債轉(zhuǎn)股與制造業(yè)企業(yè)破產(chǎn)風險

繩 祺 李正一 張 浩

（北京交通大學，北京 100089）

引 言

自2012 年以來，一方面外貿(mào)需求疲軟，全球交易市場環(huán)境不景氣程度加深；另一方面國內(nèi)供給結構不平衡，企業(yè)經(jīng)營效率低，以航運、煤炭和鋼鐵行業(yè)為代表的大量制造業(yè)企業(yè)都在高成本、高杠桿下運營，貨幣流通性降低，應收賬款增加。為解決這個問題，同時做好我國供給側結構性改革，國家繼而在2016 年推出了第二輪的市場化債轉(zhuǎn)股政策。

截至2020 年11 月末，根據(jù)中央銀行數(shù)據(jù)，本次市場化債轉(zhuǎn)股的投資金額已經(jīng)超過了1.6 萬億元，較2019 年全年增加了接近2 000 億元。第二輪債轉(zhuǎn)股相比于第一次更加強調(diào)“市場化”，債轉(zhuǎn)股的對象不僅包括國有企業(yè)，還延伸到了民營企業(yè)和外資企業(yè)等。并且，投資者參與市場化債轉(zhuǎn)股的方式更加多元，監(jiān)管層也在不斷地采取各式各樣的措施，積極拓寬企業(yè)的資金來源。如保險資金在此次債轉(zhuǎn)股中也參與其中，據(jù)統(tǒng)計在2020 年6 月末，保險資金通過債券、直接股權投資、私募股權基金、債權投資計劃等多種方式，有超過900 億元的資金參與到市場化債轉(zhuǎn)股業(yè)務中。

從行業(yè)分布來看，目前轉(zhuǎn)股企業(yè)主要集中于強周期性、產(chǎn)能過剩且銀行不良資產(chǎn)比重相對較高的行業(yè)，成長性的新興產(chǎn)業(yè)比重較低。截至2019 年末，五大銀行系金融資產(chǎn)投資公司實施債轉(zhuǎn)股規(guī)模最大的行業(yè)是制造業(yè)，金額有2 097.41 億元，占比20.83 %。進行債轉(zhuǎn)股的制造業(yè)企業(yè)大多都存在著產(chǎn)能過剩問題，在推動企業(yè)“降杠桿”的同時，一定程度上也有利于加速去產(chǎn)能的進程。

債轉(zhuǎn)股的嘗試是在以時間換取改革的空間，從而幫助企業(yè)走出經(jīng)營困境，其本身并沒有消除資產(chǎn)風險。再加上債轉(zhuǎn)股在現(xiàn)實操作中的復雜性和不確定性，很有可能產(chǎn)生新的風險，如宏觀經(jīng)濟的金融風險、轉(zhuǎn)股企業(yè)的道德風險、商業(yè)銀行的經(jīng)營風險等。而在債轉(zhuǎn)股過程中，轉(zhuǎn)股企業(yè)的破產(chǎn)風險是貫穿了操作前和操作中的一項重大風險。

因此，本篇論文聚焦到債轉(zhuǎn)股企業(yè)的破產(chǎn)風險上。在理論上，進行了債轉(zhuǎn)股的企業(yè)會達到杠桿率降低、流動性增強的效果，進而改善企業(yè)的經(jīng)營狀況，降低企業(yè)的破產(chǎn)風險。然而實際上，債轉(zhuǎn)股政策真的降低企業(yè)的破產(chǎn)風險了嗎？其實施效果是否具有異質(zhì)性？其影響機制優(yōu)勢如何？

一、理論分析與假設提出

（一）債轉(zhuǎn)股與企業(yè)的破產(chǎn)風險

首先，高杠桿的企業(yè)具有較高的破產(chǎn)風險。20 世紀70年代提出的權衡理論就討論了負債引起的財務拮據(jù)成本和代理成本問題，認為盡管增加債務會給企業(yè)帶來稅盾等收益，從而提高企業(yè)價值，但與此同時過多的負債會通過增加企業(yè)的財務拮據(jù)成本從而提高企業(yè)的破產(chǎn)風險。所以，高杠桿的企業(yè)勢必會有著較高的破產(chǎn)風險。

