【摘要】國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會給企業(yè)帶來諸多影響。本文以2008 ～ 2022年我國滬深A(yù)股國有上市公司為研究樣本， 考察國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。研究發(fā)現(xiàn)： 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓降低了企業(yè)商業(yè)信用融資， 并且經(jīng)過一系列的穩(wěn)健性檢驗， 研究結(jié)果仍然成立。機制檢驗發(fā)現(xiàn)， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓增強了大股東掏空動機、 提高了企業(yè)融資約束程度， 進而降低了企業(yè)商業(yè)信用融資。進一步研究發(fā)現(xiàn)， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的抑制作用在地區(qū)法治水平較低的企業(yè)、 機構(gòu)投資者持股比例較低的企業(yè)和位于中西部地區(qū)的企業(yè)中更顯著。本文對于國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓如何影響企業(yè)商業(yè)信用融資提供了新的經(jīng)驗證據(jù)， 也為進一步深化國有企業(yè)改革提供了政策參考。

【關(guān)鍵詞】國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓；商業(yè)信用融資；大股東掏空；融資約束

【中圖分類號】 F275 【文獻標(biāo)識碼】A 【文章編號】1004-0994（2024）21-0031-6

一、 引言

2020年國務(wù)院國資委下發(fā)的《國企改革三年行動方案（2020-2022年）》提出， 要推進國有資本布局優(yōu)化和結(jié)構(gòu)調(diào)整， 積極穩(wěn)妥地深入推進混合所有制改革， 推動國有企業(yè)公平參與市場競爭。從理論研究來看， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓具有監(jiān)督制衡效應(yīng)和增強控股股東掏空動機兩種不同的治理效應(yīng)（曹越和孫麗，2021）。一方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會提高企業(yè)績效（Dinc和Gupta，2011）和企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平（Boubakri等，2017）； 另一方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓也會使控股股東產(chǎn)生更多的自利行為（汪恩賢和劉星河，2020）， 通過控制權(quán)私利機制抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)（張吉鵬等，2021）， 降低內(nèi)部控制質(zhì)量（曹越和孫麗，2021）和創(chuàng)新水平（余明桂等，2019）。

商業(yè)信用融資作為一種非正式的短期外部融資渠道， 是影響企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營的一個重要因素， 具有靈活性強、 手續(xù)簡便、 交易成本低等優(yōu)點， 可以用來彌補企業(yè)資金缺口， 有效遏制因現(xiàn)金流過大而導(dǎo)致的過度投資現(xiàn)象， 緩解企業(yè)融資約束問題， 促進企業(yè)經(jīng)營活動開展， 從而提升企業(yè)資源配置效率。黨的二十大報告明確強調(diào)要堅持把發(fā)展經(jīng)濟的著力點放在實體經(jīng)濟上。從理論上來說， 關(guān)于企業(yè)商業(yè)信用融資， 國內(nèi)外學(xué)者進行了大量的研究。已有研究從宏觀和微觀兩個層面考察了相關(guān)因素對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響， 但是很少從大股東行為的角度考察其對企業(yè)商業(yè)信用融資的作用機理， 這就為本文研究提供了啟發(fā)。

相較于以往文獻， 本文的潛在貢獻表現(xiàn)在三個方面： 第一， 首次從國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓這一獨特的視角出發(fā)， 考察其對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響， 豐富和拓展了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)濟后果以及企業(yè)商業(yè)信用融資影響因素的研究文獻， 為深化國有企業(yè)改革提供了經(jīng)驗證據(jù)。第二， 從大股東掏空和融資約束這兩個角度揭示了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的傳導(dǎo)機制， 厘清了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與企業(yè)商業(yè)信用融資的關(guān)系， 對政府部門出臺相關(guān)政策以推動企業(yè)健康發(fā)展具有一定的參考價值。第三， 進一步探討了在地區(qū)法治水平、 機構(gòu)投資者持股比例和所處地區(qū)的不同情況下， 上述因素是如何影響國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與企業(yè)商業(yè)信用融資之間關(guān)系的， 為改善企業(yè)內(nèi)外部治理環(huán)境、 提高企業(yè)商業(yè)信用融資水平提供了借鑒。

