劉惠好 焦文妞

內(nèi)容提要：利用2007-2019年中國(guó)滬深兩市A股非金融類民營(yíng)上市企業(yè)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，實(shí)證檢驗(yàn)了國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(guó)有股權(quán)參股能夠有效緩解民營(yíng)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(jìn)行一系列穩(wěn)健性檢驗(yàn)后，上述結(jié)論依然成立。此外，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(jì)政策不確定性較小的環(huán)境中表現(xiàn)得更加明顯。進(jìn)一步研究表明，融資約束機(jī)制在國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)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(jī)制表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，這是國(guó)有股權(quán)參股促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)金融化的主要原因。

一、 引 言

中國(guó)的數(shù)據(jù)顯示，2019年1-7月份，民營(yíng)企業(yè)稅收占比56.9%；截至2019年底，民營(yíng)企業(yè)數(shù)量超3500萬(wàn)戶，為城鎮(zhèn)居民提供就業(yè)崗位1.45億個(gè)以上；2020年，規(guī)模以上民營(yíng)工業(yè)企業(yè)發(fā)明專利申請(qǐng)數(shù)占比78.1%?？梢钥闯觯駹I(yíng)經(jīng)濟(jì)在財(cái)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(guó)民經(jīng)濟(jì)高速高質(zhì)發(fā)展的重要力量。而由于信貸資金配置中長(zhǎng)期存在“所有制歧視”與“規(guī)模歧視”，國(guó)內(nèi)大部分金融資源流向了國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)則面臨著較為嚴(yán)重的融資約束問(wèn)題(宋增基等，2014)。新時(shí)代背景下，混合所有制改革成為發(fā)展民營(yíng)經(jīng)濟(jì)與培育新動(dòng)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(wèn)題的決定》指出要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)；2015年9月，《國(guó)務(wù)院關(guān)于國(guó)有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見(jiàn)》明確提出“鼓勵(lì)國(guó)有資本以多種方式入股非國(guó)有企業(yè)”。作為混合所有制改革的一種重要形式，國(guó)有股權(quán)參股是否能夠有效緩解民營(yíng)企業(yè)資金壓力，服務(wù)實(shí)體經(jīng)濟(jì)？這是本文的關(guān)注焦點(diǎn)。

本文以中國(guó)滬深兩市A股非金融類民營(yíng)上市公司為研究樣本，探究了國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(guó)有股權(quán)參股降低了民營(yíng)企業(yè)的融資約束程度，且具有統(tǒng)計(jì)顯著性和經(jīng)濟(jì)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(jì)政策不確定性下降時(shí)，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資約束的緩解作用更大。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有促進(jìn)作用。機(jī)制檢驗(yàn)表明，國(guó)有股權(quán)參股通過(guò)監(jiān)督治理路徑降低了民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)占比，而融資約束的緩解極大地促進(jìn)了民營(yíng)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(xiàn)主要體現(xiàn)在以下兩點(diǎn)：第一，考察了國(guó)有股權(quán)參股在不同宏觀環(huán)境下對(duì)不同類型民營(yíng)企業(yè)融資約束的差異化影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資約束的緩解作用在經(jīng)濟(jì)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(guó)有股權(quán)參股通過(guò)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(jìn)了企業(yè)金融化，這是國(guó)有股權(quán)參股提高民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的主要原因。

