區(qū)域一體化抑制了企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)嗎？
——基于長三角擴(kuò)容的斷點(diǎn)回歸分析

徐光偉

（常州大學(xué) 商學(xué)院，江蘇 常州 213164）

目前我國經(jīng)濟(jì)進(jìn)入高質(zhì)量發(fā)展階段，2021 年12月召開的中央經(jīng)濟(jì)工作會議明確提出了“穩(wěn)字當(dāng)頭、穩(wěn)中求進(jìn)”的工作要求和“防范化解重大風(fēng)險”的宏觀目標(biāo)。完成該要求和目標(biāo)的微觀保障之一是防范企業(yè)層面出現(xiàn)系統(tǒng)性的金融風(fēng)險。然而自2008 年金融危機(jī)以來，政府為緩解中國經(jīng)濟(jì)受到的負(fù)面影響，采取擴(kuò)大投資和信用擴(kuò)張的雙重刺激政策，使得企業(yè)負(fù)債率不斷攀升。據(jù)統(tǒng)計，2021 年我國非金融企業(yè)杠桿率已升至157.2%，遠(yuǎn)高于2008 年時的95.2%。隨著宏觀經(jīng)濟(jì)下行的壓力不斷加大，負(fù)債率過高導(dǎo)致企業(yè)極易陷入債務(wù)陷阱甚至阻礙我國經(jīng)濟(jì)平穩(wěn)發(fā)展，引發(fā)社會普遍擔(dān)憂。國內(nèi)外學(xué)者的研究已經(jīng)證明企業(yè)存在某一合理的目標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率，當(dāng)企業(yè)實(shí)際負(fù)債率超過目標(biāo)負(fù)債率時稱為過度負(fù)債[1-2]，且過度負(fù)債會削弱企業(yè)資金利用率并損害企業(yè)未來成長性[3]。Huang 等[4]發(fā)現(xiàn)在全球新冠疫情流行期間，過度負(fù)債的企業(yè)承擔(dān)了極高的公司風(fēng)險。過度負(fù)債本質(zhì)上屬于資本結(jié)構(gòu)領(lǐng)域的研究問題，是企業(yè)考慮所處經(jīng)營環(huán)境和自身特征后各種融資決策的最終結(jié)果，但由于經(jīng)濟(jì)不確定性和信息不對稱性，企業(yè)會將同伴公司的融資決策作為自身融資決策的依據(jù)，而不是根據(jù)本公司特征和私有信息選擇最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)。一旦某個企業(yè)過度負(fù)債與行業(yè)同伴效應(yīng)相結(jié)合，將會提高整個行業(yè)過度負(fù)債水平，進(jìn)一步加劇行業(yè)金融風(fēng)險，使得企業(yè)過度負(fù)債所產(chǎn)生的風(fēng)險傳播性更廣、危害性更大。李志生等[5]證實(shí)了我國企業(yè)過度負(fù)債行為中存在同伴效應(yīng)現(xiàn)象。在“雙循環(huán)”新發(fā)展格局下，區(qū)域間要素流動壁壘可能被打破，企業(yè)原有經(jīng)營環(huán)境發(fā)生改變，研究國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化水平提高能否抑制企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)具有重要現(xiàn)實(shí)意義。

隨著區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略等相關(guān)政策的出臺，學(xué)者已經(jīng)針對國內(nèi)區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化的經(jīng)濟(jì)后果展開了一系列研究。主要集中在以下方面：第一，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化在總體上促進(jìn)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長。由于市場分割與人均GDP 之間具有顯著的負(fù)向關(guān)系[6]，市場分割不利于經(jīng)濟(jì)增長。因此多數(shù)研究一致認(rèn)為，區(qū)域一體化使各地區(qū)實(shí)現(xiàn)專業(yè)化、發(fā)揮比較優(yōu)勢和規(guī)模經(jīng)濟(jì)，提高了資源配置效率，促進(jìn)了地區(qū)經(jīng)濟(jì)增長[7-11]。也有學(xué)者認(rèn)為市場分割與經(jīng)濟(jì)增長之間呈“倒U 型”，經(jīng)濟(jì)開放程度更高時市場分割可能更有利于當(dāng)?shù)亟?jīng)濟(jì)增長[12]。第二，區(qū)域一體化對人才、資本和技術(shù)等生產(chǎn)要素以及產(chǎn)業(yè)集聚和擴(kuò)散的影響。新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)指出，區(qū)域一體化促進(jìn)了商品跨地區(qū)流動，也促進(jìn)了勞動力與資本流動以及知識擴(kuò)散。一體化水平從低級向中級階段時，產(chǎn)業(yè)集中率上升；而一體化水平從中級向高級階段時，產(chǎn)業(yè)集中率下降[13]1-3。國內(nèi)學(xué)者圍繞新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)提出的“倒U 型”效應(yīng)，檢驗(yàn)長三角、珠三角以及京津冀地區(qū)產(chǎn)業(yè)變化趨勢[14-16]，多數(shù)研究支持我國區(qū)域一體化處于前半段，一體化具有顯著產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚效應(yīng)。第三，為數(shù)不多的文獻(xiàn)關(guān)注到區(qū)域一體化影響企業(yè)行為。賀燦飛等[17]研究國家層面的區(qū)域一體化對中國企業(yè)跨境并購成功率和交易金額的影響。強(qiáng)永昌等[18]研究發(fā)現(xiàn)長三角區(qū)域一體化擴(kuò)容整體上顯著促進(jìn)了企業(yè)出口。陳富永等[19]研究了區(qū)域一體化對企業(yè)避稅效應(yīng)的影響。

從已有文獻(xiàn)中可以看出，雖然有少量文獻(xiàn)關(guān)注到區(qū)域一體化對微觀企業(yè)的影響，但大多僅考慮對單個企業(yè)自身基本面的影響，極少研究對企業(yè)間行為的互相影響。根據(jù)已有研究和國內(nèi)現(xiàn)狀，企業(yè)在確定資本結(jié)構(gòu)時，除了考慮企業(yè)自身因素，也會受到外部經(jīng)濟(jì)環(huán)境、信息環(huán)境和政府治理水平的影響[20-21]，但關(guān)于正式制度對企業(yè)間資本結(jié)構(gòu)決策互相影響的研究較少。隨著區(qū)域協(xié)調(diào)發(fā)展戰(zhàn)略的實(shí)施以及經(jīng)濟(jì)一體化正式制度的建立，區(qū)域一體化總體上促進(jìn)了區(qū)域經(jīng)濟(jì)發(fā)展、緩解了信息不對稱、提升了政府治理水平，因此是否減少了企業(yè)過度負(fù)債的行為？企業(yè)間參照決策是否會受到區(qū)域一體化政策的影響？企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)是否會被抑制？

