区域一体化抑制了企业过度负债同伴效应吗？——基于长三角扩容的断点回归分析
时间：2023-07-01 21:05:02 来源：雅意学习网 本文已影响 人 
徐光伟
（常州大学 商学院，江苏 常州 213164）
目前我国经济进入高质量发展阶段，2021 年12月召开的中央经济工作会议明确提出了“稳字当头、稳中求进”的工作要求和“防范化解重大风险”的宏观目标。完成该要求和目标的微观保障之一是防范企业层面出现系统性的金融风险。然而自2008 年金融危机以来，政府为缓解中国经济受到的负面影响，采取扩大投资和信用扩张的双重刺激政策，使得企业负债率不断攀升。据统计，2021 年我国非金融企业杠杆率已升至157.2%，远高于2008 年时的95.2%。随着宏观经济下行的压力不断加大，负债率过高导致企业极易陷入债务陷阱甚至阻碍我国经济平稳发展，引发社会普遍担忧。国内外学者的研究已经证明企业存在某一合理的目标资产负债率，当企业实际负债率超过目标负债率时称为过度负债[1-2]，且过度负债会削弱企业资金利用率并损害企业未来成长性[3]。Huang 等[4]发现在全球新冠疫情流行期间，过度负债的企业承担了极高的公司风险。过度负债本质上属于资本结构领域的研究问题，是企业考虑所处经营环境和自身特征后各种融资决策的最终结果，但由于经济不确定性和信息不对称性，企业会将同伴公司的融资决策作为自身融资决策的依据，而不是根据本公司特征和私有信息选择最优资本结构。一旦某个企业过度负债与行业同伴效应相结合，将会提高整个行业过度负债水平，进一步加剧行业金融风险，使得企业过度负债所产生的风险传播性更广、危害性更大。李志生等[5]证实了我国企业过度负债行为中存在同伴效应现象。在“双循环”新发展格局下，区域间要素流动壁垒可能被打破，企业原有经营环境发生改变，研究国内区域经济一体化水平提高能否抑制企业过度负债的同伴效应具有重要现实意义。
随着区域协调发展战略等相关政策的出台，学者已经针对国内区域经济一体化的经济后果展开了一系列研究。主要集中在以下方面：第一，区域经济一体化在总体上促进区域经济增长。由于市场分割与人均GDP 之间具有显著的负向关系[6]，市场分割不利于经济增长。因此多数研究一致认为，区域一体化使各地区实现专业化、发挥比较优势和规模经济，提高了资源配置效率，促进了地区经济增长[7-11]。也有学者认为市场分割与经济增长之间呈“倒U 型”，经济开放程度更高时市场分割可能更有利于当地经济增长[12]。第二，区域一体化对人才、资本和技术等生产要素以及产业集聚和扩散的影响。新经济地理学指出，区域一体化促进了商品跨地区流动，也促进了劳动力与资本流动以及知识扩散。一体化水平从低级向中级阶段时，产业集中率上升；
而一体化水平从中级向高级阶段时，产业集中率下降[13]1-3。国内学者围绕新经济地理学提出的“倒U 型”效应，检验长三角、珠三角以及京津冀地区产业变化趋势[14-16]，多数研究支持我国区域一体化处于前半段，一体化具有显著产业区域集聚效应。第三，为数不多的文献关注到区域一体化影响企业行为。贺灿飞等[17]研究国家层面的区域一体化对中国企业跨境并购成功率和交易金额的影响。强永昌等[18]研究发现长三角区域一体化扩容整体上显著促进了企业出口。陈富永等[19]研究了区域一体化对企业避税效应的影响。
从已有文献中可以看出，虽然有少量文献关注到区域一体化对微观企业的影响，但大多仅考虑对单个企业自身基本面的影响，极少研究对企业间行为的互相影响。根据已有研究和国内现状，企业在确定资本结构时，除了考虑企业自身因素，也会受到外部经济环境、信息环境和政府治理水平的影响[20-21]，但关于正式制度对企业间资本结构决策互相影响的研究较少。随着区域协调发展战略的实施以及经济一体化正式制度的建立，区域一体化总体上促进了区域经济发展、缓解了信息不对称、提升了政府治理水平，因此是否减少了企业过度负债的行为？企业间参照决策是否会受到区域一体化政策的影响？企业过度负债的同伴效应是否会被抑制？
综上所述，本文的研究问题集中到讨论区域经济一体化对企业间融资决策的相互影响，具体研究区域一体化能否抑制企业过度负债同伴效应。
