产融结合对国有上市公司绩效影响及机制研究

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产融结合对国有上市公司绩效影响及机制研究
——来自中国资本市场的经验证据
黄 斌 冯 俭
〔摘要〕 本文以2003-2018年沪深两市A股国有上市公司为研究对象，研究产融结合对企业绩效的影响及机制。研究发现产融结合初期降低了国有上市公司的市场绩效，其负面影响在产融结合一定时期后减弱；产融结合通过增加国有上市公司合规风险这一机制影响企业绩效；建立风险控制机制、发挥独立董事作用、配置具有金融从业背景的高管，能够弱化和改善产融结合对国有上市公司绩效的负面影响。
〔关键词〕 产融结合；国有上市公司；企业绩效
一、研究背景
根据国家支持企业集团进行产融结合的相关政策，1992年11月，中国人民银行颁布了《国家试点企业集团建立财务公司的实施办法》，为中国国有企业集团实施产融结合提供了政策支撑。之后，央行的金融管控手段得以不断完善，中国实体企业与金融业的融合也渐次发展。2015年5月，国务院印发“制造强国”战略，将支持重点领域大型制造业企业集团开展产融结合试点列为一项重要工作。2016年3月，为加速推动“中国制造2025”，工信部、中国人民银行、银监会三部委制定了《加强信息共享促进产融合作行动方案》。在此背景下，中国越来越多的大中型实体企业与金融机构展开深度合作。据统计，截至2018年底，沪深两地参股金融机构的国有上市公司数量有122家，占全部国有非金融上市公司的比例达到11.24%。实体企业实施产融结合的目的是通过多元化获取协同效应和范围经济，从而增强盈利能力和提升企业价值。但在实践中，产融结合却是一把双刃剑，它既可推动企业的持续发展，也会使企业因风险累积而陷入经营危机。对实体企业而言，产融结合过程的首要任务是通过恰当的机制、途径以及模式使其发挥正面影响，并努力避免可能出现的负面影响。为此，有必要研究产融结合的负面影响，深化其对国有上市公司产融结合绩效影响的认识。
从现有文献研究看，有关产融结合的研究主要集中于三个论题。一是产融结合的动因。实体企业和金融机构之间存在债权债务关系，如果借贷交易成本高于企业内部管理费用，两者将倾向于从债务合作转向资本融合，达到降低交易成本的目的。①以此为理论基点，有学者研究中国产融结合实践后发现，促成国有上市公司与民营企业实施产融结合的动因有所不同。与国有上市公司相比，民营企业更倾向于持有商业银行的股权，以便在货币政策紧缩情况下，提高获得短期贷款的可能性②；降低融资约束是产融结合的重要动因。③同时，借助产融结合，实体企业可降低在收购、兼并、重组等方面的交易成本④，获得更广泛的信息资源、智力及专业技术的支持⑤，获得资产保值、实现转型发展。⑥也有研究认为，产融结合并非单一动因导向，而是多目标决策的结果。⑦二是产融结合的效果。有些学者对产融结合的效果持肯定态度，比如，实体企业与金融机构建立关联后，彼此间信任度将有所提高，实体企业的融资约束会降低，由此使企业绩效得以提升⑧，产生协同效应⑨，减少投资不足⑩，促进企业创新并提升企业的创新绩效。但也有学者对产融结合的效果持质疑态度，即产融结合并未明显地提升企业的运营效率，甚至降低了企业绩效。三是影响产融结合效果的因素。从企业内部看，公司高管金融背景、所参股金融机构类型和参股比例、公司治理都认为是影响产融结合效果的因素。对产融结合所能达到的效果，从企业外部看，一个国家(地区)的法律体系、金融发展水平、环境不确定程度等因素起着非常重要的作用。
既有文献表明，一方面，对上述三个论题的研究有着较为明显的时间顺序，早期研究主要针对产融结合动因，随后关注的主要是产融结合实施效果及其影响因素；另一方面，研究结论呈多样性，甚至存在分歧，特别对中国企业产融结合的研究结论，不同的情境最终会产生何种不同的效果，目前仍未达成一致。中国发展、中国奇迹、中国模式已引起全球关注，中国模式的重要构成要素之一是国有上市公司。研究中国国有上市公司产融结合，无论对于丰富相关理论和文献、消减分歧，还是检视国有上市公司的经营实践都具有重要意义。鉴于此，本文将探讨如下三个问题：第一，产融结合对国有上市公司绩效到底有什么影响，影响的方向、时效和变化趋势如何。第二，以第一个问题为基础，产融结合通过什么机制影响国有上市公司的绩效。第三，同样以第一个问题为基础，产融结合对国有上市公司绩效的影响受哪些因素的调节。
二、理论基础与研究假设
(一)理论基础
以往的研究主要以交易费用理论为基础。但我们认为，组织制度学派的理论更适合诠释国有上市公司行为。因此，本研究以制度理论为主，同时结合资源依赖理论、委托代理理论和信息不对称理论。制度理论认为，企业镶嵌在制度环境之中，其行为除了受技术经济因素影响之外，还受价值观约束。合法性是企业生存发展的战略资源，以制度理论为基点，国有上市公司开展产融结合，是国有股东响应国家号召、执行国家经济发展战略的表现，是获取合法性的具体行动。由于国有上市公司都是国有控股，国有股东的意志将变成企业的实际行为。以资源依赖理论为基点，实体企业与金融业之间存在借贷关系，这种金融服务上的交换会使实体企业依赖并受控于金融服务提供者。实体企业通过与金融业的结合，可以管控并减缓这种依赖，更加自主、及时地根据市场条件做出决策以趋利避害。根据委托代理理论，国有上市公司中存在着管理者对股东、控股股东对非控股股东两类代理。委托代理关系将导致上市公司的内部人控制和利益输送行为。根据信息不对称理论，实现产融结合之后与之前相比，双方更容易实现信息共享，增强互信，并建立较为稳定的内部治理机制，为减少因信息不对称所引发的经营风险奠定了一定的组织基础。
(二)研究假设
