續貸限制對企業風險承擔的影響

黃祥鐘 林浩強 張澤濤

摘? ?要：當前新形勢下，提升企業風險承擔水平是疏通國內經濟大循環的重要渠道。本文以2007年續貸政策變動為“準自然實驗”，采用雙重差分模型考察續貸政策變化對企業風險承擔的影響。研究結果表明，續貸限制顯著抑制了企業的風險承擔。異質性分析表明，對于投資機會較多的企業和非國有企業來說，續貸政策收緊抑制其風險承擔的效果更顯著。機制檢驗表明，融資約束與現金持有在續貸限制對企業風險承擔的負向影響中起鏈式中介作用。研究結論對改進銀行續貸政策以促進企業風險承擔具有啟示意義。

關鍵詞：續貸政策；企業風險承擔；銀行貸款；雙重差分法

中圖分類號：F832? 文獻標識碼： A? ?文章編號：1674-2265（2024）05-0025-11

DOI：10.19647/j.cnki.37-1462/f.2024.05.003

一、引言

在新冠疫情后經濟持續恢復但仍面臨一定困難的背景下，2023年中央經濟工作會議指出“國內大循環存在堵點”，其主要原因之一是“企業投資意愿不夠強”。因此，提高企業風險承擔水平以刺激企業投資意愿，是當前保持市場主體活力、促進經濟可持續發展的必要之舉，也是疏通國內經濟大循環的重要渠道。風險承擔是企業投資決策的重要組成部分，主要體現為企業在投資決策中主動選擇高風險、高收益的項目，反映了企業愿意承擔一定風險以追求高額回報的傾向（Lumpkin和Dess，1996）[1]。企業這種主動尋找有利可圖的機會并承擔相應風險的行為，微觀上是資本逐利本質的體現，宏觀上是經濟持續增長的動力源泉。

理論上，企業會選擇所有凈現值為正的項目進行投資。現實中，由于企業內源融資有限性客觀存在，企業投資凈現值為正的項目時往往需要外部融資支持（黃容等，2022）[2]，而在以間接融資為主導的中國金融體系中，銀行貸款是企業外部融資的主要渠道。長期以來，由于金融抑制的存在，企業長期風險投資項目的存續往往需要短期貸款的支持，短借長投成為企業應對金融抑制的替代機制（鐘凱等，2016）[3]。企業的資金期限錯配行為雖然解決了投資項目現金流不足的問題，但會進一步加劇企業自身的償債壓力，也使得企業的經營風險依賴于銀行的續貸政策（Acharya等，2011）[4]。因此，為了保持企業風險承擔水平，助力經濟穩健增長，政策層面和社會層面傾向于鼓勵銀行將信貸資源更多投向實體經濟，降低續貸標準，減少抽貸、斷貸行為。

政策層面對于企業“借新還舊”行為在不同時期有著不同的態度。2000年9月，中國人民銀行出臺的《不良貸款認定暫行辦法》在一定程度上支持“借新還舊”，依據其中規定，當借款人同時滿足正常生產經營且不出現逾期付息情況、重新辦理了貸款手續、擔保有效、貸款性質屬于周轉類四項條件，即使進行“借新還舊”也應列為正常貸款。該規定意味著續貸標準的放松，這能夠為企業風險投資項目的存續提供較為充裕的流動性，但同時也增加了銀行的經營風險。2007年7月，原銀監會頒布的《貸款風險分類指引》（以下簡稱《指引》）中的第十條規定：“借新還舊，或者需要通過其他融資方式償還的貸款應歸為關注類。”該規定表明續貸標準由松變緊，企業“借新還舊”的行為從合法合規變為適當約束，在一定程度上受到了限制。在具體實踐中，銀行為落實政策和減少經營風險，往往會要求企業在貸款到期后，先還本付息，再簽訂新的貸款協議。這會導致企業所面臨的融資環境惡化，增加企業的流動性風險以及貸款到期的清算風險，不利于企業的投資和擴張。

