【摘要】“去杠桿”是實現(xiàn)我國經(jīng)濟健康發(fā)展的重要舉措，也是防范和化解重大流動性風險的關(guān)鍵環(huán)節(jié)。以2010—2022年A股上市公司為樣本，文章實證研究了企業(yè)對經(jīng)濟政策不確定性感知與實施杠桿操縱行為之間的關(guān)系。研究表明：企業(yè)對經(jīng)濟政策不確定性感知的加深會增強其杠桿操縱程度，而有效的企業(yè)內(nèi)部治理、外部治理均能抑制由經(jīng)濟政策不確定性感知引發(fā)的杠桿操縱行為；非國有企業(yè)、高融資約束企業(yè)、高市場化程度地區(qū)的企業(yè)及銀行監(jiān)管嚴格地區(qū)的企業(yè)，其管理層在感知到經(jīng)濟政策不確定性后更有杠桿操縱動機。本研究為考察企業(yè)管理層杠桿操縱動機以及如何治理杠桿操縱行為提供了經(jīng)驗證據(jù)?！娟P(guān)鍵詞】經(jīng)濟政策不確定性；企業(yè)不確定性感知；杠桿操縱；公司治理一、引言2025年國務(wù)院《政府工作報告》指出，要有效防范化解重點領(lǐng)域風險，牢牢守住不發(fā)生系統(tǒng)性風險底線，更好統(tǒng)籌發(fā)展和安全，堅持在發(fā)展中逐步化解風險，積極防范金融領(lǐng)域風險。過高的杠桿率是金融脆弱性的總根源，微觀企業(yè)高杠桿則是助推我國宏觀杠桿率攀升的最主要原因[1-2]。21世紀以來，我國企業(yè)部門的微觀杠桿率不斷攀升，給宏觀經(jīng)濟及金融穩(wěn)定帶來了嚴峻的挑戰(zhàn)：國家資產(chǎn)負債表研究中心公布的數(shù)據(jù)顯示，2014年底我國非金融企業(yè)杠桿率為139.8%，較2000年同期增長了50.3%，遠高于全球平均水平。自2015年12月，中央經(jīng)濟工作會議提出去杠桿工作任務(wù)；2016年中央經(jīng)濟工作會議指出，要在控制總杠桿率的前提下，把降低企業(yè)杠桿率作為重中之重。經(jīng)過多年去杠桿政策的貫徹落實，2024年12月我國非金融企業(yè)杠桿率為168.4%，較2014年同期增長28.6%，長期增幅相比于政策實施前大幅度收窄，這說明我國企業(yè)部門增量債務(wù)規(guī)模得到了有效控制。然而，在金融監(jiān)管穿透式深入和金融信貸系統(tǒng)持續(xù)收緊的宏觀經(jīng)濟背景下，企業(yè)部門的存量債務(wù)規(guī)模卻始終居高不下，使得去杠桿的宏觀壓力正逐漸轉(zhuǎn)化為微觀企業(yè)實施“虛假”去杠桿的動機。這是因為實質(zhì)性去杠桿通常令企業(yè)承受“切膚之痛”：即要么通過出售資產(chǎn)抵減負債，直接降低負債水平；要么通過提高權(quán)益融資支出以增加權(quán)益規(guī)模，間接降低負債占比。因此，企業(yè)往往更有動機通過各種方式規(guī)避實質(zhì)性去杠桿，而僅在資產(chǎn)負債表上操控數(shù)值，進行“形式主義”去杠桿，即“杠桿操縱”[3]。然而，出于應(yīng)付國家政策要求或假裝達到融資條件的杠桿操縱行為，不僅沒有實際地降低企業(yè)承擔的債務(wù)違約風險或提升企業(yè)的長短期償債能力，反而加劇了企業(yè)內(nèi)外部信息不對稱性，誤導投資者的投資決策，進而影響宏觀資源的整體配置效率，并最終增加了系統(tǒng)性風險發(fā)生的可能性。經(jīng)濟政策作為國家宏觀調(diào)控的主要手段，對宏觀經(jīng)濟的發(fā)展和微觀主體的投融資決策都具有巨大影響，適時的、適度的經(jīng)濟政策調(diào)整是維持市場穩(wěn)定和宏觀經(jīng)濟平穩(wěn)運行的先決條件[4]。然而，經(jīng)濟政策頻繁變動卻通常不利于我國上市公司的高質(zhì)量發(fā)展。一方面，經(jīng)濟政策不確定性會抑制企業(yè)對實體資產(chǎn)的投資意愿，并轉(zhuǎn)向投機性金融資產(chǎn)持有，造成“脫實向虛”[5-6]；另一方面，經(jīng)濟政策的不確定性也會加劇股市波動和股價暴跌風險，造成系統(tǒng)性金融風險的跨市場傳染，打擊資本市場投資者信心[7]。