2025第51卷第6期
一、引 言
党的二十大报告明确提出，要强化金融稳定保障体系，守住不发生系统性风险底线。而高杠杆率是当前中国经济面临的一大风险挑战，且已引起各界关注。自2015年党中央将去杠杆纳入供给侧结构性改革的五大重点任务以来，一系列政策举措相继出台，充分彰显了国家推动去杠杆的坚定决心。去杠杆的深层目标并非仅体现为企业账面杠杆水平的简单下降，更在于通过优化债务结构，将杠杆率真正降低至合理水平，以减少风险隐患，实现“实质去杠杆”（许晓芳和陆正飞，2022；卿小权等，2023）。然而，这一目标的落实面临严峻挑战。部分企业特别是高杠杆企业，为应对监管压力或增强融资能力，会采用表外负债、名股实债及会计操纵等策略性手段，人为压低账面杠杆水平，但实则仍背负高杠杆风险（许晓芳和陆正飞，2020）。这种杠杆操纵行为具有隐蔽性、投机性和欺骗性，不仅严重干扰实质去杠杆进程，还可能通过隐性债务堆积而触发系统性金融风险，阻碍经济高质量发展（饶品贵等，2022；许晓芳等，2020）。实践中，由杠杆操纵行为引发危机的案例屡见不鲜。
在我国银行主导型的金融体系中，银行信贷在企业外部融资中占据着的核心位置，其能对企业杠杆配置决策产生深远影响。因此，银行部门在推动去杠杆中具有举足轻重的作用，承担着激励与约束企业积极稳妥降杠杆的重要责任（李晓溪等，2023）。在此背景下，中国银保监会于2018年发布了《银行业金融机构联合授信管理办法（试行）》（以下简称银行联合授信），要求对同一企业（集团）提供债务融资的多家银行业金融机构（以下简称银行）组建联合授信委员会，通过信息共享、统一授信及联合风险防控等措施，优化银银及银企合作模式，旨在抑制企业多头融资和过度融资，降低由杠杆率上升引发的信用风险。基于此，本文旨在探究银行联合授信能否抑制企业杠杆操纵、助力实质去杠杆，这对于评估该政策的实际效果、防范化解重大金融风险具有重要的现实意义。
已有研究从银行竞争、资本市场开放以及投资者关注等方面为治理企业杠杆操纵提供了有益见解（李晓溪等，2023；管考磊和朱海宁，2023；Guo等，2024），本文则聚焦于银银合作这一新视角展开研究。一方面，银行联合授信强调信息共享和联合惩治，有助于改善银银及银企之间的信息不对称（黄飞鸣和童婵，2021；向锐和沈璐，2024），从而可能通过提高信贷资源配置效率和增强债权监督治理效能而对企业杠杆操纵产生抑制作用；另一方面，银行联合授信也可能因限制企业债务融资总额而加剧融资约束，或因信息获取便利而导致银行对企业监督懈怠，从而激化企业杠杆操纵。由此可见，银行联合授信对企业杠杆操纵的影响并不明确，其作用机理也亟待通过实证研究加以检验。鉴于此，本文基于银行联合授信的实施，利用2013—2022年沪深A股上市公司数据，研究银银合作对企业杠杆操纵的影响及作用机制。
本文的边际贡献主要体现在以下几个方面：首先，从企业杠杆操纵视角拓展并深化了银行联合授信经济后果的研究。已有文献主要研究了银行联合授信对企业经营投资行为的规范效应（张碧洲等，2021；沈璐和向锐，2023a，2023b；沈璐等，2024），或从盈余管理角度验证了其对利润表信息质量的影响（向锐和沈璐，2024）。鉴于杠杆操纵会导致企业账面杠杆率失真，是反映资产负债表信息质量的重要指标（许晓芳等，2020；许晓芳和陆正飞，2022），本文不仅从企业实质去杠杆角度合理评价了银行联合授信的政策效应，还拓展了银行联合授信影响企业会计信息质量的研究范畴，为该政策的后续实施提供了理论支持与实践启示。其次，从银银合作角度丰富了企业杠杆操纵影响因素的研究。企业杠杆操纵与融资活动密切相关，不可避免地受外部融资环境影响（管考磊和朱海宁，2023）。对此，已有研究从银行业竞争、金融科技及再融资新规等角度进行探讨（李晓溪等，2023；郭娜和胡丽宁，2024；卿小权等，2024）。本文则基于银银合作视角，研究银行联合授信对企业杠杆操纵的影响、机制及情境差异化表现，丰富了银行治理与企业杠杆操纵的相关研究，为我国推动企业实质去杠杆和防范化解重大金融风险提供了有益借鉴。最后，为银行业加强沟通合作提供了经验证据。部分研究指出，多家银行共同对企业授信会增加再协商成本，甚至恶化贷款监督作用（刘阳等，2015）。然而，作为支持银银合作的一项重要制度创新，银行联合授信的作用发挥或将与以往共同授信模式存在差异。本文研究发现，银行联合授信能通过提升信贷资源配置效率和增强债权监督治理效能而有效抑制企业杠杆操纵，并由此降低债务违约风险，有助于实现银企双方“互惠共赢”，为构建新型银银及银企合作关系、切实提升金融服务实体经济质量提供有力支持。
二、制度背景与理论分析
（一）制度背景