二、 文獻(xiàn)綜述

國(guó)有股權(quán)問(wèn)題在世界范圍內(nèi)普遍存在。關(guān)于國(guó)有股權(quán)的作用，已有研究主要提出了“社會(huì)觀”“政治觀”和“代理觀”三種觀點(diǎn)?！吧鐣?huì)觀”(Social View)以制度經(jīng)濟(jì)學(xué)理論為基礎(chǔ)，認(rèn)為當(dāng)國(guó)有股權(quán)的社會(huì)效益超過(guò)成本時(shí)，可被用于解決壟斷、不完全信息以及外部性等市場(chǎng)失靈問(wèn)題，以促進(jìn)經(jīng)濟(jì)發(fā)展和提高社會(huì)福利?！罢斡^”(Political View)認(rèn)為，國(guó)有股權(quán)是官員追求個(gè)人目標(biāo)的一種機(jī)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(huì)觀”一致，認(rèn)為創(chuàng)建國(guó)有股權(quán)的目的是實(shí)現(xiàn)社會(huì)福利的最大化，但會(huì)產(chǎn)生腐敗和分配不當(dāng)，而內(nèi)部代理成本的上升則會(huì)削弱國(guó)有企業(yè)的管理激勵(lì)程度。因此，國(guó)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(guó)有資本參股非國(guó)有企業(yè)的研究相對(duì)較少，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要將國(guó)有資本參股視為非國(guó)有企業(yè)建立政治關(guān)聯(lián)的一種重要渠道。有學(xué)者認(rèn)為，民營(yíng)企業(yè)通過(guò)引入國(guó)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(jìn)企業(yè)投資。宋增基等(2014)較早探究了國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)控股企業(yè)債務(wù)融資的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)與不含國(guó)有股權(quán)的民營(yíng)企業(yè)相比，含有國(guó)有股權(quán)的民營(yíng)企業(yè)能夠獲得更多的信貸資源與更長(zhǎng)的貸款期限。羅宏和秦際棟(2019)研究了國(guó)有股權(quán)參股對(duì)家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，發(fā)現(xiàn)國(guó)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(dòng)的資金來(lái)源，進(jìn)而有效促進(jìn)家族企業(yè)的創(chuàng)新投入。韋浪和宋浩(2020)發(fā)現(xiàn)國(guó)有股權(quán)參股能夠緩解民營(yíng)企業(yè)的融資約束和過(guò)度投資行為，進(jìn)而降低企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。也有學(xué)者認(rèn)為，政治關(guān)聯(lián)會(huì)加大民營(yíng)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(xiǎn)水平，因此在借款時(shí)需要承擔(dān)更高的融資成本；另一方面，國(guó)有資本參股會(huì)侵占民營(yíng)企業(yè)資源，降低民營(yíng)企業(yè)績(jī)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(lái)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(xiǎn)較大，因此會(huì)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(guó)有股份對(duì)民營(yíng)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(jìn)了企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感度，加劇了民營(yíng)企業(yè)融資約束。

綜合來(lái)看，已有研究對(duì)國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)企業(yè)融資約束之間的關(guān)系尚未形成一致觀點(diǎn)?；诖?，本文較為詳細(xì)地考察了國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(yàn)了國(guó)有股權(quán)參股影響民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的融資約束機(jī)制和監(jiān)督治理機(jī)制，對(duì)民營(yíng)企業(yè)引入國(guó)有股權(quán)后的金融化行為進(jìn)行了分析。

三、 理論分析與研究假設(shè)

1. 國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資約束的影響

由于信貸配給中長(zhǎng)期存在“所有制歧視”與“規(guī)模歧視”，國(guó)內(nèi)金融資源主要流向了國(guó)有企業(yè)，民營(yíng)企業(yè)則面臨著較為嚴(yán)重的融資約束問(wèn)題。隨著混合所有制經(jīng)濟(jì)的深入發(fā)展，引入國(guó)有股權(quán)逐漸成為民營(yíng)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(guó)有股權(quán)參股視為民營(yíng)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(guò)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(jià)值，促進(jìn)企業(yè)投資(Faccio，2006；張金濤和樂(lè)菲菲，2018)。基于現(xiàn)有理論，本文認(rèn)為：一方面，民營(yíng)企業(yè)引入國(guó)有股權(quán)能夠直接借道國(guó)有企業(yè)的資源優(yōu)勢(shì)，拓寬融資渠道，緩解自身融資約束。另一方面，國(guó)有股權(quán)本身具有較高的社會(huì)關(guān)注度，在降低銀行與民營(yíng)企業(yè)之間信息不對(duì)稱程度的同時(shí)，向外界釋放出積極信號(hào)，增強(qiáng)了投資者信心，從而為民營(yíng)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(guó)有股權(quán)參股能夠緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束。

