曾令涛 汪 超

一、引言

2007年美国次贷危机爆发，随后危机蔓延至欧洲、日本等各大经济体，我国的经济也遭受猛烈冲击。为抵御危机，包括我国在内的世界各主要经济体均出台了财政刺激计划，以稳定经济。刺激政策使得我国经济 “一枝独秀”，率先走出危机阴影，但也留下了后遗症：产能过剩、地方债务高企、企业杠杆率过高等问题接踵而至。然而根据财政学理论，财政政策对微观主体的作用主要存在 “挤出效应”，即扩张性的财政支出政策将挤占私人投资的空间，企业将减少外部融资，从而压低杠杆率。理论与实践的差异越来越多地引起相关部门及学界的广泛关注。在我国经济跨入增长速度换挡期、结构调整阵痛期、前期刺激政策消化期 “三期叠加”的新常态背景下，考察财政政策的微观影响对于如何把握未来刺激政策的力度具有重要的指导意义。

在相当长的一段时期内，资本结构的理论研究主要关注企业和行业层面的因素对资本结构产生的影响。近年来，国内外学者开始关注经济周期、信贷供给等宏观因素在企业资本结构决策中的作用 （Korajczyk 和 Levy， 2003［1］； Cook 和 Tang， 2010［2］； Erel等， 2010［3］； 苏冬蔚和曾海舰， 2009［4］、 2010［5］、2011［6］； 于蔚等， 2012［7］）。 但鲜有学者从地方财政支出的角度分析其对资本结构的影响。从目前可得文献看， 只有何靖 （2010）［8］、 雒敏和聂文忠（2012）［9］考虑了财政政策对企业资本结构的影响，但也只是从全国层面进行了分析。而有关财政支出的研究文献多关注其对消费和投资等宏观变量的影响等（胡书东， 2002［10］； 严成樑和龚六堂， 2009［11］； Cohen 和 Malloy， 2010［12］； Fisher和 Peters， 2010［13］）。

此外，已有研究还存在以下不足：第一，多采用线性面板数据模型，忽视了负债率通常在 ［0，1］范围内的特点。采用线性面板数据模型得到的负债率估计值有可能落在 ［0，1］的范围之外。这与实际情况不符，并缺乏经济含义 （苏冬蔚和曾海舰，2009［4］）。第二，没有充分结合中国的经济和制度背景。A股上市公司普遍与地方政府存在显性或隐性的联系，因此地方政府的经济行为应对企业的财务决策产生重大影响。

因而，笔者从地方财政支出这一视角，对企业资本结构的决策问题进行了探讨，试图发现地方财政支出是否以及如何影响企业的资本结构决策，以便在经济 “新常态”背景下了解财政刺激政策的微观效应。

之所以选择地方财政支出作为财政刺激的代理变量主要基于如下原因：财政政策分为收入和支出政策，由于我国的企业所得税率变化不大，故本文只研究财政支出政策。而财政支出政策又分为中央和地方两级财政政策，1994年分税制改革后，财权逐步上移，事权逐步下移，财权与事权不匹配矛盾日趋突出，从目前的情况来看，地方财政支出约占全国财政支出的85%，中央财政支出仅占15%。因此，地方财政支出的变化对企业资本结构决策的影响更直接。