在实施银行联合授信前，多家银行共同授信主要存在两种模式：一是银团贷款（亦称辛迪加贷款）。该模式设有牵头行，负责组织其他银行组成银团，并主导安排各参与行根据统一的贷款契约，按既定时间和比例向企业提供授信。但由于参与行从中获得的利益（如安排费、派生存款、声誉等）远低于牵头行，且存在搭便车问题，导致银团贷款在我国应用较少（刘阳等，2015）。另一种更为常见的模式是多家银行近乎同时与企业签订独立的贷款协议，无牵头行协调，各银行自主管理贷款的发放与回收。这一模式则容易因银行间信息不共享、竞相放款等非合作博弈行为而引发共同代理冲突，损害银行对贷款企业的信息甄别与监督效能，且可能在加总层面出现过度授信，加剧由企业杠杆率上升而引发的信用风险。根据共同代理理论，银行间有效合作能获取信息共享的规模效益，并增强银行作为“大贷款人”的监督职能（Mezzetti，1997）。但实践中因各银行在客户信息获取、评估标准、风控能力等方面存在差异，银行间合作通常面临高昂的谈判与协调成本，且银行间的激烈竞争和逐利动机会进一步阻碍合作达成（廖肇辉，2005）。在此背景下，我国出现了十分突出的企业多头融资、过度融资等高信用风险问题，在此背景下，银行联合授信应运而生。自2013年9月起，由当地银行业协会牵头，浙江省率先在温州、嘉兴、台州等地开展授信总额主办行管理试点工作，随后苏州、福建、重庆、山东、河南等部分地区也进行了探索（黄飞鸣和童婵，2021）。2015年8月，《关于银行业支持重点领域重大工程建设的指导意见》要求“强化同业协作”，并提出“推动当地银行业协会牵头，探索建立大额授信联合管理机制”。在这一阶段，由于各地标准不统一、管理不规范及运用不充分等多方面问题，政策虽取得一定成效，但总体影响仍有限（向锐和沈璐，2024）。
2018年6月中国银保监会发布《银行业金融机构联合授信管理办法（试行）的通知》，正式对银行联合授信作出了顶层规划和具体规范。该文件旨在抑制多头融资和过度融资，要求拟对或已对同一企业（含企业集团）提供债务融资的多家银行业金融机构，加强信息共享和银银合作，优化银企关系，从而有效防控企业杠杆率上升引发的信用风险，提升金融服务质效。区别于上述两种共同授信模式，一方面，银行联合授信具有半强制特性，
（二）理论分析与假说提出
企业杠杆操纵的动机主要源于满足融资需求和应对监管压力（许晓芳和陆正飞，2020）。增加资源支持有助于企业达成融资目标，加强外部监督则能削弱管理层的机会主义和短视主义，从而成为抑制企业杠杆操纵的重要途径（管考磊和朱海宁，2023；卿小权等，2024）。根据成本收益理论，银行联合授信对企业杠杆操纵所产生的作用，取决于其如何改变企业管理层对杠杆操纵成本与收益的权衡。因此，本文从企业杠杆操纵的收益和成本出发，基于银行联合授信可能发挥的信贷资源配置效应与债权监督治理效应两个视角展开分析。
从信贷资源配置效应看，银行联合授信能通过优化信贷资金流向和降低融资成本而提高信贷资源配置效率，进而降低企业利用杠杆操纵增强融资能力的边际收益。在传统信贷市场中，银行作为债权人首要关心的就是借款企业的偿债能力，而财务杠杆率是衡量该能力的重要指标，许多企业在面临融资压力时便会进行杠杆操纵，以争取更多或成本更低的信贷资源（卿小权等，2024；Zhu等，2024）。鉴于缓解企业融资压力是抑制杠杆操纵的有效途径（许晓芳和陆正飞，2020），银行联合授信将通过提高信贷资源配置效率而抑制企业杠杆操纵，具体表现在以下两方面：一方面，优化信贷资源的配置流向。银行信贷资源有限，其配置结果会出现部分企业过度融资，而部分企业却融资不足，后者往往具有较强的杠杆操纵动机（李晓溪等，2023）。银行联合授信能通过设定合理融资上限来遏制企业过度融资，引导原本低效运作的信贷资源流向有实际需求的企业（沈璐等，2024），进而减少企业因融资压力而产生的杠杆操纵。另一方面，降低信贷资源的配置成本。银行联合授信改变了企业与各银行独立谈判的传统模式，要求各参与行共享本行对企业的融资信息，从而提升融资透明度，减少授信过程中的人为干预和寻租行为（向锐和沈璐，2024）。同时，该机制在强调合作的基础上保留了企业自主融资的权利，有利于促进银行间良性竞争（沈璐和向锐，2023a），并能以此来倒逼银行提供更高质量的金融服务（Dick和Lehnert，2010）。已有研究指出，在多家银行共同授信的情况下，银行间的顺畅合作能够降低共同代理成本，较单独授信更具经济性和高效性（刘阳等，2015）。因此，银行联合授信能通过提高信贷资源配置效率，削弱企业杠杆操纵的融资收益，进而抑制企业杠杆操纵。
从债权监督治理效应看，银行联合授信能通过加强信息共享和联合惩治等措施而增强银行债权的监督治理效能，进而提高企业管理层实施杠杆操纵的潜在成本。杠杆操纵虽在短期内能帮助企业规避监管或提供融资便利，但通常伴随诚信度下滑、信息披露不充分等问题，会加剧财务风险（许晓芳和陆正飞，2020），甚至引发股价崩盘，实为管理层机会主义和短视决策的体现（Su等，2023）。根据债务契约理论，债权人为保障自身利益会设置契约条款监督并治理借款企业及其管理层的不当行为（Frankel等，2020；李晓溪等，2023）。银行联合授信能强化这一监督治理作用，提高借款企业的杠杆操纵成本。首先，银行联合授信能通过归集并共享各银行掌握的企业信息而降低单一银行信息收集的成本和难度，推动银行间信息交叉核验，提高贷前审查和贷后监督的全面性和准确性（黄飞鸣和童婵，2021）。其次，该机制打破了以往银行间的信息孤岛，鼓励成员银行对违反银企协议或提供虚假信息的企业实施联合惩戒（沈璐和向锐，2023b）。这使企业在某家银行信贷中出现的机会主义行为能迅速被其他银行知晓（向锐和沈璐，2024），扩大了负面声誉的影响力，从而能有效制约企业通过“东家臭西家贷”的策略来逃避银行监督的空间，缩小单一银行在监督治理中的盲区和局限。此外，银行联合授信将过去各家银行独自与企业谈判的模式转变为多家银行共同协商，提升了企业借贷信息的公开透明度，利于抑制银企内部人员的合谋行为，削弱因亲密关系而造成的监督治理失效（沈璐和向锐，2023a）。因此，银行联合授信能显著提升债权监督治理效能，并能将这种效能传导至企业内部，既能促使企业加强内部治理和权力制衡（Qian和Yeung，2015），提高管理层实施机会主义行为的成本和难度，进而削弱杠杆操纵动机（马勇等，2023）；又能威慑企业管理层短视主义（沈璐和向锐，2023b；沈璐等，2024），驱动其加强风险管理和长期战略意识，审视杠杆操纵对企业可持续发展的危害，从而在权衡成本与收益后，降低杠杆操纵意愿。因此，银行联合授信能通过强化银行债权的监督治理效能而增加管理层杠杆操纵的潜在成本，进而抑制企业杠杆操纵。
