一、引 言
现代金融学研究已经证明,发育良好的多元化金融体系是一国经济高质量发展的重要支撑。近年来,我国制造业出现“脱实向虚”倾向,金融资本如何更好地服务于实体经济发展引起了社会的广泛关注。金融服务实体经济本质上是产业资本和金融资本在企业的价值创造中相得益彰的过程。作为产业资本和金融资本相互融合发展的一种新兴组织融合模式,产融结合是连接虚拟经济和实体经济的重要桥梁。究竟是助推实体经济发展还是“脱实向虚”,是事关“产融结合”未来发展方向的重要理论命题。为了充分发挥金融资本的作用,助推经济高质量发展,我国政府逐步放开并鼓励实体企业以投资控股的方式涉足金融领域(李维安和马超,2014)。2010年12月,时任国资委主任的王勇在央企负责人会议上明确指出,支持具备条件的企业积极探索“产融结合”模式;2013年3月,为了促进工业稳增长、调结构、增效益,工信部、中国人民银行和银监会等三部委制定并印发了《加强信息共享 促进产融合作行动方案》。而关于产融结合能否以及如何有效促进实体经济发展,理论界并未取得一致的研究结论。
企业投资是经济增长的微观基础,宏观经济的高质量发展依赖于微观企业的科学投资决策和市场竞争力的稳步提升。现有文献对产融结合的资本供给效应、信息获取效应、交易成本节约效应和人才支持效应等展开了大量研究(Gerschenkron,1962;Colin,2002;Li和Greenwood,2004;徐晟,1997;李维安和马超,2014;万良勇等,2015),部分文献也证实了我国上市公司产融结合的融资便利效应和信息获取效应(邓建平,2014;李维安和马超,2014;万良勇等,2015)。然而,这些文献主要从融资约束视角来探究产融结合对企业投资行为的影响,但是没有进一步分析其如何提升公司价值和企业竞争力。这无疑难以揭示产融结合促进经济高质量发展的具体机制。
本文将以产融结合如何促进我国经济高质量发展为根本出发点,在实物期权分析框架下重点研究持股金融机构这种产融结合形式如何影响实体企业的期权决策以及竞争力的提升。①研究发现,持股金融机构能够显著促进企业快速执行增长期权,并提高增长期权价值,但对清算期权的影响不显著;同时,持股金融机构能够促进信贷资源从低效率企业向高效率企业流动,降低信贷资金在行业内的错配程度,从而提升实体企业竞争力。作用机制检验表明,持股金融机构通过“融资便利效应”提高了实体企业的融资灵活性,还通过“学习效应”促进了实体企业的资本逐利性。本文的学术价值与理论贡献主要体现以下几个方面:
第一,在Zhang(2000)的实物期权分析框架下,基于资本逐利规律揭示了产融结合影响实体企业价值与竞争力的具体机制,并发现对增长期权和清算期权影响的非对称性,从而拓展和深化了产融结合影响公司价值的相关研究。虽然万良勇等(2015)证明了持股银行的融资便利效应,李维安和马超(2014)揭示了持股金融机构对投资效率的影响及其机制,但是上述研究缺少科学的理论框架。
第二,实物期权理论认为,融资灵活性和资本逐利性是影响公司实物期权快速执行与权益价值的两个关键性因素。本文发现实体企业持股金融机构能够显著促进其增长期权的执行与价值提升,并从“融资便利效应”和“学习效应”两个方面揭示了其作用机理,从而拓展了产融结合影响实体经济的渠道。
第三,关于产融结合如何影响实体经济发展,长期以来一直存在争论。一种观点认为,产融结合可以促进金融资本与产业资本的优势互补,通过金融体系的放大效应来助推实体经济快速发展;另一种观点则认为,作为实体企业金融化的一种形式,持股金融机构可能会导致制造业空心化。本文发现,产融结合能够显著提升企业竞争力,引导资金从低效率企业流向高效率企业,最终提高行业内资金配置效率,从而证实了产融结合对于实体经济发展的积极意义。
二、文献回顾与假设提出
(一)持股金融机构与公司投资决策:基于实物期权分析框架
近年来,随着金融行业管制的逐步放开,越来越多的实体企业以投资控股的方式涉足金融领域(李维安和马超,2014)。学者开始关注产融结合这一重要的经济现象。国内外文献主要从交易费用、资本供给和信息效应等视角对产融结合展开研究。Gerschenkron(1962)认为,产融结合可以通过资本供给效应,解决工业化的资本形成问题。徐晟(1997)认为,产融结合有利于降低交易费用,优化资源配置,提高企业经济效益和竞争力。Colin(2002)认为,产融结合可以缓解欠发达地区银行和潜在借款人之间的信息不对称问题,具有信息获取效应。相关实证研究支持了上述理论推测。支燕和吴河北(2011)基于竞争优势内生论的视角,从资源获取、能力整合和路径刚性突破三个方面分析了产融结合动因。李维安和马超(2014)研究发现,实体企业参股金融机构缓解了融资约束和投资不足,但加剧了过度投资,证实了产融结合的资本供给效应。万良勇等(2015)发现,实体企业参股银行有助于缓解融资约束,证实了产融结合的资本获取效应、信息效应和决策效应。
资本逐利规律指出,投资行为是公司价值创造的主要源泉,当面临较好的投资机会时,管理层应及时扩大投资规模以快速执行增长期权;而当面临较差的投资机会时,则应及时缩减投资以快速执行清算期权。可见,能否快速抓住投资机会、及时调整投资规模是提高公司权益价值的关键。现有研究表明,除了投资灵活性外,企业投资行为还受到融资灵活性和管理层识别投资机会能力的影响。靳庆鲁等(2012)研究认为,货币政策宽松会通过增加融资灵活性而显著促进增长期权的快速执行,从而提高增长期权价值。曾爱民等(2013)以2007年金融危机为外生事件,研究了财务柔性储备与企业投资行为的关系,发现拥有财务柔性的企业在金融危机时期所受融资约束较弱,可以大幅增加投资支出。
