財務(wù)公司慈善捐贈與銀團貸款

劉繼紅，李雙

(中南財經(jīng)政法大學(xué)會計學(xué)院，湖北武漢，430073)

一、引言

財務(wù)公司發(fā)起和參與銀團貸款，是非銀行金融機構(gòu)服務(wù)集團實體經(jīng)濟的重要體現(xiàn)。銀團貸款作為世界范圍內(nèi)企業(yè)融資的重要來源，其規(guī)模已經(jīng)超過了公共債務(wù)市場的融資[1]，而且越來越多的非銀行金融機構(gòu)參與其中，其發(fā)揮的作用也日趨重要[2]。與傳統(tǒng)的銀行金融機構(gòu)貸款(通常只涉及單個債權(quán)人)不同，銀團貸款是多家銀行或其他金融機構(gòu)聯(lián)合起來為同一貸款合同提供資金，由牽頭行發(fā)起貸款，并進行盡職調(diào)查和監(jiān)督，而參與行只負責(zé)提供貸款合同總額的部分資金[3]。因此，在牽頭行和參與行之間會產(chǎn)生額外的道德風(fēng)險，同時也會帶來借款人和貸款人之間的典型代理問題[4]。在企業(yè)集團中，財務(wù)公司屬于“內(nèi)部人”，“內(nèi)部人”參與的銀團貸款會面臨較低的信用風(fēng)險[5]，因為“內(nèi)部人”能減少借款人和貸款人之間的信息不對稱。為緩解銀團內(nèi)部的摩擦，銀團貸款參與者要求具備信息優(yōu)勢的一方(通常是“牽頭行”)承擔(dān)更多的貸款份額[6]。財務(wù)公司發(fā)起和參與銀團貸款，其主要目的是為集團成員從集團外部爭取資金，而非承擔(dān)更大份額的銀團貸款。財務(wù)公司是否會采取其他替代途徑來緩解與其他銀團貸款參與者之間的信息不對稱問題，從而減少在銀團貸款中承擔(dān)的份額，增加集團外部資金的融入？本文將從慈善捐贈這一角度對它和財務(wù)公司銀團貸款參與的關(guān)系展開研究。

Lopatta 等人發(fā)現(xiàn)，捐贈、履行社會責(zé)任會降低履行者和利益相關(guān)者之間的信息不對稱[7]。作為一種減少信息不對稱的途徑，捐贈是否是減少財務(wù)公司與其他銀團貸款參與者之間摩擦的有效手段？如果是，財務(wù)公司的捐贈活動是否增加了銀團貸款的可獲得性，減少了銀團貸款中承擔(dān)的份額？本文試圖對這一問題給出答案，并揭示非金融機構(gòu)參與銀團貸款的機理，為少有的中國市場銀團貸款研究提供證據(jù)支持。

慈善捐贈的研究主要發(fā)掘了捐贈的決定因素[8]，以及捐贈的動機和后果[9]。銀團貸款的文獻著重于解決銀團內(nèi)部的信息不對稱導(dǎo)致的銀團結(jié)構(gòu)和定價問題。目前對有關(guān)財務(wù)公司的研究主要集中在兩個方面：一方面是圍繞財務(wù)公司自身開展的研究，如發(fā)展模式、資金使用效率和風(fēng)險管控等；另一方面研究財務(wù)公司對集團成員企業(yè)的影響，如集團成員的創(chuàng)新產(chǎn)出、投資效率和融資約束等。而少有針對財務(wù)公司的捐贈行為和銀團貸款展開研究。

本文的研究貢獻主要體現(xiàn)在：①財務(wù)公司是具有中國特色的非銀行金融機構(gòu)，通過深入分析它的捐贈活動及經(jīng)濟后果，揭示非銀行金融機構(gòu)、非上市公司慈善捐贈的動機，豐富了非銀行金融機構(gòu)、非上市公司的相關(guān)研究；②在中國的銀團市場驗證了捐贈的戰(zhàn)略動機，揭示了慈善捐贈影響銀團貸款的機理，為少有的中國市場銀團貸款研究提供了證據(jù)支持，拓展了慈善捐贈和銀團貸款兩方面的文獻；③財務(wù)公司通過捐贈獲取銀團貸款，是非銀行金融機構(gòu)服務(wù)實體經(jīng)濟的重要體現(xiàn)，這為深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和金融改革提供了證據(jù)；④財務(wù)公司的員工特征對捐贈與銀團貸款的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，進一步證實了員工對組織經(jīng)濟行為的影響。

