銀行關聯(lián)、所有權性質與企業(yè)風險承擔

銀行關聯(lián)、所有權性質與企業(yè)風險承擔

李文貴

(浙江財經(jīng)大學會計學院，浙江杭州310018)

[摘要]以中國A股非金融類上市公司為樣本，本文檢驗銀行關聯(lián)是否能影響企業(yè)在投資決策中的風險承擔。通過企業(yè)董事、總經(jīng)理和財務總監(jiān)的銀行任職經(jīng)歷來判斷企業(yè)是否具有銀行關聯(lián)，檢驗結果發(fā)現(xiàn)：(1)有銀行關聯(lián)的企業(yè)比無銀行關聯(lián)的企業(yè)具有顯著更高的風險承擔水平；(2)銀行關聯(lián)的風險承擔效應主要源自曾任的銀行關聯(lián)和國有的銀行關聯(lián)；(3)相對于非國有企業(yè)，銀行關聯(lián)對國有企業(yè)投資決策中風險選擇的影響顯著更小。

[關鍵詞]銀行關聯(lián)；所有權性質；企業(yè)風險承擔

[收稿日期]2015-03-20

[基金項目]浙江省自然科學基金青年項目(LQ14G020011)；杭州市哲學社會科學規(guī)劃項目(B13GL04)

[作者簡介]李文貴(1982- )，女，重慶江津人，浙江財經(jīng)大學會計學院副教授,博士，碩士生導師，從事公司財務與公司治理研究.

[中圖分類號]F275.1[文獻標識碼]A

基于關系的非正式機制在轉軌經(jīng)濟中的作用極其重要。對企業(yè)來說，關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稱程度(Bian和Soon，1997)。Allen等(2005、2011)針對中國制度環(huán)境的分析認為，正是那些諸如關系和聲譽的替代性機制促進了私有部門經(jīng)濟的發(fā)展。其中，與銀行建立緊密的關聯(lián)就是一種非常重要的替代性機制。鄧建平和曾勇(2011)發(fā)現(xiàn)，中國有大約47.8%的民營企業(yè)高管和董事具有銀行工作背景。在美國，這一比例大約為31.6%，而日本更是高達52.9%(Kroszner和Strahan，2001)。因此，研究銀行關聯(lián)如何影響企業(yè)的經(jīng)營決策具有十分重要的現(xiàn)實意義。

現(xiàn)有研究主要檢驗了銀行關聯(lián)對企業(yè)融資和企業(yè)績效的影響。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稱問題，還有助于銀行對企業(yè)的經(jīng)營決策進行更緊密的監(jiān)督。所以，銀行關聯(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)績效方面， Morck和Nakamura(1999)、Saito和Odagiri(2008)發(fā)現(xiàn)，在日本，企業(yè)聘請銀行高管擔任董事能顯著提高績效。Frydman和Hilt(2011)也發(fā)現(xiàn)，在早期金融資本主義時代，銀行高管擔任企業(yè)董事有利于企業(yè)對投資項目的管理。但Guner等(2008)卻發(fā)現(xiàn)銀行關聯(lián)的這種價值增值效應在美國制造業(yè)企業(yè)中并不顯著。Dittmann等(2010)針對德國上市公司的研究甚至發(fā)現(xiàn)，銀行關聯(lián)帶來了企業(yè)績效的惡化。

上述文獻為銀行關聯(lián)影響企業(yè)債務融資及其經(jīng)濟后果提供了許多實證證據(jù)，但遺憾的是，研究結論仍存在較大的分歧。而且，鮮有文獻關注銀行關聯(lián)對企業(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)，對企業(yè)如何在投資過程中配置資金非常關注。因此，從風險承擔的角度，本文檢驗銀行關聯(lián)對企業(yè)投資決策的影響。具體來說，本文將回答以下三個問題：第一，銀行關聯(lián)是否會影響企業(yè)投資決策過程中選擇風險性的投資項目？第二，不同的銀行關聯(lián)對風險承擔的影響是否存在差異？第三，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的影響在國有企業(yè)和非國有企業(yè)是否存在顯著的不同？從理論上說，銀行關聯(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，銀行關聯(lián)也可能加強銀行對企業(yè)的監(jiān)督，弱化管理者的風險偏好，從而促使企業(yè)選擇穩(wěn)健的投資策略。因此，銀行關聯(lián)究竟會提高還是降低企業(yè)風險承擔水平，這是一個需要進一步檢驗的實證問題。