信息不对称、违约诉讼成本高等原因导致我国部分企业面临较强的外部融资约束,这限制了企业根据投资机会及时调整投资规模的能力(靳庆鲁等,2012)。如果实体企业持股金融机构这种产融结合模式可以通过股权联结关系有效缓解融资双方的信息不对称,则有助于降低持股金融机构的企业融资约束程度,提高其融资灵活性,使其可以根据当前投资机会及时调整投资规模。
同时,有研究表明,股权融合是组织间互相学习的重要桥梁,产融结合可以实现知识在实体企业与金融机构之间的相互溢出。Dimmock等(2018)研究发现,财务舞弊和不当行为会在财务咨询公司内部的财务顾问之间“传染”,这验证了股权融合的学习效应。He等(2020)研究发现,在两个事务所合并之后,行业专长知识会从一个事务所溢出到另一个事务所,这也支持了股权融合的学习效应。与实体企业相比,金融机构作为金融资本的代言人,无论是在搜寻投资信息、及时调整投资决策方面,还是在人才、经验和技术方面,都具有比较明显的优势。持股金融机构有助于实体企业从金融机构获取更多的投资信息和投资经验等,从而促进其科学投资决策。
代理问题和调整成本是企业能否快速执行清算期权的关键决定因素(Zhang,2000;靳庆鲁等,2015)。持股金融机构能够通过融资便利效应和学习效应对增长期权执行产生影响,但无法影响清算期权执行。具体来说,当面临较好的投资机会时,持股金融机构有助于管理层通过学习效应快速识别投资机会,并通过融资便利效应抓住投资机会以执行增长期权;而当面临较差的投资机会时,融资灵活性和识别投资机会的能力并不能帮助企业快速缩减投资,因此持股金融机构无法促使公司及时执行清算期权。基于上述分析,本文提出以下两个相互关联的研究假设:
假设1a:当公司面临较好的投资机会时,持股金融机构会显著提高投资与投资机会的敏感性,表现为快速执行增长期权。
假设1b:当公司面临较差的投资机会时,持股金融机构不会显著改变投资与投资机会的敏感性,表现为对清算期权执行的影响不显著。
(二)持股金融机构与公司权益价值
Burgstahler和Dichev(1997)研究认为,公司价值形式有两种,一种是增长期权价值,另一种则是清算期权价值。根据Zhang(2000)的实物期权分析框架,当面临较好的投资机会时,公司应选择及时追加投资以促进增长期权执行,从而会显著提升增长期权价值;而当面临较差的投资机会时,公司则应及时缩减投资规模以快速执行清算期权,最终会促进清算期权价值的提升。
现有文献主要从外部治理机制和管理层灵活性视角研究了公司权益价值的影响因素。陈信元等(2014)研究认为,行业竞争显著增加了管理层投资灵活性,提升了公司增长期权和清算期权价值。靳庆鲁等(2012)考察了货币政策对民企投资效率与期权价值的影响,发现宽松的货币政策与投资效率之间并不是线性关系,高盈利能力公司的增长期权价值更大,低盈利能力公司在货币政策紧缩时的清算期权价值更大。靳庆鲁等(2015)研究认为,在放松卖空管制以后,可卖空公司的清算期权价值有所提升。Chen等(2015)考察了国家经济自由度对公司权益价值的影响,发现在经济自由度高的国家,公司的增长期权和清算期权价值更大。上述研究表明,融资灵活性对公司实物期权的执行与权益价值具有重要影响。
在实物期权框架下分析公司投资行为可知,能否快速执行增长期权或清算期权是权益价值的关键决定因素,增长期权或清算期权执行越快,其产生的权益价值就越高。根据研究假设1,当面临较好的投资机会时,持股金融机构能够显著促进实体企业快速执行增长期权,从而提高增长期权价值,表现为在给定净资产的条件下,公司权益价值与净利润呈现更显著的凸增关系;而当面临较差的投资机会时,持股金融机构并不会显著促进实体企业快速执行清算期权,从而对清算期权价值不会产生影响,表现为在给定净利润的条件下,公司权益价值与净资产之间的关系并不会显著改变。基于上述分析,本文提出以下研究假设:
假设2a:对持股金融机构的公司来说,在给定净资产的条件下,高盈利能力公司的权益价值与净利润之间的正向关系更强,表现为增长期权价值显著增加。
假设2b:对持股金融机构的公司来说,在给定净利润的条件下,低盈利能力公司的权益价值与净资产之间的正向关系没有显著变化,表现为清算期权价值并不发生变化。
(三)持股金融机构与企业竞争力
提升企业竞争力是经济高质量发展的微观基础。大量研究表明,企业竞争力的提升主要依赖于价格和成本两条渠道,而这两者都可能受到企业融资约束的影响。当融资约束程度较高时,企业较难抓住有利的投资机会,从而成本加成率较低(刘啟仁和黄建忠,2015;李宏亮和谢建国,2018;诸竹君等,2018)。上文分析表明,持股金融机构可以通过融资便利效应和学习效应抓住有利的投资机会,整体上提高企业产品的盈利能力。熊家财和桂荷发(2019)发现,上市公司持股非上市银行能够显著促进企业技术创新,而创新是企业在产品市场上获取竞争优势的关键。因此,持股金融机构有助于提高产品盈利能力,促进技术创新,从而提升企业竞争力。基于上述分析,本文提出以下研究假设:
假设3:持股金融机构能够显著促进企业竞争力提升。