那么，當經(jīng)濟政策頻繁變動發(fā)生時，企業(yè)管理層是否會因為對其不確定性感知的增強，而在財務(wù)報表信息披露中通過數(shù)值調(diào)整來掩飾自身受到的經(jīng)濟環(huán)境沖擊？申慧慧[8]研究發(fā)現(xiàn)，當面臨經(jīng)營環(huán)境不確定時，上市公司會試圖通過盈余管理平滑報表數(shù)值來減少不確定性造成的盈余波動，掩飾其真實風險承擔。同樣，當管理層感知到經(jīng)濟政策變動所造成的不確定性時，是否也會通過會計手段來實施杠桿操縱，從而掩飾其真實債務(wù)風險呢？這正是本文研究的主要問題。本文的貢獻在于：一是拓展了經(jīng)濟政策不確定性對微觀主體的影響研究，同時豐富了微觀視角下企業(yè)實施財務(wù)報表數(shù)值調(diào)整的動機研究；二是考慮了上市公司管理層決策行為受內(nèi)外部企業(yè)治理水平的影響，將企業(yè)內(nèi)外部關(guān)系人納入研究框架，并探索其對杠桿操縱行為的抑制作用；三是檢驗了經(jīng)濟政策不確定性感知對不同類型企業(yè)杠桿操縱行為的影響也存在差異性：在非國有企業(yè)、高融資約束企業(yè)、高市場化程度地區(qū)的企業(yè)及銀行監(jiān)管嚴格地區(qū)的企業(yè)當中，其管理層在感知到經(jīng)濟政策不確定性后更有杠桿操縱動機。二、理論分析和研究假設(shè)根據(jù)實物期權(quán)理論，當企業(yè)的外部投資人感知到宏觀經(jīng)濟政策環(huán)境不確定性時，很可能會向下預(yù)期企業(yè)未來現(xiàn)金流量的穩(wěn)定性，即認為企業(yè)的經(jīng)營性現(xiàn)金流入會受到環(huán)境變化而發(fā)生未知的波動，造成償債能力的下滑，從而向企業(yè)索取更高的投資回報率來補償這種不確定性風險，但這對企業(yè)來說卻是融資成本的增加或融資門檻的提高。一方面，從債務(wù)融資的角度出發(fā)，當商業(yè)銀行感受到經(jīng)濟政策的不確定性時，通過降低借款規(guī)模并同時增加貸款損失準備計提[9-10]，主動降低自身債務(wù)風險承擔[11]，這使得企業(yè)通過商業(yè)銀行獲取的信用規(guī)模降低，債務(wù)融資減少，“融資難”的問題進一步加劇[12]。另一方面，從權(quán)益性融資的角度來說，經(jīng)濟政策不確定性也會增加市場波動性[13]，致使資本市場的整體風險溢價上升，令投資者對不確定性風險的感知上升，對市場的信心下降，在更加謹慎地選擇投資對象的同時要求更高的金融資產(chǎn)風險溢價，最終令企業(yè)承擔的權(quán)益融資成本上升且融資難度增加。融資市場恐慌情緒對企業(yè)投資行為產(chǎn)生較大負面沖擊。從債務(wù)困境的現(xiàn)實角度看，由于資金供給方能夠為企業(yè)提供的外部債務(wù)規(guī)模因不確定性感知的攀升而不斷收緊，并且上市公司內(nèi)部債務(wù)規(guī)模存量又普遍偏高，有限的內(nèi)源性融資便難以償付不斷到期的長期債務(wù)。在此背景之下，企業(yè)往往選擇“借新還舊”“借短投長”以維持長期經(jīng)營項目，但這更進一步導致了破產(chǎn)風險的上升、融資約束的增加，容易令企業(yè)陷入債務(wù)旋渦而無法自拔[14]。從企業(yè)管理層的決策心理來看，由于經(jīng)濟政策的頻繁變動對其投融資行為往往造成負面影響，風險規(guī)避心理會令企業(yè)因感知到經(jīng)濟政策不確定性而心生恐慌情緒，從而產(chǎn)生動機以某種方法在同業(yè)競爭中爭奪投資者青睞，以維持其外源性融資。