聯(lián)合授信制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響

沈 璐 向 銳

(四川大學(xué)商學(xué)院)

1 研究背景

作為企業(yè)資金的重要供給者,銀行業(yè)金融機構(gòu)提供的信貸資源是企業(yè)開展多元化經(jīng)營選擇的重要條件[1]。但近年來,雨潤集團、輝山乳業(yè)等大型企業(yè)通過大規(guī)模舉債籌集資金進行多元擴張,導(dǎo)致主業(yè)業(yè)績嚴重受損,甚至喪失償債能力,陷入財務(wù)困境的案例屢見不鮮。作為外部債權(quán)人,銀行業(yè)金融機構(gòu)為何沒能有效遏制企業(yè)過度融資,甚至為企業(yè)盲目進行多元擴張?zhí)峁┵Y金支持,加劇債務(wù)違約風(fēng)險?上述問題引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注與討論。羅付巖[1]發(fā)現(xiàn),銀行股權(quán)關(guān)聯(lián)弱化了債權(quán)人的監(jiān)督治理職能。持股銀行業(yè)金融機構(gòu)的企業(yè)往往通過關(guān)系融資獲得更多資金支持,加劇多元化經(jīng)營的動機,最終出現(xiàn)“多元化折價”。李佳霖等[2]證實“所有制歧視”會導(dǎo)致信貸資源配置效率低下,從而誘發(fā)國有企業(yè)管理者為增加短期利潤、獲取私人收益采取多元化戰(zhàn)略,涉足金融領(lǐng)域或者其他熱點行業(yè),導(dǎo)致其陷入 “集而不團,大而不強”的困境,且該效應(yīng)在銀行競爭程度低的地區(qū)更為顯著[3]。結(jié)合外部環(huán)境,馬傳慧等[4]發(fā)現(xiàn)受制于中國不完善的信貸管理體制,銀行業(yè)金融機構(gòu)的信息甄別機制并未發(fā)揮作用,在信息不對稱的環(huán)境下普遍存在逆向選擇問題,導(dǎo)致信貸資源更多流向過度投資企業(yè)。鄧路等[5]證實中國銀行業(yè)金融機構(gòu)體系存在資金配置扭曲問題,銀行業(yè)金融機構(gòu)為企業(yè)提供了超過自身所需最優(yōu)規(guī)模的貸款,在中國經(jīng)理人市場不夠完善的背景下,助長了管理者過度投資與多元擴張。這不僅為企業(yè)進行多元化經(jīng)營提供資源,還加劇了銀行業(yè)金融機構(gòu)的信貸風(fēng)險。

為抑制多頭融資、過度融資,有效防控企業(yè)杠桿率上升引發(fā)的信用風(fēng)險,中國銀行保險監(jiān)督管理委員會于2018年6月發(fā)布《銀行業(yè)金融機構(gòu)聯(lián)合授信管理辦法》(簡稱《聯(lián)合授信管理辦法》),部署推進試點工作。該辦法提出建立成員銀行共同協(xié)商聯(lián)合授信額度管理與融資臺賬管理等機制,要求成員銀行共同確認授信總額,提高信貸決策的謹慎性與獨立性,從而為抑制企業(yè)通過關(guān)系融資盲目開展多元化經(jīng)營提供制度支持[1]。同時,通過設(shè)立信息共享制度,要求企業(yè)及時、完整、真實地對信息進行披露,進而緩解因信息不對稱導(dǎo)致信貸資源更多流向過度投資企業(yè),成為企業(yè)盲目擴張的“助推器”[4]。此外,該辦法強調(diào)構(gòu)建風(fēng)險預(yù)警機制,要求成員銀行強化多家銀行業(yè)金融機構(gòu)對單一企業(yè)的授信風(fēng)險管理,加大對企業(yè)違反銀企協(xié)議,改變資金用途的懲戒力度,從而抑制企業(yè)為實現(xiàn)短期投機套利將信貸資金用于粗放式的多元擴張。鑒于此,本研究以《聯(lián)合授信管理辦法》為依據(jù)進行準自然實驗,從企業(yè)多元化經(jīng)營視角切入,運用PSM-DID模型探討聯(lián)合授信制度的有效性。

本研究的邊際貢獻主要包括:①為聯(lián)合授信制度的經(jīng)濟后果提供了微觀層面的經(jīng)驗證據(jù)。作為一項重要的制度創(chuàng)新,僅有少數(shù)文獻從企業(yè)投融資效率視角對聯(lián)合授信制度的政策效應(yīng)進行檢驗[6,7],鮮有研究探討該制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響,且現(xiàn)有文獻對制度的實施時間和納入標準測度存在不足(1)關(guān)于聯(lián)合授信制度的實施時間界定,黃飛鳴等[6]考慮到實證研究中對樣本量的要求,主要以2014年開始在浙江、江蘇、福建、重慶、山東等省市進行聯(lián)合授信管理為準自然實驗,并直接套用2018年《聯(lián)合授信管理辦法》的納入標準。但由于聯(lián)合授信制度的推出是在2018年,先前試點省市的樣本量較少且標準各不相同,現(xiàn)有評估聯(lián)合授信制度效果的研究不足以反映當(dāng)前中國聯(lián)合授信的發(fā)展狀況。。②為企業(yè)多元化經(jīng)營的影響因素研究提供了新視角。③關(guān)于企業(yè)多元化經(jīng)營的經(jīng)濟后果存在“折價觀”和“溢價觀”的廣泛爭議,本研究從聯(lián)合授信制度這一視角為“多元化折價”提供了經(jīng)驗證據(jù),這不僅為規(guī)范企業(yè)治理體系,引導(dǎo)企業(yè)專注主業(yè),降低信貸違約風(fēng)險,助力實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展提供理論支持,也促進了銀行業(yè)金融機構(gòu)積極發(fā)揮監(jiān)督治理作用,為政府對其進行后續(xù)改革及試點推廣提供制度參考。