其次，債轉(zhuǎn)股政策有著較強的去杠桿作用。債轉(zhuǎn)股從企業(yè)的資產(chǎn)端入手，將債權轉(zhuǎn)為股權，改善企業(yè)的股東結構和治理結構，最終降低企業(yè)的杠桿率。另外，本篇文章選擇用Z 分數(shù)模型度量破產(chǎn)風險。愛德華·阿特曼（Edward Altman）在1968 年提出了Z-score 模型，主要用于預測企業(yè)是否存在破產(chǎn)風險。Z 分數(shù)模型選取償債能力比率、盈利能力比率、資本結構比率和財務杠桿比率及經(jīng)營狀況比率共5 項各具有不同企業(yè)財務方面的變量進行綜合分析。

綜上，提出假設H1：參與債轉(zhuǎn)股的制造業(yè)企業(yè)相對于非債轉(zhuǎn)股制造業(yè)企業(yè)，Z 分數(shù)顯著提高，破產(chǎn)風險顯著降低。

（二）異質(zhì)性調(diào)節(jié)作用

首先，進行債轉(zhuǎn)股后，資產(chǎn)管理公司會擁有債轉(zhuǎn)股企業(yè)的股權，具有監(jiān)督、管理企業(yè)經(jīng)營活動的權力，也有權在參與企業(yè)重大事件決策的同時，按照收益取得分紅。但是國有企業(yè)原有的股東不愿讓出監(jiān)督、管理企業(yè)的權力，使得資產(chǎn)管理公司處于不利地位，使其無法監(jiān)督、管理企業(yè)的經(jīng)營活動，無實際的經(jīng)營管理權。由于國有企業(yè)的股東更加想要防止債轉(zhuǎn)股后對企業(yè)控制權的流失，因此在債轉(zhuǎn)股后，國有企業(yè)的管理層變動會更小，更有可能延續(xù)從前的經(jīng)營理念，這就增大了破產(chǎn)風險。

因此提出假設H2：相對于國有企業(yè)，債轉(zhuǎn)股能夠更顯著地降低民營企業(yè)的破產(chǎn)風險。

（三）影響機制作用

市場化債轉(zhuǎn)股從不同方面對企業(yè)的實際經(jīng)營產(chǎn)生作用。在利潤總量方面，通過減少債務，降低企業(yè)的杠桿率，并通過降低利息支出來降低財務費用，進而增加利潤或使暫時經(jīng)營困難的企業(yè)改善經(jīng)營狀況。同時，本次市場化債轉(zhuǎn)股通過吸引社會資本的加入，使企業(yè)股權結構多元化，形成機制更加合理、更為方便實行的企業(yè)治理結構，使企業(yè)運行效率得以提升，提高企業(yè)經(jīng)營效率與績效。

而經(jīng)營效率的提高必然會降低企業(yè)的破產(chǎn)風險。因此，提出假設H3：參與債轉(zhuǎn)股的制造業(yè)企業(yè)通過改善經(jīng)營效率的中介效應顯著影響其破產(chǎn)風險的降低。

二、研究設計

（一）樣本選擇

本研究對我國所有制造業(yè)上市企業(yè)進行了篩選，選取2012—2019 年的企業(yè)公開披露的年度數(shù)據(jù)進行研究。其中，在選擇了所有債轉(zhuǎn)股企業(yè)作為實驗組的基礎上，將剩余對照組的制造業(yè)企業(yè)中剔除ST 及*ST 的企業(yè)。同時，由于本研究的重點在于債轉(zhuǎn)股政策降低企業(yè)杠桿的政策效應，所以在對照組中選取資產(chǎn)負債率較為健康的企業(yè)，即資產(chǎn)負債率保持在40 %～60 %的企業(yè)。篩選后共得到239 家符合標準的企業(yè)，其中參與債轉(zhuǎn)股的制造業(yè)企業(yè)共32 家。數(shù)據(jù)均來源自國泰安數(shù)據(jù)庫與公司年報手工整理，并進行1 %縮尾處理。

（二）模型設計與變量定義

本文選擇雙重差分模型（DID）進行本次市場化債轉(zhuǎn)股的政策效應分析，以符合標準的239 家制造業(yè)企業(yè)中未參加債轉(zhuǎn)股的企業(yè)作為對照組，在本次政策前后參與債轉(zhuǎn)股的企業(yè)作為實驗組，為驗證H1，綜合已有的雙重差分模型經(jīng)驗，設置模型如下：

其中，企業(yè)的破產(chǎn)風險使用阿特曼的Z分數(shù)模型來衡量，以反映企業(yè)的財務風險狀況，Z 得分越大，企業(yè)的破產(chǎn)風險越小，當Z>2.7 時，公司財務狀況良好，破產(chǎn)可能性較低。Z 得分模型可由下式給出：

