去杠桿政策、破產風險與股權集中度
——來自準自然實驗的經驗證據

■秦海林，陳 澤

一、問題的提出

2008年國際金融危機后，去杠桿成為主要發(fā)達經濟體擺脫危機回歸正常軌道的共識，國內高企的杠桿率也不利于經濟效率的提升。為了降低杠桿率和防范金融風險，2015年12月中央經濟工作會議提出“三去一降一補”政策，推行供給側結構性改革；2017年7月全國金融工作會議強調把降低企業(yè)杠桿率作為重中之重；2018年4月中央財經委員會議提出了“結構性去杠桿”的新思路，對不同部門提出不同要求。從降低杠桿率到企業(yè)去杠桿，再到結構性去杠桿，中央的政策目標與思路日漸明晰。在這一背景下，有關去杠桿政策的研究也成為學術界探討的熱點話題。在理論上，公司的杠桿率和股權結構休戚相關，去杠桿的實質是“向下”調整企業(yè)的資本結構（黃俊威和龔光明，2019），因此杠桿率的降低必然會引發(fā)公司的資本結構調整，進而改變公司股權結構（孟蓼筠，2016）。然而，在事實上，去杠桿政策會真正改變企業(yè)的股權結構嗎？政策的實施效果是否具有異質性？

二、理論分析與研究假說

（一）去杠桿、股權集中度與一股獨大

首先，以定向增發(fā)為主要手段的去杠桿政策的實施會直接降低企業(yè)的資產負債率，增加股權融資比例。王曉亮和田昆儒（2015）認為定向增發(fā)因為發(fā)行門檻低，信息披露要求低，已經占據了中國上市公司股權再融資的80%以上，加之針對大股東定向增發(fā)的發(fā)行價格比針對機構投資者的要低，所以定向增發(fā)的對象往往選擇大股東，使得股權集中度增加（俞靜和徐霞，2016）。去杠桿政策的實施直接影響的是公司的資產負債率，債務融資一旦銳減，股權融資作為債務融資的替代方式，比例必然會增加，導致資本結構調整，針對大股東的定向增發(fā)會使股權集中度增加。

其次，去杠桿可以降低公司的破產風險，有利于公司改善經營狀況，使大股東分散風險的投資動機減弱，定向增發(fā)帶來的控制權增加及利益輸送還會強化大股東的持股動機，增加股權投資比例，增強股權集中度。去杠桿直接影響債務比例，緩解企業(yè)的破產風險，使公司未來的經營狀況得到改善。一方面，隨著企業(yè)經營狀況的改善，企業(yè)能合理地安排項目投資，向大股東釋放一個利好信號，堅定大股東信心，使大股東分散企業(yè)風險的投資動機減弱。另一方面，公司采取定向增發(fā)的再融資方式會使大股東增強“隧道效應”并獲得更多控制權（李傳憲和何益闖，2012）。

再次，企業(yè)破產風險的降低不僅會刺激大股東采取增持行為，也會吸引更多的中小投資者。隨著股東數量的增多，中小股東在公司治理中搭便車的心理會愈發(fā)嚴重，互相推諉現(xiàn)象愈演愈烈，每個人都不愿意出頭監(jiān)督和制衡大股東。陳煒等（2008）發(fā)現(xiàn)在中小股東投資者增多時，對大股東的監(jiān)督力度會削弱。唐躍軍和左晶晶（2010）發(fā)現(xiàn)當中小股東是控股股東攫取私有收益的對象時，往往會表現(xiàn)出“理性冷漠”，即誰都不愿意出頭去進行監(jiān)督和制衡。袁奮強等（2017）發(fā)現(xiàn)隨著投資者人數增加，流通股股東存在嚴重的搭便車心理，機會主義傾向嚴重，外部治理效應不足，對大股東難以形成有效的監(jiān)督和制衡，會造成大股東不受約束的現(xiàn)象，致使股權結構趨于集中。