2. 國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響

(1) 融資約束機(jī)制。融資約束對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響與企業(yè)金融化動(dòng)機(jī)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(dòng)性較強(qiáng)的特點(diǎn)。當(dāng)企業(yè)資金不足時(shí)，金融資產(chǎn)能夠迅速變現(xiàn)，及時(shí)補(bǔ)充流動(dòng)性，緩解企業(yè)資金壓力，因而企業(yè)往往會(huì)持有部分現(xiàn)金以及其他金融資產(chǎn)以應(yīng)對(duì)未來(lái)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(dòng)機(jī)是“蓄水池”，國(guó)有股權(quán)參股緩解融資約束后，民營(yíng)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資會(huì)減少。另一方面，傳統(tǒng)生產(chǎn)行業(yè)利潤(rùn)率普遍下降，金融投資收益率不斷攀升，導(dǎo)致金融與實(shí)體資產(chǎn)投資回報(bào)率之差持續(xù)擴(kuò)大。由于資本的逐利性，企業(yè)會(huì)將更多的資源投資到收益率更高的虛擬經(jīng)濟(jì)部門(mén)，從而擠占實(shí)體投資。如果企業(yè)金融化的動(dòng)機(jī)是“投資替代”，國(guó)有股權(quán)參股緩解融資約束后，民營(yíng)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資會(huì)增加。鑒于此，本文提出如下假設(shè)：

H2a：當(dāng)“蓄水池”動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)地位時(shí)，國(guó)有股權(quán)參股通過(guò)緩解融資約束抑制了民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

H2b：當(dāng)“投資替代”動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)地位時(shí)，國(guó)有股權(quán)參股通過(guò)緩解融資約束促進(jìn)了民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

(2) 監(jiān)督治理機(jī)制。個(gè)人控股或家族控股是民營(yíng)企業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)的主要特征，因此與國(guó)有企業(yè)相比，民營(yíng)企業(yè)的所有者與管理者相對(duì)一致，代理成本較低。但高度集中的股權(quán)會(huì)增強(qiáng)大股東侵犯小股東權(quán)益的能力和動(dòng)機(jī)，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(guó)有股權(quán)的引入會(huì)降低民營(yíng)企業(yè)中非國(guó)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(dú)大”所導(dǎo)致的“內(nèi)部人控制”和監(jiān)管缺失等問(wèn)題，提高民營(yíng)企業(yè)的內(nèi)部治理能力和監(jiān)督管理水平。其次，國(guó)有企業(yè)擁有相對(duì)完善的風(fēng)險(xiǎn)管理體系，能夠有效提升民營(yíng)企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)控制能力。最后，國(guó)有股權(quán)往往會(huì)受到更強(qiáng)的社會(huì)關(guān)注與外部監(jiān)督，有助于降低民營(yíng)企業(yè)決策的扭曲程度(李志生等，2020；葉永衛(wèi)和李增福，2021)?；谝陨戏治觯疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

H3：國(guó)有股權(quán)參股通過(guò)監(jiān)督治理機(jī)制抑制了民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

H4a：當(dāng)“蓄水池”動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)地位或者“投資替代”動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)地位且融資約束機(jī)制弱于監(jiān)督治理機(jī)制時(shí)，國(guó)有股權(quán)參股會(huì)抑制民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

H4b：當(dāng)“投資替代”動(dòng)機(jī)占主導(dǎo)地位且融資約束機(jī)制強(qiáng)于監(jiān)督治理機(jī)制時(shí)，國(guó)有股權(quán)參股會(huì)促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資。

