國有股權(quán)參股如何影響民營企業(yè)信用評級

張 嬈,楊小偉

(南京農(nóng)業(yè)大學(xué) 金融學(xué)院,江蘇 南京 210095)

一、引言

混合所有制改革采取不同股權(quán)間的交叉持股方式,達(dá)到國有股權(quán)和民營股權(quán)(1)本文將非國有性質(zhì)股權(quán)統(tǒng)稱為民營股權(quán),在我國情形下比較合理,雖然對民營企業(yè)沒有明確定義,但官方文件也頻繁使用,如2019年12月,國務(wù)院下發(fā)的《中共中央國務(wù)院關(guān)于營造更好發(fā)展環(huán)境支持民營企業(yè)改革發(fā)展的意見》,也使用了民營企業(yè)。的有效融合,為國有企業(yè)和民營企業(yè)實現(xiàn)優(yōu)勢互補奠定基礎(chǔ),是我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)向高質(zhì)量發(fā)展的重要舉措?；旌纤兄聘母锸请p向的,既包括國有企業(yè)引入民營企業(yè)等股權(quán)進(jìn)行混合所有制改革,也包括國有股權(quán)參股民營企業(yè)[1]。后者在2015年9月國務(wù)院印發(fā)的《國務(wù)院關(guān)于國有企業(yè)發(fā)展混合所有制經(jīng)濟(jì)的意見》中得到明確,既“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)”,進(jìn)而為國有股權(quán)入股民營企業(yè)的領(lǐng)域和方式指明了方向及實現(xiàn)路徑[2]。

“民營經(jīng)濟(jì)是推進(jìn)中國式現(xiàn)代化的生力軍”(2)《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大的意見》。,民營企業(yè)具有靈活性、高效性和敢于創(chuàng)新的優(yōu)勢[3]。2023年7月19日下發(fā)的《中共中央國務(wù)院關(guān)于促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展壯大的意見》明確指出,支持民營企業(yè)在債券市場融資,“聚焦民企融資需求,因企施策拓寬民企債券融資渠道”(3)《深交所支持企業(yè)用好“央地合作增信”模式實現(xiàn)首單民企藍(lán)色科技創(chuàng)新債券成功發(fā)行》。。但民營企業(yè)信用評級不高,導(dǎo)致其在債券市場融資受限卻是不爭的事實。國有企業(yè)信用評價相對較高,且與政府的關(guān)系使其具有很強的融資優(yōu)勢及經(jīng)營風(fēng)險相對較低。與此同時,國有企業(yè)深受政府干預(yù)帶來的沉重政策負(fù)擔(dān)影響。那么,國有股權(quán)參股是提升還是降低民營企業(yè)信用評級?兩者間深層次的作用機制是什么?國有股權(quán)參股與民營企業(yè)信用評級的關(guān)系在不同情境下如何表現(xiàn)?這些都值得研究。

基于上述疑問,本文利用2010—2022年我國滬深A(yù)股民營企業(yè)為研究對象進(jìn)行探究,結(jié)果發(fā)現(xiàn):國有股權(quán)參股能顯著提升民營企業(yè)的信用評級,該結(jié)論經(jīng)兩階段工具變量法、傾向得分匹配法、替換解釋變量和被解釋變量、更換估計模型及考慮新冠疫情影響等多種內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性測試后均保持不變。影響機制檢驗發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)參股能顯著緩解民營企業(yè)面臨的融資約束困境和經(jīng)營風(fēng)險,進(jìn)而有助于提高其信用評級。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用在管理層代理成本、國有股權(quán)制衡度、行業(yè)競爭程度及經(jīng)濟(jì)政策不確定性程度更高時影響效果更有效。

與以往研究相比,本文的貢獻(xiàn)有如下幾個方面:

首先,本文研究是對國有股權(quán)參股民營企業(yè)經(jīng)濟(jì)后果的拓展。已有關(guān)于混合所有制改革的研究主要聚焦于國有企業(yè)混改,而對國有股權(quán)參股民營企業(yè)混改的研究相對較少。本文從企業(yè)信用評級視角出發(fā),考察國有股權(quán)參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果,不僅為國家混改政策影響企業(yè)信用評級提供了證據(jù),還從民營企業(yè)引入國有股權(quán)的視角對混改經(jīng)濟(jì)后果進(jìn)行拓展,為民營企業(yè)積極引入國有股權(quán)促進(jìn)其發(fā)展具有重要啟示作用。其次,本文研究是從企業(yè)產(chǎn)權(quán)混改視角對企業(yè)信用評級影響因素進(jìn)行補充。已有關(guān)于企業(yè)信用評級的影響因素主要來自企業(yè)層面和評級機構(gòu)層面。雖然林晚發(fā)等[4]考察了股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)信用評級的影響,但僅通過控制權(quán)將企業(yè)分為國有企業(yè)和非國企業(yè)進(jìn)行考察,一方面沒有考慮國有企業(yè)產(chǎn)權(quán)中存在民營股權(quán)成分,另一方面也沒有考慮民營企業(yè)股權(quán)中存在國有股權(quán)成分。而本文深入其中,考察國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的影響,不僅從個體企業(yè)多種股權(quán)共存視角將林晚發(fā)等[4]研究進(jìn)行了拓展,還從民營企業(yè)發(fā)展面臨的現(xiàn)實問題出發(fā),探索其尋求提升信用評級的途徑。再次,本文將企業(yè)內(nèi)部因素(管理層代理成本和國有股權(quán)制衡度)和外部因素(行業(yè)競爭程度和經(jīng)濟(jì)政策不確定性)納入國有股權(quán)參股與民營企業(yè)信用評級的分析框架,對兩者關(guān)系的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行考察,研究結(jié)論不僅豐富了本文的研究內(nèi)容,也為民營企業(yè)面臨不同內(nèi)外部負(fù)面情形時可以通過引入國有股權(quán)緩解對其信用評級帶來的影響提供了證據(jù)支持。最后,本文對融資約束和經(jīng)營風(fēng)險在國有股權(quán)參股影響民營企業(yè)信用評級中的作用機制進(jìn)行驗證,進(jìn)一步解讀國有股權(quán)參股提升民營企業(yè)信用評級的實現(xiàn)路徑,有利于深入理解評級機構(gòu)作出評價時的決策參考因素。