三、研究设计
(一)持股金融机构与公司投资决策
借鉴现有文献,本文使用如下模型来检验假设1:
$\begin{aligned}[b] Invest =\; & {\alpha _0} + {\alpha _1}Roe + {\alpha _2}Integrate + {\alpha _3}M + {\alpha _4}H + {\alpha _5}M \times Ro{e_{it}} + {\alpha _6}H \times Roe \\ & + {\alpha _7}Integrate \times Roe + {\alpha _8}M \times Integrate + {\alpha _9}H \times Integrate + {\alpha _{10}} Integrate \times M \times Roe \\ & + {\alpha _{11}}Integrate \times H \times Roe + \sum Controls + \sum Ind + \sum Year + \varepsilon \end{aligned}$ | (1) |
本文借鉴靳庆鲁等(2012)的研究,使用净资产收益率(Roe)来衡量公司的投资机会。我们根据Roe的大小将样本公司分为三组,如果Roe处于中间组,则M取值为1,否则为0;如果Roe处于最高组,则H取值为1,否则为0。在模型(1)中,Invest表示公司的资本支出水平,等于购买固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金,使用总资产进行标准化处理。此外,借鉴李维安和马超(2014)、万良勇等(2015)等文献,模型中加入了一些控制变量,包括公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、系统风险(Beta)、上市年龄(Age)、股权集中度(Shrcr)、现金持有水平(Cashholding)等。变量定义见表1。
变量符号 | 变量定义 |
Invest | 公司的资本支出水平,等于购买固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金,使用总资产进行标准化处理 |
Ln(MV/BV) | 公司权益市场价值与净资产比值的自然对数,其中公司权益市场价值等于股价乘以股份数量 |
Ln(MV/E) | 公司权益市场价值与净利润比值的自然对数,其中公司权益市场价值等于股价乘以股份数量 |
Mkp | 企业竞争力,借鉴陈胜蓝和刘晓玲(2018)以及诸竹君等(2018),用企业成本加成率来表示 |
Roe | 公司的投资机会,等于净利润除以净资产 |
BV/E | 净资产与净利润的比值,等于Roe的倒数 |
Integrate | 若为虚拟变量,则表示公司是否持股非上市金融机构,持股金融机构时取值为1,否则为0;若为连续变量,则等于持股金融机构的数量 |
M,H | 公司的投资机会,若Roe处于中间组,则M取值为1,否则为0;若Roe处于最高组,则H取值为1,否则为0 |
Size | 公司规模,等于总资产的自然对数 |
Lev | 公司财务杠杆,等于期末总负债除以期末总资产 |
Beta | 公司系统风险,等于贝塔系数 |
Age | 公司上市年龄,等于上市年数加1后取自然对数 |
Shrcr | 公司股权集中度,等于第一大股东持股比例 |
Cashholding | 现金持有水平,等于货币资金与短期投资之和,使用期末总资产进行标准化处理 |
Cfo | 经营净现金流水平,等于经营活动产生的净现金流除以期末总资产 |
根据假设1a,当面临较好的投资机会时,持股金融机构会提高公司投资与投资机会之间的敏感性,因此本文预期Integrate×H×Roe的系数
(二)持股金融机构与公司权益价值
1. 持股金融机构与公司增长期权价值
为了检验假设2a,本文借鉴靳庆鲁等(2012)、陈信元等(2014)以及靳庆鲁等(2015)的研究,使用如下模型来估算公司的增长期权价值:
$ \begin{aligned}[b] {\rm{Ln}}(MV/BV) =\; & {\alpha _0} + {\alpha _1}Gm + {\alpha _2}Gh + {\alpha _3}(E/BV) + {\alpha _4}Gm \times (E/BV) \\ &+{\alpha _5}Gh \times (E/BV) + {\alpha _6}Integrate + {\alpha _7}Integrate \times Gm + {\alpha _8}Integrate \times Gh\\ & + {\alpha _9}Integrate \times (E/BV) + {\alpha _{10}}Integrate \times Gm \times (E/BV) \\ &+ {\alpha _{11}}Integrate \times Gh \times (E/BV) + \sum Ind + \sum Year + \varepsilon \end{aligned} $ | (2) |