綜上所述，本文的研究問題集中到討論區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化對企業(yè)間融資決策的相互影響，具體研究區(qū)域一體化能否抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)。

與已有文獻(xiàn)相比，本文可能存在的貢獻(xiàn)有：第一，少數(shù)學(xué)者基于不同視角研究了區(qū)域一體化對企業(yè)行為決策的微觀影響，且多從企業(yè)資本投資角度檢驗(yàn)區(qū)域一體化的微觀經(jīng)濟(jì)后果，本文在此基礎(chǔ)上突破企業(yè)決策之間相互獨(dú)立的前提假設(shè)，從企業(yè)債務(wù)融資角度考察區(qū)域一體化與企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的相關(guān)問題，這是從微觀視角對區(qū)域一體化政策評估的有益補(bǔ)充。同時，企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)作為一個新興的研究領(lǐng)域，僅有少數(shù)學(xué)者探討了過度負(fù)債同伴效應(yīng)的存在性，對其中的行為動機(jī)及經(jīng)濟(jì)后果的研究較少，本文結(jié)合我國區(qū)域一體化的特殊制度背景，深入探究了企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)背后的影響因素及相關(guān)經(jīng)濟(jì)后果，豐富了該領(lǐng)域研究文獻(xiàn)。第二，本文選擇2010 年長三角城市群擴(kuò)容這一事件作為準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，兼顧空間和事件沖擊，運(yùn)用精確地理斷點(diǎn)回歸（GRD）的非參數(shù)估計方法，更為精確地衡量區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的影響。已有文獻(xiàn)普遍側(cè)重時間和事件沖擊的影響而采用普通面板回歸分析或雙重差分法，但區(qū)域一體化最直觀的影響是對空間的改變，因此不僅要考慮到區(qū)域一體化事件發(fā)生前后對企業(yè)的影響，還要考慮到城市群內(nèi)外空間變化對企業(yè)的影響。本文設(shè)計使用斷點(diǎn)回歸，而該方法在解決上述因果識別問題時具有顯著優(yōu)勢。第三，本文在學(xué)習(xí)行為假說和動態(tài)競爭假說理論基礎(chǔ)上分別從企業(yè)內(nèi)部、外部深入剖析區(qū)域一體化對企業(yè)融資決策行為的影響機(jī)理，這不僅對學(xué)習(xí)行為假說和動態(tài)競爭假說理論在解釋制度環(huán)境影響微觀企業(yè)方向進(jìn)行延伸，也對評估區(qū)域一體化政策效益與防范系統(tǒng)性金融風(fēng)險等方面具有較強(qiáng)的政策啟示作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

（一）區(qū)域一體化與企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)

現(xiàn)有文獻(xiàn)多從宏觀環(huán)境和制度背景探究企業(yè)過度負(fù)債的動因，然而現(xiàn)實(shí)中企業(yè)并不是作為單一個體參與經(jīng)濟(jì)活動，往往會受到行業(yè)中其他企業(yè)決策影響，尤其是資本結(jié)構(gòu)調(diào)整決策的影響，即我國企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策行為存在同伴效應(yīng)[22]。一方面企業(yè)作為決策個體，在企業(yè)內(nèi)部可以用學(xué)習(xí)行為假說分析其過度負(fù)債行為為何受同伴企業(yè)影響；另一方面企業(yè)作為一個組織，具有在競爭中獲利的組織目標(biāo)，在企業(yè)外部可以用動態(tài)競爭假說分析企業(yè)過度負(fù)債為何與同伴企業(yè)具有關(guān)聯(lián)性。因此，本文將根據(jù)這兩種理論假說分析區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴行為的影響。

當(dāng)從決策個體的角度看待企業(yè)時，根據(jù)社會學(xué)習(xí)理論，個體的決策受到外部環(huán)境，尤其是環(huán)境中相似個體決策行為的影響，且這些相似個體間的相互影響是通過觀察學(xué)習(xí)實(shí)現(xiàn)的。該假說的本質(zhì)與Manski[23]提出的同伴效應(yīng)產(chǎn)生的三種機(jī)制之一的期望互動機(jī)制相似，即個體通過觀察同伴行為和學(xué)習(xí)同伴信息的途徑對某項(xiàng)行為或決策進(jìn)行判斷與預(yù)測。這種期望交互產(chǎn)生的主要原因是信息不對稱與信息不完全，幾乎沒有企業(yè)能掌握與決策有關(guān)的全部信息。當(dāng)企業(yè)獨(dú)立制定最優(yōu)決策所需調(diào)研成本較大時，簡單模仿學(xué)習(xí)同伴企業(yè)的決策就成了較優(yōu)選擇[24-25]。因此，當(dāng)企業(yè)認(rèn)為自身所擁有的信息不足以支持企業(yè)做出合理融資決策時，就有了學(xué)習(xí)模仿同伴企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的動機(jī)，產(chǎn)生了基于學(xué)習(xí)的過度負(fù)債同伴效應(yīng)。社會學(xué)研究認(rèn)為形成社會關(guān)系的可能性會隨著社會空間和物理空間距離的增加而下降[26]。在同一區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)活動參與者之間通常有更多的機(jī)會建立關(guān)系，增加彼此間信息交流和信任程度。區(qū)域內(nèi)企業(yè)出于制度臨近性，有更多機(jī)會同外部投資者、上下游企業(yè)和競爭者接觸，更容易評估公司風(fēng)險與投資收益。同時，區(qū)域一體化作為國家層面推動的外部正式制度，在加強(qiáng)地區(qū)間交流的同時會產(chǎn)生配套的政策制度并加強(qiáng)區(qū)域內(nèi)制度建設(shè)。良好的制度環(huán)境促使企業(yè)按照相應(yīng)規(guī)定自覺披露透明及時的信息[27]。掌握更多信息的企業(yè)更容易預(yù)測自身決策行為的結(jié)果和風(fēng)險，區(qū)域一體化緩解的信息約束為企業(yè)拓寬了融資渠道與融資方式，有利于企業(yè)根據(jù)自身經(jīng)營特點(diǎn)平衡資本結(jié)構(gòu)。

