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    區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合的影響

    2020-06-19 13:45:42謝軍夏婷方紅英曾萍
    財(cái)會月刊·下半月 2020年6期
    關(guān)鍵詞:產(chǎn)融結(jié)合

    謝軍 夏婷 方紅英 曾萍

    【摘要】以滬深A(yù)股2006 ~ 2018年的企業(yè)數(shù)據(jù)為樣本, 研究區(qū)域金融深化對企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合傾向的影響, 以及從產(chǎn)融結(jié)合動機(jī)差異的視角實(shí)證考察區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合深度的影響。 研究發(fā)現(xiàn):區(qū)域金融深化通過緩解融資約束降低了企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的傾向; 異質(zhì)性影響表明區(qū)域金融深化會加深戰(zhàn)略型產(chǎn)融結(jié)合深度、抑制投機(jī)型產(chǎn)融結(jié)合深度。 研究結(jié)果能夠幫助監(jiān)管機(jī)構(gòu)更好地監(jiān)督企業(yè)持股金融機(jī)構(gòu)的行為, 為深化金融領(lǐng)域改革提供理論支持, 并且為上市公司經(jīng)營者做出產(chǎn)融結(jié)合決策提供理論參考。

    【關(guān)鍵詞】區(qū)域金融深化;產(chǎn)融結(jié)合;投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合;戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合

    【中圖分類號】F272.3 ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】A ? ? ?【文章編號】1004-0994(2020)12-0146-6

    一、引言

    產(chǎn)融結(jié)合是指實(shí)體企業(yè)與金融企業(yè)為了共同的利益目標(biāo), 通過持股、控股和人事參與等方式促使兩者雙向互動地內(nèi)在融合, 包括實(shí)體資本進(jìn)入金融企業(yè)與金融資本進(jìn)入實(shí)體企業(yè)兩種模式。 受到法律和行業(yè)監(jiān)管的約束, 我國的產(chǎn)融結(jié)合更多地表現(xiàn)為“由產(chǎn)到融”, 即實(shí)體資本向金融企業(yè)滲透。 近年來, 隨著改革開放進(jìn)入攻堅(jiān)期和深水區(qū), 產(chǎn)融結(jié)合作為促進(jìn)實(shí)體企業(yè)轉(zhuǎn)型升級、提質(zhì)增效的重要手段而備受關(guān)注。 為支持金融領(lǐng)域深化改革, 支持重點(diǎn)領(lǐng)域大型制造業(yè)企業(yè)集團(tuán)加速開展產(chǎn)融結(jié)合試點(diǎn), 2016年工業(yè)和信息化部、中國人民銀行、銀行業(yè)監(jiān)督管理委員會聯(lián)合印發(fā)《加強(qiáng)信息共享 促進(jìn)產(chǎn)融合作行動方案》, 提出各地要高度重視建立和完善產(chǎn)融合作工作機(jī)制, 深入開展產(chǎn)融合作。 在上述政策的推動下, 越來越多實(shí)力雄厚的企業(yè)通過設(shè)立、并購、參股等方式投資金融機(jī)構(gòu)。

    隨著產(chǎn)融結(jié)合成為一股熱潮, 相關(guān)研究也成為熱點(diǎn)話題。 產(chǎn)融結(jié)合動因方面, 已有文獻(xiàn)表明, 上市公司出于降低交易費(fèi)用、緩解融資約束、獲得協(xié)同效應(yīng)、獲取超額收益等動機(jī)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合[1-4] 。 產(chǎn)融結(jié)合經(jīng)濟(jì)后果方面, 學(xué)者們一致認(rèn)為產(chǎn)融結(jié)合可以通過降低信息不對稱程度和向金融機(jī)構(gòu)信貸決策施加影響來緩解企業(yè)的融資約束[5] , 給予企業(yè)涉足金融行業(yè)的機(jī)會, 以提高企業(yè)的投資效率、優(yōu)化資產(chǎn)配置[6] , 并且企業(yè)經(jīng)營績效會隨著實(shí)體企業(yè)持股金融機(jī)構(gòu)比例的提高而顯著提升[1,3,7] 。 產(chǎn)融結(jié)合形成條件方面, 學(xué)術(shù)界認(rèn)為良好的制度環(huán)境、成熟的資本市場、雄厚的產(chǎn)業(yè)實(shí)力、專業(yè)化的人才是產(chǎn)融結(jié)合發(fā)展壯大的土壤[8,9] 。 通過對文獻(xiàn)的梳理發(fā)現(xiàn), 產(chǎn)融結(jié)合文獻(xiàn)集中于對其動機(jī)及經(jīng)濟(jì)后果的探討, 探索其形成條件的文獻(xiàn)較少, 且這類文獻(xiàn)集中于規(guī)范研究, 鮮有實(shí)證研究。