与已有文献相比，本文可能存在的贡献有：第一，少数学者基于不同视角研究了区域一体化对企业行为决策的微观影响，且多从企业资本投资角度检验区域一体化的微观经济后果，本文在此基础上突破企业决策之间相互独立的前提假设，从企业债务融资角度考察区域一体化与企业过度负债同伴效应的相关问题，这是从微观视角对区域一体化政策评估的有益补充。同时，企业过度负债同伴效应作为一个新兴的研究领域，仅有少数学者探讨了过度负债同伴效应的存在性，对其中的行为动机及经济后果的研究较少，本文结合我国区域一体化的特殊制度背景，深入探究了企业过度负债同伴效应背后的影响因素及相关经济后果，丰富了该领域研究文献。第二，本文选择2010 年长三角城市群扩容这一事件作为准实验，兼顾空间和事件冲击，运用精确地理断点回归（GRD）的非参数估计方法，更为精确地衡量区域一体化对企业过度负债同伴效应的影响。已有文献普遍侧重时间和事件冲击的影响而采用普通面板回归分析或双重差分法，但区域一体化最直观的影响是对空间的改变，因此不仅要考虑到区域一体化事件发生前后对企业的影响，还要考虑到城市群内外空间变化对企业的影响。本文设计使用断点回归，而该方法在解决上述因果识别问题时具有显著优势。第三，本文在学习行为假说和动态竞争假说理论基础上分别从企业内部、外部深入剖析区域一体化对企业融资决策行为的影响机理，这不仅对学习行为假说和动态竞争假说理论在解释制度环境影响微观企业方向进行延伸，也对评估区域一体化政策效益与防范系统性金融风险等方面具有较强的政策启示作用。
（一）区域一体化与企业过度负债同伴效应
现有文献多从宏观环境和制度背景探究企业过度负债的动因，然而现实中企业并不是作为单一个体参与经济活动，往往会受到行业中其他企业决策影响，尤其是资本结构调整决策的影响，即我国企业资本结构决策行为存在同伴效应[22]。一方面企业作为决策个体，在企业内部可以用学习行为假说分析其过度负债行为为何受同伴企业影响；
另一方面企业作为一个组织，具有在竞争中获利的组织目标，在企业外部可以用动态竞争假说分析企业过度负债为何与同伴企业具有关联性。因此，本文将根据这两种理论假说分析区域一体化对企业过度负债同伴行为的影响。
当从决策个体的角度看待企业时，根据社会学习理论，个体的决策受到外部环境，尤其是环境中相似个体决策行为的影响，且这些相似个体间的相互影响是通过观察学习实现的。该假说的本质与Manski[23]提出的同伴效应产生的三种机制之一的期望互动机制相似，即个体通过观察同伴行为和学习同伴信息的途径对某项行为或决策进行判断与预测。这种期望交互产生的主要原因是信息不对称与信息不完全，几乎没有企业能掌握与决策有关的全部信息。当企业独立制定最优决策所需调研成本较大时，简单模仿学习同伴企业的决策就成了较优选择[24-25]。因此，当企业认为自身所拥有的信息不足以支持企业做出合理融资决策时，就有了学习模仿同伴企业资本结构的动机，产生了基于学习的过度负债同伴效应。社会学研究认为形成社会关系的可能性会随着社会空间和物理空间距离的增加而下降[26]。在同一区域内的经济活动参与者之间通常有更多的机会建立关系，增加彼此间信息交流和信任程度。区域内企业出于制度临近性，有更多机会同外部投资者、上下游企业和竞争者接触，更容易评估公司风险与投资收益。同时，区域一体化作为国家层面推动的外部正式制度，在加强地区间交流的同时会产生配套的政策制度并加强区域内制度建设。良好的制度环境促使企业按照相应规定自觉披露透明及时的信息[27]。掌握更多信息的企业更容易预测自身决策行为的结果和风险，区域一体化缓解的信息约束为企业拓宽了融资渠道与融资方式，有利于企业根据自身经营特点平衡资本结构。
当从组织的角度看待企业时，企业出于追求利润最大化的组织目标会与同伴企业间存在竞争的互动关系。Brander 等[28]认为企业间竞争关系影响了企业的资本结构选择，即企业会通过负债制定激进的产品市场决策用以排挤竞争对手的市场份额。深袋理论认为潜在进入企业会采用高负债的策略证明自身能力，而在位企业特别是财务状况较好的深袋企业往往会通过价格战将财务状况不稳定的进入者排挤出市场[29]。结合动态竞争理论，企业与同行竞争者之间存在长期进攻与反进攻的动态交替[30]，因此，企业负债决策也是企业与同伴企业之间的竞争互动。