劉惠好 焦文妞

內(nèi)容提要：利用2007-2019年中國滬深兩市A股非金融類民營上市企業(yè)的財務(wù)數(shù)據(jù)，實證檢驗了國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束和金融資產(chǎn)投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)參股能夠有效緩解民營企業(yè)融資約束。采用傾向得分匹配法、Heckman兩步法以及兩階段最小二乘法緩解內(nèi)生性偏誤并進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，上述結(jié)論依然成立。此外，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用在規(guī)模較小、全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)以及經(jīng)濟政策不確定性較小的環(huán)境中表現(xiàn)得更加明顯。進一步研究表明，融資約束機制在國有股權(quán)參股與民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資之間表現(xiàn)為中介效應(yīng)，而監(jiān)督治理機制表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，這是國有股權(quán)參股促進民營企業(yè)金融化的主要原因。

一、 引 言

中國的數(shù)據(jù)顯示，2019年1-7月份，民營企業(yè)稅收占比56.9%；截至2019年底，民營企業(yè)數(shù)量超3500萬戶，為城鎮(zhèn)居民提供就業(yè)崗位1.45億個以上；2020年，規(guī)模以上民營工業(yè)企業(yè)發(fā)明專利申請數(shù)占比78.1%。可以看出，民營經(jīng)濟在財政收入、就業(yè)增加以及技術(shù)創(chuàng)新等方面發(fā)揮著不可替代的作用，正逐步成為國民經(jīng)濟高速高質(zhì)發(fā)展的重要力量。而由于信貸資金配置中長期存在“所有制歧視”與“規(guī)模歧視”，國內(nèi)大部分金融資源流向了國有企業(yè)，民營企業(yè)則面臨著較為嚴(yán)重的融資約束問題(宋增基等，2014)。新時代背景下，混合所有制改革成為發(fā)展民營經(jīng)濟與培育新動能的重要路徑。2013年11月，《中共中央關(guān)于全面深化改革若干重大問題的決定》指出要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟；2015年9月，《國務(wù)院關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟的意見》明確提出“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)”。作為混合所有制改革的一種重要形式，國有股權(quán)參股是否能夠有效緩解民營企業(yè)資金壓力，服務(wù)實體經(jīng)濟？這是本文的關(guān)注焦點。

本文以中國滬深兩市A股非金融類民營上市公司為研究樣本，探究了國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束以及金融資產(chǎn)投資的影響。結(jié)果表明，國有股權(quán)參股降低了民營企業(yè)的融資約束程度，且具有統(tǒng)計顯著性和經(jīng)濟顯著性。此外，在規(guī)模較小、全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)以及經(jīng)濟政策不確定性下降時，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用更大。進一步研究發(fā)現(xiàn)，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有促進作用。機制檢驗表明，國有股權(quán)參股通過監(jiān)督治理路徑降低了民營企業(yè)金融資產(chǎn)占比，而融資約束的緩解極大地促進了民營企業(yè)金融化，使得監(jiān)督治理路徑表現(xiàn)出遮掩效應(yīng)，融資約束路徑表現(xiàn)出中介效應(yīng)。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩點：第一，考察了國有股權(quán)參股在不同宏觀環(huán)境下對不同類型民營企業(yè)融資約束的差異化影響，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用在經(jīng)濟政策不確定性下降以及規(guī)模較小、全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯；第二，研究發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股通過降低代理成本抑制了金融資產(chǎn)投資，而融資約束的緩解又極大地促進了企業(yè)金融化，這是國有股權(quán)參股提高民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的主要原因。

二、 文獻綜述

國有股權(quán)問題在世界范圍內(nèi)普遍存在。關(guān)于國有股權(quán)的作用，已有研究主要提出了“社會觀”“政治觀”和“代理觀”三種觀點?！吧鐣^”(Social View)以制度經(jīng)濟學(xué)理論為基礎(chǔ)，認為當(dāng)國有股權(quán)的社會效益超過成本時，可被用于解決壟斷、不完全信息以及外部性等市場失靈問題，以促進經(jīng)濟發(fā)展和提高社會福利?！罢斡^”(Political View)認為，國有股權(quán)是官員追求個人目標(biāo)的一種機制，比如就業(yè)最大化或扶持關(guān)聯(lián)型企業(yè)，因而是低效率的?！按碛^”(Agency View)與“社會觀”一致，認為創(chuàng)建國有股權(quán)的目的是實現(xiàn)社會福利的最大化，但會產(chǎn)生腐敗和分配不當(dāng)，而內(nèi)部代理成本的上升則會削弱國有企業(yè)的管理激勵程度。因此，國有股權(quán)的效率最終取決于內(nèi)部效率與配置效率之間的權(quán)衡(La Porta等，2002)。