當(dāng)從組織的角度看待企業(yè)時，企業(yè)出于追求利潤最大化的組織目標(biāo)會與同伴企業(yè)間存在競爭的互動關(guān)系。Brander 等[28]認(rèn)為企業(yè)間競爭關(guān)系影響了企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)選擇，即企業(yè)會通過負(fù)債制定激進(jìn)的產(chǎn)品市場決策用以排擠競爭對手的市場份額。深袋理論認(rèn)為潛在進(jìn)入企業(yè)會采用高負(fù)債的策略證明自身能力，而在位企業(yè)特別是財務(wù)狀況較好的深袋企業(yè)往往會通過價格戰(zhàn)將財務(wù)狀況不穩(wěn)定的進(jìn)入者排擠出市場[29]。結(jié)合動態(tài)競爭理論，企業(yè)與同行競爭者之間存在長期進(jìn)攻與反進(jìn)攻的動態(tài)交替[30]，因此，企業(yè)負(fù)債決策也是企業(yè)與同伴企業(yè)之間的競爭互動。區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化打破了要素流動的地區(qū)限制，促進(jìn)產(chǎn)品與要素跨區(qū)域形成統(tǒng)一的產(chǎn)品市場和要素市場，此時高負(fù)債和低負(fù)債的企業(yè)進(jìn)入到同一個市場發(fā)生競爭。一方面，過度負(fù)債會為企業(yè)帶來融資約束會限制企業(yè)投資[31]，公司只能采取消極競爭策略。此時低負(fù)債的企業(yè)能采取積極的競爭策略并利用資本市場的不完備性掠奪競爭對手[32]。另一方面，由于區(qū)域一體化擴(kuò)大了企業(yè)可達(dá)市場范圍并降低了交易成本，企業(yè)趨向與外地企業(yè)進(jìn)行供應(yīng)鏈整合提升垂直分工水平，此時企業(yè)避免了原有同質(zhì)化競爭且無需再通過激進(jìn)負(fù)債排擠原有競爭對手。因此，區(qū)域一體化建立的統(tǒng)一市場削弱了企業(yè)學(xué)習(xí)同伴企業(yè)過度負(fù)債的動機(jī)?；谏鲜龇治鎏岢鲆韵录僭O(shè)：

H1：區(qū)域一體化抑制了過度負(fù)債同伴效應(yīng)。

（二）區(qū)域一體化、投資效率與過度負(fù)債同伴效應(yīng)

根據(jù)同伴效應(yīng)產(chǎn)生的動因可以發(fā)現(xiàn)，當(dāng)企業(yè)缺乏融資戰(zhàn)略性時往往會出現(xiàn)融資行為的“隨波逐流”。調(diào)查研究發(fā)現(xiàn)企業(yè)融資動機(jī)主要來自投資，融資是否具有戰(zhàn)略性取決于投資是否具有戰(zhàn)略性[22]。具有效率的投資能將人、財、物和市場環(huán)境良好地結(jié)合在一起，同時提高企業(yè)業(yè)績，但現(xiàn)實(shí)世界中往往存在信息不對稱[34]、代理成本[35]、融資約束[36]等因素，阻礙企業(yè)做出有效率的戰(zhàn)略性投資。首先，企業(yè)外部的信息環(huán)境對企業(yè)決策具有重要影響，投資機(jī)會的捕捉需要收集和甄別大量外部信息。當(dāng)企業(yè)在信息缺失的情況下進(jìn)行投資決策，由于面臨的信息噪聲過多難以判斷投資機(jī)會，容易引發(fā)“逆向選擇”“道德風(fēng)險”等問題。此時企業(yè)高管會更依賴其他相關(guān)企業(yè)的投資決策進(jìn)行“隨大流”，使得企業(yè)缺乏投資戰(zhàn)略性[37-38]。長三角擴(kuò)容一方面通過飛地經(jīng)濟(jì)、建設(shè)產(chǎn)業(yè)園區(qū)和上海金融中心輻射等擴(kuò)大資本在城市群區(qū)域內(nèi)配置空間促進(jìn)了資本流動；另一方面通過簽署三省一市人才服務(wù)戰(zhàn)略合作協(xié)議、設(shè)立“柔性引才”政策等降低人口流動壁壘，促進(jìn)了勞動力流動。因此，區(qū)域內(nèi)要素流動壁壘削弱和市場聯(lián)系加強(qiáng)有助于消除消息不對稱[39]。區(qū)域一體化降低了企業(yè)收集私有信息的成本，有助于企業(yè)發(fā)揮自身在資本管理和投資運(yùn)營中的比較優(yōu)勢，有利于制定符合自身定位的投資機(jī)會，進(jìn)而制訂相應(yīng)的融資計劃并減少效仿同伴企業(yè)的可能。其次，區(qū)域一體化使得企業(yè)異地代理人行為的可觀察性增加，有效限制了管理層操作信息的能力，企業(yè)管理層隱藏不利信息的動機(jī)和能力下降，從而降低了代理成本[40]。再次，區(qū)域一體化的本質(zhì)是在優(yōu)化經(jīng)濟(jì)活動的空間布局中發(fā)揮區(qū)域比較優(yōu)勢并實(shí)現(xiàn)帕累托改進(jìn)[41-42]。因此，通過實(shí)現(xiàn)“資源共享、市場共建、產(chǎn)業(yè)共興、政策共商”使得投資者對企業(yè)未來增長前景有積極的判斷，增強(qiáng)區(qū)域內(nèi)企業(yè)投資者信心，從而增加對企業(yè)的直接投資緩解企業(yè)融資約束。信息不對稱、代理成本和融資約束問題的緩解有助于企業(yè)提高投資效率，而投資效率需要收益和成本相匹配。因此，企業(yè)在能預(yù)測決策行為的結(jié)果和風(fēng)險、追求有效率的投資時，同伴企業(yè)過度負(fù)債的行為對企業(yè)自身融資決策的參考價值也會隨之下降，即過度負(fù)債的同伴效應(yīng)減弱。基于上述分析提出以下假設(shè)：

H2：區(qū)域一體化會通過提高企業(yè)投資效率抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)。

H3：區(qū)域一體化能夠緩解企業(yè)的“信息困境”，信息環(huán)境的改善能強(qiáng)化區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的抑制作用。

（三）區(qū)域一體化、產(chǎn)業(yè)集聚與過度負(fù)債同伴效應(yīng)