区域经济一体化打破了要素流动的地区限制，促进产品与要素跨区域形成统一的产品市场和要素市场，此时高负债和低负债的企业进入到同一个市场发生竞争。一方面，过度负债会为企业带来融资约束会限制企业投资[31]，公司只能采取消极竞争策略。此时低负债的企业能采取积极的竞争策略并利用资本市场的不完备性掠夺竞争对手[32]。另一方面，由于区域一体化扩大了企业可达市场范围并降低了交易成本，企业趋向与外地企业进行供应链整合提升垂直分工水平，此时企业避免了原有同质化竞争且无需再通过激进负债排挤原有竞争对手。因此，区域一体化建立的统一市场削弱了企业学习同伴企业过度负债的动机。基于上述分析提出以下假设：
H1：区域一体化抑制了过度负债同伴效应。
（二）区域一体化、投资效率与过度负债同伴效应
根据同伴效应产生的动因可以发现，当企业缺乏融资战略性时往往会出现融资行为的“随波逐流”。调查研究发现企业融资动机主要来自投资，融资是否具有战略性取决于投资是否具有战略性[22]。具有效率的投资能将人、财、物和市场环境良好地结合在一起，同时提高企业业绩，但现实世界中往往存在信息不对称[34]、代理成本[35]、融资约束[36]等因素，阻碍企业做出有效率的战略性投资。首先，企业外部的信息环境对企业决策具有重要影响，投资机会的捕捉需要收集和甄别大量外部信息。当企业在信息缺失的情况下进行投资决策，由于面临的信息噪声过多难以判断投资机会，容易引发“逆向选择”“道德风险”等问题。此时企业高管会更依赖其他相关企业的投资决策进行“随大流”，使得企业缺乏投资战略性[37-38]。长三角扩容一方面通过飞地经济、建设产业园区和上海金融中心辐射等扩大资本在城市群区域内配置空间促进了资本流动；
另一方面通过签署三省一市人才服务战略合作协议、设立“柔性引才”政策等降低人口流动壁垒，促进了劳动力流动。因此，区域内要素流动壁垒削弱和市场联系加强有助于消除消息不对称[39]。区域一体化降低了企业收集私有信息的成本，有助于企业发挥自身在资本管理和投资运营中的比较优势，有利于制定符合自身定位的投资机会，进而制订相应的融资计划并减少效仿同伴企业的可能。其次，区域一体化使得企业异地代理人行为的可观察性增加，有效限制了管理层操作信息的能力，企业管理层隐藏不利信息的动机和能力下降，从而降低了代理成本[40]。再次，区域一体化的本质是在优化经济活动的空间布局中发挥区域比较优势并实现帕累托改进[41-42]。因此，通过实现“资源共享、市场共建、产业共兴、政策共商”使得投资者对企业未来增长前景有积极的判断，增强区域内企业投资者信心，从而增加对企业的直接投资缓解企业融资约束。信息不对称、代理成本和融资约束问题的缓解有助于企业提高投资效率，而投资效率需要收益和成本相匹配。因此，企业在能预测决策行为的结果和风险、追求有效率的投资时，同伴企业过度负债的行为对企业自身融资决策的参考价值也会随之下降，即过度负债的同伴效应减弱。基于上述分析提出以下假设：
H2：区域一体化会通过提高企业投资效率抑制企业过度负债同伴效应。
H3：区域一体化能够缓解企业的“信息困境”，信息环境的改善能强化区域一体化对企业过度负债同伴效应的抑制作用。
（三）区域一体化、产业集聚与过度负债同伴效应
盛丹等[43]发现产业集聚产生“金融外部性”，产业集聚对企业融资成本产生影响。区域一体化的核心问题是区域经济协调合作，区域一体化水平的提高可以通过影响要素流动、贸易成本和市场分割三个方面促进产业集聚。区域一体化最先打破要素流动的地区限制，减少了企业异地投资、异地发展的异地交易成本和组织成本[44-45]，降低了企业异地转移的门槛，为产业集聚提供了低成本可能。同时，区域经济一体化水平的提高会使贸易成本下降。根据新古典贸易理论，产业会在具有比较优势的地区发生集聚。此外，新经济地理学指出，在商品、劳动和资本等要素的自由流动下，产品与要素跨区域形成统一的产品市场和要素市场，随着要素在循环积累因果机制的作用下不断向报酬率高的地区集聚，产业集聚率随之上升[16，42]。区域一体化具有显著产业区域集聚效应，而产业集聚“金融外部性”则产生“声誉效应”降低企业融资成本。