在模型(2)中,MV表示年末公司总市值,BV表示年末净资产账面价值,E表示净利润。根据E/BV的大小将样本等分为三组,如果E/BV处于中间组,则Gm取值为1,否则为0;如果E/BV处于最高组,则Gh取值为1,否则为0。可以看出,Gh取值为1表示公司的盈利能力较强。根据假设2a,
2. 持股金融机构与公司清算期权价值
为了检验假设2b,本文借鉴靳庆鲁等(2012)、陈信元等(2014)以及靳庆鲁等(2015)的研究,使用如下模型来估算公司的清算期权价值:
$\begin{aligned}[b] {\rm{Ln}} (MV/E) = \;& {\alpha _0} + {\alpha _1}Dm + {\alpha _2}Dh + {\alpha _3}(BV/E) + {\alpha _4}Dm \times (BV/E) \\ &+{\alpha _5}Dh \times (BV/E) + {\alpha _6}Integrate + {\alpha _7}Integrate \times Dm + {\alpha _8}Integrate \times Dh \\ &+ {\alpha _9}Integrate \times (BV/E) + {\alpha _{10}}Integrate \times Dm \times (BV/E) \\ & + {\alpha _{11}}Integrate \times Dh \times (BV/E) + \sum Ind + \sum Year + \varepsilon \end{aligned}$ | (3) |
在模型(3)中,MV表示年末公司总市值,BV表示年末净资产账面价值,E表示净利润。根据BV/E的大小将样本等分为三组,如果BV/E处于中间组,则Dm取值为1,否则为0;如果BV/E处于最高组,则Dh取值为1,否则为0。Dh取值为1表示公司的盈利能力较差,因此
(三)持股金融机构与企业竞争力
本文借鉴陈胜蓝和刘晓玲(2018)以及诸竹君等(2018)的研究,使用如下模型来检验假设3:
$Mkp = {\beta _0} + {\beta _1} Integrate + \sum Controls + \varepsilon $ | (4) |
在模型(4)中,Mkp表示企业竞争力,借鉴陈胜蓝和刘晓玲(2018)以及诸竹君等(2018)的研究,用企业成本加成率来表示,它反映了企业在产品市场上的获利能力。Integrate的定义与上文一致。控制变量Controls包括公司规模(Size)、财务杠杆(Lev)、系统风险(Beta)、上市年龄(Age)、股权集中度(Shrcr)、现金持有水平(Cashholding)以及经营现金流(Cfo)等。
(四)样本选择
本文选择2005—2016年A股上市公司作为初始样本,数据主要来自CSMAR和Wind数据库。由于持股上市金融机构存在二级市场套利的可能性而增加研究噪音,本文只关注持股非上市金融企业。在初始样本的基础上,本文首先剔除了金融类企业,然后根据需要对样本做了如下筛选:在模型(1)中,剔除数据缺失的样本,得到18 581个观测值;在模型(2)中,参照Burgstahler和Dichev(1997)、靳庆鲁等(2012)以及靳庆鲁等(2015)的方法,剔除数据缺失和净资产小于零的样本,得到19 357个观测值;在模型(3)中,剔除数据缺失和净利润小于零的样本,得到17 499个观测值。最后,为了控制异常值对研究结果可能产生的影响,本文对所有连续变量进行了上下1%的Winsorize处理。
四、实证结果分析
(一)描述性统计
表2报告了模型主要变量的描述性统计结果。从中可以看出,上市公司的平均投资水平占总资产的比重约为5.1%,中位数为5.0%,最大值为24.8%。这表明上市公司的投资规模具有较大的差异,且呈现正态分布。Integrate为虚拟变量时的均值为0.228,表明样本中约有22.8%的实体上市公司持股金融机构;Integrate为连续变量时的均值为0.329,表明每家公司持股约0.329家金融机构,其中最多的持股21家。这说明实体企业持股金融机构这种产融结合形式已经成为资本市场上一种不可忽视的重要现象。反映企业投资机会的净资产收益率(Roe)的均值为0.059,中位数为0.065,最大值为0.594,表明上市公司面临的投资机会存在显著差异。
样本数 | 均值 | 标准差 | 最小值 | 25%分位数 | 中位数 | 75%分位数 | 最大值 | |
Invest | 18 581 | 0.051 | 0.050 | 0.000 | 0.014 | 0.036 | 0.072 | 0.248 |
Mkp | 18 556 | 2.641 | 1.005 | 1.505 | 2.157 | 2.349 | 2.710 | 8.495 |
Roe | 18 581 | 0.059 | 0.157 | -0.905 | 0.024 | 0.065 | 0.115 | 0.594 |
Integrate(虚拟变量) | 18 581 | 0.228 | 0.420 | 0 | 0 | 0 | 0 | 1 |
Integrate(连续变量) | 18 581 | 0.329 | 0.730 | 0 | 0 | 0 | 0 | 21 |
Size | 18 581 | 21.956 | 1.273 | 19.083 | 21.073 | 21.814 | 22.687 | 25.780 |