2 理論分析與研究假設(shè)

作為規(guī)范多家銀行業(yè)金融機構(gòu)為單一企業(yè)提供授信的重要監(jiān)管制度,《聯(lián)合授信管理辦法》可能會從以下4個方面對企業(yè)多元化經(jīng)營產(chǎn)生影響:①《聯(lián)合授信管理辦法》要求成員銀行根據(jù)企業(yè)經(jīng)營及負債狀況、實際融資需求聯(lián)合確定授信總額。同時,成員銀行有權(quán)自主定價,企業(yè)在聯(lián)合授信額度內(nèi),可以自主選擇成員銀行進行融資。該要求不僅有助于銀行業(yè)金融機構(gòu)強化對企業(yè)融資上限的監(jiān)管,抑制銀行業(yè)金融機構(gòu)為爭奪客戶資源導(dǎo)致的多頭融資與過度授信,還加劇了銀行業(yè)金融機構(gòu)的競爭程度,提高信貸資源配置效率[8],從而緩解過度授信對企業(yè)多元化經(jīng)營活動產(chǎn)生“金融資源詛咒”[3]。②聯(lián)合授信制度將先前銀行業(yè)金融機構(gòu)各自與企業(yè)協(xié)商模式轉(zhuǎn)換為成員銀行共同與企業(yè)協(xié)商模式。該措施約束了銀行業(yè)金融機構(gòu)授信的自由度,壓縮了銀企合謀的空間,從而提高信貸決策的獨立性與謹慎性,抑制關(guān)系融資助推企業(yè)選擇粗放式發(fā)展戰(zhàn)略,通過盲目加杠桿開展多元化經(jīng)營[4],并最終陷入“企者不立,跨者不行”的困境。③《聯(lián)合授信管理辦法》提出構(gòu)建信息共享制度,要求各成員銀行共同收集匯總、交叉核驗信息,共享內(nèi)外部信息源。同時,將本地和外地銀行、本地和異地企業(yè)所有信貸活動納入統(tǒng)一的信息管理系統(tǒng),要求企業(yè)在融資行為發(fā)生后5個工作日內(nèi)告知聯(lián)合授信委員會,并應(yīng)該及時完整地披露關(guān)聯(lián)方及交易情況。上述措施不僅降低了信息不對稱程度,緩解因信息割裂影響銀行業(yè)金融機構(gòu)的甄別機制,還拓寬了債權(quán)人的監(jiān)管范圍,促使銀行業(yè)金融機構(gòu)更加全面、嚴格地調(diào)查審核貸款信息,評估信貸風(fēng)險,并在貸后管理中對授信資金的使用情況進行持續(xù)跟蹤,從而更好地識別并抑制企業(yè)為追逐短期利潤、獲取私人收益改變資金用途,涉足金融領(lǐng)域或者其他熱點行業(yè)進行跨行業(yè)套利。④聯(lián)合授信制度提出構(gòu)建風(fēng)險預(yù)警機制。具體來說,若企業(yè)實際融資額超過聯(lián)合授信委員會規(guī)定總額的90%,或規(guī)定的風(fēng)險預(yù)警線,或出現(xiàn)重大風(fēng)險事件,或企業(yè)經(jīng)營狀況、內(nèi)外部治理機制、外部環(huán)境出現(xiàn)重大變化可能影響償債能力時,應(yīng)當(dāng)將企業(yè)列入風(fēng)險預(yù)警狀態(tài)。此時,牽頭行應(yīng)按要求召開聯(lián)席會議,共同討論應(yīng)對措施并上報銀行業(yè)協(xié)會備案。同時,要求成員銀行對風(fēng)險預(yù)警企業(yè)的新增融資申請推行更加審慎嚴格的核查標準、風(fēng)控措施和風(fēng)險緩釋措施。以上措施可能通過加強把控多家銀行業(yè)金融機構(gòu)對單一企業(yè)的授信風(fēng)險,提升銀行業(yè)金融機構(gòu)的債權(quán)融資效率、風(fēng)險預(yù)警和防控水平,從而強化對企業(yè)短視行為與非理性決策的監(jiān)管,抑制企業(yè)在擁有超過自身需求的資金后為投機套利進行多元擴張[9]。綜上, 聯(lián)合授信制度的實施能夠促進銀行業(yè)金融機構(gòu)發(fā)揮監(jiān)督作用,抑制企業(yè)多元擴張趨勢。由此,提出以下假設(shè):