本文試圖考察續貸標準的變化對企業風險承擔的影響及作用機制。《指引》提高了銀行的續貸標準，這一外生事件也為本文使用雙重差分檢驗方法、構筑準自然實驗研究續貸政策的變動是否會對企業風險承擔產生影響提供了良好的條件。結果表明，續貸限制顯著降低了企業風險承擔。傳導機制研究發現，融資約束與現金持有在續貸限制對企業風險承擔的負向影響中起鏈式中介作用。

本文邊際貢獻在于：第一，進一步揭示了銀行續貸政策變動對實體企業經營行為的影響，拓展了對其社會經濟影響的研究。目前，對于續貸政策的社會經濟影響的研究主要聚焦于企業創新、投資以及僵尸企業形成等方面（葉永衛和李增福，2020；張春鵬等，2022；劉海明和曹廷求，2018）[5-7]，但對續貸政策變化與企業風險承擔關系的研究還較為缺乏。本文在現有研究的基礎上，進一步拓展了續貸政策的經濟效應研究。第二，對企業風險承擔領域的研究進行了拓展。目前，關于企業風險承擔的影響因素的研究主要集中在企業微觀層面（Faccio等，2011；何瑛等，2019）[8，9]，部分文獻也探討了人文法律、宏觀經濟政策等因素對企業風險承擔的影響。本文從政策限制角度深入挖掘了企業風險承擔在續貸政策變動背景下所受的影響，補充了外部政策變動與企業風險承擔因果效應的研究文獻，為企業風險承擔水平變動提供了新的解釋。第三，為金融更好地服務實體企業提供政策參考。我國銀行業的壟斷地位加劇了虛擬經濟對實體企業的利潤侵占，也間接推動了經濟脫實向虛，難以有效支持實體企業發展。本文以2007年續貸政策收緊為背景，研究發現銀行續貸限制通過融資約束、現金持有這一鏈式中介路徑顯著抑制了企業風險承擔，這限制了銀行信貸對于企業風險承擔的支持，影響企業投資決策，使得金融服務實體經濟的效果受限。本文為當前探索放松續貸限制的政策實踐提供了一定的理論依據。

二、文獻綜述與研究假設

（一）續貸限制對企業風險承擔的影響

企業風險承擔與其資金充裕程度高度相關，具有資源依賴性（張敏等，2015）[10]。在我國以銀行為主導的金融體系中，企業獲取經營資金的重要方式之一就是通過銀行貸款進行債務融資。但由于我國非完全競爭的金融市場，企業獲取與投資活動期限相匹配的長期信貸存在困難，導致長期投資活動不得不部分依賴于短期信貸的不斷續貸，短貸長投成為企業重要的資金融通方式（鐘凱等，2016）[3]。當續貸政策發生變化時，企業的經營投資行為會受到一定影響。理論上，續貸政策的收緊無論從實踐層面還是心理層面都會提高銀行放貸的謹慎程度，降低銀行的信貸供給意愿，導致企業融資可得性降低（黃祥鐘等，2023）[11]。而銀行借款又是企業進行風險投資、提高企業風險承擔水平的重要資金支持（林朝穎等，2015）[12]，因此，續貸限制可能會對企業風險承擔造成以下兩方面的影響。

一方面，續貸限制會增強企業的融資約束，提高現金持有水平，從而給企業風險承擔帶來負面影響。首先，續貸限制提高了銀行對風險的敏感度（劉海明和曹廷求，2018）[7]，縮短企業信貸期限以及增加企業的融資成本（葉永衛和李增福，2020）[5]。續貸政策收緊降低了銀行的風險容忍度，銀行出于避險需求會以更審慎的態度發放貸款。當企業進行風險項目融資時，銀行會提升信貸門檻，在利息和抵押品方面提出高要求，更高的融資成本和外部融資約束將對企業投資項目形成制約。而當企業面臨的融資約束水平顯著提升時，管理者風險規避程度會提升，一定程度上會抑制企業的風險承擔水平（Borio和Zhu，2012）[13]。其次，續貸限制會增加企業面臨的流動性風險，使企業的現金持有量上升（劉海明和曹廷求，2018）[7]。續貸政策收緊增加了企業短期貸款續貸的風險，導致企業為了控制清算風險而不得不增加現金儲備（Harford等，2014）[14]。續貸政策收緊前，企業短期貸款到期后，并不是必須償還本金才能簽訂新的貸款協議，而在續貸政策收緊后，還本付息則成為必要步驟。為了保證能夠及時償付本息，企業就會增加自身的現金儲備。而在企業資金總量固定的背景下，增加現金持有量會降低企業的資源配置效率，降低對投資項目的投入，阻礙企業風險承擔水平的提高。最后，續貸限制增大了企業短貸長投的難度。2007年之前，企業“借新還舊”是合法合規的，而2007年的續貸政策基本上杜絕了“借新還舊”，企業通過“借新還舊”實現短貸長投的可能性降低，這在一定程度上限制了企業的風險承擔水平。

