摘要：完善现代金融监管体系既是保障金融市场高效运行的基石，也对企业资本结构具有深远影响。优化资本结构能够帮助企业更有效地管控财务风险并降低融资成本。因此，将资本结构调整至目标水平已成为企业亟待解决的现实课题。以资管新规实施为准实验，深入分析金融强监管对资本结构动态调整的作用机制。研究结果表明，资管新规显著加快了企业资本结构向目标水平的收敛；机制分析则进一步揭示，资管新规通过促进企业投资水平和提升创新产出，优化了资本结构动态调整路径。

　　关键词：金融强监管；资本结构动态调整；资管新规

　　0引言

　　金融监管作为国家管理金融市场的核心手段，不仅旨在维护市场秩序和预防系统性金融风险，而且通过指导与规范金融行业稳健运行，有效保障金融稳定与安全[1]。近年来，我国资产管理行业在高速发展过程中逐渐暴露出多重矛盾。首先，产品结构日益复杂且层层嵌套；其次，非标债权资产规模迅速膨胀；最后，隐性担保与刚性兑付现象普遍存在。上述问题共同促使资管业务演变为一个规模庞大却监管盲区明显的“影子银行”体系，其运营常游离于监管之外，风险水平显著提升，一旦发生兑付违约，不仅损害储户利益，还会动摇市场信心，进而威胁金融体系的整体稳健。鉴于此，2018年4月27日，中国人民银行等四部委联合颁布了《关于规范金融机构资产管理业务的指导意见》（以下简称“资管新规”），这是迄今对资管行业最为严格的监管政策[2]。资管新规旨在破除刚性兑付、防范监管套利、遏制金融风险，并通过促进金融资本“脱虚向实”、提升行业透明度与规范化水平，从而进一步巩固金融稳定基础。

　　资本结构描述了企业融资来源的构成，揭示了债务资本与股权资本之间的平衡关系，是评估公司财务状况及制定投融资策略的核心指标。自1958年莫迪利安尼—米勒(MM)定理提出以来[3],资本结构与企业整体价值之间的关联便成为学术界关注的焦点。随着研究的不断深入，相关理论体系亦得到拓展与完善。权衡理论认为，理性的企业管理层会综合权衡税盾效应与潜在财务困境成本，从而选择最优资本结构，以实现企业价值最大化[4]。动态资本结构理论则指出，由于外部环境波动与内部盈利水平起伏，企业难以持续保持理论上的最优状态，因此会在追求价值最大化过程中，有计划地调整并优化资本构成，使其逐步向目标结构收敛，以提升资本使用效率。王朝阳等[5]进一步强调，杠杆率与资本结构是同一问题的不同视角，无论是去杠杆、降杠杆还是稳杠杆，其本质均是资本结构的动态优化与调整过程。

　　在此背景下，考察资管新规对企业资本结构动态调整的影响机制与效果，对于深化金融监管体系改革、激发市场活力及促进我国经济健康发展具有重要的理论价值和实践意义。然而，当前相关研究尚属匮乏。基于此，研究拟回答以下3个核心问题：其一，资管新规能否加速企业资本结构的调整进程；其二，企业自身特征如何影响该政策效应的差异化表现；其三，政策作用的内在传导机制是什么？通过对上述问题的系统论证，旨在揭示资管新规在提升资本结构调整速度方面的积极效用及其作用路径，为后续政策优化和企业融资决策提供理论依据与实践参考。

　　1文献综述与研究假设

　　1.1文献综述

　　1.1.1金融强监管政策经济效应研究

　　学术界对金融监管影响的评估呈现辩证特征[6]。支持“监管有效”观点的研究可分为两大方向：

　　一是从微观企业行为层面展开。汤晟等[2]将资管新规视为准自然实验，研究发现该政策通过降低金融投资利润率，促进了企业集团内部资本市场资源配置效率提升。韩珣等[7]指出资管新规经由投资替代机制，显著增加了企业劳动雇佣需求，扩大了就业规模，其效应在内部治理机制健全的企业中尤为突出。李青原等[8]的研究亦表明强化金融监管能够抑制企业“脱实向虚”行为，从而支持监管有效论。

　　二是从宏观经济角度切入。彭俞超和何山[9]研究揭示资管新规所产生的结构性效应有助于提高资源配置效率并增强经济发展质量。刘承昊等[10]进一步研究表明该政策通过加剧银行存款竞争，削弱了货币政策的传导效率，因而需要深化存款利率市场化改革。刘喜和和霍振先[11]亦验证了资管新规对政策利率传导效率存在一定削弱作用。