假設(shè)1聯(lián)合授信制度能夠降低企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。

由于中國企業(yè)股權(quán)高度集中,甚至出現(xiàn)“一股獨大”現(xiàn)象。在企業(yè)治理機制與投資者保護制度不夠完善的背景下,大股東掏空企業(yè)資金,侵占中小股東與債權(quán)人利益的事件屢見不鮮。杜勇等[10]研究發(fā)現(xiàn),大股東往往通過跨行業(yè)套利獲取短期收益,并利用關(guān)聯(lián)交易、資金占用等手段轉(zhuǎn)移利潤,即通過粗放式多元化經(jīng)營獲取的短期收益,為大股東實施掏空行為創(chuàng)造了機會,進而成為大股東謀取私利的工具。因此,股權(quán)集中度高的企業(yè)更有可能開展多元化經(jīng)營。聯(lián)合授信制度通過共享企業(yè)內(nèi)外部信息源、轉(zhuǎn)變授信談判模式、構(gòu)建風(fēng)險預(yù)警機制等措施,促進成員銀行重視對企業(yè)信息的貸前調(diào)查審核和資金用途的貸后持續(xù)監(jiān)督,從而更為有效地緩解大股東和債權(quán)人因代理沖突導(dǎo)致的道德風(fēng)險,削弱大股東為追逐短期利潤、謀取私利進行跨行業(yè)套利,開展粗放式多元化經(jīng)營的動機。由此,提出以下假設(shè):

假設(shè)2當(dāng)股權(quán)集中度高時,聯(lián)合授信制度更可能降低企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。

由于企業(yè)總是在特定的市場環(huán)境里開展生產(chǎn)經(jīng)營活動,其多元化戰(zhàn)略選擇將受到環(huán)境不確定性的影響。具體來說,更高的環(huán)境不確定性增加了信息不對稱程度,從而加大銀行業(yè)金融機構(gòu)的監(jiān)管難度,且管理者可以將投資失敗的原因歸于外部客觀環(huán)境,為其改變資金用途進行跨行業(yè)套利行為提供空間。同時,較高的環(huán)境不確定性增加了管理者完成預(yù)期目標的難度[11]。此時,管理者更急于尋求新的利潤增長點,加劇其進行多元擴張的動機,即通過投資熱點行業(yè)套取短期利潤。綜上,環(huán)境不確定性高的企業(yè)有更強的動機選擇多元化發(fā)展戰(zhàn)略。聯(lián)合授信制度通過設(shè)立信息共享制度降低信息不對稱,并要求成員銀行加強對企業(yè)融資上限、授信風(fēng)險及貸后資金用途的監(jiān)管力度。以上措施促進債權(quán)人發(fā)揮監(jiān)督治理作用,提高信貸資源配置效率,加大管理者隨意改變資金用途的難度,從而更大程度地降低環(huán)境不確定性高企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。由此,提出以下假設(shè):

假設(shè)3當(dāng)環(huán)境不確定性高時,聯(lián)合授信制度更可能降低企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。

3 研究設(shè)計

3.1 樣本選取及數(shù)據(jù)來源

結(jié)合數(shù)據(jù)可得性以及為保證事件發(fā)生前后的樣本規(guī)模相對均衡,本研究選取中國滬深兩市A股上市企業(yè)2014～2020年數(shù)據(jù)為研究樣本。同時,對初始樣本進行以下處理:①剔除金融行業(yè)樣本;②剔除ST、*ST、PT樣本;③剔除2014年后上市樣本;④剔除主要變量缺失樣本。最終,本研究共得到3 760家企業(yè)20 097個“企業(yè)-年度”觀測值。為控制極端值對結(jié)果的影響,對連續(xù)變量1%以下和99%以上分位數(shù)進行縮尾處理。本研究中企業(yè)的授信銀行業(yè)金融機構(gòu)數(shù)量來自Wind數(shù)據(jù)庫,并通過手工整理得到,其余數(shù)據(jù)來自Wind數(shù)據(jù)庫與CSMAR數(shù)據(jù)庫。

3.2 變量定義與模型設(shè)計

3.2.1變量定義

被解釋變量(D1、D2)是企業(yè)多元化經(jīng)營的代理變量,參考李佳霖等[2]、潘紅波等[12]、劉卿龍等[13]的研究,本研究分別使用赫芬達爾指數(shù)(D1)和收入熵指數(shù)(D2)來度量。其中,赫芬達爾指數(shù)為負向指標,該值越小,代表企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高;收入熵指數(shù)為正向指標,該值越大,代表企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高。此外,本研究還選取企業(yè)進行多元化經(jīng)營的行業(yè)數(shù)目度量多元化經(jīng)營程度,用于穩(wěn)健性檢驗。

解釋變量參考黃飛鳴等[6]的研究,本研究按企業(yè)是否符合《聯(lián)合授信管理辦法》試點標準界定試點企業(yè)啞變量(T),即若企業(yè)的授信家數(shù)在3家以上且融資余額合計超過20億元則納入實驗組,否則為對照組。

此外,參考羅付巖[1]、楊興全等[14]的做法,本研究選擇下列控制變量(Controls):企業(yè)規(guī)模(S)、財務(wù)杠桿(L)、盈利能力(RO)、企業(yè)成長性(G)、經(jīng)營活動凈現(xiàn)金流(O)、第一大股東持股(TO)、董事會規(guī)模(BO)、行業(yè)利潤率(IR)、市場前景(IT)、市場競爭(H)和地區(qū)銀行業(yè)競爭程度(BA)。同時,為降低經(jīng)濟周期、宏觀經(jīng)濟沖擊以及遺漏變量對企業(yè)多元化經(jīng)營程度的影響,本研究控制了個體固定效應(yīng)(FE)與時間固定效應(yīng)(YE)。其中,個體固定效應(yīng)(FE)吸收了處理項(T),時間固定效應(yīng)(YE)吸收了時間項(P)。此外,為緩解聚類效應(yīng)對標準誤的干擾,本研究回歸分析使用穩(wěn)健(Robust)估計并進行了企業(yè)層面的聚類調(diào)整。主要變量的定義見表1。

