债转股与制造业企业破产风险

绳 祺 李正一 张 浩

（北京交通大学，北京 100089）

引 言

自2012 年以来，一方面外贸需求疲软，全球交易市场环境不景气程度加深；另一方面国内供给结构不平衡，企业经营效率低，以航运、煤炭和钢铁行业为代表的大量制造业企业都在高成本、高杠杆下运营，货币流通性降低，应收账款增加。为解决这个问题，同时做好我国供给侧结构性改革，国家继而在2016 年推出了第二轮的市场化债转股政策。

截至2020 年11 月末，根据中央银行数据，本次市场化债转股的投资金额已经超过了1.6 万亿元，较2019 年全年增加了接近2 000 亿元。第二轮债转股相比于第一次更加强调“市场化”，债转股的对象不仅包括国有企业，还延伸到了民营企业和外资企业等。并且，投资者参与市场化债转股的方式更加多元，监管层也在不断地采取各式各样的措施，积极拓宽企业的资金来源。如保险资金在此次债转股中也参与其中，据统计在2020 年6 月末，保险资金通过债券、直接股权投资、私募股权基金、债权投资计划等多种方式，有超过900 亿元的资金参与到市场化债转股业务中。

从行业分布来看，目前转股企业主要集中于强周期性、产能过剩且银行不良资产比重相对较高的行业，成长性的新兴产业比重较低。截至2019 年末，五大银行系金融资产投资公司实施债转股规模最大的行业是制造业，金额有2 097.41 亿元，占比20.83 %。进行债转股的制造业企业大多都存在着产能过剩问题，在推动企业“降杠杆”的同时，一定程度上也有利于加速去产能的进程。

债转股的尝试是在以时间换取改革的空间，从而帮助企业走出经营困境，其本身并没有消除资产风险。再加上债转股在现实操作中的复杂性和不确定性，很有可能产生新的风险，如宏观经济的金融风险、转股企业的道德风险、商业银行的经营风险等。而在债转股过程中，转股企业的破产风险是贯穿了操作前和操作中的一项重大风险。

因此，本篇论文聚焦到债转股企业的破产风险上。在理论上，进行了债转股的企业会达到杠杆率降低、流动性增强的效果，进而改善企业的经营状况，降低企业的破产风险。然而实际上，债转股政策真的降低企业的破产风险了吗？其实施效果是否具有异质性？其影响机制优势如何？

一、理论分析与假设提出

（一）债转股与企业的破产风险

首先，高杠杆的企业具有较高的破产风险。20 世纪70年代提出的权衡理论就讨论了负债引起的财务拮据成本和代理成本问题，认为尽管增加债务会给企业带来税盾等收益，从而提高企业价值，但与此同时过多的负债会通过增加企业的财务拮据成本从而提高企业的破产风险。所以，高杠杆的企业势必会有着较高的破产风险。

其次，债转股政策有着较强的去杠杆作用。债转股从企业的资产端入手，将债权转为股权，改善企业的股东结构和治理结构，最终降低企业的杠杆率。另外，本篇文章选择用Z 分数模型度量破产风险。爱德华·阿特曼（Edward Altman）在1968 年提出了Z-score 模型，主要用于预测企业是否存在破产风险。Z 分数模型选取偿债能力比率、盈利能力比率、资本结构比率和财务杠杆比率及经营状况比率共5 项各具有不同企业财务方面的变量进行综合分析。

综上，提出假设H1：参与债转股的制造业企业相对于非债转股制造业企业，Z 分数显著提高，破产风险显著降低。

（二）异质性调节作用

首先，进行债转股后，资产管理公司会拥有债转股企业的股权，具有监督、管理企业经营活动的权力，也有权在参与企业重大事件决策的同时，按照收益取得分红。但是国有企业原有的股东不愿让出监督、管理企业的权力，使得资产管理公司处于不利地位，使其无法监督、管理企业的经营活动，无实际的经营管理权。由于国有企业的股东更加想要防止债转股后对企业控制权的流失，因此在债转股后，国有企业的管理层变动会更小，更有可能延续从前的经营理念，这就增大了破产风险。