一、理論分析與研究假設

(一)銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔

風險承擔反映了企業(yè)在投資決策過程中對投資項目的選擇，更低的風險承擔水平意味著企業(yè)放棄了更多高風險但預期凈現(xiàn)值為正的投資項目(John等，2008；余明桂等，2013)。Tobin(1969)認為，在完備的資本市場中，邊際Q能夠預測企業(yè)的真實投資水平，企業(yè)應該在邊際Q大于1時增加投資水平，直至邊際Q等于1。所以，為了最大化企業(yè)價值，管理者應該選擇所有預期凈現(xiàn)值大于0的投資項目。同時，根據(jù)Modigliani和Miller(1958)，在無摩擦的市場環(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值增值性的投資項目。然而，市場中存在的信息不對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，其對更具潛力的項目的投資將受到越嚴重的制約。也就是說，融資約束會影響企業(yè)在投資決策中對投資項目的選擇。因此，尋求能有效緩解融資約束問題的機制對于企業(yè)改善投資效率非常重要。

銀行關聯(lián)有助于企業(yè)獲得更多的債務融資，進而緩解融資約束問題。一方面，銀行關聯(lián)形成了企業(yè)的社會資本。通過各項社會資本獲取稀缺資源是中國企業(yè)經(jīng)營成功的關鍵因素之一(Bian和Soon，1997)，而各種“關系”是社會資本的重要內(nèi)容。Claessens和Fan(2002)提出，基于關系的交易在新興市場中非常重要。Allen等(2005)進一步認為，基于關系的非正式機制在很大程度上作為落后的正式制度的一種替代，支持著中國經(jīng)濟的高速增長。例如，政治關聯(lián)能有效幫助企業(yè)獲取更多的銀行貸款或進入政府管制行業(yè)，進而顯著提高企業(yè)績效(田利輝和張偉，2013)。另一方面，銀行關聯(lián)能降低企業(yè)與銀行之間的信息不對稱程度。有銀行工作背景的人士加入企業(yè)的董事會后，能獲知更多關于企業(yè)經(jīng)營狀況的信息，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?shù)馁J款供給決策(Dittmann等，2010)。

在許多國家，銀行仍然是企業(yè)外部融資的主要提供者(Qian和Strahan，2007)。對中國這個轉型經(jīng)濟體來說，相對于股票市場，銀行系統(tǒng)對企業(yè)投資活動的開展更是重要得多。Allan等(2005)發(fā)現(xiàn)，無論是在國有企業(yè)還是私有企業(yè)，銀行貸款始終是中國企業(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的貸款，企業(yè)將很難充分利用新的投資機會。由于具有銀行工作經(jīng)歷的董事會成員能夠為企業(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，銀行關聯(lián)可能促使企業(yè)更少放棄那些預期凈現(xiàn)值為正的風險性投資項目，使企業(yè)表現(xiàn)出更高的風險承擔水平。

基于以上分析，提出如下假設：

假設1：在其他條件一定的情況下，有銀行關聯(lián)的企業(yè)比無銀行關聯(lián)的企業(yè)具有顯著更高的風險承擔水平。

(二)銀行關聯(lián)、所有權性質與企業(yè)風險承擔

接下來，本文進一步分析所有權性質如何影響銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的作用。我們預期，企業(yè)所有權的國有性質會弱化銀行關聯(lián)對風險承擔的影響。

