銀行關(guān)聯(lián)、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

李文貴

(浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院，浙江杭州310018)

[摘要]以中國(guó)A股非金融類上市公司為樣本，本文檢驗(yàn)銀行關(guān)聯(lián)是否能影響企業(yè)在投資決策中的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)。通過企業(yè)董事、總經(jīng)理和財(cái)務(wù)總監(jiān)的銀行任職經(jīng)歷來判斷企業(yè)是否具有銀行關(guān)聯(lián)，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)：(1)有銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)比無銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)具有顯著更高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平；(2)銀行關(guān)聯(lián)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)效應(yīng)主要源自曾任的銀行關(guān)聯(lián)和國(guó)有的銀行關(guān)聯(lián)；(3)相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)國(guó)有企業(yè)投資決策中風(fēng)險(xiǎn)選擇的影響顯著更小。

[關(guān)鍵詞]銀行關(guān)聯(lián)；所有權(quán)性質(zhì)；企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

[收稿日期]2015-03-20

[基金項(xiàng)目]浙江省自然科學(xué)基金青年項(xiàng)目(LQ14G020011)；杭州市哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目(B13GL04)

[作者簡(jiǎn)介]李文貴(1982- )，女，重慶江津人，浙江財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院副教授,博士，碩士生導(dǎo)師，從事公司財(cái)務(wù)與公司治理研究.

[中圖分類號(hào)]F275.1[文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼]A

基于關(guān)系的非正式機(jī)制在轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中的作用極其重要。對(duì)企業(yè)來說，關(guān)系不僅具有便利資源配置和獲取稀缺資源的功能，還能有效降低信息的不對(duì)稱程度(Bian和Soon，1997)。Allen等(2005、2011)針對(duì)中國(guó)制度環(huán)境的分析認(rèn)為，正是那些諸如關(guān)系和聲譽(yù)的替代性機(jī)制促進(jìn)了私有部門經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。其中，與銀行建立緊密的關(guān)聯(lián)就是一種非常重要的替代性機(jī)制。鄧建平和曾勇(2011)發(fā)現(xiàn)，中國(guó)有大約47.8%的民營(yíng)企業(yè)高管和董事具有銀行工作背景。在美國(guó)，這一比例大約為31.6%，而日本更是高達(dá)52.9%(Kroszner和Strahan，2001)。因此，研究銀行關(guān)聯(lián)如何影響企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策具有十分重要的現(xiàn)實(shí)意義。

現(xiàn)有研究主要檢驗(yàn)了銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)融資和企業(yè)績(jī)效的影響。銀行高管出任企業(yè)董事不僅有利于緩解企業(yè)和銀行之間的信息不對(duì)稱問題，還有助于銀行對(duì)企業(yè)的經(jīng)營(yíng)決策進(jìn)行更緊密的監(jiān)督。所以，銀行關(guān)聯(lián)能為企業(yè)帶來融資便利，使企業(yè)獲得更多的銀行貸款(Dittmann等，2010；鄧建平和曾勇，2011；Ciamarra，2012)。在企業(yè)績(jī)效方面， Morck和Nakamura(1999)、Saito和Odagiri(2008)發(fā)現(xiàn)，在日本，企業(yè)聘請(qǐng)銀行高管擔(dān)任董事能顯著提高績(jī)效。Frydman和Hilt(2011)也發(fā)現(xiàn)，在早期金融資本主義時(shí)代，銀行高管擔(dān)任企業(yè)董事有利于企業(yè)對(duì)投資項(xiàng)目的管理。但Guner等(2008)卻發(fā)現(xiàn)銀行關(guān)聯(lián)的這種價(jià)值增值效應(yīng)在美國(guó)制造業(yè)企業(yè)中并不顯著。Dittmann等(2010)針對(duì)德國(guó)上市公司的研究甚至發(fā)現(xiàn)，銀行關(guān)聯(lián)帶來了企業(yè)績(jī)效的惡化。