表1 主要變量定義與說明

3.2.2模型設(shè)計

聯(lián)合授信試點政策為考察銀行業(yè)金融機構(gòu)對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響提供了“準自然實驗”。本研究將該試點政策作為外生沖擊,借助雙重差分(DID)模型(1)并通過固定效應(yīng)估計,可以在一定程度上緩解內(nèi)生性問題和遺漏變量偏誤問題,進而更加準確地識別并估計該制度的政策效應(yīng)。

D1i,t/D2i,t=α0+α1Pt×Ti+αiControlsi,t+

FE+YE+εi,t,

(1)

式中,i為企業(yè);t為年份;α0為常數(shù)項;α1、αi為回歸系數(shù);εi,t為隨機擾動項。

進一步,為了檢驗假設(shè)2和假設(shè)3,本研究在模型(1)的基礎(chǔ)上分別引入聯(lián)合授信試點政策變量P×T與股權(quán)集中度、環(huán)境不確定性虛擬變量(TOD、EUD)的交乘項P×T×TOD、P×T×EUD,并構(gòu)建以下模型,以觀察聯(lián)合授信試點政策對不同股權(quán)集中度、環(huán)境不確定性企業(yè)的差異化影響。

D1i,t/D2i,t=α0+α1Pt×Ti×TODi,t+

α2Pt×Ti+α3Ti×TODi,t+α4Pt×TODi,t+

αiControlsi,t+FE+YE+εi,t;

(2)

D1i,t/D2i,t=α0+α1Pt×Ti×EUDi,t+

α2Pt×Ti+α3Ti×EUDi,t+α4Pt×EUDi,t+

αiControlsi,t+FE+YE+εi,t,

(3)

式中,α2～α4均為系數(shù)。

3.3 匹配變量的選擇

受限于現(xiàn)實無法觀測到實驗組沒有被納入聯(lián)合授信試點的情形,為緩解由于可觀測變量模型設(shè)定偏誤產(chǎn)生的遺漏變量問題,本研究運用傾向得分匹配法(PSM),從沒有被納入聯(lián)合授信試點樣本中,根據(jù)半徑匹配篩選出與被納入聯(lián)合授信試點最接近的樣本作為控制組,并以控制組為參照,考察聯(lián)合授信試點制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響,以減少企業(yè)間的系統(tǒng)性差異,從而降低單獨采用雙重差分(DID)方法產(chǎn)生的估計偏誤。參考曹越等[15]的研究,運用逐步回歸法,篩選出控制變量中對企業(yè)能否被納入聯(lián)合授信試點制度(T)有顯著影響的變量作為匹配變量。此外,為滿足共同支撐假設(shè),本研究刪除非重合區(qū)域的樣本后,通過對匹配變量進行平衡性檢驗來考察匹配質(zhì)量和實證結(jié)果的有效性,觀測值減少到19 982,檢驗結(jié)果見表2。由表2可知,實驗組和控制組根據(jù)上述匹配變量完成匹配后,匹配變量的偏差顯著降低。其中,絕對值均小于5%,而且均值至少在10%的統(tǒng)計水平上均無顯著差異,為后續(xù)實證檢驗挑選出較為理想的樣本,使樣本能夠更好地符合雙重差分(DID)的前提要求,有利于檢驗聯(lián)合授信試點制度的真實效應(yīng)。

表2 平衡性檢驗(N=19 982)

4 實證結(jié)果與分析

4.1 描述性統(tǒng)計

經(jīng)過PSM匹配后主要研究變量的描述性統(tǒng)計見表3。由表3可知,赫芬達爾指數(shù)(D1)的最大值與最小值分別為1.000和0.233,收入熵指數(shù)(D2)的最大值與最小值分別為1.606和0.000,與既有文獻的結(jié)果基本一致[2,16],表明各企業(yè)多元化經(jīng)營程度存在明顯的異質(zhì)性特征。P的均值為0.506,表明試點前后的樣本規(guī)模相對均衡。T的均值為0.090,表示試點地區(qū)樣本占比為9.00%,控制變量的結(jié)果均處在合理區(qū)間,與現(xiàn)有研究近似,此處不再贅述。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(N=19 982)

4.2 實證檢驗結(jié)果及分析

4.2.1聯(lián)合授信制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響

模型(1)的檢驗結(jié)果見表4。表4中列(1)、列(3)為單變量回歸結(jié)果。當(dāng)被解釋變量為D1(D2)時,P×T的系數(shù)為0.013(-0.024),均在5%的水平上顯著,初步支持了假設(shè)1,即被納入聯(lián)合授信制度會顯著降低企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。列(2)、列(4)為加入控制變量的回歸結(jié)果。當(dāng)被解釋變量為D1(D2)時,P×T的系數(shù)為0.017(-0.030),均在1%的水平上顯著。上述回歸結(jié)果表明,在控制其他影響企業(yè)多元化經(jīng)營的變量后,聯(lián)合授信試點制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的抑制效應(yīng)依舊顯著,假設(shè)1得到驗證,即《聯(lián)合授信管理辦法》實施后,企業(yè)多元化經(jīng)營程度顯著降低,支持了監(jiān)管有效觀。

表4 聯(lián)合授信制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響(N=19 982)