一方面，产业集聚增进了上下游企业之间的地理距离和信息交流，供应链成员之间联系的加强催生供应链金融行为的产生，即集聚区企业不但可以通过集体担保等方式增加银行信任[46]，还可以向内部供应链成员企业提供商业信用[47-48]，如下游制造商采取“预付账款”等内部融资方式帮助上游供应商解决财务困境。另一方面，一旦企业发生违约行为，违约信息会在集聚区内迅速传播，这增加了企业的违约成本和供应链关系断裂等其他隐性成本[49]。产业集聚“金融外部性”通过缓解信息不对称和增强供应链韧性降低了经营环境的不确定性，帮助企业管理者预测决策行为结果及风险，有利于企业管理者依据自身信息做出融资决策。企业在某一固定区域内的不断发展会出现产业集聚效应，但相对封闭空间中的过度集聚容易引起同质化竞争、资源掠夺等恶性竞争行为，使得企业发展陷入“竞争困境”。长三角城市群之间的协作治理是城市空间价值和产业价值耦合发展的过程，长三角产业分工逐渐由平行行业分工演变为垂直价值链分工体系[50]。对企业而言，企业垂直分工使得企业尽量避免卷入同质化竞争，无需采取激进的负债策略用以排挤竞争对手的市场份额。基于上述分析提出以下假设：
H4：区域一体化会通过促进产业集聚抑制企业过度负债同伴效应。
H5：区域一体化能够缓解企业的“竞争困境”，竞争环境的改善能强化区域一体化对企业过度负债同伴效应的抑制作用。
（一）研究方法与样本选择
由于各地区行政区域划分，长三角城市群具有明确的地理边界，本文基于研究样本自身特点将精确地理断点回归作为基准方法。长三角城市群在本文样本窗口期内曾进行过多次扩容，其中2010 年长三角城市群扩容范围和影响最大，因此本文参照邓慧慧等[51]将2010 年长三角城市群扩容作为准实验，通过比较2010 年长三角扩容边界附近县市中企业观测指标的变化来衡量区域一体化的微观经济影响。考虑到城市间差异主要体现在各城市的中心地区，为了消除城市自身经济发展状况对企业负债的影响，本文剔除中心城区，仅使用2010 年长三角城市群边界两侧的县市作为研究样本。其中，2010 年新加入城市群的县市作为实验组，城市群边界外侧的县市作为对照组，具体见表1。
表1 样本覆盖县市范围
本文使用2000—2013 年的中国工业企业数据，由于中国工业企业数据库自身存在数据错误、缺失等问题，本文参照陈林[52]对中国工业企业数据库进行了如下过程的筛选：（1）剔除工业总产值、工业增加值、总资产、固定资产等关键变量小于零的企业；
（2）计算资产负债率、销售净利率等常见财务指标，剔除总资产小于流动资产、累计折旧小于本年折旧、资产负债率小于零、销售净利率小于零等不符合财务指标正常范围的企业；
（3）剔除不符合“规模以上”定义的企业，即剔除销售收入小于2000 万元和职工人数小于8 人的企业。考虑到中国工业企业数据库中可能存在的难以识别的数据异常，本文参照通常做法对实证相关的关键变量进行了1%的分行业截尾处理。
（二）模型设计与变量定义
参照邓慧慧等[51]、徐舒等[53]的研究，本文的计量模型设定如下：
本文采用精确地理断点回归作为基准方法。在断点回归估计中，要证明结果变量受到政策处置变量的影响，需要先有一个由连续的驱动变量决定的处置变量，在驱动变量的临界值附近处置变量发生间断跳跃时，结果变量也随之出现间断跳跃，同时其他控制变量不发生跳跃，则可说明政策存在处理效应。在本文中，驱动变量（Distancei）的绝对值是各城市到2010 年长三角城市群扩容边界的距离，具体数据是根据邻域分析法，使用Arcmap 软件计算出县市政府所在地坐标点与2010 年长三角城市群扩容边界曲线的所有连线距离，从中筛选出的最短距离即为该县市到城市群扩容边界的距离。对于在2010 年长三角城市群扩容线外的城市，驱动变量（Distancei）设置为最短距离的相反数。处置变量（Di）是企业所在城市是否在长三角扩容范围内的虚拟变量。具体而言，当企业所在城市在长三角城市群内部时Distancei＞0，此时受到政策影响，Di=1 属于处理组；
当企业所在城市在长三角城市群外部时Distancei＜0，此时尚未受到政策影响，Di=0 属于对照组。f（Di，Distancei）是驱动变量（Distancei）和处置变量（Di）的非参数函数。本文观察处置变量（Di）由0 跳跃到1时，结果变量（PEi）是否随之出现间断的跳跃。
