關(guān)文慶

(東北財經(jīng)大學(xué) 馬克思主義學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

當(dāng)前我國仍然處于間接融資為主的金融體制下，信貸融資是企業(yè)外部融資的主要來源，因而企業(yè)的信貸融資一直是學(xué)界關(guān)注的重點。一些研究考察了企業(yè)的財務(wù)特征對獲取信貸融資的影響[1]，另一些研究關(guān)注于企業(yè)的政治關(guān)系對其獲取信貸融資的影響[2]。然而，實踐中還存在著另一種重要現(xiàn)象，即企業(yè)對金融機構(gòu)的直接控股行為。這種現(xiàn)象不僅具有一定普遍性，而且還呈現(xiàn)出不斷增加的趨勢[3-4]。不過，現(xiàn)有研究主要關(guān)注實業(yè)企業(yè)控股金融機構(gòu)對企業(yè)投資、經(jīng)營績效和創(chuàng)新的影響[5]，在金融機構(gòu)的貸款融資仍然是我國企業(yè)主要外部融資來源的背景下，關(guān)于企業(yè)控股金融機構(gòu)如何影響企業(yè)貸款融資的研究仍然較為匱乏。

二、理論分析與研究假設(shè)

企業(yè)控股金融機構(gòu)是指企業(yè)通過持有金融機構(gòu)一定比例的股權(quán)，影響其股東大會與董事會決議，實現(xiàn)影響金融機構(gòu)決策的行為。控股金融機構(gòu)是我國企業(yè)實踐中一個較為普遍并有一定增長趨勢的現(xiàn)象[3-4]。針對該現(xiàn)象，李維安和馬超[3]發(fā)現(xiàn)實業(yè)企業(yè)控股金融機構(gòu)雖然減少了企業(yè)的投資不足，但同時也導(dǎo)致了企業(yè)的投資過度，并且后者的作用大于前者，最終降低了企業(yè)的投資效率。黎文靖和李茫茫[4]認為，民營企業(yè)控股金融機構(gòu)主要是基于緩解融資壓力的目的，而國有企業(yè)控股金融機構(gòu)則是地方政府干預(yù)的結(jié)果，因而控股金融機構(gòu)能夠提高民營企業(yè)經(jīng)營績效，但卻會損害國有企業(yè)經(jīng)營績效。藺元[5]研究發(fā)現(xiàn)雖然實業(yè)企業(yè)控股金融機構(gòu)后獲得了更快的成長，但控股金融機構(gòu)后經(jīng)營績效反而變得惡化。王紅建等[6]發(fā)現(xiàn)實業(yè)企業(yè)控股金融機構(gòu)后，對于其研發(fā)創(chuàng)新具有較強的擠出效應(yīng)。

盡管現(xiàn)有研究關(guān)注了企業(yè)控股金融機構(gòu)的行為，但對于該行為與企業(yè)貸款融資關(guān)系的研究仍然匱乏。本文認為，企業(yè)控股金融機構(gòu)有利于企業(yè)獲得貸款，主要表現(xiàn)為較多的貸款數(shù)量與較低的貸款成本。

第一，企業(yè)通過控股金融機構(gòu)成為其控股股東，能夠有效影響金融機構(gòu)的貸款決策。諸多研究考察了這一影響。雷光勇和劉慧龍[7]發(fā)現(xiàn)控股股東能夠操縱上市公司的盈余管理。王化成等[8]發(fā)現(xiàn)控股股東能夠顯著影響上市公司的股利分配，并且在一定程度上控股股東的影響具有合法性，而這種合法性又加強了控股股東對被控股企業(yè)決策的決定性作用。因此，當(dāng)企業(yè)控股金融機構(gòu)后，能夠?qū)ζ滟J款決策產(chǎn)生決定性的影響，這便于企業(yè)從金融機構(gòu)處獲取數(shù)量更多、成本更低的貸款。

第二，企業(yè)控股金融機構(gòu)能夠獲得關(guān)于貸款技巧的信息，便于企業(yè)成功申請貸款。在審核企業(yè)的貸款申請時，金融機構(gòu)具有自己的決策標準，只有符合這些標準，企業(yè)才能夠獲得貸款。Abdel-Khalik[9]發(fā)現(xiàn)金融機構(gòu)貸款時非常關(guān)心企業(yè)的資金流、負債、獲利能力等財務(wù)狀況信息。而Zimmer[10]發(fā)現(xiàn)金融機構(gòu)會通過企業(yè)過去的財務(wù)數(shù)據(jù)信息預(yù)測企業(yè)破產(chǎn)的概率。通過控股金融機構(gòu)，企業(yè)能夠更好地了解諸如信貸政策標準內(nèi)部信息。這些信息有助于企業(yè)獲取數(shù)量更多、成本更低的貸款。