首先，國有企業(yè)的融資約束小于非國有企業(yè)。中國國有企業(yè)和非國有企業(yè)在銀行貸款的獲取方面存在顯著差異。由于政府對金融系統(tǒng)的控制，國有企業(yè)與國有商業(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融資。政府在資源配置過程中也傾向于為國有企業(yè)的貸款提供一種隱性擔保，從而增強國有企業(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)，中國的銀行將大部分信貸資源提供給了經(jīng)濟效率更低的國有企業(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)進一步為私有企業(yè)獲得銀行信用的難度大于國有企業(yè)提供了證據(jù)。同時，國有企業(yè)還能得到更多的政府補貼用于彌補經(jīng)營過程中現(xiàn)金流的不足。所以，如果銀行關聯(lián)會通過提供貸款便利緩解融資約束，進而影響企業(yè)投資決策中的風險選擇，那么，這種作用將主要存在于非國有企業(yè)。

其次，銀行關聯(lián)在影響國有企業(yè)代理問題方面的作用是有限的。一方面，國有企業(yè)需要承擔政府的許多社會性職能，其目標函數(shù)與企業(yè)價值最大化并不一致。所以，企業(yè)投資決策中的風險選擇可能需要基于政治性目標的實現(xiàn)來考慮，管理者的風險態(tài)度對國有企業(yè)這種扭曲性經(jīng)營目標的影響可能是微乎其微的。同時，政府為國有企業(yè)的銀行貸款提供了隱性的擔保，這意味著，對于作為債權人的銀行來說，其貸款的信用風險是比較低的，這恰好是銀行更愿意將貸款提供給國有企業(yè)的重要原因。由于銀行不需要過多擔心國有企業(yè)貸款無法收回的風險，那些來自銀行的企業(yè)高管也就不會過多干預企業(yè)對風險性投資項目的選擇。也就是說，銀行關聯(lián)的債務監(jiān)督假設和利益沖突假設在國有企業(yè)可能并不適用。因此，如果銀行關聯(lián)會降低企業(yè)的風險承擔水平，這也將主要存在于非國有企業(yè)。

基于以上分析，提出如下假設：

假設2：在其他條件一定的情況下，相對于非國有企業(yè)，銀行關聯(lián)對國有企業(yè)風險承擔的影響顯著更小。

二、研究設計

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)負債率大于1的樣本觀測值。最后，在剔除了存在缺失的變量值之后，分別獲得9793和12801個樣本觀測值。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)模型設定和變量定義

為了檢驗假設1，將待檢驗的模型設定為：

RiskTit=α+β1Bankit+β2Xit+εit

(1)

其中，RiskTit表示企業(yè)風險承擔的水平。根據(jù)已有的文獻(Boubakri et al.2013；余明桂等，2013)，采用企業(yè)盈利波動性(RiskT1)和股票回報波動性(RiskT2)作為風險承擔的替代性變量。其中，企業(yè)盈利的波動性(RiskT1)通過σ(ROAi)計算出，ROAi為企業(yè)i相應年度的息稅前利潤(EBIT)與當年末資產(chǎn)總額的比率。計算波動性時，我們以5年為一個觀測時段，采用的是年份滾動的方法。為了減弱行業(yè)特性的影響，先對企業(yè)每一年的ROA采用行業(yè)平均值進行調(diào)整，然后計算企業(yè)在每一觀測時段內(nèi)經(jīng)行業(yè)調(diào)整的ROA的標準差。企業(yè)股票回報的波動性(RiskT2)通過σ(Returni)計算出，Returni為企業(yè)i每個月的股票回報率。此時，我們以每一年為一個觀測時段計算波動性。

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、財務總監(jiān)或董事會成員(下文簡稱為“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)具有銀行關聯(lián)，變量Bankit定義為1，否則為0。有關總經(jīng)理、財務總監(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”的下級數(shù)據(jù)庫“董事會及管理者信息”，由手工收集整理而來。

