國有股權參股、融資約束與民營企業(yè)金融資產投資※

劉惠好 焦文妞

內容提要：利用2007-2019年中國滬深兩市A股非金融類民營上市企業(yè)的財務數據，實證檢驗了國有股權參股對民營企業(yè)融資約束和金融資產投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，國有股權參股能夠有效緩解民營企業(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生性偏誤并進行一系列穩(wěn)健性檢驗后，上述結論依然成立。此外，國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用在規(guī)模較小、全要素生產率較低的企業(yè)以及經濟政策不確定性較小的環(huán)境中表現(xiàn)得更加明顯。進一步研究表明，融資約束機制在國有股權參股與民營企業(yè)金融資產投資之間表現(xiàn)為中介效應，而監(jiān)督治理機制表現(xiàn)為遮掩效應，這是國有股權參股促進民營企業(yè)金融化的主要原因。

一、 引 言

中國的數據顯示，2019年1-7月份，民營企業(yè)稅收占比56.9%；截至2019年底，民營企業(yè)數量超3500萬戶，為城鎮(zhèn)居民提供就業(yè)崗位1.45億個以上；2020年，規(guī)模以上民營工業(yè)企業(yè)發(fā)明專利申請數占比78.1%?？梢钥闯?，民營經濟在財政收入、就業(yè)增加以及技術創(chuàng)新等方面發(fā)揮著不可替代的作用，正逐步成為國民經濟高速高質發(fā)展的重要力量。而由于信貸資金配置中長期存在“所有制歧視”與“規(guī)模歧視”，國內大部分金融資源流向了國有企業(yè)，民營企業(yè)則面臨著較為嚴重的融資約束問題(宋增基等，2014)。新時代背景下，混合所有制改革成為發(fā)展民營經濟與培育新動能的重要路徑。2013年11月，《中共中央關于全面深化改革若干重大問題的決定》指出要積極發(fā)展混合所有制經濟；2015年9月，《國務院關于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經濟的意見》明確提出“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)”。作為混合所有制改革的一種重要形式，國有股權參股是否能夠有效緩解民營企業(yè)資金壓力，服務實體經濟？這是本文的關注焦點。

本文以中國滬深兩市A股非金融類民營上市公司為研究樣本，探究了國有股權參股對民營企業(yè)融資約束以及金融資產投資的影響。結果表明，國有股權參股降低了民營企業(yè)的融資約束程度，且具有統(tǒng)計顯著性和經濟顯著性。此外，在規(guī)模較小、全要素生產率較低的企業(yè)以及經濟政策不確定性下降時，國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用更大。進一步研究發(fā)現(xiàn)，國有股權參股對民營企業(yè)金融資產投資具有促進作用。機制檢驗表明，國有股權參股通過監(jiān)督治理路徑降低了民營企業(yè)金融資產占比，而融資約束的緩解極大地促進了民營企業(yè)金融化，使得監(jiān)督治理路徑表現(xiàn)出遮掩效應，融資約束路徑表現(xiàn)出中介效應。

本文的邊際貢獻主要體現(xiàn)在以下兩點：第一，考察了國有股權參股在不同宏觀環(huán)境下對不同類型民營企業(yè)融資約束的差異化影響，發(fā)現(xiàn)國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用在經濟政策不確定性下降以及規(guī)模較小、全要素生產率較低的企業(yè)中表現(xiàn)得更為明顯；第二，研究發(fā)現(xiàn)國有股權參股通過降低代理成本抑制了金融資產投資，而融資約束的緩解又極大地促進了企業(yè)金融化，這是國有股權參股提高民營企業(yè)金融資產投資的主要原因。

二、 文獻綜述

國有股權問題在世界范圍內普遍存在。關于國有股權的作用，已有研究主要提出了“社會觀”“政治觀”和“代理觀”三種觀點?！吧鐣^”(Social View)以制度經濟學理論為基礎，認為當國有股權的社會效益超過成本時，可被用于解決壟斷、不完全信息以及外部性等市場失靈問題，以促進經濟發(fā)展和提高社會福利?！罢斡^”(Political View)認為，國有股權是官員追求個人目標的一種機制，比如就業(yè)最大化或扶持關聯(lián)型企業(yè)，因而是低效率的。“代理觀”(Agency View)與“社會觀”一致，認為創(chuàng)建國有股權的目的是實現(xiàn)社會福利的最大化，但會產生腐敗和分配不當，而內部代理成本的上升則會削弱國有企業(yè)的管理激勵程度。因此，國有股權的效率最終取決于內部效率與配置效率之間的權衡(La Porta等，2002)。

