【摘要】隨著我國一系列去杠桿政策的陸續(xù)頒布， 企業(yè)所面臨的去杠桿壓力逐漸攀升。本文以2012 ～ 2022年我國滬深A股上市公司為樣本， 基于績效反饋理論和企業(yè)行為理論， 研究業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響機理和作用機制。研究發(fā)現， 業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間存在顯著的正相關性， 且業(yè)績期望落差會通過加劇企業(yè)融資約束和管理層短期主義導致企業(yè)杠桿操縱。此外， 業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在業(yè)績期望落差連續(xù)性較強、 短期償債壓力較大的企業(yè)中更為顯著。本文研究可為政府及監(jiān)管部門制定有關企業(yè)杠桿操縱的政策措施提供有益啟示。

【關鍵詞】杠桿操縱；業(yè)績期望落差；融資約束；管理層短期主義

【中圖分類號】 F272 【文獻標識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）23-0068-6

【基金項目】陜西省創(chuàng)新能力支撐計劃-軟科學研究計劃一般項目“雙鏈融合驅動下網絡貨運企業(yè)財稅政策支持研究”（項目編號：2023-CX-RKX-148）；2024長安大學中央高校基本科研業(yè)務費專項（項目編號：300102234621）

【作者單位】長安大學經濟與管理學院， 西安 710064。唐莎莎為通訊作者

一、 引言

黨的二十大報告指出， 要強化金融穩(wěn)定保障體系， 依法將各類金融活動全部納入監(jiān)管， 守住不發(fā)生系統(tǒng)性金融風險的底線?！叭ジ軛U”是防范金融風險的重要手段， 如何積極穩(wěn)妥地降低宏觀杠桿率特別是企業(yè)部門杠桿率是處理好經濟恢復與防范風險關系的關鍵（趙瑞麗等，2024）。但近年來， 我國債務規(guī)模尤其是非金融企業(yè)部門債務規(guī)模持續(xù)擴張。國家金融與發(fā)展實驗室數據顯示， 我國非金融企業(yè)部門的杠桿率由2008年末的95.2%增至2023年末的168.4%， 去杠桿已成為我國供給側結構性改革的重點任務。自2015年起， 我國進入強制去杠桿階段， 企業(yè)的去杠桿壓力倍增。一方面， 穩(wěn)妥降低負債的同時， 盈利能力和經營效率難以維穩(wěn)或提升； 另一方面， 融資成本偏高， 權益難以增加， 企業(yè)去杠桿之路十分艱難。因此， 部分企業(yè)選擇利用杠桿操縱來降低賬面杠桿率， 實現形式上的去杠桿（許曉芳和陸正飛，2020）。

杠桿操縱是指企業(yè)利用名股實債和表外負債等手段， 以及其他操縱資產或負債的會計操控手段， 實現企業(yè)賬面杠桿率低于實際杠桿率的行為（許曉芳等，2020）?，F有關于企業(yè)杠桿操縱的文獻主要圍繞杠桿操縱的方式、 度量和動機（許曉芳和陸正飛，2020）， 以及機構投資者分心（吳曉暉等，2022）、 非國有股東治理（馬新嘯和竇笑晨，2022）等因素對企業(yè)杠桿操縱行為的影響進行研究， 關于杠桿操縱的治理研究多是從外部治理環(huán)境和內部治理機制兩方面展開， 整體仍處于起步階段。杠桿操縱不僅會使得會計信息披露質量失真（許曉芳等，2021）， 導致企業(yè)債務風險攀升（Harry等，2018）， 還會誤導利益相關者的投資決策（徐亞琴和宋思淼，2021）， 甚至可能造成政府資源配置決策的失誤（許曉芳和陸正飛，2020）， 危害我國經濟的高質量發(fā)展。因此， 深入剖析企業(yè)杠桿操縱的誘發(fā)因素并提出相應的治理建議具有重要的現實意義。