    據(jù)此, 本文選取滬深A(yù)股2006 ~ 2018年參股非上市金融機(jī)構(gòu)的上市公司數(shù)據(jù), 探究區(qū)域金融深化對企業(yè)是否實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合的影響, 以及從產(chǎn)融結(jié)合動機(jī)差異的視角實(shí)證考察區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合深度的影響。 本文的主要貢獻(xiàn)如下:①在我國深化金融領(lǐng)域改革的背景下, 考察區(qū)域金融深化對企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合決策的影響, 并進(jìn)一步研究在不同內(nèi)在因素驅(qū)動下, 區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合深度的影響是否存在異質(zhì)性, 拓展了現(xiàn)有文獻(xiàn)對產(chǎn)融結(jié)合形成條件的研究; ②探索區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合的影響路徑, 明確區(qū)域金融發(fā)展水平對產(chǎn)融結(jié)合的具體作用機(jī)理; ③為深化金融領(lǐng)域改革提供了微觀層面的企業(yè)支持, 并且為上市公司經(jīng)營者制定產(chǎn)融結(jié)合決策提供了理論參考。

    二、 理論分析與假設(shè)提出

    (一)區(qū)域金融深化對企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合傾向的影響

    長期以來, 我國各地區(qū)金融發(fā)展水平差異較大, 東部沿海地區(qū)聚集了較為豐富的金融資源, 中部次之, 西部地區(qū)金融資源較為匱乏。 金融化程度高的地區(qū), 制度環(huán)境較好, 信貸資源配置主要取決于市場規(guī)律和正式制度, 金融機(jī)構(gòu)的信貸決策會更加市場化; 在金融化程度低的地區(qū), 市場機(jī)制不健全, 信貸資源市場配置程度低, 非正式制度決定了資源調(diào)配的方向。 因此, 在金融化程度低的地區(qū), 實(shí)體企業(yè)參股金融機(jī)構(gòu)形成的“關(guān)系”作為一種非正式制度可以替代正式制度, 有助于金融機(jī)構(gòu)便利地搜集企業(yè)信息, 降低審批和監(jiān)督成本, 幫助企業(yè)在外部金融資源匱乏的情況下獲得更多的貸款機(jī)會, 緩解融資約束, 走出融資困境[10] 。 而在區(qū)域金融化程度高的地區(qū), 資本市場機(jī)制完善, 信息透明度大幅提高, 外部融資成本降低, 企業(yè)將由內(nèi)源型融資模式轉(zhuǎn)為外延式融資模式[11] , 產(chǎn)融結(jié)合對外部融資的替代效應(yīng)下降。

    產(chǎn)融結(jié)合作為一種內(nèi)源型融資模式, 雖然可以緩解企業(yè)融資約束、降低交易費(fèi)用和獲得協(xié)同效應(yīng), 但也會給企業(yè)經(jīng)營帶來結(jié)構(gòu)性風(fēng)險(xiǎn)和金融風(fēng)險(xiǎn)外溢[12] 。 產(chǎn)融結(jié)合過程中, 企業(yè)可能會過于關(guān)注金融資本運(yùn)營而偏離主營業(yè)務(wù)導(dǎo)致資產(chǎn)泡沫, 同時(shí)金融企業(yè)的風(fēng)險(xiǎn)會通過內(nèi)部關(guān)聯(lián)交易在集團(tuán)內(nèi)部傳導(dǎo), 增加經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)。 在金融化程度高的地區(qū), 金融資源豐富, 融資渠道多樣, 企業(yè)沒必要進(jìn)行以緩解融資約束為目的的產(chǎn)融結(jié)合, 增加企業(yè)的未知風(fēng)險(xiǎn)。 由于目前我國大部分企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的動因是形成融資平臺, 緩解企業(yè)融資約束, 解決資金短缺問題[1] , 基于區(qū)域金融深化能緩解企業(yè)融資約束從而降低產(chǎn)融結(jié)合傾向的作用路徑, 本文提出以下假設(shè):