本文后續(xù)部分的結(jié)構(gòu)安排如下:第二部分是文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè);第三部分是研究設(shè)計;第四部分是實證結(jié)果與分析;第五部分是影響機制檢驗;第六部分是進(jìn)一步研究;第七部分是研究結(jié)論與啟示。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

(一)文獻(xiàn)回顧

本文研究相關(guān)的文獻(xiàn)主要包括國有股權(quán)參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果和企業(yè)信用評級的影響因素。

圍繞國有股權(quán)參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果,現(xiàn)有研究主要從企業(yè)融資、投資、企業(yè)價值及公司治理角度展開。首先,從企業(yè)融資角度看:宋增基等[5]認(rèn)為國有股權(quán)參股對民營企業(yè)銀行貸款的金額和期限均有正向作用效果。何德旭等[6]也得出相似結(jié)論,認(rèn)為國有股權(quán)參股對民營企業(yè)債務(wù)融資成本有降低作用,對債務(wù)融資規(guī)模卻有擴(kuò)大作用。姚梅潔等[7]認(rèn)為國有股權(quán)參股能為民營企業(yè)帶來融資好處外,還能給其帶來行業(yè)準(zhǔn)入紅利。其次,從企業(yè)投資角度看:羅宏和秦際棟[1]認(rèn)為國有股權(quán)參股對家族企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新投入具有顯著正向影響。錢愛民等[2]認(rèn)為國有股權(quán)參股對民營企業(yè)的金融資產(chǎn)投資具有顯著降低作用。Inoue等[8]認(rèn)為巴西政府通過其開發(fā)銀行持有上市企業(yè)少量股權(quán),這些股權(quán)對企業(yè)的資產(chǎn)回報率和資金受限企業(yè)的資本支出具有積極影響。再次,從企業(yè)價值角度看:Wu[9]利用中國臺灣數(shù)據(jù)研究認(rèn)為,非控股國有股權(quán)與企業(yè)價值呈非線性關(guān)系。而Liao和Young[10]利用我國數(shù)據(jù)進(jìn)行研究,認(rèn)為私有化后的民營企業(yè)中保留少量的國有股權(quán)有利于提高民營企業(yè)的托賓Q值。郝陽和龔六堂[11]也認(rèn)為國有股權(quán)參股對民營企業(yè)的績效有提高作用。最后,從公司治理角度看:孫亮和劉春[3]認(rèn)為國有股權(quán)參股對民營企業(yè)的向下盈余管理程度有抑制作用。

企業(yè)信用評級的影響因素受到學(xué)者們的關(guān)注,從企業(yè)層面和評級機構(gòu)層面進(jìn)行了較為豐富的探討。從企業(yè)層面看。首先,企業(yè)行為是影響信用評級的重要因素。如Caton等[12]研究發(fā)現(xiàn),激進(jìn)的盈余管理與更低的債券首發(fā)信用評級有關(guān),而Alissa等[13]研究則發(fā)現(xiàn),當(dāng)公司的信用評級低于(高于)預(yù)期評級時,公司會使用增加收入(減少收入)這類盈余管理活動,使其信用評級向預(yù)期評級邁進(jìn)。其次,企業(yè)特征也是信用評級的重要影響因素。如林晚發(fā)等[4]研究發(fā)現(xiàn),國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)有利于企業(yè)獲得更高水平的信用評級。常瑩瑩和曾泉[14]研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)環(huán)境信息透明度越高,其獲得高主體信用評級的概率越高。最后,有學(xué)者從公司治理入手對企業(yè)信用評級的影響因素進(jìn)行了探討。如Ashbaugh-Skaifea等[15]研究發(fā)現(xiàn),董事會治理對信用評級有顯著的影響。Driss等[16]、劉星等[17]研究發(fā)現(xiàn),較大的長期機構(gòu)股權(quán)、較多的分析師跟蹤人數(shù)與較高的信用評級相關(guān)。

從評級機構(gòu)層面看:首先,評級機構(gòu)的行業(yè)競爭會對信用評級造成影響,評級機構(gòu)行業(yè)競爭的加劇與更低質(zhì)量的信用評級有關(guān)[18]。其次,評級機構(gòu)行業(yè)監(jiān)管政策也是影響企業(yè)信用評級的重要因素,Behr等[19]研究表明,1975年美國證券交易委員會(SEC)通過提高評級行業(yè)的進(jìn)入壁壘和對信用評級依賴的規(guī)定,使得被選定的評級機構(gòu)增強了市場力量,導(dǎo)致了信用評級的膨脹。最后,評級機構(gòu)的付費模式也會對企業(yè)信用評級產(chǎn)生影響[20-21],投資人付費模式下的企業(yè)信用評級更低[21]。

從以上研究結(jié)論可以看出,學(xué)界對企業(yè)信用評級的影響因素已經(jīng)從多個角度進(jìn)行了探究,但尚未有學(xué)者基于混合所有制改革背景,探討國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的影響。研究該問題不僅可以為中央政策實施效果從企業(yè)信用評級視角提供證據(jù),還能夠?qū)γ駹I企業(yè)信用評級的影響因素從股權(quán)混改維度提供理論框架。

(二)研究假設(shè)

民營企業(yè)具有靈活性、高效性和敢于創(chuàng)新的優(yōu)勢[3],但民營企業(yè)面臨融資約束困境[5]和較強的經(jīng)營風(fēng)險[22]也是不爭的事實。究其原因,不僅包括民營企業(yè)成立時間一般較短[5],經(jīng)營規(guī)模相對較小[23],內(nèi)部機制不夠健全[5],較難獲取政府資源支持[1],也有民營企業(yè)能夠進(jìn)入的行業(yè)通常是政府管制程度低、行業(yè)進(jìn)入壁壘少、產(chǎn)權(quán)保護(hù)方面仍有不足等原因[22]。民營企業(yè)的上述困難會對其信用評級產(chǎn)生不利影響[4]。