二、理論分析與研究假設(shè)

銀團貸款的特殊組織結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致銀團與借款企業(yè)之間的信息不對稱I，從而造成銀團內(nèi)部牽頭行與其他參與行之間的信息不對稱II 或摩擦[10]。為了減少銀團與借款企業(yè)之間的信息不對稱，聯(lián)合借款企業(yè)所在集團內(nèi)的財務(wù)公司作為銀團成員，可能是一種有效途徑。因為借款企業(yè)與財務(wù)公司處于同一企業(yè)集團，既是關(guān)聯(lián)方，又是財務(wù)公司常年服務(wù)的對象，財務(wù)公司具備更多借款企業(yè)的專有信息。相比沒有財務(wù)公司參與的銀團貸款，銀團與借款企業(yè)之間的信息不對稱程度I 得到了減輕。但是，財務(wù)公司與其他銀團成員之間依然存在某種程度的信息不對稱II，如圖1所示。

圖1 財務(wù)公司、捐贈與銀團貸款影響路徑及邏輯關(guān)系圖

在定價階段，參與行依賴財務(wù)公司評估借款企業(yè)的風(fēng)險。因此，具有信息優(yōu)勢的財務(wù)公司可能會保留較小的貸款份額，將更大比例的資金留給不知情的其他參與行。財務(wù)公司與借款企業(yè)是關(guān)聯(lián)方關(guān)系，為了結(jié)借款企業(yè)提供更好的銀團貸款條件，財務(wù)公司可能會向其他參與者隱瞞有關(guān)借款企業(yè)的部分不利信息，這更符合財務(wù)公司和集團的利益，同時也可避免貸款集中和相關(guān)信貸風(fēng)險。貸款發(fā)放后，其他參與者須依賴財務(wù)公司對借款企業(yè)進行監(jiān)管，而這種委托關(guān)系會引發(fā)另一種機會主義行為。因為財務(wù)公司負擔(dān)大部分監(jiān)督成本，但只分享部分利益。這會導(dǎo)致財務(wù)公司向處于信息劣勢的參與者“推送”更多低質(zhì)量的信貸，以幫助它承擔(dān)更多監(jiān)管成本。如果其他參與者對信用風(fēng)險存有擔(dān)憂，他們會要求財務(wù)公司持有更高比例的銀團貸款或者減少銀團貸款的總體規(guī)模。已有研究證明，要求具備信息優(yōu)勢的銀團成員持有更多份額的銀團貸款，是解決銀團內(nèi)部信息不對稱的有效措施[11]。

對于財務(wù)公司來說，一方面，參與銀團貸款是發(fā)展中間業(yè)務(wù)的創(chuàng)新渠道，有利于自身業(yè)務(wù)拓展。另一方面，從集團外部獲取更多資金，配合集團實體經(jīng)濟的發(fā)展，更符合集團的總體利益。為了協(xié)調(diào)自身發(fā)展和集團的總體利益，通過慈善捐贈提升聲譽，進而增加銀團貸款的參與度，同時增加集團外源性融資，是財務(wù)公司的最優(yōu)戰(zhàn)略選擇。已有的研究發(fā)現(xiàn)，慈善捐贈能提升企業(yè)聲譽[12]，有利于企業(yè)獲取戰(zhàn)略資源[8]。財務(wù)公司從事慈善捐贈符合“戰(zhàn)略性動機”，能增加財務(wù)公司銀團貸款的參與度。

財務(wù)公司通過慈善捐贈可以創(chuàng)建良好的聲譽，這種聲譽會導(dǎo)致它在銀團中的份額不同于其他銀團成員。因為一旦聲譽形成，它會約束具有信息優(yōu)勢的銀團成員的道德風(fēng)險[13]，銀團貸款參與者經(jīng)常依賴具有信息優(yōu)勢銀團成員的聲譽做貸款決策[14]。由于銀團成員是銀團市場的重復(fù)參與者，如果具有信息優(yōu)勢的銀團成員不履行調(diào)查和監(jiān)管等職責(zé)，就會帶來信譽和未來收入損失[15]。Gopalan 等就發(fā)現(xiàn)，當(dāng)牽頭行聲譽受損時，牽頭行持有更多銀團份額，但是對頂級牽頭行的銀團活動影響不明顯[6]。Panyagometh 和Roberts 也發(fā)現(xiàn)牽頭行聲譽與其保留的貸款比例負相關(guān)[16]。Amiram 等還發(fā)現(xiàn)聲譽高的牽頭行對信用違約互換增加牽頭行的銀團份額有調(diào)節(jié)作用[11]。可見，具有信息優(yōu)勢銀團成員的聲譽會影響銀團貸款結(jié)構(gòu)。因此，聲譽良好的財務(wù)公司會持有較少的銀團貸款份額。