四、 研究設(shè)計(jì)與變量說(shuō)明

1. 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

民營(yíng)上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，企業(yè)所屬地級(jí)市特征的相關(guān)數(shù)據(jù)來(lái)源于《中國(guó)區(qū)域經(jīng)濟(jì)統(tǒng)計(jì)年鑒》。鑒于中國(guó)自2007年開(kāi)始施行新企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，為保證各年度統(tǒng)計(jì)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(yíng)上市公司為研究樣本(1)本文的民營(yíng)上市公司指每年年末股權(quán)性質(zhì)為民營(yíng)的上市公司。。借鑒已有做法，對(duì)初始樣本進(jìn)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(fù)債率大于1的企業(yè)。此外，為消除極端值對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，對(duì)所有連續(xù)型變量進(jìn)行了1%的雙側(cè)縮尾處理(Winsorize)。最終，得到16912個(gè)企業(yè)-年度樣本觀測(cè)值。

2. 變量定義

(1) 國(guó)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(guó)有股權(quán)參股(Stateif)以及國(guó)有股權(quán)持股比例(Staterate)來(lái)測(cè)度民營(yíng)企業(yè)中國(guó)有股權(quán)的參股情況。Stateif的定義為：當(dāng)民營(yíng)企業(yè)中存在國(guó)有股權(quán)時(shí)，Stateif取值為1，否則取值為0。Staterate的定義為：民營(yíng)企業(yè)中國(guó)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(yàn)部分，借鑒羅宏和秦際棟(2019)的研究，還使用國(guó)有股權(quán)制衡度(Statecb)作為國(guó)有股權(quán)參股的代理變量進(jìn)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(yíng)企業(yè)融資約束的度量指標(biāo)之一。以下為估計(jì)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(yíng)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(fù)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(jià)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(fù)相關(guān)，與Levi,t和TobinQi,t正相關(guān)，這與其他文獻(xiàn)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(yíng)企業(yè)融資約束的另一個(gè)度量指標(biāo)。該指數(shù)由企業(yè)規(guī)模和年齡兩個(gè)相對(duì)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(wèn)題。SA指數(shù)的計(jì)算公式為：

(2)

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

(3) 企業(yè)金融資產(chǎn)投資(FA)。根據(jù)張成思和張步曇(2016)對(duì)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(gè)科目之和與總資產(chǎn)的比值(FA)測(cè)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(gè)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(duì)實(shí)證結(jié)果的可靠性進(jìn)行檢驗(yàn)。

(4) 控制變量(Controls)。借鑒已有文獻(xiàn)，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(shí)體投資回報(bào)率之差(Gap)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、托賓Q(TobinQ)、經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流(CFO)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、機(jī)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(jì)算方法見(jiàn)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(jì)，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(lái)測(cè)度；解釋變量Statei,t為企業(yè)i第t年的國(guó)有股權(quán)參股情況，主要使用是否存在國(guó)有股權(quán)參股Stateif以及國(guó)有股權(quán)持股比例Staterate來(lái)進(jìn)行度量。為緩解國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)企業(yè)融資約束之間可能存在的內(nèi)生性問(wèn)題，本文對(duì)除國(guó)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(shí)體投資回報(bào)率之差；Controlsi,t-1表示企業(yè)i第t-1年個(gè)體特征和所在城市特征的其他控制變量。μi為個(gè)體固定效應(yīng)，θt為年度固定效應(yīng)，εi,t為隨機(jī)誤差項(xiàng)。此外，為排除行業(yè)層面聚類效應(yīng)對(duì)實(shí)證結(jié)果的影響，本文在行業(yè)層面對(duì)標(biāo)準(zhǔn)誤進(jìn)行了聚類修正。

4. 變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)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(guó)內(nèi)民營(yíng)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(guó)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(cè)值Stateif取值為1。國(guó)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(yíng)企業(yè)的國(guó)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(yíng)企業(yè)的金融化程度相差較大。金融投資與實(shí)體投資回報(bào)率之差Gap的均值為-0.0200，標(biāo)準(zhǔn)差為0.2996，說(shuō)明從總體上看民營(yíng)企業(yè)金融投資收益率略低于實(shí)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(jì)