上述文獻(xiàn)為銀行關(guān)聯(lián)影響企業(yè)債務(wù)融資及其經(jīng)濟(jì)后果提供了許多實(shí)證證據(jù)，但遺憾的是，研究結(jié)論仍存在較大的分歧。而且，鮮有文獻(xiàn)關(guān)注銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)投資決策的作用。銀行作為非常重要的資金提供者(Allen等，2011)，對(duì)企業(yè)如何在投資過程中配置資金非常關(guān)注。因此，從風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的角度，本文檢驗(yàn)銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)投資決策的影響。具體來說，本文將回答以下三個(gè)問題：第一，銀行關(guān)聯(lián)是否會(huì)影響企業(yè)投資決策過程中選擇風(fēng)險(xiǎn)性的投資項(xiàng)目？第二，不同的銀行關(guān)聯(lián)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響是否存在差異？第三，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響在國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)是否存在顯著的不同？從理論上說，銀行關(guān)聯(lián)能通過為企業(yè)帶來融資便利，有效緩解企業(yè)投資決策中面臨的融資約束問題；但是，銀行關(guān)聯(lián)也可能加強(qiáng)銀行對(duì)企業(yè)的監(jiān)督，弱化管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好，從而促使企業(yè)選擇穩(wěn)健的投資策略。因此，銀行關(guān)聯(lián)究竟會(huì)提高還是降低企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，這是一個(gè)需要進(jìn)一步檢驗(yàn)的實(shí)證問題。

一、理論分析與研究假設(shè)

(一)銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)反映了企業(yè)在投資決策過程中對(duì)投資項(xiàng)目的選擇，更低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平意味著企業(yè)放棄了更多高風(fēng)險(xiǎn)但預(yù)期凈現(xiàn)值為正的投資項(xiàng)目(John等，2008；余明桂等，2013)。Tobin(1969)認(rèn)為，在完備的資本市場(chǎng)中，邊際Q能夠預(yù)測(cè)企業(yè)的真實(shí)投資水平，企業(yè)應(yīng)該在邊際Q大于1時(shí)增加投資水平，直至邊際Q等于1。所以，為了最大化企業(yè)價(jià)值，管理者應(yīng)該選擇所有預(yù)期凈現(xiàn)值大于0的投資項(xiàng)目。同時(shí)，根據(jù)Modigliani和Miller(1958)，在無摩擦的市場(chǎng)環(huán)境中，內(nèi)部資金和外部資金之間具有完全的替代性，企業(yè)能夠獲得充足的資金用以滿足所有具有價(jià)值增值性的投資項(xiàng)目。然而，市場(chǎng)中存在的信息不對(duì)稱問題以及代理問題為企業(yè)的外部融資帶來了各種交易成本。這些融資成本的存在使得企業(yè)面臨著不同程度的融資約束，導(dǎo)致企業(yè)的投資在很大程度上依賴于其融資能力。企業(yè)面臨的融資約束越強(qiáng)，其對(duì)更具潛力的項(xiàng)目的投資將受到越嚴(yán)重的制約。也就是說，融資約束會(huì)影響企業(yè)在投資決策中對(duì)投資項(xiàng)目的選擇。因此，尋求能有效緩解融資約束問題的機(jī)制對(duì)于企業(yè)改善投資效率非常重要。

銀行關(guān)聯(lián)有助于企業(yè)獲得更多的債務(wù)融資，進(jìn)而緩解融資約束問題。一方面，銀行關(guān)聯(lián)形成了企業(yè)的社會(huì)資本。通過各項(xiàng)社會(huì)資本獲取稀缺資源是中國(guó)企業(yè)經(jīng)營(yíng)成功的關(guān)鍵因素之一(Bian和Soon，1997)，而各種“關(guān)系”是社會(huì)資本的重要內(nèi)容。Claessens和Fan(2002)提出，基于關(guān)系的交易在新興市場(chǎng)中非常重要。Allen等(2005)進(jìn)一步認(rèn)為，基于關(guān)系的非正式機(jī)制在很大程度上作為落后的正式制度的一種替代，支持著中國(guó)經(jīng)濟(jì)的高速增長(zhǎng)。例如，政治關(guān)聯(lián)能有效幫助企業(yè)獲取更多的銀行貸款或進(jìn)入政府管制行業(yè)，進(jìn)而顯著提高企業(yè)績(jī)效(田利輝和張偉，2013)。另一方面，銀行關(guān)聯(lián)能降低企業(yè)與銀行之間的信息不對(duì)稱程度。有銀行工作背景的人士加入企業(yè)的董事會(huì)后，能獲知更多關(guān)于企業(yè)經(jīng)營(yíng)狀況的信息，這將幫助銀行降低在向企業(yè)提供貸款的過程中遭遇的逆向選擇問題，做出更恰當(dāng)?shù)馁J款供給決策(Dittmann等，2010)。