慈善捐贈能傳遞出道德狀況良好的信號[12]，增加其他參與行對財務(wù)公司的信任。銀團內(nèi)部的信任減輕了他們之間因信息不對稱導(dǎo)致的代理問題，從而放松財務(wù)公司持有更多份額的銀團條款，降低財務(wù)公司的銀團貸款份額，幫助集團借款企業(yè)獲取更多外源性融資份額。已有的研究發(fā)現(xiàn)，金融機構(gòu)在貸款合約中也使用道德等“軟”信息來篩選借款人、確定貸款條 件[17]，因為“硬”信息(數(shù)量信息)并不總能緩解借貸雙方的信息不對稱問題[18]。Kim 等發(fā)現(xiàn)借款人的道德狀況好就可以讓銀團放松貸款利率等融資條件，這是因為商業(yè)道德是銀行貸款合同的重要決定因素[19]。良好的道德代表了不說謊、不欺騙或不偷竊[20]，是行為誠實的代名詞[21]。良好的道德是對誠實行為的承諾，可以避免機會主義，代表可信度[22]。因此，培育道德行為會增加商業(yè)伙伴的信任，減輕因防止機會主義行為導(dǎo)致的監(jiān)管[23]。這符合“信任可以減輕信息不對稱導(dǎo)致的代理問題”這一觀點[19]。

基于以上分析，財務(wù)公司通過慈善捐贈建立的聲譽，增加了財務(wù)公司銀團貸款的可獲得性和參與程度；由于聲譽的限制作用以及道德產(chǎn)生的信任效應(yīng)，財務(wù)公司的慈善捐贈改變了銀團貸款結(jié)構(gòu)，即減少了財務(wù)公司的銀團貸款份額，增加了其他參與行的份額。故有如下研究假設(shè)：

H1a 財務(wù)公司的慈善捐贈，增加了財務(wù)公司的銀團貸款參與度和銀團貸款額度；

H1b 財務(wù)公司的慈善捐贈，增加了其他參與行的貸款份額。

三、研究設(shè)計

(一)模型設(shè)定和變量定義

為檢驗假設(shè)H1a 和H1b，建立如下回歸模型：

模型(1)中，被解釋變量Syn為潛變量，代表財務(wù)公司參與銀團貸款的情況，從以下三個方面進行測度：①財務(wù)公司當(dāng)年是否參與銀團貸款業(yè)務(wù)(Syn_D)；②財務(wù)公司參與銀團貸款的規(guī)模(Syn_S)；③銀團貸款中非財務(wù)公司(其他參與行)承擔(dān)的比例(Syn_O)。解釋變量Don，表示財務(wù)公司的捐贈情況，借鑒李四海等的做法將其分為兩種衡量方式[9]：財務(wù)公司是否捐贈(Don_D)和捐贈規(guī)模(Don_A)。如果β1顯著為正，表明財務(wù)公司慈善捐贈顯著改善了銀團貸款的可獲得性和銀團貸款結(jié)構(gòu)，驗證了假設(shè)H1a 和H1b。

Ctrls表示控制變量，借鑒有關(guān)商業(yè)銀行的研究，本文控制了財務(wù)公司的資產(chǎn)規(guī)模(Size)、杠桿率(Lev)、盈利能力(ROA)、資本充足率(CAR)、存貸比(LDR)和成立年限(A_FC)。同時也控制了財務(wù)公司的員工數(shù)量(Num)、男性比例(Male)、平均年齡(Age)、學(xué)歷(Degree)以及職稱(Prof)。此外，控制變量市場化指數(shù)(Market)來自王小魯?shù)萚24]，但他們的指數(shù)沒有提供2015年的數(shù)據(jù)，故用最接近的2014年的數(shù)據(jù)替代。最后年度虛擬變量(Year)用于控制時間上不可觀測因素的影響。變量的詳細定義見表1。