五、 實(shí)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(shí)證檢驗(yàn)了國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(guó)有股權(quán)參股Stateif與國(guó)有股權(quán)持股比例Staterate對(duì)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(jì)水平上顯著；Stateif與Staterate對(duì)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(jì)水平上顯著。綜合來(lái)看，國(guó)有股權(quán)參股有效緩解了國(guó)內(nèi)民營(yíng)企業(yè)的融資約束程度，具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從經(jīng)濟(jì)意義上看，是否存在國(guó)有股權(quán)參股Stateif上升一個(gè)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(guó)有股權(quán)持股比例Staterate上升一個(gè)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(jì)顯著性的具體計(jì)算過(guò)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?jiàn)，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資約束的影響具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)顯著性，假設(shè)H1得證。

表3 國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)企業(yè)融資約束

(續(xù)表)

2. 內(nèi)生性問(wèn)題的處理

民營(yíng)企業(yè)國(guó)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(guó)有股權(quán)參股能夠拓寬民營(yíng)企業(yè)的融資渠道，提高民營(yíng)企業(yè)的信貸資源可得性。另一方面，發(fā)展?jié)摿^好的民營(yíng)企業(yè)更容易吸引國(guó)有股權(quán)入股。此外，模型中可能會(huì)遺漏一些未觀測(cè)到的重要變量。為了克服由上述原因?qū)е碌膬?nèi)生性問(wèn)題以得到一致的估計(jì)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(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。

(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(wèn)題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)對(duì)國(guó)有股權(quán)參股的自選擇效應(yīng)進(jìn)行控制。具體地：將Stateif=1的1466個(gè)觀測(cè)值作為處理組，Stateif=0的15446個(gè)觀測(cè)值作為對(duì)照組；匹配變量為企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、托賓Q(TobinQ)、經(jīng)營(yíng)凈現(xiàn)金流(CFO)、固定資產(chǎn)占比(Fixed)、機(jī)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(jiàn)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(jìn)行估計(jì)。匹配完成后，處理組共有1410個(gè)觀測(cè)值，控制組共有14898個(gè)觀測(cè)值。傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果表明，與匹配前相比，匹配后的處理組與對(duì)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(jìn)行比較分析(4)限于篇幅，傾向得分匹配平衡性檢驗(yàn)結(jié)果未列示，備索。。表4報(bào)告了使用匹配后樣本進(jìn)行回歸分析的實(shí)證結(jié)果，可以看出，Stateif與Staterate對(duì)KZ指數(shù)的影響系數(shù)分別為-0.8278和-6.6788，對(duì)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(yàn)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(duì)于研究樣本中未被國(guó)有股權(quán)參股的民營(yíng)企業(yè)，我們無(wú)法觀測(cè)到國(guó)有股權(quán)參股對(duì)其融資約束的影響。為解決這一潛在的樣本選擇偏誤問(wèn)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(guó)有股權(quán)持股比例的均值作為工具變量，采用Heckman兩步法對(duì)實(shí)證結(jié)果進(jìn)行檢驗(yàn)。第一階段回歸結(jié)果顯示，工具變量IV與是否存在國(guó)有股權(quán)參股Stateif呈正相關(guān)關(guān)系，且在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。第二階段回歸結(jié)果顯示，Stateif對(duì)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(jì)水平上顯著；逆米爾斯比率IMR對(duì)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(jì)水平上顯著?？梢钥闯觯诳刂屏擞蓸颖具x擇問(wèn)題導(dǎo)致的參數(shù)估計(jì)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(duì)應(yīng)經(jīng)緯度，根據(jù)經(jīng)緯度數(shù)據(jù)計(jì)算企業(yè)間的直線距離，統(tǒng)計(jì)出民營(yíng)企業(yè)周邊10 km以內(nèi)存在國(guó)有股權(quán)參股的民營(yíng)企業(yè)數(shù)量IV-10km，以此作為國(guó)有股權(quán)參股的工具變量(6)本文還選取民營(yíng)企業(yè)周邊3 km、5 km以及15 km內(nèi)存在國(guó)有股權(quán)參股的民營(yíng)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(lái)頻繁，信息不對(duì)稱程度較低，在融資與業(yè)務(wù)類型上具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性和相似性。因此，IV-10km與國(guó)有股權(quán)參股民營(yíng)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(bào)告了工具變量的回歸結(jié)果，第(1)和(4)列顯示，IV-10km對(duì)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(duì)KZ指數(shù)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為負(fù)；第(3)和第(6)列顯示，Stateif和Staterate對(duì)SA指數(shù)的回歸系數(shù)均在1%的水平上顯著為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)H1(7)工具變量通過(guò)了識(shí)別不足檢驗(yàn)(使用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計(jì)量)、弱識(shí)別檢驗(yàn)(使用Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計(jì)量)和過(guò)度識(shí)別檢驗(yàn)(使用Hansen J統(tǒng)計(jì)量)。。

