瞿曉宇 李可萱 宋淑鴻

（南京林業(yè)大學經(jīng)濟管理學院 江蘇南京 210037）

隨著市場經(jīng)濟競爭日漸激烈，大量金融機構參與實體經(jīng)濟，產(chǎn)融結合的現(xiàn)象日漸普遍。產(chǎn)融結合指的是產(chǎn)業(yè)資本與金融資本之間通過參股、持股、控股等方式，進行資金、資本、人事上的滲透，形成產(chǎn)融實體，尋求經(jīng)營多元化的經(jīng)濟現(xiàn)象。學者們普遍認為，實施產(chǎn)融結合有利于優(yōu)化內部市場資源配置、降低交易費用，為企業(yè)乃至國家?guī)矸e極作用[1]。為企業(yè)實現(xiàn)長遠發(fā)展，優(yōu)勢互補與產(chǎn)業(yè)升級，不少企業(yè)現(xiàn)已將產(chǎn)融結合作為產(chǎn)業(yè)升級的重要支撐。

不少學者在分析產(chǎn)融結合的有效性時，發(fā)現(xiàn)其關鍵影響因素之一為金融機構參股比例，即產(chǎn)融結合程度。如張慶亮等[2]認為，產(chǎn)融結合在我國的整體成效并不明顯，然而可以發(fā)現(xiàn)產(chǎn)融結合的程度越高，該公司的業(yè)績也在不斷改善。部分學者針對股權集中度與公司績效之間的關系有一些發(fā)現(xiàn)，如成瓊文等[3]在針對資源型上市公司的研究中得出：企業(yè)的股權集中度能正向促進公司業(yè)績。但大多針對產(chǎn)融結合程度、股權集中度與企業(yè)績效兩兩之間的關系展開，且尚未達成統(tǒng)一結論，至今很少有學者將這3 個變量結合分析。而農業(yè)（農、林、牧、副、漁）作為國民經(jīng)濟的一個重要部門，對于國民經(jīng)濟的建設與發(fā)展有重大的影響，長期受社會各界廣泛關注。喬玉洋等[4]認為，農業(yè)發(fā)展進程緩慢與農業(yè)資本的投入不足有很大關系。隨著社會主義現(xiàn)代化進程的加快，資本投入的加大有利于農業(yè)現(xiàn)代化的發(fā)展[5]，因而研究農業(yè)產(chǎn)融結合的問題滿足現(xiàn)實需要。本文在此基礎上選用2010 ～2017 年農業(yè)上市企業(yè)的相關數(shù)據(jù)，對產(chǎn)融結合程度、股權集中度與企業(yè)績效的關系，以及股權集中度對產(chǎn)融結合程度與企業(yè)績效有無調節(jié)作用展開分析研究。

1 理論分析與研究假說

1.1 產(chǎn)融結合程度與企業(yè)績效

李革森[6]認為產(chǎn)融結合程度與企業(yè)績效正相關，并借此提出產(chǎn)融結合臨界值假說，即存在產(chǎn)融發(fā)揮作用的最低股權參股比例為10%。吳越[7]以2000 年118 家進行產(chǎn)融結合的上市企業(yè)開展實證分析，得出產(chǎn)融結合并未改變上市公司業(yè)績的結論。項國鵬等[8]認為制造業(yè)公司產(chǎn)融結合效率整體來看不高，參股比例與結合效率負相關。支燕等[9]在對高技術企業(yè)的研究中得到類似的結論。