國務(wù)院“鼓勵國有資本以多種方式入股非國有企業(yè)”,為民營企業(yè)發(fā)展帶來新機遇[2]。具體表現(xiàn)為:第一,國有股權(quán)參股有利于緩解民營企業(yè)的融資約束問題。國有股權(quán)參股民營企業(yè)一方面向外界傳遞了積極的信號[2,7],國有股權(quán)參股的民營企業(yè)得到政府認(rèn)可,經(jīng)營發(fā)展未來可期,降低了民營企業(yè)與銀行等貸款方的信息不對稱[23]程度,而且其國有股權(quán)成分降低了債權(quán)人對民營企業(yè)貸款償還的風(fēng)險預(yù)期,有利于民營企業(yè)獲得擔(dān)保條件或利率優(yōu)惠,使其在貸款金額、期限和成本方面獲得好處[5-6]。另一方面,國有股權(quán)參股使得民營企業(yè)股權(quán)中存在國有股,通過與政府建立聯(lián)系[5,23],有利于民營企業(yè)從政府獲得補助、稅收優(yōu)惠等資源支持?？傊?國有股權(quán)參股較大程度增強了民營企業(yè)獲得外部資源的能力,降低了民營企業(yè)的融資約束程度[11]。融資約束作為一項重要指標(biāo),不僅反映了企業(yè)的財務(wù)狀況,如償債能力,還對其經(jīng)營可持續(xù)性有重大影響,是評級機構(gòu)作出評級決策時需要考慮的重要因素之一。國有股權(quán)參股緩解了民營企業(yè)的融資約束,有利于其獲得更高的信用評級。

第二,國有股權(quán)參股在較大程度可以降低民營企業(yè)面臨的經(jīng)營風(fēng)險。首先,國家在關(guān)系國計民生的關(guān)鍵行業(yè)設(shè)置了高進(jìn)入壁壘,如能源、通訊、鐵路等[2],這些行業(yè)往往具備高額壟斷利潤,但基本向國有股權(quán)傾斜,限制了民營企業(yè)的進(jìn)入。國有股權(quán)參股使得民營企業(yè)具備國資背景,降低了部分關(guān)鍵行業(yè)對其產(chǎn)權(quán)的要求[2],使其進(jìn)入部分關(guān)鍵行業(yè)[1,3,7],穩(wěn)定民營企業(yè)的利潤增長,降低了民營企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險。其次,國有企業(yè)具有較為完善的公司治理機制,民營企業(yè)引入國有股權(quán),可以移植國有企業(yè)的公司治理機制,對其組織架構(gòu)進(jìn)行重構(gòu)[2,24],有效避免民營企業(yè)在內(nèi)部控制、商業(yè)信用方面的不足。另外,國有股權(quán)的入駐會增強外界對民營企業(yè)的關(guān)注[1],向外界傳遞出正面信息,增強供應(yīng)鏈中其他企業(yè)對國有股權(quán)參股的民營企業(yè)的信任程度,鞏固國有股權(quán)參股的民營企業(yè)在供應(yīng)鏈中的穩(wěn)定性,有利于降低經(jīng)營風(fēng)險。再次,國有股權(quán)參股不喪失民營企業(yè)經(jīng)營效率和激勵機制優(yōu)勢。民營企業(yè)具備靈活性、高效性和敢于創(chuàng)新的優(yōu)勢[3],對其高管和員工的激勵措施也較為豐富。由于國有股權(quán)并未實現(xiàn)控制,這對民營企業(yè)保持該優(yōu)勢留有空間。因此國有股權(quán)參股的民營企業(yè)不僅可以充分利用國有股權(quán)給其帶來的制度紅利[7],還可以保留已有優(yōu)勢,使其經(jīng)營風(fēng)險大為降低。經(jīng)營風(fēng)險越低,評級機構(gòu)對企業(yè)的信用評級越高[13],國有股權(quán)參股越有利于提升民營企業(yè)的信用評級。

國有股權(quán)參股也可能會降低民營企業(yè)的信用評級,表現(xiàn)在:第一,國有股權(quán)參股縮短了政府與民營企業(yè)之間的距離,使政府有更低的成本和更強的動機干預(yù)民營企業(yè)發(fā)展[22,25]。地方政府承擔(dān)著發(fā)展本地區(qū)經(jīng)濟(jì)的重要職能,同時具有保就業(yè)、保社會穩(wěn)定等職責(zé)[22],政府通過國有股權(quán)參股民營企業(yè),能降低與民營企業(yè)之間的交易成本,更理所當(dāng)然地將經(jīng)濟(jì)發(fā)展和社會職責(zé)分?jǐn)傊羾泄蓹?quán)參股的民營企業(yè),這可能損害民營企業(yè)的靈活性和高效性優(yōu)勢[3],降低民營企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績和增加其經(jīng)營風(fēng)險,進(jìn)而負(fù)向影響民營企業(yè)的信用評級。第二,政府或國有出資方是理性經(jīng)濟(jì)人,同樣會考慮成本和收益問題。國有股權(quán)參股能使民營企業(yè)便于獲取外部資源[5,6-7]和進(jìn)入高壁壘的壟斷性行業(yè)[2],作為交換政府有很強的動機將本地區(qū)的基礎(chǔ)設(shè)施建設(shè)和就業(yè)增長目標(biāo)等分?jǐn)傊羾泄蓹?quán)參股的民營企業(yè),這與民營企業(yè)的經(jīng)營目標(biāo)相違背,會增加民營企業(yè)的冗員負(fù)擔(dān),損害民營企業(yè)的經(jīng)營效率,增加其經(jīng)營困境可能性,進(jìn)而會降低民營企業(yè)的信用評級。

基于以上分析,本文認(rèn)為國有股權(quán)參股可能產(chǎn)生“幫助之手”,緩解民營企業(yè)的融資困境和降低其經(jīng)營風(fēng)險,進(jìn)而提高民營企業(yè)的信用評級,也可能因“政策負(fù)擔(dān)”降低民營企業(yè)的經(jīng)營靈活性和高效性,增加其經(jīng)營風(fēng)險,進(jìn)而降低民營企業(yè)的信用評級。因此,本文提出如下備擇假設(shè)H1a和假設(shè)H1b。

假設(shè)1a:國有股權(quán)參股有利于提升民營企業(yè)信用評級;

