量，包i,t-1括企业层面的企业规模、有形资产占比、企业税率。同样，我们也采用滞后一期值以缓解内生性问题。此外，我们还控制了一系列固定效应，包括：年份固定效应（θ），以控制特定年份可能影响所有企业t的宏观经济因素和政策变动等。“省×年份”和“行业×年份”的固定效应（θ,θ），以控制各年各省、各年各行业影响企业杠杆率的调p,tk,t整因素。最后，所有回归均在企业层面采用聚类稳健归标准误。

基准结果汇报于表8-2。在第（1）列中，我们不加任何控制变量，此时企业经营风险每提高1单位，企业的杠杆率会降低10.49个百分点。由描述性统计（见表8-1）可知，样本中企业平均杠杆率为53.60%，因此10.49个百分点的杠杆率变动大致相当于杠杆率均值的19.57%。可见，企业经营风险对于企业杠杆率的影响不仅统计意义显著，经济意义也十分明显。在第（2）列中，考虑到企业根据观察到的经营风险调整自身投融资决策可能存在一定时滞，我们将经营风险替换为其滞后一期值，结果依然十分显著，且系数绝对值略有缩小。列（3）在列（2）的基础上加入之前提到的一系列企业层面的控制变量。最后，考虑到企业行为可能存在一定的聚类效果，列（4）在列（3）的基础上进一步在企业层面进行聚类回归，经营风险前面的系数始终十分显著。列（4）的结果表明，企业经营风险每提高一单位，企业杠杆率就会降低6.14个百分点，对应于企业杠杆率均值的11.4%（=6.14/53.60×100%）。在之后的回归中，如无特别说明，我们都以列（4）的回归设定作为基准。

在其他控制变量上，企业规模与企业杠杆率之间呈现很强的正相关性，表明大型企业普遍有更高的杠杆率，这一点已经得到了诸多研究的证实（苟琴，等，2014；钟宁桦，等，2016）。此外，有形资产占比与杠杆率之间呈现显著负相关性，一个可能的原因是自身有形资产占比越高的企业通过外部融资的需求较低。同时，税率越低的企业杠杆率普遍更高，这一结果也与钟宁桦等（2016）的发现类似。

表8-2　基准回归：企业经营风险对杠杆率的影响的基础上进一步在企业层面进行聚类回归，经营风险前面的系数始终十分显著。列（4）的结果表明，企业经营风险每提高一单位，企业杠杆率就会降低6.14个百分点，对应于企业杠杆率均值的11.4%（=6.14/53.60×100%）。在之后的回归中，如无特别说明，我们都以列（4）的回归设定作为基准。

在其他控制变量上，企业规模与企业杠杆率之间呈现很强的正相关性，表明大型企业普遍有更高的杠杆率，这一点已经得到了诸多研究的证实（苟琴，等，2014；钟宁桦，等，2016）。此外，有形资产占比与杠杆率之间呈现显著负相关性，一个可能的原因是自身有形资产占比越高的企业通过外部融资的需求较低。同时，税率越低的企业杠杆率普遍更高，这一结果也与钟宁桦等（2016）的发现类似。

表8-2　基准回归：企业经营风险对杠杆率的影响注：括号里是稳健性标准误；*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上显著。

从表8-2中我们看到，随着企业所在行业、城市的其他企业经营风险加大，企业会倾向于降低自己的杠杆率，趋于一种更为保守的经营态度。除了知道总杠杆率的变化外，我们还想知道这种变化主要是由短期债务还是长期债务变动导致的。为此，我们进一步将企业负债区分为了长期负债和短期（流动性）负债，并经除以总资产（×100）后分别得到企业的长期杠杆率和流动杠杆率。在回归式（8-14）中，我们将被解释变量lev分别替换为企业的长期和流动杠杆率进行回it注：括号里是稳健性标准误；*、**和***分别代表在10%、5%和1%的水平上显著。

从表8-2中我们看到，随着企业所在行业、城市的其他企业经营风险加大，企业会倾向于降低自己的杠杆率，趋于一种更为保守的经营态度。除了知道总杠杆率的变化外，我们还想知道这种变化主要是由短期债务还是长期债务变动导致的。为此，我们进一步将企业负债区分为了长期负债和短期（流动性）负债，并经除以总资产（×100）后分别得到企业的长期杠杆率和流动杠杆率。在回归式（8-14）中，我们将被解释变量lev分别替换为企业的长期和流动杠杆率进行回it归，结果列于表8-3。

在前两列中被解释变量均为企业流动杠杆率，区别在于核心解释变量分别为经营风险的当期值和滞后一期值。这两列结果中核心解释变量前面的系数均在1%水平上显著。以列（2）的结果为例，企业经营风险每上升一个单位，企业的流动杠杆率会降低5.94个百分点。类似地，在后两列中我们将被解释变量替换为企业长期杠杆率，同时核心解释变量分别为经营风险的当期和滞后值。此时，以列（4）的结果为例，企业经营风险每上升一个单位，大致对应企业长期杠杆率0.27个百分点的上升。可以看到，当我们区分负债的期限结构时，变动幅度更为剧烈的均是短期负债，说明企业在应对经营风险时更多是通过短期债务进行调节。这一结论与Zou等（2018）的发现类似，该文以中国分批次增值税改革为自然实验，考察企业在经历外生政策冲击时如何调整其债务结构。文章发现，相比于长期债务，短期债务的调整才是企业更为主要的债务结构调节方式。

表8-3　基准回归：企业经营风险对长期杠杆率、流动杠杆率的影响归，结果列于表8-3。

在前两列中被解释变量均为企业流动杠杆率，区别在于核心解释变量分别为经营风险的当期值和滞后一期值。这两列结果中核心解释变量前面的系数均在1%水平上显著。以列（2）的结果为例，企业经营风险每上升一个单位，企业的流动杠杆率会降低5.94个百分点。类似地，在后两列中我们将被解释变量替换为企业长期杠杆率，同时核心解释变量分别为经营风险的当期和滞后值。此时，以列（4）的结果为例，企业经营风险每上升一个单位，大致对应企业长期杠杆率0.27个百分点的上升。可以看到，当我们区分负债的期限结构时，变动幅度更为剧烈的均是短期负债，说明企业在应对经营风险时更多是通过短期债务进行调节。这一结论与Zou等（2018）的发现类似，该文以中国分批次增值税改革为自然实验，考察企业在经历外生政策冲击时如何调整其债务结构。文章发现，相比于长期债务，短期债务的调整才是企业更为主要的债务结构调节方式。

表8-3　基准回归：企业经营风险对长期杠杆率、流动杠杆率的影响