二、 文獻綜述

（一） 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)濟后果

現(xiàn)有文獻發(fā)現(xiàn)， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)濟后果集中體現(xiàn)在企業(yè)創(chuàng)新、 績效表現(xiàn)、 控股股東私利行為、 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)以及內(nèi)部控制質(zhì)量五個方面。在企業(yè)創(chuàng)新方面， 大部分學(xué)者認(rèn)為國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會抑制企業(yè)創(chuàng)新， 這源于國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會加劇企業(yè)融資約束（余明桂等，2019）。在績效表現(xiàn)方面， 有學(xué)者認(rèn)為國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會提高業(yè)績表現(xiàn)（Dinc 和 Gupta，2011）。在控股股東私利行為方面， 有學(xué)者提出， 在國企控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 控股股東會有更多的私利行為， 且如果國有資本在此基礎(chǔ)上繼續(xù)持股， 則會對控股股東私利行為起到監(jiān)督作用（汪恩賢和劉星河，2020）。在企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)方面， 有學(xué)者認(rèn)為， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會提高企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平（Boubakri 等，2017）， 但有的學(xué)者則持相反觀點， 發(fā)現(xiàn)國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓可以在一定程度上通過控制權(quán)私利機制對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)起到一定的抑制作用（張吉鵬等，2021）。在內(nèi)部控制質(zhì)量方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會對內(nèi)部控制質(zhì)量產(chǎn)生負(fù)向影響， 主要是由于非國有控股大股東具有較強的掏空動機、 較低的合規(guī)遵循度和較高的成本敏感性（曹越和孫麗，2021）。

（二） 企業(yè)商業(yè)信用融資的影響因素

在企業(yè)商業(yè)信用融資的影響因素方面， 已有的研究主要集中于宏觀和微觀兩個層面。從宏觀層面來看， 行政審批服務(wù)中心的設(shè)立顯著增加了企業(yè)的商業(yè)信用融資， 且降低供需波動偏離度是行政審批改革影響商業(yè)信用融資的現(xiàn)實路徑， 促進了企業(yè)的高質(zhì)量發(fā)展（張越和王洋洋，2024）。從微觀層面來看， 有研究發(fā)現(xiàn)： 機構(gòu)投資者持有較高比例的股權(quán)后會提升企業(yè)的商業(yè)信用， 并借助自身的資源促使企業(yè)獲得更多的商業(yè)信用融資（Demiralp 等，2011）； 內(nèi)部控制質(zhì)量對商業(yè)信用融資有正向作用（Jin 等，2019）； 企業(yè)會計信息質(zhì)量越高， 商業(yè)信用融資越容易獲?。˙arrot，2016）； 對于企業(yè)社會責(zé)任表現(xiàn)與商業(yè)信用融資的關(guān)系， 章君瑤等（2022）認(rèn)為企業(yè)社會責(zé)任對商業(yè)信用融資存在顯著的負(fù)向影響。

（三） 文獻評述

通過對上述文獻的梳理可知， 有關(guān)國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后果的研究結(jié)論并未達成統(tǒng)一。已有對國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的研究主要是從企業(yè)創(chuàng)新、 績效表現(xiàn)、 控股股東私利、 企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)、 內(nèi)部控制質(zhì)量等角度展開， 而對企業(yè)至關(guān)重要的融資活動卻未有研究。從企業(yè)商業(yè)信用融資的文獻來看， 現(xiàn)有研究主要從宏觀和微觀兩個層面探討了企業(yè)商業(yè)信用融資的影響因素， 尚未有學(xué)者就股權(quán)結(jié)構(gòu)變動引發(fā)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移如何影響企業(yè)的商業(yè)信用融資進行研究。在國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 一方面會緩解控股股東與管理者之間的第一類代理問題， 提高企業(yè)商業(yè)信用融資； 另一方面會加劇非國有控股股東與中小股東之間的第二類代理問題， 加重企業(yè)融資約束， 從而降低企業(yè)商業(yè)信用融資。為此， 本文深入探究國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與企業(yè)商業(yè)信用融資之間的關(guān)系， 以彌補現(xiàn)有研究的不足。