假設(shè)1b:國有股權(quán)參股會降低民營企業(yè)信用評級。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文以2010—2022年滬深A(yù)股民營上市企業(yè)為研究對象。研究樣本通過以下步驟篩選獲取:(1)從國泰安數(shù)據(jù)庫(CSMAR)下載2010至2022年所有債券發(fā)行主體的信用評級等相關(guān)數(shù)據(jù),將發(fā)債主體名稱與上市企業(yè)名稱進(jìn)行匹配。(2)由于上市企業(yè)在某年度可能存在多個主體信用評級,本文僅保留與評級日期上一年度最近的一個信用評級數(shù)據(jù),以使評級數(shù)據(jù)與年報財務(wù)數(shù)據(jù)最相關(guān)。(3)剔除金融類上市企業(yè)。(4)剔除ST、*ST類上市企業(yè)。(5)剔除變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。最終本文得到372個公司/年樣本數(shù)據(jù)。本文數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫。為避免極端值對回歸結(jié)果的影響,對所有連續(xù)變量在兩端1%處進(jìn)行縮尾處理。

(二)變量定義與研究模型

1.主要變量定義

被解釋變量:民營企業(yè)信用評級(Credit)。本文采用發(fā)債企業(yè)的主體信用評級作為被解釋變量,根據(jù)中國人民銀行《信用評級要素、標(biāo)識及含義》對企業(yè)信用等級分類及要求,借鑒常瑩瑩和曾泉[14]、Ashbaugh-Skaife等[15]、Alali等[26]的量化方法對民營企業(yè)信用等級依次賦值,具體地,將AAA類等級賦值為5,AA類(AA+、AA、AA-)等級賦值為4,A類(A+、A、A-)等級賦值為3,BBB類(BBB+、BBB、BBB-)等級賦值為2,BB類(BB+、BB、BB-)等級賦值為1,CCC類(CCC+、CCC、CCC-)等級及之下等級均賦值為0。

解釋變量:國有股權(quán)參股(Mix)。本文借鑒錢愛民等[2]、馬連福等[27]的研究,首先從數(shù)據(jù)庫獲取所有民營上市企業(yè)前十大股東的持股比例及股權(quán)性質(zhì),其次剔除國有股權(quán)持股比例等于0和超過50%的企業(yè),計算前十大股東中國有股權(quán)持股比例的占比(×100),最后剔除前十大股東中國有股權(quán)占比超過50%的企業(yè),增強國有股權(quán)是參股而非實際控制的可能性,經(jīng)過上述操作后可得國有股權(quán)參股的衡量指標(biāo)(Mix)。

控制變量:借鑒已有研究[16-17,20,28-31],本文選取的控制變量有:企業(yè)規(guī)模(Size),期末資產(chǎn)總額的自然對數(shù);資產(chǎn)負(fù)債率(Lev),期末負(fù)債總額與總資產(chǎn)的比值;流動比率(Ldbl),流動資產(chǎn)與流動負(fù)債的比值;固定資產(chǎn)比值(Ppe),固定資產(chǎn)除以期末總資產(chǎn);總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Tta),營業(yè)收入凈額與資產(chǎn)總額期初期末均值之比;現(xiàn)金比率(Cash),經(jīng)營活動現(xiàn)金流量凈額與資產(chǎn)總額的比值;賬面市值比(MB),資產(chǎn)總額與市值之比;利息保障倍數(shù)(Intercover),營業(yè)利潤加上財務(wù)費用與財務(wù)費用之比;盈余管理(DA),構(gòu)建計算可操縱盈余的回歸模型,按行業(yè)、年度進(jìn)行回歸,利用回歸殘差來衡量;第一大股東持股比例(TOP1);高管持股比例(Exshr);機構(gòu)投資者持股比例(Inst);兩職兼任(Dual),虛擬變量,董事長兼任總經(jīng)理,賦值Dual為1,否則為0;獨立董事比例(Idp),獨立董事與董事人數(shù)之比;“四大”審計(BIG4),虛擬變量,年度財務(wù)報表由“四大”會計師事務(wù)所審計的賦值為1,否則為0;信用評級的付費方式(PayStl),中債資信評估有限責(zé)任公司年度內(nèi)評級次數(shù)占比。同時,本文控制行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)的影響。主要變量的定義見表1。

表1 主要變量定義表

2.研究模型

為檢驗假設(shè),本文參考?，摤摵驮猍14]、Bhandari和Golden[29]的研究,構(gòu)建模型(1),考慮到被解釋變量民營企業(yè)信用評級是序數(shù)變量,本文采用ordered logit模型(Ologit)進(jìn)行回歸。

Credit=β0+β1Mix+βiControls+ξ

(1)

模型(1)中,Credit為被解釋變量民營企業(yè)信用評級,Mix為解釋變量國有股權(quán)參股,Controls為系列控制變量。ξ為殘差項,代表企業(yè)特殊的個體效應(yīng)。假設(shè)檢驗是將全樣本數(shù)據(jù)代入模型(1)回歸,如果Mix的回歸系數(shù)β1顯著為正,說明國有股權(quán)參股可以顯著提升民營企業(yè)的信用評級,反之,如果Mix的回歸系數(shù)β1顯著為負(fù),說明國有股權(quán)參股會降低民營企業(yè)的信用評級。本文所有回歸均采取了異方差穩(wěn)健的標(biāo)準(zhǔn)誤調(diào)整(Robust),被解釋變量為t+1期數(shù)據(jù),解釋變量及控制變量為t期數(shù)據(jù),避免了反向因果關(guān)系對本文研究結(jié)論的影響。

四、實證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果。民營企業(yè)信用評級(Credit)的平均值為4.223,根據(jù)相關(guān)定義可得,本文樣本企業(yè)的信用評級平均而言達(dá)到AA類等級,與?，摤摵驮猍14]的結(jié)果一致。國有股權(quán)參股(Mix)的平均值為18.610,75分位數(shù)為32.940,說明樣本企業(yè)前十大股東中國有股權(quán)占比相對較低,大部分樣本企業(yè)中國有股權(quán)占比尚未達(dá)到1/3,相較于民營股權(quán),國有股權(quán)尚處于相對弱勢地位。其他變量的統(tǒng)計結(jié)果均在合理范圍之內(nèi),此處不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