盛丹等[43]發(fā)現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚產(chǎn)生“金融外部性”，產(chǎn)業(yè)集聚對企業(yè)融資成本產(chǎn)生影響。區(qū)域一體化的核心問題是區(qū)域經(jīng)濟(jì)協(xié)調(diào)合作，區(qū)域一體化水平的提高可以通過影響要素流動、貿(mào)易成本和市場分割三個方面促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚。區(qū)域一體化最先打破要素流動的地區(qū)限制，減少了企業(yè)異地投資、異地發(fā)展的異地交易成本和組織成本[44-45]，降低了企業(yè)異地轉(zhuǎn)移的門檻，為產(chǎn)業(yè)集聚提供了低成本可能。同時，區(qū)域經(jīng)濟(jì)一體化水平的提高會使貿(mào)易成本下降。根據(jù)新古典貿(mào)易理論，產(chǎn)業(yè)會在具有比較優(yōu)勢的地區(qū)發(fā)生集聚。此外，新經(jīng)濟(jì)地理學(xué)指出，在商品、勞動和資本等要素的自由流動下，產(chǎn)品與要素跨區(qū)域形成統(tǒng)一的產(chǎn)品市場和要素市場，隨著要素在循環(huán)積累因果機(jī)制的作用下不斷向報酬率高的地區(qū)集聚，產(chǎn)業(yè)集聚率隨之上升[16，42]。區(qū)域一體化具有顯著產(chǎn)業(yè)區(qū)域集聚效應(yīng)，而產(chǎn)業(yè)集聚“金融外部性”則產(chǎn)生“聲譽(yù)效應(yīng)”降低企業(yè)融資成本。一方面，產(chǎn)業(yè)集聚增進(jìn)了上下游企業(yè)之間的地理距離和信息交流，供應(yīng)鏈成員之間聯(lián)系的加強(qiáng)催生供應(yīng)鏈金融行為的產(chǎn)生，即集聚區(qū)企業(yè)不但可以通過集體擔(dān)保等方式增加銀行信任[46]，還可以向內(nèi)部供應(yīng)鏈成員企業(yè)提供商業(yè)信用[47-48]，如下游制造商采取“預(yù)付賬款”等內(nèi)部融資方式幫助上游供應(yīng)商解決財務(wù)困境。另一方面，一旦企業(yè)發(fā)生違約行為，違約信息會在集聚區(qū)內(nèi)迅速傳播，這增加了企業(yè)的違約成本和供應(yīng)鏈關(guān)系斷裂等其他隱性成本[49]。產(chǎn)業(yè)集聚“金融外部性”通過緩解信息不對稱和增強(qiáng)供應(yīng)鏈韌性降低了經(jīng)營環(huán)境的不確定性，幫助企業(yè)管理者預(yù)測決策行為結(jié)果及風(fēng)險，有利于企業(yè)管理者依據(jù)自身信息做出融資決策。企業(yè)在某一固定區(qū)域內(nèi)的不斷發(fā)展會出現(xiàn)產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)，但相對封閉空間中的過度集聚容易引起同質(zhì)化競爭、資源掠奪等惡性競爭行為，使得企業(yè)發(fā)展陷入“競爭困境”。長三角城市群之間的協(xié)作治理是城市空間價值和產(chǎn)業(yè)價值耦合發(fā)展的過程，長三角產(chǎn)業(yè)分工逐漸由平行行業(yè)分工演變?yōu)榇怪眱r值鏈分工體系[50]。對企業(yè)而言，企業(yè)垂直分工使得企業(yè)盡量避免卷入同質(zhì)化競爭，無需采取激進(jìn)的負(fù)債策略用以排擠競爭對手的市場份額?；谏鲜龇治鎏岢鲆韵录僭O(shè)：

H4：區(qū)域一體化會通過促進(jìn)產(chǎn)業(yè)集聚抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)。

H5：區(qū)域一體化能夠緩解企業(yè)的“競爭困境”，競爭環(huán)境的改善能強(qiáng)化區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的抑制作用。

二、研究設(shè)計

（一）研究方法與樣本選擇

由于各地區(qū)行政區(qū)域劃分，長三角城市群具有明確的地理邊界，本文基于研究樣本自身特點(diǎn)將精確地理斷點(diǎn)回歸作為基準(zhǔn)方法。長三角城市群在本文樣本窗口期內(nèi)曾進(jìn)行過多次擴(kuò)容，其中2010 年長三角城市群擴(kuò)容范圍和影響最大，因此本文參照鄧慧慧等[51]將2010 年長三角城市群擴(kuò)容作為準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，通過比較2010 年長三角擴(kuò)容邊界附近縣市中企業(yè)觀測指標(biāo)的變化來衡量區(qū)域一體化的微觀經(jīng)濟(jì)影響。考慮到城市間差異主要體現(xiàn)在各城市的中心地區(qū)，為了消除城市自身經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r對企業(yè)負(fù)債的影響，本文剔除中心城區(qū)，僅使用2010 年長三角城市群邊界兩側(cè)的縣市作為研究樣本。其中，2010 年新加入城市群的縣市作為實(shí)驗(yàn)組，城市群邊界外側(cè)的縣市作為對照組，具體見表1。

表1 樣本覆蓋縣市范圍

本文使用2000—2013 年的中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)，由于中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫自身存在數(shù)據(jù)錯誤、缺失等問題，本文參照陳林[52]對中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫進(jìn)行了如下過程的篩選：（1）剔除工業(yè)總產(chǎn)值、工業(yè)增加值、總資產(chǎn)、固定資產(chǎn)等關(guān)鍵變量小于零的企業(yè)；（2）計算資產(chǎn)負(fù)債率、銷售凈利率等常見財務(wù)指標(biāo)，剔除總資產(chǎn)小于流動資產(chǎn)、累計折舊小于本年折舊、資產(chǎn)負(fù)債率小于零、銷售凈利率小于零等不符合財務(wù)指標(biāo)正常范圍的企業(yè)；（3）剔除不符合“規(guī)模以上”定義的企業(yè)，即剔除銷售收入小于2000 萬元和職工人數(shù)小于8 人的企業(yè)?？紤]到中國工業(yè)企業(yè)數(shù)據(jù)庫中可能存在的難以識別的數(shù)據(jù)異常，本文參照通常做法對實(shí)證相關(guān)的關(guān)鍵變量進(jìn)行了1%的分行業(yè)截尾處理。

（二）模型設(shè)計與變量定義

參照鄧慧慧等[51]、徐舒等[53]的研究，本文的計量模型設(shè)定如下：

本文采用精確地理斷點(diǎn)回歸作為基準(zhǔn)方法。在斷點(diǎn)回歸估計中，要證明結(jié)果變量受到政策處置變量的影響，需要先有一個由連續(xù)的驅(qū)動變量決定的處置變量，在驅(qū)動變量的臨界值附近處置變量發(fā)生間斷跳躍時，結(jié)果變量也隨之出現(xiàn)間斷跳躍，同時其他控制變量不發(fā)生跳躍，則可說明政策存在處理效應(yīng)。在本文中，驅(qū)動變量（Distancei）的絕對值是各城市到2010 年長三角城市群擴(kuò)容邊界的距離，具體數(shù)據(jù)是根據(jù)鄰域分析法，使用Arcmap 軟件計算出縣市政府所在地坐標(biāo)點(diǎn)與2010 年長三角城市群擴(kuò)容邊界曲線的所有連線距離，從中篩選出的最短距離即為該縣市到城市群擴(kuò)容邊界的距離。對于在2010 年長三角城市群擴(kuò)容線外的城市，驅(qū)動變量（Distancei）設(shè)置為最短距離的相反數(shù)。處置變量（Di）是企業(yè)所在城市是否在長三角擴(kuò)容范圍內(nèi)的虛擬變量。具體而言，當(dāng)企業(yè)所在城市在長三角城市群內(nèi)部時Distancei＞0，此時受到政策影響，Di=1 屬于處理組；當(dāng)企業(yè)所在城市在長三角城市群外部時Distancei＜0，此時尚未受到政策影響，Di=0 屬于對照組。f（Di，Distancei）是驅(qū)動變量（Distancei）和處置變量（Di）的非參數(shù)函數(shù)。本文觀察處置變量（Di）由0 跳躍到1時，結(jié)果變量（PEi）是否隨之出現(xiàn)間斷的跳躍。