Lev | 18 581 | 0.473 | 0.222 | 0.052 | 0.303 | 0.471 | 0.633 | 1.194 |
Beta | 18 581 | 1.153 | 0.296 | 0.347 | 0.971 | 1.172 | 1.347 | 2.344 |
Age | 18 581 | 2.254 | 0.638 | 0 | 1.792 | 2.398 | 2.773 | 3.178 |
Shrcr | 18 581 | 0.350 | 0.151 | 0.088 | 0.229 | 0.329 | 0.456 | 0.750 |
Cashholding | 18 581 | 0.175 | 0.127 | 0.009 | 0.087 | 0.142 | 0.229 | 0.665 |
Ln(MV/BV) | 19 357 | 1.152 | 0.723 | -0.343 | 0.649 | 1.105 | 1.594 | 3.457 |
E/BV | 19 357 | 0.057 | 0.141 | -0.810 | 0.025 | 0.657 | 0.115 | 0.356 |
Ln(MV/E) | 17 499 | 3.904 | 1.080 | 1.828 | 3.165 | 3.760 | 4.504 | 7.082 |
BV/E | 17 499 | 29.692 | 51.333 | 1.061 | 8.144 | 13.285 | 26.396 | 354.771 |
(二)持股金融机构、资本逐利性与实物期权决策
表3报告了假设1a和假设1b的检验结果,即持股金融机构如何影响增长期权和清算期权的执行。从中可以看出,无论采用虚拟变量还是连续变量,交互项Integrate×H×Roe的系数都在5%的水平上显著。这表明当面临较好的投资机会时,持股金融机构显著增强了新增投资与投资机会之间的敏感性,表现为增长期权得到快速执行。交互项Integrate×Roe的系数为负但不显著。这表明当面临较差的投资机会时,持股金融机构并没有显著增强新增投资与投资机会之间的敏感性,表现为清算期权的执行没有发生实质性改变。上述结果表明,持股金融机构主要显著促进了实体企业快速执行增长期权,但对清算期权的执行没有显著影响,两者呈现非对称性,从而支持了假设1a和1b。
(1) | (2) | |||
因变量:资本投资 | ||||
Integrate为是否持股金融机构 | Integrate为持股金融机构数量 | |||
系数 | t值 | 系数 | t值 | |
Roe | 0.019*** | 9.15 | 0.019*** | 9.16 |
Integrate | −0.003** | −2.22 | −0.002* | −2.26 |
M | −0.003 | −1.43 | −0.002 | −0.71 |
H | 0.014*** | 9.45 | 0.015*** | 10.25 |
M×Roe | 0.123** | 2.93 | 0.101** | 2.51 |
H×Roe | −0.050*** | −9.42 | −0.053*** | −9.44 |
Integrate×M | 0.006 | 1.06 | −0.001 | −0.28 |
Integrate×H | −0.005 | −1.47 | −0.007** | −2.80 |
Integrate×Roe | −0.003 | −0.68 | −0.005 | −1.37 |
Integrate×M×Roe | −0.102 | −1.37 | 0.001 | 0.02 |
Integrate×H×Roe | 0.037** | 2.47 | 0.039** | 2.58 |
Size | 0.005*** | 5.64 | 0.005*** | 5.63 |
Lev | −0.009** | −3.06 | −0.009** | −3.07 |
Beta | 0.001 | 0.27 | 0.001 | 0.22 |
Age | −0.017*** | −7.04 | −0.017*** | −7.50 |
Shrcr | −0.013*** | −4.52 | −0.013*** | −4.53 |
Cashholding | −0.046*** | −8.28 | −0.046*** | −8.23 |
_cons | 0.012 | 0.63 | 0.010 | 0.49 |
行业效应 | 控制 | 控制 | ||
年度效应 | 控制 | 控制 | ||
样本数 | 18 581 | 18 581 | ||
Adj. R2 | 0.172 | 0.173 | ||
F值 | 84.95 | 85.55 | ||
注:t值经过Robust处理,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。 |
(三)持股金融机构与公司权益价值
根据Zhang(2000)的实物期权分析框架,当面临较好的投资机会时,及时追加投资以快速执行增长期权,将有助于提升公司增长期权价值;而当面临较差的投资机会时,缩减投资以快速执行清算期权,将有助于提升公司清算期权价值。上文研究发现,持股金融机构对实物期权执行的影响呈现非对称性,主要促进了增长期权的执行,对清算期权执行的影响则不显著。接下来,本文将分别从增长期权价值和清算期权价值两个方面来检验持股金融机构对公司权益价值的影响。