此時，由于賬面杠桿率是資金供給方審視債務(wù)人償債風險和償債能力的重要著眼點，設(shè)法降低賬面杠桿率便成了企業(yè)迎合投資者（或政策需要）的關(guān)鍵因素，而現(xiàn)行會計準則及相關(guān)法律對于表外負債、明股實債等企業(yè)操縱賬面杠桿率的方法既沒有實現(xiàn)深度監(jiān)管，也沒有強制性披露要求，企業(yè)幾乎可以無直接成本地通過杠桿操縱來實現(xiàn)賬面杠桿率的降低。因此，本文推斷上市公司在感知到經(jīng)濟政策不確定性時，便有動機主動實施杠桿操縱，來緩解投融資緊張的問題?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)。H0：隨著企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知的提升，其實施杠桿操縱的程度也會隨之增強。從內(nèi)部治理的角度看，良好的公司治理結(jié)構(gòu)能夠通過透明的信息披露和有效的內(nèi)部控制體系向市場傳遞積極信號，表明公司管理層能夠有效地代表股東利益，減少代理沖突和代理成本，切實保障股東權(quán)益。這些信號可以提升投資者對公司未來業(yè)績和穩(wěn)健管理的信心，從而降低股票的風險溢價，減少權(quán)益性融資成本[15]。此外，良好的治理結(jié)構(gòu)通常包括有效的風險管理和財務(wù)規(guī)劃機制，這些有助于提高企業(yè)的信用評級和市場信任度，使得企業(yè)能夠以更低的利率和更有利的融資條款獲得債務(wù)資本，進而降低債務(wù)性融資成本。不難看出，高水平的內(nèi)部治理環(huán)境可以直接降低企業(yè)融資成本，減少企業(yè)的融資約束。因此本文推測，對于擁有更高的內(nèi)部治理水平的企業(yè)來說，由于其實際承受的融資約束在同行業(yè)企業(yè)相對更低，當感受到經(jīng)濟政策的變動造成的不確定性時，其產(chǎn)生的杠桿操縱動機相比于內(nèi)部治理水平低的企業(yè)會更弱。從外部治理的角度看，來自企業(yè)相關(guān)利益人的正式規(guī)制和非正式監(jiān)督均能夠影響企業(yè)的杠桿操縱行為，并且主要渠道為強化信息披露。例如，資本市場開放通過提高信息透明度實現(xiàn)抑制上市公司杠桿操縱[16]；銀行業(yè)競爭加劇則會加強國有銀行的監(jiān)督動機，更深入掌握企業(yè)真實經(jīng)營狀況和決策動向[17]?？梢?，企業(yè)外部治理對于杠桿操縱的抑制，主要在于強化了對企業(yè)信息披露的監(jiān)管和監(jiān)督。因此本文推斷，當企業(yè)感知到經(jīng)濟政策不確定性時，受到更多外部關(guān)注的企業(yè)，在財務(wù)信息披露真實性和可靠性方面受到的約束力更大，使其管理層實施杠桿操縱的難度相對更高?；谏鲜龇治?，本文提出假設(shè)1、假設(shè)2。H1：企業(yè)的內(nèi)部治理可以抑制由管理層對經(jīng)濟政策不確定性感知所產(chǎn)生的杠桿操縱行為。H2：企業(yè)的外部治理可以抑制由管理層對經(jīng)濟政策不確定性感知所產(chǎn)生的杠桿操縱行為。三、研究設(shè)計（一）數(shù)據(jù)來源本文以2010—2022年A股上市公司為研究對象，并對數(shù)據(jù)進行了如下處理：第一，剔除ST、*ST企業(yè)觀測樣本并剔除所屬行業(yè)為金融類的企業(yè)觀測值；第二，剔除企業(yè)在某些年份中存在數(shù)據(jù)缺失的樣本；第三，對微觀層面的連續(xù)變量進行1%和99%的縮尾（Winsorize）處理以消除相關(guān)變量異常值影響。最終得到23346個樣本。本文研究所使用的數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫和中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺。（二）變量設(shè)定1.被解釋變量杠桿操縱水平。