4.2.2考慮股權(quán)集中度的影響

為進一步檢驗聯(lián)合授信制度對不同股權(quán)集中度企業(yè)可能帶來的差異化影響,本研究根據(jù)企業(yè)股權(quán)集中度的中位數(shù)構(gòu)造虛擬變量(TOD),若股權(quán)集中度高取值為1,否則為0。股權(quán)集中度的差異化影響見表5中列(1)、列(2)。結(jié)果表明,當(dāng)被解釋變量是D1時,交乘項P×T×TOD的系數(shù)顯著為正;當(dāng)被解釋變量是D2時,交乘項P×T×TOD的系數(shù)顯著為負。這說明聯(lián)合授信制度能夠更大程度地抑制股權(quán)集中度高的企業(yè)開展多元化經(jīng)營?？赡艿脑蛟谟?更高的股權(quán)集中度為大股東通過自身優(yōu)勢謀取私利創(chuàng)造條件,進而激化了股東與債權(quán)人的代理沖突,誘使大股東犧牲債權(quán)人利益,通過跨行業(yè)套利為其實施掏空行為提供機會。聯(lián)合授信制度要求成員銀行開展信息共享、轉(zhuǎn)變授信談判模式,重視信貸風(fēng)險評估與預(yù)警,從而約束了銀行業(yè)金融機構(gòu)的授信自由度,提高銀行業(yè)信貸決策的獨立性與謹慎性,更為有效地抑制大股東將跨行業(yè)套利作為其謀取私利的工具。因此,聯(lián)合授信制度將更為有效地削弱股權(quán)集中度高企業(yè)的多元化經(jīng)營動機。 故假設(shè)2得到驗證。

表5 股權(quán)集中度、環(huán)境不確定性的差異化影響(N=19 982)

4.2.3考慮環(huán)境不確定性的影響

為進一步探討聯(lián)合授信制度對企業(yè)多元化經(jīng)營在面臨不同環(huán)境不確定性企業(yè)中的差異化影響,借鑒申慧慧[17]的研究,選取企業(yè)過去5年非正常銷售收入的標準差并經(jīng)過行業(yè)調(diào)整后的值,作為環(huán)境不確定性的代理變量,并按照其中位數(shù)構(gòu)造虛擬變量(EUD),若環(huán)境不確定性高取值為1,否則為0。環(huán)境不確定性的差異化影響見表5中列(3)、列(4)。結(jié)果表明,當(dāng)被解釋變量是D1時,交乘項P×T×EUD的系數(shù)顯著為正;當(dāng)被解釋變量是D2時,交乘項P×T×EUD的系數(shù)顯著為負。這說明聯(lián)合授信制度能夠更大程度地降低環(huán)境不確定性高企業(yè)的多元化經(jīng)營程度?？赡艿脑蛟谟?更高的環(huán)境不確定性加大了銀行業(yè)金融機構(gòu)獲取信息、監(jiān)督企業(yè)的難度與成本,影響債權(quán)治理的有效性,為企業(yè)進行多元化經(jīng)營提供空間。聯(lián)合授信制度通過設(shè)立信息共享機制、風(fēng)險預(yù)警機制降低了信息不對稱程度,加大對企業(yè)違反銀企協(xié)議,改變資金用途的懲戒力度,故更大程度地抑制環(huán)境不確定性高的企業(yè)為實現(xiàn)短期收益進行粗放式多元擴張。故假設(shè)3得到驗證。

5 穩(wěn)健性檢驗

為了使研究結(jié)果更為可靠,本研究進行了如下穩(wěn)健性檢驗。

(1)DID平行趨勢假設(shè)檢驗本研究運用動態(tài)回歸模型(4)檢驗樣本是否符合平行趨勢要求。被解釋變量、控制變量和模型(1)一致,新加入的解釋變量是實施《聯(lián)合授信管理辦法》前后年度的虛擬變量。例如,Pt-1、Pt、Pt+1分別是實施聯(lián)合授信試點制度的前一年、當(dāng)年和后一年的虛擬變量,并選擇Pt-1作為基期。倘若試點企業(yè)多元化經(jīng)營程度的降低源于《聯(lián)合授信管理辦法》的實施,交乘項的系數(shù)將在Pt×T、Pt+1×T、Pt+2×T時顯著,而在Pt-4×T、Pt-3×T、Pt-2×T時均不顯著。

D1i,t/D2i,t=α0+α1Pt-4×Ti+α2Pt-3×Ti+

α3Pt-2×Ti+α4Pt×Ti+α5Pt+1×Ti+α6Pt+2×Ti+

αiControlsi,t+FE+YE+εi,t,

(4)

式中,α5、α6為系數(shù)。

模型(4)的平行趨勢檢驗結(jié)果見表6。由表6可知,無論被解釋變量是D1還是D2,Pt×T、Pt+1×T、Pt+2×T的系數(shù)均至少在10%的水平上顯著,而Pt-4×T、Pt-3×T、Pt-2×T的系數(shù)均不顯著。該結(jié)果再次支持假設(shè)1,即聯(lián)合授信制度顯著降低了試點企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。

表6 平行趨勢檢驗(N=19 982)

(2)替換被解釋變量的檢驗為了更全面地度量企業(yè)多元化經(jīng)營程度,本研究借鑒楊興全等[16]的做法,采用企業(yè)進行多元化經(jīng)營的行業(yè)數(shù)目(Nu)刻畫多元化經(jīng)營程度,該值越大,表明企業(yè)多元化經(jīng)營程度越高。替換被解釋變量的檢驗結(jié)果見表7列(1),數(shù)據(jù)顯示,更換企業(yè)多元化經(jīng)營程度的代理變量后,P×T的系數(shù)顯著為負,未改變前文研究結(jié)論。