三、 理論分析與研究假設(shè)

作為國有企業(yè)混合所有制改革深入推進階段的產(chǎn)物， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資具有雙向影響。一方面， 會通過緩解股東和管理者之間的代理沖突， 提高企業(yè)商業(yè)信用融資； 另一方面， 會加劇大股東與中小股東之間的代理沖突， 進而降低企業(yè)商業(yè)信用融資。對此， 本文依據(jù)委托代理理論、 信息不對稱理論以及信號傳遞理論， 深入探討國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。

首先， 在股東和管理者之間的代理沖突方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓之后， 控股股東取得控制權(quán)， 對于改進公司內(nèi)部治理機制的動力就會更強， 對管理者的監(jiān)管和激勵作用會更大， 緩解了國企的“所有者缺位”問題， 減少了管理層的道德風(fēng)險和機會主義行為（張吉鵬等，2021）， 從而緩解股東和管理者之間的代理成本問題， 有效提升會計信息質(zhì)量（曹越和孫麗，2021）。而高質(zhì)量的會計信息， 不但可以確保供應(yīng)商做出高效的信貸決策， 而且還可以降低企業(yè)與供應(yīng)商之間的信息不對稱、 減少監(jiān)管成本， 向外界傳遞出良好的信號， 使得企業(yè)整體的信用等級增加， 從而幫助企業(yè)獲取更低成本的商業(yè)信用融資。從緩解股東和管理者之間的代理沖突視角來看， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 非國有控股股東會有較強的動機去加強對管理層的監(jiān)督， 提高會計信息質(zhì)量， 降低企業(yè)與供應(yīng)商之間的信息不對稱程度， 及時準(zhǔn)確地傳遞企業(yè)發(fā)展的積極信號， 從而提高企業(yè)商業(yè)信用融資。

其次， 在大股東與中小股東之間的代理沖突方面， 在國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的企業(yè)中第二類代理沖突嚴(yán)重， 而控股股東付出了大量資金來取得控制權(quán)， 但是通過提高公司績效和股票價格來獲取收益則需要很長的時間， 因此， 為了盡快收回股權(quán)投資成本、 謀求控制權(quán)私利， 控股股東會更愿意借助關(guān)聯(lián)交易等手段轉(zhuǎn)移和掏空企業(yè)資源、 侵占中小股東利益。而控股股東的這種掏空行為會降低企業(yè)價值和績效（方勝等，2023）， 提高企業(yè)的信用風(fēng)險， 理性的供應(yīng)商在進行信貸時， 就會預(yù)料到控股股東會有掏空行為的可能性， 從而對其提出更嚴(yán)格的信用條件， 進而不利于企業(yè)獲取更多的商業(yè)信用融資。而且， 根據(jù)信號傳遞理論， 控股股東的掏空行為還將降低會計信息質(zhì)量， 提高由于契約的不完備性而導(dǎo)致的違約風(fēng)險， 向外界傳遞消極信號， 降低交易伙伴對企業(yè)的信任程度， 供應(yīng)商會采取更為謹(jǐn)慎的商業(yè)信用政策， 從而降低企業(yè)商業(yè)信用融資。同時， 從企業(yè)獲取的資源來看， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 信貸和補貼等政府資源的減少和政府融資擔(dān)保的降低會導(dǎo)致企業(yè)外部融資渠道減少， 也會提高融資成本， 導(dǎo)致與國有股權(quán)相關(guān)的資源優(yōu)勢減少， 進一步加劇企業(yè)融資約束（余明桂等，2019；曹越和孫麗，2021）。而較高的融資約束使得企業(yè)面臨融資困境， 從而導(dǎo)致企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險上升（Altman， 1968）。在此種情況下， 供應(yīng)商在考慮對企業(yè)的信用貸款決策時會存在融資歧視， 從而選擇相對保守的商業(yè)信用決策（耿艷麗等，2021）， 降低對企業(yè)的商業(yè)信用授予額度， 導(dǎo)致企業(yè)獲得商業(yè)信用融資的難度加大， 進而導(dǎo)致企業(yè)商業(yè)信用融資降低。從大股東與中小股東之間的代理沖突視角來看， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會加劇非國有控股股東掏空和企業(yè)agMOluCpNOMKx78pKyGNZkomYIL+/QAsamFqmS1utvg=融資約束， 從而降低企業(yè)商業(yè)信用融資。