国有股东的性质，决定了国有上市公司的决策与经营，首先要服从国家方针政策、服务经济发展大局、履行社会责任。如果经济因素与制度要求出现矛盾，国有上市公司将在法律框架内倾向于选择后者。对于民营企业，由于没有类似的规制性制度要素约束，其决策更遵循经济理性逻辑，以企业效益最大化为目标。与民营企业相比，中国国有上市公司的产融结合决策并不完全受经济理性所驱动，往往带有一定的政府意图，由此带来非市场化色彩的决策在一定程度上降低了资源配置效率。而且，国有上市公司的委托代理问题还未得到有效解决，由于激励约束机制不完善，公司治理与风险管理机制不健全，产融结合未必完全能够有效促进国有上市公司的业绩增长。同时，实施产融结合的国有上市公司，如不注重公司治理、企业管理、技术创新、人才培养、风险控制等重要发展条件，产融结合的作用可能适得其反。基于上述分析，提出以下假设。
假设H1：产融结合与国有上市公司市场绩效存在负相关。
上市公司以产融结合的方式构成了一个“实体+金融”的企业集团，国有上市公司所属公司之间的交易、贷款、投资和担保等业务较为频繁，内部产权关系错综复杂，组织结构呈现出多层级趋势，这种格局增加了委托代理链条，导致产融结合国有上市公司需要面临内部委托代理的问题。由于组织结构复杂，导致外部监管较为困难，控股股东或管理层更容易获得控制权利益。控制权利益在一定程度上可能导致大股东运用自身控制权对公司产融结合决策造成影响，从而实现与企业绩效的挂钩。在这种情境下，产融结合对绩效的影响体现在以下方面：控股股东受控制权增效的利益驱动会促进国有上市公司的投资，降低投资效率；大股东所控制的关联交易过程中存在利益输出，可能对公司利益造成损害；如果存在可能的违规行为，既不利于企业资金的正常周转，容易造成资金链断裂，而且会对国有上市公司的业绩产生不利影响。
产融结合使国有上市公司与金融业建立密切联系，甚至有机会从事金融服务业务。一方面，在各种压力作用下，国有上市公司在从事金融业务过程中违规担保和发放贷款、挪用资金等风险增多。另一方面，由于内部信息流通不畅和缺少有效的监管，国有上市公司高管团队也无法全面、准确地掌握产融结合的整体运营情况。这两个方面的双重作用将会增加国有上市公司与金融业务相关的合规风险。基于此，提出如下假设。
假设H2a：产融结合与国有上市公司利益输送相关，且利益输送在产融结合影响企业绩效过程中起到了中介作用。
假设H2b：产融结合与国有上市公司合规风险相关，且合规风险在产融结合影响企业绩效过程中起到了中介作用。
金融关联是实体企业与金融机构之间的桥梁，它包括股权关联和高管关联两种方式。国有实体企业通过聘请具有金融行业从业经历的人员担任高层管理人员，更容易将其金融行业从业期间积累的各种资源移植到国有实体企业，从而构建起国有上市公司与金融机构之间的横向连接。利用这种关联，实体企业可以更有效地使用外部金融资源。同时，此类高管在金融机构任职期间，还会积累从业经验，掌握金融领域的相关专业知识和技能，在加入国有实体企业后，个人的知识经验及技能等都会丰富和优化高管团队的认知构造，金融经营知识的融入将会提升国有上市公司产融结合的决策质量，这有助于国有上市公司业绩的提升。
从本质上讲，风险控制是国有上市公司自身全面、系统的风险识别程序与应对机制。国有上市公司通过自我检查与流程约束，可控制企业意外情况发生，弥补国有上市公司经营管理的不足与疏漏，降低风险发生后对企业造成的负面影响，保障国有上市公司的有序运行。既有研究发现，风险控制能力较好的国有上市公司，其经营效率和效果都会有一定程度提升。
上市企业独立董事的功能主要是指导与监督。根据委托代理理论，独立董事往往关心个人声誉且具有责任心，是与企业不存在有利益关系的外部独立人，通常可以有效地发挥监督作用。而具有专业技术的专家学者，是独立董事的关键人选。专家型独立董事可凭借外部人身份，以自身较为丰富的专业、市场、技术与商业经验，针对国有上市公司面临的战略选择给予合理建议。独立董事的社会背景也可以为国有上市公司带来诸多社会资源。研究发现，拥有政府、银行、企业和科研院校背景的独立董事在公司中所占比例越高，国有上市公司的经营业绩会更好。独立董事既可缓解产融结合过程中的代理问题，也可为国有上市公司提供必要的金融、法律、政策、管理等方面的专业支持和社会资源。基于以上分析，提出以下假设。
假设H3a：有金融背景的高管能弱化产融结合与国有上市公司绩效间的负向关系。
假设H3b：强化风险控制能力能弱化产融结合与国有上市公司绩效间的负向关系。
假设H3c：提高独立董事比例能弱化产融结合与国有上市公司绩效间的负向关系。
三、研究设计
(一)数据来源
本文研究样本选自2003-2018年沪深两市A股国有上市公司，其中剔除了金融行业国有上市公司。同时，为了降低异常值对实证分析结果的影响，本文对主要的连续变量进行1%分位数的缩尾处理。
(二)研究设计与变量定义
本文构建以下回归模型对国有上市公司产融结合的经济效果进行研究，并分别控制了既有文献中已经发现的可能影响到国有上市公司产融结合的控制变量及行业效应与年度效应。本文的被解释变量为Tobin’s Q，代表国有上市公司的市场业绩。
为验证假设H1，设定回归模型(1)：
Tobin’s Q=α+β*产融结合+控制变量+ε
(1)
为验证假设H2a和假设H2b，设定回归模型(2)(3)和模型(4)(5)：
利益输送=α+β*产融结合+控制变量+ε
(2)
Tobin’s Q=α+β1*产融结合+β2*利益输送+控制变量+ε
(3)
合规风险=α+β*产融结合+控制变量+ε
(4)
Tobin’s Q=α+β1*产融结合+β2*合规风险+控制变量+ε
(5)
表1 变量定义及测度