模型（2）中，X1=營運資金比率=營運資金/資產(chǎn)總額；X2=留存收益資產(chǎn)比=留存收益/資產(chǎn)總額；X3=息稅前利潤/資產(chǎn)總額；X4=股東權益的市場價值總額/負債總額；X5=總營業(yè)收入/資產(chǎn)總額。

在模型（1）中，treat 用來表示企業(yè)是否在本次政策中實施了債轉(zhuǎn)股，實施了債轉(zhuǎn)股的企業(yè)的treat=1，其他企業(yè)treat=0。變量t 用來表示企業(yè)當年是否實施或已實施債轉(zhuǎn)股，本文中將時間界限劃定在本次市場化債轉(zhuǎn)股政策實施的2016 年，即2016 年前t=0，2016 年及以后t=1。雙重差分項did=treat*t，用以表示債轉(zhuǎn)股政策實施的凈效應。同時，X 表示相關控制變量，本文中選用資產(chǎn)負債率（DAR）、有形資產(chǎn)比率（TAR）、企業(yè)前三大股東持股比率（SHR）、企業(yè)年齡（AGE）作為控制變量。

為驗證H2，在模型（1）的基礎上，增加表示企業(yè)所有權性質(zhì)的啞變量，得到模型如下：

模型（3）中，EOP 是用來表示企業(yè)所有權性質(zhì)的變量。企業(yè)為民營企業(yè)時，EOP=1；企業(yè)為國有企業(yè)時，EOP=0。EOP 與did 的交互項系數(shù)用來表示國有企業(yè)和民營企業(yè)在進行債轉(zhuǎn)股后的政策效應差異。

最后，為驗證H3，即債轉(zhuǎn)股對企業(yè)破產(chǎn)風險影響的機制，應用中介效應模型，設置模型（4）和模型（5），如下所示：

模型（4）和模型（5）中，ROIC 表示企業(yè)的投入資本回報率，根據(jù)中介效應定義，以及溫忠麟提出的中介效應界定方法，同時觀察模型（1）、模型（4）和模型（5），以驗證企業(yè)的經(jīng)營效率是否作為中介變量影響債轉(zhuǎn)股政策對企業(yè)破產(chǎn)風險的政策效應。

表1 變量定義與說明

對于上述模型包含的主要變量，將變量定義與說明進行總結，詳見表1。

（三）平行趨勢檢驗

應用雙重差分模型需要滿足共同趨勢假設，即對照組與實驗組在政策實施前具有明顯的相同變化趨勢，以保證雙重差分結果的無偏性與有效性。參考約瑟夫·伯特蘭（Joseph Bertrand）、森迪爾·穆萊納坦（Sendhil Mullainathan）文章中所涉及的平行趨勢檢驗方法，構建模型如下：

其中，Before3、Before2 和Before1 分別代表政策實施之前的時間趨勢變量，即當年份分別為政策實施前的第3 年、第2 年和第1 年時，對于實驗組該變量取1；Current 是表示政策實施當年的時間趨勢變量，在年份為2016 年時，實驗組該變量取1；After1、After2和After3表示政策實施后的時間趨勢變量，在政策實施后的第1 年、第2 年和第3 年時，實驗組該變量取1，而對照組所有對應的時間趨勢變量均取0。平行趨勢檢驗結果如表2 所示。

表2 平行趨勢檢驗結果

從檢驗結果可以明顯看出，在政策實施前和實施當年的時間趨勢變量均不顯著，政策實施后的時間趨勢變量分別在10 %和5 %的顯著性水平下顯著，說明政策實施前，對照組與實驗組的被解釋變量具有相同的時間趨勢，而政策實施后實驗組相比于對照組明顯具有了不同的趨勢，說明了使用雙重差分模型的合理性。

（四）描述性統(tǒng)計

在正式開始回歸前，對模型中主要變量進行描述性統(tǒng)計，如表3 所示。可見，全樣本與對照組的Z 分數(shù)均值均高于財務預警范圍，而實驗組的Z 分數(shù)均值為2.50，相比于對照組有較高的破產(chǎn)風險。同時，實驗組的資產(chǎn)負債率均值顯著高于全樣本和對照組。其他控制變量方面，三組數(shù)據(jù)差距并不大。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計