關(guān)于國有資本參股非國有企業(yè)的研究相對較少，現(xiàn)有文獻主要將國有資本參股視為非國有企業(yè)建立政治關(guān)聯(lián)的一種重要渠道。有學(xué)者認為，民營企業(yè)通過引入國有資本建立政治關(guān)聯(lián)，能夠拓寬其信貸融資渠道，緩解企業(yè)融資約束，促進企業(yè)投資。宋增基等(2014)較早探究了國有股權(quán)參股與民營控股企業(yè)債務(wù)融資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)與不含國有股權(quán)的民營企業(yè)相比，含有國有股權(quán)的民營企業(yè)能夠獲得更多的信貸資源與更長的貸款期限。羅宏和秦際棟(2019)研究了國有股權(quán)參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股能夠提高企業(yè)的創(chuàng)新意愿，增加創(chuàng)新活動的資金來源，進而有效促進家族企業(yè)的創(chuàng)新投入。韋浪和宋浩(2020)發(fā)現(xiàn)國有股權(quán)參股能夠緩解民營企業(yè)的融資約束和過度投資行為，進而降低企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。也有學(xué)者認為，政治關(guān)聯(lián)會加大民營企業(yè)的融資難度：一方面，政治關(guān)聯(lián)型企業(yè)往往具有更高的杠桿率和風(fēng)險水平，因此在借款時需要承擔(dān)更高的融資成本；另一方面，國有資本參股會侵占民營企業(yè)資源，降低民營企業(yè)績效以及外部投資者的投資，從而加大融資難度。Bliss和Gul(2012)研究了馬來西亞的政治關(guān)聯(lián)型企業(yè)與其債務(wù)融資成本之間的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)由于杠桿率較高，違約風(fēng)險較大，因此會被收取更高的借款利率。王凱和武立東(2015)基于政治關(guān)聯(lián)視角研究了國有股份對民營企業(yè)融資約束的影響，發(fā)現(xiàn)股權(quán)層面的政治關(guān)聯(lián)促進了企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感度，加劇了民營企業(yè)融資約束。

綜合來看，已有研究對國有股權(quán)參股與民營企業(yè)融資約束之間的關(guān)系尚未形成一致觀點?；诖?，本文較為詳細地考察了國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的影響，并探討了不同企業(yè)規(guī)模、生產(chǎn)效率以及宏觀環(huán)境下該影響的異質(zhì)性，檢驗了國有股權(quán)參股影響民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的融資約束機制和監(jiān)督治理機制，對民營企業(yè)引入國有股權(quán)后的金融化行為進行了分析。

三、 理論分析與研究假設(shè)

1. 國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的影響

由于信貸配給中長期存在“所有制歧視”與“規(guī)模歧視”，國內(nèi)金融資源主要流向了國有企業(yè)，民營企業(yè)則面臨著較為嚴(yán)重的融資約束問題。隨著混合所有制經(jīng)濟的深入發(fā)展，引入國有股權(quán)逐漸成為民營企業(yè)緩解自身融資壓力的一種重要途徑。已有研究主要將國有股權(quán)參股視為民營企業(yè)建立政治關(guān)聯(lián)的一種重要形式，發(fā)現(xiàn)具有政治關(guān)聯(lián)的企業(yè)能夠通過資源效應(yīng)和信息效應(yīng)等方式以較低的借款成本獲取信貸資源，從而提升企業(yè)價值，促進企業(yè)投資(Faccio，2006；張金濤和樂菲菲，2018)?；诂F(xiàn)有理論，本文認為：一方面，民營企業(yè)引入國有股權(quán)能夠直接借道國有企業(yè)的資源優(yōu)勢，拓寬融資渠道，緩解自身融資約束。另一方面，國有股權(quán)本身具有較高的社會關(guān)注度，在降低銀行與民營企業(yè)之間信息不對稱程度的同時，向外界釋放出積極信號，增強了投資者信心，從而為民營企業(yè)融資提供了隱性擔(dān)保(宋增基等，2014)。據(jù)此，本文提出如下假設(shè)：

H1：國有股權(quán)參股能夠緩解民營企業(yè)融資約束。

2. 國有股權(quán)參股對民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響

(1) 融資約束機制。融資約束對民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響與企業(yè)金融化動機有關(guān)。一方面，相比固定資產(chǎn)，金融資產(chǎn)具有期限較短、流動性較強的特點。當(dāng)企業(yè)資金不足時，金融資產(chǎn)能夠迅速變現(xiàn)，及時補充流動性，緩解企業(yè)資金壓力，因而企業(yè)往往會持有部分現(xiàn)金以及其他金融資產(chǎn)以應(yīng)對未來可能出現(xiàn)的資金短缺，防止現(xiàn)金流斷裂。如果企業(yè)金融化的動機是“蓄水池”，國有股權(quán)參股緩解融資約束后，民營企業(yè)的金融資產(chǎn)投資會減少。另一方面，傳統(tǒng)生產(chǎn)行業(yè)利潤率普遍下降，金融投資收益率不斷攀升，導(dǎo)致金融與實體資產(chǎn)投資回報率之差持續(xù)擴大。由于資本的逐利性，企業(yè)會將更多的資源投資到收益率更高的虛擬經(jīng)濟部門，從而擠占實體投資。如果企業(yè)金融化的動機是“投資替代”，國有股權(quán)參股緩解融資約束后，民營企業(yè)的金融資產(chǎn)投資會增加。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：當(dāng)“蓄水池”動機占主導(dǎo)地位時，國有股權(quán)參股通過緩解融資約束抑制了民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