然而，银行联合授信亦有可能产生信贷资源约束效应和债权监督懈怠效应，从而加剧企业杠杆操纵。从信贷资源约束效应看，银行联合授信对企业融资总规模施加了限制，可能加剧企业为提升融资能力而采取杠杆操纵的动机。具体而言，银行联合授信要求各参与银行综合考量企业的财务信息和实际经营需求等因素，共同评估并设定企业可承受的最高债务上限，即联合授信额度。该额度涵盖企业在各类金融机构（包括银行业和非银行业）及其他融资渠道的债务融资，还包括对集团外企业的担保等，且严格规定企业实际融资总额不得超过这一界限。该核心举措强化了银行对企业融资上限的监管，企业债务融资总量受到严格约束（沈璐等，2024）。同时，在信贷决策过程中，银行高度关注企业账面杠杆率，并将其作为评估企业偿债能力和风险的一项关键指标（李晓溪等，2023）。债权人往往会对高杠杆率企业设置更严苛的债务契约条款以更高标准限制企业债务水平，或提高企业债务融资成本甚至拒绝贷款（许晓芳等，2020）。银行联合授信亦明确要求联合授信委员会在测算企业联合授信额度时应关注企业账面杠杆率。因此，在银行联合授信对授信总额进行限制的影响下，企业为了增强表内融资能力，有可能粉饰账面杠杆状况，进而产生更强的杠杆操纵动机，加剧企业杠杆操纵。从债权监督懈怠效应看，银行联合授信为成员银行提供信息共享与协作便利的同时，也潜藏着一定的共同代理风险，可能削弱银行债权识别和应对企业杠杆操纵的积极性。具体而言，银行联合授信通过构建联合授信委员会，配套推行信息共享和联合协商等措施，促进了企业信贷信息在参与银行间的流动（沈璐和向锐，2023a）。一旦银行加入联合授信体系，便能轻松获得其他成员银行提供的企业融资相关数据。然而，信息共享便利也可能激发银行间的搭便车行为，导致部分成员银行在风险管理上滋生懈怠心理，盲目且过度依赖其他银行提供的信贷信息及指定的风险控制标准来做出信贷决策，削弱银行开展详尽贷前调查和贷后监督的动力，进而为企业杠杆操纵提供可乘之机（李晓溪等，2023）。因此，从债权监督懈怠视角看，银行联合授信有可能加剧企业杠杆操纵。
基于以上分析，本文提出竞争性假说：
H1a：实施银行联合授信会抑制企业杠杆操纵；
H1b：实施银行联合授信会加剧企业杠杆操纵。
三、研究设计
（一）样本选择与数据来源
《银行业金融机构联合授信管理办法（试行）》于2018年开始实施，考虑到政策实施前后样本量的相对均衡，本文以2013—2022年沪深A股上市公司为样本，并剔除了金融类、ST和*ST、负债率超过100%以及主要变量缺失的样本，最终得到
（二）模型设定与变量定义
为检验银行联合授信对企业杠杆操纵的影响，本文参照沈璐和向锐（2023a，2023b）的方法，构建如下双重差分模型（DID）：
| $ ExpLEVM{I_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trea{t_i}Pos{t_t} + \Sigma Control{s_{i,t}} + Year + Firm + {\varepsilon _{i,t}} $ | (1) |
模型（1）中，i表示公司，t表示年份，Controls表示控制变量，Year和Firm分别表示年度和公司固定效应，ε表示残差。回归时采用稳健（Robust）估计，并对标准误差进行了企业层面的聚类调整。
1. 被解释变量：企业杠杆操纵（ExpLEVMI）。基本XLT-LEVM法仅涵盖表外负债和名股实债两类杠杆操纵手段，扩展XLT-LEVM法（间接法）在此基础上较为全面地考虑了采用会计手段产生的杠杆操纵（许晓芳等，2020）。借鉴马勇等（2023）的做法，本文采用许晓芳等（2020）提出的扩展XLT-LEVM法（间接法），以更全面地测度企业杠杆操纵水平。具体公式如式（2）：
| $ ExpLEVM{I_{i,t}} = \frac{{DEBTB\_TOTA{L_{i,t}} + DEBT\_O{B_{i,t}} + DEBT\_NSR{D_{i,t}}}}{{ASSETB\_TOTA{L_{i,t}} + DEBT\_O{B_{i,t}} - D{A_{i,t}}}} - LEV{B_{i,t}} $ | (2) |
式（2）中，ExpLEVMI为企业杠杆操纵水平；ASSETB_TOTAL为账面资产；DEBTB_TOTAL为账面负债；LEVB为账面杠杆率；根据总资产周转率预期模型法可得到表外负债DEBT_OB；根据有息负债利息率预期模型法可得到名股实债DEBT_NSRD；DA为公司操纵性应计的估计值，即修正琼斯模型回归得到的残差与上年末总资产的乘积。