    H1:區(qū)域金融化程度的提升會降低企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的傾向。

    (二)區(qū)域金融深化對企業(yè)產(chǎn)融結(jié)合深度的影響

    現(xiàn)有研究發(fā)現(xiàn), 產(chǎn)業(yè)資本對金融機(jī)構(gòu)的持股比例會顯著影響產(chǎn)融結(jié)合的有效性。 目前我國產(chǎn)融結(jié)合程度較低, 層次不深, 要想產(chǎn)融結(jié)合發(fā)揮正向作用, 持股比例存在一個(gè)臨界值。 持股比例高于臨界值時(shí), 認(rèn)為產(chǎn)融結(jié)合動因是戰(zhàn)略性的, 企業(yè)經(jīng)營發(fā)生了戰(zhàn)略性轉(zhuǎn)移, 隨著對金融機(jī)構(gòu)介入程度的加深, 企業(yè)能夠運(yùn)用控制權(quán)對金融機(jī)構(gòu)信貸決策施加重大影響, 用金融資本促進(jìn)產(chǎn)業(yè)資本的發(fā)展, 幫助其進(jìn)行產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張從而促進(jìn)經(jīng)營績效的提高。 持股比例低于臨界值時(shí), 則認(rèn)為產(chǎn)融結(jié)合動因是短期投機(jī), 企業(yè)對金融機(jī)構(gòu)的參與權(quán)和決策權(quán)十分有限, 反而易受金融企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)的波及[13] 。

    由于產(chǎn)融結(jié)合動因存在較大差異, 導(dǎo)致區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合深度的影響機(jī)制可能會發(fā)生變化。 對于戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合企業(yè), 隨著區(qū)域金融的深化, 企業(yè)出于戰(zhàn)略安排會深化產(chǎn)融結(jié)合。 產(chǎn)融結(jié)合只有在達(dá)到一定深度時(shí), 才能實(shí)現(xiàn)財(cái)務(wù)協(xié)同效應(yīng)和管理協(xié)同效應(yīng), 使金融資本與產(chǎn)業(yè)資本深度融合, 用金融資本促進(jìn)主業(yè)的發(fā)展。 而隨著區(qū)域金融化程度的提升, 金融市場規(guī)模更大, 各類金融服務(wù)質(zhì)量提升, 金融產(chǎn)品數(shù)量增加, 金融業(yè)能夠?yàn)槠髽I(yè)提供更多的金融資源來加深產(chǎn)融結(jié)合。 同時(shí), 外部制度完善、資本市場成熟、信息透明度提升為產(chǎn)業(yè)資本向金融資本滲透提供了良好的條件。 對于投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合企業(yè), 隨著區(qū)域金融的深化, 企業(yè)會降低產(chǎn)融結(jié)合深度。 首先, 隨著區(qū)域金融深化程度的提高, 各類金融產(chǎn)品和金融服務(wù)愈加豐富, 投資渠道多樣, 企業(yè)將分散投資, 而不僅僅局限于參股金融機(jī)構(gòu)來“掙熱錢”“掙快錢”; 其次, 在金融化程度高的地區(qū), 市場機(jī)制健全, 投資者保護(hù)水平高, 信息透明度提升, 企業(yè)的投機(jī)行為會得到有效的遏制。 綜上, 本文提出以下假設(shè):

    H2a:對于戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合企業(yè), 產(chǎn)融結(jié)合深度會隨著區(qū)域金融化程度的提升而提升。

    H2b:對于投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合企業(yè), 產(chǎn)融結(jié)合深度會隨著區(qū)域金融化程度的提升而降低。