績效反饋理論認為， 企業(yè)實際業(yè)績與期望業(yè)績的差異會影響企業(yè)后續(xù)戰(zhàn)略行為的選擇（Cyert和March， 1963）。當實際業(yè)績低于期望水平時， 企業(yè)處于業(yè)績期望落差狀態(tài)， 此時企業(yè)經營戰(zhàn)略的適應性降低， 未來的可持續(xù)發(fā)展受到威脅， 損失規(guī)避的決策動機會驅使企業(yè)鋌而走險， 試圖通過冒險活動或投機行為扭轉局面?，F有關于業(yè)績期望落差的研究主要集中在企業(yè)創(chuàng)新（陳永恒等，2023）、 戰(zhàn)略變革（李至圓等，2022）等活動上， 較少關注業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響及作用機制， 缺乏相關實證依據。而企業(yè)的經營業(yè)績會影響企業(yè)的資金需求和資金供給， 且企業(yè)杠桿操縱動機與企業(yè)融資規(guī)模和融資能力密切相關?；诖?， 本文將企業(yè)杠桿操縱與績效反饋分析結合起來， 研究業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響機理和作用機制， 以彌補現有研究的不足。

本文研究發(fā)現： 業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間存在著顯著的正相關性， 且業(yè)績期望落差會通過加劇融資約束和管理層短期主義導致企業(yè)杠桿操縱； 此外， 業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在業(yè)績期望落差連續(xù)性較強、 短期償債壓力較大的企業(yè)中更為顯著。本文的研究貢獻在于： 一是基于績效反饋理論， 豐富和拓展了企業(yè)杠桿操縱的分析框架。本文在企業(yè)杠桿操縱研究中引入了業(yè)績期望落差， 實證檢驗了業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響， 揭示了企業(yè)杠桿操縱的行為動因。二是從企業(yè)杠桿操縱視角豐富了業(yè)績期望落差的經濟后果研究。本文將業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱聯系起來， 拓展了企業(yè)行為理論對企業(yè)經營決策的影響研究。

二、 理論分析與研究假設

（一） 業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱

企業(yè)行為理論認為， 企業(yè)依據業(yè)績期望差距來評價經營管理狀況并指導后續(xù)的行為決策（李至圓等，2022）。前景理論表明， 決策者的風險偏好會隨著業(yè)績期望差距的變化而不斷調整（Kahneman和Tversky， 1979）。經濟人是有限理性的， 傾向于風險厭惡， 業(yè)績期望順差企業(yè)的管理者更容易安于當下， 減少風險性舉措； 而業(yè)績期望落差企業(yè)的管理者為了規(guī)避損失， 更具有冒險動機， 此時從事投機式活動更符合其逐利本性。在業(yè)績困境和去杠桿政策的雙重壓力下， 杠桿操縱可能是業(yè)績期望落差企業(yè)基于成本效益原則的一種戰(zhàn)略選擇（李強和宋嘉瑋，2022）。

從成本角度看， 企業(yè)杠桿操縱的成本相對較低。實質性去杠桿需要企業(yè)壓縮債務空間， 合理整合資源， 甚至可能需要折價出售部分資產以獲取足夠的償債資金， 或者需要企業(yè)增加權益資本， 從股市融資（許曉芳和陸正飛，2020）。相較于經營狀態(tài)良好的企業(yè)， 業(yè)績期望落差企業(yè)現金流較為緊缺， 投資者要求的風險溢價也較高， 對于實現實質性去杠桿力不從心。與實質性去杠桿行為相比， 杠桿操縱雖然使得企業(yè)的債務違約風險有所增加， 但相對而言操作難度及成本較低， 能夠快速實現去杠桿方面的需求。因此， 在合規(guī)性去杠桿較為困難的情況下， 杠桿操縱是企業(yè)權衡利弊后的一種現實選擇。

從收益角度看， 企業(yè)杠桿操縱可以滿足政策監(jiān)管要求及外部融資需求， 從而達到獲得合法性和緩解融資困境的目的。一方面， 在去杠桿政策壓力之下， 對于業(yè)績期望落差企業(yè)而言， 突破業(yè)績困境的同時實現實質性去杠桿較為困難， 企業(yè)可能選擇更具可操作性和可行性的杠桿操縱， 實現形式上的去杠桿以迎合政策要求（許曉芳和陸正飛，2020）； 另一方面， 金融機構在信貸決策中高度重視企業(yè)杠桿水平， 以衡量企業(yè)的償債能力和測度企業(yè)的財務風險（喻彪和楊剛，2023）。業(yè)績期望落差迫使企業(yè)調整經營決策以提升績效， 出于較高的業(yè)績壓力和融資需求， 企業(yè)可能會實施杠桿操縱來粉飾自身杠桿水平， 獲得外部融資以滿足自身生產經營及創(chuàng)新研發(fā)活動的需要。