在許多國(guó)家，銀行仍然是企業(yè)外部融資的主要提供者(Qian和Strahan，2007)。對(duì)中國(guó)這個(gè)轉(zhuǎn)型經(jīng)濟(jì)體來說，相對(duì)于股票市場(chǎng)，銀行系統(tǒng)對(duì)企業(yè)投資活動(dòng)的開展更是重要得多。Allan等(2005)發(fā)現(xiàn)，無論是在國(guó)有企業(yè)還是私有企業(yè)，銀行貸款始終是中國(guó)企業(yè)重要的融資來源。具體來說，上市公司約30%的資金是來自銀行貸款，這僅次于自籌資金占融資總額的比例。所以，銀行信貸的可得性直接影響著企業(yè)的投資決策。如果無法從銀行獲得相應(yīng)的貸款，企業(yè)將很難充分利用新的投資機(jī)會(huì)。由于具有銀行工作經(jīng)歷的董事會(huì)成員能夠?yàn)槠髽I(yè)帶來融資便利，緩解企業(yè)投資決策中面臨的融資約束問題，因此，銀行關(guān)聯(lián)可能促使企業(yè)更少放棄那些預(yù)期凈現(xiàn)值為正的風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目，使企業(yè)表現(xiàn)出更高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

基于以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)1：在其他條件一定的情況下，有銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)比無銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)具有顯著更高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。

(二)銀行關(guān)聯(lián)、所有權(quán)性質(zhì)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

接下來，本文進(jìn)一步分析所有權(quán)性質(zhì)如何影響銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的作用。我們預(yù)期，企業(yè)所有權(quán)的國(guó)有性質(zhì)會(huì)弱化銀行關(guān)聯(lián)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。

首先，國(guó)有企業(yè)的融資約束小于非國(guó)有企業(yè)。中國(guó)國(guó)有企業(yè)和非國(guó)有企業(yè)在銀行貸款的獲取方面存在顯著差異。由于政府對(duì)金融系統(tǒng)的控制，國(guó)有企業(yè)與國(guó)有商業(yè)銀行之間的天然聯(lián)系使其更容易獲得以銀行貸款為主的債務(wù)融資。政府在資源配置過程中也傾向于為國(guó)有企業(yè)的貸款提供一種隱性擔(dān)保，從而增強(qiáng)國(guó)有企業(yè)的外部融資能力，降低其面臨的融資約束程度。Allen et al.(2005)曾發(fā)現(xiàn)，中國(guó)的銀行將大部分信貸資源提供給了經(jīng)濟(jì)效率更低的國(guó)有企業(yè)，而盈利能力更好的私有企業(yè)卻難以獲得銀行貸款。余明桂和潘紅波(2010)進(jìn)一步為私有企業(yè)獲得銀行信用的難度大于國(guó)有企業(yè)提供了證據(jù)。同時(shí)，國(guó)有企業(yè)還能得到更多的政府補(bǔ)貼用于彌補(bǔ)經(jīng)營(yíng)過程中現(xiàn)金流的不足。所以，如果銀行關(guān)聯(lián)會(huì)通過提供貸款便利緩解融資約束，進(jìn)而影響企業(yè)投資決策中的風(fēng)險(xiǎn)選擇，那么，這種作用將主要存在于非國(guó)有企業(yè)。

其次，銀行關(guān)聯(lián)在影響國(guó)有企業(yè)代理問題方面的作用是有限的。一方面，國(guó)有企業(yè)需要承擔(dān)政府的許多社會(huì)性職能，其目標(biāo)函數(shù)與企業(yè)價(jià)值最大化并不一致。所以，企業(yè)投資決策中的風(fēng)險(xiǎn)選擇可能需要基于政治性目標(biāo)的實(shí)現(xiàn)來考慮，管理者的風(fēng)險(xiǎn)態(tài)度對(duì)國(guó)有企業(yè)這種扭曲性經(jīng)營(yíng)目標(biāo)的影響可能是微乎其微的。同時(shí)，政府為國(guó)有企業(yè)的銀行貸款提供了隱性的擔(dān)保，這意味著，對(duì)于作為債權(quán)人的銀行來說，其貸款的信用風(fēng)險(xiǎn)是比較低的，這恰好是銀行更愿意將貸款提供給國(guó)有企業(yè)的重要原因。由于銀行不需要過多擔(dān)心國(guó)有企業(yè)貸款無法收回的風(fēng)險(xiǎn)，那些來自銀行的企業(yè)高管也就不會(huì)過多干預(yù)企業(yè)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目的選擇。也就是說，銀行關(guān)聯(lián)的債務(wù)監(jiān)督假設(shè)和利益沖突假設(shè)在國(guó)有企業(yè)可能并不適用。因此，如果銀行關(guān)聯(lián)會(huì)降低企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平，這也將主要存在于非國(guó)有企業(yè)。