二、相关文献回顾

自Kim和wu（1988）［14］研究发现通货膨胀与企业负债水平呈正相关以来，越来越多的学者开始关注宏观经济环境对企业资本结构决策的影响。Gertler和Gilchrist （1993）［15］， Booth 等 （2001）［16］， Korajczyk和Levy（2003）［1］等研究发现宏观经济环境对资本结构水平产生显著影响。 Banerjee 等 （1999）［17］和 Lööf（2004）［18］认为，经济系统因素对企业资本结构调整速度有一定影响。 Hackbarth等 （2006）［19］的理论模型指出，企业资本结构动态调整的速度和幅度依赖于经济环境。与经济衰退时相比，在经济繁荣时企业对资本结构的调整更为频繁，但调整幅度更小。Drobetz和 Wanzenried （2006）［20］、 Cook 和 Tang （2010）［2］研究宏观经济状况与资本结构调整的关系，发现在经济繁荣时期调整速度更快。他们也考虑了宏观经济指标对最优资本结构水平的影响，发现无论企业是否受到融资约束，在外部经济环境较好的阶段，公司的资本结构调整速度较快。 Choe等 （1993）［21］、 Bolton和Freixas（2000）［22］基于不对称信息理论框架认为， 宏观经济环境的变化会显著改变企业与外部投资人之间的信息不对称程度。如果逆向选择成本与宏观经济环境负相关，那么在经济形势不好时企业将倾向于发行低信息敏感度证券，从股权融资向债权融资转移，即资本结构具有逆周期性。Hackbarth等（2006）［19］、 Bhamra 等 （2010）［23］基于动态权衡理论框架，认为企业债务违约阈值随着宏观经济环境的变化而变化。在经济形势不好时，债务违约阈值较高，税盾收益较低，因而最优的选择应是减少债务融资。但由于资本结构调整成本的存在，企业不会连续地调整自身的资本结构，导致观测到的杠杆率具有逆周期性，尽管企业的最优选择应是顺周期的杠杆率。Faulkender和 Petersen （2006）［24］、 Brav （2009）［25］、 Erel等 （2010）［3］考察了金融市场分割在资本结构决策中的作用。 Sufi （2009）［26］、 Tang （2009）［27］、 Leary（2009）［28］、 Choi等 （2009）［29］、 Lemmon 和 Roberts（2010）［30］考察了资金供给冲击对不同类型企业的影响。

我国正处于经济转型和快速发展时期，宏观经济环境具有一定不确定性，企业资本结构以及资本结构的调整无疑会受到宏观经济环境变化的影响。自从黄辉 （2009）［31］、 苏冬蔚和曾海舰 （2009）［4］等学者开创国内研究的先河以来，宏观经济环境如何影响我国企业的资本结构已引起学界的广泛关注。赵冬青等（2008）［32］研究了宏观调控对房地产上市公司资本结构的影响及资本结构调整方式的变化，但由于房地产行业在我国的特殊地位，其结论并不具有普适性。姜付秀等 （2008）［33］发现产品市场竞争对资本结构产生显著影响。黄辉 （2009）［31］发现各地区的法制建设、股市发展程度等制度层面的因素显著影响企业的调整行为；企业微观特征对调整行为的决定作用在不同的宏观经济环境中表现不同，企业资本结构在较好的宏观经济环境下有着较快的调整速度。麦勇等（2011）［34］通过对我国上市公司分区域面板回归的结果表明资本结构的调整不仅受公司特征变量影响，还受GDP实际增速影响，资本结构调整速度存在显著的地区差异，经济较为发达的东部地区企业资本结构调整速度较快。

综上所述，虽然国内外学者从理论和实证方面对经济周期、信贷供给等宏观因素与企业资本结构决策的关系进行了较为深入的研究，但少有学者从地方财政支出的角度分析其对企业资本结构的影响。因而本文拟采用双向归并Tobit模型和相关随机效应Probit模型考察地方财政支出对企业资本结构的影响，并探讨这一影响的作用路径。

三、理论模型

（一）研究假说

财政政策普遍存在 “挤出效应”，即扩张性的财政支出政策将挤占私人投资的空间。当政府的财政支出扩张过快导致财政赤字增加时，企业对未来宏观经济风险的担忧将更为明显。根据权衡理论，如果预期未来投资机会减少，企业可能陷入财务困境，甚至遭遇破产，企业将尽量减少负债。因而权衡理论认为地方财政支出与企业资本结构呈反方向变化。

此外，本文认为在考察财政刺激对企业财务决策的影响还应结合中国式分权的制度背景。经济上的分权与垂直的政治管理体制相结合是中国式分权的核心内涵 （傅勇和张晏，2007［35］）。经济上的分权使得中央政府的财权得到强化，在财政收入中的比重得到提升，同时将更大比重的事权 （支出责任）下放给地方政府 （朱恒鹏，2004［36］）。而垂直的政治管理体制使得中央政府有能力保证地方政府按照其政策导向行事 （傅勇和张晏， 2007［35］）。