(二)假設(shè)檢驗

表3第(1)列為國有股權(quán)參股與民營企業(yè)信用評級的回歸結(jié)果。第(1)列Mix的回歸系數(shù)為0.050,在1%水平顯著為正,說明國有股權(quán)參股可以顯著提升民營企業(yè)的信用評級,該結(jié)果驗證了假設(shè)1a的合理性,即國有股權(quán)參股能緩解民營企業(yè)的融資困境和經(jīng)營風(fēng)險,使得民營企業(yè)的債券違約風(fēng)險更低,因而對民營企業(yè)信用評級具有正向提升作用。該結(jié)果也具有較強的經(jīng)濟(jì)效應(yīng),即民營企業(yè)的前十大股東中國有股權(quán)占比每提高1%,其信用等級提升的概率大約為5%(4)本文也嘗試僅保留國有股權(quán)持股比例超過1/3的樣本進(jìn)行回歸,來避免回歸結(jié)果可能發(fā)生的逆轉(zhuǎn)效應(yīng),回歸結(jié)果顯示:Mix的回歸系數(shù)仍在1%水平顯著為正,但樣本量僅有19個,未實現(xiàn)收斂,因此結(jié)果未匯報。。

表3 假設(shè)檢驗與內(nèi)生性問題測試結(jié)果

(三)穩(wěn)健性測試

1.內(nèi)生性問題

本文采用兩階段回歸的工具變量法(2SLS)和傾向得分匹配法(PSM)緩解研究過程中可能存在的內(nèi)生性問題。

首先,本文利用兩階段回歸的工具變量法(2SLS)降低遺漏控制變量對本文結(jié)果的影響。考慮到國有股權(quán)參股受民營企業(yè)所在行業(yè)、年度、省份經(jīng)濟(jì)發(fā)展?fàn)顩r的影響,本文借鑒謝德仁等[32]的思想,以民營企業(yè)所在行業(yè)、年度、省份國有股權(quán)參股比例的均值作為工具變量(IV),進(jìn)行2SLS回歸。以IV作為工具變量是合理的,因為該均值與單個民營企業(yè)中的國有股權(quán)參股比例相關(guān),而民營企業(yè)個體信用評級不會影響到該均值,使得IV滿足相關(guān)性和外生性要求。表3第(2)列為第一階段的回歸結(jié)果,IV在1%水平下顯著為正,模型回歸結(jié)果顯示F值為66.90,遠(yuǎn)大于10,拒絕了弱工具變量假設(shè),說明工具變量選取合理。將第一階段回歸后預(yù)測的國有股權(quán)參股的擬合值(IV_Mix)代替國有股權(quán)參股的真實值代入模型(1)中回歸,結(jié)果列示于表3第(3)列?？梢钥闯鯥V_Mix在10%的水平顯著為正,說明在考慮了遺漏控制變量的影響后,國有股權(quán)參股可以顯著提升民營企業(yè)信用評級的結(jié)論不變。

其次,為增強說明本文假設(shè)檢驗結(jié)論是由國有股權(quán)參股而非其他因素驅(qū)動,從而提高了民營企業(yè)的信用評級,本文采用PSM模型處理。具體步驟為:設(shè)置虛擬變量Mix_dum,將國有股權(quán)持股比例大于0的企業(yè)定義為處理組,賦值Mix_dum=1,將前十大股東中國有股權(quán)未持股的企業(yè)賦值Mix_dum=0,利用模型(1)中的控制變量,進(jìn)行最鄰近距離1∶1無放回的方式進(jìn)行l(wèi)ogit回歸,為處理組企業(yè)匹配對照組企業(yè)。這樣做的好處是盡可能的過濾可觀測因素差異對回歸結(jié)果的影響,僅考察國有股權(quán)是否參股兩組樣本之間差異的凈效應(yīng)。PSM匹配前后各控制變量的平衡測試結(jié)果(未列示,有需要可向作者索取)顯示,各控制變量間差異的t值檢驗均未達(dá)到顯著性水平,說明經(jīng)過PSM處理后處理組和對照組在可觀測因素范圍內(nèi)不存在顯著差異。匹配后兩組樣本間均值偏差(MeanBias)和中位數(shù)偏差(MedBias)分別為3.8%和2.6%,均小于5%,說明經(jīng)過匹配后兩組樣本企業(yè)擬合程度較好。僅保留匹配上的738個樣本,以Mix_dum為解釋變量,重新代入模型(1)中回歸,結(jié)果如表3第(4)列所示。Mix_dum在1%水平顯著為正,說明降低可觀測因素的影響后,相較于國有股權(quán)未參股的企業(yè),國有股權(quán)參股能顯著提高民營企業(yè)的信用評級,排除了其他因素驅(qū)動的替代解釋,為假設(shè)1a的成立提供了重要證據(jù)補充。

2.替換解釋變量

首先,借鑒錢愛民等[2]的研究,本文以民營企業(yè)前十大股東中國有股權(quán)持股比例之和(Mix_1)作為解釋變量,重新代入模型(1)中回歸,結(jié)果列示于表4第(1)列。其次,考慮外資持股和非國有基金持股的影響,剔除前十大股東中外資和非國有基金持股比例之和,重新計算前十大股東中國有股權(quán)持股比例的占比(Mix_2),用Mix_2代替Mix作為解釋變量代入模型(1)中回歸,結(jié)果如表4第(2)列所示。Mix_1和Mix_2的回歸系數(shù)分別為0.097、0.051,均在1%水平達(dá)到顯著,表明替換解釋變量的度量方式,并考慮外資和非國有基金持股的干擾后,國有股權(quán)參股可以顯著提升民營企業(yè)信用評級的結(jié)論不變。