基于以上分析，提出如下假設(shè)：

假設(shè)2：在其他條件一定的情況下，相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)國(guó)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響顯著更小。

二、研究設(shè)計(jì)

本文的樣本包括截至2011年12月31日所有在滬深交易所上市，且發(fā)行了A股的非金融上市公司。我們剔除了金融行業(yè)以及資產(chǎn)負(fù)債率大于1的樣本觀測(cè)值。最后，在剔除了存在缺失的變量值之后，分別獲得9793和12801個(gè)樣本觀測(cè)值。本文所使用的企業(yè)特征數(shù)據(jù)來源于WIND數(shù)據(jù)庫和CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(一)模型設(shè)定和變量定義

為了檢驗(yàn)假設(shè)1，將待檢驗(yàn)的模型設(shè)定為：

RiskTit=α+β1Bankit+β2Xit+εit

(1)

其中，RiskTit表示企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的水平。根據(jù)已有的文獻(xiàn)(Boubakri et al.2013；余明桂等，2013)，采用企業(yè)盈利波動(dòng)性(RiskT1)和股票回報(bào)波動(dòng)性(RiskT2)作為風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的替代性變量。其中，企業(yè)盈利的波動(dòng)性(RiskT1)通過σ(ROAi)計(jì)算出，ROAi為企業(yè)i相應(yīng)年度的息稅前利潤(rùn)(EBIT)與當(dāng)年末資產(chǎn)總額的比率。計(jì)算波動(dòng)性時(shí)，我們以5年為一個(gè)觀測(cè)時(shí)段，采用的是年份滾動(dòng)的方法。為了減弱行業(yè)特性的影響，先對(duì)企業(yè)每一年的ROA采用行業(yè)平均值進(jìn)行調(diào)整，然后計(jì)算企業(yè)在每一觀測(cè)時(shí)段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標(biāo)準(zhǔn)差。企業(yè)股票回報(bào)的波動(dòng)性(RiskT2)通過σ(Returni)計(jì)算出，Returni為企業(yè)i每個(gè)月的股票回報(bào)率。此時(shí)，我們以每一年為一個(gè)觀測(cè)時(shí)段計(jì)算波動(dòng)性。

Bankit表示企業(yè)管理者是否具有銀行任職背景。如果企業(yè)總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)或董事會(huì)成員(下文簡(jiǎn)稱為“高管”) 現(xiàn)在或曾經(jīng)在銀行(包括商業(yè)銀行和政策性銀行)任職，則將其視為企業(yè)具有銀行關(guān)聯(lián)，變量Bankit定義為1，否則為0。有關(guān)總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)或董事在銀行的任職背景信息來自于WIND資訊數(shù)據(jù)庫的子數(shù)據(jù)庫“股票深度資料”的下級(jí)數(shù)據(jù)庫“董事會(huì)及管理者信息”，由手工收集整理而來。

X是由多個(gè)控制變量構(gòu)成的向量，主要包括：(1)企業(yè)規(guī)模(Size)，定義為總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；(2)杠桿率(Leverage)，定義為總負(fù)債與總資產(chǎn)的比例；(3)銷售增長(zhǎng)(Gsales)，定義為企業(yè)營(yíng)業(yè)收入的年增長(zhǎng)率；(4)期初績(jī)效(ROA)，定義為年度息稅前利潤(rùn)(EBIT)與當(dāng)年末資產(chǎn)總額的比率；(5)企業(yè)年齡(Fage)，定義為企業(yè)成立年限加1后取自然對(duì)數(shù)，即ln(1+企業(yè)成立年限)；(6)所有權(quán)性質(zhì)(State)，是一個(gè)虛擬變量，如果樣本企業(yè)的所有權(quán)是國(guó)有性質(zhì)，則取1，否則取0；(7)兩職合一(Chairman)，如果企業(yè)的董事長(zhǎng)同時(shí)兼任總經(jīng)理，則定義為1，否則為0；(8)獨(dú)立董事占比(Indep)，定義為企業(yè)董事會(huì)中獨(dú)立董事人數(shù)占董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例；(9)市場(chǎng)化進(jìn)程(Index)，使用樊綱等(2011)編制的中國(guó)市場(chǎng)化總指數(shù)來定義。另外，相應(yīng)的檢驗(yàn)中還控制了行業(yè)(IndustryD)和年度(YearD)效應(yīng)。