業(yè)績期望落差使得企業(yè)同時處于去杠桿壓力和融資劣勢下， 雖然杠桿操縱存在一定的財務風險， 但通過虛降杠桿獲取信任和所需資金， 從而維持企業(yè)生產經營和創(chuàng)新研發(fā)活動所產生的收益更大。因此， 杠桿操縱是成本相對較低而收益相對理想的一種“占優(yōu)”手段?；谝陨戏治?， 本文提出如下假設：

H1： 業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱正相關。

（二） 融資約束的中介效應

在H1的基礎上， 本文認為企業(yè)融資約束在業(yè)績期望落差加劇企業(yè)杠桿操縱的路徑中發(fā)揮中介效應。

首先， 業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)融資約束。業(yè)績期望落差在一定程度上反映出企業(yè)的盈利能力和經營狀況存在問題， 會引起利益相關者對企業(yè)債務契約有效性的懷疑（黃賢環(huán)等，2019）。為了保障資金的安全性， 企業(yè)的融資金額和相關債務條款會遭受更為嚴格的限制， 進一步加大企業(yè)獲得資金的成本和難度， 從而加劇企業(yè)的融資困境。

其次， 融資困境會加劇企業(yè)的杠桿操縱動機。根據融資優(yōu)序理論， 企業(yè)融資一般遵循內源融資、 債務融資和權益融資的順序（Myers和Majluf，1984）。債務融資是企業(yè)獲得生產經營和研發(fā)創(chuàng)新必需資金的重要方式， 而銀行等金融機構在信貸決策中需要參考企業(yè)的杠桿水平。為了規(guī)避風險和滿足監(jiān)管合法性要求， 對于杠桿水平偏高的企業(yè)， 金融機構會制定更加嚴苛的條款、 限制貸款資金的發(fā)放或者要求更高的風險溢價， 進一步推升企業(yè)的融資成本。企業(yè)為了降低融資成本、 緩解融資困境， 有可能利用杠桿操縱來降低賬面杠桿率。

因此， 業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)融資約束， 使得企業(yè)粉飾杠桿水平以緩解融資困境的動機進一步增強， 從而導致企業(yè)實施杠桿操縱。基于以上分析， 本文提出如下假設：

Ｈ2： 融資約束在業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響中發(fā)揮中介作用。

（三） 管理層短期主義的中介效應

在H1的基礎上， 本文認為企業(yè)管理層短期主義在業(yè)績期望落差加劇企業(yè)杠桿操縱的路徑中發(fā)揮中介效應。

首先， 業(yè)績期望落差會加劇管理層短期主義。根據績效反饋理論， 業(yè)績期望落差的出現往往意味著企業(yè)存在資源配置效率不高、 管理運營薄弱等問題， 這一般會被認為是由企業(yè)管理者經營能力不足、 管理不善等所致（李奉書等，2024）， 導致管理者的市場聲譽受損、 組織的經營合法性受到質疑。為了維護自身利益及聲譽， 企業(yè)管理層可能會出于“賭徒心理”， 更傾向于采取相對激進的策略來打破眼下的業(yè)績困境， 此時冒險投機行為更可能被采納。因此， 業(yè)績期望落差可能會導致管理層出現短期主義， 誘使管理層僅追求短期業(yè)績的提升而忽視企業(yè)的長遠利益。

其次， 管理層短期主義會加劇企業(yè)杠桿操縱。根據委托代理理論， 由兩權分離導致的代理沖突會影響企業(yè)的經營管理決策。較高的杠桿率會提高企業(yè)債務風險， 惡化實體投資效率， 從而損害企業(yè)經營績效與市場價值（曾國安等，2023）。實質性去杠桿的時間周期較長， 可能會使企業(yè)錯失寶貴的投資機會， 在外界壓力及維護自身利益雙重因素的驅動下， 管理層可能會出于機會主義動機及短視傾向， 通過杠桿操縱快速擺脫高杠桿率的桎梏。

因此， 業(yè)績期望落差會誘導管理層加劇管理層短期主義， 使其選擇具有冒險特質的杠桿操縱， 在短期內迅速降低賬面杠桿率?；谝陨戏治?， 本文提出如下假設：

H3： 管理層短期主義在業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響中發(fā)揮中介作用。

三、 研究設計

（一） 樣本選取和數據來源

本文選取2012 ～ 2022年我國滬深A股上市公司作為樣本， 并借鑒吳曉暉等（2022）的做法， 對所選樣本進行了如下處理： ①剔除金融保險類行業(yè)樣本； ②剔除數據缺失和ST、 ?ST等樣本； ③剔除年初及年末均含有有息負債但當年無利息支出的樣本； ④為控制極端異常值的影響， 對所有連續(xù)變量進行上下1%水平的縮尾處理。