表4检验了持股金融机构对公司增长期权价值的影响。从中可以看出,无论采用虚拟变量还是连续变量,交互项Integrate×Gh×(E/BV)的系数至少5%的水平上显著为正。这表明在给定净资产的情况下,对于盈利能力较强的公司,持股金融机构会显著增强其权益价值与净利润之间的凸增关系,即持股金融机构能够显著提升公司增长期权价值,从而验证了假设2a。
(1) | (2) | |||
因变量:市场价值与净资产的比值 | ||||
Integrate为是否持股金融机构 | Integrate为持股金融机构数量 | |||
系数 | t值 | 系数 | t值 | |
E/BV | −1.467*** | −24.19 | −1.492*** | −17.77 |
Gm | −0.149*** | −4.15 | −0.148*** | −5.31 |
Gh | −0.361*** | −14.35 | −0.347*** | −10.98 |
Gm×(E/BV) | 3.444*** | 7.00 | 3.602*** | 8.84 |
Gh×(E/BV) | 5.428*** | 35.59 | 5.444*** | 27.51 |
Integrate | −0.247*** | −14.55 | −0.131*** | −7.61 |
Integrate×Gm | 0.113 | 1.46 | 0.069 | 1.57 |
Integrate×Gh | 0.013 | 0.39 | −0.027 | −1.19 |
Integrate×(E/BV) | −0.197 | −1.55 | −0.056 | −0.72 |
Integrate×Gm×(E/BV) | −0.438 | −0.41 | −0.550 | −1.12 |
Integrate×Gh×(E/BV) | 0.180*** | 3.53 | 0.108** | 2.11 |
_cons | 0.927*** | 31.10 | 0.912*** | 27.05 |
行业效应 | 控制 | 控制 | ||
年度效应 | 控制 | 控制 | ||
样本数 | 19 357 | 19 357 | ||
Adj. R2 | 0.360 | 0.360 | ||
F值 | 266.04 | 266.03 | ||
注:t值经过Robust处理,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。 |
表5检验了持股金融机构对公司清算期权价值的影响。从中可以看出,无论采用虚拟变量还是连续变量,交互项Integrate×Gh×(BV/E)的系数都不显著。这表明在给定净利润的情况下,对于盈利能力较弱的公司,持股金融机构并不能显著增强其权益价值与净资产之间的凸增关系,即持股金融机构没有显著提升公司清算期权价值,从而验证了假设2b。
(1) | (2) | |||
因变量:市场价值与净利润的比值 | ||||
Integrate为是否持股金融机构 | Integrate为持股金融机构数量 | |||
系数 | t值 | 系数 | t值 | |
BV/E | 0.004** | 2.43 | 0.004** | 3.33 |
Dm | −0.371*** | −8.42 | −0.380*** | −8.31 |
Dh | 1.070*** | 52.37 | 1.058*** | 64.36 |
Dm×(BV/E) | 0.058*** | 16.51 | 0.059*** | 17.10 |
Dh×(BV/E) | 0.005*** | 2.74 | 0.005*** | 4.20 |
Integrate | −0.213*** | −3.55 | −0.143*** | −3.81 |
Integrate×Dm | −0.105 | −1.00 | −0.028 | −0.56 |
Integrate×Dh | 0.064 | 1.28 | 0.028 | 1.45 |
Integrate×(BV/E) | −0.002 | −0.27 | −0.000 | −0.12 |
Integrate×Dm×(BV/E) | 0.013 | 1.20 | 0.005 | 1.39 |
Integrate×Dh×(BV/E) | 0.003 | 0.30 | 0.000 | 0.20 |
_cons | 3.110*** | 82.81 | 3.109*** | 73.93 |
行业效应 | 控制 | 控制 | ||
年度效应 | 控制 | 控制 | ||
样本数 | 17 499 | 17 499 | ||
Adj. R2 | 0.682 | 0.683 | ||
F值 | 917.30 | 918.98 | ||
注:t值经过Robust处理,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。 |
(四)持股金融机构与企业竞争力