關于國有資本參股非國有企業(yè)的研究相對較少，現(xiàn)有文獻主要將國有資本參股視為非國有企業(yè)建立政治關聯(lián)的一種重要渠道。有學者認為，民營企業(yè)通過引入國有資本建立政治關聯(lián)，能夠拓寬其信貸融資渠道，緩解企業(yè)融資約束，促進企業(yè)投資。宋增基等(2014)較早探究了國有股權參股與民營控股企業(yè)債務融資的關系，發(fā)現(xiàn)與不含國有股權的民營企業(yè)相比，含有國有股權的民營企業(yè)能夠獲得更多的信貸資源與更長的貸款期限。羅宏和秦際棟(2019)研究了國有股權參股對家族企業(yè)創(chuàng)新投入的影響，發(fā)現(xiàn)國有股權參股能夠提高企業(yè)的創(chuàng)新意愿，增加創(chuàng)新活動的資金來源，進而有效促進家族企業(yè)的創(chuàng)新投入。韋浪和宋浩(2020)發(fā)現(xiàn)國有股權參股能夠緩解民營企業(yè)的融資約束和過度投資行為，進而降低企業(yè)的現(xiàn)金持有水平。也有學者認為，政治關聯(lián)會加大民營企業(yè)的融資難度：一方面，政治關聯(lián)型企業(yè)往往具有更高的杠桿率和風險水平，因此在借款時需要承擔更高的融資成本；另一方面，國有資本參股會侵占民營企業(yè)資源，降低民營企業(yè)績效以及外部投資者的投資，從而加大融資難度。Bliss和Gul(2012)研究了馬來西亞的政治關聯(lián)型企業(yè)與其債務融資成本之間的關系，發(fā)現(xiàn)具有政治關聯(lián)的企業(yè)由于杠桿率較高，違約風險較大，因此會被收取更高的借款利率。王凱和武立東(2015)基于政治關聯(lián)視角研究了國有股份對民營企業(yè)融資約束的影響，發(fā)現(xiàn)股權層面的政治關聯(lián)促進了企業(yè)現(xiàn)金-現(xiàn)金流敏感度，加劇了民營企業(yè)融資約束。

綜合來看，已有研究對國有股權參股與民營企業(yè)融資約束之間的關系尚未形成一致觀點?；诖?，本文較為詳細地考察了國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的影響，并探討了不同企業(yè)規(guī)模、生產效率以及宏觀環(huán)境下該影響的異質性，檢驗了國有股權參股影響民營企業(yè)金融資產投資的融資約束機制和監(jiān)督治理機制，對民營企業(yè)引入國有股權后的金融化行為進行了分析。

三、 理論分析與研究假設

1. 國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的影響

由于信貸配給中長期存在“所有制歧視”與“規(guī)模歧視”，國內金融資源主要流向了國有企業(yè)，民營企業(yè)則面臨著較為嚴重的融資約束問題。隨著混合所有制經濟的深入發(fā)展，引入國有股權逐漸成為民營企業(yè)緩解自身融資壓力的一種重要途徑。已有研究主要將國有股權參股視為民營企業(yè)建立政治關聯(lián)的一種重要形式，發(fā)現(xiàn)具有政治關聯(lián)的企業(yè)能夠通過資源效應和信息效應等方式以較低的借款成本獲取信貸資源，從而提升企業(yè)價值，促進企業(yè)投資(Faccio，2006；張金濤和樂菲菲，2018)。基于現(xiàn)有理論，本文認為：一方面，民營企業(yè)引入國有股權能夠直接借道國有企業(yè)的資源優(yōu)勢，拓寬融資渠道，緩解自身融資約束。另一方面，國有股權本身具有較高的社會關注度，在降低銀行與民營企業(yè)之間信息不對稱程度的同時，向外界釋放出積極信號，增強了投資者信心，從而為民營企業(yè)融資提供了隱性擔保(宋增基等，2014)。據此，本文提出如下假設：