本文參考許曉芳等[3]提出的杠桿操縱定義，并按照其方法測度企業(yè)實施的杠桿操縱程度：在主回歸中采用基本的預(yù)期模型法（XLT-LEVM法），在穩(wěn)健性檢驗中采用擴展的XLT-LEVM法。其中，基本的XLT-LEVM法表示僅考慮企業(yè)利用表外負債和明股實債融資進行的杠桿操縱行為，而擴展的XLT-LEVM法則進一步考慮了企業(yè)使用會計手段實施杠桿操縱的部分。具體計算公式如下。其中，LEVMi，t表示企業(yè)杠桿操縱程度（基本的預(yù)期模型法）；ExpLEVMi，t表示企業(yè)杠桿操縱程度（擴展的預(yù)期模型法）；DEBT_TOTALi，t表示企業(yè)賬面總負債；DEBT_OBi，t表示企業(yè)表外負債總額；DEBT_NSRDi，t表示明股實債總額；ASSETB_TOTALi，t表示企業(yè)賬面總資產(chǎn)；DM_ASSETi，t表示企業(yè)通過調(diào)整折舊方法的高估資產(chǎn)總額；RDM_ASSETi，t表示企業(yè)高估可被資本化的研發(fā)支出總額；LEVBi，t表示企業(yè)賬面杠桿率水平。2.核心解釋變量不確定性感知。既有文獻主要采用聶輝華等[18]測度企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知的方法：借助Python的爬蟲技術(shù)和詞語分析軟件jieba統(tǒng)計上市公司年報MDamp;A部分中不確定相關(guān)詞匯與政策同時出現(xiàn)的頻率，然后計算MDamp;A部分的總詞句數(shù)，最后，計算不確定性感知相關(guān)的詞句占總篇幅的百分比，該比值越高，說明企業(yè)不確定性感知越強烈。在穩(wěn)健性部分中，本文以企業(yè)年報MDamp;A部分去除數(shù)字以外的總字數(shù)作為比值的分母，重新計算不確定性感知的程度。3.調(diào)節(jié)變量（1）內(nèi)部治理的指標選取本文以管理者能力作為企業(yè)內(nèi)部治理的代理變量。參照以往研究，采用DEA法和Tobit模型相結(jié)合的兩階段模型法測度管理者能力[19]。首先，借助DEA方法測算出企業(yè)生產(chǎn)效率，并通過Tobit模型回歸對其進行檢驗得到殘差，該殘差數(shù)值越大，則代表了無法被影響企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的各要素所解釋的部分越大，表示該企業(yè)管理者能力越強。以股權(quán)集中度作為另一個衡量企業(yè)內(nèi)部治理水平的指標。（2）外部治理的指標選取本文以機構(gòu)投資者持股比例和媒體關(guān)注作為企業(yè)外部治理的衡量指標。機構(gòu)投資者持股比例數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫。媒體關(guān)注的度量以全年互聯(lián)網(wǎng)媒體刊出的有關(guān)報道中標題出現(xiàn)該企業(yè)的資訊總數(shù)作為代理指標。該數(shù)據(jù)來自中國研究數(shù)據(jù)服務(wù)平臺（CNRDS）。4.控制變量由于企業(yè)的經(jīng)營決策與其固有特征高度相關(guān)，本文在回歸模型中盡可能加入企業(yè)特征層面的相關(guān)控制變量：企業(yè)規(guī)模、公司年齡、資產(chǎn)負債率、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、管理層前三名薪酬總額、管理層持股比例、托賓Q值、股權(quán)制衡度、是否兩職合一、董事會規(guī)模、獨立董事占比、現(xiàn)金流強度、市賬比。相關(guān)變量定義見表1。（三）模型設(shè)定為研究A股上市公司的經(jīng)濟政策不確定性感知對其杠桿操縱水平的影響，本文設(shè)定了式3加以檢驗。