(二)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文所使用的數(shù)據(jù)均來自2011—2016年《中國財務(wù)公司年鑒》。這期間的年鑒披露了2010—2015年財務(wù)公司的銀團貸款、相關(guān)財務(wù)指標(biāo)以及慈善捐贈情況。根據(jù)慈善捐贈披露的數(shù)據(jù)，整理了慈善捐贈的參與情況和金額。故此，本文選取2010—2015年的財務(wù)公司為研究樣本，并對數(shù)據(jù)進行以下處理：①剔除財務(wù)公司相關(guān)指標(biāo)缺失的樣本；②剔除財務(wù)公司慈善捐贈金額描述不確定的樣本，最終得到926 個觀測值。同時，為消除異常值的影響，用winsorize 對連續(xù)變量進行了1%和99%分位數(shù)的縮尾處理。

表1 變量及其定義

四、樣本分布及描述性統(tǒng)計

表2提供了樣本分布情況和相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。其中Panel A 報告了財務(wù)公司及其參與捐贈和銀團貸款的年度分布情況。可以看出，財務(wù)公司的數(shù)量呈逐年增長態(tài)勢，從2010年度的94 家增長到2015年的214 家；期間共有99 家財務(wù)公司有慈善捐贈行為，占總樣本的10.67%；173 家參與了銀團貸款，接近總樣本的20%。慈善捐贈和銀團貸款的年度分布沒有明顯的時間變化趨勢，但從總體上反映了財務(wù)公司慈善捐贈和銀團貸款的參與程度。

表2 樣本分布及描述性統(tǒng)計

從Panel B 報告的捐贈規(guī)模和銀團貸款規(guī)模來看，在99 家進行慈善捐贈的財務(wù)公司中，有56 家進行了現(xiàn)金捐贈，平均額度達17.25 萬元(e0.729*926/56-1)；在173 家參與銀團貸款的財務(wù)公司中，銀團貸款的平均規(guī)模約為22.7 億元((e2.725*926/173-1)萬元)，而其他參與行在銀團貸款中的份額約為90%(0.168*926/173)，即擁有信息優(yōu)勢的財務(wù)公司在銀團貸款中的份額只占到一成(100%-90%)，遠低于Amiram 等和Gadanecz 報告的牽頭行銀團份額32.9%和40.4%[11,13]，這說明財務(wù)公司參與銀團貸款的主要目的是從集團外部獲取財務(wù)資源。

從反映財務(wù)公司特征的變量來看，財務(wù)公司的平均資產(chǎn)規(guī)模為77.5 億元(e13.56)，設(shè)立時間大多在4年以上。平均資產(chǎn)收益率(ROA)為1.7%，說明財務(wù)公司有較好的盈利能力，而且盈利比較穩(wěn)定(標(biāo)準(zhǔn)差為0.008)；資產(chǎn)負債率(Lev)接近80%，表明財務(wù)公司是高負債運營，體現(xiàn)了金融機構(gòu)的典型特征；資本充足率(CAR)的均值和中位數(shù)分別為47.6%和29.3%，體現(xiàn)了財務(wù)公司抵御風(fēng)險的能力；存貸比(LDR)的均值和中位數(shù)分別為62.8%和56.4%，體現(xiàn)了財務(wù)公司較低的流動性風(fēng)險，這兩個指標(biāo)都符合金融機構(gòu)的監(jiān)管標(biāo)準(zhǔn)。財務(wù)公司員工規(guī)模大多在34 人以上，平均53 人，平均年齡35 歲，男性比例為50%，與女性員工持平，學(xué)歷中位數(shù)和均值均大于2，員工學(xué)歷以本科為主，高級職稱員工占12.3%。

Panel C 對比了是否有捐贈行為的財務(wù)公司銀團貸款的情況。無論是參與銀團貸款的比例(Syn_D)、銀團貸款總額(Syn_S)，還是銀團貸款中的外源融資份額(Syn_O)，其均值和中位數(shù)的差異檢驗全部在1%水平下顯著，有慈善捐贈的銀團貸款情況均好于沒有慈善捐贈的，初步說明慈善捐贈行為對財務(wù)公司參與銀團貸款有較大影響，單變量的檢驗支持了研究假設(shè)H1a和H1b。