參考許年行等[54]和鞏鑫等[27]的做法，構(gòu)建企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PEi）為被解釋變量。該指標(biāo)是企業(yè)過度負(fù)債與企業(yè)所在行業(yè)過度負(fù)債均值之間差值的絕對值。當(dāng)企業(yè)過度負(fù)債程度與行業(yè)平均過度負(fù)債程度之間的差距越大時，表明企業(yè)受同伴企業(yè)影響越小，此時同伴效應(yīng)越弱，因此該指標(biāo)是一個反向指標(biāo)。關(guān)于企業(yè)過度負(fù)債的測算，主要根據(jù)過度負(fù)債的概念界定以及國內(nèi)外學(xué)者對企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的測算方法[2，55]。通過盈利能力、行業(yè)杠桿率、資產(chǎn)增長率、有形資產(chǎn)、企業(yè)規(guī)模等指標(biāo)對企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行估計，預(yù)測得到企業(yè)的目標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率。使用實(shí)際負(fù)債率減去估算出的目標(biāo)負(fù)債率得到企業(yè)實(shí)際資本結(jié)構(gòu)相對于目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的偏離程度，即為企業(yè)過度負(fù)債率。Control 為控制變量，參考鄧慧慧等[51]和彭洋等[56]，本文的控制變量選取包括地方規(guī)模以上工業(yè)總產(chǎn)值（Lnindustry）、地方固定資產(chǎn)投資（Lninvest）、企業(yè)工業(yè)總產(chǎn)值（Lnoutput）、企業(yè)固定資產(chǎn)占比（Fassets）和企業(yè)年齡（Age），具體變量定義見表2。

表2 變量定義

PE 在驅(qū)動變量臨界值左右兩側(cè)極限的差值就是處理效應(yīng)θ，計算公式表示為：

通過選擇合適的驅(qū)動變量帶寬，精確地理斷點(diǎn)回歸將長三角城市群邊界內(nèi)外的縣市作為觀測樣本，在控制其他可觀測變量的前提下邊界內(nèi)外表現(xiàn)出的經(jīng)濟(jì)績效差異即可認(rèn)為是否受到長三角擴(kuò)容政策影響。

三、實(shí)證結(jié)果及分析

（一）描述性統(tǒng)計

表3 是主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表3 可知PE 的均值為0.1981，表示企業(yè)過度負(fù)債與同行業(yè)均值水平的平均差值為0.1981。與同行業(yè)均值差距較小，同伴效應(yīng)整體表現(xiàn)較為明顯。PE 的最小值是0，表示樣本中企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)最小值為0，即過度負(fù)債程度與同行均值保持一致；最大值為5.4345，表示樣本中同時存在企業(yè)過度負(fù)債程度與同行業(yè)均值差距較大的情況。Distance 的最小值是-22.3652，最大值為7.2636，分別與對照組中豐縣距離長三角擴(kuò)容邊界線223652 米和實(shí)驗(yàn)組中浦江縣距離長三角擴(kuò)容邊界線72636 米的地理數(shù)據(jù)相吻合。D 的均值為0.4322，表示有樣本中有43.22%的企業(yè)受到長三角擴(kuò)容政策的影響，處于擴(kuò)容后的長三角城市群內(nèi)。

表3 變量的描述性統(tǒng)計

（二）基準(zhǔn)回歸結(jié)果

根據(jù)圖像可以直觀地觀測到結(jié)果變量在驅(qū)動變量臨界值左右出現(xiàn)的不連續(xù)性。圖1 為斷點(diǎn)回歸的非參數(shù)估計結(jié)果，橫坐標(biāo)為驅(qū)動變量D，其絕對值是城市到2010 年長三角城市群邊界的距離，橫坐標(biāo)值為零處的豎線表示地理邊界。圖中顯示，邊界處的企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)出現(xiàn)清晰的跳躍，這初步說明長三角一體化對企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)起到了抑制作用。

圖1 區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的影響

本文進(jìn)一步通過局部擬合模型得到更精確的斷點(diǎn)回歸結(jié)果。表4 為加入長三角城市群對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的非參數(shù)估計結(jié)果，其中h*是不同計算方法得出的最優(yōu)帶寬，模型第（1）列至第（3）列中最優(yōu)帶寬計算方法分別為mserd、msetwo 和msesum[57]。第一行是不同模型設(shè)定以及不同最優(yōu)帶寬計算方法下得出的估計結(jié)構(gòu)，第二行和第三行分別是帶寬調(diào)整為最優(yōu)帶寬兩倍與三倍時的估計結(jié)構(gòu)。由于本文驅(qū)動變量的絕對值代表縣市到長三角擴(kuò)容邊界的最短距離，因此帶寬過大會導(dǎo)致因果識別差異的估計偏誤問題，帶寬過小會導(dǎo)致可用于模型估計的樣本量不足以支撐估計結(jié)構(gòu)?？傮w來看，本文拓展最優(yōu)帶寬后回歸結(jié)構(gòu)基本保持穩(wěn)健?；鶞?zhǔn)回歸結(jié)構(gòu)說明，企業(yè)所在地加入長三角城市群使得企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)得到抑制，選擇不同模型設(shè)定和最優(yōu)帶寬計算方法后得到的結(jié)果基本保持一致。

表4 不同帶寬計算方法下的局部擬合模型非參數(shù)估計結(jié)果

（三）有效性檢驗(yàn)