2. 解释变量：银行联合授信（TreatPost）。2018年印发并实施的《银行业金融机构联合授信管理办法（试行）》明确规定，“对在3家以上银行业金融机构有融资余额，且融资余额合计在50亿元以上的企业，银行业金融机构应建立联合授信机制”。在借鉴沈璐和向锐（2023a，2023b）、沈璐等（2024）研究方法的基础上，本文根据该办法的实施时间和强制试点标准，构建银行联合授信政策变量（TreatPost），TreatPost=Treat×Post。其中，Treat为实验组企业虚拟变量，当企业从3家或3家以上银行获得授信，且融资余额合计超出50亿元时，Treat取值为1；否则取值为0。Post代表试点政策时间虚拟变量，当样本观测值处于银行联合授信实施当年（2018年）及之后时，Post取值为1；否则为0。
3. 控制变量。参考已有研究（李晓溪等，2023；卿小权等，2024），选取控制变量如下：资产规模（Size ）、账面杠杆率（LEVB ）、盈利能力（ROA）、成长性（Growth）、现金流状况（Cashflow） 、上市年限（ListAge）、是否国企（SOE ）、股权集中度（TOP1）、独立董事比例（Indep ）、地区市场化水平（Market ）、GDP（GDPG）及人均GDP（GDPPer）。本文还控制了年度与公司固定效应。
四、实证结果与分析
（一）基准回归分析
基准回归结果参见表1。无论是否纳入控制变量，TreatPost与ExpLEVMI均存在显著的负相关关系，这一结果表明，银行联合授信的实施显著降低了企业杠杆操纵水平，能够有效抑制企业杠杆操纵。从经济意义上看，实施银行联合授信使得企业杠杆操纵水平下降0.012个单位，约为企业杠杆操纵水平标准差的2.194%。
| 变量 | （1） | （2） |
| ExpLEVMI | ExpLEVMI | |
| TreatPost | −0.011**（−2.032） | −0.012**（−2.266） |
| Controls | 未控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 |
| N | ||
| Adj R2 | 0.003 | 0.022 |
| 注：***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著，括号中为t值，标准误经企业层面聚类调整。限于篇幅，控制变量和常数项的估计结果未予列出，备索，下表统同。 | ||
（二）稳健性检验
1. 平行趋势评估。本文构建模型（3）以评估平行趋势假设。即设置虚拟变量TreatPost（n）来表示试点企业实施银行联合授信前（后）n年，并将政策实施前1年作为基期。表2检验结果显示，TreatPost的回归系数在银行联合授信实施前不显著，实施当年及之后两年均显著为负，表明未拒绝事前趋势平行的假设，DID估计结果可靠。
| 变量 | （1） |
| ExpLEVMI | |
| TreatPost（−3） | −0.015（−1.101） |
| TreatPost（−2） | −0.010（−0.997） |
| TreatPost（0） | −0.051***（−6.710） |
| TreatPost（1） | −0.017**（−2.560） |
| TreatPost（2） | −0.022***（−3.208） |
| Controls | 控制 |
| Year/Firm | 控制 |
| N | |
| Adj R2 | 0.024 |
| $ \begin{gathered} ExpLEVM{I_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}TreatPost( - 3) + {\beta _2}TreatPost( - 2) + {\beta _3}TreatPost(0) \\ + {\beta _4}TreatPost(1) + {\beta _5}TreatPost(2) + \Sigma Control{s_{i,t}} + Year + Firm + {\varepsilon _{i,t}} \\ \end{gathered} $ | (3) |
2. 安慰剂检验。为排除其他随机因素对研究结论的干扰，通过随机抽取
|
| 图 1 安慰剂检验 |
3. 基于匹配法检验。考虑到满足银行联合授信强制试点标准的企业与其他企业之间存在一定固有差异，本文采用倾向得分匹配法（PSM）和熵平衡匹配法以控制可观测因素导致的样本选择偏差。首先，在PSM检验中，将模型（1）中全部控制变量作为匹配协变量，利用Logit模型进行有放回1∶1近邻逐年匹配，在从未纳入银行联合授信试点的企业中寻找出对照组。其次，本文还进行了逐年熵平衡匹配。表3列（1）和列（2）报告了检验结果，TreatPost的回归系数均显著为负，表明经逐年PSM和熵平衡匹配处理后，银行联合授信仍能显著抑制企业杠杆操纵。
| 变量 | 基于匹配法检验 | 剔除干扰因素 | |||
| （1）ExpLEVMI | （2）ExpLEVMI | （3）ExpLEVMI | （4）ExpLEVMI | （5）ExpLEVMI | |