另一方面，續貸限制也會增強企業受到的外部監督，提高企業金融化水平，從而提高企業風險承擔。其一，債務期限結構理論表明，縮短貸款期限能夠提升銀行對企業的監督力度。由于短期貸款期限短于企業項目周期，所以當企業短期貸款到期后，若想進行展期操作，便需接受銀行的項目評估。如果企業存在機會主義行為，將資金投至凈現值為負的項目，銀行就不會同企業簽訂新的貸款協定，最終可能導致項目終止（Myers，1977）[15]。換言之，續貸限制提高了銀行短期貸款的監督能力，約束企業非效率投資等機會主義行為（劉海明和曹廷求，2018）[7]，督促企業將資金投入凈現值為正的項目，提升企業風險承擔。前期的諸多文獻研究表明，外部監督能夠提升企業風險承擔水平（Connelly等，2010；何瑛等，2019）[16，9]。其二，企業金融資產配置比例的高低與其面臨的融資約束相關。經濟學的核心觀點是實現稀缺資源的有效配置，續貸政策的收緊加劇了企業的融資約束，降低企業的融資可得性，從而導致企業減少對于期限較長且凈現值大于零的風險項目投資，這可能使企業核心業務投資水平和收入下降。在資本逐利屬性的作用以及資源的有限性下，企業很可能提高其風險承擔水平，向高風險高收益的金融資產投入資源，以期提高利潤水平（司登奎等，2021）[17]。因此，從這一方面講，續貸限制促進了企業風險承擔。

綜上，本文提出以下兩個互為競爭的研究假說：

H1a：續貸限制抑制了企業風險承擔。

H1b：續貸限制促進了企業風險承擔。

（二）續貸限制對投資機會存在差異的企業的影響

完美市場條件下，企業的投資僅受投資機會影響（Franco和Merton，1958）[18]。然而，市場中存在著稅收、手續費等摩擦以及信息不對稱、委托代理等問題，完美市場無法實現。在現實市場中，企業投資機會在一定程度上會影響企業投資，一般而言，企業擁有更廣泛的投資選擇，其投資支出會更加充分，并且這些投資往往具備更高的效益（趙瑞，2013）[19]。投資機會不僅影響公司的投資行為，還會對管理層的風險接受程度產生影響。企業的投資機會越多，可選擇的投資項目也越多，管理層更有可能選擇承擔風險而去追求利潤；反之，當投資機會較少時，管理層往往傾向于穩健經營，減少投資支出。因此，當企業擁有較多的投資機會時，可能會借助銀行貸款進行高風險投資，這一行為在資金匱乏的企業中更為明顯；當企業投資機會較少時，由于缺少優異的投資項目，即使銀行愿意提供貸款，企業選擇貸款進行投資的可能性也大大降低（于澤等，2015）[20]。由于投資機會的差異影響了企業利用銀行貸款進行投資的可能，所以當銀行續貸政策收緊，擁有較多投資機會的企業將會受到更顯著的影響。由此，本文提出以下假說。