在中国式分权治理模式和预算软约束的相互作用下，中国地方政府实施的财政刺激往往是一种在衰退期比扩张期更为积极的 “扩张偏向的财政政策”（方红生和张军，2009）［37］。财政支出与经济周期的逆向特征可能导致地方财政支出与资本结构呈正相关关系。另外，中国的企业与地方政府之间普遍存在着政治关联，这为地方政府直接或间接干预企业的财务与投资决策提供了基础。出于促进当地经济增长、增加税收、提升政绩的需要，地方政府会对当地的企业的经营决策进行一定程度的干预。经济衰退期时，地方政府之间的竞争更加激烈，财政支出扩张将加速，对本地企业的财务和投资决策的干预程度可能更高。为了回应当地政府的经济刺激意愿，企业可能被迫加大投资，从而增加债务融资。

综合以上分析，笔者认为，扩张性的地方财政支出政策对当地企业财务决策的影响取决于两方面力量的强弱对比：一方面，受 “挤出效应”作用，企业倾向于降低杠杆率；另一方面，受 “刺激效应”作用，扩张性的财政政策又表明政府刺激当地经济发展的意愿更为强烈，其对企业内部决策的干预也更为强烈。

（二）计量模型

无论采用何种指标度量资本结构，一个正常经营的企业的资本结构通常落在 ［0，1］的范围内。线性面板计量模型并没有考虑到资本结构的上述特点，因而得到的资本结构估计值有可能超出 ［0，1］之间的范围。故非线性面板数据模型可能更适合研究资本结构问题。

使用非线性面板数据模型遇到的最大挑战是无法将不可观测的个体异质性从自变量的极大似然估计量中分离出来，即所谓的附带参数问题 （Incidental Parameters Problem）。目前的处理方法主要有两种： 一是 Papke 和 Wooldridge （2008）［38］、 Wooldridge（2010）［39］［40］开发的相关随机效应 （Correlated Random Effects， CRE） Logit/Probit模型①也称为面板分数响应模型 （Panel Data Fractional Response Model）， 该方法是一种半参数方法。 其中 Papke和 Wooldridge （2008）［37］的方法只适用于平衡面板数据， Wooldridge （2010）［39］［40］的方法适用于非平衡面板数据，但都不能在计量方程右边包含滞后因变量。 二是 Loudermilk （2007）［41］、Elsas和 Florysiak （2013）［42］开发的双向归并 （Doubly-Censored） Tobit模型。 其中 Loudermilk （2007）［41］提供的方法不适用于非平衡面板数据，Elsas和Florysiak （2013）［42］的方法适用于非平衡面板数据， 而且两种方法都能在方程右边包含滞后因变量。

本文将借鉴 Elsas 和 Florysiak （2013）［42］以及Wooldridge （2010）［39］［40］提出的方法对宏观经济环境对企业目标资本结构的影响进行实证分析。

1.双向归并Tobit模型。

Elsas和 Florysiak （2013）［42］提出的方法的基本思路如下：

其中，xi，t-1为宏观层面、行业层面、公司层面变量的滞后一期项，ci为不可观测的个体异质性（或称为固定效应），ui，t～N（0，）。 可观测到的具有双向归并特性的因变量yi，t满足：

从经济意义上讲，反映的是企业的举债能力。举债能力可能大于总资产 （Elsas和 Florysiak，2013）［42］。由于进行极大似然估计时存在附带参数问题，即无法将固定效应从极大似然函数中分离出来，直接采用极大似然估计法将无法得到一致估计。Elsas和 Florysiak （2013）［42］的方法是直接将固定效应转化为可估计的参数：