表4 其他穩(wěn)健性檢驗結(jié)果

3.替換被解釋變量

首先,借鑒?，摤摵驮猍14]的研究,本文將被解釋變量設(shè)置為虛擬變量Credit_1,若企業(yè)主體信用評級為AAA,賦值Credit_1=1,否則賦值Credit_1=0,將樣本數(shù)據(jù)代入模型(1)中進(jìn)行l(wèi)ogit回歸,結(jié)果如表4第(3)列所示。其次,借鑒Dong等[33]的研究,本文以民營企業(yè)信用評級的自然對數(shù)(Credit_2)作為被解釋變量重新進(jìn)行回歸,結(jié)果如表4第(4)列所示。表4第(3)列和第(4)列中Mix的回歸系數(shù)均為正,且在1%水平顯著,表明替換了被解釋變量的度量方式后,國有股權(quán)參股可以顯著提升民營企業(yè)信用評級的結(jié)論保持不變。

4.更換估計模型

借鑒Alissa等[13]的研究,本文使用ordered probit模型(Oprobit)進(jìn)行回歸,回歸結(jié)果如表4第(5)列所示。Mix的回歸系數(shù)為正,且在1%水平顯著,說明在考慮了估計模型的影響后,國有股權(quán)參股可以提升民營企業(yè)信用評級的結(jié)論依然成立。

5.考慮新冠疫情的影響

新冠疫情的突然暴發(fā)和迅速傳播給我國各行業(yè)公司造成重大影響,導(dǎo)致公司業(yè)績大幅波動,股價下跌,大量企業(yè)陷入現(xiàn)金流困境,部分行業(yè)的領(lǐng)軍企業(yè)瀕臨破產(chǎn)邊緣[34],這顯然會提高民營企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險,進(jìn)而影響民營企業(yè)的信用評級。此時,民營企業(yè)中的國有股權(quán)能向市場傳遞出積極信號,政府會給予國有股權(quán)參股的民營企業(yè)更多幫扶,國有股權(quán)參股也便于民營企業(yè)從銀行等金融機構(gòu)獲得貸款資金,使其渡過難關(guān)。因此,本文借助新冠疫情事件為國有股權(quán)參股能產(chǎn)生“幫助之手”正向影響民營企業(yè)信用評級,而非“政策負(fù)擔(dān)”等會損害民營企業(yè)信用評級提供補充證據(jù)。本文僅保留2019年之后的樣本數(shù)據(jù)代入模型(1)中回歸,結(jié)果列示于表4第(6)列。Mix的回歸系數(shù)在5%水平顯著為正,為假設(shè)1a的合理性提供了重要支撐證據(jù)。

五、影響機制檢驗

前文假設(shè)檢驗及穩(wěn)健性測試結(jié)果均表明:國有股權(quán)參股能顯著提高民營企業(yè)的信用評級,而假設(shè)推演過程中,本文認(rèn)為國有股權(quán)參股可以通過緩解民營企業(yè)的融資約束、降低其經(jīng)營風(fēng)險,進(jìn)而提升民營企業(yè)的信用評級。本節(jié)將對兩者關(guān)系間的作用路徑進(jìn)行考察。

由于溫忠麟等[35]的中介效應(yīng)研究方法可能存在估計偏誤[36],且本文欲檢驗的國有股權(quán)參股對機制變量的影響采用的回歸模型(OLS和Logit模型)與Ologit模型存在顯著差異,使得采用溫忠麟等[35]的中介效應(yīng)研究方法會加劇估計偏誤可能性。因此借鑒何德旭等[6]、祝繼高和梁曉琴[36]、Chen等[37]的研究方法,設(shè)置如下模型(2),僅檢驗國有股權(quán)參股對機制變量(Ecovar)的影響。由于《中國人民銀行信用評級管理指導(dǎo)意見》明確規(guī)定,評級機構(gòu)需考慮企業(yè)的財務(wù)和經(jīng)營狀況(5)2006年3月,中國人民銀行下發(fā)《中國人民銀行信用評級管理指導(dǎo)意見》中“六、信用評級機構(gòu)要依據(jù)國家有關(guān)法律、行政法規(guī)、政策,按照中國人民銀行對信用評級要素、標(biāo)識及含義的要求(見附件),在對債務(wù)人主體的財務(wù)狀況、風(fēng)險管理、經(jīng)營能力、盈利能力等整體信用狀況進(jìn)行分析的基礎(chǔ)上,對債務(wù)的違約可能性及清償程度進(jìn)行綜合判斷,并以簡單、直觀的符號表示信用等級?！?其中提到的債務(wù)人主體的財務(wù)狀況、風(fēng)險管理、經(jīng)營能力、盈利能力等,本文將其概括為財務(wù)和經(jīng)營狀況。,使得機制變量融資約束和經(jīng)營風(fēng)險應(yīng)是評級機構(gòu)決策時的重要參考因素,因此兩者對民營企業(yè)信用評級的影響在時空和邏輯上均比較接近[38],說明本文采用該方法具有較強的合理性(6)本文也補充進(jìn)行了第三步檢驗,即分別將融資約束、經(jīng)營風(fēng)險與國有股權(quán)參股同時放入模型(1)中回歸,回歸系數(shù)的符號和顯著性與預(yù)期相符,留存?zhèn)渌??！?/p>

Ecovar=β0+β1Mix+βiControls+ξ

(2)

(一)融資約束的影響機制檢驗

關(guān)于融資約束的衡量,已有研究中廣泛使用的是KZ指數(shù)、WW指數(shù)和SA指數(shù)。KZ指數(shù)和WW指數(shù)測算所使用的指標(biāo)存在較強的內(nèi)生性問題,使得測算結(jié)果可能存在偏誤,而Hadlock和Pierce[39]構(gòu)建的SA指數(shù)測算所使用的企業(yè)規(guī)模和年齡具有很強的外生性[40],測算結(jié)果準(zhǔn)確度高,故本文使用SA指數(shù)來衡量民營企業(yè)的融資約束程度。SA指數(shù)的具體計算方式為:SA=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×Age,其中Size為企業(yè)本期末資產(chǎn)總額取自然對數(shù),Age為企業(yè)上市年限取自然對數(shù)。SA為反向指標(biāo),其值越小,說明企業(yè)面臨的融資約束程度越低。將樣本數(shù)據(jù)代入模型(2)中回歸,結(jié)果如表5第(1)列所示。Mix的回歸系數(shù)為-0.002,在5%水平達(dá)到顯著,說明國有企業(yè)參股可以顯著緩解民營企業(yè)面臨的融資約束困境,進(jìn)而有助于提升其信用評級。