参考许年行等[54]和巩鑫等[27]的做法，构建企业过度负债同伴效应（PEi）为被解释变量。该指标是企业过度负债与企业所在行业过度负债均值之间差值的绝对值。当企业过度负债程度与行业平均过度负债程度之间的差距越大时，表明企业受同伴企业影响越小，此时同伴效应越弱，因此该指标是一个反向指标。关于企业过度负债的测算，主要根据过度负债的概念界定以及国内外学者对企业目标资本结构的测算方法[2，55]。通过盈利能力、行业杠杆率、资产增长率、有形资产、企业规模等指标对企业的资本结构进行估计，预测得到企业的目标资产负债率。使用实际负债率减去估算出的目标负债率得到企业实际资本结构相对于目标资本结构的偏离程度，即为企业过度负债率。Control 为控制变量，参考邓慧慧等[51]和彭洋等[56]，本文的控制变量选取包括地方规模以上工业总产值（Lnindustry）、地方固定资产投资（Lninvest）、企业工业总产值（Lnoutput）、企业固定资产占比（Fassets）和企业年龄（Age），具体变量定义见表2。
表2 变量定义
PE 在驱动变量临界值左右两侧极限的差值就是处理效应θ，计算公式表示为：
通过选择合适的驱动变量带宽，精确地理断点回归将长三角城市群边界内外的县市作为观测样本，在控制其他可观测变量的前提下边界内外表现出的经济绩效差异即可认为是否受到长三角扩容政策影响。
（一）描述性统计
表3 是主要变量的描述性统计结果。由表3 可知PE 的均值为0.1981，表示企业过度负债与同行业均值水平的平均差值为0.1981。与同行业均值差距较小，同伴效应整体表现较为明显。PE 的最小值是0，表示样本中企业过度负债同伴效应最小值为0，即过度负债程度与同行均值保持一致；
最大值为5.4345，表示样本中同时存在企业过度负债程度与同行业均值差距较大的情况。Distance 的最小值是-22.3652，最大值为7.2636，分别与对照组中丰县距离长三角扩容边界线223652 米和实验组中浦江县距离长三角扩容边界线72636 米的地理数据相吻合。D 的均值为0.4322，表示有样本中有43.22%的企业受到长三角扩容政策的影响，处于扩容后的长三角城市群内。
表3 变量的描述性统计
（二）基准回归结果
根据图像可以直观地观测到结果变量在驱动变量临界值左右出现的不连续性。图1 为断点回归的非参数估计结果，横坐标为驱动变量D，其绝对值是城市到2010 年长三角城市群边界的距离，横坐标值为零处的竖线表示地理边界。图中显示，边界处的企业过度负债的同伴效应出现清晰的跳跃，这初步说明长三角一体化对企业过度负债的同伴效应起到了抑制作用。
图1 区域一体化对企业过度负债同伴效应的影响
本文进一步通过局部拟合模型得到更精确的断点回归结果。表4 为加入长三角城市群对企业过度负债同伴效应的非参数估计结果，其中h*是不同计算方法得出的最优带宽，模型第（1）列至第（3）列中最优带宽计算方法分别为mserd、msetwo 和msesum[57]。第一行是不同模型设定以及不同最优带宽计算方法下得出的估计结构，第二行和第三行分别是带宽调整为最优带宽两倍与三倍时的估计结构。由于本文驱动变量的绝对值代表县市到长三角扩容边界的最短距离，因此带宽过大会导致因果识别差异的估计偏误问题，带宽过小会导致可用于模型估计的样本量不足以支撑估计结构。总体来看，本文拓展最优带宽后回归结构基本保持稳健。基准回归结构说明，企业所在地加入长三角城市群使得企业过度负债同伴效应得到抑制，选择不同模型设定和最优带宽计算方法后得到的结果基本保持一致。
表4 不同带宽计算方法下的局部拟合模型非参数估计结果
（三）有效性检验
1.驱动变量的连续性
使用断点回归应满足驱动变量密度函数连续性的前提假设，被解释变量在临界值处的跳跃不能由驱动变量在临界值处跳跃引起的，即驱动变量具有外生性。本文对驱动变量密度函数的连续性进行检验。首先，参考Cattaneo 等[58]提出的稳健误修正密度连续性检验，从统计检验角度得到了驱动变量密度函数连续性的P 值为0.514，没有拒绝驱动变量密度函数在临界值处连续的原假设，初步证实了驱动变量的连续性。其次，使用McGrary 方法绘制核密度曲线图以及置信区间，对驱动变量在断点处的连续性进行观察。图2 中横轴为驱动变量，纵轴为驱动变量在数据中出现的频率，中间线条表示驱动变量在断点两侧的概率密度函数，上下两处线条构成的纵坐标范围表示概率密度函数的置信区间。如图2 所示，断点左右两侧的密度函数估计值有很大的重叠部分，两侧密度函数不存在显著差异。因此，驱动函数没有在断点处发生跳跃，满足断点回归的前提假设。