H2b：當(dāng)“投資替代”動機占主導(dǎo)地位時，國有股權(quán)參股通過緩解融資約束促進了民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

(2) 監(jiān)督治理機制。個人控股或家族控股是民營企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的主要特征，因此與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的所有者與管理者相對一致，代理成本較低。但高度集中的股權(quán)會增強大股東侵犯小股東權(quán)益的能力和動機，提高企業(yè)代理成本(Block，2012；羅宏和秦際棟，2019)。從理論上講，首先，國有股權(quán)的引入會降低民營企業(yè)中非國有股權(quán)的占比，這在一定程度上可以緩解由控股股東“一股獨大”所導(dǎo)致的“內(nèi)部人控制”和監(jiān)管缺失等問題，提高民營企業(yè)的內(nèi)部治理能力和監(jiān)督管理水平。其次，國有企業(yè)擁有相對完善的風(fēng)險管理體系，能夠有效提升民營企業(yè)的風(fēng)險控制能力。最后，國有股權(quán)往往會受到更強的社會關(guān)注與外部監(jiān)督，有助于降低民營企業(yè)決策的扭曲程度(李志生等，2020；葉永衛(wèi)和李增福，2021)。基于以上分析，本文提出以下假設(shè)：

H3：國有股權(quán)參股通過監(jiān)督治理機制抑制了民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

H4a：當(dāng)“蓄水池”動機占主導(dǎo)地位或者“投資替代”動機占主導(dǎo)地位且融資約束機制弱于監(jiān)督治理機制時，國有股權(quán)參股會抑制民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

H4b：當(dāng)“投資替代”動機占主導(dǎo)地位且融資約束機制強于監(jiān)督治理機制時，國有股權(quán)參股會促進民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

四、 研究設(shè)計與變量說明

1. 數(shù)據(jù)來源與樣本選擇

民營上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫，企業(yè)所屬地級市特征的相關(guān)數(shù)據(jù)來源于《中國區(qū)域經(jīng)濟統(tǒng)計年鑒》。鑒于中國自2007年開始施行新企業(yè)會計準(zhǔn)則，為保證各年度統(tǒng)計數(shù)據(jù)的一致性和可比性，選取2007-2019年滬深兩市A股非金融類民營上市公司為研究樣本(1)本文的民營上市公司指每年年末股權(quán)性質(zhì)為民營的上市公司。。借鑒已有做法，對初始樣本進行如下處理：剔除金融業(yè)企業(yè)和房地產(chǎn)業(yè)企業(yè)；剔除ST和PT類企業(yè)；剔除重要數(shù)據(jù)缺失嚴(yán)重的企業(yè)；剔除資產(chǎn)負債率大于1的企業(yè)。此外，為消除極端值對實證結(jié)果的影響，對所有連續(xù)型變量進行了1%的雙側(cè)縮尾處理(Winsorize)。最終，得到16912個企業(yè)-年度樣本觀測值。

2. 變量定義

(1) 國有股權(quán)參股(State)。參考宋增基等(2014)、葉永衛(wèi)和李增福(2021)的做法，本文分別使用是否存在國有股權(quán)參股(Stateif)以及國有股權(quán)持股比例(Staterate)來測度民營企業(yè)中國有股權(quán)的參股情況。Stateif的定義為：當(dāng)民營企業(yè)中存在國有股權(quán)時，Stateif取值為1，否則取值為0。Staterate的定義為：民營企業(yè)中國有股權(quán)持股數(shù)量與總股本的比值。此外，在穩(wěn)健性檢驗部分，借鑒羅宏和秦際棟(2019)的研究，還使用國有股權(quán)制衡度(Statecb)作為國有股權(quán)參股的代理變量進行分析。

(2) 融資約束(FC)。參照Kaplan和Zingales(1997)的研究，本文采用KZ指數(shù)作為民營企業(yè)融資約束的度量指標(biāo)之一。以下為估計的KZ指數(shù)線性方程：

KZi,t=-12.3103CFi,t/TAi,t-25.9919DIVi,t/TAi,t-4.6063CASHi,t/TAi,t+6.6481Levi,t+0.5181TobinQi,t

(1)