| TreatPost | −0.014*（−1.858） | −0.013**（−2.049） | −0.021**（−2.047） | −0.011**（−2.102） | −0.012**（−2.079） |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | |||||
| Adj R2 | 0.021 | 0.211 | 0.026 | 0.022 | 0.023 |
4. 剔除干扰因素的影响。首先，在实验组中仅保留银行联合授信政策发布前后均满足强制试点标准的企业，且剔除了没有银行信贷的样本，构造更为纯粹的对照组和实验组，以更准确地检验银行联合授信对企业杠杆操纵的影响。其次，剔除受前期其他联合授信管理试点制度影响的样本。在出台银行联合授信制度之前，浙江、江苏、福建等部分地区对联合授信管理进行了初步探索，借鉴向锐和沈璐（2024）的做法，对在2018年前试点省份中达到试点标准的样本进行了剔除。最后，剔除了2018年及以后上市的企业，以削弱样本在银行联合授信政策出台前后不连续造成的干扰。检验结果见表3列（3）至列（5），TreatPost的回归系数仍显著为负，表明在排除上述潜在干扰因素后，研究结论未发生变化。
5. 排除竞争性假说。首先，排除信贷资源约束效应的影响。银行联合授信加强了对企业融资额度上限的监管，由此可能加剧企业融资约束，导致部分企业可能会通过杠杆操纵来增强融资能力。为排除这一推测，本文借鉴管考磊和朱海宁（2023）的做法，采用FC指数衡量企业融资约束（FC），以其年度行业中值划分样本，并将融资约束较低的样本剔除后再进行回归。此外，还将其作为控制变量进行了控制。结果如表4列（1）和列（2）所示，TreatPost的估计系数均显著为负，表明即使企业面临较高融资约束，或者说在控制了企业融资约束的影响后，银行联合授信仍能显著降低企业杠杆操纵水平，据此排除融资约束对银行联合授信与企业杠杆操纵关系产生的影响。
| 变量 | 信贷资源约束效应 | 债权监督懈怠效应 | ||
| （1）ExpLEVMI | （2）ExpLEVMI | （3）ExpLEVMI | （4）ExpLEVMI | |
| TreatPost | −0.024***（−4.363） | −0.012**（−2.250） | −0.016*（−1.834） | −0.012**（−2.263） |
| FC/Gov | 0.015（1.360） | 0.030（0.549） | ||
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||
| Adj R2 | 0.029 | 0.022 | 0.023 | 0.022 |
其次，排除债权监督懈怠效应的影响。银行联合授信可能诱发成员银行搭便车，过度依赖牵头行或其他成员行共享的企业信贷信息进行决策，可能会削弱银行对企业杠杆操纵的识别与治理能力。在金融监管严格的地区，银行业的约束激励机制更成熟，能引导银行加强风险管理，更积极地审查监督借款企业（明雷等，2023），此时搭便车倾向较弱。因此，为排除债权监督懈怠效应，本文借鉴唐松等（2020）的做法，采用金融监管等事务支出与金融业增加值的比值衡量地区金融监管强度（Gov），按其年度行业中值划分样本，并将金融监管较强的样本剔除后进行回归。此外，还将其作为控制变量进行了控制。结果见表4列（3）和列（4），TreatPost的回归系数均显著为负，表明银行搭便车倾向不足以影响银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用，由此排除银行联合授信产生债权监督懈怠效应加剧企业杠杆操纵的竞争性假说。
6. 其他稳健性检验。本文还进行了以下操作：其一，参照许晓芳等（2020）对企业杠杆操纵的测度，采用5种方法替代企业杠杆操纵指标。其二，参照现有研究做法（沈璐等，2024；向锐和沈璐，2024），以自愿标准重新界定银行联合授信政策变量。其三，增加遗漏控制变量，补充货币政策（Monetary，广义货币供给量的增长率）、地区金融发展水平（Fin，金融机构贷款余额与GDP的比值）、金融科技水平（Fintech，金融科技公司数量与GDP的比值）以及银行竞争强度（COMP，公司所在地半径5公里内的银行网点数量）。其四，考虑到企业杠杆操纵具有一定持续性（管考磊和朱海宁，2023），可能存在序列相关问题，采用系统GMM模型进行回归。上述检验结果均支持前文结论，表明结论稳健。
五、进一步分析
（一）影响机制检验
为检验影响机制，本文进一步构建如下模型（4）。其中，Mediator为机制检验变量，其余变量定义与基准回归保持一致。
| $ Mediato{r_{i,t}} = {\beta _0} + {\beta _1}Trea{t_i}Pos{t_t} + \Sigma Control{s_{i,t}} + Year + Firm + {\varepsilon _{i,t}} $ | (4) |
