關文慶

(東北財經大學 馬克思主義學院，遼寧 大連 116025)

一、引 言

當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界關注的重點。一些研究考察了企業(yè)的財務特征對獲取信貸融資的影響[1]，另一些研究關注于企業(yè)的政治關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象，即企業(yè)對金融機構的直接控股行為。這種現象不僅具有一定普遍性，而且還呈現出不斷增加的趨勢[3-4]。不過，現有研究主要關注實業(yè)企業(yè)控股金融機構對企業(yè)投資、經營績效和創(chuàng)新的影響[5]，在金融機構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，關于企業(yè)控股金融機構如何影響企業(yè)貸款融資的研究仍然較為匱乏。

二、理論分析與研究假設

企業(yè)控股金融機構是指企業(yè)通過持有金融機構一定比例的股權，影響其股東大會與董事會決議，實現影響金融機構決策的行為?？毓山鹑跈C構是我國企業(yè)實踐中一個較為普遍并有一定增長趨勢的現象[3-4]。針對該現象，李維安和馬超[3]發(fā)現實業(yè)企業(yè)控股金融機構雖然減少了企業(yè)的投資不足，但同時也導致了企業(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)控股金融機構則是地方政府干預的結果，因而控股金融機構能夠提高民營企業(yè)經營績效，但卻會損害國有企業(yè)經營績效。藺元[5]研究發(fā)現雖然實業(yè)企業(yè)控股金融機構后獲得了更快的成長，但控股金融機構后經營績效反而變得惡化。王紅建等[6]發(fā)現實業(yè)企業(yè)控股金融機構后，對于其研發(fā)創(chuàng)新具有較強的擠出效應。

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

第一，企業(yè)通過控股金融機構成為其控股股東，能夠有效影響金融機構的貸款決策。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，當企業(yè)控股金融機構后，能夠對其貸款決策產生決定性的影響，這便于企業(yè)從金融機構處獲取數量更多、成本更低的貸款。

第二，企業(yè)控股金融機構能夠獲得關于貸款技巧的信息，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)現金融機構貸款時非常關心企業(yè)的資金流、負債、獲利能力等財務狀況信息。而Zimmer[10]發(fā)現金融機構會通過企業(yè)過去的財務數據信息預測企業(yè)破產的概率。通過控股金融機構，企業(yè)能夠更好地了解諸如信貸政策標準內部信息。這些信息有助于企業(yè)獲取數量更多、成本更低的貸款。

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

第四，相比于非同一行業(yè)內企業(yè)，金融行業(yè)內各種類型的金融機構彼此之間的業(yè)務往來更加頻繁，其業(yè)務關系也會更加密切。因此，當企業(yè)控股非銀行類金融機構時，企業(yè)可以通過股權控制，將被控股金融機構的某些業(yè)務以更加優(yōu)惠的方式與其他銀行類金融機構進行合作，以此為代價換取合作方數量更多、成本更低的貸款融資。

基于此，本文提出以下假設：

假設1：與非控股金融機構的企業(yè)相比，控股金融機構的企業(yè)貸款融資的數量較多，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)的經營歷史較短，與銀行也沒有長期的交易關系，導致評價其資質所需的信息成本相對高昂。張文匯[16]認為，銀行承擔的信息成本以及長期客戶關系建立困難，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，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：

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

三、研究設計

(一)研究樣本與數據來源

本文以2012—2015年滬深A股非金融類上市公司為研究對象，考察企業(yè)控股金融機構對企業(yè)貸款融資的影響。在剔除缺失數據后，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)變量數據進行上下1%分位數的Winsorize處理。本文使用的上市公司控股金融機構數據、公司財務特征、董事會特征以及公司所屬行業(yè)信息等數據均來自CSMAR數據庫與Wind數據庫。

(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)控股金融機構對貸款融資數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)貸款融資數量(長期貸款與短期貸款之和，并進行對數化處理)。在實證分析時，本文進一步區(qū)分長期貸款數量(Loan_L)、短期貸款數量(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平均的比值來測算企業(yè)貸款融資成本。其中，短期債務包括資產負債表中的短期貸款，長期債務包括長期借款、一年內到期的長期借款、長期應付款、應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，若企業(yè)控股金融機構則為1，否則為0。本文借鑒王化成等[8]的研究，將持有金融機構20%以上股權作為控股金融機構的判斷標準。在穩(wěn)健性檢驗中，本文將該判斷標準下調至10%。

在考察企業(yè)性質(State)對控股金融機構貸款融資效應的調節(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]關于企業(yè)性質的分類標準，當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)、固定資產比例(Fixs)、總資產收益率(Roa)、資產負債率(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)融資行為產生影響，本文設置年度虛擬變量進行控制，其中，以2012年為基準年，共設置3個年份虛擬變量(Year_j, j=1, 2, 3)。