綜上所述， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資存在兩種影響。在股東和管理者之間的代理沖突方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 非國有控股股東會更有動力監(jiān)管管理者， 從而提升會計信息質(zhì)量， 進而對企業(yè)商業(yè)信用融資產(chǎn)生正向影響； 在大股東與中小股東之間的代理沖突方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 大股東掏空動機更強、 融資約束加劇， 進而對企業(yè)商業(yè)信用融資產(chǎn)生負(fù)向影響?；诖耍?提出對立假設(shè)如下：

H1a： 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會提高企業(yè)商業(yè)信用融資。

H1b： 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會降低企業(yè)商業(yè)信用融資。

四、 研究設(shè)計

（一） 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2008 ～ 2022年實際控制人性質(zhì)由國有轉(zhuǎn)變?yōu)榉菄幸约皩嶋H控制人性質(zhì)始終保持國有不變的滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本， 并對數(shù)據(jù)做了以下處理： ①由于本文的研究視角是國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的經(jīng)濟后果， 因此為避免多次控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的企業(yè)對結(jié)果帶來干擾， 參照張吉鵬等（2021）的做法， 將此類樣本公司剔除； ②將金融行業(yè)樣本公司剔除； ③將ST、 ?ST類樣本公司剔除； ④刪除變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。數(shù)據(jù)主要來自于萬德數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫， 并且對連續(xù)變量進行上下1%的縮尾處理。最終， 得到8932個樣本觀測值。

（二） 變量定義

1. 被解釋變量： 商業(yè)信用融資（TC）。借鑒耿艷麗等（2021）對企業(yè)商業(yè)信用融資的定義， 用（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款）/總資產(chǎn)來衡量企業(yè)商業(yè)信用融資。

2. 解釋變量： 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓（Transfer）。參考曹越和孫麗（2021）的研究， 將國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓界定為國企實際控制人性質(zhì)發(fā)生變更， 若在控制權(quán)轉(zhuǎn)讓當(dāng)年及以后各年則Transfer取值為1， 否則取值為0。

3. 控制變量。借鑒耿艷麗等（2021）的研究， 本文選取了如下控制變量： 企業(yè)規(guī)模（Size）， 用總資產(chǎn)的自然對數(shù)進行衡量； 盈利能力（Roe）， 用凈利潤/所有者權(quán)益總額進行衡量； 財務(wù)杠桿（Lev）， 用金融性負(fù)債總額/總資產(chǎn)進行衡量； 抵押能力（Fix）， 用固定資產(chǎn)凈額/資產(chǎn)總額進行衡量； 董事會規(guī)模（Board）， 用董事會總?cè)藬?shù)進行衡量； 公司成長性（MB）， 用市場價值/賬面價值進行衡量； 兩職合一（Dual）， 如果董事長與總經(jīng)理為同一人時則賦值為1， 否則為0； 審計師類型（Big4）， 如果當(dāng)年被國際“四大”會計師事務(wù)所審計則賦值為1， 否則為0。此外， 為了消除企業(yè)在國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前后在時間和個體上的差異， 本文參照張吉鵬等（2021）的做法， 控制了時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)。

（三） 模型構(gòu)建

為檢驗國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響， 本文構(gòu)建如下模型：

TCi，t=β0+β1Transferi，t+β2Sizei，t+β3Roei，t+β4Levi，t+β5Fixi，t+β6Boardi，t+β7MBi，t+β8Duali，t+β9Big4i，t+ut+λi+εi，t （1）