其中，CFi,t/TAi,t為經(jīng)營性凈現(xiàn)金流與總資產(chǎn)的比值，DIVi,t/TAi,t為現(xiàn)金股利與總資產(chǎn)的比值，CASHi,t/TAi,t為現(xiàn)金持有量與總資產(chǎn)的比值，Levi,t為總負債與總資產(chǎn)的比值，TobinQi,t為股票總市值與債務(wù)賬面值之和除以總資產(chǎn)賬面價值。排序邏輯回歸結(jié)果表明，KZi,t與CFi,t/TAi,t、DIVi,t/TAi,t和CASHi,t/TAi,t負相關(guān)，與Levi,t和TobinQi,t正相關(guān)，這與其他文獻一致。KZ指數(shù)越大，代表企業(yè)融資約束程度越高。

此外，借鑒Hadlock和Pierce(2010)、姜付秀等(2019)的方法，本文采用SA指數(shù)作為民營企業(yè)融資約束的另一個度量指標(biāo)。該指數(shù)由企業(yè)規(guī)模和年齡兩個相對外生的變量構(gòu)建而成，可以在一定程度上避免內(nèi)生性問題。SA指數(shù)的計算公式為：

(2)

其中，Sizei,t為企業(yè)總資產(chǎn)的自然對數(shù)，Agei,t為企業(yè)成立年限。SA指數(shù)的絕對值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越強。

(3) 企業(yè)金融資產(chǎn)投資(FA)。根據(jù)張成思和張步曇(2016)對金融資產(chǎn)的定義，本文主要采用貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產(chǎn)、投資性房地產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、應(yīng)收股利與應(yīng)收利息七個科目之和與總資產(chǎn)的比值(FA)測度企業(yè)金融資產(chǎn)投資。此外，借鑒彭俞超等(2018)的研究，使用交易性金融資產(chǎn)、衍生金融資產(chǎn)、可供出售金融資產(chǎn)、持有至到期投資和投資性房地產(chǎn)五個科目之和占總資產(chǎn)的比重(FA1)作為企業(yè)金融資產(chǎn)投資的代理變量對實證結(jié)果的可靠性進行檢驗。

(4) 控制變量(Controls)。借鑒已有文獻，本文在企業(yè)層面和城市層面控制了可能影響企業(yè)融資約束的其他變量，具體包括：金融投資與實體投資回報率之差(Gap)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負債率(Lev)、托賓Q(TobinQ)、經(jīng)營凈現(xiàn)金流(CFO)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、機構(gòu)投資者持股比例(Inshr)、前十大股東持股比例(Top10)以及城市GDP(CityGDP)。主要變量的定義及計算方法見表1。

3. 模型設(shè)定

參考宋增基等(2014)、葉永衛(wèi)和李增福(2021)的研究設(shè)計，本文構(gòu)建了如下基準(zhǔn)回歸模型：

(3)

其中，i代表企業(yè)，t代表年份。被解釋變量FCi,t為企業(yè)i第t年的融資約束程度，主要使用KZ指數(shù)和SA指數(shù)來測度；解釋變量Statei,t為企業(yè)i第t年的國有股權(quán)參股情況，主要使用是否存在國有股權(quán)參股Stateif以及國有股權(quán)持股比例Staterate來進行度量。為緩解國有股權(quán)參股與民營企業(yè)融資約束之間可能存在的內(nèi)生性問題，本文對除國有股權(quán)參股以外的其他解釋變量做了滯后一期處理。Gapi,t-1表示企業(yè)i第t-1年金融和實體投資回報率之差；Controlsi,t-1表示企業(yè)i第t-1年個體特征和所在城市特征的其他控制變量。μi為個體固定效應(yīng)，θt為年度固定效應(yīng)，εi,t為隨機誤差項。此外，為排除行業(yè)層面聚類效應(yīng)對實證結(jié)果的影響，本文在行業(yè)層面對標(biāo)準(zhǔn)誤進行了聚類修正。

4. 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計特征。從表中可知，KZ指數(shù)的均值為1.6128，標(biāo)準(zhǔn)差為2.5223，SA指數(shù)的均值為-3.0904，標(biāo)準(zhǔn)差為0.3809，反映出國內(nèi)民營企業(yè)整體上面臨著較大的融資約束，且不同企業(yè)面臨的融資約束差異非常大。是否存在國有股權(quán)參股Stateif的均值為0.0867，表明研究樣本中約有8.67%的觀測值Stateif取值為1。國有股權(quán)持股比例Staterate的均值為0.0052，標(biāo)準(zhǔn)差為0.0268，最小值為0，最大值為0.4013，表明不同民營企業(yè)的國有股權(quán)參股情況存在明顯差異。金融資產(chǎn)投資FA的均值為0.2414，標(biāo)準(zhǔn)差為0.1637，最小值為0.0248，最大值為0.7706，表明不同民營企業(yè)的金融化程度相差較大。金融投資與實體投資回報率之差Gap的均值為-0.0200，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2996，說明從總體上看民營企業(yè)金融投資收益率略低于實體投資收益率，但企業(yè)間差異明顯。