　　然而，也有少量文献支持“监管无效”或“监管成本”观点。周上尧和王胜[6]研究指出强监管虽能降低系统性金融风险，却会导致大量资金流向风险较低的企业，产生资源错配，并引发投资效率及长期产出水平下降的隐忧。蒋敏等[12]研究发现资管新规实施后影子银行规模显著缩减，企业融资成本与融资约束水平显著上升；彭俞超和何山[9]进一步论证，该政策的总量效应抑制了投资与资本积累，从而拖慢了经济增长速度；刘冲等[13]利用债券市场微观数据证实，资管新规实施以来，货币市场短期利率对债券利率的传导效率出现显著负向变化。

　　1.1.2企业资本结构动态调整影响因素研究

　　现有关于资本结构动态调整影响因素的研究大体可分为两类：微观企业特征视角和宏观经济环境视角。就微观企业特征而言，首先，高管薪酬激励有助于加快资本结构调整速度。谢辰等[14]以高管前3名薪酬总额的自然对数衡量激励强度，研究发现其通过降低代理成本显著加快企业资本结构调整。其次，差异化集团品牌战略能够有效降低企业债务资本成本，从而提升资本结构调整速度[15]。最后，现金持有水平与企业资本结构调整速度呈正相关。胡援成等[16]基于动态面板阈值回归，并引入融资约束变量，验证了二者的稳健正向关系。

　　从宏观经济环境角度来看，首先，政策不确定性上升使企业在资本结构调整上更趋谨慎。顾研和周强龙[17]研究发现，在政策波动期，企业倾向提高股权融资比例以规避风险。王朝阳等[18]研究进一步指出，经济政策不确定性通过增强企业规避不确定性行为，阻碍了企业资本结构动态调整进程。其次，资本市场管制（如股票再融资限制）会增加融资交易成本，进而放缓企业资本结构调整速度[19]。最后，央行宽松性言辞沟通能够稳定投资者预期、缓解融资约束，并通过抑制“短贷长投”现象，促进企业加快资本结构调整[20]。

　　尽管现有文献分别对资管新规的经济效应及企业资本结构调整影响因素进行了深入探讨，但鲜有研究将二者有机结合。鉴于资管新规作为首部统一金融机构资产管理业务监管标准的法规，其实施极有可能对企业资本结构的动态调整产生深远影响。因此，本文拟从政策—行为路径的视角，实证分析资管新规对企业资本结构调整速度的影响及其作用机制，并以此拓展法与金融交叉领域的研究边界。

　　1.2研究假设

　　一方面，资管新规可能通过扩大企业投资，影响资本结构动态调整的速度和幅度。李青原等[8]的研究表明，资管新规在投资渠道和投资风险两方面均能促进企业投资。第一，在投资渠道方面，由于上市公司金融投资常需借助多层嵌套产品以规避监管，而资管新规通过统一监管标准，减少了产品嵌套空间，并推动非标资产转为标准化产品，从而阻断了企业通过非正规金融途径进行投资的路径，反向增强了其投资动力[9]。第二，在投资风险方面，资管新规破除刚性兑付，使理财产品发行方不再提供信用背书，显著提高了金融投资的潜在风险，倒逼企业将资金投向实体部门。企业投资通常伴随固定资产和无形资产等大型投入，而此类投入对资本结构调整速度具有显著正向推动作用[21]。固定资产折旧与无形资产摊销费用可在税前扣除，降低企业所得税负担，而税负减轻能够加速资本结构动态调整[22]。

　　另一方面，资管新规还可能通过提升企业创新产出，从而促进资本结构的动态调整。具体而言，该政策通过统一监管标准、打破监管套利空间，降低市场扭曲与信息不对称所带来的融资溢价，并在减少系统性金融风险、提升金融机构竞争力的过程中，有效压缩企业融资成本。融资成本的降低不仅为企业研发投入提供了充足的资金支持，还提升了企业开展技术创新和产品升级的积极性，从而显著提高创新产出水平。孟恒红[23]的研究进一步证实，随着创新产出水平的提升，企业更易形成可持续盈利预期，因而能够更迅速地调整债务与股权比例，实现资本结构的动态调整。

　　有鉴于此，本文提出如下研究假设：

　　H1：资管新规的实施能够加快企业资本结构调整速度。

　　2.2数据来源和说明

　　研究以2013—2023年中国A股非金融类上市公司为样本，初步筛选后获得19 295个公司年度观测值。样本筛选步骤包括：其一，剔除财务及关键变量数据缺失的个体；其二，剔除ST及∗ST公司。为控制极端值干扰，采用上下1%分位数截尾法对连续变量进行处理。企业财务数据主要来源于国泰安(CSMAR)数据库，并辅以iFinD金融数据终端进行补充。