表5 影響機制檢驗結(jié)果

(二)經(jīng)營風(fēng)險的影響機制檢驗

企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(Risk),為承擔(dān)風(fēng)險需消耗企業(yè)資源[41]。經(jīng)營風(fēng)險過高對資源困乏的民營企業(yè)而言可能是雪上加霜,因此降低經(jīng)營風(fēng)險對提高民營企業(yè)信用評級顯得至關(guān)重要。借鑒譚勁松等[42]的研究,本文使用營業(yè)收入與行業(yè)年度營業(yè)收入均值的離差率衡量企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險(Risk)。具體而言,首先計算樣本企業(yè)與行業(yè)年度營業(yè)收入均值的離差率,然后計算近5年各樣本企業(yè)離差率的標(biāo)準(zhǔn)差,標(biāo)準(zhǔn)差越小,說明企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險越低。將樣本數(shù)據(jù)代入模型(2)中回歸,結(jié)果如表5第(2)列所示。Mix的回歸系數(shù)為-0.001,在10%水平顯著為負(fù),說明國有股權(quán)參股能顯著降低民營企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險,從而正向影響民營企業(yè)的信用評級。

除此之外,本文還補充了如下檢驗,首先,借鑒羅黨論和趙聰[43]關(guān)于高壁壘行業(yè)的定義,設(shè)置虛擬變量Monopoly,如果民營企業(yè)經(jīng)營領(lǐng)域處于高壁壘行業(yè),賦值Monopoly=1,否則賦值Monopoly=0。顯然,高壁壘行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量少,經(jīng)營風(fēng)險低,有利于民營企業(yè)獲取更高的信用評級。因此,以Monopoly為被解釋變量代入模型(2)進(jìn)行l(wèi)ogit回歸,結(jié)果如表5第(3)列所示。Mix的回歸系數(shù)為0.046,在5%水平顯著為正,說明國有股權(quán)參股使民營企業(yè)獲得更多的政府關(guān)照和幫襯,有助于民營企業(yè)進(jìn)入高壁壘行業(yè)經(jīng)營,降低其經(jīng)營風(fēng)險。其次,借鑒顧小龍等[44]的研究,本文以總資產(chǎn)報酬率(Roa)衡量企業(yè)的盈利能力,企業(yè)盈利能力越強,經(jīng)營風(fēng)險越低。將樣本數(shù)據(jù)代入模型(2)中回歸,結(jié)果如表5第(4)列所示。Mix的回歸系數(shù)為0.0002(7)表5中僅保留三位小數(shù)。,在10%水平顯著為正,說明國有股權(quán)參股能顯著提高民營企業(yè)的盈利能力,降低其經(jīng)營風(fēng)險。最后,借鑒翟淑萍等[45]的研究,以Merton DD模型估計企業(yè)債務(wù)違約風(fēng)險(DD_Merton),將樣本數(shù)據(jù)代入模型(2)中回歸,結(jié)果如表7第(5)列所示。Mix的回歸系數(shù)為-0.022,在10%水平顯著為負(fù),說明國有股權(quán)參股能顯著降低民營企業(yè)的債務(wù)違約風(fēng)險,從而顯著提升其信用評級。

六、進(jìn)一步研究

本節(jié)將從內(nèi)部因素下的管理層代理成本、國有股權(quán)制衡度和外部因素下的行業(yè)競爭程度、經(jīng)濟(jì)政策不確定性等角度,對國有股權(quán)參股影響民營企業(yè)信用評級的調(diào)節(jié)作用進(jìn)行考察,以期為兩者關(guān)系間的作用機制提供更多補充證據(jù)。

1.管理層代理成本

管理層代理成本高,其有更強的動機去操縱盈余,加劇企業(yè)與外界的信息不對稱,使得企業(yè)面臨更強的融資約束問題[46],會對民營企業(yè)的信用評級產(chǎn)生顯著負(fù)面影響。國有股權(quán)參股后,在民營企業(yè)中移植國有企業(yè)的公司治理機制,對其組織架構(gòu)進(jìn)行重構(gòu)[2,24],有利于緩解民營企業(yè)的管理層代理問題。因此,本文預(yù)期管理層代理成本越高,國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用越有效。借鑒潘越等[47]的研究,用管理費用率衡量管理層代理成本(Expense)高低,將Expense及Expense和Mix的交乘項(Mix×Expense)放入模型(1)中回歸,結(jié)果如表6第(1)列所示。Mix×Expense的回歸系數(shù)為0.033,在1%水平顯著為正,說明民營企業(yè)管理層代理成本越高,國有股權(quán)參股對其信用評級的提升作用越有效,與預(yù)期相符。

表6 進(jìn)一步研究的檢驗結(jié)果

2.國有股權(quán)制衡度

民營企業(yè)控股人有更強的掏空動機[48],控股股東掏空會嚴(yán)重?fù)p害民營企業(yè)資源可使用性,提高民營企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險。研究認(rèn)為股權(quán)制衡能產(chǎn)生較好的公司治理效應(yīng)[49],有效抑制控股股東的掏空行為[48],因此本文預(yù)期國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用隨國有股權(quán)制衡度的提高而增強。借鑒曹越等[50]的研究,構(gòu)建前十大股東持股比例的赫芬達(dá)爾指數(shù)(Shrhfd_10)衡量國有股權(quán)制衡程度,將Shrhfd_10及Shrhfd_10和Mix的交乘項(Mix×Shrhfd_10)放入模型(1)中回歸,結(jié)果如表6第(2)列所示。Mix×Shrhfd_10的回歸系數(shù)為0.284,在10%水平顯著為正,說明隨國有股權(quán)制衡度的提高,國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用越有效。