表1 主要變量定義

表2 變量描述性統(tǒng)計

五、 實證結(jié)果與分析

1. 基準(zhǔn)回歸結(jié)果

基于雙向固定效應(yīng)模型(3)，本文實證檢驗了國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的影響，回歸結(jié)果如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，是否存在國有股權(quán)參股Stateif與國有股權(quán)持股比例Staterate對KZ指數(shù)的影響系數(shù)分別為-0.8225和-6.3911，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；Stateif與Staterate對SA指數(shù)的影響系數(shù)分別為0.0532和0.5239，也均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。綜合來看，國有股權(quán)參股有效緩解了國內(nèi)民營企業(yè)的融資約束程度，具有統(tǒng)計顯著性。從經(jīng)濟意義上看，是否存在國有股權(quán)參股Stateif上升一個標(biāo)準(zhǔn)差，將導(dǎo)致KZ指數(shù)下降14.35%，SA指數(shù)上升0.48%；國有股權(quán)持股比例Staterate上升一個標(biāo)準(zhǔn)差，將導(dǎo)致KZ指數(shù)下降10.62%，SA指數(shù)上升0.45%(2)此處經(jīng)濟顯著性的具體計算過程為：-0.8225×0.2814÷1.6128≈-0.1435，0.0532×0.2814÷(-3.0904) ≈-0.0048，-6.3911×0.0268÷1.6128≈-0.1062，0.5239×0.0268÷(-3.0904)≈-0.0045。?？梢?，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的影響具有較強的經(jīng)濟顯著性，假設(shè)H1得證。

表3 國有股權(quán)參股與民營企業(yè)融資約束

(續(xù)表)

2. 內(nèi)生性問題的處理

民營企業(yè)國有股權(quán)參股與其融資約束之間可能存在互為因果的關(guān)系。一方面，國有股權(quán)參股能夠拓寬民營企業(yè)的融資渠道，提高民營企業(yè)的信貸資源可得性。另一方面，發(fā)展?jié)摿^好的民營企業(yè)更容易吸引國有股權(quán)入股。此外，模型中可能會遺漏一些未觀測到的重要變量。為了克服由上述原因?qū)е碌膬?nèi)生性問題以得到一致的估計結(jié)果，本文主要采用傾向得分匹配法、Heckman兩步法以及兩階段最小二乘法對實證結(jié)果進行檢驗。

(1) 傾向得分匹配法。為了緩解由選擇性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)對國有股權(quán)參股的自選擇效應(yīng)進行控制。具體地：將Stateif=1的1466個觀測值作為處理組，Stateif=0的15446個觀測值作為對照組；匹配變量為企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負債率(Lev)、托賓Q(TobinQ)、經(jīng)營凈現(xiàn)金流(CFO)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、機構(gòu)投資者持股比例(Inshr)以及前十大股東持股比例(Top10)(3)各指標(biāo)的具體釋義見表1。；匹配方法為近鄰匹配；考慮到處理變量為二元型變量，選用Logit模型進行估計。匹配完成后，處理組共有1410個觀測值，控制組共有14898個觀測值。傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果表明，與匹配前相比，匹配后的處理組與對照組在各匹配變量上的差異大幅下降，基本具有一致特征，可以進行比較分析(4)限于篇幅，傾向得分匹配平衡性檢驗結(jié)果未列示，備索。。表4報告了使用匹配后樣本進行回歸分析的實證結(jié)果，可以看出，Stateif與Staterate對KZ指數(shù)的影響系數(shù)分別為-0.8278和-6.6788，對SA指數(shù)的影響系數(shù)分別為0.0523和0.5118，且均在1%的水平上顯著，驗證了假設(shè)H1。

表4 匹配后樣本的回歸結(jié)果

(2) Heckman兩步法。對于研究樣本中未被國有股權(quán)參股的民營企業(yè)，我們無法觀測到國有股權(quán)參股對其融資約束的影響。為解決這一潛在的樣本選擇偏誤問題，借鑒羅宏和秦際棟(2019)的研究，本文使用同地區(qū)同行業(yè)國有股權(quán)持股比例的均值作為工具變量，采用Heckman兩步法對實證結(jié)果進行檢驗。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量IV與是否存在國有股權(quán)參股Stateif呈正相關(guān)關(guān)系，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。第二階段回歸結(jié)果顯示，Stateif對KZ指數(shù)和SA指數(shù)的影響系數(shù)分別為-0.6630和0.0498，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；逆米爾斯比率IMR對KZ指數(shù)和SA指數(shù)的影響系數(shù)分別為-0.2493 和0.0105，至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著。可以看出，在控制了由樣本選擇問題導(dǎo)致的參數(shù)估計偏差后，假設(shè)H1依然成立(5)限于篇幅，Staterate的回歸結(jié)果未列示，備索。。