五、實證結(jié)果

(一)主要回歸結(jié)果

表3第(1)—(3)列報告了財務(wù)公司慈善捐贈情況對財務(wù)公司銀團貸款的影響，第(4)—(6)列則列示了財務(wù)公司捐贈規(guī)模與其銀團貸款的關(guān)系。第(1)列Don_D的系數(shù)為0.858，Z 值為3.24，在1%水平下顯著，表明慈善捐贈帶來的銀團貸款參與概率顯著高于沒有慈善捐贈的銀團貸款參與概率，而沒有慈善捐贈的財務(wù)公司銀團貸款參與概率(Syn_D)為0.166(見表2PanelC，下同)，所以慈善捐贈能提高財務(wù)公司銀團貸款參與概率5 倍以上(0.858/0.166)，有顯著的經(jīng)濟意義。這充分說明了慈善捐贈的戰(zhàn)略價值，符合慈善捐贈有利于獲取戰(zhàn)略資源的動機。第(2)列的系數(shù)β1為5.601，對應(yīng)的T 值為3.31，也在1%水平下顯著，慈善捐贈帶來的銀團貸款總額(Syn_S)的增長效應(yīng)也超過2 倍(5.601/2.464)，說明慈善捐贈能為財務(wù)公司帶來更大規(guī)模的銀團貸款。第(3)列Don_D的系數(shù)β1=0.370，T 值也達到了3.06，慈善捐贈導(dǎo)致的銀團貸款外源融資比例(Syn_O)也提高了2.4 倍(0.370/0.153)，經(jīng)濟意義和統(tǒng)計意義也都具有顯著性。這表明有慈善捐贈的財務(wù)公司參與的銀團貸款外源融資比例更高，充分體現(xiàn)了財務(wù)公司通過慈善捐贈從集團外部獲取財務(wù)資源的能力。類似的結(jié)果也體現(xiàn)在第(4)—(6)列，慈善捐贈金額Don_A 的系數(shù)分別為0.047、0.406 和0.022，且在10%、5%和10%水平下顯著，這表明隨著慈善捐贈金額的增加，銀團貸款的參與度、銀團貸款總額和外源融資份額都會隨之增加，體現(xiàn)了捐贈規(guī)模對財務(wù)公司參與銀團貸款的積極影響。以上結(jié)果說明，財務(wù)公司的捐贈意愿和捐贈規(guī)模均顯著影響了其銀團貸款參與度、銀團貸款總額、其他參與行的貸款份額。這些結(jié)果與前述理論推導(dǎo)是一致的，支持了假設(shè)H1a 和H1b。

表3 財務(wù)公司慈善捐贈與銀團貸款業(yè)務(wù)的回歸結(jié)果

(二)截面分析

員工對組織的經(jīng)濟行為有重要影響，尤其是性別、年齡、學(xué)歷以及個人經(jīng)歷等特征會導(dǎo)致組織的行為差異。財務(wù)公司員工具備豐富的金融、財務(wù)從業(yè)經(jīng)驗，常年為集團內(nèi)成員提供金融服務(wù)，能為集團成員設(shè)計更加合適的銀團貸款方案和獲取渠道。基于慈善捐贈對銀團貸款產(chǎn)生的影響，財務(wù)公司員工特征差異也可能導(dǎo)致二者的關(guān)系不同，因此用員工特征做截面分析，以凸顯財務(wù)公司慈善捐贈在銀團貸款中的作用。

1.性別

大量研究結(jié)果表明，性別會導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)濟行為的差異化。相比女性，男性更加偏愛風(fēng)險[25-26]，開拓進取和創(chuàng)新的意識更強，男性員工比例越高的企業(yè)研發(fā)投入更多[27-28]；男性更能合理有效地分配資源[29]，也更擅長從社會網(wǎng)絡(luò)中獲得資源[30]。參與銀團貸款是財務(wù)公司中間業(yè)務(wù)創(chuàng)新的重要體現(xiàn)，而慈善捐贈有利于銀團貸款的獲取。因此，財務(wù)公司男性員工越多，越容易通過慈善捐贈獲取銀團貸款和更多集團外部的銀團份額。

表4Panel A 提供了以性別變量Male 分組的回歸結(jié)果。結(jié)果顯示，男性員工比例高的一組，其慈善捐贈與銀團貸款的回歸系數(shù)均顯著為正，而在男性比例低的一組中，二者的關(guān)系為不顯著的負相關(guān)，而且男性比例高的系數(shù)β1明顯高于低組的回歸系數(shù)。這說明男性的創(chuàng)新意識和戰(zhàn)略眼光，對慈善捐贈與銀團貸款之間的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用，男性比例越高，財務(wù)公司采取慈善捐贈策略獲取銀團貸款這一戰(zhàn)略資源的效應(yīng)越強。李四海等發(fā)現(xiàn)董事長為男性時，慈善捐贈更多，更有利于戰(zhàn)略資源獲取[9]，我們的實證結(jié)果與之一致。