為了進(jìn)一步厘清不同類型的銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響，我們將模型(1)中的變量Bankit予以拆解，拆解后的待檢驗(yàn)?zāi)Ｐ驮O(shè)定為：

RiskTit=α+β1Bank_pastit+β2Bank_currentit+β3′Xit+εit

(2)

RiskTit=α+β1Bank_stateit+β2Bank_nonstateit+β3′Xit+εit

(3)

在模型(2)和模型(3)中，Bank_pastit代表企業(yè)高管曾經(jīng)在銀行任職(曾任銀行關(guān)聯(lián))，Bank_currentit代表企業(yè)有高管目前在銀行任職(現(xiàn)任銀行關(guān)聯(lián))。Bank_stateit代表企業(yè)有高管現(xiàn)在或曾經(jīng)在國(guó)有銀行任職(國(guó)有銀行關(guān)聯(lián))，Bank_ nonstateit代表企業(yè)有高管現(xiàn)在或曾經(jīng)在非國(guó)有銀行任職(非國(guó)有銀行關(guān)聯(lián))。RiskTit和控制變量向量X的定義與模型(1)一致。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，將待檢驗(yàn)的模型設(shè)定為：

RiskTit=α+β1Bankit+β2Stateit+β3Bankit×Stateit+β2′Xit+εit

(4)

模型(4)中的Stateit表示企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)，如果是國(guó)有企業(yè)，則Stateit取值1，否則為0。根據(jù)假設(shè)2的分析，主要關(guān)注交互項(xiàng)Bankit×Stateit的系數(shù)。如果β3顯著小于0，則說明企業(yè)構(gòu)建的銀行關(guān)聯(lián)對(duì)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響在國(guó)有企業(yè)更小。

(二)描述性統(tǒng)計(jì)特征

表1列出了企業(yè)銀行關(guān)聯(lián)和主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)特征。其中，所有連續(xù)的財(cái)務(wù)特征變量均進(jìn)行了上下1%的Winsorize處理。RiskT1的均值是0.0604，高于世界上其他主要國(guó)家在1999年至2007年間的均值(0.048)，但中位數(shù)(0.0348)低于對(duì)應(yīng)的水平(0.037)。這反映出，我國(guó)絕大多數(shù)上市公司的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平都要低于世界其他主要國(guó)家。RiskT2的均值和中位數(shù)分別為0.4485和0.3977。Bank的平均值為0.2378，這表明，近24%的樣本企業(yè)的高管具有銀行任職經(jīng)歷。在德國(guó)，2004年-2005年間，企業(yè)董事會(huì)有銀行家的比例大約為31%；在1994年前后，這一比例更是高達(dá)50.7%(Dittmann等，2010)。在美國(guó)，1988年-2001年間，董事會(huì)中有來自商業(yè)銀行的銀行家的企業(yè)比例大約為30%，有來自投資銀行的銀行家的企業(yè)比例大約為17%(Guner等，2008)。相比之下，中國(guó)的上市公司更少聘請(qǐng)具有銀行工作背景的人士擔(dān)任高管。在其他變量中，State的均值為0.6301，說明樣本企業(yè)有63.01%的比例為國(guó)有企業(yè)。

表1　描述性統(tǒng)計(jì)特征

表2列示了有銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)和沒有銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)這兩個(gè)子樣本之間在風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平上的差異。當(dāng)以企業(yè)盈利的波動(dòng)性(RiskT1)衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)時(shí)，有銀行關(guān)聯(lián)子樣本組的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平均值和中位數(shù)分別為0.0737和0.0401，均在1%的水平上顯著高于無銀行關(guān)聯(lián)子樣本組。然后，我們還以股票回報(bào)的波動(dòng)性(RiskT2)作為企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的替代變量，類似地，有銀行關(guān)聯(lián)子樣本組的均值和中位數(shù)分別為0.4625和0.4142，均在1%的水平上顯著高于無銀行關(guān)聯(lián)子樣本組。這些數(shù)據(jù)反映的情況為本文的假設(shè)1提供了初步的支持。

表2　單變量分析

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平，分樣本組均值差異的檢驗(yàn)使用獨(dú)立樣本t檢驗(yàn)(2-tailed)，中位數(shù)差異的檢驗(yàn)使用Wilcoxon軼和檢驗(yàn).