綜上所述，去杠桿政策不僅會直接降低企業(yè)的資產負債率，增加股權融資比例，而且定向增發(fā)的選擇對象往往是大股東，從而間接地導致股權更加集中。同時，低杠桿率會緩解破產風險，有利于改善公司經營管理，削弱大股東分散風險的投資動機，促使大股東加大股權投資比例；隨著股東數量的增加，搭便車心理加劇，對大股東的監(jiān)督和制衡力度減弱，進一步加劇股權集中程度。這三種因素的共同作用決定了去杠桿會影響公司的股權結構，使股權集中度增強，在極端情況下甚至會導致一股獨大。據此，提出如下研究假說：

H1：去杠桿能顯著影響股權結構，使股權集中度趨于增強，在極端情況下才會導致一股獨大。

（二）異質性調節(jié)作用

首先，出資者地位的制度安排，使得產權性質不同的企業(yè)擁有不同的股權集中度，致使國有企業(yè)股權集中度較高，而非國有企業(yè)股權集中度較為分散（夏小林，2017）。在我國上市的國有企業(yè)中，國家作為企業(yè)的出資者占據著重要地位。為了避免國有資產流失問題，國家規(guī)定國有股禁止在證券市場轉讓，為了維護公有制的主體地位，必須保持國資的絕對控股地位，這樣就容易造成國有企業(yè)股權過于集中。

其次，公司法的具體規(guī)定使產權性質不同的企業(yè)擁有不同的股權集中度，造成國有企業(yè)股權集中度偏高，而非國有企業(yè)股權集中度較為分散。對于國有企業(yè)來說，公司法規(guī)定，國有企業(yè)改為股份有限公司的，發(fā)起人可以少于5人，這一例外性規(guī)定導致國有企業(yè)可以作為唯一的發(fā)起人設立股份公司，股權高度集中的現(xiàn)象不可避免。而對于非國有企業(yè)來說，沒有上述例外性條款，其股權集中度較低。

最后，相對于國有企業(yè)而言，非國有企業(yè)由于融資渠道狹窄，公開發(fā)行成本高，控制權被稀釋等原因，更傾向于選擇定向增發(fā)來增加股權融資（李榮錦和雷婷婷，2019），更低的股權集中度使其向上動態(tài)調整的程度更大，對政策的沖擊反應更加強烈，因此去杠桿政策更能顯著增強非國企的股權集中度。具體來說，在融資渠道的選擇上，國有企業(yè)在銀行貸款的審批通過率更高，而非國有企業(yè)明顯沒有這一優(yōu)勢。企業(yè)公開發(fā)行時，信息披露較多，可能會泄露公司的商業(yè)機密，發(fā)行成本較高，加之涉及到控制權問題，非國有企業(yè)會盡量選擇避免控制權稀釋的方式，而定向增發(fā)正好可以很好地解決這一問題（黃興孿，2017）。更低的股權集中度讓非國有企業(yè)具有更強的定向增發(fā)動機，并且在執(zhí)行時，股權結構向上調整的空間更大（肖萬和孔瀟，2020）。因此，去杠桿政策的實施效果對非國有企業(yè)股權結構的影響更加強烈，會顯著增強非國有企業(yè)的股權集中度。

綜上所述，考慮到公司的產權性質差異，出資者地位和公司法的相關規(guī)定，非國企的股權結構較為分散，同時非國企更傾向于選擇定向增發(fā)的形式進行股權融資，對政策沖擊反應更劇烈。據此，提出如下研究假說：