經過上述處理， 本文最終得到18307個企業(yè)—年度觀測值。本文的數據來源于CSMAR數據庫。

（二） 變量設定

1. 被解釋變量： 企業(yè)杠桿操縱。本文參考許曉芳等（2020）的處理方法， 采用擴展的XLT-LEVM法作為企業(yè)杠桿操縱的衡量方式， 具體計算方法見式（1）。同時， 穩(wěn)健性檢驗中使用基本的XLT-LEVM法衡量企業(yè)杠桿操縱， 具體計算方法見式（2）。

ExpLEVMi，t=（D_TOTALi，t+D_OBi，t+D_NSRDi，t）/（ASSETB_TOTALi，t+D_OBi，t－DM_ASSETi，t－RDM_ASSETi，t）－LEVBi，t （1）

LEVMi，t=（D_TOTALi，t+D_OBi，t+D_NSRDi，t）/（ASSETB_TOTALi，t+D_OBi，t）-LEVBi，t （2）

其中： ExpLEVM和LEVM分別為采用擴展的XLT-LEVM法和基本的XLT-LEVM法衡量的企業(yè)杠桿操縱； D_TOTAL為資產負債表中的負債總額； D_OB為表外負債總額； D_NSRD為名股實債總額； ASSETB_TOTAL為賬面資產總額； DM_ASSET為固定資產折舊高估的資產總額； RDM_ASSET為研發(fā)支出資本化高估的資產總額； LEVB為賬面杠桿率。

2. 解釋變量： 業(yè)績期望落差。本文借鑒李強和宋嘉瑋（2022）的研究， 將業(yè)績期望落差定義為實際業(yè)績低于期望水平時兩者之差的絕對值。計算公式如下：

PGi，t=[Pi，t-Ai，t，if Pi，t<Ai，t0，其他] （3）

Ai，t=α1HAi，t+（1-α1）SAi，t （4）

其中： PG表示企業(yè)的業(yè)績期望落差； P表示實際業(yè)績， 采用企業(yè)總資產回報率（Roa）衡量； A表示期望業(yè)績； α1表示權重， 本文將α1取值為0.5； HA表示歷史期望業(yè)績， 取自企業(yè)總資產回報率（Roa）的擬合值； SA表示行業(yè)期望業(yè)績， 取自企業(yè)所在行業(yè)除自身以外其他企業(yè)的業(yè)績平均值。

3. 中介變量。融資約束（FC）： 參考張璇等（2019）的做法， 使用企業(yè)SA指數的絕對值衡量。管理層短期主義（STermism）： 參考張?zhí)煊詈托煜蛩嚕?023）的做法， 選擇研發(fā)支出削減額作為管理層短期主義的代理變量， 采用企業(yè)第t期和第t-1期的研發(fā)支出差額乘以100再除以企業(yè)第t-1期末的總資產來計算。

4. 主要控制變量。本文參考饒品貴等（2022）的研究， 選取企業(yè)規(guī)模（Size）、 資產負債率（Lev）、 企業(yè)成長性（Growth）、 盈利能力（Roa）、 企業(yè)現金流（CFO）、 股權集中度（First）、 獨董比例（Indir）、 產權性質（Soe）作為控制變量， 并控制了年度和行業(yè)固定效應。

主要變量具體定義和度量方式見表1。

（三） 模型構建

為驗證H1， 本文構建模型（5）檢驗業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響：

ExpLEVMi，t=α0+α1PGi，t+α2Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t （5）

其中： i表示企業(yè)個體； t表示年份； PG表示業(yè)績期望落差； Controls表示控制變量； Ind和Year分別表示行業(yè)和年度啞變量； ε為隨機擾動項， 服從正態(tài)分布。對解釋變量和控制變量均做滯后一期處理。系數α1表示業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響效應， 若α1顯著為正， 則說明業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)杠桿操縱， 從而H1成立。