3.行業(yè)競爭程度

行業(yè)競爭程度高,說明行業(yè)內(nèi)企業(yè)數(shù)量多,在資源和利潤空間一定的情況下,企業(yè)數(shù)量越多,分?jǐn)傊羻我黄髽I(yè)的份額越少。因此,行業(yè)競爭程度越高,民營企業(yè)面臨的融資約束程度和經(jīng)營困境越嚴(yán)重。國有股權(quán)參股能有效降低民營企業(yè)面臨的融資困境[5-7]和增強民營企業(yè)在市場中的競爭力[2],從而緩解行業(yè)競爭程度高對其信用評級的負(fù)面影響。故本文預(yù)期國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用在行業(yè)競爭程度高的企業(yè)中更有效。借鑒陳良銀等[51]的研究,以行業(yè)內(nèi)各企業(yè)營業(yè)收入占行業(yè)營業(yè)收入總和比例的平方和構(gòu)建赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI),衡量行業(yè)競爭程度。將HHI及HHI和Mix的交乘項(Mix×HHI)放入模型(1)中回歸,結(jié)果如表6第(3)列所示。Mix×HHI的回歸系數(shù)為-0.329,在5%水平顯著為負(fù),說明國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用在行業(yè)競爭程度高時更有效,與預(yù)期相符。

4.經(jīng)濟(jì)政策不確定性

經(jīng)濟(jì)政策不確定性會抑制銀行等為民營企業(yè)貸款的意愿或提高其貸款成本,加劇民營企業(yè)面臨的融資約束困境[52]。同時,經(jīng)濟(jì)政策不確定性增大了民營企業(yè)所處外部環(huán)境的變化程度,加大了民營企業(yè)的經(jīng)營風(fēng)險[53]。國有股權(quán)參股使民營企業(yè)擁有國資背景,并向外界傳遞出其有政府隱性擔(dān)保的積極信號[2],能降低銀行等金融機構(gòu)對民營企業(yè)貸款償還違約的風(fēng)險預(yù)期,提高國有股權(quán)參股的民營企業(yè)獲得外部資源的可能性。而國有股權(quán)參股也使得民營企業(yè)能進(jìn)入高壁壘行業(yè)[2],緩和外部環(huán)境變化帶來的沖擊,降低其經(jīng)營風(fēng)險。因此,本文預(yù)期隨著經(jīng)濟(jì)政策不確定性的提高,國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用越有效。借鑒Baker等[54]構(gòu)建的中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)(8)中國經(jīng)濟(jì)政策不確定性數(shù)據(jù)來源網(wǎng)址為:http://www.policyuncertainty.com/。衡量民營企業(yè)所處年度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性,即以某年度經(jīng)濟(jì)政策不確定性指數(shù)的均值反映該年度的經(jīng)濟(jì)政策不確定性(EPU)。將EPU及EPU和Mix的交乘項(Mix×EPU)放入模型(1)中回歸,結(jié)果如表6第(4)列所示。Mix×EPU的回歸系數(shù)為0.0004(9)表8中僅保留三位小數(shù)。,在1%水平顯著為正,與預(yù)期相符。

七、研究結(jié)論與啟示

推動混合所有制改革促進(jìn)企業(yè)健康持續(xù)發(fā)展是實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型的重要舉措。民營企業(yè)是推動我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要支柱,探討國有股權(quán)參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效應(yīng)至關(guān)重要。本文利用2010—2022年滬深A(yù)股非金融民營企業(yè)為研究考察對象,以企業(yè)信用評級為切入點,從國有股權(quán)參股可能產(chǎn)生的“幫助之手”和“政策負(fù)擔(dān)”兩個方向進(jìn)行推演,實證考察國有股權(quán)參股如何影響民營企業(yè)信用評級后發(fā)現(xiàn):國有股權(quán)參股可以顯著提高民營企業(yè)的信用評級,該結(jié)論經(jīng)多種方法進(jìn)行內(nèi)生性檢驗和穩(wěn)健性測試后均保持不變?；谟绊憴C制的檢驗發(fā)現(xiàn),國有股權(quán)參股發(fā)揮的“幫助之手”,能緩解民營企業(yè)的融資困境和降低其經(jīng)營風(fēng)險,進(jìn)而有助于提升民營企業(yè)信用評級;進(jìn)一步研究考察企業(yè)內(nèi)外部因素的調(diào)節(jié)作用發(fā)現(xiàn),在管理層代理成本、國有股權(quán)制衡度、行業(yè)競爭程度和經(jīng)濟(jì)政策不確定性更高時,國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的提升作用更有效。

本研究具有較強的理論貢獻(xiàn),不僅表現(xiàn)在以企業(yè)信用評級為研究視角可以為國有股權(quán)參股民營企業(yè)的經(jīng)濟(jì)后果提供經(jīng)驗證據(jù),而且能夠立足經(jīng)濟(jì)發(fā)展新階段為繼續(xù)推進(jìn)混合所有制改革,特別是民營企業(yè)“反向混改”提供理論支撐。除此之外,本文構(gòu)建理論框架研究國有股權(quán)參股對民營企業(yè)信用評級的影響,還能對企業(yè)信用評級影響因素的文獻(xiàn)進(jìn)行豐富和補充。

本研究的實踐價值和政策啟示:首先,融資難、融資貴,經(jīng)營不確定性高一直是阻礙民營企業(yè)健康發(fā)展的羈絆。政府應(yīng)持續(xù)有效推進(jìn)混合所有制改革,促進(jìn)國有資本投資民營企業(yè),緩解民營企業(yè)融資約束問題,降低民營企業(yè)經(jīng)營風(fēng)險,對提升民營企業(yè)信用評級,促使其健康持續(xù)發(fā)展、實現(xiàn)我國經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)轉(zhuǎn)型具有重要意義。其次,國有股權(quán)參股民營企業(yè)可以實現(xiàn)“1+1>2”效應(yīng)。對國有出資者而言,以低于控制權(quán)的資本投資入股民營企業(yè),“有利于放大國有資本功能”,實現(xiàn)“1+1>2”效應(yīng)。對引入非控股國有股權(quán)的民營企業(yè)而言,既能享受國有股權(quán)帶來的制度紅利,又能保留靈活性、高效性和創(chuàng)新性優(yōu)勢,達(dá)到兩者互補、促進(jìn)雙方高質(zhì)量發(fā)展的作用。最后,本研究基于內(nèi)外部因素的調(diào)節(jié)作用檢驗結(jié)果,為民營企業(yè)根據(jù)自身特征和外部經(jīng)營狀況有效借助國有股權(quán)參股來提升其信用評級,幫助其實現(xiàn)長足、健康穩(wěn)定發(fā)展具有重要啟示意義。