第三，企業(yè)控股金融機構(gòu)有利于企業(yè)進入金融行業(yè)的關(guān)系圈子。Putnam[11]指出圈子的關(guān)系機制有助于增加圈子內(nèi)成員彼此的信任。同時，Petersen和Rajan[12]發(fā)現(xiàn)企業(yè)控股金融機構(gòu)，有助于增強企業(yè)與其他金融機構(gòu)的信任關(guān)系，而金融機構(gòu)會優(yōu)先選擇為其信任的企業(yè)發(fā)放貸款，并且給予多數(shù)量、低成本的貸款政策。劉浩等[13]也發(fā)現(xiàn)企業(yè)與金融機構(gòu)熟悉時，企業(yè)能夠獲取更多數(shù)量的貸款。

第四，相比于非同一行業(yè)內(nèi)企業(yè)，金融行業(yè)內(nèi)各種類型的金融機構(gòu)彼此之間的業(yè)務(wù)往來更加頻繁，其業(yè)務(wù)關(guān)系也會更加密切。因此，當(dāng)企業(yè)控股非銀行類金融機構(gòu)時，企業(yè)可以通過股權(quán)控制，將被控股金融機構(gòu)的某些業(yè)務(wù)以更加優(yōu)惠的方式與其他銀行類金融機構(gòu)進行合作，以此為代價換取合作方數(shù)量更多、成本更低的貸款融資。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：與非控股金融機構(gòu)的企業(yè)相比，控股金融機構(gòu)的企業(yè)貸款融資的數(shù)量較多，貸款融資的成本較低。

與國有企業(yè)相比民營企業(yè)更難獲得貸款[14]。一方面，在我國金融體系由政府控制的背景下，政府對國有企業(yè)的“父愛主義”，使得國有企業(yè)獲得了相對更多的貸款[15]，而政府的這種“父愛主義”卻很難移至于民營企業(yè)身上。另一方面，信息不對稱是民營企業(yè)難以獲取貸款融資的重要原因，由于民營企業(yè)的經(jīng)營歷史較短，與銀行也沒有長期的交易關(guān)系，導(dǎo)致評價其資質(zhì)所需的信息成本相對高昂。張文匯[16]認為，銀行承擔(dān)的信息成本以及長期客戶關(guān)系建立困難，是民營企業(yè)難以獲得貸款融資的重要原因。

本文認為，相比國有企業(yè)而言，民營企業(yè)控股金融機構(gòu)促進企業(yè)信貸融資的作用更強。這因為：一方面，由于國有企業(yè)具有制度優(yōu)勢，他們獲取貸款融資較為便利，因而尋求并依賴其他融資渠道的訴求較弱，而民營企業(yè)本身受到外部融資約束較為嚴重，會更加依賴其他類型的融資渠道[2]。在此背景下，相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)會更加依賴控股金融機構(gòu)的信貸融資作用，因而該作用在民營企業(yè)中的影響更強。另一方面，通過控股金融機構(gòu)，民營企業(yè)可以進入金融圈子，提高民營企業(yè)獲取信貸融資數(shù)量，降低信貸融資成本。而由于國有企業(yè)本身較容易獲取貸款融資，因而金融圈子成員間的信任機制對于國有企業(yè)獲取信貸融資作用的影響較小。

基于此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)控股金融機構(gòu)對貸款融資數(shù)量的正向影響更強，對貸款融資成本的負向影響更強。

三、研究設(shè)計

(一)研究樣本與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2015年滬深A(yù)股非金融類上市公司為研究對象，考察企業(yè)控股金融機構(gòu)對企業(yè)貸款融資的影響。在剔除缺失數(shù)據(jù)后，最終樣本共包括7 880個觀測值。為了剔除異常值的影響，本文對連續(xù)變量數(shù)據(jù)進行上下1%分位數(shù)的Winsorize處理。本文使用的上市公司控股金融機構(gòu)數(shù)據(jù)、公司財務(wù)特征、董事會特征以及公司所屬行業(yè)信息等數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫與Wind數(shù)據(jù)庫。

(二)研究模型與變量定義

本文使用回歸模型(1)與模型(2)，分別檢驗企業(yè)控股金融機構(gòu)對貸款融資數(shù)量和貸款融資成本的影響。

Loan=α0+α1Fin_Con+α2Control+α3Indus_i+

α4Year_j+ε

(1)

Cost=α0+α1Fin_Con+α2Control+α3Indus_i+

α4Year_j+ε

(2)