    三、 研究設(shè)計(jì)與模型構(gòu)建

    (一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

    本文選取我國滬深A(yù)股2006 ~ 2018年參股非上市金融機(jī)構(gòu)的上市公司數(shù)據(jù)為樣本。 為保證數(shù)據(jù)的有效性, 剔除ST公司、金融行業(yè)公司以及樣本期間財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不完整的公司數(shù)據(jù)。 經(jīng)過上述處理最終得到總樣本①數(shù)量為27701, 進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)數(shù)量為4046, 其中具體披露對非上市金融機(jī)構(gòu)持股比例的樣本②數(shù)量為3849。 本文所用上市公司參股非上市金融機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)及相關(guān)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均源于WIND數(shù)據(jù)庫, CEO金融背景數(shù)據(jù)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。 計(jì)算區(qū)域金融深化FIR指標(biāo)所需數(shù)據(jù)來自于各年的《中國金融統(tǒng)計(jì)年鑒》, 并通過查找國家統(tǒng)計(jì)局、中國人民銀行、銀保監(jiān)會等網(wǎng)站補(bǔ)齊缺失數(shù)據(jù)。 為減少極端值對回歸結(jié)果的影響, 本文在1%和99%的水平上對所有連續(xù)變量進(jìn)行Winsorize縮尾處理。 本文使用的數(shù)據(jù)處理軟件是stata 15。

    (二)變量定義及說明

    1. 解釋變量。 H1的解釋變量為產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性(Pro), 即企業(yè)當(dāng)年是否參股非上市金融機(jī)構(gòu), 是取1, 否則取0。 H2的解釋變量為產(chǎn)融結(jié)合深度(Finhold), 即企業(yè)參股非上市金融機(jī)構(gòu)持股比例, 當(dāng)參股多家非上市金融機(jī)構(gòu)時(shí), 取最大值。

    2. 戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合與投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合劃分說明。 目前學(xué)者對究竟多高的持股比例才能對金融機(jī)構(gòu)產(chǎn)生實(shí)質(zhì)性影響尚未達(dá)成一致意見。 張慶亮、孫景同[13] 提出產(chǎn)融結(jié)合臨界值假說, 認(rèn)為10%是產(chǎn)融結(jié)合發(fā)揮正向作用最低的參股比例。 持股10%以下是投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合, 對金融機(jī)構(gòu)的參與權(quán)和決策權(quán)有限, 從而對經(jīng)營績效的作用不顯著; 持股10%以上是戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合, 可以通過對金融機(jī)構(gòu)施加影響來促進(jìn)實(shí)體產(chǎn)業(yè)的擴(kuò)張。 但杜傳忠等[3] 指出持股金融機(jī)構(gòu)比例高于5%時(shí), 產(chǎn)業(yè)資本和金融資本形成深層次互動帶來的規(guī)模經(jīng)濟(jì)、協(xié)同效益使得企業(yè)的綜合效率、生產(chǎn)效率與之呈顯著正相關(guān)關(guān)系。 同時(shí), 關(guān)于新興市場國家的文獻(xiàn)通常將5%的持股比例作為是否存在金融機(jī)構(gòu)股權(quán)關(guān)聯(lián)的分界點(diǎn)[14,15] 。 證監(jiān)會頒布的《上市公司信息披露管理辦法》明確規(guī)定, 企業(yè)年度報(bào)告中應(yīng)當(dāng)公開披露持股5%以上股東的相關(guān)信息, 可知在監(jiān)管層面, 5%是股權(quán)關(guān)聯(lián)的重要節(jié)點(diǎn)。 借鑒已有文獻(xiàn)及監(jiān)管規(guī)定, 結(jié)合我國產(chǎn)融結(jié)合層次不深的現(xiàn)狀, 將持股比例5%作為劃分產(chǎn)融結(jié)合動因的分界點(diǎn), 對H2進(jìn)行驗(yàn)證。 即:持股金融機(jī)構(gòu)比例高于5%時(shí), 是戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合; 持股金融機(jī)構(gòu)比例低于5%時(shí), 是投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合。