表7 替換被解釋變量、改變匹配方法的檢驗

(3)改變匹配方法的檢驗為進一步緩解處理組與對照組在企業(yè)特征方面的差異,本研究還使用馬氏匹配、熵平衡匹配方法對樣本進行篩選,并重新對模型(1)進行估計。使用馬氏匹配、熵平衡匹配的估計結(jié)果分別見表7列(2)～列(5)。結(jié)果表明,無論采用何種方法匹配后的雙重差分估計結(jié)果中,P×T的系數(shù)均至少在10%的水平上顯著,進一步支持了上述研究結(jié)論。

(4)改變樣本的檢驗為降低壟斷行業(yè)對回歸結(jié)果的影響,參考楊興全等[14,16]的做法,剔除壟斷行業(yè)(2)壟斷行業(yè)包括:采掘業(yè)、石油加工及煉焦業(yè)、黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)、電力、煤氣及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè)。的樣本后再次對模型(1)進行檢驗,實證結(jié)果見表7列(6)、列(7)。結(jié)果表明,無論如何改變樣本,均未影響前文的基本結(jié)論。

6 進一步分析

6.1 作用機制檢驗

前文的理論分析指出,聯(lián)合授信制度可能通過提升銀行競爭程度、抑制銀企合謀、降低信息不對稱來降低企業(yè)多元化經(jīng)營程度。為此,本研究借鑒劉貫春等[18]、馬述忠等[19]的做法,基于上述維度構(gòu)建交乘項進行檢驗,從而為聯(lián)合授信制度的作用機制提供證據(jù)支持。

(1)銀行競爭銀行業(yè)金融機構(gòu)監(jiān)督治理作用的發(fā)揮與行業(yè)競爭環(huán)境密切相關(guān)。具體而言,當(dāng)銀行競爭程度高時,貸款利率降低,銀行業(yè)金融機構(gòu)的利潤減少,因企業(yè)資金鏈斷裂產(chǎn)生壞賬的成本相對增加,故銀行業(yè)金融機構(gòu)有更強的動機抑制企業(yè)從事高風(fēng)險活動。同時,為獲得收益補償,銀行業(yè)金融機構(gòu)往往會設(shè)定更加嚴格的保護性約束條款。此外,更高的銀行競爭程度增強了銀行業(yè)金融機構(gòu)間的信息溝通,壓縮了信貸人員的尋租空間[20],從而提高債權(quán)人的監(jiān)督治理水平。為進一步考察聯(lián)合授信試點政策能否提升銀行競爭程度,本研究按照地區(qū)銀行競爭程度(BA)的中位數(shù)構(gòu)造虛擬變量(BAD),若地區(qū)銀行競爭程度高取值為1,否則為0。銀行競爭的作用機制檢驗見表8列(1)、列(2)。數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)被解釋變量是D1時,交乘項P×T×BAD的系數(shù)顯著為負;當(dāng)被解釋變量是D2時,交乘項P×T×BAD的系數(shù)顯著為正。這表明聯(lián)合授信制度能夠更大程度地抑制銀行競爭程度低地區(qū)的企業(yè)開展多元化經(jīng)營活動,一定程度說明聯(lián)合授信機制可通過提升銀行競爭程度促進債權(quán)人提高治理水平,從而降低企業(yè)的多元化經(jīng)營程度。

表8 銀行競爭、銀企合謀、信息不對稱的作用機制檢驗(N=19 982)

(2)銀企合謀作為企業(yè)重要的戰(zhàn)略決策制定和執(zhí)行者,CFO的經(jīng)歷背景會影響企業(yè)獲取信貸資源的能力。企業(yè)往往通過聘請具有金融背景的CFO融入銀行業(yè)金融機構(gòu)信貸配置決策者的關(guān)系網(wǎng)絡(luò),為銀企合謀創(chuàng)造空間[21],從而影響債權(quán)人監(jiān)督職能的有效發(fā)揮。為進一步探討聯(lián)合授信試點政策能否抑制銀企合謀,本研究采用CFO是否具有金融背景構(gòu)造虛擬變量(CF)以度量銀企合謀的可能性。銀企合謀的作用機制檢驗見表8列(3)、列(4)。數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)被解釋變量是D1時,交乘項P×T×CF的系數(shù)顯著為正;當(dāng)被解釋變量是D2時,交乘項P×T×CF的系數(shù)顯著為負。這表明聯(lián)合授信制度更為明顯地降低CFO具有金融背景企業(yè)的多元化經(jīng)營程度,一定程度說明聯(lián)合授信機制削弱了企業(yè)通過聘請具有金融背景的CFO進行銀企合謀的動機,從而促進債權(quán)人履行監(jiān)督責(zé)任,抑制企業(yè)通過盲目加杠桿開展多元化經(jīng)營活動。