H1：國有股權參股能夠緩解民營企業(yè)融資約束。

2. 國有股權參股對民營企業(yè)金融資產投資的影響

(1) 融資約束機制。融資約束對民營企業(yè)金融資產投資的影響與企業(yè)金融化動機有關。一方面，相比固定資產，金融資產具有期限較短、流動性較強的特點。當企業(yè)資金不足時，金融資產能夠迅速變現(xiàn)，及時補充流動性，緩解企業(yè)資金壓力，因而企業(yè)往往會持有部分現(xiàn)金以及其他金融資產以應對未來可能出現(xiàn)的資金短缺，防止現(xiàn)金流斷裂。如果企業(yè)金融化的動機是“蓄水池”，國有股權參股緩解融資約束后，民營企業(yè)的金融資產投資會減少。另一方面，傳統(tǒng)生產行業(yè)利潤率普遍下降，金融投資收益率不斷攀升，導致金融與實體資產投資回報率之差持續(xù)擴大。由于資本的逐利性，企業(yè)會將更多的資源投資到收益率更高的虛擬經濟部門，從而擠占實體投資。如果企業(yè)金融化的動機是“投資替代”，國有股權參股緩解融資約束后，民營企業(yè)的金融資產投資會增加。鑒于此，本文提出如下假設：

H2a：當“蓄水池”動機占主導地位時，國有股權參股通過緩解融資約束抑制了民營企業(yè)金融資產投資。

H2b：當“投資替代”動機占主導地位時，國有股權參股通過緩解融資約束促進了民營企業(yè)金融資產投資。

(2) 監(jiān)督治理機制。個人控股或家族控股是民營企業(yè)股權結構的主要特征，因此與國有企業(yè)相比，民營企業(yè)的所有者與管理者相對一致，代理成本較低。但高度集中的股權會增強大股東侵犯小股東權益的能力和動機，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，國有股權的引入會降低民營企業(yè)中非國有股權的占比，這在一定程度上可以緩解由控股股東“一股獨大”所導致的“內部人控制”和監(jiān)管缺失等問題，提高民營企業(yè)的內部治理能力和監(jiān)督管理水平。其次，國有企業(yè)擁有相對完善的風險管理體系，能夠有效提升民營企業(yè)的風險控制能力。最后，國有股權往往會受到更強的社會關注與外部監(jiān)督，有助于降低民營企業(yè)決策的扭曲程度(李志生等，2020；葉永衛(wèi)和李增福，2021)。基于以上分析，本文提出以下假設：

H3：國有股權參股通過監(jiān)督治理機制抑制了民營企業(yè)金融資產投資。

H4a：當“蓄水池”動機占主導地位或者“投資替代”動機占主導地位且融資約束機制弱于監(jiān)督治理機制時，國有股權參股會抑制民營企業(yè)金融資產投資。

H4b：當“投資替代”動機占主導地位且融資約束機制強于監(jiān)督治理機制時，國有股權參股會促進民營企業(yè)金融資產投資。

四、 研究設計與變量說明

1. 數據來源與樣本選擇

民營上市公司的財務數據來自CSMAR數據庫，企業(yè)所屬地級市特征的相關數據來源于《中國區(qū)域經濟統(tǒng)計年鑒》。鑒于中國自2007年開始施行新企業(yè)會計準則，為保證各年度統(tǒng)計數據的一致性和可比性，選取2007-2019年滬深兩市A股非金融類民營上市公司為研究樣本(1)本文的民營上市公司指每年年末股權性質為民營的上市公司。。借鑒已有做法，對初始樣本進行如下處理：剔除金融業(yè)企業(yè)和房地產業(yè)企業(yè)；剔除ST和PT類企業(yè)；剔除重要數據缺失嚴重的企業(yè)；剔除資產負債率大于1的企業(yè)。此外，為消除極端值對實證結果的影響，對所有連續(xù)型變量進行了1%的雙側縮尾處理(Winsorize)。最終，得到16912個企業(yè)-年度樣本觀測值。

2. 變量定義

(1) 國有股權參股(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有股權參股(Stateif)以及國有股權持股比例(Staterate)來測度民營企業(yè)中國有股權的參股情況。Stateif的定義為：當民營企業(yè)中存在國有股權時，Stateif取值為1，否則取值為0。Staterate的定義為：民營企業(yè)中國有股權持股數量與總股本的比值。此外，在穩(wěn)健性檢驗部分，借鑒羅宏和秦際棟(2019)的研究，還使用國有股權制衡度(Statecb)作為國有股權參股的代理變量進行分析。