1. 信贷资源配置效应。增强融资能力是企业杠杆操纵的一大动机，公司面临的融资困境越严峻，其采取杠杆操纵的动机越强（Mills和Newberry，2005；卿小权等，2024）。随着融资环境的改善，企业通过杠杆操纵提升融资能力的收益会显著降低（管考磊和朱海宁，2023）。如前文所述，银行联合授信在提高信贷资源配置效率方面发挥了重要作用，能有效弱化企业杠杆操纵的融资动机。为检验信贷资源配置效应，本文从两个基于微观企业层面的视角度量信贷资源配置效率。一是借鉴白俊等（2022）的研究，通过测算企业实际银行借款与目标银行借款的偏离程度（AbsOloan）衡量信贷错配。其中，目标银行借款根据邓路等（2016）所使用的回归分析法计算。二是借鉴徐章星等（2020）的方法，以企业资本成本相对于行业平均资本成本的偏离衡量企业承担的信贷错配（Crdtm）。检验结果见表5列（1）和列（2），TreatPost与AbsOloan、Crdtm均存在显著负相关关系，表明实施银行联合授信能优化信贷资金配置流向，
| 变量 | 信贷资源配置效应 | 债权监督治理效应 | ||
| （1）AbsOloan | （2）Crdtm | （3）IC | （4）Myopia | |
| TreatPost | −0.152***（−18.715） | −0.099***（−4.856） | 0.074***（3.103） | −0.006***（−3.553） |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||
| Adj R2 | 0.104 | 0.056 | 0.106 | 0.101 |
2. 债权监督治理效应。企业内部控制薄弱会有损权力制衡和监督机制，加剧信息风险与代理问题，为管理层自利行为创造空间（杨德明等，2024）。同时，杠杆操纵行为与企业可持续发展相悖，是管理层短视主义驱动下的典型行为（Su等，2023）。因此，提高企业内部控制质量和削弱管理层短视主义将抑制企业杠杆操纵（马勇等，2023）。如前文所述，银行联合授信在提升银行债权的监督治理效能方面发挥着重要作用，通过促进银行间的信息共享与交叉核验、推动联合惩戒等措施，有助于驱动企业提高内部控制质量（沈璐和向锐，2023b），抑制管理层短视主义（沈璐等，2024），进而削弱管理层实施杠杆操纵的机会和意愿。为检验债权监督治理效应，本文借鉴沈璐和向锐（2023b）的做法，以迪博内部控制指数的自然对数衡量企业内部控制质量（IC）；参考胡楠等（2021）的研究，计算MD&A中与“短期视域”相关的词汇占整体词频的比例度量管理者短视主义（Myopia）。检验结果见表5列（3）和列（4），TreatPost与IC的回归系数显著为正，与Myopia的回归系数显著为负，表明银行联合授信能够有效提升企业内部控制质量，并削弱管理层短视主义，进而抑制企业杠杆操纵，据此验证了债权监督治理效应。
（二）异质性分析
1. 基于内部融资条件的异质性分析
其一，产权性质。企业融资条件因产权性质差异而呈现不同，进而影响企业杠杆操纵动机的强弱。国有企业凭借政府隐性担保，通常更易获取信贷资源（许晓芳等，2020）。相比之下，非国有企业在贷前审核、贷中监控及贷后管理等方面均面临更为严格的监管和限制。这种信贷歧视使得非国有企业处于较为不利的融资环境中，表现为融资约束更大、信贷可得性更低和融资成本更高，导致其可能会产生更强的杠杆操纵动机。在此背景下，相较于融资条件较为优越的国有企业，银行联合授信能通过提高信贷资源配置效率而更有效地缓解非国有企业的融资困境，从而更突出地遏制其杠杆操纵行为。为验证以上推论，本文将样本划分为国有企业和非国有企业后进行分组回归。表6列（1）和列（2）报告了检验结果，银行联合授信与企业杠杆操纵的负相关关系仅在非国有企业组中显著，即相较于国有企业，银行联合授信对非国有企业杠杆操纵的抑制作用更强。
| 变量 | 国有企业 | 非国有企业 | 具有银企关系 | 无银企关系 | 稳定型股权高 | 稳定型股权低 |
| （1）ExpLEVMI | （2）ExpLEVMI | （3）ExpLEVMI | （4）ExpLEVMI | （5）ExpLEVMI | （6）ExpLEVMI | |
| TreatPost | −0.001（−0.095） | −0.018***（−2.858） | −0.035***（−3.001） | −0.005（−0.811） | −0.002（−0.230） | −0.032***（−4.189） |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||||
| Adj R2 | 0.023 | 0.023 | 0.031 | 0.020 | 0.028 | 0.024 |
| P | 0.081 | 0.000 | 0.000 | |||
| 注：P为组间系数差异检验的P值，采用费舍尔组合检验 | ||||||