其中： ut和λi分別表示時間固定效應(yīng)和個體固定效應(yīng)。若國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓（Transfer）的系數(shù)β1顯著為正， 則驗證了H1a； 反之， 則驗證了H1b。

五、 實證分析

（一） 描述性統(tǒng)計

表1列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。由表1可知： 企業(yè)商業(yè)信用融資的均值為0.189， 表明在樣本企業(yè)中應(yīng)付賬款、 應(yīng)付票據(jù)和預(yù)收賬款整體上約占總資產(chǎn)的18.9%； 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的均值為0.073， 說明有7.3%的企業(yè)發(fā)生了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓； 審計師類型的均值為0.088， 表示在樣本中有8.8%的企業(yè)是被國際“四大”會計師事務(wù)所審計的。其余控制變量， 如企業(yè)規(guī)模、 財務(wù)杠桿、 抵押能力的均值和中位數(shù)相差不大， 基本滿足正態(tài)分布。

（二） 基本回歸結(jié)果

表2報告了假設(shè)1的實證結(jié)果。由該結(jié)果可知， 回歸結(jié)果的F值在1%的水平上顯著， 說明回歸模型在總體上具有較好的顯著性。Transfer的系數(shù)為-0.009， 在10%的水平上通過了顯著性檢驗， 即國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會降低企業(yè)商業(yè)信用融資。實證結(jié)果支持H1b， 證實了控股大股東的掏空效應(yīng)， 即國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓增強了大股東對企業(yè)的控制， 導(dǎo)致大股東與中小股東間存在嚴(yán)重的代理沖突， 使得企業(yè)的融資約束進一步增強， 進而降低了企業(yè)商業(yè)信用融資。DYw/bjxyB5LcbPWbf7AmEw==

（三） 穩(wěn)健性檢驗

1. 平行趨勢檢驗。為確保多時點DID估計的準(zhǔn)確性， 本文構(gòu)建模型（2）驗證是否滿足平行趨勢假設(shè)。在模型（2）中， Beforei，t、 Currenti，t、 Afteri，t分別代表國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓之前幾年、 轉(zhuǎn)讓當(dāng)年和之后幾年的虛擬變量， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前六年及六年以上的年份均歸為第六年。此外， 為避免多重共線性， 以國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前的第1期作為基期。

TCi，t=β0+ δtBeforei，t+β1Currenti，t+ γtAfteri，t+β2Sizei，t+β3Roai，t+β4Levi，t+β5Fixi，t+β6Boardi，t+β7MBi，t+β8Duali，t+β9Big4i，t+ut+λi+εi，t （2）

實證結(jié)果顯示， 在國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓前， 每年的系數(shù)都不顯著， 表明處理組和控制組的發(fā)展趨勢一致， 滿足平行趨勢假設(shè)； 而在國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓后， 系數(shù)均為負(fù)且在轉(zhuǎn)讓后的第2、 3、 5、 6年都較為顯著， 即國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓與企業(yè)商業(yè)信用融資呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系， 實證結(jié)論通過了平行趨勢檢驗。

2. 安慰劑檢驗。在此基礎(chǔ)上， 本研究采用兩種安慰劑檢驗方法， 以排除其他不可觀測的隨機因素的干擾， 驗證結(jié)果的穩(wěn)健性。第一， 借鑒已有文獻的做法， 通過安慰劑檢驗隨機構(gòu)造虛擬實驗組驗證國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資影響的可靠性。本文將進行了1000次隨機化抽樣的實驗組對模型（1）進行回歸， 并由回歸系數(shù)及其相應(yīng)的P值得出了安慰劑檢驗圖。結(jié)果顯示， 進行1000次隨機化測試的系數(shù)近似分布在0附近且大部分大于真實系數(shù)， 基本服從正態(tài)分布， 這表明本文的主要結(jié)論仍然成立。第二， 參照汪恩賢和劉星河（2020）反事實檢驗的做法， 虛擬一個偽時間點， 進行第二種安慰劑檢驗。本文將國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的時間點分別提前2年和3年， 并將新的虛擬變量F_Transfer代入模型（1）中， 如果新的虛擬變量的系數(shù)不顯著， 則可排除其他隨機性因素的干擾。通過實證檢驗， F_Transfer的系數(shù)均不顯著， 表明通過了安慰劑檢驗， 即本文研究結(jié)論比較穩(wěn)健。