表4 員工特征對慈善捐贈與銀團貸款關(guān)系的調(diào)節(jié)作用

2.年齡

年齡是從業(yè)經(jīng)驗的體現(xiàn)。財務(wù)公司員工的年齡越大，說明員工從事金融服務(wù)工作的經(jīng)驗越豐富。馬斯洛需求層次理論認為，隨著年齡的增加，人的需求層次也會逐漸提高，更加愿意承擔(dān)社會責(zé)任[31-32]。員工平均年齡越大，對財務(wù)公司慈善捐贈的認同感越強；金融從業(yè)經(jīng)驗越豐富，他們越能意識到慈善捐贈的戰(zhàn)略價值。因此，財務(wù)公司員工平均年齡越大，越可能通過慈善捐贈來獲取銀團貸款。

Panel B 中以變量Age 中位數(shù)的分組回歸結(jié)果也顯示，在員工平均年齡超過35 歲的財務(wù)公司中，慈善捐贈與銀團貸款的回歸系數(shù)均為正，且在1%水平下顯著，但在平均年齡低于中位數(shù)的組中，二者的回歸系數(shù)均遠小于高組對應(yīng)的系數(shù)，并且不顯著。分組對比的結(jié)果表明，年齡越大的員工對慈善捐贈的認同感越強，金融從業(yè)時間也越長，經(jīng)驗更豐富，更能意識到慈善捐贈的戰(zhàn)略價值，也更有利于財務(wù)公司銀團貸款業(yè)務(wù)的開展。

3.學(xué)歷

學(xué)歷代表著專業(yè)技術(shù)水平和認知能力。財務(wù)公司員工的學(xué)歷越高，表明財務(wù)公司員工的金融、財務(wù)等專業(yè)知識水平越高，更能意識到慈善捐贈帶來的戰(zhàn)略價值，更有利于財務(wù)公司開展銀團貸款服務(wù)。一般來說，學(xué)歷高還代表受教育和在校園熏陶的時間長，道德素質(zhì)更高，更關(guān)注社會問題[33]，更有利于企業(yè)社會責(zé)任的披露[32]。那么，財務(wù)公司員工的學(xué)歷層次越高，越能認同財務(wù)公司的慈善行為。因此，財務(wù)公司員工平均學(xué)歷越高，越可能以慈善捐贈來獲取銀團貸款。

Panel C 報告的是用Degree 中位數(shù)分組的估計結(jié)果。偶數(shù)列Don 的回歸系數(shù)不顯著，而且小于對應(yīng)奇數(shù)列顯著為正的回歸系數(shù)，這意味著只有在員工平均學(xué)歷高于中位數(shù)的組中，慈善捐贈與銀團貸款才存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。這些結(jié)果說明，員工學(xué)歷越高，認知能力、專業(yè)水平以及道德素養(yǎng)也越高，更能認同財務(wù)公司的捐贈行為及其戰(zhàn)略價值。因此在學(xué)歷高于中位數(shù)的組中，慈善捐贈與銀團貸款的關(guān)系更顯著。

(三)穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量

為了減少被解釋變量的測量誤差，夯實研究結(jié)論的有效性，我們又采用了兩種方式對解釋變量進行衡量：①由于銀團貸款規(guī)模有可能受到銀團貸款次數(shù)和財務(wù)公司自身規(guī)模的影響，因此用“平均每次銀團貸款規(guī)?！背浴柏攧?wù)公司資產(chǎn)”后的對數(shù)(Syn_S1)進行衡量，即Syn_S1=ln((銀團貸款總額/次數(shù))/財務(wù)公司期末資產(chǎn))；②“銀團貸款總額”扣除“財務(wù)公司承擔(dān)金額”后的對數(shù)(Syn_O1)，即Syn_O1= ln(銀團貸款總額-財務(wù)公司承擔(dān)金額)。分別用Syn_S1和Syn_O1替換Syn_S和Syn_O，再進行回歸，結(jié)果如表5所示。(1)、(2)列的結(jié)果顯示，有慈善捐贈的財務(wù)公司，其平均每次銀團貸款相對規(guī)模(Syn_S1)比沒有慈善捐贈的公司高0.100；同樣，其他參與行承擔(dān)的銀團貸款絕對份額(Syn_O1)，有慈善捐贈的財務(wù)公司比沒有的高5.428。Don_D的系數(shù)對應(yīng)的T 統(tǒng)計量也都超過了3，在1%水平下顯著。類似地，在(3)、(4)中，Don_A 的系數(shù)顯著為正，也就是說平均每次銀團貸款相對規(guī)模、其他參與行承擔(dān)的銀團貸款絕對份額也隨捐贈金額的增加呈正向變化。這說明財務(wù)公司慈善捐贈導(dǎo)致了銀團貸款狀況的差異，體現(xiàn)了慈善捐贈的戰(zhàn)略價值。替換兩個被解釋變量后回歸的結(jié)果進一步證實了我們的研究結(jié)論。