X是由多個控制變量構成的向量，主要包括：(1)企業(yè)規(guī)模(Size)，定義為總資產(chǎn)的自然對數(shù)；(2)杠桿率(Leverage)，定義為總負債與總資產(chǎn)的比例；(3)銷售增長(Gsales)，定義為企業(yè)營業(yè)收入的年增長率；(4)期初績效(ROA)，定義為年度息稅前利潤(EBIT)與當年末資產(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后取自然對數(shù)，即ln(1+企業(yè)成立年限)；(6)所有權性質(State)，是一個虛擬變量，如果樣本企業(yè)的所有權是國有性質，則取1，否則取0；(7)兩職合一(Chairman)，如果企業(yè)的董事長同時兼任總經(jīng)理，則定義為1，否則為0；(8)獨立董事占比(Indep)，定義為企業(yè)董事會中獨立董事人數(shù)占董事會總人數(shù)的比例；(9)市場化進程(Index)，使用樊綱等(2011)編制的中國市場化總指數(shù)來定義。另外，相應的檢驗中還控制了行業(yè)(IndustryD)和年度(YearD)效應。

為了進一步厘清不同類型的銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的影響，我們將模型(1)中的變量Bankit予以拆解，拆解后的待檢驗模型設定為：

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)任銀行關聯(lián))。Bank_stateit代表企業(yè)有高管現(xiàn)在或曾經(jīng)在國有銀行任職(國有銀行關聯(lián))，Bank_ nonstateit代表企業(yè)有高管現(xiàn)在或曾經(jīng)在非國有銀行任職(非國有銀行關聯(lián))。RiskTit和控制變量向量X的定義與模型(1)一致。

為了檢驗假設2，將待檢驗的模型設定為：

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

(4)

模型(4)中的Stateit表示企業(yè)的所有權性質，如果是國有企業(yè)，則Stateit取值1，否則為0。根據(jù)假設2的分析，主要關注交互項Bankit×Stateit的系數(shù)。如果β3顯著小于0，則說明企業(yè)構建的銀行關聯(lián)對風險承擔的影響在國有企業(yè)更小。

(二)描述性統(tǒng)計特征

表1列出了企業(yè)銀行關聯(lián)和主要變量的描述性統(tǒng)計特征。其中，所有連續(xù)的財務特征變量均進行了上下1%的Winsorize處理。RiskT1的均值是0.0604，高于世界上其他主要國家在1999年至2007年間的均值(0.048)，但中位數(shù)(0.0348)低于對應的水平(0.037)。這反映出，我國絕大多數(shù)上市公司的風險承擔水平都要低于世界其他主要國家。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，2004年-2005年間，企業(yè)董事會有銀行家的比例大約為31%；在1994年前后，這一比例更是高達50.7%(Dittmann等，2010)。在美國，1988年-2001年間，董事會中有來自商業(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，中國的上市公司更少聘請具有銀行工作背景的人士擔任高管。在其他變量中，State的均值為0.6301，說明樣本企業(yè)有63.01%的比例為國有企業(yè)。

表1　描述性統(tǒng)計特征

表2列示了有銀行關聯(lián)的企業(yè)和沒有銀行關聯(lián)的企業(yè)這兩個子樣本之間在風險承擔水平上的差異。當以企業(yè)盈利的波動性(RiskT1)衡量風險承擔時，有銀行關聯(lián)子樣本組的風險承擔水平均值和中位數(shù)分別為0.0737和0.0401，均在1%的水平上顯著高于無銀行關聯(lián)子樣本組。然后，我們還以股票回報的波動性(RiskT2)作為企業(yè)風險承擔的替代變量，類似地，有銀行關聯(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聯(lián)子樣本組。這些數(shù)據(jù)反映的情況為本文的假設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使用獨立樣本t檢驗(2-tailed)，中位數(shù)差異的檢驗使用Wilcoxon軼和檢驗.