(2) 融資約束(FC)。參照Kaplan和Zingales(1997)的研究，本文采用KZ指數作為民營企業(yè)融資約束的度量指標之一。以下為估計的KZ指數線性方程：

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為經營性凈現(xiàn)金流與總資產的比值，DIVi,t/TAi,t為現(xiàn)金股利與總資產的比值，CASHi,t/TAi,t為現(xiàn)金持有量與總資產的比值，Levi,t為總負債與總資產的比值，TobinQi,t為股票總市值與債務賬面值之和除以總資產賬面價值。排序邏輯回歸結果表明，KZi,t與CFi,t/TAi,t、DIVi,t/TAi,t和CASHi,t/TAi,t負相關，與Levi,t和TobinQi,t正相關，這與其他文獻一致。KZ指數越大，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指數作為民營企業(yè)融資約束的另一個度量指標。該指數由企業(yè)規(guī)模和年齡兩個相對外生的變量構建而成，可以在一定程度上避免內生性問題。SA指數的計算公式為：

(2)

其中，Sizei,t為企業(yè)總資產的自然對數，Agei,t為企業(yè)成立年限。SA指數的絕對值越大，表明企業(yè)面臨的融資約束越強。

(3) 企業(yè)金融資產投資(FA)。根據張成思和張步曇(2016)對金融資產的定義，本文主要采用貨幣資金、持有至到期投資、交易性金融資產、投資性房地產、可供出售金融資產、應收股利與應收利息七個科目之和與總資產的比值(FA)測度企業(yè)金融資產投資。此外，借鑒彭俞超等(2018)的研究，使用交易性金融資產、衍生金融資產、可供出售金融資產、持有至到期投資和投資性房地產五個科目之和占總資產的比重(FA1)作為企業(yè)金融資產投資的代理變量對實證結果的可靠性進行檢驗。

(4) 控制變量(Controls)。借鑒已有文獻，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：金融投資與實體投資回報率之差(Gap)、企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產負債率(Lev)、托賓Q(TobinQ)、經營凈現(xiàn)金流(CFO)、固定資產占比(Fixed)、機構投資者持股比例(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算方法見表1。

3. 模型設定

參考宋增基等(2014)、葉永衛(wèi)和李增福(2021)的研究設計，本文構建了如下基準回歸模型：

(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指數和SA指數來測度；解釋變量Statei,t為企業(yè)i第t年的國有股權參股情況，主要使用是否存在國有股權參股Stateif以及國有股權持股比例Staterate來進行度量。為緩解國有股權參股與民營企業(yè)融資約束之間可能存在的內生性問題，本文對除國有股權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年金融和實體投資回報率之差；Controlsi,t-1表示企業(yè)i第t-1年個體特征和所在城市特征的其他控制變量。μi為個體固定效應，θt為年度固定效應，εi,t為隨機誤差項。此外，為排除行業(yè)層面聚類效應對實證結果的影響，本文在行業(yè)層面對標準誤進行了聚類修正。

4. 變量的描述性統(tǒng)計結果

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計特征。從表中可知，KZ指數的均值為1.6128，標準差為2.5223，SA指數的均值為-3.0904，標準差為0.3809，反映出國內民營企業(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。是否存在國有股權參股Stateif的均值為0.0867，表明研究樣本中約有8.67%的觀測值Stateif取值為1。國有股權持股比例Staterate的均值為0.0052，標準差為0.0268，最小值為0，最大值為0.4013，表明不同民營企業(yè)的國有股權參股情況存在明顯差異。金融資產投資FA的均值為0.2414，標準差為0.1637，最小值為0.0248，最大值為0.7706，表明不同民營企業(yè)的金融化程度相差較大。金融投資與實體投資回報率之差Gap的均值為-0.0200，標準差為0.2996，說明從總體上看民營企業(yè)金融投資收益率略低于實體投資收益率，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