H2：相對于國有企業(yè)而言，去杠桿能夠更顯著地增強非國有企業(yè)的股權集中度，在極端情況下才會導致一股獨大。

（三）影響機制作用

隨著去杠桿政策的持續(xù)推行，企業(yè)的債務融資必將受到影響，表現(xiàn)為去杠桿政策會直接降低企業(yè)的資產負債率，在一定程度上緩解了企業(yè)的破產風險，有利于企業(yè)經營管理和長期發(fā)展。一方面，較低的破產風險弱化了大股東分散投資的動機，使大股東更愿意繼續(xù)持有原公司股票，甚至加大持股比例。另一方面，破產風險的降低，企業(yè)的利好消息會吸引其他中小投資者，隨著小股東人數的增加，股民的搭便車心理加劇，無人去監(jiān)督和制衡大股東。長此以往，對大股東的約束力會隨著投資人數的增加而降低，大股東對損害中小股東的利益更加肆無忌憚，最終會導致股權集中度的增加。據此，提出如下研究假說：

H3：去杠桿政策可以通過破產風險的中介作用來增強企業(yè)的股權集中度。

三、研究設計

（一）樣本選擇

為了研究去杠桿對我國上市公司股權結構的影響并出于穩(wěn)定性考慮，選取在A股市場的3674家上市企業(yè)作為初始樣本，選取的指標是2014—2018年對外披露的財務數據，在此基礎上進行一系列的篩選整理：剔除金融、證券類上市公司；剔除數據缺失，ST與*ST類公司，并對連續(xù)數據進行了1%水平的縮尾處理；因為要有政策實施前后的對比，所以剔除了上市時間在2015年之后的公司。所選取的研究樣本數據來自同花順數據庫，并利用stata14和Excel2007進行數據處理。

（二）模型設計和變量定義

1.模型設計

由于去杠桿政策的實施具有顯著的準自然實驗特征，同時為了克服OLS的內生性問題和準確評估去杠桿對公司股權結構的影響，選擇雙重差分模型（DID）進行實證檢驗。根據數據特點和變量定義，設定了如下計量模型：

其中，qs為股權結構，分別用股權集中度和一股獨大進行替代；β1為去杠桿政策的雙重差分效應。如果系數β1大于0，則表示去杠桿政策能夠顯著加劇股權集中度；小于0，則意味著去杠桿政策會顯著抑制股權集中度，有效防范一股獨大。

其中，各變量的定義和經濟含義如下：

被解釋變量：股權集中度（oc）和一股獨大（lsh）。選取第二、第三大股東持股比例之和來度量股權集中度，并使用第一大股東持股比例表示一股獨大。

解釋變量：去杠桿（treat）。該變量是以資產負債率（lev）為基準衍生得到的虛擬變量，該變量的定義基于國家的去杠桿政策，國資委采取“五控①在五控中的控制行業(yè)標準部分，確定了保證企業(yè)穩(wěn)健發(fā)展的資產負債率控制標準，這個標準分成三大類，工業(yè)企業(yè)為70%，非工業(yè)企業(yè)為75%，科研設計企業(yè)為65%?！薄叭觥钡却胧┩七M落實“去杠桿”工作。參考秦海林和高軼瑋（2019）的做法，選取科研設計企業(yè)65%的資產負債率為基準對數據進行分組，當資產負債率大于或者等于65%時，說明其為高杠桿企業(yè)，受到去杠桿的影響，此時可以被視為“處理組”，則treat=1；反之，資產負債率小于65%時，則被視為“控制組”，treat=0。政策時間（policy）。該變量是時間虛擬變量，代表去杠桿實施前后時間段的一個虛擬變量，時間在2016年之前則取值為0，而在2016年之后則取值為1。去杠桿×政策時間（treat×policy），該變量為虛擬變量，是分組變量treat和時間變量policy的交互項，用于度量處理組的政策效應。顯然，如果公司因為去杠桿的實施改善了股權結構，那么交互項的系數β1就應該為正數，反之，β1為負。

控制變量：X表示所有控制變量的集合，包括：法人持股比例、資產報酬率、限售股比例、總股本、實際控制人性質，并控制了年份和行業(yè)。具體的變量定義如表1所示。

表1 變量定義

續(xù)表1

2.中介效應檢驗模型設定

為了檢驗H3，將建立中介效應模型，選擇破產風險（Z）為中介變量，并借鑒溫忠麟等（2004）的做法設定了如下的中介效應模型。

為了更好地表現(xiàn)樣本數據的特征，將樣本分為全樣本、控制組和處理組進行主要變量的描述性統(tǒng)計，具體的統(tǒng)計結果如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