三、檢驗結果與分析

(一)銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔

表3列出了銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔相關關系的檢驗結果。前兩列是以企業(yè)盈利的波動性(RiskT1)衡量風險承擔水平。結果發(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)列中將相應控制變量放入模型，并同時控制行業(yè)效應和年度效應，此時，變量Bankit的系數(shù)估計值由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)股票月回報率的波動性(RiskT2)作為被解釋變量。檢驗結果發(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)列中加入八個控制變量后，Bankit的系數(shù)估計值由0.0102下降為0.0083，仍然在5%的水平上顯著為正。

表3　銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔

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

上述檢驗結果表明，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔具有顯著的積極影響。那些聘請具有銀行任職背景擔任高管來建立銀行關聯(lián)的企業(yè)，在投資決策的過程中更少放棄風險高但預期凈現(xiàn)值為正的投資機會，采取了更積極的投資策略。也就是說，銀行關聯(lián)對企業(yè)的風險承擔具有顯著的促進作用，這些發(fā)現(xiàn)與假設1的預期是一致的。

(二)不同類別的銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的影響

對模型(2)和模型(3)的檢驗結果列示于表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)估計值都要小于變量Bank_pastit的系數(shù)估計值。這表明，從管理者在銀行任職的時期角度看，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的促進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)歷對企業(yè)風險承擔并不具有顯著影響。第(2)列和第(4)列是將銀行任職經(jīng)歷變量細分為Bank_stateit和Bank_nonstateit后的檢驗結果。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)計意義上的顯著性。這表明，從管理者任職銀行的產(chǎn)權性質來看，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的促進作用主要發(fā)生在管理者的國有銀行任職經(jīng)歷，管理者的非國有銀行任職經(jīng)歷對企業(yè)風險承擔的影響并不顯著。

表4　不同類別的銀行關聯(lián)和企業(yè)風險承擔

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

究其原因，我們認為至少可能在于兩個方面。一方面，那些目前就職于銀行的高管人員和來自非國有銀行的高管人員具有更強的風險控制和風險管理意識，這會在一定程度上弱化管理者的風險偏好程度。因此，在參與企業(yè)的投資決策時，他們可能會更多地關注投資項目本身具有的風險，減少對高風險投資項目的選擇。另一方面，前文的理論分析表明，銀行關聯(lián)之所以會對企業(yè)風險承擔產(chǎn)生積極作用，主要是因為它能為企業(yè)帶來融資便利性。對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系，那么這些高管人員可能會更多地站在銀行的角度考慮企業(yè)對投資項目的選擇，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)債權人的利益不會受到損害。同樣地，對于具有非國有銀行任職經(jīng)歷的管理人員來說，當企業(yè)和銀行之間存在借貸關系時，由于非國有銀行會更注重控制信用風險，從而導致企業(yè)的投資決策更穩(wěn)健?？傊?，在企業(yè)進行投資決策的過程中，具有非國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企業(yè)選擇積極的投資策略，或至少不會鼓勵企業(yè)高風險承擔的投資行為。這與Anderson等(2001)的觀點是一致的，在一定程度上體現(xiàn)了債務監(jiān)督假設和利益沖突假設的分析。

(三)所有權性質、銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔

表5報告了對假設2的檢驗結果。其中，第(1)列和第(4)列對模型(4)的檢驗結果顯示出，在對總樣本的回歸中，銀行關聯(lián)變量Bankit的系數(shù)分別在1%和5%的水平上顯著為正。第(1)列中所有權性質變量Stateit的系數(shù)在1%的水平上顯著為負，表明國有企業(yè)具有顯著更低的風險承擔水平。交互項Bankit×Stateit的系數(shù)估計值分別為-0.0207和-0.0045，分別在5%和10%的水平上顯著為負。這說明，相對于非國有企業(yè)而言，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的促進作用在國有企業(yè)顯著更小。上述回歸結果支持假設2，為假設2提供了實證證據(jù)。