五、 實證結果與分析

1. 基準回歸結果

基于雙向固定效應模型(3)，本文實證檢驗了國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的影響，回歸結果如表3所示?？梢园l(fā)現(xiàn)，是否存在國有股權參股Stateif與國有股權持股比例Staterate對KZ指數的影響系數分別為-0.8225和-6.3911，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；Stateif與Staterate對SA指數的影響系數分別為0.0532和0.5239，也均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。綜合來看，國有股權參股有效緩解了國內民營企業(yè)的融資約束程度，具有統(tǒng)計顯著性。從經濟意義上看，是否存在國有股權參股Stateif上升一個標準差，將導致KZ指數下降14.35%，SA指數上升0.48%；國有股權持股比例Staterate上升一個標準差，將導致KZ指數下降10.62%，SA指數上升0.45%(2)此處經濟顯著性的具體計算過程為：-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。?？梢姡瑖泄蓹鄥⒐蓪γ駹I企業(yè)融資約束的影響具有較強的經濟顯著性，假設H1得證。

表3 國有股權參股與民營企業(yè)融資約束

(續(xù)表)

2. 內生性問題的處理

民營企業(yè)國有股權參股與其融資約束之間可能存在互為因果的關系。一方面，國有股權參股能夠拓寬民營企業(yè)的融資渠道，提高民營企業(yè)的信貸資源可得性。另一方面，發(fā)展?jié)摿^好的民營企業(yè)更容易吸引國有股權入股。此外，模型中可能會遺漏一些未觀測到的重要變量。為了克服由上述原因導致的內生性問題以得到一致的估計結果，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實證結果進行檢驗。

(1) 傾向得分匹配法。為了緩解由選擇性偏誤導致的內生性問題，本文采用傾向得分匹配法(PSM)對國有股權參股的自選擇效應進行控制。具體地：將Stateif=1的1466個觀測值作為處理組，Stateif=0的15446個觀測值作為對照組；匹配變量為企業(yè)規(guī)模(Size)、企業(yè)年齡(Age)、資產負債率(Lev)、托賓Q(TobinQ)、經營凈現(xiàn)金流(CFO)、固定資產占比(Fixed)、機構投資者持股比例(Inshr)以及前十大股東持股比例(Top10)(3)各指標的具體釋義見表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模型進行估計。匹配完成后，處理組共有1410個觀測值，控制組共有14898個觀測值。傾向得分匹配平衡性檢驗結果表明，與匹配前相比，匹配后的處理組與對照組在各匹配變量上的差異大幅下降，基本具有一致特征，可以進行比較分析(4)限于篇幅，傾向得分匹配平衡性檢驗結果未列示，備索。。表4報告了使用匹配后樣本進行回歸分析的實證結果，可以看出，Stateif與Staterate對KZ指數的影響系數分別為-0.8278和-6.6788，對SA指數的影響系數分別為0.0523和0.5118，且均在1%的水平上顯著，驗證了假設H1。

表4 匹配后樣本的回歸結果

(2) Heckman兩步法。對于研究樣本中未被國有股權參股的民營企業(yè)，我們無法觀測到國有股權參股對其融資約束的影響。為解決這一潛在的樣本選擇偏誤問題，借鑒羅宏和秦際棟(2019)的研究，本文使用同地區(qū)同行業(yè)國有股權持股比例的均值作為工具變量，采用Heckman兩步法對實證結果進行檢驗。第一階段回歸結果顯示，工具變量IV與是否存在國有股權參股Stateif呈正相關關系，且在1%的統(tǒng)計水平上顯著。第二階段回歸結果顯示，Stateif對KZ指數和SA指數的影響系數分別為-0.6630和0.0498，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；逆米爾斯比率IMR對KZ指數和SA指數的影響系數分別為-0.2493 和0.0105，至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著?？梢钥闯?，在控制了由樣本選擇問題導致的參數估計偏差后，假設H1依然成立(5)限于篇幅，Staterate的回歸結果未列示，備索。。