其中， 误差项ξi～N（0，），为各自变量在时间上的平均值。将式 （3）代入式 （1）中便得到面板数据双向归并Tobit估计方程。

2.相关随机效应Probit模型。

Wooldridge （2010）［39］［40］提出的 CRE 方法的基本思路如下：

如前所述，xi，t-1仍然为宏观层面、行业层面、公司层面变量的滞后一期项，ci为不可观测的个体异质性 （或称为固定效应），Φ（·）为正态分布累积分布函数。 Wooldridge （2010）［39］［40］设置如下 Bernoulli对数似然函数进行估计：

作者假设固定效应ci服从如下均值和方差的正态分布：

将式 （6）代入式 （4）中，并经过Chamberlain-Mundlak转换（Chamberlain，1980［43］； Mundlak，1978［44］）， 式 （5） 可重新写为：

其中β∗，，δ∗为转换后的系数。式 （8） 可以通过准极大似然估计法 （Quasi Maximum Likelihood Estimation，QMLE）进行估计。

四、变量设定及数据选择

（一）变量设定

1.资本结构的度量。

对于应该采用市值杠杆还是账面杠杆度量资本结构，学术界并没有统一认识。国内学者进行相关研究时，既有采用账面杠杆的 （苏冬蔚和曾海舰，2010［5］； 雒敏和聂文忠， 2012［9］； Graham 和 Harvey，2001［45］； Fama 和 French， 2002［46］）， 也有采用市值杠杆的 （于蔚等， 2012［7］； 何靖， 2010［8］； Welch，2004［47］），为全面反映企业的资本结构，也出于稳健性的考虑，本文采用以下4种方式度量资本结构。

（1）Lev1＝总债务账面价值/总资产市场价值，其中总资产市场价值＝总债务账面价值+股权市值，股权市值＝股票价格×流通股股数+未流通股数×每股净资产。

（2）Lev2＝有息负债/总资产市场价值，其中有息负债＝短期借款+长期借款+一年内到期的非流动负债+应付债券。

（3）Lev3＝总债务账面价值/总资产账面价值。

（4）Lev4＝有息负债/总资产账面价值。

2.宏观经济变量。

关于宏观经济变量代理变量，国内外学者采用的指标存在一定的差异 （如表1所示）。这主要是由于各国在经济环境、金融市场发展程度和数据的可获得性等方面存在较大差异。例如，国外学者通常采用商业票据与美国国库券利差、TED利差、违约利差度量整体信用风险。但长期以来，我国债券市场处于受管制状态，只有信用等级较高的企业才能发行债券，而信用债历史较短，2006年以后才有完整的信用债收益率数据。此外，国内的票据市场尚无统一的交易平台，国债市场的主要参与者为商业银行和保险机构，交易并不活跃。这两方面因素导致国内尚无充分的数据度量整体信用风险。故国内学者在进行相关研究时，通常不加入度量整体信用风险的变量。只有苏冬蔚和曾海舰 （2009， 2011）［4］［6］采用银行不良贷款（去自然对数并剔除时间趋势）作为违约风险的度量指标。

表1 部分研究选择的宏观经济环境代理变量

结合本文的研究目的以及数据的可获得性，本文从四个方面刻画宏观经济环境：经济周期、股票市场状况、货币政策和地方财政刺激政策。

（1）经济周期 （bcycle）。本文采用两种方式度量经济周期：一是以1978年为基期的实际GDP对数值的H-P滤波周期项；二是GDP实际增速 （名义增速减去CPI）。本文首先采用第一种方式进行实证分析，然后采用第二种方式进行稳健性检验，下同。

（2）货币政策 （cremkt）。本文采用两种方式度量货币政策，一是M2增速-GDP增速-CPI；二是各项贷款余额增速。

（3）地方财政刺激政策 （lfiscal）。由于本文主要关注地方财政支出如何影响当地上市公司的资本结构，因而，以注册地作为划分上市公司所属省份的依据，以下两种方式度量地方财政支出：一是地方财政支出的实际增速，二是实际地方财政支出的自然对数并去除趋势值。本文重点关注此变量对企业资本结构的影响。

（4）股票市场状况 （capmkt）。采用以下两种方式度量：一是上证综指与深圳成指的加权收益率，权重为各指数的市值；二是再融资总额增速，其中再融资包括配股和增发。