LEVMi，t=β0+β1FEPUi，t+∑βiCVs+YEAR+IND+ε（1）在該模型中，被解釋變量為采用基本方法測度的企業(yè)杠桿操縱水平（LEVM），核心解釋變量為企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知水平（FEPU），CVs為前述所有控制變量，ε表示隨機誤差項，i表示上市公司個體，t表示樣本觀測年份。為更好地吸收固定效應(yīng)并提升實證研究結(jié)果的可靠性，本文在模型中加入時間層面固定效應(yīng)YEAR和行業(yè)層面固定效應(yīng)IND，并在下文所有回歸中均采用了聚類穩(wěn)健標準誤，回歸結(jié)果匯報了經(jīng)企業(yè)個體聚類穩(wěn)健標準誤調(diào)整后的t統(tǒng)計量。四、實證結(jié)果分析（一）描述性統(tǒng)計表2展示了觀測樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果?？芍?，上市公司使用“明股實債”法進行的杠桿操縱水平均值為0.1126，低于其標準差0.1951，并且杠桿操縱均值還遠大于其中位數(shù)0.0377，說明上市公司杠桿操縱程度偏大的樣本較多，并且不同企業(yè)使用“明股實債”進行杠桿操縱的程度具有相當?shù)牟町愋?。這意味著有部分企業(yè)高度利用甚至依賴此法來進行債務(wù)性融資。其余變量與已有研究一致，不再贅述。（二）基準回歸表3報告了企業(yè)的經(jīng)濟政策不確定性感知與杠桿操縱程度的基準回歸結(jié)果。列（1）表示企業(yè)的杠桿操縱程度對其不確定性感知和一系列企業(yè)層面控制變量直接進行回歸的結(jié)果，列（2）、列（3）表示模型在添加了控制變量后單獨控制年份固定效應(yīng)或行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果，列（4）展示了模型同時控制年份、行業(yè)固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。可以發(fā)現(xiàn)在多種回歸策略下，企業(yè)對經(jīng)濟政策的不確定性感知均能增加其杠桿操縱的動機。經(jīng)計算，企業(yè)的經(jīng)濟政策不確定性感知每增加1%會造成杠桿操縱水平提升3.74%（0.0429×0.0989/0.1135=3.74%）。本文的H0得到了實證數(shù)據(jù)的支持。（三）穩(wěn)健性檢驗1.雙重差分模型（DID）為了解決基準回歸模型中的內(nèi)生性問題，本文采用雙重差分法（DID）進行回歸，具體操作如下：首先，若企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知的數(shù)值大于同行業(yè)同年份中位數(shù)則令其為處理組（Treat=1），反之則為對照組（Treat=0）；其次，以2016年國務(wù)院出臺的《關(guān)于積極穩(wěn)妥降低企業(yè)杠桿率的意見》（國發(fā)〔2016〕54號）作為準自然實驗的外生性沖擊，設(shè)置2016年之前的樣本年份為政策沖擊前（Post=0），2016年之后的樣本年份為政策沖擊后（Post=1）；最后，以“杠桿操縱程度（基本的預(yù)期模型法和擴展的預(yù)期模型法）”作為該模型的被解釋變量，以“Treat×Post企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知（DID）”為解釋變量，模型中其余控制變量均與基準回歸一致，表4顯示回歸結(jié)果仍然顯著。這表明本文的研究結(jié)論在控制了可能存在的內(nèi)生性問題后依然穩(wěn)健。2.工具變量法參考已有研究的做法，針對“企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知”這一可能存在內(nèi)生問題的解釋變量，本文采用經(jīng)濟政策變動影響的差異程度作為工具變量，該指標通過計算上一年度同一行業(yè)、同一地區(qū)內(nèi)的企業(yè)對經(jīng)濟政策不確定性感知的極差得到。