模型(1)中Loan代表企業(yè)貸款融資數(shù)量(長期貸款與短期貸款之和，并進行對數(shù)化處理)。在實證分析時，本文進一步區(qū)分長期貸款數(shù)量(Loan_L)、短期貸款數(shù)量(Loan_S)。模型(2)中Cost代表企業(yè)貸款融資成本。本文借鑒蔣琰[17]的做法，用利息總支出與長短期債務(wù)平均的比值來測算企業(yè)貸款融資成本。其中，短期債務(wù)包括資產(chǎn)負債表中的短期貸款，長期債務(wù)包括長期借款、一年內(nèi)到期的長期借款、長期應(yīng)付款、應(yīng)付債券與其他長期負債項等。Fin_Con代表企業(yè)是否控股金融機構(gòu)，若企業(yè)控股金融機構(gòu)則為1，否則為0。本文借鑒王化成等[8]的研究，將持有金融機構(gòu)20%以上股權(quán)作為控股金融機構(gòu)的判斷標準。在穩(wěn)健性檢驗中，本文將該判斷標準下調(diào)至10%。

在考察企業(yè)性質(zhì)(State)對控股金融機構(gòu)貸款融資效應(yīng)的調(diào)節(jié)作用時，本文將研究樣本分為國有企業(yè)與民營企業(yè)兩種類型。本文借鑒夏立軍和方軼強[18]關(guān)于企業(yè)性質(zhì)的分類標準，當(dāng)上市公司終極控制人可以追溯為自然人、民營企業(yè)或村辦集體企業(yè)等時，將該企業(yè)認定為民營企業(yè)，此時變量為0；當(dāng)上市公司終極控制人可以追溯至中央或地方國資委或地方政府時，將該企業(yè)認定為國有企業(yè)，此時變量為1。

模型(1)和模型(2)中的Control是控制變量。參考余明桂和潘紅波[2]、張敏等[19]等的研究，本文控制變量包括公司治理、企業(yè)特征等方面變量：第一大股東持股比例(Top_Share)、董事會規(guī)模(Board)、獨董比例(Ratio_Dirt)、固定資產(chǎn)比例(Fixs)、總資產(chǎn)收益率(Roa)、資產(chǎn)負債率(Lev)、企業(yè)規(guī)模(Size)等。

此外，本文還考慮了行業(yè)特征(Indus)和宏觀環(huán)境變遷(Year)對貸款融資行為的可能影響。行業(yè)劃分是根據(jù)中國證監(jiān)會《上市公司行業(yè)分類指引》(2001年版)制定的標準，但由于制造業(yè)的數(shù)量和差異較大，本文按照二級代碼分類，其余按一級代碼分類，剔除金融業(yè)后，共有20個行業(yè)，引入20個虛擬變量(Indus_i, i=01, 02, 03,……, 20)。宏觀環(huán)境的變化可能對企業(yè)融資行為產(chǎn)生影響，本文設(shè)置年度虛擬變量進行控制，其中，以2012年為基準年，共設(shè)置3個年份虛擬變量(Year_j, j=1, 2, 3)。

四、回歸結(jié)果與分析

(一)單變量分析

表1為企業(yè)控股金融機構(gòu)與貸款融資數(shù)量、貸款融資成本方面的單變量檢驗結(jié)果。從表1可以看出，控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款融資數(shù)量與非控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款融資數(shù)量，二者差異在1%水平上顯著。短期貸款方面，控股金融機構(gòu)企業(yè)的短期貸款融資數(shù)量與非控股金融機構(gòu)企業(yè)的短期貸款融資數(shù)量，二者差異在1%水平上顯著。長期貸款方面，控股金融機構(gòu)企業(yè)的長期貸款融資數(shù)量與非控股金融機構(gòu)企業(yè)的長期貸款融資數(shù)量，二者差異在1%水平上顯著。上述結(jié)果表明，控股金融機構(gòu)的企業(yè)比非控股金融機構(gòu)的企業(yè)獲得了更多貸款融資數(shù)量(體現(xiàn)在貸款數(shù)量總額、長期貸款數(shù)額和短期貸款數(shù)額三個方面)。在貸款融資成本方面，控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款融資成本均值為4.1%，非控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款融資成本均值為10.8%，前者比后者低6.7個百分點，二者差異在1%水平上顯著。這說明控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款融資成本要低于非控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款成本。單變量分析結(jié)果支持假設(shè)1。由于沒有納入控制變量，單變量分析可能會高估控股金融機構(gòu)的貸款融資效應(yīng)，因此，本文接下來對控股金融機構(gòu)的貸款融資效應(yīng)進行多元回歸分析。