H2：與投資機會較少的企業相比，投資機會較多的企業的風險承擔水平受續貸限制的影響更大。

（三）續貸限制對股權性質不同的企業的影響

股權性質對信貸資金的發放會產生一定的影響，國有企業較非國有企業更容易獲得貸款（陳其安等，2022）[21]。一方面，考慮到就業民生以及社會穩定，政府傾向于為國有企業提供隱性擔保，因此，國有企業從銀行貸款時可以通過政府補貼、降低稅率、統購統銷等方式獲得比非國有企業更大的優惠；另一方面，當國有企業遇到財務危機或經營危機時，政府也更可能通過干預銀行貸款等方式為企業提供融資，幫助其解決危機（楊北京和馮璐，2019）[22]。基于國有企業獲得的直接或間接的隱性擔保，在與銀行簽訂信貸契約的過程中，國有企業擁有更強的議價能力，相較于非國有企業更容易獲得與投資活動期限相匹配的長期貸款，降低了其進行短貸長投的可能性。所以當續貸政策收緊，國有企業受到的影響更不顯著。基于此，本文提出以下假說。

H3：與國有企業相比，非國有企業的風險承擔水平受續貸限制的影響更大。

三、研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

2007年發布的《指引》將存在“借新還舊”行為的企業貸款列入關注類，預期外地改變了續貸標準。為保證這一外生事件沖擊前后有充足的樣本，本文選取政策發布前后6年，即2001—2013年滬深兩市A股上市公司作為樣本進行檢驗，數據來源于國泰安數據庫。在數據處理過程中，篩選步驟如下：（1）刪除財務狀況異常或存在其他異常的企業；（2）刪除金融類企業；（3）刪除變量缺失的樣本；（4）刪除2007年之后上市的企業。除此之外，本文還對所有連續變量進行縮尾處理，剔除前后1%的數據，以消除異常值的影響。最終得到 12911個樣本觀測值。

（二）主要變量定義及說明

1.被解釋變量：企業風險承擔。在以往的研究中，常用的衡量指標包括盈余波動性、股票回報波動性、資產負債率等，由于中國股票市場波動性較大，中國企業風險承擔水平廣泛采用盈余波動性來衡量。參考何瑛等（2019）[9]的研究，本文采用企業的Roa波動程度衡量其風險承擔水平，盈余波動性越大，其風險承擔水平越高。指數構建過程如下：

[Adj_Roai，t=EBITi，tASSETi，t-1Xk=1XEBITi，tASSETi，t]? （1）

[Risk1i，t=1T-1t=1T（Adj_Roai，t-1Tt=1TAdj_Roai，t）2]

（2）

[Risk2i，t=Max（Adj_Roai，t）-Min（Adj_Roai，t）]? ?（3）

式（1）計算調整后的盈余波動性，其中，[EBIT]為息稅前利潤，[Roa]為年末總資產，[X]表示行業內樣本公司數量。式（1）將公司[Roa]減去年度行業均值，以減輕周期及行業影響。式（2）和（3）以每三年（[t]至[t+2]年）作為一個觀測時段，分別滾動計算[Adj_Roa]的標準差和極差，得到 [Risk1]和[Risk2]兩個指標以衡量企業風險承擔水平。

2.解釋變量：交乘項Post×Treat。如果樣本發生在2007年及以后，則時間變量Post取值為1；否則，Post取值為0。Treat作為本文分組變量，分組方法主要參考張春鵬等（2022）[6]的做法，如果某企業前六年短期借款占總資產比重的均值大于所有企業前六年該比重均值的中值，則認為該企業較為依賴短期貸款，更容易受續貸標準變動的影響，Treat取值為１。否則，Treat取值為0。

3.控制變量。參考Faccio等（2011）[8]等文獻，本文選取了如下控制變量：企業年齡（Firmage），使用觀測年份與成立年份之差表示；企業規模（Size），使用期末總資產的自然對數表示；盈利能力（ROE），使用期末凈利潤與期末所有者權益之比表示；股權集中度（TOP1），使用第一大股東持股比例表示；資本支出（Cap），使用資本支出與期末總資產之比表示；企業成長性（Growth），以企業銷售收入增長率表示；獨立董事比例（Ind），以獨立董事占董事會總人數的比例表示；董事會規模（Board），使用董事會人數表示；兩職合一（Duality），使用虛擬變量表示，若CEO兼任董事長，該變量為1，否則為0；CEO年齡（CEOAge）；CEO持股比例（CEOShare）；地區GDP水平（GDP），使用公司總部所在省份的人均GDP的自然對數表示。此外，為了將行業特征和宏觀經濟環境對回歸結果的影響控制在最小，在回歸中還加入了行業虛擬變量和年度虛擬變量。