图2 驱动变量的连续性
2.控制变量的连续性
假设除被解释变量之外的其他控制变量在临界值处发生了跳跃，则最终结果变量的跳跃可能是由这些因素引起而非政策效应。本文为进一步排除被解释变量在驱动变量临界值处的跳跃是由控制变量在临界值处跳跃引起的可能，对其他控制变量在驱动变量临界值处是否连续进行了检验。由表5 结果可知，控制变量在地理边界处均不存在显著断点，进一步证实了本文断点回归结果具有有效性。
表5 控制变量的连续性检验
（四）稳健性检验
1.双重差分法估计
本文将2010 年加入长三角城市群作为冲击事件，使用双重差分法（DID）检验长三角一体化对企业过度负债的同伴效应的抑制作用，构建模型如下：
公式（3）中，Treati表示个体是否为处理组的虚拟变量，Treati=1 表示该个体为处理组，Treati=0 表示该个体为对照组。Postt在2010 年之后赋值为1，2010年前赋值为0。Controlit为控制变量，与公式（1）中含义相同。该计量模型控制了公司固定效应和年份固定效应。
表6 报告了区域一体化影响企业过度负债的同伴效应的DID 回归结果。由第（1）列估计结果可知，在不加入控制变量时企业过度负债同伴效应（PE）对加入长三角城市群（Treat×Post）的回归系数为0.2320，且在10%水平上显著为正；
由第（2）列估计结果可知，在加入控制变量时企业过度负债同伴效应（PE）对加入长三角城市群（Treat×Post）的回归系数为0.9743，且在1%水平上显著为正。结果表明相较于未受到长三角扩容政策影响的企业，长三角区域一体化对企业过度负债的同伴效应具有抑制作用，假设H1 得到验证。因此，在改变模型设定的情况下，基准结论仍是稳健的。
表6 DID 估计结果
2.地理断点反事实检验
由于本文将2010 年长三角扩充的地理边界作为驱动变量临界值划分依据，基准回归结果存在由地区发展差异而非长三角扩容政策引起的可能性。因此，本文对将地理边界的选择进行随机化处理，即分别将边界内推20 千米、内推30 千米、外推20 千米和外推30 千米作为“反事实”的伪临界值。若本文原有设定成立，则县市的企业过度负债同伴效应在伪临界值处不存在显著跳跃。表7 结果表明，本文设置的四处“反事实”临界值处均未出现显著的政策效应，该结果不受是否控制协变量的影响，证明了本文结论具有合理性和有效性。
表7 地理断点反事实检验回归结果
（一）异质性检验
1.企业规模异质性
根据学习行为假说，企业在获得信息成本较高或信息噪音较多时，会更加依赖其他公司的信息进行决策[24，59]。从同伴企业资本结构中存在的信息价值角度分析，规模较大的企业往往在同一产品市场中占据较大的市场份额，是行业标准的制定者。相较于规模较小的企业，大企业由于具有更多的话语权和独特的信息资源，其融资决策具有相对独立性。因此，在资本结构决策同伴效应发生的具体过程中可以将大企业视为“领导者”而小企业视为“追随者”。社会学研究认为在同一区域内的经济活动参与者之间通常有更多的机会建立非正式关系。企业所在地加入长三角城市群拓宽了小企业在生产经营中获得信息资源的途径、成本和质量，小企业追随模仿大企业进行融资决策的动机降低。因此，本文预期在规模较小的企业样本中，长三角区域一体化对企业过度负债同伴效应的抑制作用更显著。本文利用企业资产总额衡量企业规模，并按照与中位数的大小比较进行了分组检验。表8 回归结果显示，在企业规模较小的分组中企业过度负债同伴效应（PE）对加入长三角城市群（Treat×Post）的回归系数为0.9939，且在1%水平上显著为正；
在企业规模较大的分组中不显著。这表明长三角区域一体化对企业过度负债同伴效应的影响效应主要存在于规模较小的企业中。
2.融资约束异质性