　　2.3描述性统计

　　本研究主要变量的描述性统计结果见表2,研究结果表明样本期间企业资本结构年度差额(dlev)均值为0.008,最大值为0.796,最小值为-0.688,说明企业间杠杆率差距较大。核心解释变量(Dev)均值为0.007,最大值为0.109,最小值为-0.081,说明既存在高于目标资本结构的企业，也存在低于目标资本结构的企业。企业规模(Size)的均值为22.52,总资产收益率(Roa)的均值为3.22%,托宾Q(TobinQ)的均值为2.032。

　　3实证结果及分析

　　3.1基准回归

　　基准回归结果见表3。列(1)为模型(1)的回归结果，其中变量Dev的估计系数在1%的水平上显著为正，说明企业正向其目标资本结构调整。列(2)是在模型(3)中引入了Treat×Post×Dev三重交互项的回归结果，其估计系数为0.416,且在在1%的水平上显著。这表明政策实施后，受影响企业的Dev弹性较对照组提高了约37%(0.416/1.081)左右。这初步支持了研究假设H1,即资管新规实施显著加快了资本结构动态调整速度。列(3)~列(5)依次加入控制变量后，交互项估计系数分别为0.263、0.274和0.268,且均在1%水平显著，进一步验证了资管新规对企业资本结构调整速度的正向促进作用。

　　3.2稳健性检验

　　3.2.1平行趋势检验

　　研究使用双重差分法进行分析，其前提是“政策实施前处理组和控制组具有相同趋势”，即二者在资管新规实施前不存在系统性差异。为检验这一“平行趋势”假设，本文借鉴吕越等[28]的研究方法，进一步分析处理组与控制组在政策实施前的动态变化趋势，并构建如下计量模型

　　式中，yeart为年度虚拟变量，将其与分组虚拟变量Treat项进行交互，设定样本期的第一年2013年为基准期，以避免多重共线性问题。

　　表4列(1)和列(2)报告了该模型的回归结果。在控制时间固定效应和个体固定效应的前提下，无论是否加入控制变量，Treat×year2014、Treat×year2015、Treat×year2016、Treat×year2017交互项估计系数均不显著。这表明在资管新规施行之前，处理组与控制组在资本结构调整趋势上不存在显著差异，从而验证了平行趋势假设的成立。

　　3.2.2安慰剂检验

　　为排除其他随机因素对结果的干扰，本研究对处理组与控制组在非政策冲击时点的表现进行了安慰剂检验。参照马恩涛和杨璇[29]的方法，首先从2018年前样本中重新界定处理组和控制组，并分别将“资管新规”施行年份虚设为2016年和2017年。回归结果见表4列(2)、列(3),Treat×policy t的估计系数均不显著，表明政策效应并非源自其他外生冲击，资管新规具有较好的外生性。

　　此外，按照胡洁等[30]的做法，基于基准模型中各变量的实际分布，通过随机抽样生成500组“伪政策虚拟变量”，并分别进行重复回归。图2所示的系数与P值分布进一步验证，绝大多数安慰剂系数在统计意义上均不显著，印证了实证结果的稳健性和政策冲击的独特效应。

　　在500次随机抽样的安慰剂检验中，“伪政策虚拟变量”回归系数的平均值接近于零，且远低于基准模型中的政策效应系数；系数分布呈近似正态，绝大多数P值均大于0.10,在10%显著性水平不显著。上述结果表明，先前识别到的资管新规对企业资本结构动态调整的正向影响，难以归因于其他随机性因素，从而验证了研究结论的稳健性。

　　3.2.3其他稳健性检验

　　(1)为排除“疫情期间扶持医药企业”等政策干扰，研究从样本中剔除了1 425家医药企业。2019年年底新型冠状病毒在我国爆发后，政府先后发布了多项鼓励医药行业发展的政策，例如北京市经信局对医药创新品种首试产给予奖励，这些政策可能对资本结构调整速度产生影响。剔除相关样本后，重新估计的结果见表5列(1),仍显著支持假设H1,进一步验证了资管新规对企业资本结构调整速度的正向推动作用。