表5 Heckman兩步法回歸結果

(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)辦公地址轉換為對應經緯度，根據經緯度數據計算企業(yè)間的直線距離，統(tǒng)計出民營企業(yè)周邊10 km以內存在國有股權參股的民營企業(yè)數量IV-10km，以此作為國有股權參股的工具變量(6)本文還選取民營企業(yè)周邊3 km、5 km以及15 km內存在國有股權參股的民營企業(yè)數量作為工具變量，回歸結果與IV-10 km一致。限于篇幅，相關回歸結果未列示，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)間往來頻繁，信息不對稱程度較低，在融資與業(yè)務類型上具有較強的關聯(lián)性和相似性。因此，IV-10km與國有股權參股民營企業(yè)呈正相關關系。另一方面，周邊企業(yè)數量與該企業(yè)微觀特征的相關性極小，滿足工具變量的外生性假設。表6報告了工具變量的回歸結果，第(1)和(4)列顯示，IV-10km對Stateif和Staterate的回歸系數均在1%的水平上顯著為正；第(2)和(5)列顯示，Stateif和Staterate對KZ指數的回歸系數均在1%的水平上顯著為負；第(3)和第(6)列顯示，Stateif和Staterate對SA指數的回歸系數均在1%的水平上顯著為正，進一步驗證了假設H1(7)工具變量通過了識別不足檢驗(使用Kleibergen-Paap rk LM統(tǒng)計量)、弱識別檢驗(使用Cragg-Donald Wald F統(tǒng)計量)和過度識別檢驗(使用Hansen J統(tǒng)計量)。。

表6 兩階段最小二乘法回歸結果

3. 穩(wěn)健性檢驗

(1) 安慰劑檢驗。國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的緩解作用可能僅是一種安慰劑效應，即某些未觀測到的局限性因素導致國有股權參股與民營企業(yè)融資約束之間存在相關性。借鑒潘越等(2020)的方法，本文將解釋變量Stateif與Staterate的取值隨機地分配到不同年份的不同企業(yè)中，重新對模型(3)進行估計?；貧w結果顯示，Stateif和Staterate對KZ指數和SA指數的影響系數均不顯著，表明安慰劑效應不存在，驗證了基礎結論的穩(wěn)健性。

(2) 替換融資約束的度量指標。參考姜付秀等(2019)的研究，采用投資-現(xiàn)金流敏感性測度企業(yè)融資約束程度。實證研究模型如下：

(4)

其中，Invi,t為構建固定資產、無形資產和其他長期資產支付的現(xiàn)金與總資產之比，CFi,t為經營活動現(xiàn)金流量凈額與總資產之比，其余變量的定義與模型(3)相同。在模型(4)中，我們主要關注的是交互項系數β2的符號及顯著性。如果β2顯著為負，表明國有股權參股與企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感性呈負相關關系，即國有股權參股能夠降低企業(yè)投資-現(xiàn)金流敏感性，緩解企業(yè)融資約束。回歸結果如表7第(1)和(2)列所示，可以看出，無論解釋變量是Stateif還是Staterate，投資-現(xiàn)金流敏感性均在5%的水平上顯著為正，表明民營企業(yè)發(fā)展整體上受制于融資約束。此外，交互項系數β2均在10%的水平上顯著為負，表明國有股權參股顯著降低了投資-現(xiàn)金流敏感度，緩解了民營企業(yè)融資約束，假設H1成立。

(3) 替換國有股權參股的度量指標。借鑒羅宏和秦際棟(2019)的方法，采用國有股權制衡度(Statecb)，即國有股東持股數量與控股股東持股數量之比作為國有股權參股的代理變量。回歸結果如表7第(3)和(4)列所示，Statecb對KZ指數和SA指數的影響系數分別為-1.1944和0.1558，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，進一步驗證了假設H1。

(4) 替換回歸模型。借鑒姜付秀等(2019)的研究，利用混合OLS回歸方法檢驗國有股權參股對民營企業(yè)融資約束的影響?；貧w結果如表7第(5)和(6)列所示，Staterate對KZ指數和SA指數的影響系數分別為-5.5565和0.4494，且均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，假設H1成立。

此外，考慮到國有股權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)分布問題，本文還對Staterate進行取對數處理以檢驗結果穩(wěn)健性(8)限于篇幅，相應的回歸結果和檢驗結果未列示，備索。。

表7 穩(wěn)健性檢驗

4. 異質性分析

(1) 企業(yè)規(guī)模的影響。中國信貸資源配置長期存在“規(guī)模歧視”。大型企業(yè)資產規(guī)模較大，抵押擔保物較多，償債能力較強，能夠以較低的成本獲取信貸資金。而中小微企業(yè)資產規(guī)模較小，可抵押擔保的資產較少，違約風險較高，很難獲得銀行資金支持。為了驗證國有股權參股對不同規(guī)模民營企業(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)，分別對模型(3)進行回歸，結果見表8第(1)和(2)列。可以發(fā)現(xiàn)，在大規(guī)模企業(yè)中，Staterate對KZ指數的影響系數為-5.5736，不顯著；在小規(guī)模企業(yè)中，Staterate對KZ指數的影響系數為-10.3028，在10%的統(tǒng)計水平上顯著。表明相比融資壓力較小的大規(guī)模企業(yè)，國有股權參股對小規(guī)模企業(yè)融資約束的緩解作用更大。