1.驅(qū)動變量的連續(xù)性

使用斷點(diǎn)回歸應(yīng)滿足驅(qū)動變量密度函數(shù)連續(xù)性的前提假設(shè)，被解釋變量在臨界值處的跳躍不能由驅(qū)動變量在臨界值處跳躍引起的，即驅(qū)動變量具有外生性。本文對驅(qū)動變量密度函數(shù)的連續(xù)性進(jìn)行檢驗(yàn)。首先，參考Cattaneo 等[58]提出的穩(wěn)健誤修正密度連續(xù)性檢驗(yàn)，從統(tǒng)計檢驗(yàn)角度得到了驅(qū)動變量密度函數(shù)連續(xù)性的P 值為0.514，沒有拒絕驅(qū)動變量密度函數(shù)在臨界值處連續(xù)的原假設(shè)，初步證實(shí)了驅(qū)動變量的連續(xù)性。其次，使用McGrary 方法繪制核密度曲線圖以及置信區(qū)間，對驅(qū)動變量在斷點(diǎn)處的連續(xù)性進(jìn)行觀察。圖2 中橫軸為驅(qū)動變量，縱軸為驅(qū)動變量在數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的頻率，中間線條表示驅(qū)動變量在斷點(diǎn)兩側(cè)的概率密度函數(shù)，上下兩處線條構(gòu)成的縱坐標(biāo)范圍表示概率密度函數(shù)的置信區(qū)間。如圖2 所示，斷點(diǎn)左右兩側(cè)的密度函數(shù)估計值有很大的重疊部分，兩側(cè)密度函數(shù)不存在顯著差異。因此，驅(qū)動函數(shù)沒有在斷點(diǎn)處發(fā)生跳躍，滿足斷點(diǎn)回歸的前提假設(shè)。

圖2 驅(qū)動變量的連續(xù)性

2.控制變量的連續(xù)性

假設(shè)除被解釋變量之外的其他控制變量在臨界值處發(fā)生了跳躍，則最終結(jié)果變量的跳躍可能是由這些因素引起而非政策效應(yīng)。本文為進(jìn)一步排除被解釋變量在驅(qū)動變量臨界值處的跳躍是由控制變量在臨界值處跳躍引起的可能，對其他控制變量在驅(qū)動變量臨界值處是否連續(xù)進(jìn)行了檢驗(yàn)。由表5 結(jié)果可知，控制變量在地理邊界處均不存在顯著斷點(diǎn)，進(jìn)一步證實(shí)了本文斷點(diǎn)回歸結(jié)果具有有效性。

表5 控制變量的連續(xù)性檢驗(yàn)

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.雙重差分法估計

本文將2010 年加入長三角城市群作為沖擊事件，使用雙重差分法（DID）檢驗(yàn)長三角一體化對企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)的抑制作用，構(gòu)建模型如下：

公式（3）中，Treati表示個體是否為處理組的虛擬變量，Treati=1 表示該個體為處理組，Treati=0 表示該個體為對照組。Postt在2010 年之后賦值為1，2010年前賦值為0。Controlit為控制變量，與公式（1）中含義相同。該計量模型控制了公司固定效應(yīng)和年份固定效應(yīng)。

表6 報告了區(qū)域一體化影響企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)的DID 回歸結(jié)果。由第（1）列估計結(jié)果可知，在不加入控制變量時企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）對加入長三角城市群（Treat×Post）的回歸系數(shù)為0.2320，且在10%水平上顯著為正；由第（2）列估計結(jié)果可知，在加入控制變量時企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）對加入長三角城市群（Treat×Post）的回歸系數(shù)為0.9743，且在1%水平上顯著為正。結(jié)果表明相較于未受到長三角擴(kuò)容政策影響的企業(yè)，長三角區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債的同伴效應(yīng)具有抑制作用，假設(shè)H1 得到驗(yàn)證。因此，在改變模型設(shè)定的情況下，基準(zhǔn)結(jié)論仍是穩(wěn)健的。

表6 DID 估計結(jié)果

2.地理斷點(diǎn)反事實(shí)檢驗(yàn)

由于本文將2010 年長三角擴(kuò)充的地理邊界作為驅(qū)動變量臨界值劃分依據(jù)，基準(zhǔn)回歸結(jié)果存在由地區(qū)發(fā)展差異而非長三角擴(kuò)容政策引起的可能性。因此，本文對將地理邊界的選擇進(jìn)行隨機(jī)化處理，即分別將邊界內(nèi)推20 千米、內(nèi)推30 千米、外推20 千米和外推30 千米作為“反事實(shí)”的偽臨界值。若本文原有設(shè)定成立，則縣市的企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)在偽臨界值處不存在顯著跳躍。表7 結(jié)果表明，本文設(shè)置的四處“反事實(shí)”臨界值處均未出現(xiàn)顯著的政策效應(yīng)，該結(jié)果不受是否控制協(xié)變量的影響，證明了本文結(jié)論具有合理性和有效性。

表7 地理斷點(diǎn)反事實(shí)檢驗(yàn)回歸結(jié)果

四、進(jìn)一步研究

（一）異質(zhì)性檢驗(yàn)

1.企業(yè)規(guī)模異質(zhì)性

根據(jù)學(xué)習(xí)行為假說，企業(yè)在獲得信息成本較高或信息噪音較多時，會更加依賴其他公司的信息進(jìn)行決策[24，59]。從同伴企業(yè)資本結(jié)構(gòu)中存在的信息價值角度分析，規(guī)模較大的企業(yè)往往在同一產(chǎn)品市場中占據(jù)較大的市場份額，是行業(yè)標(biāo)準(zhǔn)的制定者。相較于規(guī)模較小的企業(yè)，大企業(yè)由于具有更多的話語權(quán)和獨(dú)特的信息資源，其融資決策具有相對獨(dú)立性。因此，在資本結(jié)構(gòu)決策同伴效應(yīng)發(fā)生的具體過程中可以將大企業(yè)視為“領(lǐng)導(dǎo)者”而小企業(yè)視為“追隨者”。社會學(xué)研究認(rèn)為在同一區(qū)域內(nèi)的經(jīng)濟(jì)活動參與者之間通常有更多的機(jī)會建立非正式關(guān)系。企業(yè)所在地加入長三角城市群拓寬了小企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營中獲得信息資源的途徑、成本和質(zhì)量，小企業(yè)追隨模仿大企業(yè)進(jìn)行融資決策的動機(jī)降低。因此，本文預(yù)期在規(guī)模較小的企業(yè)樣本中，長三角區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的抑制作用更顯著。本文利用企業(yè)資產(chǎn)總額衡量企業(yè)規(guī)模，并按照與中位數(shù)的大小比較進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。表8 回歸結(jié)果顯示，在企業(yè)規(guī)模較小的分組中企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）對加入長三角城市群（Treat×Post）的回歸系數(shù)為0.9939，且在1%水平上顯著為正；在企業(yè)規(guī)模較大的分組中不顯著。這表明長三角區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的影響效應(yīng)主要存在于規(guī)模較小的企業(yè)中。