3. 替換企業(yè)商業(yè)信用融資的度量方式。為了避免因度量方式的差異而導(dǎo)致回歸結(jié)果受到影響， 本文借鑒張澤宇（2023）的研究方法， 采用［（應(yīng)付賬款+應(yīng)付票據(jù)+預(yù)收賬款）-（應(yīng)收賬款+應(yīng)收票據(jù)+預(yù)付賬款）］/總資產(chǎn)度量商業(yè)信用融資， 進行穩(wěn)健性檢驗。結(jié)果顯示， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓（Transfer）的系數(shù)為-0.013， 在5%的水平上顯著。以上統(tǒng)計分析驗證了本文的研究結(jié)論， 這表明在更換了企業(yè)商業(yè)信用融資度量方式后， 本文的研究結(jié)論仍然是穩(wěn)健的。

4. 內(nèi)生性問題。

（1） 傾向得分匹配檢驗。為了解決樣本選擇偏誤問題， 本文參照張吉鵬等（2021）的做法， 采用傾向得分匹配法（PSM）， 用半徑匹配法進行樣本匹配； 再將匹配后的樣本代入模型（1）中進行回歸， 結(jié)果顯示， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓（Transfer）的系數(shù)為-0.009， 且在10%的水平上顯著， 這表明國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會降低企業(yè)商業(yè)信用融資， 因此支持了H1b。同時， 還對匹配后假設(shè)1的結(jié)果進行了平衡性檢驗， 發(fā)現(xiàn)滿足平衡性假設(shè)， 即本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

（2） 更換樣本期間。鑒于國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓當(dāng)年的財務(wù)數(shù)據(jù)可能會造成干擾， 故參照余明桂等（2019）的做法， 刪除國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓當(dāng)年的數(shù)據(jù)， 然后將其代入模型（1）中進行回歸， 結(jié)果顯示， Transfer的系數(shù)為-0.01， 在10%的水平上顯著， 檢驗結(jié)果與上述假設(shè)回歸結(jié)果一致， 支持了H1b。

限于篇幅， 穩(wěn)健性檢驗結(jié)果和安慰劑檢驗圖均未列示， 留存?zhèn)渌鳌?/p>

六、 影響機制分析

結(jié)合前文分析可知， 大股東掏空和融資約束是國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓降低企業(yè)商業(yè)信用融資的主要作用路徑。國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會導(dǎo)致大股東和中小股東之間的第二類代理問題加劇， 這就會加強大股東掏空動機和企業(yè)融資約束， 進而降低企業(yè)商業(yè)信用融資?；诖?， 本文將從大股東掏空視角和融資約束視角， 揭示國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響機制。

借鑒已有學(xué)者中介效應(yīng)檢驗研究方法， 以大股東掏空和融資約束作為中介變量。其中， 使用大股東資金占用（OREC）衡量大股東掏空， 其數(shù)值越大， 表明大股東掏空越嚴(yán)重； 使用FC指數(shù)衡量融資約束， 其數(shù)值越大， 表明企業(yè)融資約束越嚴(yán)重。具體的檢驗?zāi)Ｐ腿缦拢?/p>