因此提出假设H2：相对于国有企业，债转股能够更显著地降低民营企业的破产风险。

（三）影响机制作用

市场化债转股从不同方面对企业的实际经营产生作用。在利润总量方面，通过减少债务，降低企业的杠杆率，并通过降低利息支出来降低财务费用，进而增加利润或使暂时经营困难的企业改善经营状况。同时，本次市场化债转股通过吸引社会资本的加入，使企业股权结构多元化，形成机制更加合理、更为方便实行的企业治理结构，使企业运行效率得以提升，提高企业经营效率与绩效。

而经营效率的提高必然会降低企业的破产风险。因此，提出假设H3：参与债转股的制造业企业通过改善经营效率的中介效应显著影响其破产风险的降低。

二、研究设计

（一）样本选择

本研究对我国所有制造业上市企业进行了筛选，选取2012—2019 年的企业公开披露的年度数据进行研究。其中，在选择了所有债转股企业作为实验组的基础上，将剩余对照组的制造业企业中剔除ST 及*ST 的企业。同时，由于本研究的重点在于债转股政策降低企业杠杆的政策效应，所以在对照组中选取资产负债率较为健康的企业，即资产负债率保持在40 %～60 %的企业。筛选后共得到239 家符合标准的企业，其中参与债转股的制造业企业共32 家。数据均来源自国泰安数据库与公司年报手工整理，并进行1 %缩尾处理。

（二）模型设计与变量定义

本文选择双重差分模型（DID）进行本次市场化债转股的政策效应分析，以符合标准的239 家制造业企业中未参加债转股的企业作为对照组，在本次政策前后参与债转股的企业作为实验组，为验证H1，综合已有的双重差分模型经验，设置模型如下：

其中，企业的破产风险使用阿特曼的Z分数模型来衡量，以反映企业的财务风险状况，Z 得分越大，企业的破产风险越小，当Z>2.7 时，公司财务状况良好，破产可能性较低。Z 得分模型可由下式给出：

模型（2）中，X1=营运资金比率=营运资金/资产总额；X2=留存收益资产比=留存收益/资产总额；X3=息税前利润/资产总额；X4=股东权益的市场价值总额/负债总额；X5=总营业收入/资产总额。

在模型（1）中，treat 用来表示企业是否在本次政策中实施了债转股，实施了债转股的企业的treat=1，其他企业treat=0。变量t 用来表示企业当年是否实施或已实施债转股，本文中将时间界限划定在本次市场化债转股政策实施的2016 年，即2016 年前t=0，2016 年及以后t=1。双重差分项did=treat*t，用以表示债转股政策实施的净效应。同时，X 表示相关控制变量，本文中选用资产负债率（DAR）、有形资产比率（TAR）、企业前三大股东持股比率（SHR）、企业年龄（AGE）作为控制变量。

为验证H2，在模型（1）的基础上，增加表示企业所有权性质的哑变量，得到模型如下：

模型（3）中，EOP 是用来表示企业所有权性质的变量。企业为民营企业时，EOP=1；企业为国有企业时，EOP=0。EOP 与did 的交互项系数用来表示国有企业和民营企业在进行债转股后的政策效应差异。

最后，为验证H3，即债转股对企业破产风险影响的机制，应用中介效应模型，设置模型（4）和模型（5），如下所示：

模型（4）和模型（5）中，ROIC 表示企业的投入资本回报率，根据中介效应定义，以及温忠麟提出的中介效应界定方法，同时观察模型（1）、模型（4）和模型（5），以验证企业的经营效率是否作为中介变量影响债转股政策对企业破产风险的政策效应。

表1 变量定义与说明

对于上述模型包含的主要变量，将变量定义与说明进行总结，详见表1。

（三）平行趋势检验

应用双重差分模型需要满足共同趋势假设，即对照组与实验组在政策实施前具有明显的相同变化趋势，以保证双重差分结果的无偏性与有效性。参考约瑟夫·伯特兰（Joseph Bertrand）、森迪尔·穆莱纳坦（Sendhil Mullainathan）文章中所涉及的平行趋势检验方法，构建模型如下：

其中，Before3、Before2 和Before1 分别代表政策实施之前的时间趋势变量，即当年份分别为政策实施前的第3 年、第2 年和第1 年时，对于实验组该变量取1；Current 是表示政策实施当年的时间趋势变量，在年份为2016 年时，实验组该变量取1；After1、After2和After3表示政策实施后的时间趋势变量，在政策实施后的第1 年、第2 年和第3 年时，实验组该变量取1，而对照组所有对应的时间趋势变量均取0。平行趋势检验结果如表2 所示。