2.融資約束異質(zhì)性

融資約束是企業(yè)由于市場信息不對稱、外部環(huán)境和代理成本等因素共同作用產(chǎn)生的內(nèi)外部融資成本差異，是企業(yè)融資決策調(diào)整的重要依據(jù)[60]。在中國特殊的金融制度背景下，企業(yè)中普遍存在著代理人為了掌握更多資源進(jìn)行盲目擴(kuò)大投資規(guī)模的權(quán)力尋租行為。管理層權(quán)力膨脹產(chǎn)生的過度投資是導(dǎo)致企業(yè)過度負(fù)債的重要因素，而融資約束能夠有效抑制管理層的過度投資行為[61]。對于受融資約束較小的企業(yè)，較低的融資成本使得管理層為搶占市場份額擴(kuò)大規(guī)模，同行企業(yè)間的投資競賽導(dǎo)致企業(yè)資本結(jié)構(gòu)失衡。因此，受融資約束較小的企業(yè)更容易產(chǎn)生過度負(fù)債同伴效應(yīng)。區(qū)域一體化水平的提高促進(jìn)企業(yè)制定符合自身定位的投資機(jī)會，追求有效率的投資。本文預(yù)計區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的抑制效果主要作用在面臨融資約束程度低的企業(yè)中。參考鄧慧慧等[51]的做法，使用企業(yè)利息支出比重與行業(yè)內(nèi)利息支持比重平均水平的比值衡量企業(yè)受到的融資約束。該比值越大說明企業(yè)可獲得外界融資越多，企業(yè)融資約束越小。表8 回歸結(jié)果顯示，在受融資約束較小的分組中回歸系數(shù)在10%水平上顯著為正；在受融資約束較大的分組中不顯著。這表明長三角區(qū)域一體化主要抑制了來自融資約束較小企業(yè)的過度負(fù)債同伴效應(yīng)。

3.政府扶持異質(zhì)性

地方政府擁有的資源配置權(quán)使其在企業(yè)外部經(jīng)營環(huán)境中發(fā)揮著關(guān)鍵作用。一方面，地方政府出于追求政績的目的，會對企業(yè)在當(dāng)?shù)氐耐顿Y項(xiàng)目給予直接的財政補(bǔ)貼、融資優(yōu)惠以及其他特殊資源[62]。另一方面，企業(yè)為了獲得發(fā)展所需的資金和資源支持，會積極回應(yīng)地方官員激勵動機(jī)下對企業(yè)投資項(xiàng)目的干預(yù)[63]。在地方政府和企業(yè)之間的雙向互動中，企業(yè)為了鞏固與政府之間的隱形契約關(guān)系從而獲得長期穩(wěn)定的收益，會有意識地避免與同行業(yè)一般投資項(xiàng)目和投資金額趨同的情況。此外，由于地方政府面臨社會就業(yè)和社會穩(wěn)定等壓力，獲得政府補(bǔ)助的企業(yè)則可能服從政府安排承擔(dān)一定的社會責(zé)任，企業(yè)在地方性投資更加偏離行業(yè)一般水平。由于企業(yè)融資動機(jī)主要來自投資，企業(yè)投資的跟隨型同伴效應(yīng)的抑制導(dǎo)致了企業(yè)過度負(fù)債同伴行為的抑制。因此，在受政府扶持力度大的企業(yè)中，區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的抑制作用更強(qiáng)。本文利用企業(yè)補(bǔ)貼收入占營業(yè)收入的比重衡量政府對企業(yè)的資金扶持力度，并按照與中位數(shù)的大小比較進(jìn)行了分組檢驗(yàn)。表8 回歸結(jié)果顯示，在受政府扶持力度較大的分組中企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正；在受政府扶持力度較小的分組中不顯著。這表明長三角區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的抑制作用主要存在于受政府資金扶持力度較大的企業(yè)之中。

表8 異質(zhì)性分析

（二）作用機(jī)制檢驗(yàn)

1.企業(yè)投資效率和產(chǎn)業(yè)集聚的中介效應(yīng)

本文采用三步法進(jìn)一步探究區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的影響機(jī)制。表9 中第（1）列為企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）對Treat×Post 的回歸結(jié)果，影響顯著為正，與前文一致。第（2）列和第（3）列為企業(yè)投資效率為中介變量時對主回歸的影響結(jié)果。其中企業(yè)投資效率用凈利潤與平均資產(chǎn)總額的比值，即資產(chǎn)收益率（ROA）表示。第（2）列回歸結(jié)果顯示，企業(yè)所在地加入長三角城市群后投資效率顯著提高，回歸系數(shù)為3.8273 且在1%的水平上顯著。第（3）列為加入投資效率（ROA）后，企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）對Treat×Post 的回歸結(jié)果不顯著，對投資效率（ROA）在10%的水平上顯著，說明投資效率在區(qū)域一體化和企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)之間起到了完全中介的作用。區(qū)域一體化通過提高企業(yè)投資效率，抑制了企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果支持假設(shè)2。第（4）列和第（5）列為產(chǎn)業(yè)集聚為中介變量時對主回歸的影響結(jié)果。由于產(chǎn)業(yè)集聚的作用機(jī)制主要通過供應(yīng)鏈整合影響企業(yè)融資決策，因此使用短期借款和應(yīng)付票據(jù)之和與總資產(chǎn)的比值，即供應(yīng)鏈金融（SCF）表示。第（4）列回歸結(jié)果顯示，企業(yè)所在地加入長三角城市群后增加了與供應(yīng)鏈渠道相關(guān)的融資來源，回歸系數(shù)為0.8273 且在5%的水平上顯著。第（5）列為加入供應(yīng)鏈金融（SCF）后，企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)（PE）對Treat×Post 的回歸結(jié)果系數(shù)為0.9583 且在1%的水平上顯著，說明長三角擴(kuò)容后產(chǎn)生的產(chǎn)業(yè)集聚效應(yīng)為企業(yè)增加了供應(yīng)鏈金融的融資方式，抑制了企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)，中介效應(yīng)檢驗(yàn)結(jié)果支持假設(shè)3。

2.信息環(huán)境和競爭環(huán)境的調(diào)節(jié)效應(yīng)