（三）回歸模型的構建

1.基準回歸模型。借鑒葉永衛和李增福（2020）[5]的研究設計，為考察續貸限制與企業風險承擔之間的關系，本文構建的雙重差分模型如下：

[Risk1i，t（Risk2i，t）=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+βkXi，t+εi，t]? ?（4）

其中，[Risk1i，t]和[Risk2i，t]是衡量企業風險承擔水平的兩個不同指標；[X]代表各控制變量；[εi，t]為干擾項；其他變量含義見前文。交乘項（Post×Treat）的系數[β3]需要重點關注，[β3]顯著為正（或負），表明續貸限制促進（或抑制）了企業風險承擔水平。

2. 中介效應模型。首先，考慮簡單中介模型。參考江艇（2022）[23]的研究，實證分析交乘項（Post×Treat）與中介變量的關系，中介變量與企業風險承擔的關系則經由理論分析探究。將簡單中介模型設定如下：

[Mi，t=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+βkXi，t+εi，t]? ?（5）

其中，[M]表示中介變量，其余變量含義見前文。在基準回歸模型，即公式（4）的[β3]顯著性、符號符合預期的基礎上，若公式（5）的[β3]也顯著，則中介效應存在。

其次，考慮多重中介模型。由于本文存在多個中介變量，簡單中介模型忽略了中介變量之間的關系，為了進一步完善機制檢驗，參考柳士順和凌文輇（2009）[24] 的研究，構建鏈式多重中介模型，對總體中介效應、個別中介效應、中介變量間的關系以及不同中介路徑差異的顯著性進行研究。模型設定如下：

[M1i，t=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+βkXi，t+εi，t]? （6）

[M2i，t=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+β4M1i，t+βkXi，t+εi，t]? ?（7）

[Risk1i，t（Risk2i，t）=α0+β1Postt+β2Treati+β3Postt×Treati+β4M1i，t+β5M2i，t+βkXi，t+εi，t]? （8）

其中，[M1]和[M2]分別代表第一個和第二個中介變量，其余變量含義見前文。

（四）變量的描述性統計

本文主要變量的描述性統計結果見表1。樣本企業的風險承擔水平Risk1的均值為4.689，標準差為6.611，Risk2的均值和標準差分別為8.875和12.34，這表明不同企業之間的風險承擔水平存在較大的差異。另外，時間變量Post 的均值為0.58，即政策發生前后的樣本各占總樣本的42.0%和58.0%。

四、實證結果

（一）基準回歸結果

表2列出了續貸政策收緊對企業風險承擔水平影響的回歸結果。表中列（1）、（2）和列（3）、（4）分別是續貸限制與企業風險承擔水平Risk1以及Risk2的回歸結果。從表中可以看出，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均顯著為負，這說明了《指引》實施之后，續貸限制顯著抑制了企業的風險承擔水平，因此，假說H1a得到驗證。

（二）穩健性檢驗

為驗證基準回歸結果的穩健性，本文進行如下檢驗。

1.平行趨勢檢驗。平行趨勢假設是雙重差分模型的關鍵前提，在基準回歸中，本文識別了續貸限制政策對企業風險承擔水平的影響，為了證明結果的有效性，依然需要進行平行趨勢檢驗。本文以企業風險承擔Risk1和Risk2為被解釋變量，繪制政策的動態效應圖。剔除政策前一期，以消除政策的預期效應。從平行趨勢檢驗結果（見圖1）可以看出，政策實施前，置信區間均包含0。表明實驗組和對照組在政策實施前不存在顯著差異，滿足了雙重差分模型的前提條件。

2.安慰劑檢驗。為了檢驗上述結果在多大程度上受到遺漏變量、隨機因素等的影響，參考盧盛峰等（2021）[25]的做法，本文構造了改革時間—企業兩個層面隨機實驗，即隨機“篩選”企業并隨機產生改革時間，并按照表2的第（2）列進行回歸。重復 500 次上述過程，并繪出交乘項（Post×Treat）的估計系數分布圖。若交乘項（Post×Treat）的估計系數分布在0附近，意味著模型設定中并未遺漏重要的影響因素，即基準回歸中的影響效應的確是由于續貸政策收緊所帶來的。從估計系數分布圖（見圖2）可以看出，Post×Treat的估計系數集中分布于0附近，表明模型并不存在嚴重的遺漏變量問題。