    3. 被解釋變量。 區(qū)域金融化程度(FIR)即某個(gè)區(qū)域內(nèi)金融深化的程度, 包括區(qū)域內(nèi)金融總量擴(kuò)大和區(qū)域內(nèi)金融效率提升兩個(gè)方面。 現(xiàn)有文獻(xiàn)一般以國家或地區(qū)來劃分區(qū)域, 但由于我國幅員遼闊、各省份金融發(fā)展水平差異較大, 本文選取行政區(qū)域劃分進(jìn)行分省研究。 金融相關(guān)比率、貨幣化率指標(biāo)和證券化率是衡量區(qū)域金融化程度的常用指標(biāo), 其中金融相關(guān)比率是最直觀、全面且認(rèn)可度較高的指標(biāo)。 本文借鑒雷蒙德[16] 提出的金融相關(guān)比率測量方法, 采用各地區(qū)本年度金融機(jī)構(gòu)存貸款余額、股票市價(jià)總值和保費(fèi)收入之和與該地區(qū)當(dāng)年GDP的比值來衡量當(dāng)?shù)亟鹑诎l(fā)展水平, 體現(xiàn)區(qū)域金融深化的動態(tài)變化過程。 隨后將上市公司注冊地所在省份與計(jì)算出的FIR指標(biāo)相匹配。

    4. 控制變量。 參考產(chǎn)融結(jié)合相關(guān)文獻(xiàn), 選取如下控制變量:CEO金融背景(Finback)、企業(yè)規(guī)模(Size)、上市年限(Age)、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)、總資產(chǎn)收益率(ROA)、企業(yè)成長性(Growth)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Property)并控制年份和行業(yè)效應(yīng)。 具體變量定義見表1。

    (三)模型設(shè)定

    本文以持股比例5%為分界點(diǎn)劃分戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合和投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合, 對樣本分組進(jìn)行OLS回歸觀察其系數(shù)差異。 若戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合組中β1顯著為正、投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合組中β1顯著為負(fù), 則H2成立。

    四、 實(shí)證結(jié)果分析

    (一)描述性統(tǒng)計(jì)

    對總樣本①進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn), 約14.61%的企業(yè)進(jìn)行了產(chǎn)融結(jié)合, 說明上市公司持股非上市金融機(jī)構(gòu)的現(xiàn)象較為普遍。 區(qū)域金融化程度(FIR)最大值為26.617, 最小值為1.401, 極值差異大, 符合我國金融發(fā)展不平衡的現(xiàn)狀。

    對樣本②進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn), 進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的企業(yè)中, 我國上市公司持股非上市金融機(jī)構(gòu)比例整體水平較低, 中位數(shù)為3.12%, 標(biāo)準(zhǔn)差為15.844, 企業(yè)在產(chǎn)融結(jié)合深度上存在較大差異。 進(jìn)一步將樣本②劃分為戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合組(簡稱“戰(zhàn)略組”)與投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合組(簡稱“投機(jī)組”), 發(fā)現(xiàn)投機(jī)組樣本量為2301, 占比較大。 并且戰(zhàn)略組區(qū)域金融化程度、CEO金融背景、企業(yè)規(guī)模、總資產(chǎn)收益率、企業(yè)成長性均值與中位數(shù)均高于投機(jī)組, 說明中小企業(yè)、盈利能力較差的企業(yè)更傾向于實(shí)施投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合(描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果未展示)。

    (二)相關(guān)性分析

    對總樣本①和樣本②分別進(jìn)行Pearson檢驗(yàn), 發(fā)現(xiàn)各變量間相關(guān)系數(shù)較小, 最大值僅為0.35, 說明回歸模型不存在多重共線性問題。 為穩(wěn)健起見, 進(jìn)行VIF檢驗(yàn), VIF值均低于3, 說明數(shù)據(jù)可用于實(shí)證分析。 此外, 發(fā)現(xiàn)區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān), 相關(guān)系數(shù)為-0.039, 初步支持H1(相關(guān)性分析結(jié)果未展示)。

    (三)實(shí)證檢驗(yàn)

    表2是針對H1的Logistics回歸結(jié)果。 由于教育行業(yè)44個(gè)觀測樣本未發(fā)生產(chǎn)融結(jié)合, 區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性(Pro)之間的概率無法估計(jì)而被剔除, 回歸模型中的樣本量為27657。 由表2可知, 區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性的系數(shù)為-0.026, 在1%的水平上顯著, 表明區(qū)域金融化程度越高, 產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生的可能性越小, 與H1相符。 控制變量方面, CEO金融背景、企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、上市年限與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性均顯著正相關(guān), 說明專業(yè)的金融人才、雄厚的產(chǎn)業(yè)實(shí)力、較長的上市時(shí)間、國有企業(yè)屬性會提高企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的傾向。 近年來, 國家政策積極引導(dǎo)企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合, 國有企業(yè)出于政策迎合動機(jī)紛紛設(shè)立財(cái)務(wù)公司、涉足金融業(yè), 而且國有企業(yè)雄厚的產(chǎn)業(yè)實(shí)力為進(jìn)入金融業(yè)提供了良好條件, 這與本文國有企業(yè)傾向于進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的結(jié)果相一致。 資產(chǎn)負(fù)債率、企業(yè)成長性與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性顯著負(fù)相關(guān), 說明低資產(chǎn)負(fù)債率和低成長性的企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合的傾向更高。 當(dāng)企業(yè)主營業(yè)務(wù)受限、發(fā)展前景不明朗時(shí), 會有更強(qiáng)烈的動機(jī)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合, 期望獲取金融業(yè)的高額收益、提高投資效率。