为验证假设H3a、假设H3b和假设H3c，设定回归模型(6)(7)(8)：
Tobin’s Q=α+β1*产融结合+β2*金融背景+β3*产融结合*金融背景+控制变量+ε
(6)
Tobin’s Q=α+β1*产融结合+β2*风险控制+β3*产融结合*风险控制+控制变量+ε
(7)
Tobin’s Q=α+β1*产融结合+β2*独董比例+β3*产融结合*独董比例+控制变量+ε
(8)
国有上市公司的利益输送主要表现为损益转移、占用公司资产、违规担保(抵押)或以上情况的混合，CSMAR数据库(国泰安数据库)对上述情况进行了搜集。本文采用上市公司因占用公司资产、违规担保(抵押)事由和被证监会处罚测度利益输送行为。由于损益转移多表现为关联交易，证监会也未禁止关联交易，且CSMAR上市公司接受处罚数据中未直接统计关联交易一项，因此本文未将关联交易纳入利益输送范围。国有上市公司的重大诉讼或仲裁属于或有事项，可能导致国有上市公司经济利益的流出，因此，本文将国有上市公司当年度涉及重大诉讼或仲裁作为测度合规风险的变量。
本文主要研究变量为产融结合，表示国有实体上市企业是否参股金融机构的虚拟变量，若参股则取值为1，否则取值为0。金融机构包括银行、证券公司、信托公司、保险公司、担保公司、期货公司、基金公司和小额贷款公司等8种。
依据既有文献研究，本文分别选取了模型中的控制变量，同时控制了行业和年度效应。其变量的具体定义，详见表1。
四、数据分析
(一)产融结合对国有上市公司绩效的影响
市场业绩Tobin’s Q反映了投资者对于国有上市公司的持续性竞争力与获利能力的预期。为了验证产融结合与企业绩效的关系，对各模型进行了OLS(普通最小二乘法)回归分析如下：
表2 产融结合与国有上市公司绩效关系的
OLS回归分析