我們也將總樣本分為國有企業(yè)組和非國有企業(yè)組，采用模型(1)分別進行子樣本組的檢驗。表5的第(2)、(3)列和第(5)、(6)列分別列示了以不同的指標衡量企業(yè)風險承擔時的回歸結果。數(shù)據(jù)顯示，在對國有企業(yè)子樣本組的檢驗中，銀行關聯(lián)變量Bankit的系數(shù)為正，但并不顯著。在對非國有企業(yè)子樣本組的檢驗中，銀行關聯(lián)變量Bankit的系數(shù)估計值分別為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。這進一步說明，通過聘任具有銀行任職背景的人士擔任管理者構建的銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的促進效應主要體現(xiàn)在非國有企業(yè)。

表5　所有權性質、銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔

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

(四)穩(wěn)健性檢驗

為了確保上述研究結論的穩(wěn)健性，我們還執(zhí)行了如下測試：

1．內(nèi)生性問題

銀行關聯(lián)與企業(yè)風險承擔之間可能存在內(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)風險承擔，而是那些更可能選擇高風險投資項目的企業(yè)有意聘任了具有銀行任職背景的人士擔任管理者。為減弱變量內(nèi)生性的影響，我們進一步通過尋找銀行關聯(lián)變量的工具變量，采用兩階段回歸法重新進行檢驗。對模型(1)相應的檢驗結果報告于表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聯(lián)的工具變量。在表6的Panel B中，第一階段回歸結果顯示，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預測值來替代實際的Bankit。結果表明，變量Bankit(預測值)的系數(shù)仍然在1%的水平上顯著為正。

表6　穩(wěn)健性檢驗：工具變量法

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

2．重新定義“銀行關聯(lián)”

前面的檢驗將“企業(yè)的總經(jīng)理、財務總監(jiān)或董事會成員現(xiàn)在或曾經(jīng)在銀行工作過”定義為銀行關聯(lián)。事實上，國外文獻在檢驗銀行關聯(lián)對企業(yè)經(jīng)營決策的影響時，多數(shù)是針對“銀行家(banker)”是否在企業(yè)任職。因此，本文也將銀行關聯(lián)定義為“企業(yè)的總經(jīng)理、財務總監(jiān)或董事會成員現(xiàn)在或曾經(jīng)在銀行擔任過領導職位”。剔除了未擔任領導職務的樣本觀測值后，檢驗結果仍不存在實質性的改變。

四、結論與啟示

本文采用中國滬深交易所上市的非金融類企業(yè)的數(shù)據(jù)，分析和檢驗銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的影響。以企業(yè)董事、總經(jīng)理和財務總監(jiān)是否具有銀行任職背景作為銀行關聯(lián)的替代變量，檢驗結果發(fā)現(xiàn)，銀行關聯(lián)能顯著促進企業(yè)選擇更多有價值增值性的風險性投資項目，使企業(yè)呈現(xiàn)更高的風險承擔水平。然后，根據(jù)管理者在銀行任職的時間和任職銀行的產(chǎn)權性質，將銀行關聯(lián)分別分解為曾任的銀行關聯(lián)和現(xiàn)任的銀行關聯(lián)，以及國有銀行關聯(lián)和非國有銀行關聯(lián)。結果發(fā)現(xiàn)，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的影響主要存在于曾任的銀行關聯(lián)和國有的銀行關聯(lián)。進一步的檢驗結果顯示，銀行關聯(lián)對企業(yè)風險承擔的影響依賴于企業(yè)的所有權性質。相對于非國有企業(yè)，銀行關聯(lián)對國有企業(yè)風險承擔的影響顯著更小。

John等(2008)認為，不完善的產(chǎn)權保護制度會嚴重影響企業(yè)選擇風險性投資項目的積極性，進而阻礙經(jīng)濟的長期發(fā)展；而Allen等(2005)強調(diào)了基于關系的非正式機制對中國落后的正式制度的替代作用。本文的研究結果進一步證實了Allen等(2005)的結論。這意味著，在目前中國的制度環(huán)境下，銀行關聯(lián)可以作為落后的正式制度的一種替代性機制，幫助企業(yè)獲得銀行的信貸支持，通過提高企業(yè)的風險承擔最終促進企業(yè)發(fā)展和經(jīng)濟增長。這些發(fā)現(xiàn)不僅豐富和拓展了銀行關聯(lián)和企業(yè)風險承擔的有關文獻，還能為企業(yè)利用基于關系的非正式機制來優(yōu)化和改善投資決策中的資源配置提供一定的理論參考。

[參考文獻]

[1]Bian,Y.J.,A.Soon.Guanxi Networks and Job Mobility in China and Singapore[J].Social Forces,1997,(3):981-1005.