融资约束是企业由于市场信息不对称、外部环境和代理成本等因素共同作用产生的内外部融资成本差异，是企业融资决策调整的重要依据[60]。在中国特殊的金融制度背景下，企业中普遍存在着代理人为了掌握更多资源进行盲目扩大投资规模的权力寻租行为。管理层权力膨胀产生的过度投资是导致企业过度负债的重要因素，而融资约束能够有效抑制管理层的过度投资行为[61]。对于受融资约束较小的企业，较低的融资成本使得管理层为抢占市场份额扩大规模，同行企业间的投资竞赛导致企业资本结构失衡。因此，受融资约束较小的企业更容易产生过度负债同伴效应。区域一体化水平的提高促进企业制定符合自身定位的投资机会，追求有效率的投资。本文预计区域一体化对企业过度负债同伴效应的抑制效果主要作用在面临融资约束程度低的企业中。参考邓慧慧等[51]的做法，使用企业利息支出比重与行业内利息支持比重平均水平的比值衡量企业受到的融资约束。该比值越大说明企业可获得外界融资越多，企业融资约束越小。表8 回归结果显示，在受融资约束较小的分组中回归系数在10%水平上显著为正；
在受融资约束较大的分组中不显著。这表明长三角区域一体化主要抑制了来自融资约束较小企业的过度负债同伴效应。
3.政府扶持异质性
地方政府拥有的资源配置权使其在企业外部经营环境中发挥着关键作用。一方面，地方政府出于追求政绩的目的，会对企业在当地的投资项目给予直接的财政补贴、融资优惠以及其他特殊资源[62]。另一方面，企业为了获得发展所需的资金和资源支持，会积极回应地方官员激励动机下对企业投资项目的干预[63]。在地方政府和企业之间的双向互动中，企业为了巩固与政府之间的隐形契约关系从而获得长期稳定的收益，会有意识地避免与同行业一般投资项目和投资金额趋同的情况。此外，由于地方政府面临社会就业和社会稳定等压力，获得政府补助的企业则可能服从政府安排承担一定的社会责任，企业在地方性投资更加偏离行业一般水平。由于企业融资动机主要来自投资，企业投资的跟随型同伴效应的抑制导致了企业过度负债同伴行为的抑制。因此，在受政府扶持力度大的企业中，区域一体化对企业过度负债同伴效应的抑制作用更强。本文利用企业补贴收入占营业收入的比重衡量政府对企业的资金扶持力度，并按照与中位数的大小比较进行了分组检验。表8 回归结果显示，在受政府扶持力度较大的分组中企业过度负债同伴效应（PE）回归系数在1%水平上显著为正；
在受政府扶持力度较小的分组中不显著。这表明长三角区域一体化对企业过度负债同伴效应的抑制作用主要存在于受政府资金扶持力度较大的企业之中。
表8 异质性分析
（二）作用机制检验
1.企业投资效率和产业集聚的中介效应
本文采用三步法进一步探究区域一体化对企业过度负债同伴效应的影响机制。表9 中第（1）列为企业过度负债同伴效应（PE）对Treat×Post 的回归结果，影响显著为正，与前文一致。第（2）列和第（3）列为企业投资效率为中介变量时对主回归的影响结果。其中企业投资效率用净利润与平均资产总额的比值，即资产收益率（ROA）表示。第（2）列回归结果显示，企业所在地加入长三角城市群后投资效率显著提高，回归系数为3.8273 且在1%的水平上显著。第（3）列为加入投资效率（ROA）后，企业过度负债同伴效应（PE）对Treat×Post 的回归结果不显著，对投资效率（ROA）在10%的水平上显著，说明投资效率在区域一体化和企业过度负债同伴效应之间起到了完全中介的作用。区域一体化通过提高企业投资效率，抑制了企业过度负债同伴效应，中介效应检验结果支持假设2。第（4）列和第（5）列为产业集聚为中介变量时对主回归的影响结果。由于产业集聚的作用机制主要通过供应链整合影响企业融资决策，因此使用短期借款和应付票据之和与总资产的比值，即供应链金融（SCF）表示。第（4）列回归结果显示，企业所在地加入长三角城市群后增加了与供应链渠道相关的融资来源，回归系数为0.8273 且在5%的水平上显著。第（5）列为加入供应链金融（SCF）后，企业过度负债同伴效应（PE）对Treat×Post 的回归结果系数为0.9583 且在1%的水平上显著，说明长三角扩容后产生的产业集聚效应为企业增加了供应链金融的融资方式，抑制了企业过度负债同伴效应，中介效应检验结果支持假设3。
2.信息环境和竞争环境的调节效应