其二，银企关系。企业与银行间的亲密联系为企业融资提供了诸多便利，但同时也容易引发寻租腐败、道德风险等问题（李婷婷等，2022）。存在银企关系的企业因融资渠道通畅往往拥有较高杠杆率，从而面临更大的去杠杆压力。但为维持融资优势和运营稳定，这些企业可能更倾向于采取杠杆操纵手段虚降账面杠杆率，而非主动削减债务以真正降低风险。此外，银企关系还可能削弱银行对企业的监督意愿，损害债权应有的监督治理效应（王满四和王旭东，2020），一定程度上纵容了企业杠杆操纵。实施银行联合授信则打破了以往各银行单独与企业谈判的模式，转而由成员银行共同与企业谈判，这一变革将显著提升企业融资活动的透明度，有效压缩银企合谋的空间（沈璐和向锐，2023a）。因此，当企业具有银企关系时，银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用可能更明显。为验证这一推论，借鉴李婷婷等（2022）的做法，本文依据企业高管是否具有银行背景构建银企关系虚拟变量，并据此将样本分为两组进行回归，结果如表6列（3）和列（4）所示。结果显示，银行联合授信与企业杠杆操纵的负相关关系仅在具有银企关系的组中显著，验证了以上推论。
其三，稳定型股权占比。作为一种耐心资本，稳定型股权能够优化企业内部融资结构，为企业提供长期稳定的资金支持，从而减少管理层迫于资金压力而采取短视行为。更重要的是，稳定型股权因着眼于企业长远发展，往往展现出较强的监管治理意愿（管考磊和朱海宁，2023；杨芳等，2024），能够凭借专业能力和规模优势，通过与管理层深入谈判、开展实地调研以及必要时采取“用脚投票”等方式，有效治理企业杠杆操纵行为（卿小权等，2023）。因此，在稳定型股权占比较高的企业中，企业杠杆操纵水平可能已维持在较低状态，此时银行联合授信抑制企业杠杆操纵的增量作用会有所降低。为验证这一推论，借鉴卿小权等（2023）和杨芳等（2024）的方法，本文依据公司当年机构投资者持股比例与其前三年持股比例标准差之比计算稳定型股权，并按其年度行业中值将样本划分为两组分别回归。检验结果见表6列（5）和列（6），银行联合授信与企业杠杆操纵的负相关关系仅在稳定型股权较低的组中显著，表明稳定型股权与银行债权在抑制企业杠杆操纵的作用上具有一定替代性。
2. 基于外部融资环境的异质性分析
其一，媒体关注度。企业杠杆操纵是管理层在信息不对称环境中采取的一种隐匿负面信息行为（许晓芳和陆正飞，2020）。作为资本市场上重要的信息中介，媒体通过挖掘、曝光、传播和解读信息显著影响企业信息环境。在媒体关注度较低的环境中，外部利益相关者获取企业信息有限，各方间信息壁垒较大，企业有机会隐藏负面信息，从而获得更大的空间和动机进行杠杆操纵。银行联合授信能通过增强外部监督效能而更显著地抑制该类企业杠杆操纵。而随着媒体对企业的报道和跟踪增加，企业信息环境得到改善，外部利益相关者更易识别企业的机会主义行为，由此提高了杠杆操纵的难度和成本，使得杠杆操纵水平降低（Dang等，2019）。此时，银行间合作带来的信息效应可能会被削弱。因此，基于外部信息环境差异，本文预期，相较于媒体关注度较高的企业，银行联合授信将更有效地降低媒体关注度较低企业的杠杆操纵。为检验这一推测，本文采用中国研究数据服务平台（CNRDS）提供的媒体报道总数加1取自然对数衡量媒体关注度，并按其年度行业中位数将样本划分为媒体关注度高和低两组后进行回归，结果见表7列（1）和列（2）。结果显示，银行联合授信与企业杠杆操纵的负相关关系仅在媒体关注度较低的组中显著，表明外部媒体关注度越低，银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用越强。
| 变量 | 媒体关注高 | 媒体关注低 | 债权人保护高 | 债权人保护低 | 银行竞争强 | 银行竞争弱 |
| （1）ExpLEVMI | （2）ExpLEVMI | （3）ExpLEVMI | （4）ExpLEVMI | （5）ExpLEVMI | （6）ExpLEVMI | |
| TreatPost | −0.003（−0.314） | −0.019***（−2.680） | −0.007（−0.959） | −0.018**（−2.165） | −0.006（−0.770） | −0.018**（−2.484） |
| Controls | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| N | ||||||
| Adj R2 | 0.023 | 0.018 | 0.024 | 0.022 | 0.028 | 0.024 |
| P | 0.083 | 0.069 | 0.070 | |||
其二，债权人保护水平。地区制度环境差异会对银行的信贷资源配置和监督治理效能产生显著影响。在债权人权益保障机制完善的地区，银行面临的信贷风险可控，对企业放贷的积极性更高（宋清华等，2024）。反观债权人保护水平较低的地区，法律执行效率欠缺和合同保障机制不健全等将导致债务人违约成本较低，存在较大道德风险。在此制度环境下，单一银行可能难以对借款企业形成有效监督，企业具有更强的动机通过隐瞒或操纵信息来获得信贷资源，杠杆操纵水平较高。此时，银行间同业协作的意愿更强，通过多家银行信息共享、协同风险防控以及联合惩戒等方式，银行联合授信可以显著提升债权人的风险识别与管控能力，从而有效提高企业违约成本并抑制杠杆操纵。因此，基于外部制度环境差异，本文预期，在债权人保护水平较低的地区，银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用更显著。为检验这一推测，以市场化指数中“市场中介组织的发育和法律制度评分”衡量地区债权人保护水平，并按其年度行业中位数将样本划分为两组进行回归。结果如表7列（3）和列（4）所示，银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用在债权人保护水平较低的组中更为突出。