基于這些研究，提出以下假說：

H1a：產(chǎn)融結合程度與農業(yè)企業(yè)績效之間存在正相關關系；

H1b：產(chǎn)融結合程度與農業(yè)企業(yè)績效之間存在負相關關系；

H1c：產(chǎn)融結合程度與農業(yè)企業(yè)績效之間不存在相關性。

1.2 股權集中度在產(chǎn)融結合與企業(yè)績效之間的調節(jié)作用

沈華麟[10]在針對中國上市保險公司股權結構的研究中發(fā)現(xiàn)，股權集中度與績效正相關。趙亮等[11]在針對旅游上市公司的分析中得到相同結論。王占鵬[12]通過41 家光伏行業(yè)上市公司，以因子分析法發(fā)現(xiàn)股權集中度與企業(yè)業(yè)績呈正相關。賈佩雷等[13]研究表明，中小板上市公司股權越集中，越能帶來經(jīng)營績效的提高。童瑤等[14]研究滬深兩市的1 420 家制造業(yè)企業(yè)得出股權集中度與績效正相關。韓圓圓[15]以2016 ～2018 年林業(yè)公司的數(shù)據(jù)為樣本，得出林業(yè)公司的經(jīng)營業(yè)績與最大股東持股比例呈正相關的結論。李紅霞等[16]參考2012 ～2017 年我國25 家煤炭行業(yè)上市公司，結果表明，股權集中度并不能顯著地調節(jié)安全投入與短期績效的關系，但對長期績效存在負調節(jié)關系。楊金磊[17]研究表明，在國有企業(yè)中，股權集中度負向調節(jié)高管薪酬差距與公司績效之間的關系，而在非國有企業(yè)中這種結論卻不顯著。孔德碩等[18]研究發(fā)現(xiàn)，當制造業(yè)上市企業(yè)存在較高的股權集中度時，股權激勵機制等實施對其業(yè)績的提高也有一定幫助。楊孝安等[19]認為，對于民營房地產(chǎn)企業(yè)而言，股權集中度與企業(yè)績效呈顯著正相關作用，而股權集中度會抑制董事長的政治關聯(lián)與公司績效之間的關系。

基于以上研究，提出以下假說：

H2a：股權集中度產(chǎn)融結合與企業(yè)績效之間存在調節(jié)作用；

H2b：股權集中度產(chǎn)融結合與企業(yè)績效之間不存在調節(jié)作用。

2 研究設計

2.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

本文選取了滬深股市2010 ～2017 年間43 家農業(yè)上市企業(yè)的相關數(shù)據(jù)為樣本進行分析，并且剔除了帶*ST、**ST 的企業(yè)及部分數(shù)值極端的數(shù)據(jù)，共采集到327 份有效樣本。根據(jù)有效樣本，對產(chǎn)融結合程度對農業(yè)企業(yè)績效影響以及股權集中度對其的調節(jié)作用進行分析，本文搜集與使用的信息如企業(yè)的股權集中度，產(chǎn)融結合程度等數(shù)據(jù)均來自CSMAR 數(shù)據(jù)庫，43 家上市企業(yè)的年報數(shù)據(jù)，如企業(yè)成長性、企業(yè)杠桿率等數(shù)據(jù)由CSMAR 數(shù)據(jù)庫獲得初始數(shù)據(jù)，經(jīng)過Excel 計算處理，得到相關數(shù)據(jù)。

2.2 變量與模型設定

2.2.1 被解釋變量

企業(yè)績效的定義是在一定時間內企業(yè)的經(jīng)營狀況與成果，可以通過財務效益、營運效益、償債能力與未來發(fā)展能力衡量。凈資產(chǎn)收益率（ROE）是大部分學者用來衡量公司績效的指標，原因在于ROE的最大優(yōu)勢是能對企業(yè)進行全面綜合的評價，因此選擇ROE為被解釋變量。

2.2.2 解釋變量

本文使用參股比例衡量產(chǎn)融結合程度（S_stock），即三大金融業(yè)參股比例之和占企業(yè)總股份的比例。

2.2.3 調節(jié)變量

股權集中度指因為股東持股比例不同而導致股東權益集中或分散的量化指標。本文采用最大股東持股比例（TOP）衡量股權集中度的高低。

2.2.4 控制變量

影響ROE的因素來自多方面，本文在進行挑選后，選取了關鍵重要的變量如企業(yè)杠桿率（Lev），企業(yè)凈現(xiàn)金流（OCF）與企業(yè)成長性（Growth），為了研究的準確性，企業(yè)杠桿率用期末的資產(chǎn)負債比衡量，企業(yè)凈現(xiàn)金流用經(jīng)營活動的凈現(xiàn)金流與期末資產(chǎn)的比衡量，企業(yè)成長性用企業(yè)本期與上期主營業(yè)務收入差額與上期主營業(yè)務收入的比衡量，見表1。

表1 變量類型及變量定義

2.3 模型設計

為測試產(chǎn)融結合程度對農業(yè)企業(yè)績效影響以及股權集中度的調節(jié)作用，本文參考了溫忠麟的調節(jié)效應模型[20]，建立了以下模型。