表5 Heckman兩步法回歸結(jié)果

(3) 兩階段最小二乘法。參考李志生等(2020)的方法，本文利用百度地圖API將企業(yè)辦公地址轉(zhuǎn)換為對應(yīng)經(jīng)緯度，根據(jù)經(jīng)緯度數(shù)據(jù)計算企業(yè)間的直線距離，統(tǒng)計出民營企業(yè)周邊10 km以內(nèi)存在國有股權(quán)參股的民營企業(yè)數(shù)量IV-10km，以此作為國有股權(quán)參股的工具變量(6)本文還選取民營企業(yè)周邊3 km、5 km以及15 km內(nèi)存在國有股權(quán)參股的民營企業(yè)數(shù)量作為工具變量，回歸結(jié)果與IV-10 km一致。限于篇幅，相關(guān)回歸結(jié)果未列示，備索。。選取IV-10km作為工具變量的合理性在于：一方面，地理位置相近的企業(yè)間往來頻繁，信息不對稱程度較低，在融資與業(yè)務(wù)類型上具有較強的關(guān)聯(lián)性和相似性。因此，IV-10km與國有股權(quán)參股民營企業(yè)呈正相關(guān)關(guān)系。另一方面，周邊企業(yè)數(shù)量與該企業(yè)微觀特征的相關(guān)性極小，滿足工具變量的外生性假設(shè)。表6報告了工具變量的回歸結(jié)果，第(1)和(4)列顯示，IV-10km對Stateif和Staterate的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正；第(2)和(5)列顯示，Stateif和Staterate對KZ指數(shù)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負；第(3)和第(6)列顯示，Stateif和Staterate對SA指數(shù)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，進一步驗證了假設(shè)H1(7)工具變量通過了識別不足檢驗(使用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量)、弱識別檢驗(使用Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量)和過度識別檢驗(使用Hansen J統(tǒng)計量)。。

表6 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

3. 穩(wěn)健性檢驗

(1) 安慰劑檢驗。國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用可能僅是一種安慰劑效應(yīng)，即某些未觀測到的局限性因素導(dǎo)致國有股權(quán)參股與民營企業(yè)融資約束之間存在相關(guān)性。借鑒潘越等(2020)的方法，本文將解釋變量Stateif與Staterate的取值隨機地分配到不同年份的不同企業(yè)中，重新對模型(3)進行估計。回歸結(jié)果顯示，Stateif和Staterate對KZ指數(shù)和SA指數(shù)的影響系數(shù)均不顯著，表明安慰劑效應(yīng)不存在，驗證了基礎(chǔ)結(jié)論的穩(wěn)健性。

(2) 替換融資約束的度量指標(biāo)。參考姜付秀等(2019)的研究，采用投資-現(xiàn)金流敏感性測度企業(yè)融資約束程度。實證研究模型如下：

(4)

其中，Invi,t為構(gòu)建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與總資產(chǎn)之比，CFi,t為經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與總資產(chǎn)之比，其余變量的定義與模型(3)相同。在模型(4)中，我們主要關(guān)注的是交互項系數(shù)β2的符號及顯著性。如果β2顯著為負，表明國有股權(quán)參股與企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感性呈負相關(guān)關(guān)系，即國有股權(quán)參股能夠降低企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感性，緩解企業(yè)融資約束?；貧w結(jié)果如表7第(1)和(2)列所示，可以看出，無論解釋變量是Stateif還是Staterate，投資-現(xiàn)金流敏感性均在5%的水平上顯著為正，表明民營企業(yè)發(fā)展整體上受制于融資約束。此外，交互項系數(shù)β2均在10%的水平上顯著為負，表明國有股權(quán)參股顯著降低了投資-現(xiàn)金流敏感度，緩解了民營企業(yè)融資約束，假設(shè)H1成立。

(3) 替換國有股權(quán)參股的度量指標(biāo)。借鑒羅宏和秦際棟(2019)的方法，采用國有股權(quán)制衡度(Statecb)，即國有股東持股數(shù)量與控股股東持股數(shù)量之比作為國有股權(quán)參股的代理變量?；貧w結(jié)果如表7第(3)和(4)列所示，Statecb對KZ指數(shù)和SA指數(shù)的影響系數(shù)分別為-1.1944和0.1558，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，進一步驗證了假設(shè)H1。

(4) 替換回歸模型。借鑒姜付秀等(2019)的研究，利用混合OLS回歸方法檢驗國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的影響。回歸結(jié)果如表7第(5)和(6)列所示，Staterate對KZ指數(shù)和SA指數(shù)的影響系數(shù)分別為-5.5565和0.4494，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，假設(shè)H1成立。

此外，考慮到國有股權(quán)持股比例的取值介于0到1之間，為了克服可能存在的樣本選擇和非正態(tài)分布問題，本文還對Staterate進行取對數(shù)處理以檢驗結(jié)果穩(wěn)健性(8)限于篇幅，相應(yīng)的回歸結(jié)果和檢驗結(jié)果未列示，備索。。