　　(2)控制高维固定效应。为进一步排除行业层面不可观测异质性对实证结果的干扰，研究参照汤晟等[2],在基准模型中增设“行业×年度”双重固定效应，以捕捉不同行业公司对时间性冲击的差异化响应。表5列(2)回归结果显示，交互项估计系数依旧为正且在1%水平显著，进一步验证了假设H1的稳健性。

　　(3)滞后一期控制变量。为检验模型的稳健性，将所有控制变量滞后一期后重新估计，如表5第(3)列所示。回归结果显示，分组虚拟变量与分期虚拟变量交互资本结构偏离程度的系数依旧为正，且在1%显著性水平显著，表明研究结论不受控制变量滞后设置的影响。

　　(4)倾向得分匹配(PSM-DID)。先以企业层面控制变量为协变量，通过Logit模型估计处理组概率并进行1:2最近邻匹配，剔除未匹配样本后，再对匹配样本实施DID回归。表5列(4)显示，交互项回归系数在1%水平显著为正，与基准回归结果高度一致，进一步验证了资管新规对企业资本结构动态调整的正向效应。

　　3.3异质性检验

　　3.3.1企业规模异质性

　　资管新规通过规范金融市场运作、抑制影子银行扩张，虽有助于宏观风险防控，却加剧了中小企业因规模偏小和抵押担保不足而面临的融资困境。为进一步检验政策效应的异质性，研究以企业总资产的中位数为分界，将样本划分为大企业和中小企业，回归结果见表6列(1)~(2)。回归结果表明在控制其他变量后，大企业的Treat×Post×Dev估值系数是0.153,且在5%显著性水平显著，而中小企业该项估计系数是0.303,且在1%水平显著。这表明资管新规对中小企业资本结构调整速度的促进效果优于大企业。

　　这一差异性效应可能源于两方面原因：一方面，资管新规在限制影子银行业务的同时，引导更多社会资本流向实体经济，尤其是融资渠道相对受限的中小企业。新规减轻了中小企业的融资约束，使其有能力扩大投资规模，从而加快资本结构向目标水平收敛；另一方面，资管新规鼓励资管产品配置标准化资产，限制对非标资产的投资，这不仅优化了直接融资市场的内在结构，还为中小企业提供了更多直接融资机会。鉴于中小企业在间接融资市场中往往处于弱势，直接融资渠道的改善进一步提升了其资金获取能力，进而加速了资本结构动态调整。

　　3.3.2行业异质性

　　研究参照王华和黄之骏[31]的行业分类方法，将医药制造业、计算机通信及其他电子设备制造业、仪器仪表制造业、化学原料与化学制品制造业、化学纤维制造业，以及铁路、船舶、航空航天与其他运输设备制造业归为高科技行业，其余行业归为非高科技行业。分组回归结果见表6第列(3)和列(4)。非高科技行业组中，Treat×Post×Dev的估计系数为0.291,且在1%显著性水平上高度显著，显著高于高科技行业组。这很可能是因为：首先，资管新规规范了金融市场运作，促使金融机构重新评估风险偏好。高科技行业虽然潜在回报高，但由于研发周期长、技术迭代快，其融资决策更加谨慎。其次，非高科技行业的业务模式相对成熟，市场风险和收益波动较低，更易被金融机构视为稳健投资对象。因此，非高科技行业在资管新规实施后更易获得资本支持，从而激发创新活动并加速资本结构的动态调整。

　　3.3.3资产密集度异质性

　　依据中国证监会2012年行业分类标准，将样本企业划分为资产密集型组和非资产密集型组，回归结果见表6列(5)和列(6)。回归结果显示，在非资产密集型组中，交互项Treat×Post×Dev的系数为0.301,且在1%显著性水平上显著为正。在资产密集型组中，该交互项系数在10%显著性水平上显著为正，但系数值较小。这一差异性效应可能源于企业决策流程的复杂程度：非资产密集型企业由于无需进行烦琐的固定资产评估和长期投资回报测算，能够更快速地响应市场信号并调整资本结构；而资产密集型企业的投资与调整决策往往需经过严格的资产评估和审慎的回报分析，导致其资本结构调整相对滞后。

　　3.4机制检验

　　3.4.1投资水平效应

　　资管新规通过促进企业投资，进而加快资本结构动态调整。具体而言，在微观层面，该政策通过抑制影子银行业务、压缩金融资产投资规模，引导资金流向固定资产、无形资产及其他长期资产。在宏观层面，资管新规有助于降低企业融资成本，进一步激发投资意愿[21]。研究采用李青原等[8]的方法，将企业当期用于购建固定资产、无形资产及其他长期资产的现金支出与处置上述资产的现金回收净额之差，除以期初总资产，以衡量企业投资水平。表7列(1)显示当以投资水平作为机制变量时，Treat×Post×Dev与资本结构偏离程度的交互项系数在1%显著性水平上为正。根据权衡理论，固定资产折旧与无形资产摊销均可抵扣税前利润，抵税效应提升将鼓励企业增加负债率，减轻税负，从而加快资本结构向目标水平收敛[22]。这验证了资管新规通过扩大企业投资促进资本结构调整的传导机制。