四、回歸結果與分析

(一)單變量分析

表1為企業(yè)控股金融機構與貸款融資數量、貸款融資成本方面的單變量檢驗結果。從表1可以看出，控股金融機構企業(yè)的貸款融資數量與非控股金融機構企業(yè)的貸款融資數量，二者差異在1%水平上顯著。短期貸款方面，控股金融機構企業(yè)的短期貸款融資數量與非控股金融機構企業(yè)的短期貸款融資數量，二者差異在1%水平上顯著。長期貸款方面，控股金融機構企業(yè)的長期貸款融資數量與非控股金融機構企業(yè)的長期貸款融資數量，二者差異在1%水平上顯著。上述結果表明，控股金融機構的企業(yè)比非控股金融機構的企業(yè)獲得了更多貸款融資數量(體現在貸款數量總額、長期貸款數額和短期貸款數額三個方面)。在貸款融資成本方面，控股金融機構企業(yè)的貸款融資成本均值為4.1%，非控股金融機構企業(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企業(yè)的貸款融資成本要低于非控股金融機構企業(yè)的貸款成本。單變量分析結果支持假設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的貸款融資效應，因此，本文接下來對控股金融機構的貸款融資效應進行多元回歸分析。

表1企業(yè)控股金融機構與貸款融資數量、貸款融資成本的單變量檢驗結果

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)控股金融機構與企業(yè)貸款融資數量、融資成本的多元回歸結果。

表2企業(yè)控股金融機構與貸款融資數量、融資成本的回歸結果

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)財務特征、行業(yè)特征以及年度效應等控制變量后，控股金融機構與企業(yè)貸款融資數量(Loan)、短期貸款數量(Loan_Short)、長期貸款數量(Loan_Long)的多元回歸結果。結果表明，控股金融機構與企業(yè)貸款融資總數量、短期貸款數量、長期貸款數量的回歸系數顯著為正。多元回歸結果支持假設1，即與非控股金融機構的企業(yè)相比，控股金融機構企業(yè)獲得的貸款融資數量較多(表現為貸款融資總量、短期貸款融資數量與長期貸款融資數量)。

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

表2的模型(2)、模型(4)、模型(6)為關于企業(yè)性質調節(jié)效應的多元回歸結果。多元回歸模型在納入企業(yè)性質(State)變量與控股金融機構(Fin_Con)變量的乘積項(Fin_Con×State)后，控股金融機構變量(Fin_Con)與貸款融資總數量變量(Loan)、短期貸款融資數量變量(Loan_short)、長期貸款融資數量變量(Loan_long)的回歸系數顯著為正，乘積項變量(Fin_Con×State)的回歸系數顯著為負。這說明與國有企業(yè)相比，在民營企業(yè)中控股金融機構對企業(yè)獲取貸款融資數額的正向影響更強。在模型(8)中，納入企業(yè)性質(State)變量與控股金融機構(Fin_Con)變量的乘積項(Fin_Con×State)，控股金融機構變量(Fin_Con)與貸款融資成本變量(Cost)的回歸系數顯著為負，乘積項變量(Fin_Con×State)的回歸系數顯著為正。這說明與國有企業(yè)相比，在民營企業(yè)中控股金融機構對貸款融資成本的負向影響更強。上述回歸結果支持假設2，即相對于國有企業(yè)而言，民營企業(yè)控股金融機構對貸款融資數量的正向影響更強，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%以上金融機構股權作為控股金融機構的判斷標準，重新進行模型(1)與模型(2)的回歸分析，回歸結果仍然支持前文研究假設。此外，張敏等[19]發(fā)現企業(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，所得實證結果與前文實證結果也沒有顯著差異。穩(wěn)健性檢驗結果如表3所示。

表3穩(wěn)健性檢驗的回歸結果

五、關于企業(yè)持股金融機構比例的進一步分析

前文的穩(wěn)健性檢驗結果表明，企業(yè)持有金融機構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)持有金融機構股權比例小于10%。那么，企業(yè)持股金融機構達到多大比例才能發(fā)揮貸款融資效應呢？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)持股金融機構對企業(yè)貸款融資數量的影響(包括貸款融資數量總額、短期貸款融資數量與長期貸款融資數量)?；貧w結果表明，Fin_Con變量的回歸系數顯著為正，說明當企業(yè)持股金融機構在5%以上時，企業(yè)持股金融機構能夠對企業(yè)貸款融資數量產生正向影響。

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

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股份(0%以上)時，企業(yè)持股金融機構對企業(yè)貸款融資成本的影響。Fin_Con變量在模型(7)中的回歸系數顯著為負，說明企業(yè)持有金融機構5%以上時，企業(yè)持股金融機構對企業(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?；貧w分析結果如表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果

六、結論與啟示

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

本文的貢獻主要體現在理論和實踐方面。在理論方面，本文的研究成果豐富了有關企業(yè)控股金融機構行為的研究。本文考察了實業(yè)企業(yè)控股金融機構對于其貸款融資數量和融資成本的影響，豐富了有關實業(yè)企業(yè)金融化的研究。在實踐方面，當前我國民營企業(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，不僅控股金融機構，甚至參股金融機構同樣有助于企業(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)持股金融機構股權提供了有益的啟示。