（三）描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計結果顯示①限于篇幅，文中的各種表格和回歸結果作了精簡處理，留存?zhèn)渌鳌?，資產負債率的全樣本均值為43%，處理組均值為75%，控制組為37%，可以看出處理組的資產負債率高于全樣本和控制組。在股權集中度方面，處理組均值為48%，高于全樣本和控制組的47%。這意味著去杠桿政策作用于資產負債率較高的企業(yè)且能提高股權集中度，并可能加劇一股獨大，與核心假設完全契合。

（四）平行趨勢檢驗

為了確保雙重差分估計結果的無偏性，在進行雙重差分之前要進行平行趨勢檢驗。借鑒Bertrand&Mullainathan（2003）提出的平行趨勢檢驗方法設計如下模型：

其中，oc為前三股東持股比例（剔除第一股東持股比例）代表股權集中度，Before2、Before1均為虛擬變量，如果樣本分別是受到政策影響前的第二年和第一年的數據，則該指標分別取1，反之則取0；如果樣本是受到政策影響的當年，則Current取值為1，反之則取0；而當樣本是受到政策影響后的第一年、第二年的數據時，則After1、After2分別取1，否則為0。具體檢驗結果如表3所示。

表3 平行趨勢檢驗

由表3結果可以發(fā)現(xiàn)，before2、before1均沒有顯著性，而current、after1、after2均正向顯著，說明去杠桿實施前后，對公司股權結構的影響有著顯著的差異，即去杠桿能夠明顯增強股權集中度。這表明雙重差分模型通過了平行趨勢檢驗，該模型的使用具有合理性和科學性。

四、實證分析

（一）回歸檢驗

為了驗證H1是否成立，進行雙重差分回歸檢驗，將控制變量分為盈利能力指標、持股情況指標等多類指標，采用嵌套回歸方式進行回歸分析?；貧w結果的被解釋變量有兩個，一個是股權集中度，一個是第一大股東持股比例，用來衡量一股獨大問題。在回歸過程中，控制了年份和行業(yè)變量。具體的檢驗結果如表4所示。

表4 基準回歸結果

根據表4的回歸結果可以發(fā)現(xiàn)，列1、2展示的分別是加入各種指標等控制變量的回歸結果，其結果表明，去杠桿與政策時間的交互項對公司股權結構有著顯著的正向促進作用，顯著性水平高達1%，二者之間的相關性系數為1.0315。這一結果意味著去杠桿對股權結構具有重要影響，使公司股權結構更加集中。列3、4展示的是依次加入各種能力指標，被解釋變量為第一大股東持股比例的回歸結果，其結果表明，隨著控制變量的增加，去杠桿與政策時間的交互項對公司股權結構影響的顯著性水平不變，對第一大股東持股比例的影響都沒有顯著性。這一結果意味著雖然去杠桿可以顯著增強股權集中度，但是并不會導致企業(yè)一股獨大問題。H1得證。

（二）異質性的調節(jié)作用

為了考察在產權性質差異下去杠桿對公司股權結構的影響，將產權性質定義為啞變量，國有企業(yè)定為1，非國有企業(yè)定為0。具體的分類回歸檢驗結果如表5所示。

表5 產權性質異質性

根據表5的回歸結果可知，在非國有企業(yè)樣本回歸中，去杠桿與政策時間的交互項對公司股權結構的影響在統(tǒng)計水平為1%情況下顯著，且相關系數為1.84。相比之下，在國有企業(yè)樣本回歸中，去杠桿與政策時間的交互項對公司股權結構的影響不顯著。由此說明，對非國有企業(yè)而言，去杠桿能夠增強其股權集中度，對國有企業(yè)而言，去杠桿不能影響其股權集中度，但無論是國有企業(yè)還是非國有企業(yè)，去杠桿政策與一股獨大的關系都沒有顯著性，所以并不會導致一股獨大問題。H2得證。