三、檢驗(yàn)結(jié)果與分析

(一)銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

表3列出了銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)相關(guān)關(guān)系的檢驗(yàn)結(jié)果。前兩列是以企業(yè)盈利的波動(dòng)性(RiskT1)衡量風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在未加入企業(yè)特征和制度環(huán)境等控制變量的情況下，Bankit的系數(shù)在1%的水平上高度顯著為正。在第(2)列中將相應(yīng)控制變量放入模型，并同時(shí)控制行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)，此時(shí)，變量Bankit的系數(shù)估計(jì)值由0.0143下降為0.0108，仍然在1%的水平上顯著為正。后兩列是以企業(yè)股票月回報(bào)率的波動(dòng)性(RiskT2)作為被解釋變量。檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，在未加入控制變量的情況下，變量Bankit的系數(shù)在1%的水平上高度顯著為正。第(4)列中加入八個(gè)控制變量后，Bankit的系數(shù)估計(jì)值由0.0102下降為0.0083，仍然在5%的水平上顯著為正。

表3　銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平, 括號(hào)中的數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的t 值。其中，標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整.

上述檢驗(yàn)結(jié)果表明，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有顯著的積極影響。那些聘請(qǐng)具有銀行任職背景擔(dān)任高管來建立銀行關(guān)聯(lián)的企業(yè)，在投資決策的過程中更少放棄風(fēng)險(xiǎn)高但預(yù)期凈現(xiàn)值為正的投資機(jī)會(huì)，采取了更積極的投資策略。也就是說，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)具有顯著的促進(jìn)作用，這些發(fā)現(xiàn)與假設(shè)1的預(yù)期是一致的。

(二)不同類別的銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響

對(duì)模型(2)和模型(3)的檢驗(yàn)結(jié)果列示于表4。根據(jù)第(1)列和第(3)列，變量Bank_pastit的系數(shù)始終在5%的水平上顯著為正，而變量Bank_currentit的系數(shù)則都不顯著。并且，變量Bank_currentit的系數(shù)估計(jì)值都要小于變量Bank_pastit的系數(shù)估計(jì)值。這表明，從管理者在銀行任職的時(shí)期角度看，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的促進(jìn)作用主要源自高管曾經(jīng)的銀行任職經(jīng)歷，而高管現(xiàn)在的銀行任職經(jīng)歷對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)并不具有顯著影響。第(2)列和第(4)列是將銀行任職經(jīng)歷變量細(xì)分為Bank_stateit和Bank_nonstateit后的檢驗(yàn)結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，變量Bank_stateit的系數(shù)分別在5%和10%的水平上顯著為正，而變量Bank_nonstateit的系數(shù)雖然為正，但并不具有統(tǒng)計(jì)意義上的顯著性。這表明，從管理者任職銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)來看，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的促進(jìn)作用主要發(fā)生在管理者的國(guó)有銀行任職經(jīng)歷，管理者的非國(guó)有銀行任職經(jīng)歷對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響并不顯著。

表4　不同類別的銀行關(guān)聯(lián)和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平, 括號(hào)中的數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的t 值。其中，標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整。X代表控制變量，限于篇幅，具體結(jié)果未詳細(xì)列示.

究其原因，我們認(rèn)為至少可能在于兩個(gè)方面。一方面，那些目前就職于銀行的高管人員和來自非國(guó)有銀行的高管人員具有更強(qiáng)的風(fēng)險(xiǎn)控制和風(fēng)險(xiǎn)管理意識(shí)，這會(huì)在一定程度上弱化管理者的風(fēng)險(xiǎn)偏好程度。因此，在參與企業(yè)的投資決策時(shí)，他們可能會(huì)更多地關(guān)注投資項(xiàng)目本身具有的風(fēng)險(xiǎn)，減少對(duì)高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目的選擇。另一方面，前文的理論分析表明，銀行關(guān)聯(lián)之所以會(huì)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)產(chǎn)生積極作用，主要是因?yàn)樗転槠髽I(yè)帶來融資便利性。對(duì)于目前就職于銀行的企業(yè)管理人員來說，如果企業(yè)和銀行之間存在借貸關(guān)系，那么這些高管人員可能會(huì)更多地站在銀行的角度考慮企業(yè)對(duì)投資項(xiàng)目的選擇，促使企業(yè)做出穩(wěn)健的投資決策，以保證銀行作為企業(yè)債權(quán)人的利益不會(huì)受到損害。同樣地，對(duì)于具有非國(guó)有銀行任職經(jīng)歷的管理人員來說，當(dāng)企業(yè)和銀行之間存在借貸關(guān)系時(shí)，由于非國(guó)有銀行會(huì)更注重控制信用風(fēng)險(xiǎn)，從而導(dǎo)致企業(yè)的投資決策更穩(wěn)健?？傊?，在企業(yè)進(jìn)行投資決策的過程中，具有非國(guó)有銀行任職背景和在任的銀行任職背景的管理者可能更傾向于反對(duì)企業(yè)選擇積極的投資策略，或至少不會(huì)鼓勵(lì)企業(yè)高風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的投資行為。這與Anderson等(2001)的觀點(diǎn)是一致的，在一定程度上體現(xiàn)了債務(wù)監(jiān)督假設(shè)和利益沖突假設(shè)的分析。