一方面，該值越大，則表示經(jīng)濟政策變動對同類型企業(yè)的影響具有較大不確定性和無規(guī)律性，進而加劇相關(guān)企業(yè)自身的不確定性感知；另一方面，同類型的企業(yè)對經(jīng)濟政策變動的感知差異并不能直接作用于相關(guān)企業(yè)自身的調(diào)整報表數(shù)值行為。表4列（5）、列（6）展示了兩階段工具變量法的回歸結(jié)果，通過了工具變量的檢驗要求。3.其他穩(wěn)健性檢驗除解決內(nèi)生性問題外，本文還進行了多種穩(wěn)健性檢驗以提高結(jié)論可靠性：一是替換解釋變量，將企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知的度量方式改為以企業(yè)年報MDamp;A部分去除數(shù)字以外的總字數(shù)作為比值的分母，重新計算不確定性感知的程度；二是替換被解釋變量，采用擴展的預(yù)期模型法測度所得杠桿操縱水平作為企業(yè)杠桿操縱程度的度量指標；三是調(diào)整觀測窗口，剔除2020年和2021年的觀測樣本并重新進行回歸；四是對企業(yè)不確定性感知進行同年度同行業(yè)均值調(diào)整，即對解釋變量進行行業(yè)均值平減；五是添加地區(qū)固定效應(yīng)：進一步控制企業(yè)所屬城市、所屬省份經(jīng)濟發(fā)展程度不同帶來的差異；六是將模型中的聚類穩(wěn)健標準誤聚類到更高層級，即同時聚類企業(yè)層級和企業(yè)所屬的行業(yè)層級。經(jīng)過以上穩(wěn)健性檢驗后，其回歸結(jié)果依然顯著。由于篇幅限制，其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未列示，但數(shù)據(jù)留存?zhèn)渌?。（四）?nèi)部治理的調(diào)節(jié)效應(yīng)表5列（1）顯示企業(yè)不確定性感知和管理者能力交乘項系數(shù)均顯著為負數(shù)，表明管理者能力可以顯著地抑制由不確定性感知而造成的企業(yè)杠桿操縱行為。這可能是因為在面臨經(jīng)濟政策、經(jīng)濟環(huán)境的不確定時，更有才干的企業(yè)管理者具有更強的戰(zhàn)略定力并堅持更為穩(wěn)健的經(jīng)營策略，更愿意保持企業(yè)財務(wù)信息披露的真實性而不會輕易地謀求財務(wù)結(jié)構(gòu)的虛假優(yōu)化；表5列（2）顯示企業(yè)不確定性感知和股權(quán)集中度交乘項系數(shù)均為負數(shù)，這說明更高的股權(quán)集中度可以明顯地抑制由不確定性感知而造成的企業(yè)杠桿操縱行為。從心理所有權(quán)理論角度來說，擁有高持股比例的大股東對企業(yè)通常具有更強烈的心理所有權(quán)，因此更加注重企業(yè)發(fā)展的持續(xù)性和穩(wěn)健性，杠桿操縱作為企業(yè)短期內(nèi)操縱賬面經(jīng)營信息的行為，不僅不會為企業(yè)帶來長期效益，還可能會進一步加劇財務(wù)風險，因此股權(quán)集中度越高的企業(yè)，其杠桿操縱的行為越可能受到大股東的監(jiān)督并抑制。本文的H1得到證實。（五）外部治理的調(diào)節(jié)效應(yīng)表5列（3）顯示企業(yè)不確定性感知和機構(gòu)投資者持股比例交乘項系數(shù)顯著為負，表示對于機構(gòu)投資者持股比例更高的企業(yè)，由經(jīng)濟政策不確定性感知而引發(fā)的杠桿操縱可能性更低。機構(gòu)投資者由于其通常比普通投資者、散戶有著更強的資金實力與更強的投資判斷，能夠在企業(yè)IPO前后為其以天使投資、“打新”增股、定向發(fā)行等方式募集資金，同時利用機構(gòu)自身的影響力和引導作用為企業(yè)帶來充足的外部融資，發(fā)揮“注資效應(yīng)”，使其不必通過杠桿操縱來迎合外部融資的貸款要求，從根源上緩解企業(yè)融資約束[20]。