OREC/FCi，t=α0+α1Transferi，t+α2Sizei，t+α3Roai，t+

α4Levi，t+α5Fixi，t+α6Boardi，t+α7MBi，t+α8Duali，t+α9Big4i，t+ut+λi+εi，t （3）

TCi，t=γ0+γ1Transferi，t+γ2OREC/FCi，t+γ3Sizei，t+

γ4Roai，t+γ5Levi，t+γ6Fixi，t+γ7Boardi，t+γ8MBi，t+γ9Duali，t+

γ10Big4i，t+ut+λi+εi，t （4）

機制檢驗結(jié)果如表3所示。首先， 從大股東掏空來看， 表3第（1）列中國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓（Transfer）以及第（2）列中大股東資金占用（OREC）的系數(shù)均不顯著， 進而進行Bootstrap檢驗。檢驗結(jié)果顯示， P值=0.001， 即間接效應(yīng)顯著， 且第（2）列中國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的系數(shù)顯著。由第（1）列國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的系數(shù)為正、 第（2）列國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的系數(shù)為負(fù)及大股東資金占用系數(shù)為負(fù)可知α1γ2與γ1同號， 表明大股東掏空存在部分中介效應(yīng)， 即國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓能夠通過加劇大股東掏空降低企業(yè)商業(yè)信用融資。這主要是因為國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會導(dǎo)致企業(yè)中第二類代理沖突嚴(yán)重， 加劇了大股東掏空， 從而提高了企業(yè)的信用風(fēng)險， 進而降低企業(yè)商業(yè)信用融資。

其次， 從融資約束來看， 表3第（3）列中國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓（Transfer）的系數(shù)在5%的水平上顯著為正， 表明國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓能夠顯著加劇企業(yè)融資約束； 第（4）列中FC的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)， 表明融資約束的加劇降低了企業(yè)商業(yè)信用融資， 而第（4）列中國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的系數(shù)不顯著， 表明融資約束具有中介效應(yīng)， 即國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓能夠通過加劇企業(yè)融資約束降低企業(yè)商業(yè)信用融資。這主要是因為國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會減少企業(yè)外部融資渠道， 提高融資成本， 加劇融資約束， 從而提高企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險， 使得供應(yīng)商在考慮對企業(yè)的信用貸款決策時會存在融資歧視， 增加企業(yè)獲得商業(yè)信用融資的難度， 進而降低企業(yè)商業(yè)信用融資。

綜上所述， 本文發(fā)現(xiàn)國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓通過加劇大股東掏空和融資約束降低了企業(yè)商業(yè)信用融資， H1b得以驗證。

七、 進一步分析

（一） 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓、 地區(qū)法治水平與企業(yè)商業(yè)信用融資

地區(qū)法治水平越高， 控股股東獲取控制權(quán)私利的成本越高， 就越能抑制控股股東的掏空動機。本文借鑒張吉鵬等（2021）的研究方法， 用“市場中介組織的發(fā)育和法治環(huán)境”指標(biāo)來衡量企業(yè)所在地區(qū)的法治水平， 法治環(huán)境評分越高代表地區(qū)法治水平越高。如果法治環(huán)境評分大于樣本中位數(shù)， 則定義為地區(qū)法治水平高的組； 反之， 則定義為地區(qū)法治水平低的組。

由表4中的第（1）列和第（2）列可知， 在地區(qū)法治水平低的組別中， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資具有更強的抑制作用， 但是在地區(qū)法治水平高的組別中并不顯著。這說明， 在地區(qū)法治水平較低的情況下， 外部監(jiān)督機制較為薄弱， 這就不可避免地為控股大股東侵占企業(yè)資源、 掏空中小股東的利益創(chuàng)造了條件， 并加劇了企業(yè)融資約束， 從而增強了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響； 反之， 當(dāng)?shù)貐^(qū)法治水平較高時， 外部監(jiān)督機制健全， 營商環(huán)境較好， 強有力的投資者保護可以抑制控股大股東的掏空行為， 供應(yīng)商的合法權(quán)益會得到有效保護， 進而抑制國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響。

（二） 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓、 機構(gòu)投資者持股比例與企業(yè)商業(yè)信用融資

當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例較高時， 機構(gòu)股東“搭便車”的代價很大， 因此， 對于國有控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)讓的企業(yè)來說， 機構(gòu)股東為了獲得更多的超額回報， 將更有動力約束非國有控股股東的私利行為， 有效限制大股東的關(guān)聯(lián)交易， 使得大股東與中小股東之間的代理沖突得到緩解， 進而提高企業(yè)的經(jīng)營績效和財務(wù)績效， 對供應(yīng)商產(chǎn)生信息傳遞效應(yīng)， 提高企業(yè)商業(yè)信用融資， 進一步削弱國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響。