表1企業(yè)控股金融機構(gòu)與貸款融資數(shù)量、貸款融資成本的單變量檢驗結(jié)果

注：*、**和***分別表示10%、5%和1%顯著性水平，下同。

(二)多元回歸分析

表2為檢驗企業(yè)控股金融機構(gòu)與企業(yè)貸款融資數(shù)量、融資成本的多元回歸結(jié)果。

表2企業(yè)控股金融機構(gòu)與貸款融資數(shù)量、融資成本的回歸結(jié)果

表2的模型(1)、模型(3)、模型(5)分別為納入公司治理特征、企業(yè)財務(wù)特征、行業(yè)特征以及年度效應(yīng)等控制變量后，控股金融機構(gòu)與企業(yè)貸款融資數(shù)量(Loan)、短期貸款數(shù)量(Loan_Short)、長期貸款數(shù)量(Loan_Long)的多元回歸結(jié)果。結(jié)果表明，控股金融機構(gòu)與企業(yè)貸款融資總數(shù)量、短期貸款數(shù)量、長期貸款數(shù)量的回歸系數(shù)顯著為正。多元回歸結(jié)果支持假設(shè)1，即與非控股金融機構(gòu)的企業(yè)相比，控股金融機構(gòu)企業(yè)獲得的貸款融資數(shù)量較多(表現(xiàn)為貸款融資總量、短期貸款融資數(shù)量與長期貸款融資數(shù)量)。

表2的模型(7)為納入公司治理特征、企業(yè)財務(wù)特征、行業(yè)特征以及年度效應(yīng)等控制變量后，企業(yè)控股金融機構(gòu)與企業(yè)貸款融資成本的多元回歸結(jié)果。結(jié)果表明，在納入上述控制變量后，控股金融機構(gòu)與企業(yè)貸款融資成本的回歸系數(shù)顯著為負。多元回歸結(jié)果支持假設(shè)1，即與不存在控股金融機構(gòu)的企業(yè)相比，控股金融機構(gòu)企業(yè)的貸款融資成本較低。

表2的模型(2)、模型(4)、模型(6)為關(guān)于企業(yè)性質(zhì)調(diào)節(jié)效應(yīng)的多元回歸結(jié)果。多元回歸模型在納入企業(yè)性質(zhì)(State)變量與控股金融機構(gòu)(Fin_Con)變量的乘積項(Fin_Con×State)后，控股金融機構(gòu)變量(Fin_Con)與貸款融資總數(shù)量變量(Loan)、短期貸款融資數(shù)量變量(Loan_short)、長期貸款融資數(shù)量變量(Loan_long)的回歸系數(shù)顯著為正，乘積項變量(Fin_Con×State)的回歸系數(shù)顯著為負。這說明與國有企業(yè)相比，在民營企業(yè)中控股金融機構(gòu)對企業(yè)獲取貸款融資數(shù)額的正向影響更強。在模型(8)中，納入企業(yè)性質(zhì)(State)變量與控股金融機構(gòu)(Fin_Con)變量的乘積項(Fin_Con×State)，控股金融機構(gòu)變量(Fin_Con)與貸款融資成本變量(Cost)的回歸系數(shù)顯著為負，乘積項變量(Fin_Con×State)的回歸系數(shù)顯著為正。這說明與國有企業(yè)相比，在民營企業(yè)中控股金融機構(gòu)對貸款融資成本的負向影響更強。上述回歸結(jié)果支持假設(shè)2，即相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)控股金融機構(gòu)對貸款融資數(shù)量的正向影響更強，對貸款融資成本的負向影響更強。

(三)穩(wěn)健性檢驗

借鑒王化成等[9]的研究，本文使用持有10%以上金融機構(gòu)股權(quán)作為控股金融機構(gòu)的判斷標準，重新進行模型(1)與模型(2)的回歸分析，回歸結(jié)果仍然支持前文研究假設(shè)。此外，張敏等[19]發(fā)現(xiàn)企業(yè)成長性能夠顯著影響企業(yè)貸款，因而本文將此變量納入多元回歸模型(1)、模型(2)后，所得實證結(jié)果與前文實證結(jié)果也沒有顯著差異。穩(wěn)健性檢驗結(jié)果如表3所示。