信息環(huán)境幫助企業(yè)決策可以體現(xiàn)在信息基礎(chǔ)設(shè)施或平臺建設(shè)、信息工具終端使用和信息利用三個環(huán)節(jié)[64]。在我國信息基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)一般由地方政府承擔(dān)，地區(qū)信息基礎(chǔ)建設(shè)水平構(gòu)成企業(yè)信息利用需要跨越的門檻。本文基于企業(yè)所在地固定電話接通數(shù)檢驗(yàn)信息環(huán)境在長三角區(qū)域一體化與企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。表10 第（1）列是將企業(yè)所在地固定電話接通數(shù)（Message）與Treat×Post的交乘項(xiàng)（Message×Treat×Post）加入模型進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)所在地固定電話接通數(shù)與Treat×Post 的交乘項(xiàng)的回歸系數(shù)為0.0016 且在5%的水平上顯著，說明信息環(huán)境的改善在區(qū)域一體化和企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)之間起到正向調(diào)節(jié)作用，區(qū)域一體化緩解了企業(yè)面臨的“信息困境”。

競爭環(huán)境方面，本文使用衡量產(chǎn)業(yè)集中度的HH指數(shù)檢驗(yàn)競爭環(huán)境在長三角區(qū)域一體化與企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。表10 第（2）列是將企業(yè)所在地產(chǎn)業(yè)集中度（HH 指數(shù)）與Treat×Post 的交乘項(xiàng)（HH×Treat×Post）加入模型進(jìn)行檢驗(yàn)?；貧w結(jié)果顯示，企業(yè)所在地產(chǎn)業(yè)集中度（HH 指數(shù)）與Treat×Post 的交乘項(xiàng)（HH×Treat×Post）的回歸系數(shù)為-0.0598 且在10%的水平上顯著，說明競爭環(huán)境緩解會在區(qū)域一體化和企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)之間起到負(fù)向調(diào)節(jié)作用。HH 指數(shù)越低表示行業(yè)中“一家獨(dú)大”的壟斷現(xiàn)象越少，企業(yè)越處于完全競爭行業(yè)中，區(qū)域一體化緩解了企業(yè)面臨的“競爭困境”。

表10 調(diào)節(jié)作用檢驗(yàn)結(jié)果

（三）經(jīng)濟(jì)后果

前文已經(jīng)證明區(qū)域一體化會抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)，那么區(qū)域一體化是否會通過抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)而降低行業(yè)整體過度負(fù)債水平，從而實(shí)現(xiàn)防范和化解重大金融風(fēng)險的目標(biāo)？企業(yè)減少向同伴企業(yè)的學(xué)習(xí)模仿后，會針對自身經(jīng)營狀況調(diào)整出合理的資本結(jié)構(gòu)。鄧慧慧等[51]分別從市場機(jī)制和政府機(jī)制證實(shí)了區(qū)域一體化促進(jìn)企業(yè)成長。Smith等[65]發(fā)現(xiàn)成長機(jī)會更高的企業(yè)由于面臨未來較高的不確定性和經(jīng)營風(fēng)險，會降低自身杠桿率以避免未來可能出現(xiàn)的財務(wù)困境。因此，本文預(yù)期企業(yè)所在地加入長三角城市群后，企業(yè)減少了對同伴企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策的模仿，可能會降低行業(yè)整體過度負(fù)債水平。表11 是基于行業(yè)過度負(fù)債水平均值（Averdebt），回歸結(jié)果第（1）列Treat×Post 回歸系數(shù)為-0.8326 且不顯著，而第二列中企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)與長三角擴(kuò)容的交乘項(xiàng)（PE×Treat×Post）回歸系數(shù)為-0.0878且在1%的水平上顯著?；貧w結(jié)果說明區(qū)域一體化在抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)后，顯著降低了行業(yè)整體過度負(fù)債水平。

表11 經(jīng)濟(jì)后果檢驗(yàn)結(jié)果

五、研究結(jié)論

本文利用企業(yè)所在城市是否加入長三角城市群的準(zhǔn)實(shí)驗(yàn)，使用精確地理斷點(diǎn)回歸研究了區(qū)域一體化對企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)所在地加入長三角城市群后，企業(yè)過度負(fù)債程度與行業(yè)平均過度負(fù)債程度的差值變大。在放寬斷點(diǎn)識別策略偽隨機(jī)性的前提假設(shè)和多種穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，這一結(jié)論仍然成立。這些結(jié)果表明區(qū)域一體化有助于企業(yè)制定適合自身的資本結(jié)構(gòu)，抑制了企業(yè)過度負(fù)債同伴效應(yīng)。

基于理論分析與實(shí)證結(jié)果，提出以下政策建議：第一，深入推進(jìn)長三角區(qū)域協(xié)調(diào)治理，逐步形成國內(nèi)統(tǒng)一市場。本文證實(shí)了區(qū)域一體化緩解了企業(yè)面臨的信息困境和競爭困境，這就要求區(qū)域一體化推行過程中一方面企業(yè)要充分利用超大規(guī)模市場優(yōu)勢，增強(qiáng)對市場變化的信息捕捉能力；另一方面政府要引導(dǎo)企業(yè)破除區(qū)域壁壘，跳出“同質(zhì)化競爭陷阱”，通過相互協(xié)調(diào)和聯(lián)動實(shí)現(xiàn)企業(yè)之間在產(chǎn)業(yè)鏈環(huán)節(jié)上的分工合作。第二，加強(qiáng)政府對企業(yè)決策引導(dǎo)，防范化解高負(fù)債風(fēng)險。本文證實(shí)了企業(yè)間同伴效應(yīng)導(dǎo)致行業(yè)內(nèi)企業(yè)過度負(fù)債行為具有關(guān)聯(lián)性，并且規(guī)模較大的龍頭企業(yè)在行業(yè)內(nèi)起著重要的“風(fēng)向標(biāo)”作用。因此，政府應(yīng)重視企業(yè)間相互關(guān)聯(lián)帶來的外溢性影響，制定相應(yīng)法律法規(guī)對企業(yè)行為決策進(jìn)行正常引導(dǎo)。同時，重點(diǎn)關(guān)注行業(yè)內(nèi)市場份額較大、行業(yè)內(nèi)地位較高的龍頭企業(yè)，及時監(jiān)控化解企業(yè)高杠桿風(fēng)險，避免企業(yè)間學(xué)習(xí)模仿引發(fā)系統(tǒng)性金融風(fēng)險。第三，加強(qiáng)企業(yè)經(jīng)營決策水平，提高內(nèi)部治理能力。除同伴企業(yè)過度負(fù)債行為外，企業(yè)本身投資收益率、行業(yè)話語權(quán)等也是影響企業(yè)過度負(fù)債的重要因素。因此，提高企業(yè)內(nèi)部治理能力一方面能抑制企業(yè)過度負(fù)債同伴行為的動機(jī)，另一方面也能直接對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策產(chǎn)生影響。企業(yè)應(yīng)進(jìn)一步提升自身經(jīng)營管理水平和內(nèi)部治理能力，制定適合自身持續(xù)發(fā)展的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)。