表2 平行趋势检验结果

从检验结果可以明显看出，在政策实施前和实施当年的时间趋势变量均不显著，政策实施后的时间趋势变量分别在10 %和5 %的显著性水平下显著，说明政策实施前，对照组与实验组的被解释变量具有相同的时间趋势，而政策实施后实验组相比于对照组明显具有了不同的趋势，说明了使用双重差分模型的合理性。

（四）描述性统计

在正式开始回归前，对模型中主要变量进行描述性统计，如表3 所示。可见，全样本与对照组的Z 分数均值均高于财务预警范围，而实验组的Z 分数均值为2.50，相比于对照组有较高的破产风险。同时，实验组的资产负债率均值显著高于全样本和对照组。其他控制变量方面，三组数据差距并不大。

表3 主要变量描述性统计

三、实证分析

（一）基于DID 的政策效应分析

对模型（1）进行回归检验，结果如表1 所示。从解释变量来看，处理项、时间项与双重差分项均显著。其中，双重差分项did 在5 %的显著性水平下显著，其系数为0.321 956，说明此次市场化债转股政策的实施显著对参与债转股企业的Z 分数有正向提升作用，即一定程度上降低了债转股企业的破产风险与财务风险，使得企业的经营状况改善。

同时，控制变量的检验结果也较为合理。其中，资产负债率（DAR）的系数显著为负，说明资产负债率对Z 分数有负向作用，即对企业破产风险有正向影响，资产负债率越低，企业破产风险越小。有形资产比率（TAR）和企业前三大股东持股比率（SHR）的估计系数显著为正，说明了该变量对企业Z 分数有显著正向作用，即有形资产比率和股东持股比率的提高对企业破产风险的降低有积极作用（见表4）。

表4 H1 检验结果

表5 H2 检验结果

（二）异质性分析

考察产权异质性对制造业企业债转股净效应的影响，对模型（3）进行回归检验，结果如表5 所示，可以观察到did、EOP 与did 和EOP 的交叉项均显著，交互项did*EOP显著为正，说明相比于国有企业，民营制造业企业在参与债转股后，其Z 分数有着更高的提高，即破产风险下降程度更大，验证了H2。

（三）影响机制分析

根据假设H3，市场化债转股通过改善参与债转股的制造业企业的经营效率影响企业破产风险的降低。根据温忠麟提出的中介效应界定方法，在对模型（1）估计的基础上，对模型（4）和模型（5）进行估计，结果如表6 所示。首先，模型（1）中的β3显著，之后进行模型（4）中的λ4和模型（5）中的γ3进行检验，从表中可看出λ4和γ3均显著为正。在这两个变量都显著的条件下，进行模型（4）中λ3的检验，可以得出λ3并不显著，说明变量ROIC 发挥了完全中介效应，即债转股政策完全通过改善制造业参与债转股企业的经营效率的中介效应，降低了企业的破产风险。

表6 中介效应检验结果

（四）稳健性检验

为检验双重差分政策效应的稳健性，本文采用前移政策实施年份的方式进行检验。即将政策实施年份由2016 年分别前移至2015 年和2014 年，并将双重差分模型中的时间项做对应更改，仍使用模型（1）进行估计，稳健性检验结果如表7 所示。可以看出，当把政策实施年份前移一年和两年后，模型中的政策净效应项did 均不显著，说明了政策实施净效应的可靠性并不是由于政策以外的其他因素造成的实验组与对照组之间的差异性。

表7 稳健性检验

结 语

经过实证分析，可得出以下结论：首先，本次市场化债转股显著降低了参与债转股的制造业企业的破产风险，说明本次市场化债转股通过完成企业“降杠杆”的任务，使得企业的经营状况确实得到改善；其次，相比于国有企业，私营企业在本次制造业企业的市场化债转股中受到政策的影响更大，破产风险得到更加有效地降低；最后，从本次市场化债转股政策的影响机制上来说，债转股通过企业经营效率改善发挥的完全中介效应，降低了企业的破产风险，所以债转股对高杠杆企业的降杠杆，归根结底还是要作用到其经营效率上，只有经营效率的提高才能为企业带来全方位的改善。