    表3列示了不同產(chǎn)融結(jié)合動因下, 區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合深度的分組檢驗(yàn)結(jié)果。 結(jié)果顯示:區(qū)域金融化程度在投機(jī)組中的系數(shù)為-0.053, 顯著為負(fù); 而在戰(zhàn)略組中的系數(shù)為0.475, 顯著為正。 對投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合而言, 隨著區(qū)域金融化程度的提升, 產(chǎn)融結(jié)合深度會下降; 對戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合而言, 隨著區(qū)域金融化程度的提升, 產(chǎn)融結(jié)合深度會加深。 可知, 區(qū)域金融深化會抑制投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合、深化戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合, 對產(chǎn)融結(jié)合深度產(chǎn)生異質(zhì)性影響。 此結(jié)果支持H2a、H2b。

    五、 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

    (一)分樣本檢驗(yàn)

    由于制造業(yè)具有穩(wěn)定性, 并且占樣本半數(shù)以上, 因而使用制造業(yè)作為子樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn), 消除行業(yè)差異對回歸結(jié)果的影響。 表4列示了穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果, 仍支持H1和H2a、H2b。

    (二)安慰劑檢驗(yàn)

    受數(shù)據(jù)所限, 可能仍存在遺漏關(guān)鍵變量和變量測量誤差所帶來的內(nèi)生性問題, 如企業(yè)從區(qū)域外引入金融支持等。 本文參考周茂等[17] 的安慰劑檢驗(yàn)方法, 對區(qū)域金融化程度指標(biāo)進(jìn)行安慰劑檢驗(yàn)。 通過打亂企業(yè)與地區(qū)之間一一對應(yīng)的關(guān)系, 消除區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性之間的其他影響。 如果區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性的相關(guān)系數(shù)不再顯著, 說明遺漏的變量幾乎不會對估計(jì)結(jié)果產(chǎn)生影響, 之前的假設(shè)驗(yàn)證是穩(wěn)健的; 如果區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性的相關(guān)系數(shù)仍然顯著, 說明區(qū)域金融化程度不會對產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性產(chǎn)生影響, 兩者之間存在偽相關(guān)。 為解決此問題, 本文讓區(qū)域金融化程度對產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性的影響變得隨機(jī)(使用計(jì)算機(jī)自動生成), 再使此隨機(jī)過程重復(fù)1000次, 提取出區(qū)域金融化程度對產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性影響的相關(guān)系數(shù)和對應(yīng)p值, 并對1000個(gè)p值繪制直方圖呈現(xiàn)其趨勢。 制作的直方圖如圖1 ~ 圖3所示。 從圖1 ~ 圖3中可知, 三組安慰劑檢驗(yàn)的p值均在0.5左右, 遠(yuǎn)高于顯著性水平要求的0.1。 這說明區(qū)域金融化程度對產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性的影響不再顯著, 因此可以反推, 原始區(qū)域金融化程度與產(chǎn)融結(jié)合發(fā)生可能性的相關(guān)關(guān)系是真實(shí)的, 即區(qū)域金融深化會降低企業(yè)進(jìn)行產(chǎn)融結(jié)合的傾向, 加深戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合的深度、降低投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合的深度。