模型一：

模型二：

3 實證研究與分析

3.1 樣本的描述性統(tǒng)計

根據(jù)表2 可知，各個農業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率（ROE）存在較大的差異，最大值為41.1%，而最小值為-206.9%，績效也存在明顯差距，農業(yè)行業(yè)平均ROE為2.4%，說明整體行業(yè)的績效較差；衡量企業(yè)產(chǎn)融結合程度的指標（S_stock）最大值為45.80%，最小值為0，說明產(chǎn)融結合程度在農業(yè)行業(yè)存在明顯的區(qū)別；衡量企業(yè)股權集中度的指標（TOP）標準差較小為0.167，說明農業(yè)上市企業(yè)的股權集中度差距相對較小。

表2 描述性統(tǒng)計表

3.2 相關性分析

據(jù)表3 可知，產(chǎn)融結合程度（S_stock）與企業(yè)績效（ROE）的系數(shù)為0.108，在10%的水平上差異顯著，意味著農業(yè)公司，產(chǎn)融結合程度與企業(yè)績效呈正相關關系；而股權集中度與公司績效之間沒有明顯關系；杠桿率與公司績效的系數(shù)為-0.327，在1%的水平上差異顯著，說明杠桿越高的企業(yè)，業(yè)績往往趨于下滑。另外，任意2 個變量的相關性系數(shù)都小于0.5，故通過Pearson 相關性檢驗，本文采取的變量不存在多重線性關系。

表3 Pearson 相關系數(shù)表

3.3 回歸分析

據(jù)表4 可知，在模型一中，農業(yè)上市企業(yè)的產(chǎn)融結合程度（S_stock）與企業(yè)績效（ROE）的系數(shù)為0.459，且在1%的水平上差異顯著，說明農業(yè)企業(yè)提高產(chǎn)融結合程度能提高企業(yè)的績效，拒絕假設H1b 與H1c，支持了假設H1a，可能的原因是產(chǎn)融結合提高使農業(yè)企業(yè)的資金運行更加平穩(wěn)，降低了資金的約束，使企業(yè)的績效得到提高。企業(yè)的杠桿率與績效在1%水平上呈負相關關系，說明了企業(yè)要保持良好的杠桿水平，進而提高企業(yè)的績效。

在模型一的基礎上，加入調節(jié)變量股權集中度（TOP）以及股權集中度與企業(yè)產(chǎn)融結合程度的交互項形成了模型二，對模型二進行分析。從回歸系數(shù)分析，股權集中度與企業(yè)績效在10%水平上顯著，并且是正向作用，表明農業(yè)企業(yè)可以通過提高第一大股東的股份份額改善企業(yè)業(yè)績，可能的原因是企業(yè)的股權越集中，管理層的執(zhí)行力更高，進而帶動績效的提高。股權集中度與產(chǎn)融結合程度的交互項（TOP*S_stock）在10%的置信水平下顯著，說明股權集中度越高，產(chǎn)融結合對績效帶來的積極作用越會下降。結合方杰等[20]的研究，這與本文的假設H2b 不符，支持H2a。

表4 兩種模型回歸結果表

4 結論

本文通過農業(yè)行業(yè)2010 ～2017 年的相關數(shù)據(jù)，研究產(chǎn)融結合對企業(yè)績效的影響，以及股權集中度對該影響的調節(jié)效應。通過回歸分析可以得出農業(yè)企業(yè)產(chǎn)融結合與企業(yè)績效呈正相關關系，企業(yè)加強自身的產(chǎn)融結合，利用金融的優(yōu)勢完善企業(yè)業(yè)務結構與拓寬企業(yè)業(yè)務領域；相關性分析表明，股權集中度對企業(yè)績效有負向影響，而回歸分析表明股權集中度對企業(yè)績效是正向影響，進而得出股權集中度對績效的影響應為倒U 型。只有將股權集中度穩(wěn)定在一定的合理區(qū)間才能促進企業(yè)績效的改善；通過回歸分析，股權集中度的調節(jié)效應對企業(yè)的影響是負向作用，說明企業(yè)要把股權集中度控制在合理區(qū)間，要不斷放權準許外部金融企業(yè)進入企業(yè)，給予信任，也同時為企業(yè)注入新的活力，緩解企業(yè)的資金運轉問題，不斷拓寬企業(yè)的經(jīng)營活動范圍，最終提高企業(yè)的績效。