表6 兩階段最小二乘法回歸結(jié)果

3. 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

(1) 安慰劑檢驗(yàn)。國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(cè)到的局限性因素導(dǎo)致國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)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(jī)地分配到不同年份的不同企業(yè)中，重新對(duì)模型(3)進(jìn)行估計(jì)?；貧w結(jié)果顯示，Stateif和Staterate對(duì)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(yàn)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(cè)度企業(yè)融資約束程度。實(shí)證研究模型如下：

(4)

其中，Invi,t為構(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金與總資產(chǎn)之比，CFi,t為經(jīng)營(yíng)活動(dòng)現(xiàn)金流量?jī)纛~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(xiàng)系數(shù)β2的符號(hào)及顯著性。如果β2顯著為負(fù)，表明國(guó)有股權(quán)參股與企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感性呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，即國(guó)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(wú)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(yíng)企業(yè)發(fā)展整體上受制于融資約束。此外，交互項(xiàng)系數(shù)β2均在10%的水平上顯著為負(fù)，表明國(guó)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(yíng)企業(yè)融資約束，假設(shè)H1成立。

(3) 替換國(guó)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(guó)有股權(quán)制衡度(Statecb)，即國(guó)有股東持股數(shù)量與控股股東持股數(shù)量之比作為國(guó)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(duì)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(jì)水平上顯著，進(jìn)一步驗(yàn)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(yàn)國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(duì)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(jì)水平上顯著，假設(shè)H1成立。

此外，考慮到國(guó)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(wèn)題，本文還對(duì)Staterate進(jìn)行取對(duì)數(shù)處理以檢驗(yàn)結(jié)果穩(wěn)健性(8)限于篇幅，相應(yīng)的回歸結(jié)果和檢驗(yàn)結(jié)果未列示，備索。。