3.細化沖擊時間。2007年7月《指引》發布并實施，基準回歸中概括地以2007年作為政策沖擊時間。參考張春鵬等（2022）[6]的研究，將政策沖擊時間細化至月，重新設定時間變量Post2。將2007年的Post2賦值為1/2，其余年份保持原值不變。用Post2代替Post，重新回歸。由表3可知，交乘項（Post2×Treat）的回歸系數均顯著為負，與基準回歸結果一致。

4.排除政策實施年度的影響。在利用雙重差分模型評估政策實施效果時，對于政策落地施行年度樣本的處理，不同文獻采取了不同的方法：一部分文獻保留了政策落地施行年度的樣本（劉海明和曹廷求，2018）[7]，而另一部分文獻認為政策施行年度的樣本會影響回歸結果，刪除了目標樣本（梁權熙和曾海艦，2016）[26]。本文在進行基準回歸時，做法與前者相同，保留了政策落地施行年度的樣本。為進一步驗證基準回歸結果的穩健性，本文借鑒后者的樣本處理方式，刪除政策落地施行年度的樣本，重新進行回歸，結果見表4。交乘項（Post×Treat）的回歸系數均顯著為負，這說明在排除政策實施年度的影響之后，續貸限制對企業風險承擔水平的抑制作用并未發生改變。

5.剔除金融危機的影響。2008 年金融危機席卷多個國家，使得宏觀風險顯著提升，企業風險承擔對貨幣政策變動的反應更加靈敏（金雪軍和徐凱翔，2018）[27]。在惡劣的外部環境下，企業投資經營的謹慎程度會提升，風險承擔水平也會隨之下降。因此，金融危機的影響不能忽視。本文構建金融危機虛擬變量（Crisis），然后重新進行回歸，結果見表5。

從表5可以看出，在控制金融危機對企業風險承擔的影響后，交乘項（Post×Treat）的系數仍均在1%的水平上顯著為負，進一步說明了基準回歸結果的穩健性。

6.改變分組標準。在基準回歸中，本文比較了政策實施前公司短期借款占總資產比重的均值和所有企業均值的中值大小，依此劃分實驗組和對照組。為了進一步驗證基準回歸結果的穩健性，本文改變分組標準，重新設定分組變量Treat2，以替代Treat。如果政策實施前公司短期借款占總資產比重的均值高于整個行業該比重均值的中值，則Treat2取值為1；否則，Treat2取值為0。回歸結果見表6，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均顯著為負。表明分組標準改變之后，續貸限制仍然顯著抑制了企業風險承擔水平。

7.傾向得分匹配。考慮到基準回歸中樣本企業間存在很多特征差異，這可能導致樣本選擇性偏誤問題。因此，本文利用傾向得分匹配分析法，匹配變量選取企業年齡、企業規模、盈利能力、股權集中度、資本支出、企業成長性、獨立董事比例、董事會規模、兩職合一、CEO年齡、CEO持股比例和地區GDP水平，按照1：1最近鄰匹配原則對企業進行匹配。得到匹配后的樣本后，再進行基準回歸，以此來更好地解決上述內生性問題。表7報告了回歸結果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均顯著為負，進行傾向得分匹配后的結果與前文一致，基準回歸的結果仍然穩健。

五、進一步分析

在前文中，我們發現銀行續貸限制顯著地抑制了企業風險承擔水平，但仍有一些問題有待探討，例如，續貸限制是否會對投資機會存在差異或股權性質不同的企業產生不同的影響？續貸限制如何導致企業風險承擔水平下降？下文將就這些問題進行進一步討論。

（一）基于投資機會差異的分組研究

托賓Q是現有文獻中常用的度量企業投資機會的指標。參考何瑛等（2019）[9]的研究，本文以企業市值與總資產之比衡量企業的托賓Q值，再以此對樣本進行分組。具體而言，如果某公司前六年托賓Q的均值大于所有企業前六年托賓Q均值的中值，則認為該企業投資機會較多，反之，該企業投資機會較少。