3.行业层面变量。

行业因素也是影响企业资本结构的重要因素。一方面，管理层在确定企业杠杆率时，可能将行业平均杠杆率作为基准；另一方面，如行业内的竞争激烈程度、受政府管制程度、技术特征等行业特征对行业内的企业都有共同作用，但对行业外的企业影响不大。也即，可能存在无法观测的资本结构决定因素，这些因素在行业内保持相对稳定，但行业将存在较大差别。 本文采用 Frank 和 Goyal （2009）［48］、 Hovakimian和Li（2011）［53］的方法，以行业杠杆率中位数 （Industlev）作为行业因素的代理变量。

4.公司层面变量。

关于公司层面变量，本文依照Fama和French（2002）［46］、 Flannery 和 Rangan （2006）［54］、 Faulkender 等 （2012）［24］、 于蔚等 （2012）［7］、 何靖（2010）［8］等学者的度量方法，拟用以下变量刻画企业特征。

（1）盈利能力 （Prof）：以总资产净利润率（ROA）衡量，等于净利润 （含少数股东损益）×2/（期初总资产+期末总资产） ×100%。盈利能力越强，企业所得税带来的好处要大于因负债率走高引起的财务困境成本的上升，因此权衡理论预测资产收益率与杠杆率呈正相关关系；而同时企业内部盈余也更多，因此优序融资理论预测二者呈负相关关系。

（2）企业规模 （Size）：以主营业务收入的对数值衡量。权衡理论认为企业规模越大，经营能够更加分散化，因此失败的可能性更小，所以规模与杠杆率正相关。而优序融资理论认为规模越大，外部投资人与内部管理人员之间关于企业的信息不对称程度越轻，股权融资成本较低，因此规模与杠杆率负相关。

（3）资产的有形性 （Tang）：以有形资产比例衡量，即固定资产净值与总资产账面价值之比。有形资产比例越高，企业债务的偿付风险越低，因此企业破产的风险也就越低，企业举债能力越强，因此权衡理论认为债务担保能力与杠杆率正相关。而优序融资理论认为，对于可抵押资产较少的企业，内部人与外部人之间信息不对称程度更高，股权融资成本更高，因此债务担保能力与杠杆率负相关。由于2007年实施新会计准则后，原固定资产符合 “投资性房地产”定义的记入 “投资性房地产”项目进行核算，故在2007年后将投资性房地产加入有形资产中。

（4）非债务税盾 （Ndts）：非债务税盾是与债务税盾相对应的概念，反映除利息以外其他可税前扣除的费用，主要包括累计折旧、递延资产等，与债务税盾具有相互替代性。本文使用累计折旧/总资产代理非债务税盾。非债务税盾价值越大，企业利用债务避税的激励越小，因此杠杆率越低。

（5）成长机会 （Grow）：以Tobin Q值衡量，Tobin Q值＝市场价值/期末资产总计，其中市场价值＝人民币普通股×今收盘价当期值+境内上市的外资股B股×今收盘价当期值×当日汇率+ （总股数-人民币普通股-境内上市的外资股B股） ×所有者权益合计期末值/实收资本本期期末值+负债合计本期期末值。权衡理论认为，更多的成长机会增加了财务困境成本，缓解了自由现金流问题 （即经理人与股东之间的矛盾），但恶化了与债务相关的代理问题 （即债务人与股东之间的矛盾），因此企业会选择更低的杠杆率。而优序融资理论对此的预测并不明朗。

（6）企业年龄 （Age）：根据优序融资理论，对于成立时间越长的企业，外部人可以获得的信息也越多，投资人逆向选择问题就不那么严重，因此企业年龄与杠杆率呈正比例关系。而权衡理论对此的预测并不明朗。