表7 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

4. 異質(zhì)性分析

(1) 企業(yè)規(guī)模的影響。中國(guó)信貸資源配置長(zhǎng)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(qiáng)，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(xiǎn)較高，很難獲得銀行資金支持。為了驗(yàn)證國(guó)有股權(quán)參股對(duì)不同規(guī)模民營(yíng)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(duì)模型(3)進(jìn)行回歸，結(jié)果見(jiàn)表8第(1)和(2)列?？梢园l(fā)現(xiàn)，在大規(guī)模企業(yè)中，Staterate對(duì)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(duì)KZ指數(shù)的影響系數(shù)為-10.3028，在10%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著。表明相比融資壓力較小的大規(guī)模企業(yè)，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)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(qiáng)，發(fā)展態(tài)勢(shì)良好，具有較大的增長(zhǎng)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(zhǎng)性較低，發(fā)展動(dòng)力不足，較難進(jìn)行外部融資(李志生等，2020)。為了考察國(guó)有股權(quán)參股對(duì)不同效率民營(yíng)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(shí)投資必須大于0，會(huì)損失大量樣本，而LP方法通過(guò)替換變量能夠有效避免此問(wèn)題，因此，采用LP方法計(jì)算企業(yè)全要素生產(chǎn)率。其中，被解釋變量為企業(yè)主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)，解釋變量為在冊(cè)(在職)員工人數(shù)、總資產(chǎn)以及購(gòu)買(mǎi)商品、接受勞務(wù)實(shí)際支付的現(xiàn)金的自然對(duì)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(duì)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(duì)KZ指數(shù)的回歸系數(shù)為-14.3472，在1%的統(tǒng)計(jì)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(yíng)企業(yè)，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)低效率民營(yíng)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(jì)政策不確定性的影響。在中國(guó)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(jì)政策不確定性較低時(shí)，市場(chǎng)預(yù)期和資產(chǎn)價(jià)格相對(duì)穩(wěn)定，銀企之間的信息不對(duì)稱程度比較低，企業(yè)違約風(fēng)險(xiǎn)較小，銀行傾向于降低貸款利率，增加信貸投放。當(dāng)經(jīng)濟(jì)政策不確定性較高時(shí)，市場(chǎng)預(yù)期和資產(chǎn)價(jià)格波動(dòng)較大，企業(yè)投資項(xiàng)目的未來(lái)盈利能力下降，銀企之間的信息不對(duì)稱程度較高，違約風(fēng)險(xiǎn)上升，銀行往往會(huì)縮小信貸規(guī)模，提高貸款門(mén)檻(彭俞超等，2018)。為了進(jìn)一步考察經(jīng)濟(jì)政策不確定性對(duì)國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)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(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(EPU)以及香港浸會(huì)大學(xué)陸尚勤和黃昀編制的中國(guó)經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(EPU1)，對(duì)此進(jìn)行了檢驗(yàn)。方法一：當(dāng)EPU高于其中位數(shù)時(shí)，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(xiàng)?；貧w結(jié)果如表9所示，當(dāng)EPU=1時(shí)，Stateif和Staterate對(duì)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(jì)水平上顯著；當(dāng)EPU=0時(shí)，Stateif和Staterate對(duì)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(jì)水平上顯著?？梢钥闯?，與EPU=1相比，EPU=0時(shí)影響系數(shù)的絕對(duì)值更大。此外，Staterate×EPU1對(duì)SA指數(shù)的回歸系數(shù)為-0.0005，在5%的水平上顯著；Staterate×EPU1對(duì)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(jì)政策不確定性越小，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(jì)政策不確定性的影響

六、 國(guó)有股權(quán)參股與企業(yè)金融資產(chǎn)投資

前文證明了國(guó)有股權(quán)參股能夠有效緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束。隨之而來(lái)的問(wèn)題是，民營(yíng)企業(yè)是否會(huì)將資金更多地配置到金融和房地產(chǎn)業(yè)等虛擬經(jīng)濟(jì)部門(mén)，進(jìn)而弱化國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)發(fā)展的積極效應(yīng)？國(guó)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(jī)制的共同影響下，國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)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(guò)構(gòu)建以下模型對(duì)此作進(jìn)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(xiāo)售(收入)管理費(fèi)用率，即管理費(fèi)用與銷(xiāo)售收入之比來(lái)度量。模型(3)、(5)、(6)、(7)用于檢驗(yàn)融資約束機(jī)制，模型(5)、(8)、(9)、(10)用于檢驗(yàn)監(jiān)督治理機(jī)制。