　　3.4.2创新产出效应

　　资管新规有助于提升企业创新产出水平，进而加快资本结构动态调整速度。资管新规的实施意味着对资产管理业务进行统一监管，通过提高市场透明度和风险管理标准，向微观主体传递出支持创新发展的积极信号；这有助于增强投资者和管理层对企业创新产出前景的乐观预期[32]。在外部融资环境更加友好的背景下，投资者会更愿意为高潜力的研发项目提供资金支持[22],管理层也会在预期创新成果能够带来可观回报和稳定现金流的情形下，主动优化债务与股权比例，加大对创新项目的投入。因而，资管新规能够通过提升企业创新产出水平，提振市场信心、改善融资条件、降低融资成本，从而加快资本结构向最优水平的动态调整。

　　4研究结论与建议

　　4.1研究结论

　　金融监管体系的完善对于促进实体经济高质量发展和推进中国现代化进程具有深远意义。基于资管新规实施的视角，研究构建双重差分模型，系统考察了金融强监管对企业资本结构动态调整的作用机制。研究结果表明：第一，资管新规实施后，企业资本结构调整速度显著加快。在完成平行趋势检验、安慰剂检验、高维固定效应控制及滞后变量检验等多重稳健性检验后，该结论依然稳健。第二，资管新规对资本结构动态调整的影响在不同企业类型和行业间存在异质性。资管新规对中小企业、非重污染、非资产密集型及非高科技行业企业资本结构调整速度更为显著。

　　4.2政策建议

　　基于上述研究结论，本文提出以下3点政策建议：

　　第一，监管政策制定者需完善功能性金融监管框架，构建现代化、系统化的监管体系。当前监管职能分散、监管强度不均及盲区存在等问题，易导致监管套利和风险外溢。资管新规落实后，影子银行活动得到有效抑制，企业投资进一步增长，为经济高质量发展提供了支撑。未来，应持续评估宏观经济与市场运行态势，推动监管协同与风险监测全覆盖，以防范系统性风险并促进企业资本结构优化和经济可持续增长。

　　第二，企业应提升对外部金融监管政策的敏感度，并强化对宏观金融环境的理解与预判能力。研究结果表明，金融监管的变化对企业资本结构调整具有显著影响。因此，企业不仅要及时监测监管动向，快速调整融资与投资策略，还需深入研判监管细则内涵，以优化资本配置、提升资本结构韧性。

　　第三，通过优化产业政策与金融支持体系，完善融资渠道与激励机制，降低企业融资成本和制度壁垒，营造公平高效的投资环境；同时，强化技术创新平台与产业协同，加快资本与资源的精准配置，不断提升企业投资效率与资金使用效率，从而促进产业升级、技术进步，实现企业经营的稳健增长与可持续发展。

　　5结语

　　研究以2018年资管新规实施这一准实验为切入点，选取2013—2023年中国A股上市公司年度财务数据，构建双重差分模型，评估资管新规对企业资本结构动态调整速度的影响。与既有研究相比，在以下两方面具有边际贡献：一是在研究视角上，首次从资管新规施行的角度剖析金融强监管对资本结构调整速度的作用，为决策者和投资者提供了全新参考；二是在研究内容上，既通过双重差分模型丰富了对强监管政策环境下资本结构调整效应的实证研究，又在微观层面补充了资管新规经济效果研究—不同于传统对投资或创新产出的关注，本文聚焦于资本结构动态优化，提供了资管新规政策经济效应的微观经验证据。

　　研究亦有以下局限性：其一，样本仅涵盖披露完整的中国A股上市公司，因中小企业数据缺失及保密性问题，研究结果的外推性和普适性受限，未来可引入更广泛的数据集以增强研究结论的稳健性；其二，仅采用修正最小二乘虚拟变量法估计目标资本结构，方法较为单一，后续研究可结合多种模型进一步深入资本结构动态调整机制。

　　综上所述，研究加深了对资管新规与企业资本结构动态调整关系的理解，不仅为监管制度设计提供理论支撑，也为企业实践优化资本结构提供了有益启示。

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