(3)信息不對稱銀行業(yè)金融機構(gòu)需要基于貸款企業(yè)提供的信息進行信貸決策。但由于銀企間普遍存在信息不對稱,導(dǎo)致銀行業(yè)金融機構(gòu)難以全面掌握貸款企業(yè)的實際經(jīng)營、負債狀況與融資需求,從而引發(fā)信貸市場的逆向選擇和道德風(fēng)險行為。這一方面會加劇銀行業(yè)金融機構(gòu)獲取企業(yè)信息的難度,降低信貸資源的配置效率,導(dǎo)致更多資金流向過度投資企業(yè),為企業(yè)開展多元化經(jīng)營提供資金支持[4];另一方面,提高了銀行業(yè)金融機構(gòu)對資金使用情況的監(jiān)督成本和監(jiān)管難度,助推企業(yè)為投機套利改變資金用途進行多元擴張。為進一步探討聯(lián)合授信試點政策能否降低信息不對稱,本研究借鑒周曉蘇等[22]的做法,以盈余平滑度刻畫信息不對稱程度。盈余平滑度指企業(yè)報告盈余和真實收益的關(guān)系,描述的是企業(yè)收益波動偏離正常水平的程度,該值越大,說明盈余平滑度越高,企業(yè)信息不對稱程度越高。本研究按照盈余平滑度的中位數(shù)構(gòu)造虛擬變量(ES),若信息不對稱程度高取值為1,否則為0。信息不對稱的作用機制檢驗見表8列(5)、列(6)。數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)被解釋變量是D1時,交乘項P×T×ES的系數(shù)顯著為正;當(dāng)被解釋變量是D2時,交乘項P×T×ES的系數(shù)顯著為負。這表明聯(lián)合授信制度更大程度地抑制信息不對稱程度高企業(yè)開展多元化經(jīng)營活動,一定程度說明聯(lián)合授信制度強化了債權(quán)人的監(jiān)管職能,從而降低企業(yè)的信息不對稱,緩解信貸資源錯配助推企業(yè)選擇粗放式發(fā)展戰(zhàn)略。

6.2 異質(zhì)性檢驗

與追求范圍經(jīng)濟和規(guī)模經(jīng)濟的相關(guān)多元化不同,非相關(guān)熱點行業(yè)的多元化往往成為CEO謀取私利的工具[23],其不僅加劇了經(jīng)營風(fēng)險[24]和股價崩盤風(fēng)險[25],還容易對企業(yè)主業(yè)業(yè)績產(chǎn)生負面影響[26]。為進一步探討聯(lián)合授信政策對企業(yè)不同類型多元化經(jīng)營的影響,本研究參考謝會麗等[23]、徐業(yè)坤等[25]的研究,利用模型(5)～模型(7),將收入熵指數(shù)(D2)分解為相關(guān)熵指數(shù)(DR)和非相關(guān)熵指數(shù)(DU),以衡量多元化經(jīng)營的相關(guān)性。

(5)

(6)

(7)

式中,DRj代表企業(yè)行業(yè)j內(nèi)各部門的相關(guān)多元化程度;Pj代表來自行業(yè)j的收入與主營業(yè)務(wù)收入之比;Pi/Pj代表來自行業(yè)j的第i個部門的收入占比;DR、DU越大,分別代表該企業(yè)的相關(guān)多元化、非相關(guān)多元化程度越高。

聯(lián)合授信制度對企業(yè)不同類型多元化經(jīng)營的影響見表9。由表9可知,當(dāng)被解釋變量為相關(guān)多元化(DR)時,P×T的系數(shù)盡管為正,但未通過統(tǒng)計檢驗。當(dāng)被解釋變量為非相關(guān)多元化(DU)時,P×T的系數(shù)為-0.037,且在1%的水平上通過統(tǒng)計檢驗,即聯(lián)合授信政策主要抑制了容易影響企業(yè)主業(yè)經(jīng)營的非相關(guān)多元化行為,而對企業(yè)相關(guān)多元化沒有顯著影響。

表9 聯(lián)合授信制度對企業(yè)不同類型多元化經(jīng)營的影響(N=19 982)

7 拓展性研究

本研究已基于理論闡述了聯(lián)合授信制度能夠降低企業(yè)多元化經(jīng)營程度,并通過實證檢驗證實了上述假設(shè)。接下來,本研究檢驗聯(lián)合授信制度通過降低企業(yè)多元化經(jīng)營程度對企業(yè)價值的影響,從而探討聯(lián)合授信制度的經(jīng)濟后果。

關(guān)于企業(yè)多元化經(jīng)營的經(jīng)濟后果存在“折價觀”和“溢價觀”的廣泛爭議。為進一步檢驗聯(lián)合授信制度的經(jīng)濟后果并探討上述爭論,本研究分別使用企業(yè)市場價值(TOB)和賬面市值比(BM)度量企業(yè)價值。企業(yè)市場價值(TOB)為正向指標,該值越大代表企業(yè)價值越高;賬面市值比(BM)為負向指標,該值越大代表企業(yè)價值越低。運用模型(8)和模型(9)檢驗聯(lián)合授信制度能否通過抑制企業(yè)多元化經(jīng)營影響企業(yè)價值,控制變量和模型(1)一致。

TOBi,t/BMi,t=α0+α1Pt×Ti+αiControlsi,t+

FE+YE+εi,t;

(8)

TOBi,t/BMi,t=α0+α1Pt×Ti+α2D1i,t/D2i,t+

αiControlsi,t+FE+YE+εi,t。

(9)

聯(lián)合授信制度對企業(yè)價值影響的檢驗結(jié)果見表10列(1)、列(4)。數(shù)據(jù)顯示,當(dāng)被解釋變量是TOB時,P×T的系數(shù)是0.660;當(dāng)被解釋變量是BM時,P×T的系數(shù)是-0.020,均在1%的水平上顯著,證實聯(lián)合授信制度提升了企業(yè)價值。聯(lián)合授信制度和多元化經(jīng)營對企業(yè)價值影響的檢驗結(jié)果見列(2)、列(3)、列(5)、列(6)。當(dāng)被解釋變量是TOB時,列(2)顯示,P×T、D1的系數(shù)分別為0.656與0.247,列(3)顯示,P×T、D2的系數(shù)分別為0.655與-0.147。當(dāng)被解釋變量是BM時,列(5)顯示,P×T、D1的系數(shù)分別為-0.019與-0.031,列(6)顯示,P×T、D2的系數(shù)分別為-0.019與0.019。以上結(jié)果均至少在5%的水平上顯著。說明降低企業(yè)多元化經(jīng)營程度是聯(lián)合授信制度提升試點企業(yè)價值的部分中介因子,即證實聯(lián)合授信制度通過抑制企業(yè)進行多元擴張?zhí)嵘髽I(yè)價值。該結(jié)果支持了企業(yè)核心能力理論和多元化“折價觀”,證實了現(xiàn)階段企業(yè)進行多元化經(jīng)營的負面影響,且積極有效的債權(quán)監(jiān)督有助于緩解企業(yè)陷入“多元化折價”的困境。