1. 融資約束機(jī)制

檢驗(yàn)結(jié)果如表10第(1)到(3)列所示。Staterate對(duì)FA的影響系數(shù)為0.1346，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明國(guó)有股權(quán)參股提高了國(guó)內(nèi)民營(yíng)企業(yè)的金融資產(chǎn)投資水平，具有統(tǒng)計(jì)顯著性。從經(jīng)濟(jì)意義上看，國(guó)有股權(quán)持股比例Staterate每上升一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)差，金融資產(chǎn)占比FA將提高1.49%(10)此處經(jīng)濟(jì)顯著性的具體計(jì)算過(guò)程為：0.1346×0.0268÷0.2414≈0.0149。。因此，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的影響具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)顯著性。此外，SA指數(shù)對(duì)FA的影響系數(shù)為0.0579，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明民營(yíng)企業(yè)投資金融資產(chǎn)的主要?jiǎng)訖C(jī)是“投資替代”，而非流動(dòng)性儲(chǔ)備。Staterate和SA指數(shù)對(duì)FA的影響系數(shù)分別為 0.1054 和0.0557，至少在5%的統(tǒng)計(jì)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(jī)制在國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)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(jī)制

檢驗(yàn)結(jié)果如表10第(4)到(6)列所示。Staterate對(duì)Agency的回歸系數(shù)為-8.7111，在5%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明國(guó)有股權(quán)參股降低了民營(yíng)企業(yè)代理成本；Agency對(duì)FA的回歸系數(shù)為0.0004，在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，表明代理成本減少降低了民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資；Staterate和Agency對(duì)FA的回歸系數(shù)分別為0.1376和0.0004，均在1%的統(tǒng)計(jì)水平上顯著，且0.1376大于0.1346，表明監(jiān)督治理機(jī)制在國(guó)有股權(quán)參股與民營(yíng)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(jī)制檢驗(yàn)表明，盡管?chē)?guó)有股權(quán)參股降低了民營(yíng)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(jìn)了金融資產(chǎn)投資。因此，融資約束機(jī)制表現(xiàn)為中介效應(yīng)，監(jiān)督治理機(jī)制表現(xiàn)為遮掩效應(yīng)，國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)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(guó)有股東持股影響民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資的機(jī)制分析

七、 結(jié)論與啟示

本文利用2007-2019年中國(guó)滬深兩市A股非金融類民營(yíng)上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，分析了國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)融資約束和金融資產(chǎn)投資的影響。實(shí)證結(jié)果表明：國(guó)有股權(quán)參股能夠有效緩解民營(yíng)企業(yè)融資約束，且具有較強(qiáng)的經(jīng)濟(jì)顯著性。進(jìn)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(jì)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?chē)?guó)有股權(quán)參股通過(guò)降低代理成本抑制了民營(yíng)企業(yè)金融化，但融資約束的緩解極大地提高了民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)占比，導(dǎo)致國(guó)有股權(quán)參股對(duì)民營(yíng)企業(yè)金融資產(chǎn)投資具有促進(jìn)作用。

本文的研究結(jié)論對(duì)于中國(guó)混合所有制改革具有以下幾點(diǎn)啟示：第一，積極推進(jìn)混合所有制改革，發(fā)揮國(guó)有資本的增信作用。國(guó)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(lì)國(guó)有企業(yè)和國(guó)有資本通過(guò)股權(quán)投資等方式，與民營(yíng)企業(yè)進(jìn)行股權(quán)融合，進(jìn)一步發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)。第二，強(qiáng)化國(guó)有資本的管理優(yōu)勢(shì)，提高民營(yíng)企業(yè)內(nèi)部治理水平。研究發(fā)現(xiàn)，民營(yíng)企業(yè)通過(guò)引入國(guó)有股權(quán)緩解自身資金壓力的同時(shí)，也提高了金融化水平。因此，在發(fā)揮國(guó)有資本資源優(yōu)勢(shì)的同時(shí)，更要加強(qiáng)其監(jiān)督治理職能，對(duì)民營(yíng)企業(yè)的資金運(yùn)用進(jìn)行監(jiān)管，引導(dǎo)企業(yè)投資實(shí)體經(jīng)濟(jì)，增強(qiáng)自主創(chuàng)新能力，促進(jìn)企業(yè)轉(zhuǎn)型升級(jí)。