本文參照已有研究的做法， 把機構(gòu)投資者持股數(shù)量與該公司A股總股數(shù)的比值定義為機構(gòu)投資者持股比例。由表4中的第（3）列和第（4）列可知， 在機構(gòu)投資者持股比例低的組中， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資具有顯著的抑制作用， 但是在機構(gòu)投資者持股比例高的組別中并不顯著。這說明， 在機構(gòu)投資者持股比例較低的情況下， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓之后， 機構(gòu)股東對控股股東的監(jiān)督和治理作用較弱， 增加了控股股東掏空行為， 使得大股東與中小股東之間的代理沖突加重， 進一步加劇了企業(yè)融資約束， 從而增強了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響； 反之， 當(dāng)機構(gòu)投資者持股比例較高時， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓之后， 機構(gòu)股東能夠有效抑制控股股東侵害中小股東利益的行為， 緩解融資約束問題， 導(dǎo)致國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響被削弱。

（三） 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓、 地區(qū)差異與企業(yè)商業(yè)信用融資

不同地區(qū)的社會經(jīng)濟條件和企業(yè)發(fā)展?fàn)顩r等存在一定程度的差異， 可能會影響國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的抑制作用。本文根據(jù)企業(yè)不同地域的分布， 將樣本劃分為東部地區(qū)和中西部地區(qū)。由表4中的第（5）列和第（6）列可知， 位于東部地區(qū)的組中國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的系數(shù)不顯著， 而在位于中西部地區(qū)的組中國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓的系數(shù)顯著為負(fù)， 這說明國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響在中西部地區(qū)更為顯著， 這是因為位于東部地區(qū)的企業(yè)， 法治環(huán)境更為健全， 在一定程度上能夠有效抑制大股東的掏空行為， 導(dǎo)致國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的負(fù)向影響被削弱。

八、 結(jié)論及建議

本文以國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓為切入點， 以2008 ～ 2022年我國滬深A(yù)股國有上市公司為研究對象， 探討了國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的影響。研究發(fā)現(xiàn)， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓會抑制企業(yè)商業(yè)信用融資； 使用平行趨勢檢驗、 安慰劑檢驗、 替換變量、 傾向得分匹配法及更換樣本期間等方法進行穩(wěn)健性檢驗之后， 本文結(jié)論依然成立。在影響機制方面， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓能夠通過增強大股東掏空動機和加劇融資約束來降低企業(yè)商業(yè)信用融資。進一步研究發(fā)現(xiàn)， 國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓對企業(yè)商業(yè)信用融資的抑制作用在地區(qū)法治水平較低的企業(yè)、 機構(gòu)投資者持股比例較低的企業(yè)及處于中西部地區(qū)的企業(yè)中更顯著。

基于上述研究結(jié)論， 本文的建議如下： 第一， 政府相關(guān)部門積極出臺相應(yīng)的政策法規(guī)加強對控股股東掏空行為的監(jiān)管， 加大對控股股東違規(guī)的處罰力度， 從而進一步推動企業(yè)深化改革。第二， 政府及相關(guān)法制部門一方面針對我國機構(gòu)股東制定相應(yīng)規(guī)定， 正確引導(dǎo)機構(gòu)股東發(fā)揮監(jiān)督和治理作用， 合理監(jiān)督管理層和控股股東的機會主義行為， 降低信息不對稱程度， 優(yōu)化資源配置， 促進企業(yè)獲得更多的商業(yè)信用融資， 推動企業(yè)健康發(fā)展； 另一方面健全各地區(qū)的法治建設(shè)， 不斷優(yōu)化營商環(huán)境， 降低企業(yè)融資成本， 為企業(yè)商業(yè)信用融資提供制度保障。第三， 國有企業(yè)在進行深化改革時， 綜合考慮其效果來決定是否進行國有控制權(quán)轉(zhuǎn)讓。

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