(2) 全要素生產率的影響。全要素生產率較高的企業(yè)，盈利能力較強，發(fā)展態(tài)勢良好，具有較大的增長潛力，能夠獲得更多的信貸支持。而全要素生產率較低的企業(yè)盈利能力較弱，成長性較低，發(fā)展動力不足，較難進行外部融資(李志生等，2020)。為了考察國有股權參股對不同效率民營企業(yè)融資約束的差異化影響，本文根據全要素生產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)的真實投資必須大于0，會損失大量樣本，而LP方法通過替換變量能夠有效避免此問題，因此，采用LP方法計算企業(yè)全要素生產率。其中，被解釋變量為企業(yè)主營業(yè)務收入的自然對數，解釋變量為在冊(在職)員工人數、總資產以及購買商品、接受勞務實際支付的現(xiàn)金的自然對數。表8第(3)和(4)列列示了分組回歸的結果，可以發(fā)現(xiàn)，在高效率企業(yè)中，Staterate對KZ指數的回歸系數為-3.0221，不顯著；在低效率企業(yè)中，Staterate對KZ指數的回歸系數為-14.3472，在1%的統(tǒng)計水平上顯著。表明相比受資金供給方影響較小的高效率民營企業(yè)，國有股權參股對低效率民營企業(yè)融資約束的緩解作用更大。

表8 企業(yè)規(guī)模和全要素生產率的影響

(3) 經濟政策不確定性的影響。在中國以間接融資為主導的金融體系下，銀行信貸是企業(yè)融資的主要渠道。當經濟政策不確定性較低時，市場預期和資產價格相對穩(wěn)定，銀企之間的信息不對稱程度比較低，企業(yè)違約風險較小，銀行傾向于降低貸款利率，增加信貸投放。當經濟政策不確定性較高時，市場預期和資產價格波動較大，企業(yè)投資項目的未來盈利能力下降，銀企之間的信息不對稱程度較高，違約風險上升，銀行往往會縮小信貸規(guī)模，提高貸款門檻(彭俞超等，2018)。為了進一步考察經濟政策不確定性對國有股權參股與民營企業(yè)融資約束關系的影響，本文依據Baker等構建、由斯坦福大學和芝加哥大學聯(lián)合披露的中國經濟政策不確定性指數(EPU)以及香港浸會大學陸尚勤和黃昀編制的中國經濟政策不確定性指數(EPU1)，對此進行了檢驗。方法一：當EPU高于其中位數時，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?；貧w結果如表9所示，當EPU=1時，Stateif和Staterate對KZ指數的回歸系數分別為-0.4092和-5.1965，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著；當EPU=0時，Stateif和Staterate對KZ指數的回歸系數分別為-1.0972和-8.1096，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著?？梢钥闯?，與EPU=1相比，EPU=0時影響系數的絕對值更大。此外，Staterate×EPU1對SA指數的回歸系數為-0.0005，在5%的水平上顯著；Staterate×EPU1對SA指數的回歸系數為-0.0055，在10%的水平上顯著。綜合而言，經濟政策不確定性越小，國有股權參股對民營企業(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 經濟政策不確定性的影響

六、 國有股權參股與企業(yè)金融資產投資

前文證明了國有股權參股能夠有效緩解民營企業(yè)融資約束。隨之而來的問題是，民營企業(yè)是否會將資金更多地配置到金融和房地產業(yè)等虛擬經濟部門，進而弱化國有股權參股對民營企業(yè)發(fā)展的積極效應？國有股權的監(jiān)督治理在其中又發(fā)揮著怎樣的作用？在這兩種機制的共同影響下，國有股權參股與民營企業(yè)金融資產投資之間具有何種關系？借鑒溫忠麟和葉寶娟(2014)的研究，本文通過構建以下模型對此作進一步分析。

(5)