為驗證H2和H3， 本文構建模型（6）、 （7）檢驗融資約束（FC）和管理層短期主義（STermism）的中介效應：

Mi，t=β0+β1PGi，t+β2Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t（6）

ExpLEVMi，t=γ0+γ1PGi，t+γ2Mi，t+γ3Controlsi，t+∑Ind+∑Year+εi，t （7）

其中， M表示中介變量， 包括企業(yè)融資約束（FC）和管理層短期主義（STermism）。

四、 實證結果與分析

（一） 描述性統(tǒng)計

變量的描述性統(tǒng)計結果如表2所示。由表2可知， ExpLEVM的均值為0.114， 最大值為0.528， 中位數為0.076， 最小值為0， 表明所選樣本企業(yè)間的杠桿操縱水平存在差異。其他變量的描述性統(tǒng)計結果與現有研究基本保持一致， 表明所選樣本具有可靠性。

此外， 本文對所選變量進行了Pearson相關性檢驗， 結果顯示各變量之間的相關系數均小于0.5， 業(yè)績期望落差（PG）與企業(yè)杠桿操縱（ExpLEVM和LEVM）的相關系數在1%的水平上顯著為正， 初步表明業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)杠桿操縱。同時， 多重共線性檢驗結果顯示， VIF均小于1.7， 表明模型不存在嚴重的共線性干擾。

（二） 回歸結果分析

1. 業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱。表3報告了模型（5）的回歸結果。由列（1）可知， PG的回歸系數為0.178， 在1%的水平上顯著， 表明業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱顯著正相關。列（2）進一步加入了相關控制變量， PG的回歸系數為0.695且依然在1%的水平上顯著。由此H1得證。列（3）和列（4）采用基本的XLT-LEVM法測度企業(yè)杠桿操縱以進行穩(wěn)健性檢驗， 結果顯示PG的回歸系數依然在1%的水平上顯著為正。以上結果說明業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)杠桿操縱。

2. 融資約束的中介效應。表4報告了模型（6）、 （7）的回歸結果。列（1）中PG的回歸系數為0.695， 列（2）中FC的回歸系數為0.452， 均在1%的水平上顯著為正， 說明業(yè)績期望落差會加劇企業(yè)融資約束。列（3）中， FC的回歸系數為0.014且在10%的水平上顯著， PG的回歸系數為0.688且在1%的水平上顯著， 同時， PG的顯著性相較于列（1）有所降低。以上結果說明融資約束在業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間發(fā)揮著部分中介作用， H2得證。

3. 管理層短期主義的中介效應。表5報告了模型（6）、 （7）的回歸結果。列（1）中PG的回歸系數為0.695， 列（2）中STermism的回歸系數為1.456， 均在1%的水平上顯著為正， 說明業(yè)績期望落差會加劇管理層短期主義。列（3）中， STermism的回歸系數為0.009， PG的回歸系數為0.682， 且均在1%的水平上顯著， 同時， PG的顯著性相較于列（1）有所降低。以上結果說明管理層短期主義在業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間發(fā)揮著部分中介作用， H3得證。

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 替換解釋變量。參考王壘等（2020）的做法， 將式（4）企業(yè)期望業(yè)績中的權重α1賦值為0.7， 計算得到替換解釋變量NPG， 回歸結果見表6。由表6可知， NPG的回歸系數仍然在1%的水平上顯著為正， 與上文基準回歸結果一致， 表明本文結論具有穩(wěn)健性。

2. 工具變量法。由于杠桿率較高、 資源配置效率較低、 管理運營薄弱容易導致企業(yè)業(yè)績下滑， 本文采用工具變量法以緩解內生性問題。參考姜紹靜等（2023）的研究， 本文選取企業(yè)所在行業(yè)中除自身以外其他企業(yè)的平均業(yè)績作為工具變量， 使用兩階段最小二乘法進行回歸， 回歸結果見表7。由表7可知， PG的回歸系數仍在1%的水平上顯著為正， 表明基準回歸結果具有穩(wěn)健性。

五、 進一步分析

（一） 業(yè)績期望落差連續(xù)性

除考慮業(yè)績期望落差的強度特征以外， 還應考慮時間維度上的連續(xù)性業(yè)績困境。相較于單期的業(yè)績期望落差， 連續(xù)的業(yè)績期望落差往往被視為企業(yè)資源配置效率低和經營能力嚴重不足的表現， 更易導致外部利益相關者喪失對企業(yè)未來收益增長與可持續(xù)發(fā)展的信心， 進而影響其對企業(yè)的投資決策。這將增強企業(yè)的杠桿操縱動機， 從而干擾或誤導利益相關者的決策。