(三)所有權(quán)性質(zhì)、銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

表5報(bào)告了對(duì)假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。其中，第(1)列和第(4)列對(duì)模型(4)的檢驗(yàn)結(jié)果顯示出，在對(duì)總樣本的回歸中，銀行關(guān)聯(lián)變量Bankit的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正。第(1)列中所有權(quán)性質(zhì)變量Stateit的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，表明國(guó)有企業(yè)具有顯著更低的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。交互項(xiàng)Bankit×Stateit的系數(shù)估計(jì)值分別為-0.0207和-0.0045，分別在5%和10%的水平上顯著為負(fù)。這說明，相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)而言，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的促進(jìn)作用在國(guó)有企業(yè)顯著更小。上述回歸結(jié)果支持假設(shè)2，為假設(shè)2提供了實(shí)證證據(jù)。

我們也將總樣本分為國(guó)有企業(yè)組和非國(guó)有企業(yè)組，采用模型(1)分別進(jìn)行子樣本組的檢驗(yàn)。表5的第(2)、(3)列和第(5)、(6)列分別列示了以不同的指標(biāo)衡量企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)時(shí)的回歸結(jié)果。數(shù)據(jù)顯示，在對(duì)國(guó)有企業(yè)子樣本組的檢驗(yàn)中，銀行關(guān)聯(lián)變量Bankit的系數(shù)為正，但并不顯著。在對(duì)非國(guó)有企業(yè)子樣本組的檢驗(yàn)中，銀行關(guān)聯(lián)變量Bankit的系數(shù)估計(jì)值分別為0.0191和0.0087，都在5%的水平上顯著為正，且取值均分別大于第(2)列和第(5)列。這進(jìn)一步說明，通過聘任具有銀行任職背景的人士擔(dān)任管理者構(gòu)建的銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的促進(jìn)效應(yīng)主要體現(xiàn)在非國(guó)有企業(yè)。

表5　所有權(quán)性質(zhì)、銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)

注：***、**和*分別表示1%、5%和10%的顯著性水平, 括號(hào)中的數(shù)字為雙尾檢驗(yàn)的t 值。其中，標(biāo)準(zhǔn)誤差經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整.

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了確保上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性，我們還執(zhí)行了如下測(cè)試：

1．內(nèi)生性問題

銀行關(guān)聯(lián)與企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)之間可能存在內(nèi)生性問題。也就是說，可能不是管理者的銀行任職背景影響了企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)，而是那些更可能選擇高風(fēng)險(xiǎn)投資項(xiàng)目的企業(yè)有意聘任了具有銀行任職背景的人士擔(dān)任管理者。為減弱變量?jī)?nèi)生性的影響，我們進(jìn)一步通過尋找銀行關(guān)聯(lián)變量的工具變量，采用兩階段回歸法重新進(jìn)行檢驗(yàn)。對(duì)模型(1)相應(yīng)的檢驗(yàn)結(jié)果報(bào)告于表6。根據(jù)John等(2008)，以同年度同行業(yè)其他企業(yè)聘任具有銀行任職背景的管理者比例作為銀行關(guān)聯(lián)的工具變量。在表6的Panel B中，第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量IV的系數(shù)在1%的水平上顯著為正。這表明工具變量與內(nèi)生變量之間具有高度的相關(guān)性。Robust-F值和Partial-R2分別為39.9593和0.0041。根據(jù)Staiger和Stock(1997)，這表明我們的工具變量是有效的。在第二階段回歸中，利用第一階段回歸得到的Bankit預(yù)測(cè)值來替代實(shí)際的Bankit。結(jié)果表明，變量Bankit(預(yù)測(cè)值)的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正。

表6　穩(wěn)健性檢驗(yàn)：工具變量法

注：*** 、** 和* 分別表示1%、5%和10%的顯著性水平。兩個(gè)階段回歸的標(biāo)準(zhǔn)誤差均經(jīng)過企業(yè)群聚(cluster)調(diào)整。X代表控制變量，限于篇幅，具體結(jié)果未詳細(xì)列示.