（三）穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結果的有效性，采用傾向得分匹配（PSM）的方法來進行穩(wěn)健性檢驗。

在滿足平衡性假設條件后，綜合采用了三種匹配方法，通過觀察平均處理效應（ATT）的大小和顯著性水平來驗證去杠桿對于股權結構的影響。檢驗結果表6所示。從近鄰匹配的實證結果看，匹配后處理組的股權結構均值為50.301，控制組的股權結構均值為47.886，ATT為2.423，且在1%統(tǒng)計水平上顯著，表明在進行去杠桿之后，股權結構增強效果是增加了5%；半徑匹配和核匹配實證結果中ATT值均值1%統(tǒng)計水平上顯著大于零，表明去杠桿能對增強股權集中度起作用。去杠桿政策對于一股獨大的影響，通過近鄰匹配，半徑匹配和核匹配這三種匹配方法檢驗都是沒有顯著性的。因此，前文實證結果具有較強的穩(wěn)健性和說服力。

表6 樣本總體的平均處理效應

（四）影響機制檢驗

基于前文設定的中介效應檢驗模型，需要說明的是在選取破產風險指標時，借鑒了Z-score評分模型，通過利用5個財務指標的權重加總獲得度量破產風險的Z值。根據溫忠麟等（2004）年中介效應的檢驗流程，首先檢驗模型（2）的α1是否顯著。如果α1顯著，則進行模型（3）和模型（4）檢驗。此時，在模型（3）中的β1顯著且模型（4）中的γ2也顯著的條件下，如果γ1不顯著，則說明破產風險發(fā)揮了完全中介的作用。如果γ1顯著，則說明破產風險發(fā)揮了部分中介的作用。但是當β1和γ2至少有一個不顯著時，則需要做Soble Z檢驗來判斷中介效應是否存在。根據表7的中介檢驗結果可知，破產風險作為中介變量，發(fā)揮了部分中介作用，H3成立。

表7 中介效應檢驗結果

五、結論與建議

通過上述理論分析與實證結果，可以得出以下研究結論：第一，總體看，去杠桿會對股權結構產生顯著影響，增強股權集中度，但在現(xiàn)階段還不會導致一股獨大。第二，相較于國有企業(yè)，去杠桿更能顯著地增強非國有企業(yè)的股權集中度。原因在于缺乏產權制度和法律規(guī)定的制約，去杠桿政策更能顯著增強非國有企業(yè)的股權集中度，但現(xiàn)階段還不至于導致一股獨大。第三，在影響機制中，破產風險發(fā)揮了部分中介效應作用，是去杠桿政策影響企業(yè)股權集中度的重要途徑。結合上述結論提出如下政策建議：

首先，在面對不同主體時，政府應適時調整政策，并制定完善的法律體系和促進市場化程度提高，減少行政干預，合理掌控去杠桿程度，防止去杠桿過度，導致一股獨大問題。具體來說，政府應該堅定不移地推進去杠桿，但是在實施去杠桿的過程中，面對不同主體時，要對癥下藥，根據效果來及時調整政策。在實施去杠桿政策時，務必合理掌控去杠桿程度，防止因為政策的實施導致一股獨大。其次，企業(yè)應積極響應去杠桿政策，合理安排股權結構，完善公司治理結構。企業(yè)通過去杠桿，在合理范圍內優(yōu)化股權機構，減少公司的股權代理成本，提高公司收益，以實現(xiàn)公司價值最大化。最后，股東要充分認識一股獨大危害，合理投資，采用以腳投票的市場規(guī)則來倒逼公司完善其治理結構。股東在股票的選擇上要慎重考慮，合理安排資金的分配，選擇那些對去杠桿政策反應積極的公司進行投資，但是也應該注意一股獨大問題，及時調整投資策略。