表5 替換銀團貸款衡量的回歸結(jié)果

替換被解釋變量后，財務(wù)公司員工特征分組的回歸結(jié)果如表6所示。在男性員工比例、平均年齡和學(xué)歷高于中位數(shù)的組中，無論慈善捐贈的虛擬變量(Don_D)還是金額(Don_A)均與Syn_S1、Syn_O1顯著正相關(guān)。但是在低于中位數(shù)的組中，回歸系數(shù)都不顯著，并且系數(shù)還明顯地小于對應(yīng)的高組。這說明在更換被解釋變量為“平均每次銀團貸款相對規(guī)模” 和“其他參與行承擔(dān)的銀團貸款絕對份額”后，員工的性別、年齡和學(xué)歷的正向調(diào)節(jié)作用仍然存在。

表6 替換銀團貸款衡量后員工特征分組的回歸結(jié)果

2.解釋變量滯后一期

前述表3—6 的回歸結(jié)果檢驗了“當(dāng)期”的慈善捐贈行為對“當(dāng)期”財務(wù)公司參與銀團貸款的影響，所有解釋變量和被解釋變量均為同年度數(shù)據(jù)。為了減少可能存在的內(nèi)生性問題，我們將“解釋變量”和“控制變量”滯后一期進行回歸。從表7可以看出，將慈善捐贈滯后一期后，樣本量縮減到708 個?；貧w結(jié)果顯示，是否慈善捐贈仍然會導(dǎo)致次年銀團貸款的差異，并且在1%水平下依然顯著；銀團貸款的5 個變量仍舊隨慈善捐贈金額的增加顯著提高。從顯著程度上看，表7的結(jié)果明顯好于表3和表5。解釋變量滯后一年的回歸結(jié)果一方面排除了聯(lián)立性偏誤導(dǎo)致的內(nèi)生性問題，另一方面也進一步增強了本文研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性。

3.PSM 配對回歸結(jié)果

自選擇偏誤也可能導(dǎo)致內(nèi)生性問題，為了減少這一偏誤，我們采用傾向性得分匹配(PSM)，選擇盡量接近的控制樣本。首先，利用虛擬變量“財務(wù)公司是否有慈善捐贈”(Don_D)以及“財務(wù)公司是否參與銀團貸款”(Syn_D)對所有控制變量進行回歸，每個觀測值得到一個分?jǐn)?shù)；然后分別在“沒有慈善捐贈”和“沒有參與銀團貸款”的財務(wù)公司中，為之匹配一個同年度、得分最接近的樣本，分別有99 和173 對(同表2-Panel A:樣本分布)，最后利用配對后的樣本進行回歸估計。其結(jié)果如表8所示。從第(1)、(7)列可以看出，這兩列的控制變量與Don_D和Syn_D均沒有顯著關(guān)系，說明“是否有捐贈”以及“是否參與銀團貸款”的財務(wù)公司特征非常近似，兩種配對的效果都較好。雖然第(10)和(12)列中Don 的系數(shù)不顯著，但是其系數(shù)仍然為正，另外8 個回歸模型中，Don_D的系數(shù)均在不同水平下顯著為正。這在一定程度上排除了自選擇偏誤可能導(dǎo)致的結(jié)論偏差。

表7 滯后一期慈善捐贈與銀團貸款的回歸結(jié)果

表8 PSM 配對回歸結(jié)果

表9 聚類標(biāo)準(zhǔn)誤回歸結(jié)果

4.聚類標(biāo)準(zhǔn)誤回歸結(jié)果

標(biāo)準(zhǔn)誤可能會影響回歸結(jié)果的顯著性，因為回歸系數(shù)對應(yīng)的統(tǒng)計量是“回歸系數(shù)”與“標(biāo)準(zhǔn)誤”之比。為了排除標(biāo)準(zhǔn)誤帶來的顯著性結(jié)果誤差，我們在財務(wù)公司層面對標(biāo)準(zhǔn)誤進行了聚類(cluster)，結(jié)果如表9所示。從Don_D和Don_A的10 個回歸結(jié)果來看，其系數(shù)與表3和表5的系數(shù)完全一致，雖然對應(yīng)統(tǒng)計量的值均有所下降，這歸因于聚類標(biāo)準(zhǔn)誤的提高，但系數(shù)的顯著程度沒有實質(zhì)性變化，表明聚類標(biāo)準(zhǔn)誤估計沒有影響我們的結(jié)論。