上文研究表明,持股金融机构有助于实体企业及时抓住投资机会,快速执行增长期权,从而实现增长期权价值的提升。那么,这能否转换为实体企业的竞争优势呢?本文借鉴陈胜蓝和刘晓玲(2018)以及诸竹君等(2018)的研究,分析了持股金融机构如何影响实体企业竞争力(用成本加成率来表示),并根据净资产利润率进行分组,检验了在不同的投资机会下影响是否存在显著差异。表6报告了假设3的检验结果。从中可以看出,无论采用虚拟变量还是连续变量,Integrate的系数在全样本和投资机会较差的样本中不显著,在投资机会较好的样本中则显著为正。这表明持股金融机构整体上并没有提升企业竞争力,但当面临较好的投资机会(即执行增长期权)时却会显著促进竞争力提升。上述结果表明,持股金融机构促使投资机会较好的公司快速执行增长期权,有助于转换为产品市场竞争能力,从而验证了假设3。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
因变量:成本加成率 | ||||||||
Integrate为是否持股金融机构 | Integrate为持股金融机构数量 | |||||||
全样本 | 投资机会差 | 投资机会适中 | 投资机会好 | 全样本 | 投资机会差 | 投资机会适中 | 投资机会好 | |
Integrate | −0.021 | −0.013 | −0.042 | 0.067** | −0.010 | −0.023 | −0.028 | 0.035* |
(−1.27) | (−0.58) | (−1.60) | (2.07) | (−1.03) | (−1.49) | (−1.38) | (1.94) | |
控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
_cons | 3.110*** | 3.997*** | 3.396*** | 3.828*** | 3.112*** | 3.501*** | 3.366*** | 3.878*** |
(24.00) | (21.31) | (13.72) | (14.39) | (23.87) | (13.74) | (9.91) | (14.89) | |
行业效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
年度效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
样本数 | 18 556 | 6 185 | 6 185 | 6 186 | 18 556 | 6 185 | 6 185 | 6 186 |
Adj. R2 | 0.170 | 0.210 | 0.259 | 0.301 | 0.170 | 0.196 | 0.259 | 0.301 |
F值 | 224.57 | 46.67 | 59.51 | 73.02 | 224.53 | 56.98 | 59.54 | 73.00 |
注:括号内为t值,经过Robust处理,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著。 |
五、拓展性分析
由于产权性质的不同,国有企业与非国有企业在外部融资灵活性、资本逐利性和学习动力等方面存在较大差异。在国有银行占主导的金融体系中,民营企业的外部融资灵活性较低,但资本逐利性和学习动力较强。为此,本文研究了持股金融机构对国有与非国有企业执行实物期权的影响是否存在差异。检验结果显示,无论采用虚拟变量还是连续变量,Integrate×H×Roe的系数在国有企业中不显著,而在非国有企业中显著为正。这表明持股金融机构对增长期权执行的促进作用主要体现在非国有企业中,持股金融机构通过融资便利效应和学习效应等机制显著促进了非国有企业快速执行增长期权。进一步地,本文检验了持股金融如何影响不同产权性质企业的增长期权价值。检验结果显示,持股金融机构主要显著促进了非国有企业的增长期权价值提升。
无论是融资便利效应还是学习效应,与非银行金融机构相比,持股银行对企业投资行为的影响可能更加明显。本文将金融机构分为银行和非银行两类,分析了持股这两类金融机构分别如何影响公司增长期权执行。研究发现,与非银行金融机构相比,持股银行对实体企业增长期权执行的影响更加显著,这符合本文的预期。
理论上,微观个体的加总可以得出宏观经济的整体表现。持股金融机构可以实现信贷资源在持股企业与非持股企业之间的再分配,如果这种再分配有利于改进效率,则将促使信贷资金从低效率企业逐渐流向高效率企业。因此,本文借鉴林滨等(2018)的研究,从企业效率异质性视角检验了持股金融机构是否有助于引导信贷资本流向高效率企业。研究发现,持股金融机构显著减少了低效率企业的银行借款额度,但增加了高效率企业的银行借款额度,这与黎文靖和李茫茫(2017)的发现是一致的,即效率高的企业获得了更多的银行借款机会。
如果持股金融机构对非持股企业产生了挤出效应,是一种低效率的行为,则会加剧行业内资金错配;而如果是一种效率改进行为,则会抑制行业内资金错配。因此,本文使用行业内持股金融机构的企业占比来测度行业的产融结合程度,考察了产融结合是加剧还是抑制了资金错配。借鉴刘贯春等(2017)的研究,采用LP和OP方法来测算公司TFP,使用行业内公司TFP方差来表示资金错配程度,数值越大表示资金错配程度越大。②研究发现,实体企业持股金融机构这种产融结合方式有助于抑制资金错配,提高资金使用效率。这主要是因为发展潜力大的民营企业通过持股金融机构可以获得更多的融资机会,总体上优化资源配置。