表10 聯(lián)合授信制度對企業(yè)價值的影響(N=19 982)

8 結(jié)語

在十三屆全國人大一次會議上,習(xí)近平總書記強調(diào),凡是成功的企業(yè),要攀登到事業(yè)頂峰,都要靠心無旁騖攻主業(yè)。為此,如何促進企業(yè)從盲目外延式擴張向回歸主營業(yè)務(wù)的“瘦身”模式轉(zhuǎn)變,成為亟待解決的重要問題。作為多家銀行業(yè)金融機構(gòu)對單一企業(yè)提供融資的重要監(jiān)管制度,聯(lián)合授信制度為檢驗金融監(jiān)管的有效性提供了研究場景。本研究將2018年中國銀行保險監(jiān)督管理委員會實施的《聯(lián)合授信管理辦法》作為外生沖擊,運用PSM-DID模型考察了聯(lián)合授信制度對企業(yè)多元化經(jīng)營的影響。研究發(fā)現(xiàn):①聯(lián)合授信制度顯著降低了企業(yè)多元化經(jīng)營程度,表明加強金融監(jiān)管能夠有效促進企業(yè)回歸主業(yè);②考慮股權(quán)集中度、環(huán)境不確定性的影響后發(fā)現(xiàn),聯(lián)合授信制度的監(jiān)督作用主要體現(xiàn)在股權(quán)集中度高、環(huán)境不確定性高的企業(yè);③作用機制檢驗表明,聯(lián)合授信制度通過提升銀行競爭程度、抑制銀企合謀、降低企業(yè)信息不對稱從而降低企業(yè)多元化經(jīng)營程度;④異質(zhì)性檢驗發(fā)現(xiàn),聯(lián)合授信制度主要抑制了企業(yè)開展非相關(guān)多元化;⑤經(jīng)濟后果檢驗證實,聯(lián)合授信制度通過抑制企業(yè)多元化經(jīng)營提升了企業(yè)價值。

本研究的理論貢獻在于:一方面,豐富了聯(lián)合授信制度經(jīng)濟后果、企業(yè)多元化經(jīng)營影響因素的文獻;另一方面,為金融監(jiān)管的有效性和多元化“折價觀”提供經(jīng)驗證據(jù),為政府大力倡導(dǎo)企業(yè)聚焦主業(yè)回歸本源,提升企業(yè)核心競爭力,助推企業(yè)做強而非盲目追求做大等政策提供理論支持。本研究的政策啟示在于:①防止信貸資源錯配導(dǎo)致企業(yè)盲目擴張。金融是現(xiàn)代經(jīng)濟的血液,合理的信貸資源供給能夠促進實體經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展,但信貸資源錯配同樣可能成為企業(yè)過度投資與多元擴張的助推器。前文結(jié)論表明,聯(lián)合授信制度能夠促進銀行業(yè)金融機構(gòu)加強對融資上限的監(jiān)管,約束企業(yè)盲目進行多元擴張。因此,監(jiān)管部門在推動企業(yè)去杠桿的同時,還應(yīng)該關(guān)注金融供給端,在總結(jié)前期試點經(jīng)驗的基礎(chǔ)上,繼續(xù)推廣完善聯(lián)合授信試點制度,加強債權(quán)監(jiān)督的有效性,防止金融資源過剩和信貸資源錯配導(dǎo)致資本無序擴張,引發(fā)“金融資源詛咒”。②聯(lián)合授信制度的制定應(yīng)該與企業(yè)特征和外部環(huán)境相結(jié)合。銀行業(yè)金融機構(gòu)應(yīng)該提升風(fēng)險防范水平與債權(quán)融資效率,加強對股權(quán)集中度高、環(huán)境不確定性高企業(yè)偏離主業(yè)發(fā)展的事項進行審核和監(jiān)管,抑制企業(yè)為短期套利而盲目采取多元化戰(zhàn)略,引導(dǎo)企業(yè)回歸本源,專注主業(yè),助力實體經(jīng)濟的高質(zhì)量發(fā)展。

本研究還存在以下不足:①僅選取上市公司作為研究對象,故樣本覆蓋范圍和研究結(jié)論的普適性存在局限;②在作用機制分析中主要探討了提升銀行競爭程度、抑制銀企合謀與降低企業(yè)信息不對稱的作用機制,可能忽略了其他潛在機制;③僅探討了聯(lián)合授信制度對企業(yè)多元化的影響,作為促進債權(quán)人履行監(jiān)督治理職能的重要制度創(chuàng)新,未來可深入研究該制度對企業(yè)不同方面的影響。針對上述不足,后續(xù)可以結(jié)合聯(lián)合授信制度的推行情況開展持續(xù)動態(tài)觀察,擴大樣本覆蓋范圍,探究其他作用機制,拓展其他方面的政策效應(yīng)。