信息环境帮助企业决策可以体现在信息基础设施或平台建设、信息工具终端使用和信息利用三个环节[64]。在我国信息基础设施建设一般由地方政府承担，地区信息基础建设水平构成企业信息利用需要跨越的门槛。本文基于企业所在地固定电话接通数检验信息环境在长三角区域一体化与企业过度负债同伴效应中发挥的调节作用。表10 第（1）列是将企业所在地固定电话接通数（Message）与Treat×Post的交乘项（Message×Treat×Post）加入模型进行检验。回归结果显示，企业所在地固定电话接通数与Treat×Post 的交乘项的回归系数为0.0016 且在5%的水平上显著，说明信息环境的改善在区域一体化和企业过度负债同伴效应之间起到正向调节作用，区域一体化缓解了企业面临的“信息困境”。
竞争环境方面，本文使用衡量产业集中度的HH指数检验竞争环境在长三角区域一体化与企业过度负债同伴效应中发挥的调节作用。表10 第（2）列是将企业所在地产业集中度（HH 指数）与Treat×Post 的交乘项（HH×Treat×Post）加入模型进行检验。回归结果显示，企业所在地产业集中度（HH 指数）与Treat×Post 的交乘项（HH×Treat×Post）的回归系数为-0.0598 且在10%的水平上显著，说明竞争环境缓解会在区域一体化和企业过度负债同伴效应之间起到负向调节作用。HH 指数越低表示行业中“一家独大”的垄断现象越少，企业越处于完全竞争行业中，区域一体化缓解了企业面临的“竞争困境”。
表10 调节作用检验结果
（三）经济后果
前文已经证明区域一体化会抑制企业过度负债同伴效应，那么区域一体化是否会通过抑制企业过度负债同伴效应而降低行业整体过度负债水平，从而实现防范和化解重大金融风险的目标？企业减少向同伴企业的学习模仿后，会针对自身经营状况调整出合理的资本结构。邓慧慧等[51]分别从市场机制和政府机制证实了区域一体化促进企业成长。Smith等[65]发现成长机会更高的企业由于面临未来较高的不确定性和经营风险，会降低自身杠杆率以避免未来可能出现的财务困境。因此，本文预期企业所在地加入长三角城市群后，企业减少了对同伴企业资本结构决策的模仿，可能会降低行业整体过度负债水平。表11 是基于行业过度负债水平均值（Averdebt），回归结果第（1）列Treat×Post 回归系数为-0.8326 且不显著，而第二列中企业过度负债同伴效应与长三角扩容的交乘项（PE×Treat×Post）回归系数为-0.0878且在1%的水平上显著。回归结果说明区域一体化在抑制企业过度负债同伴效应后，显著降低了行业整体过度负债水平。
表11 经济后果检验结果
本文利用企业所在城市是否加入长三角城市群的准实验，使用精确地理断点回归研究了区域一体化对企业过度负债同伴效应的影响。实证结果发现企业所在地加入长三角城市群后，企业过度负债程度与行业平均过度负债程度的差值变大。在放宽断点识别策略伪随机性的前提假设和多种稳健性检验后，这一结论仍然成立。这些结果表明区域一体化有助于企业制定适合自身的资本结构，抑制了企业过度负债同伴效应。
基于理论分析与实证结果，提出以下政策建议：第一，深入推进长三角区域协调治理，逐步形成国内统一市场。本文证实了区域一体化缓解了企业面临的信息困境和竞争困境，这就要求区域一体化推行过程中一方面企业要充分利用超大规模市场优势，增强对市场变化的信息捕捉能力；
另一方面政府要引导企业破除区域壁垒，跳出“同质化竞争陷阱”，通过相互协调和联动实现企业之间在产业链环节上的分工合作。第二，加强政府对企业决策引导，防范化解高负债风险。本文证实了企业间同伴效应导致行业内企业过度负债行为具有关联性，并且规模较大的龙头企业在行业内起着重要的“风向标”作用。因此，政府应重视企业间相互关联带来的外溢性影响，制定相应法律法规对企业行为决策进行正常引导。同时，重点关注行业内市场份额较大、行业内地位较高的龙头企业，及时监控化解企业高杠杆风险，避免企业间学习模仿引发系统性金融风险。第三，加强企业经营决策水平，提高内部治理能力。除同伴企业过度负债行为外，企业本身投资收益率、行业话语权等也是影响企业过度负债的重要因素。因此，提高企业内部治理能力一方面能抑制企业过度负债同伴行为的动机，另一方面也能直接对企业资本结构决策产生影响。企业应进一步提升自身经营管理水平和内部治理能力，制定适合自身持续发展的最优资本结构。