表7 穩(wěn)健性檢驗

4. 異質(zhì)性分析

(1) 企業(yè)規(guī)模的影響。中國信貸資源配置長期存在“規(guī)模歧視”。大型企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模較大，抵押擔(dān)保物較多，償債能力較強，能夠以較低的成本獲取信貸資金。而中小微企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模較小，可抵押擔(dān)保的資產(chǎn)較少，違約風(fēng)險較高，很難獲得銀行資金支持。為了驗證國有股權(quán)參股對不同規(guī)模民營企業(yè)融資約束的差異化影響，本文按照企業(yè)規(guī)模將研究樣本劃分為大規(guī)模企業(yè)和小規(guī)模企業(yè)，分別對模型(3)進行回歸，結(jié)果見表8第(1)和(2)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，在大規(guī)模企業(yè)中，Staterate對KZ指數(shù)的影響系數(shù)為-5.5736，不顯著；在小規(guī)模企業(yè)中，Staterate對KZ指數(shù)的影響系數(shù)為-10.3028，在10%的統(tǒng)計水平上顯著。表明相比融資壓力較小的大規(guī)模企業(yè)，國有股權(quán)參股對小規(guī)模企業(yè)融資約束的緩解作用更大。

(2) 全要素生產(chǎn)率的影響。全要素生產(chǎn)率較高的企業(yè)，盈利能力較強，發(fā)展態(tài)勢良好，具有較大的增長潛力，能夠獲得更多的信貸支持。而全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)盈利能力較弱，成長性較低，發(fā)展動力不足，較難進行外部融資(李志生等，2020)。為了考察國有股權(quán)參股對不同效率民營企業(yè)融資約束的差異化影響，本文根據(jù)全要素生產(chǎn)率將研究樣本劃分為高效率企業(yè)和低效率企業(yè)。由于OP方法要求企業(yè)的真實投資必須大于0，會損失大量樣本，而LP方法通過替換變量能夠有效避免此問題，因此，采用LP方法計算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。其中，被解釋變量為企業(yè)主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)，解釋變量為在冊(在職)員工人數(shù)、總資產(chǎn)以及購買商品、接受勞務(wù)實際支付的現(xiàn)金的自然對數(shù)。表8第(3)和(4)列列示了分組回歸的結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)，在高效率企業(yè)中，Staterate對KZ指數(shù)的回歸系數(shù)為-3.0221，不顯著；在低效率企業(yè)中，Staterate對KZ指數(shù)的回歸系數(shù)為-14.3472，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。表明相比受資金供給方影響較小的高效率民營企業(yè)，國有股權(quán)參股對低效率民營企業(yè)融資約束的緩解作用更大。

表8 企業(yè)規(guī)模和全要素生產(chǎn)率的影響

(3) 經(jīng)濟政策不確定性的影響。在中國以間接融資為主導(dǎo)的金融體系下，銀行信貸是企業(yè)融資的主要渠道。當(dāng)經(jīng)濟政策不確定性較低時，市場預(yù)期和資產(chǎn)價格相對穩(wěn)定，銀企之間的信息不對稱程度比較低，企業(yè)違約風(fēng)險較小，銀行傾向于降低貸款利率，增加信貸投放。當(dāng)經(jīng)濟政策不確定性較高時，市場預(yù)期和資產(chǎn)價格波動較大，企業(yè)投資項目的未來盈利能力下降，銀企之間的信息不對稱程度較高，違約風(fēng)險上升，銀行往往會縮小信貸規(guī)模，提高貸款門檻(彭俞超等，2018)。為了進一步考察經(jīng)濟政策不確定性對國有股權(quán)參股與民營企業(yè)融資約束關(guān)系的影響，本文依據(jù)Baker等構(gòu)建、由斯坦福大學(xué)和芝加哥大學(xué)聯(lián)合披露的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(EPU)以及香港浸會大學(xué)陸尚勤和黃昀編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)(EPU1)，對此進行了檢驗。方法一：當(dāng)EPU高于其中位數(shù)時，取值為1，否則為0；方法二：在模型(3)中分別加入Stateif、Staterate和EPU1的交互項?；貧w結(jié)果如表9所示，當(dāng)EPU=1時，Stateif和Staterate對KZ指數(shù)的回歸系數(shù)分別為-0.4092和-5.1965，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；當(dāng)EPU=0時，Stateif和Staterate對KZ指數(shù)的回歸系數(shù)分別為-1.0972和-8.1096，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著?？梢钥闯?，與EPU=1相比，EPU=0時影響系數(shù)的絕對值更大。此外，Staterate×EPU1對SA指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.0005，在5%的水平上顯著；Staterate×EPU1對SA指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.0055，在10%的水平上顯著。綜合而言，經(jīng)濟政策不確定性越小，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用越大(9)這與彭俞超等(2018)的研究一致。。