综上所述，本文研究的全部变量定义如表2所示。

表2 变量定义

（二）数据说明

本文选取A股上市公司在1997—2012年间的相关数据为原始样本，从 《Wind资讯金融数据库》获取上市公司归属地、所属行业 （证监会二级行业分类法）等基本信息以及财务数据。从 《中国证券期货统计年鉴》中获得历年IPO、配股、增发融资总量数据。地方财政支出数据均来自 《Wind资讯金融数据库》。其他宏观数据来自CEIC数据库。本文的公司层面数据均采用合并报表数据。

本文参照国内相关研究惯例，删除以下几类公司数据：一是金融企业；二是曾经被ST或PT的公司；三是2009年以后上市的公司，以保证足够样本长度。本文的数据处理和实证分析均采用STATA11软件。

五、实证结果分析

（一）实证结果分析

1.双向归并Tobit模型回归结果。

表3列示了双向归并Tobit模型回归结果。从宏观层面变量的回归结果看，在4次回归中，经济周期变量均显著负相关，表明杠杆率具有逆周期性，这与现有文献的研究结论相一致 （Korajczyk和 Levy，2003［1］； 苏冬蔚和曾海舰， 2009［4］； 于蔚等， 2012［7］；何靖， 2010［8］； 洪艺珣， 2011［5］， 马文超和胡思玥，2012［55］； 卢斌等， 2014［56］）。 股票市场状况与资本结构显著负相关，与于蔚等 （2012）［7］的研究结论相一致，表明企业进行资本结构调整时存在择时现象，即在股票市场行情较好时增加股权融资，从而降低杠杆率。货币政策变量与市值杠杆率呈显著负相关关系，而与账面杠杆率的负向关系不显著。

与其他宏观层面变量不同，财政政策变量与资本结构正相关。如理论假说所述，扩张性的地方财政支出政策对当地企业财务决策的影响主要取决于两方面力量的强弱对比：一是 “挤出效应”的作用；二是地方政府对当地企业资本结构决策的干预程度。实证研究结论表明，在我国地方政府对企业资本决策的干预力度大于财政政策挤出效应的作用。财政政策越积极，表明政府刺激当地经济发展的意愿越强烈，政府对企业内部决策的干预程度也越大。

这也从我国企业与地方政府之间普遍存在着的政治关系中得到佐证。首先，国有上市公司的实际控制人为中央或地方政府，与政府存在着天然的密切联系。其次，民营上市公司也通过聘请前任或现任政府官员担任董事、管理层或董事会成员被选举为人大代表或政协代表等方式与政府产生政治联系。 《投资者报》在2010年的调查显示，有31%的民营上市公司聘请了官员担任董事或高管。出于促进当地经济增长、增加税收、提升政绩的需要，地方政府会通过直接或间接的方式对当地的上市公司的经营决策进行一定程度的干预。经济衰退期时，地方政府之间的竞争更加激烈，财政支出扩张将加速，为了回应当地政府的经济刺激意愿，企业可能被迫加大投资，从而增加债务融资。这可能是导致财政支出与资本结构正相关关系的重要原因。

从行业与公司层面变量的回归结果看，行业杠杆率中位数、企业规模与资本结构显著正相关，盈利性、资产有形性、非债务税盾、成长性和年龄均与资本结构显著负相关。这与国内外已有文献结论相一致（苏冬蔚和曾海舰， 2009［4］； 雒敏和聂文忠， 2012［9］；Frank 和 Goyal， 2009［48］； 卢斌等， 2014［56］）。

表3 双向归并Tobit模型回归结果

续前表

2.相关随机效应Probit模型回归结果。

从回归结果看，与采用双向归并Tobit模型回归的结果类似，经济周期与资本结构负相关，地方财政支出与资本结构正相关。但也与双向归并Tobit模型回归结果存在一些差别：股票市场状况主要影响市值杠杆率，对账面杠杆率的影响不显著；货币政策变量对所有杠杆率指标均有显著负向影响。

综合两个模型的回归结果来看，地方财政支出对企业资本结构具有显著影响。

表4 相关随机效应Probit模型回归结果

续前表

（二）稳健性检验

1.剔除中央国有企业。由于中央国有企业主要受中央一级政府的控制，其经营决策受地方政府的干预较少，将其放入样本中可能影响财政政策变量的估计。本文利用剔除中央国有企业后的样本进行估计，实证研究发现前述分析结论并没有受到影响 （详见表5和表6）。