表8前兩列展示了投資機會多的企業的回歸結果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均顯著為負（-1.4756、-2.7335），而對投資機會少的企業而言，列（3）和列（4）的交乘項（Post×Treat）的回歸系數為負但并未通過顯著性水平檢驗。因此，續貸限制對于企業風險承擔水平的抑制作用因企業投資機會不同而呈現出異質性，續貸政策收緊對投資機會多的企業的風險承擔水平負向作用明顯，而對于投資機會少的企業影響并不顯著，支持了本文的假說H2。

（二）基于股權性質差異的分組研究

國務院和地方人民政府分別代表國家履行出資人職責所建立的企業被認定為國有企業（Zhou等，2017）[28]，本文使用國泰安數據庫中既有的分類來區分國有企業與非國有企業，即將數據庫中“股權性質—國企”的企業劃分為國有企業，其他則劃分為非國有企業（民營、外資以及其他）。

表9前兩列顯示了國有企業的回歸結果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均在5%的水平上顯著為負（-0.5691、-1.0214），后兩列則顯示了非國有企業的回歸結果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均在1%的水平上顯著為負（-1.7191、-3.1945）。結果表明，非國有企業交乘項的回歸系數小于國有企業，且顯著性更強，說明股權性質不同的企業的風險承擔水平受續貸限制的影響存在差異，續貸限制對非國有企業風險承擔水平的抑制作用相較于國有企業更為顯著，驗證了本文的假說H3。表8和表9還報告了分組樣本系數差異顯著性檢驗的結果，可以看出通過不同檢驗方法得到的結果均為顯著。

（三）續貸限制抑制企業風險承擔的作用機制

在基準回歸部分，本文已經發現續貸政策收緊顯著降低了企業的風險承擔水平，下文將對實際的作用機制進行檢驗。

1. 簡單中介效應。借鑒已有研究，本文中企業面臨的融資約束和企業的現金持有分別用SA和Cash指數衡量，SA=-0.737×Scale+0.043×Scale2-0.04×Firmage，其中，Scale=lnSize/1000，Firmage和Size分別為企業年齡、企業規模，而Cash以貨幣資金及交易性金融資產之和占企業總資產的比例進行衡量。計算所得SA指數均為負數，SA越小融資約束越強。本文對其取絕對值，因此，SA指數絕對值越大，企業所受融資約束越強。

參考江艇（2022）[23]的研究進行中介效應檢驗，考慮到前文已經驗證了續貸限制對企業風險承擔的影響，只需進一步檢驗續貸限制對融資約束和現金持有的影響，結果見表10。

表10的列（1）和列（2）分別為續貸限制與融資約束以及續貸限制與現金持有的回歸結果，交乘項（Post×Treat）的回歸系數均在1%的水平下顯著為正，表明續貸限制通過加劇企業融資約束以及促進企業現金持有，提升管理者風險規避程度和降低企業的資源配置效率，進而對企業風險承擔水平產生顯著的負面影響。

2. 多重中介效應。前文驗證了融資約束以及現金持有是續貸限制影響企業風險承擔的重要渠道。那么融資約束與現金持有是否存在聯系？融資約束是否會影響企業現金持有？從預防性動機的角度出發，企業為了應付突發情況，往往通過增加現金持有來規避可能的風險，而企業融資約束變小、融資渠道拓寬，則有利于減少企業現金持有（白小瀅和陳雨薇，2022）[29]。從交易需求的角度出發，企業持有現金可以避免頻繁進行外部融資而帶來的交易成本，當融資約束得到緩解后，交易成本降低，企業就不必持有大量現金（曾敏等，2022）[30]。結合前文關于續貸限制、融資約束、現金持有以及企業風險承擔的理論分析可知，當續貸政策收緊時，由于續貸風險的提高和續貸成本的增加而帶來的企業融資約束加劇，有可能進一步影響企業現金持有，并最終影響企業風險承擔。

參考柳士順和凌文輇（2009）[24]的研究，構建鏈式多重中介效應模型，對上述鏈式中介作用路徑進行檢驗，并采用SPSS軟件中PROCESS程序的模型6進行鏈式多重中介效應模型的驗證，結果見表11。