三、實證分析

（一）基于DID 的政策效應分析

對模型（1）進行回歸檢驗，結果如表1 所示。從解釋變量來看，處理項、時間項與雙重差分項均顯著。其中，雙重差分項did 在5 %的顯著性水平下顯著，其系數(shù)為0.321 956，說明此次市場化債轉(zhuǎn)股政策的實施顯著對參與債轉(zhuǎn)股企業(yè)的Z 分數(shù)有正向提升作用，即一定程度上降低了債轉(zhuǎn)股企業(yè)的破產(chǎn)風險與財務風險，使得企業(yè)的經(jīng)營狀況改善。

同時，控制變量的檢驗結果也較為合理。其中，資產(chǎn)負債率（DAR）的系數(shù)顯著為負，說明資產(chǎn)負債率對Z 分數(shù)有負向作用，即對企業(yè)破產(chǎn)風險有正向影響，資產(chǎn)負債率越低，企業(yè)破產(chǎn)風險越小。有形資產(chǎn)比率（TAR）和企業(yè)前三大股東持股比率（SHR）的估計系數(shù)顯著為正，說明了該變量對企業(yè)Z 分數(shù)有顯著正向作用，即有形資產(chǎn)比率和股東持股比率的提高對企業(yè)破產(chǎn)風險的降低有積極作用（見表4）。

表4 H1 檢驗結果

表5 H2 檢驗結果

（二）異質(zhì)性分析

考察產(chǎn)權異質(zhì)性對制造業(yè)企業(yè)債轉(zhuǎn)股凈效應的影響，對模型（3）進行回歸檢驗，結果如表5 所示，可以觀察到did、EOP 與did 和EOP 的交叉項均顯著，交互項did*EOP顯著為正，說明相比于國有企業(yè)，民營制造業(yè)企業(yè)在參與債轉(zhuǎn)股后，其Z 分數(shù)有著更高的提高，即破產(chǎn)風險下降程度更大，驗證了H2。

（三）影響機制分析

根據(jù)假設H3，市場化債轉(zhuǎn)股通過改善參與債轉(zhuǎn)股的制造業(yè)企業(yè)的經(jīng)營效率影響企業(yè)破產(chǎn)風險的降低。根據(jù)溫忠麟提出的中介效應界定方法，在對模型（1）估計的基礎上，對模型（4）和模型（5）進行估計，結果如表6 所示。首先，模型（1）中的β3顯著，之后進行模型（4）中的λ4和模型（5）中的γ3進行檢驗，從表中可看出λ4和γ3均顯著為正。在這兩個變量都顯著的條件下，進行模型（4）中λ3的檢驗，可以得出λ3并不顯著，說明變量ROIC 發(fā)揮了完全中介效應，即債轉(zhuǎn)股政策完全通過改善制造業(yè)參與債轉(zhuǎn)股企業(yè)的經(jīng)營效率的中介效應，降低了企業(yè)的破產(chǎn)風險。

表6 中介效應檢驗結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

為檢驗雙重差分政策效應的穩(wěn)健性，本文采用前移政策實施年份的方式進行檢驗。即將政策實施年份由2016 年分別前移至2015 年和2014 年，并將雙重差分模型中的時間項做對應更改，仍使用模型（1）進行估計，穩(wěn)健性檢驗結果如表7 所示。可以看出，當把政策實施年份前移一年和兩年后，模型中的政策凈效應項did 均不顯著，說明了政策實施凈效應的可靠性并不是由于政策以外的其他因素造成的實驗組與對照組之間的差異性。

表7 穩(wěn)健性檢驗

結 語

經(jīng)過實證分析，可得出以下結論：首先，本次市場化債轉(zhuǎn)股顯著降低了參與債轉(zhuǎn)股的制造業(yè)企業(yè)的破產(chǎn)風險，說明本次市場化債轉(zhuǎn)股通過完成企業(yè)“降杠桿”的任務，使得企業(yè)的經(jīng)營狀況確實得到改善；其次，相比于國有企業(yè)，私營企業(yè)在本次制造業(yè)企業(yè)的市場化債轉(zhuǎn)股中受到政策的影響更大，破產(chǎn)風險得到更加有效地降低；最后，從本次市場化債轉(zhuǎn)股政策的影響機制上來說，債轉(zhuǎn)股通過企業(yè)經(jīng)營效率改善發(fā)揮的完全中介效應，降低了企業(yè)的破產(chǎn)風險，所以債轉(zhuǎn)股對高杠桿企業(yè)的降杠桿，歸根結底還是要作用到其經(jīng)營效率上，只有經(jīng)營效率的提高才能為企業(yè)帶來全方位的改善。