其三，银行竞争强度。
（三）经济后果分析
杠杆操纵行为会掩盖企业真实财务杠杆状况，导致债权人高估企业合理融资需求与偿债能力，诱发过度授信并推升债务违约风险（饶品贵等，2022），这既威胁企业可持续发展，又损害债权人利益。前文研究表明，实施银行联合授信能够显著抑制企业杠杆操纵。由此引出一个关键问题：该制度能否通过治理企业杠杆操纵进而缓解债务违约风险？为检验这一经济后果，构建模型（5）如下：
| $ \begin{aligned} CRis{k_{i,t + 1}} = & {\beta _0} + {\beta _1}Trea{t_i}Pos{t_t} \times ExpLEVM{I_{i,t}} + {\beta _2}Trea{t_i}Pos{t_t} + {\beta _3}ExpLEVM{I_{i,t}} \\ & + \Sigma Control{s_{i,t}} + Year + Firm + {\varepsilon _{i,t}} \end{aligned} $ | (5) |
式（5）中，CRisk代表企业未来的债务违约风险，借鉴饶品贵等（2022）和马勇等（2023）的做法，根据财务指数Z模型计算ZScore值并取相反数度量，该值越大，企业债务违约风险越高。其余变量定义与基准模型一致。如表8所示，TreatPost×ExpLEVMI的估计系数均显著为负，即经济后果检验的结果表明银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用能进一步降低企业债务违约风险，表现出较好的风险缓解效应。
| 变量 | 未来第一期 | 未来第二期 |
| （1）CRisk | （2）CRisk | |
| TreatPost×ExpLEVMI | −0.841***（−3.472） | −0.679**（−2.491） |
| TreatPost | −0.451***（−3.794） | −0.051（−0.411） |
| ExpLEVMI | 0.260**（2.542） | 0.077（0.554） |
| Controls | 控制 | 控制 |
| Year/Firm | 控制 | 控制 |
| N | ||
| Adj R2 | 0.163 | 0.144 |
六、结论与启示
本文以2013—2022年沪深A股上市公司为研究对象，基于《银行业金融机构联合授信管理办法（试行）》的实施，系统分析了银银合作对企业杠杆操纵的影响。研究发现，银行联合授信能够显著抑制企业杠杆操纵，且在排除信贷资源约束和债权监督懈怠的竞争性假说后依然成立。机制检验表明，这一抑制作用源于银行联合授信带来的信贷资源配置效应和债权监督治理效应，具体是通过优化信贷资金配置流向并降低配置成本、提升企业内部控制质量并抑制管理层短视主义而实现。异质性分析发现，银行联合授信对企业杠杆操纵的抑制作用在非国有企业、具有银企关系和稳定型股权较少的企业中，以及在媒体关注度较低、债权人保护不足和银行竞争较弱的环境下更加显著。经济后果分析发现，银行联合授信通过抑制企业杠杆操纵进而降低了企业未来的债务违约风险。以上结果表明，依据银行联合授信制度构建的新型银银合作模式已成为抑制企业杠杆操纵、防范化解债务风险的可行之举。
本文的研究发现具有如下政策启示：第一，应充分发挥银行联合授信的重要作用，抑制企业杠杆操纵，化解企业隐性负债问题。企业杠杆操纵的动机与银行信贷供给紧密相关，应对企业杠杆操纵行为尤需关注银行体系制度环境的影响（李晓溪等，2023）。相关部门应深化推进银行联合授信制度，并注意疏通政策实施堵点，关注企业融资特征及其所处环境对制度效能的差异化影响，进而促进银行联合授信制度并充分发挥其在资源配置、监督治理等方面的综合优势，为约束企业杠杆操纵、助力企业实质去杠杆发挥积极作用。第二，应重视银银合作的积极作用，深化金融供给侧结构性改革，提升金融服务实体经济质效。银行间信息割裂与不正当竞争会扭曲信贷资源配置，导致一些企业因多头融资、过度融资而“脱实向虚”，同时另一些企业则因融资不足而难以成长。银行联合授信在坚持独立审查的条件下，充分运用信息共享、统一授信及联合防控等合作手段，有效调控信贷规模和流向，增强银行识别并管控风险的能力。因此，银监局及相关银行机构应深刻认识银行联合授信对优化信贷资源配置和实质性去杠杆等的重要意义，加强银银合作，坚决避免“搭便车”“垒大户”及过度竞争等行为，以切实提升金融支持实体经济的能力，实现银银及银企多方互惠共赢。第三，应提高企业参与银行联合授信的积极性，推动实现银企双方的合作共赢。本文研究发现，银行联合授信不仅能降低企业负担的信贷错配成本，还能提高企业内部控制质量并抑制管理层短视主义，对企业的可持续发展具有显著益处。因此，企业应积极参与银行联合授信，扭转“联合授信有损融资规模和便利性”的偏颇认识，主动加强与银行业等金融机构的沟通与配合，明确银行在设定授信额度中的关键风险点，并以此为契机倒逼企业自身优化信息环境和治理环境，走稳高质量发展道路。
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