表11的列（1）和列（2）中交乘項（Post×Treat）的回歸系數均顯著為正，表明續貸限制加劇了企業融資約束以及促進了企業現金持有；列（2）中SA的回歸系數顯著為正，說明融資約束對企業現金持有具有顯著的促進作用；當續貸限制、融資約束、現金持有同時作用于企業風險承擔時，續貸限制、融資約束及現金持有對企業風險承擔的回歸系數均顯著為負，表明其對企業風險承擔負向作用明顯。但中介效應是否存在還需進一步檢驗，結果見表12。

通過Bootstrap方法抽樣5000次對上述中介路徑進行檢驗，并設定置信區間為95%，若BootLLCI（置信區間上限）和BootULCI（置信區間下限）之間不包含0，則表明中介效應顯著。最后三行是中介路徑差異的顯著性檢驗。通過表12的檢驗結果可以看出，總中介效應存在，效應值分別為-0.2826和-0.5265。第一條中介鏈（續貸限制→融資約束→企業風險承擔）和第三條中介鏈（續貸限制→融資約束→現金持有→企業風險承擔）對于Risk1和Risk2的置信區間均不包含0，表明融資約束的中介效應顯著，并且融資約束和現金持有在續貸限制與企業風險承擔的鏈式中介效應顯著。第二條中介鏈（續貸限制→現金持有→企業風險承擔）的置信區間均包含0，說明現金持有的中介效應主要受到融資約束影響，續貸限制并不能直接通過企業現金持有影響企業風險承擔。 最后一行（Ind2—Ind3）的置信區間均包含0，說明了第二條中介鏈和第三條中介鏈并沒有顯著差異，佐證了現金持有的中介效應主要受到融資約束影響。綜上所述，融資約束和現金持有的中介效應顯著，與簡單中介效應檢驗結果存在差異的地方為，現金持有的中介效應為鏈式中介效應，主要取決于融資約束，而不是續貸限制。續貸限制作用于企業風險承擔的具體路徑如圖3所示。

六、結論與啟示

本文基于滬深兩市2001—2013年非金融業上市公司財務數據，利用2007年續貸政策變動構造準自然實驗，實證檢驗了續貸政策收緊對企業風險承擔的影響。研究表明，續貸政策的收緊顯著抑制了企業風險承擔。在進一步研究中發現，續貸政策的收緊通過加劇企業所面臨的融資約束、促進企業現金持有從而導致企業風險承擔的下降，且相較于投資機會少的企業和國有企業，續貸限制對于擁有較多投資機會的企業和非國有企業影響更為顯著。

當前我國經濟發展面臨多重壓力、國內大循環存在堵點，亟需理順中央銀行擴張性貨幣政策向實體經濟傳導的路徑，使中央銀行寬貨幣最終能夠轉變成實體的寬信用，從而為暢通國內大循環創造條件，這一過程中，銀行信貸政策起到至關重要的作用。本文對續貸限制影響企業風險承擔行為的研究，對于優化銀行信貸政策具有一定的啟示。第一，在保證續貸資金合理使用的前提下，應逐步降低續貸限制，著力解決我國企業所面臨的融資難、融資貴問題。放松續貸限制通過緩解融資約束提升企業風險承擔水平，將有助于激發市場主體活力和投資熱情，在當前復雜的內外部環境下，提升企業活力是實現“穩增長”和“防風險”的關鍵。第二，鑒于銀行的經營風險，在制定續貸政策時，應綜合考慮企業、行業和地區差異，最大程度提高續貸政策的有效性和針對性。本文研究發現，續貸政策變動對于擁有較多投資機會的企業和非國有企業影響尤為突出。因此，在設計續貸標準時要向投資機會多的企業和非國有企業適當傾斜，增強續貸政策對目標企業的適用性，加強企業投資信心，提高企業風險承擔。第三，在監管方面，實施分類監管，避免“一刀切”的政策，適當放寬優質企業的續貸標準以緩解目前企業的資金困局，讓銀行能夠在提供續貸時，降低其經營風險、提升其監督功能，同時避免“誤傷”優質企業。

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