表3穩(wěn)健性檢驗的回歸結(jié)果

五、關(guān)于企業(yè)持股金融機構(gòu)比例的進一步分析

前文的穩(wěn)健性檢驗結(jié)果表明，企業(yè)持有金融機構(gòu)10%以上股份可以有助于企業(yè)獲取貸款融資，并享受較低的貸款融資成本。然而，實踐中常見的是企業(yè)持有金融機構(gòu)股權(quán)比例小于10%。那么，企業(yè)持股金融機構(gòu)達到多大比例才能發(fā)揮貸款融資效應(yīng)呢？為此，本文分別檢驗5%以上參股比例和0%以上參股比例對企業(yè)貸款融資的影響?；貧w分析結(jié)果如表4所示。從表4可以看出，模型(1)、模型(3)、模型(5)為持股水平在5%以上時，企業(yè)持股金融機構(gòu)對企業(yè)貸款融資數(shù)量的影響(包括貸款融資數(shù)量總額、短期貸款融資數(shù)量與長期貸款融資數(shù)量)?；貧w結(jié)果表明，F(xiàn)in_Con變量的回歸系數(shù)顯著為正，說明當(dāng)企業(yè)持股金融機構(gòu)在5%以上時，企業(yè)持股金融機構(gòu)能夠?qū)ζ髽I(yè)貸款融資數(shù)量產(chǎn)生正向影響。

模型(2)、模型(4)、模型(6)為全部持股(0%以上)時，企業(yè)持股金融機構(gòu)對企業(yè)貸款融資數(shù)量的影響(包括貸款融資數(shù)量總額、短期貸款融資數(shù)量與長期貸款融資數(shù)量)?；貧w結(jié)果表明，F(xiàn)in_Con變量的回歸系數(shù)顯著為正，說明只要企業(yè)持股金融機構(gòu)，就會有利于企業(yè)獲取更多的貸款融資數(shù)量。

模型(7)、模型(8)分別為企業(yè)持股水平在5%以上和持有金融機構(gòu)股份(0%以上)時，企業(yè)持股金融機構(gòu)對企業(yè)貸款融資成本的影響。Fin_Con變量在模型(7)中的回歸系數(shù)顯著為負，說明企業(yè)持有金融機構(gòu)5%以上時，企業(yè)持股金融機構(gòu)對企業(yè)貸款成本有顯著負向影響。Fin_Con變量在模型(8)中的回歸系數(shù)雖然為負，但未達到10%的顯著性水平，說明要降低企業(yè)的貸款融資成本，需要達到一定的持股水平。回歸分析結(jié)果如表4所示。

表4不同持股水平對企業(yè)貸款融資影響的回歸分析結(jié)果

六、結(jié)論與啟示

本文基于2012—2015年滬深A(yù)股非金融類上市公司為樣本，考察企業(yè)控股金融機構(gòu)對企業(yè)貸款融資的影響，研究發(fā)現(xiàn)：企業(yè)控股金融機構(gòu)對貸款融資行為有顯著影響，即與未控股金融機構(gòu)的企業(yè)相比，控股金融機構(gòu)的企業(yè)可以獲得更多的貸款融資數(shù)量(包括貸款融資總量、短期貸款融資數(shù)量和長期貸款融資數(shù)量)，貸款融資成本相對較低；與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)控股金融機構(gòu)對貸款融資數(shù)量的正向影響更強，對貸款融資成本的負向影響更強。本文進一步研究發(fā)現(xiàn)，與非持股金融機構(gòu)的企業(yè)相比，持股金融機構(gòu)的企業(yè)獲得的貸款融資數(shù)量較多，但貸款融資成本沒有顯著減低；當(dāng)企業(yè)持股金融機構(gòu)水平超過5%時，企業(yè)持股金融機構(gòu)才能顯著降低貸款融資成本。民營企業(yè)可以通過控股或者參股金融機構(gòu)獲得貸款融資數(shù)量，但如果要想享受較低的貸款融資成本，則民營企業(yè)應(yīng)該持股金融機構(gòu)比例至少達到5%以上。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在理論和實踐方面。在理論方面，本文的研究成果豐富了有關(guān)企業(yè)控股金融機構(gòu)行為的研究。本文考察了實業(yè)企業(yè)控股金融機構(gòu)對于其貸款融資數(shù)量和融資成本的影響，豐富了有關(guān)實業(yè)企業(yè)金融化的研究。在實踐方面，當(dāng)前我國民營企業(yè)仍然普遍存在融資難的問題，本文的研究為緩解民營企業(yè)的融資難問題提供了新的解決思路。此外，本文研究發(fā)現(xiàn)，不僅控股金融機構(gòu)，甚至參股金融機構(gòu)同樣有助于企業(yè)獲取貸款，但若降低貸款成本則需要達到一定的持股比例，這為企業(yè)持股金融機構(gòu)股權(quán)提供了有益的啟示。