六、作用机制分析
为了进一步考察持股金融机构影响公司增长期权执行和企业竞争力的具体机制,本文分别从融资便利效应和学习效应这两个方面进行检验。
第一,融资便利效应。借鉴万良勇等(2015)的研究,本文使用现金持有量—现金流量模型来反映企业的融资约束,并加入持股金融机构及其与净现金流的交互项,根据产权性质进行分组,检验了持股金融机构对融资约束程度的影响,结果验证了持股金融机构的融资便利效应。
第二,学习效应。实体企业持股金融机构所产生的股权关联是彼此学习的重要桥梁和纽带。与实体企业相比,具有高杠杆经营性质的金融机构无论是在投资决策还是风险管理方面都具有独特的优势和经验。由于无法直接检验金融机构的资本逐利性对实体企业的溢出效应,本文基于风险管理视角来间接证明实体企业向金融机构的学习效应,其中风险管理主要从财务杠杆风险管理和经营杠杆风险管理两个维度来观察。持股金融机构能够显著缓解企业的融资约束,促进财务杠杆提升,增加财务杠杆风险。如果实体企业持股金融机构能够向金融机构学习风险管理,则可能会通过降低经营杠杆风险来保持整体杠杆风险处于相对安全的水平。因此,本文检验了持股金融机构如何影响企业的财务杠杆和经营杠杆。结果显示,持股金融机构促进了企业财务杠杆的提升,但降低了经营杠杆水平,综合杠杆水平基本保持不变,从而间接验证了持股金融机构的学习效应。
七、内生性讨论与稳健性检验
(一)内生性讨论
由于持股金融机构本质上是一种投资行为,实体企业的投资行为本身可能会影响持股金融机构的选择,因此持股金融机构与投资行为可能受到遗漏变量、反向因果等问题的困扰。为了缓解内生性问题,本文做了以下几个方面的努力:第一,使用公司固定效应模型来控制因遗漏公司层面变量而使系数估计值存在偏误这一问题;第二,使用倾向得分匹配法得到配对样本后重新进行检验;第三,利用持股金融机构前后的变化来构造外生冲击,重新检验持股金融机构对企业增长期权的影响。在控制了潜在的内生性问题之后,本文的研究结论依然稳健。
(二)稳健性检验
为了保证研究结论的可靠性,本文还做了以下几项稳健性检验:第一,将持股比例大于5%的样本定义为产融结合的企业,其他则为非产融结合的企业;第二,改变公司新增投资规模的衡量方法,等于购建固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金减去处置固定资产、无形资产和其他长期资产支付的现金后除以期末总资产;第三,使用销售收入增长率(Growth)替代净资产利润率(Roe)来衡量企业投资机会;第四,对连续变量在上下5%的水平上进行Winsorize处理。
受篇幅限制,本文没有报告拓展性分析、作用机制分析内生性讨论和稳健性检验的结果,如有兴趣可向作者索取。
八、研究结论与政策启示
本文研究了实体企业持股金融机构这种产融结合形式对企业投资决策、权益价值和竞争力的影响。本文在Zhang(2000)的实物期权分析框架下,重点考察了持股金融机构如何影响公司增长期权和清算期权的执行以及竞争力的提升。研究发现,当面临较好的投资机会(增长期权)时,持股金融机构将促使公司及时扩张投资,提升增长期权价值;而当面临较差的投资机会(清算期权)时,持股金融机构对公司及时缩减投资没有产生显著影响。这表明持股金融机构对公司增长期权与清算期权的逐利规律影响存在非对称性。本文还发现,持股金融机构能够引导信贷资源从低效率企业逐渐流向高效率企业,抑制行业内资金错配,促进实体企业竞争力的提升。本文从融资便利效应和学习效应两个视角揭示了持股金融机构影响实体企业资本逐利规律的重要机制。
本文的研究不仅从实物期权视角揭示了产融结合促进公司竞争力提升的机制,拓展和深化了资本逐利规律,而且反驳了长期以来关于产融结合可能导致实体企业“脱实向虚”并进一步抑制实体经济发展的观点。本文的研究结论对于如何发挥产融结合的积极作用来促进实体企业获取竞争优势具有重要的启示意义,具体表现在以下两个方面:第一,当面临有利的投资机会时,实体企业持股金融机构能够通过融资便利效应和学习效应促进其快速执行增长期权,提升公司权益价值。因此,未来应从政策上继续推进实体企业与金融机构之间的相互融合,发挥两者优势共同促进经济高质量发展。第二,持股金融机构本质上是实体企业投资金融资产的一种表现形式。现有研究发现,基于套利动机配置金融资产会导致制造业空心化,不利于其主营业务发展和研发创新(王红建等,2016;杜勇等,2017)。因此,未来在继续推进实体企业与金融机构之间相互融合的同时,应防止实体企业走入“脱实向虚”的窘境,鼓励其充分利用金融机构的资本优势聚焦主业,促进企业高质量发展。
① 从相互持股来说,产融结合主要分为实体企业持股金融机构和金融机构持股实体企业两种形式。银行被禁止持股实体企业,其他金融机构持股实体企业与机构投资者持股本质上类似,所以本文选择现有文献较少关注的实体企业持股金融机构这种产融结合形式。
② 目前测算企业全要素生产率的常用方法主要有LP和OP两种,本文借鉴刘贯春等(2017)的研究,使用这两种方法来测算企业全要素生产率。
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