表5 地方财政刺激与企业资本结构——剔除中央国有企业1

表6 地方财政刺激与企业资本结构——剔除中央国有企业2

续前表

2.改变宏观经济环境度量方式。采用GDP实际增速度量经济周期、各项贷款余额增速度量货币政策、实际地方财政支出的自然对数并去除趋势值度量财政政策、再融资总额增速度量股票市场状况进行实证分析，得到的回归结果如表7和表8所示。从回归结果看，本文的前述分析结论依然成立。

表7 地方财政刺激与企业资本结构——改变宏观经济环境度量方式1

续前表

表8 地方财政刺激与企业资本结构——改变宏观经济环境度量方式2

六、结论与启示

（一）研究结论及启示

有不少国内外学者考察过财政收入政策对资本结构的影响，但从地方财政支出角度进行分析的尚不多见。而事实上，在中国式分权的制度背景下，财政支出政策也对企业的财务决策具有重要影响。本文在现有的中国式分权和资本结构实证研究基础上，探讨了地方财政支出政策对企业资本结构的影响。研究表明：我国上市公司的资本结构具有显著的逆周期性，地方财政刺激对资本结构具有显著的正向影响，股票市场状况与货币政策变量对资本结构具有显著的负向影响。为保证结论的可靠性，本文采用了两种方式进行稳健性检验：剔除中央国有企业样本，利用另一组宏观经济环境度量方式，发现前述结论依然成立，因而研究结果具有稳健性。

本文的研究可能有助于加深我们对地方财政刺激政策效果的认识，为把握经济刺激的力度提供一定的政策参考。本文的结论表明，扩张性的地方财政政策在中国制度背景下助推了企业的加杠杆行为，形成了一个系统性风险的放大机制。在财政和政治的双重激励下，地方政府往往具有利用各种渠道引资的强烈动机和推动投资的巨大热情，因而地方财政刺激对企业财务决策的影响主要体现为 “刺激效应”，在今后制定经济刺激计划时，不仅要关注政策所带来的利好面，还应考虑政策变化可能带来的风险，保障经济的平稳发展。从中本文得出如下四方面的政策建议：第一，在现行财政和政治激励的背景下，中央政策制定部门应充分认识到地方政府存在强烈的自身利益诉求。虽然这有助于充分调动地方积极性，实现经济快速增长，但也带来了宏观经济系统性风险增大等影响。因此，中央政策制定部门应在充分尊重地方利益的基础上，继续深化财政和行政管理体制改革，优化地方政府的财政和政治激励与约束。第二，继续深化财政体制改革，适当下放财权、上收事权，形成一个财权与事权更为匹配的分权格局。并优化财政支出结构，适当降低政府投资性支出和消费性支出比例，增大民生性支出占比，推动生产建设型财政向民生财政转变。第三，完善以GDP为核心的业绩考评机制，虽然短期内难以从根本上改变以增长绩效为核心的考核体系，但建议可以逐步建立一个以经济稳定增长优先并兼顾民意的政绩考核机制，并引入外部监督机制，使地方政府更加关心经济稳定增长，而非单纯的超常规增长，从根本上矫正地方政府的短期化行为。第四，明确政府与市场的边界，严格约束政府投资直接介入市场微观领域，确立企业投资主体地位，加快完善产权清晰、权责明确、政企分开、管理科学的现代企业制度。

（二）研究的局限性

本文的研究具有以下局限性：首先，国内外学者的研究表明供给面因素是影响资本结构的重要因素。虽然本文在估计过程中加入了货币政策变量，起到了控制供给面因素的作用，但货币政策变量中也包含了需求面因素的作用，因而无法完全分离出供给面因素。故本文的研究仍然主要侧重需求面因素的分析。其次，本文主要从静态的角度进行分析，没有从动态的角度进行考察。事实上，企业的资本结构呈动态变化，而且有着向目标资本结构回归的趋势。