2．重新定義“銀行關(guān)聯(lián)”

前面的檢驗(yàn)將“企業(yè)的總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)或董事會(huì)成員現(xiàn)在或曾經(jīng)在銀行工作過”定義為銀行關(guān)聯(lián)。事實(shí)上，國(guó)外文獻(xiàn)在檢驗(yàn)銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)決策的影響時(shí)，多數(shù)是針對(duì)“銀行家(banker)”是否在企業(yè)任職。因此，本文也將銀行關(guān)聯(lián)定義為“企業(yè)的總經(jīng)理、財(cái)務(wù)總監(jiān)或董事會(huì)成員現(xiàn)在或曾經(jīng)在銀行擔(dān)任過領(lǐng)導(dǎo)職位”。剔除了未擔(dān)任領(lǐng)導(dǎo)職務(wù)的樣本觀測(cè)值后，檢驗(yàn)結(jié)果仍不存在實(shí)質(zhì)性的改變。

四、結(jié)論與啟示

本文采用中國(guó)滬深交易所上市的非金融類企業(yè)的數(shù)據(jù)，分析和檢驗(yàn)銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響。以企業(yè)董事、總經(jīng)理和財(cái)務(wù)總監(jiān)是否具有銀行任職背景作為銀行關(guān)聯(lián)的替代變量，檢驗(yàn)結(jié)果發(fā)現(xiàn)，銀行關(guān)聯(lián)能顯著促進(jìn)企業(yè)選擇更多有價(jià)值增值性的風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目，使企業(yè)呈現(xiàn)更高的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)水平。然后，根據(jù)管理者在銀行任職的時(shí)間和任職銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將銀行關(guān)聯(lián)分別分解為曾任的銀行關(guān)聯(lián)和現(xiàn)任的銀行關(guān)聯(lián)，以及國(guó)有銀行關(guān)聯(lián)和非國(guó)有銀行關(guān)聯(lián)。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響主要存在于曾任的銀行關(guān)聯(lián)和國(guó)有的銀行關(guān)聯(lián)。進(jìn)一步的檢驗(yàn)結(jié)果顯示，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響依賴于企業(yè)的所有權(quán)性質(zhì)。相對(duì)于非國(guó)有企業(yè)，銀行關(guān)聯(lián)對(duì)國(guó)有企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的影響顯著更小。

John等(2008)認(rèn)為，不完善的產(chǎn)權(quán)保護(hù)制度會(huì)嚴(yán)重影響企業(yè)選擇風(fēng)險(xiǎn)性投資項(xiàng)目的積極性，進(jìn)而阻礙經(jīng)濟(jì)的長(zhǎng)期發(fā)展；而Allen等(2005)強(qiáng)調(diào)了基于關(guān)系的非正式機(jī)制對(duì)中國(guó)落后的正式制度的替代作用。本文的研究結(jié)果進(jìn)一步證實(shí)了Allen等(2005)的結(jié)論。這意味著，在目前中國(guó)的制度環(huán)境下，銀行關(guān)聯(lián)可以作為落后的正式制度的一種替代性機(jī)制，幫助企業(yè)獲得銀行的信貸支持，通過提高企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)最終促進(jìn)企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)。這些發(fā)現(xiàn)不僅豐富和拓展了銀行關(guān)聯(lián)和企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)的有關(guān)文獻(xiàn)，還能為企業(yè)利用基于關(guān)系的非正式機(jī)制來優(yōu)化和改善投資決策中的資源配置提供一定的理論參考。

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[責(zé)任編輯：張曉娟]

Banking Connection, Nature of Ownership and Corporate Risk-Taking

LI Wen-gui

(School of Accounting, Zhejiang University of Finance and Economics, Hangzhou 310018, China)

Abstract:Using data of non-financial listed companies in China, this paper tests whether the firms that appoint current or former employees of banks as managers have higher level of risk-taking than their counterparts. We find that there is a significantly positive association between banking connection and corporate risk-taking. Furthermore, the effect of banking connection on corporate risk-taking is mainly from the former banking connection and the state-owned banking connection. Further results show that the relationship between banking connection and corporate risk-taking is much weaker for state-owned enterprises.

Key words:banking connection; nature of ownership; corporate risk-taking