    六、 結(jié)論與建議

    產(chǎn)融結(jié)合作為一種新型組織形式, 可以整合產(chǎn)業(yè)資本研發(fā)先進(jìn)技術(shù)和金融資本專業(yè)化人才、信息和資金等優(yōu)勢, 實(shí)現(xiàn)優(yōu)勢互補(bǔ), 在我國經(jīng)濟(jì)中占據(jù)重要地位。 在此背景下, 本文以2006 ~ 2018年非金融上市公司持股非上市金融機(jī)構(gòu)數(shù)據(jù)為樣本, 從外部制度層面探討了區(qū)域金融深化對產(chǎn)融結(jié)合的影響。 研究發(fā)現(xiàn):區(qū)域金融深化會降低企業(yè)實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合的傾向; 異質(zhì)性影響檢驗(yàn)表明, 區(qū)域金融深化會加深戰(zhàn)略性產(chǎn)融結(jié)合深度、抑制投機(jī)性產(chǎn)融結(jié)合深度。 基于以上研究, 本文提出如下建議:

    從企業(yè)層面來看, 目前我國產(chǎn)融結(jié)合現(xiàn)象普遍存在。 傳統(tǒng)行業(yè)產(chǎn)能過剩嚴(yán)重, 產(chǎn)融結(jié)合為企業(yè)提供了涉足金融行業(yè)的路徑, 對于優(yōu)化企業(yè)資本配置結(jié)構(gòu)、提高投資效率有著重要作用。 但在實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合時(shí)應(yīng)當(dāng)注意以下問題。 首先, 企業(yè)在實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合時(shí)應(yīng)當(dāng)結(jié)合自身實(shí)際情況, 綜合考慮資產(chǎn)負(fù)債率、是否擁有金融專業(yè)人才、發(fā)展戰(zhàn)略等決定是否涉足金融機(jī)構(gòu)及涉足的時(shí)機(jī)和深度。 其次, 企業(yè)應(yīng)當(dāng)以主業(yè)為重, 在此基礎(chǔ)上引導(dǎo)金融資本為主業(yè)服務(wù), 實(shí)現(xiàn)金融資本與產(chǎn)業(yè)資本的協(xié)同效應(yīng), 規(guī)避企業(yè)“脫實(shí)向虛”“主業(yè)空心化”等風(fēng)險(xiǎn)。 最后, 提升產(chǎn)融結(jié)合深度。 以投機(jī)和融資便利為目的的淺層次產(chǎn)融結(jié)合難以對金融機(jī)構(gòu)造成實(shí)質(zhì)性的影響, 產(chǎn)業(yè)和效益擴(kuò)張目標(biāo)難以實(shí)現(xiàn), 反而暗藏著巨大的風(fēng)險(xiǎn)。 深層次產(chǎn)融結(jié)合可以通過控制金融機(jī)構(gòu), 以金融資本壯大實(shí)體經(jīng)營, 實(shí)現(xiàn)業(yè)務(wù)協(xié)同、管理協(xié)同和財(cái)務(wù)協(xié)同, 提升企業(yè)競爭力。

    從政府層面來看, 政府應(yīng)當(dāng)深化金融體制改革, 減少政府干預(yù), 鼓勵金融市場繁榮發(fā)展, 以改善金融生態(tài)環(huán)境來幫助中小企業(yè)紓解融資困境。 同時(shí), 應(yīng)建立完善的產(chǎn)融結(jié)合準(zhǔn)入和退出機(jī)制, 鼓勵主業(yè)經(jīng)營良好、產(chǎn)業(yè)實(shí)力雄厚、償債能力較強(qiáng)的優(yōu)質(zhì)企業(yè)進(jìn)行深層次產(chǎn)融結(jié)合, 實(shí)現(xiàn)提質(zhì)增效、產(chǎn)業(yè)擴(kuò)張、優(yōu)勢互補(bǔ)等目標(biāo), 對于實(shí)施產(chǎn)融結(jié)合的主業(yè)發(fā)展受限企業(yè)及中小企業(yè)應(yīng)當(dāng)重點(diǎn)監(jiān)管, 警惕投機(jī)風(fēng)險(xiǎn)。

    【 主 要 參 考 文 獻(xiàn) 】

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    [ 3 ] ? 杜傳忠,王飛,蔣伊菲.中國工業(yè)上市公司產(chǎn)融結(jié)合的動因及效率分析——基于參股上市金融機(jī)構(gòu)的視角[ J].經(jīng)濟(jì)與管理研究,2014(10) :84 ~ 90.

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