表9 經(jīng)濟政策不確定性的影響

六、 國有股權(quán)參股與企業(yè)金融資產(chǎn)投資

前文證明了國有股權(quán)參股能夠有效緩解民營企業(yè)融資約束。隨之而來的問題是，民營企業(yè)是否會將資金更多地配置到金融和房地產(chǎn)業(yè)等虛擬經(jīng)濟部門，進而弱化國有股權(quán)參股對民營企業(yè)發(fā)展的積極效應(yīng)？國有股權(quán)的監(jiān)督治理在其中又發(fā)揮著怎樣的作用？在這兩種機制的共同影響下，國有股權(quán)參股與民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資之間具有何種關(guān)系？借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)的研究，本文通過構(gòu)建以下模型對此作進一步分析。

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

其中，F(xiàn)Ai,t為企業(yè)i第t年的金融資產(chǎn)投資；Agencyi,t為企業(yè)i第t年的代理成本，采用銷售(收入)管理費用率，即管理費用與銷售收入之比來度量。模型(3)、(5)、(6)、(7)用于檢驗融資約束機制，模型(5)、(8)、(9)、(10)用于檢驗監(jiān)督治理機制。

1. 融資約束機制

檢驗結(jié)果如表10第(1)到(3)列所示。Staterate對FA的影響系數(shù)為0.1346，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明國有股權(quán)參股提高了國內(nèi)民營企業(yè)的金融資產(chǎn)投資水平，具有統(tǒng)計顯著性。從經(jīng)濟意義上看，國有股權(quán)持股比例Staterate每上升一個標(biāo)準(zhǔn)差，金融資產(chǎn)占比FA將提高1.49%(10)此處經(jīng)濟顯著性的具體計算過程為：0.1346×0.0268÷0.2414≈0.0149。。因此，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響具有較強的經(jīng)濟顯著性。此外，SA指數(shù)對FA的影響系數(shù)為0.0579，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明民營企業(yè)投資金融資產(chǎn)的主要動機是“投資替代”，而非流動性儲備。Staterate和SA指數(shù)對FA的影響系數(shù)分別為 0.1054 和0.0557，至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著。結(jié)合模型(3)的回歸結(jié)果，可以得出融資約束機制在國有股權(quán)參股與民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資之間表現(xiàn)為中介效應(yīng)，假設(shè)H2b得證。

2. 監(jiān)督治理機制

檢驗結(jié)果如表10第(4)到(6)列所示。Staterate對Agency的回歸系數(shù)為-8.7111，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明國有股權(quán)參股降低了民營企業(yè)代理成本；Agency對FA的回歸系數(shù)為0.0004，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明代理成本減少降低了民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資；Staterate和Agency對FA的回歸系數(shù)分別為0.1376和0.0004，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且0.1376大于0.1346，表明監(jiān)督治理機制在國有股權(quán)參股與民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資之間表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，H3成立。

機制檢驗表明，盡管國有股權(quán)參股降低了民營企業(yè)代理成本，減少了金融資產(chǎn)投資，但融資約束的緩解極大地促進了金融資產(chǎn)投資。因此，融資約束機制表現(xiàn)為中介效應(yīng)，監(jiān)督治理機制表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，國有股權(quán)參股對民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的總效應(yīng)為正，H4b成立(11)限于篇幅，F(xiàn)A1的回歸結(jié)果未列示，備索。。

表10 國有股東持股影響民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資的機制分析

七、 結(jié)論與啟示

本文利用2007-2019年中國滬深兩市A股非金融類民營上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，分析了國有股權(quán)參股對民營企業(yè)融資約束和金融資產(chǎn)投資的影響。實證結(jié)果表明：國有股權(quán)參股能夠有效緩解民營企業(yè)融資約束，且具有較強的經(jīng)濟顯著性。進一步研究發(fā)現(xiàn)，該緩解作用在規(guī)模較小、全要素生產(chǎn)率較低的企業(yè)以及經(jīng)濟政策不確定性較小的環(huán)境中表現(xiàn)得更為明顯。此外，盡管國有股權(quán)參股通過降低代理成本抑制了民營企業(yè)金融化，但融資約束的緩解極大地提高了民營企業(yè)金融資產(chǎn)占比，導(dǎo)致國有股權(quán)參股對民營企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有促進作用。

本文的研究結(jié)論對于中國混合所有制改革具有以下幾點啟示：第一，積極推進混合所有制改革，發(fā)揮國有資本的增信作用。國有股權(quán)參股有助于緩解企業(yè)融資壓力，降低企業(yè)代理成本，因此，要鼓勵國有企業(yè)和國有資本通過股權(quán)投資等方式，與民營企業(yè)進行股權(quán)融合，進一步發(fā)展混合所有制經(jīng)濟。第二，強化國有資本的管理優(yōu)勢，提高民營企業(yè)內(nèi)部治理水平。研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)通過引入國有股權(quán)緩解自身資金壓力的同時，也提高了金融化水平。因此，在發(fā)揮國有資本資源優(yōu)勢的同時，更要加強其監(jiān)督治理職能，對民營企業(yè)的資金運用進行監(jiān)管，引導(dǎo)企業(yè)投資實體經(jīng)濟，增強自主創(chuàng)新能力，促進企業(yè)轉(zhuǎn)型升級。