[2]Allen,F.,J.Qian,M.J.Qian.Law,Finance,and Economic Growth in China[J].Journal of Financial Economics,2005,(1):57-116.

[3]Allen,F.,J.Qian,C.Zhang,M.Zhao.China’s Financial System:Opportunities and Challenges[R].University of Pennsylvania:Working Paper,2011.

[4]鄧建平, 曾勇.金融關聯(lián)能否緩解民營企業(yè)的融資約束[J].金融研究,2011,(8).

[5]Kroszner,R.,P.Strahan.Bankers on Boards:Monitoring,Conflicts of Interest,and Lender Liability[J].Journal of Financial Economics,2001,(3):415-452.

[6]Dittmann,I.,E.Maug,C.Schneider.Bankers on the Boards of German Firms:What They do,What They are Worth,and Why They are (still) There[J].Review of Finance,2010,(1):1,37.

[7]Ciamarra,E.S.Monitoring by Affiliated Bankers on Board of Directors:Evidence from Corporate Financing Outcomes[J].Financial Management,2012,(3):665-702.

[8]Morck,R.,M.Nakamura.Banks and Corporate Control in Japan[J].Journal of Finance,1999,(1):319-339.

[9]Saito,T.,H.Odagiri.Intraboard Heterogeneity and the Role of Bank-dispatched Directors in Japanese Firms:An empirical Study[J].Pacific-Basin Finance Journal,2008,(5):572-590.

[10]Frydman,C.,E.Hilt.Predators or Watchdogs?Bankers on Corporate Boards in the Age of Finance Capitalism[R].Working Paper,NBER,2011.

[11]Guner,A.B.,U.Malmendier,G.Tate.Financial Expertise of Directors[J].Journal of Financial Economics,2008,(2):323,354.

[12]John,K.,L.Litov,B.Yeung.Corporate Governance and Risk Taking[J].Journal of Finance,2008,(4):1679-1728.

[13]余明桂,李文貴,潘紅波.管理者過度自信與企業(yè)風險承擔[J].金融研究,2013,(1).

[14]Tobin,J.A General Equilibrium Approach to Monetary Theory[J].Journal of Money,Credit,and Banking,1969,(1):15-29.

[15]Modigliani.F.,M.H.Miller.The Cost of Capital,Corporation Finance and the Theory of Investment[J].American Economic Review,1958,(3):261-297.

[16]Claessens,S.,J.P.H.Fan,Corporate Governance in Asia:A Survey[J].International Review of Finance,2002,(2):71-103.

[17]田利輝，張偉.政治關聯(lián)影響我國上市公司長期績效的三大效應[J].經(jīng)濟研究, 2013,(11):71-86.

[18]Qian,J.,P.E.Strahan.How Laws and Institutions Shape Financial Contracts：The Case of Bank Loans[J].Journal of Finance,2007,(6):2803-2834.

[19]余明桂,潘紅波.政治關系、制度環(huán)境與民營企業(yè)銀行貸款[J].管理世界，2008,(8).

[20]Boubakri,N.,J.Cosset,W.Saffar.The Role of State and Foreign Owners in Corporate Risk-Taking:Evidence from Privatization[J].Journal of Finance and Economics,2013,(4):641-658.

[21]樊綱,王小魯,朱恒鵬.中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2010年報告[M]. 北京：經(jīng)濟科學出版社,2011.

[22]Anderson C.W,T.L.Campbell II,N.Jayaraman,G.N.Mandelker.Bank Monitoring, Firm Performance,and Top Management Turnover in Japan[R].Working Paper,2011.

[責任編輯：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