六、結(jié)論與啟示

本文在供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革和金融改革背景下，考察了財務(wù)公司慈善捐贈與銀團貸款業(yè)務(wù)之間的關(guān)系。實證結(jié)果表明，有慈善捐贈的財務(wù)公司，銀團貸款的參與概率、銀團貸款規(guī)模都顯著地高于沒有慈善捐贈的財務(wù)公司，而財務(wù)公司的銀團貸款參與份額顯著偏低，其他參與行承擔(dān)的銀團份額顯著偏高；同時，財務(wù)公司銀團貸款的參與概率、銀團貸款規(guī)模和其他參與行承擔(dān)的份額都隨捐贈金額的增加顯著升高。財務(wù)公司獲取銀團貸款的機制在于，慈善捐贈能提升財務(wù)公司聲譽，增加銀團貸款參與度；慈善捐贈能傳遞出財務(wù)公司道德良好的信號，增加其他銀團成員對財務(wù)公司的信任；聲譽能限制具有信息優(yōu)勢的財務(wù)公司的道德風(fēng)險，信任也可以減輕銀團內(nèi)部信息不對稱導(dǎo)致的代理問題，從而減少財務(wù)公司承擔(dān)的銀團貸款份額，使得財務(wù)公司幫助集團成員從集團外部獲得更多財務(wù)資源。財務(wù)公司的捐贈行為符合慈善捐贈的“戰(zhàn)略動機”，通過捐贈獲取銀團貸款，充分展現(xiàn)了非銀行金融機構(gòu)服務(wù)集團實體經(jīng)濟的方式和渠道。

財務(wù)公司員工的性別、年齡和學(xué)歷等特征，對慈善捐贈與銀團貸款的關(guān)系有正向調(diào)節(jié)作用。男性更有創(chuàng)新意識和戰(zhàn)略眼光，年齡大的員工金融從業(yè)時間也越長，員工學(xué)歷越高，認知能力、專業(yè)水平和道德素養(yǎng)也越高，年齡大、學(xué)歷高的員工對慈善捐贈的認同感更強，更能意識到慈善捐贈的戰(zhàn)略價值。因此，在員工男性比例高、平均年齡大、學(xué)歷高的財務(wù)公司，慈善捐贈對獲取銀團貸款的戰(zhàn)略效應(yīng)更顯著。這些正向調(diào)節(jié)效應(yīng)說明員工對組織經(jīng)濟行為有重要影響。

本文的研究對財務(wù)公司如何服務(wù)集團實體經(jīng)濟具有啟示作用，為加強財務(wù)公司與銀行之間的合作提供了思路，也對財務(wù)公司如何創(chuàng)新金融中間業(yè)務(wù)、深化產(chǎn)融結(jié)合有積極的借鑒作用。本文的研究進一步驗證了慈善捐贈的戰(zhàn)略價值，對非銀行金融機構(gòu)如何幫助企業(yè)獲取銀團貸款等戰(zhàn)略資源具有借鑒意義，對企業(yè)獲取戰(zhàn)略資源的路徑及渠道也有參考價值。財務(wù)公司的員工特征對捐贈與銀團貸款的關(guān)系有調(diào)節(jié)作用，進一步證實了員工對組織經(jīng)濟行為的影響，這為非銀行金融機構(gòu)雇員團隊建設(shè)提供了借鑒和參考。

由于財務(wù)公司相關(guān)信息披露不足，《中國財務(wù)公司年鑒》提供的數(shù)據(jù)有限，使得本文存在一定的局限性，不能像研究上市公司那樣得以開展。因此在實證檢驗方面，尤其是財務(wù)公司如何通過信任和聲譽機制來降低它與銀團貸款其他參與行之間的信息不對稱，這一作用機理和路徑尚需經(jīng)驗證據(jù)。隨著相關(guān)數(shù)據(jù)的披露和報告，特別是信息不對稱、信任和聲譽如果能被觀測到，這一領(lǐng)域的研究會得到進一步完善，研究過程中的科學(xué)性和結(jié)論的可靠性也將進一步增強。