表5列（4）顯示企業(yè)不確定性感知和媒體關(guān)注交乘項系數(shù)均顯著為負數(shù)，表明隨著媒體關(guān)注度的升高，企業(yè)經(jīng)濟政策不確定性感知造成的杠桿操縱動機將減少。由于媒體具有天然的信息傳播媒介功能，在報道企業(yè)發(fā)生重大關(guān)聯(lián)事項和經(jīng)營決策時，能夠引發(fā)社會輿論與監(jiān)管部門對企業(yè)的關(guān)注，從而增加企業(yè)信息環(huán)境透明度，降低內(nèi)外部信息不對稱性，最終約束了管理層對企業(yè)經(jīng)營信息的操縱行為。本文的H2得到證實。五、異質(zhì)性分析（一）產(chǎn)權(quán)性質(zhì)從社會分工的角度看，國有企業(yè)具有經(jīng)濟“穩(wěn)定器”的作用，往往承擔著維護社會穩(wěn)定、經(jīng)濟穩(wěn)定的政治職能，國企高層的業(yè)績壓力通常比民營企業(yè)管理者低，其披露信息通常也具有更高的社會信任度和社會關(guān)注度。因此國企性質(zhì)的企業(yè)具有更高的財務(wù)結(jié)構(gòu)真實性，而非國有企業(yè)在資產(chǎn)負債表披露的真實性方面相對不足。本文通過觀察企業(yè)最終控制人性質(zhì)，對樣本區(qū)分國有產(chǎn)權(quán)和非國有產(chǎn)權(quán)并進行分組回歸。表6列（1）、列（2）顯示，在國企上市公司當中，管理層的經(jīng)濟政策不確定性感知對杠桿操縱行為的回歸系數(shù)不顯著；而在非國企上市公司當中，企業(yè)的不確定性感知對于杠桿操縱的影響則顯著為正，這正說明在非國企上市公司管理層面臨更高的業(yè)績壓力，具有更強的報表信息操縱動機。（二）融資約束融資約束是企業(yè)實施杠桿操縱行為的根本原因，融資約束越大，表明企業(yè)杠桿操縱的壓力就越大。本文以FC指數(shù)作為分組依據(jù)將研究全樣本劃分為高融資約束組和低融資約束組。表6列（3）、列（4）顯示，在融資約束高的企業(yè)樣本中，企業(yè)不確定性感知造成的杠桿操縱行為顯著提高，而在低融資約束組中，企業(yè)的不確定性感知并沒有帶來強烈的杠桿操縱動機，這一回歸結(jié)果與以往研究相符。（三）市場化程度姜付秀等[21]研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)所處地區(qū)市場化程度越高，其資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度越快，并且這種關(guān)系在過度負債的企業(yè)樣本中更穩(wěn)健地顯著存在。從資金需求方來看，市場化程度的提高帶來激烈的市場競爭，促使企業(yè)不斷優(yōu)化當前資本結(jié)構(gòu)朝目標水平調(diào)整；從資金供給方來看，金融領(lǐng)域市場化改革的不斷加深賦予了銀行信貸資源配置更大的決策自主權(quán)和市場特征，令貸款的發(fā)放更依賴于企業(yè)的經(jīng)營狀況與賬面杠桿水平，倒逼企業(yè)調(diào)整自身杠桿水平。因此本文推測，若企業(yè)處于市場化程度高的地區(qū)，其降低賬面杠桿率的壓力越大，越具有賬面杠桿操縱的動機。本文選取樊綱指數(shù)作為市場化進程的代理指標，將全樣本按照地區(qū)市場化程度的高低，進行分組回歸。表6列（5）、列（6）的回歸結(jié)果表明：對于處在高市場化程度地區(qū)的企業(yè)，經(jīng)濟政策不確定性感知對杠桿操縱的動機越強。（四）直接融資水平直接融資和間接融資是金融機構(gòu)資金配置方式的主要區(qū)別，而資金配置方式的不同又會帶來不同的治理效率，進而產(chǎn)生差異化的經(jīng)濟后果。在“銀行為本”的金融體系下，間接融資的規(guī)模與風險通常受到銀行業(yè)和金融監(jiān)管部門更多的關(guān)注，而通過市場直接融資的方式受到