(6)

(7)

(8)

(9)

(10)

其中，F(xiàn)Ai,t為企業(yè)i第t年的金融資產投資；Agencyi,t為企業(yè)i第t年的代理成本，采用銷售(收入)管理費用率，即管理費用與銷售收入之比來度量。模型(3)、(5)、(6)、(7)用于檢驗融資約束機制，模型(5)、(8)、(9)、(10)用于檢驗監(jiān)督治理機制。

1. 融資約束機制

檢驗結果如表10第(1)到(3)列所示。Staterate對FA的影響系數為0.1346，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明國有股權參股提高了國內民營企業(yè)的金融資產投資水平，具有統(tǒng)計顯著性。從經濟意義上看，國有股權持股比例Staterate每上升一個標準差，金融資產占比FA將提高1.49%(10)此處經濟顯著性的具體計算過程為：0.1346×0.0268÷0.2414≈0.0149。。因此，國有股權參股對民營企業(yè)金融資產投資的影響具有較強的經濟顯著性。此外，SA指數對FA的影響系數為0.0579，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明民營企業(yè)投資金融資產的主要動機是“投資替代”，而非流動性儲備。Staterate和SA指數對FA的影響系數分別為 0.1054 和0.0557，至少在5%的統(tǒng)計水平上顯著。結合模型(3)的回歸結果，可以得出融資約束機制在國有股權參股與民營企業(yè)金融資產投資之間表現(xiàn)為中介效應，假設H2b得證。

2. 監(jiān)督治理機制

檢驗結果如表10第(4)到(6)列所示。Staterate對Agency的回歸系數為-8.7111，在5%的統(tǒng)計水平上顯著，表明國有股權參股降低了民營企業(yè)代理成本；Agency對FA的回歸系數為0.0004，在1%的統(tǒng)計水平上顯著，表明代理成本減少降低了民營企業(yè)金融資產投資；Staterate和Agency對FA的回歸系數分別為0.1376和0.0004，均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，且0.1376大于0.1346，表明監(jiān)督治理機制在國有股權參股與民營企業(yè)金融資產投資之間表現(xiàn)為遮掩效應，H3成立。

機制檢驗表明，盡管國有股權參股降低了民營企業(yè)代理成本，減少了金融資產投資，但融資約束的緩解極大地促進了金融資產投資。因此，融資約束機制表現(xiàn)為中介效應，監(jiān)督治理機制表現(xiàn)為遮掩效應，國有股權參股對民營企業(yè)金融資產投資的總效應為正，H4b成立(11)限于篇幅，F(xiàn)A1的回歸結果未列示，備索。。

表10 國有股東持股影響民營企業(yè)金融資產投資的機制分析

七、 結論與啟示

本文利用2007-2019年中國滬深兩市A股非金融類民營上市公司的財務數據，分析了國有股權參股對民營企業(yè)融資約束和金融資產投資的影響。實證結果表明：國有股權參股能夠有效緩解民營企業(yè)融資約束，且具有較強的經濟顯著性。進一步研究發(fā)現(xiàn)，該緩解作用在規(guī)模較小、全要素生產率較低的企業(yè)以及經濟政策不確定性較小的環(huán)境中表現(xiàn)得更為明顯。此外，盡管國有股權參股通過降低代理成本抑制了民營企業(yè)金融化，但融資約束的緩解極大地提高了民營企業(yè)金融資產占比，導致國有股權參股對民營企業(yè)金融資產投資具有促進作用。

本文的研究結論對于中國混合所有制改革具有以下幾點啟示：第一，積極推進混合所有制改革，發(fā)揮國有資本的增信作用。國有股權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，要鼓勵國有企業(yè)和國有資本通過股權投資等方式，與民營企業(yè)進行股權融合，進一步發(fā)展混合所有制經濟。第二，強化國有資本的管理優(yōu)勢，提高民營企業(yè)內部治理水平。研究發(fā)現(xiàn)，民營企業(yè)通過引入國有股權緩解自身資金壓力的同時，也提高了金融化水平。因此，在發(fā)揮國有資本資源優(yōu)勢的同時，更要加強其監(jiān)督治理職能，對民營企業(yè)的資金運用進行監(jiān)管，引導企業(yè)投資實體經濟，增強自主創(chuàng)新能力，促進企業(yè)轉型升級。