因此， 本文預期業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在落差連續(xù)時間較長的企業(yè)中更為顯著。對此， 本文采用企業(yè)業(yè)績期望落差連續(xù)發(fā)生的周期數衡量業(yè)績期望落差連續(xù)性（Per）， 當PG連續(xù)兩期及以上大于0時Per取值為1， 否則為0， 以此將樣本分為連續(xù)性較強和較弱兩組進行分組回歸， 以檢驗業(yè)績期望落差連續(xù)性對業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間關系的調節(jié)作用。由表8的分組回歸結果可知， 相較于連續(xù)性較弱的樣本， 連續(xù)性較強的樣本中PG的回歸系數的數值較大， 且這一結果通過了Suest法下的組間差異性檢驗， 可見業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在落差連續(xù)時間較長的企業(yè)中更顯著。

（二） 短期償債壓力

業(yè)績期望落差企業(yè)進行杠桿操縱的目的之一， 就是提高籌資能力以獲得能夠滿足投資與生產經營需要的資金。短期償債壓力是影響籌資能力的重要因素之一， 短期償債壓力較大的企業(yè)往往具有更緊迫的籌資需求， 此時企業(yè)為獲取外部融資， 進行杠桿操縱的動機會更強。

因此， 本文預期業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在短期償債壓力較大的企業(yè)中更為顯著。對此， 本文參考許曉芳等（2021）的處理方法， 以流動負債（包括一年內到期的非流動負債）減去經營活動產生的現金凈流量的凈額來衡量短期償債壓力（PRESS）， 若PRESS小于同行業(yè)企業(yè)償債壓力年度中位數， PRESS取值為0， 反之則取1， 以此將樣本分為短期償債壓力較大和較小兩組進行分組回歸， 以檢驗不同強度的短期償債壓力對業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間關系的調節(jié)作用。由表9的分組回歸結果可知， 相較于短期償債壓力較小的樣本， 壓力較大的樣本中PG的回歸系數的數值較大， 且這一結果通過了Suest法下的組間差異性檢驗， 可見業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在短期償債壓力較大的企業(yè)中更顯著。

六、 結論與啟示

本文探討了業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響， 研究表明業(yè)績期望落差與企業(yè)杠桿操縱之間存在顯著的正相關性， 且業(yè)績期望落差會通過加劇企業(yè)融資約束和管理層短期主義導致企業(yè)杠桿操縱； 經采取多種方法進行穩(wěn)健性檢驗， 結果表明本文研究結論依然成立。進一步研究發(fā)現， 業(yè)績期望落差對企業(yè)杠桿操縱的影響在業(yè)績期望落差連續(xù)性較強、 短期償債壓力較大的企業(yè)中更為顯著。上述研究結論揭示了企業(yè)在業(yè)績期望落差下的去杠桿應對策略， 證實了消極的績效反饋結果對企業(yè)粉飾杠桿水平的作用機制， 也為企業(yè)杠桿操縱的影響因素提供了新的解釋。基于上述研究結論， 本文得到如下啟示：

一是政府可以制度建設為抓手， 約束企業(yè)杠桿操縱行為。一方面， 可以立法的形式對企業(yè)杠桿操縱行為進行監(jiān)管， 持續(xù)加強資本市場監(jiān)管體制機制建設； 另一方面， 不僅要對企業(yè)進行監(jiān)控， 還要強化金融機構的實時監(jiān)管， 監(jiān)管范圍要盡可能地覆蓋現有杠桿操縱的所有形式， 充分發(fā)揮金融機構對企業(yè)杠桿操縱的約束作用。

二是監(jiān)管部門應加大對業(yè)績期望落差企業(yè)的監(jiān)管力度， 對于存在業(yè)績期望落差、 融資行為較多、 信息披露質量較低的企業(yè)實行重點監(jiān)管， 加大對杠桿操縱行為的處罰力度。同時， 應完善會計準則， 規(guī)范企業(yè)財務杠桿相關會計確認、 計量與披露行為， 壓縮利用準則惡意操縱杠桿的空間， 提高企業(yè)進行杠桿操縱的難度及成本。

三是企業(yè)應充分認識杠桿操縱的風險及潛在不良后果， 不斷強化風險管理意識， 及時洞悉管理層短期主義， 防范杠桿操縱風險。要加強債務管理， 制定合理的債務償還制度， 積極穩(wěn)妥地推進債務償還和資金保障工作， 從而降低企業(yè)杠桿水平。同時， 要優(yōu)化企業(yè)資本結構， 切實提高資本盈利能力， 達到提升企業(yè)價值的最終目的。

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（責任編輯·校對： 許春玲 劉鈺瑩）