注：括号内为标准误；***、** 和 * 分别表示在 1%、5%和 10%水平下显著
从表2第(1)(2)列回归结果可知，产融结合对国有上市公司Tobin’s Q产生了负向影响，在1%的水平上显著，即产融结合对国有上市公司未来的市场绩效产生了负面影响。至此，假设H1得到证实。
在控制相关控制变量的情况下，用产融结合对国有上市公司产融结合当年(T+0年)、第1年(T+1年)、第2年(T+2年)、第3年(T+3年)、第4年(T+4年)的绩效分别进行回归分析。从图1可知，从回归系数变化趋势来看，产融结合对Tobin’s Q的负面影响随着时间推进呈现出先增大后逐步减小的趋势，呈现出类似于U型的关系。对存在这种时间效应的一种解释是，国有上市公司的产融结合决策虽然可能不完全是由经济理性所驱动的，但决策实施之后，市场会逐步向企业传导竞争压力，促使其采取措施持续弱化初始决策的负面影响，为初始决策提供经济方面考虑的支持。

图1 国有上市公司产融结合后企业市场绩效
(Tobin’s Q)回归系数变化趋势图
此外，不同的实业资本和金融资本的经营规律并不完全相同。产融结合后，金融企业和实体企业之间因为存在差异，如果出现矛盾和冲突，就不利于国有上市公司的经营和发展。实体企业和金融企业的交叉持股关系较为复杂，产融结合后会产生较多关联交易和内部交易，实体企业和金融企业之间信息有效传递的难度增大，这客观要求国有上市公司需要提高监管水平。
(二)产融结合影响国有上市公司绩效的潜在机制
本文从委托代理及风险控制方面寻找潜在线索，从利益输送和合规风险两个维度进行了回归分析，详见表3和表4。
表3第(1)(2)列的回归结果显示，产融结合与国有上市公司利益输送的行为具有正向关系，在1%的水平下显著；第(3)(4)列的结果显示，产融结合提升了国有上市公司遭受诉讼和仲裁的可能性，在控制行业和控制年份的情况下，在10%的水平下显著。由此可见，产融结合在一定程度上增加了国有上市公司的利益输送行为，由于金融行业本身具有较高收益和较高风险的特征，产融结合客观上加大了国有上市公司的合规性风险。
表3 产融结合影响国有上市公司绩效潜在
机制的Logit回归分析

注：括号内为标准误；***、** 和 * 分别表示在 1%、5%和 10%水平下显著
表4 产融结合影响国有上市公司绩效的
可能路径OLS回归

注：括号内为标准误；***、** 和 * 分别表示在 1%、5%和 10%水平下显著
从表4第(1)列结果可知，控制利益输送变量后，国有上市公司产融结合与Tobin’s Q的回归系数为-0.089，在1%的水平上显著，但利益输送系数不显著，中介效应是否成立需进行Bootstrap检验；表4第(2)列结果说明，在控制合规风险变量后，国有上市公司产融结合与Tobin’s Q的回归系数为-0.031，虽不显著但为负向。
由表5可知，利益输送的中介效应不明显。综上，产融结合与国有上市公司利益输送、合规风险均正相关，合规风险在产融结合影响国有上市公司绩效的过程中起到了中介作用。至此，假设H2b得到证实，本研究所收集的数据不支持假设H2a。
表5 利益输送中介效应的Bootstrap检验

(三)产融结合与国有上市公司绩效关系的调节因素
本文尝试寻找可消除或缓解产融结合对国有上市公司绩效不利影响的因素。前述假设H3a到H3b再到H3c假设，国有上市公司高管金融从业经历、风险控制和独立董事三个因素具有这样的调节作用。本文针对这三个假设进行了数据分析，结果见表6。
表6 产融结合与国有上市公司绩效关系调节
因素的OLS回归分析

注：括号内为标准误；***、** 和 * 分别表示在 1%、5%和 10%水平下显著
表6第(1)列说明，在加入产融结合与金融背景的交叉乘积项后，产融结合对Tobin’s Q的负向影响依然存在，但产融结合与金融背景的交叉乘积项系数显著为正，说明高管团队成员具有金融行业从业经历，弱化了产融结合对国有上市公司绩效的负向影响。至此，假设H3a得到证实。
表6第(2)列说明，产融结合与风险控制的交叉乘积项系数显著为正，说明国有上市公司的风险控制措施，对产融结合与国有上市公司绩效的负向关系具有反向调节效应。至此，假设H3b得到证实。
表6第(3)列说明，产融结合与Tobin’s Q仍然呈现显著的负向关系，产融结合和独董比例的交叉乘积项与Tobin’s Q呈现显著的正向关系，说明国有上市公司独董比例弱化了产融结合与企业绩效之间的负向相关关系。至此，假设H3c得到证实。
(四)稳健性分析
因中国的金融市场为银行业所主导，银行在国有上市公司的融资环节发挥了极为重要的作用。本文将产融结合定义为国有实体上市企业是否参股银行，若参股则取值为1，否则取值为0。回归结果依然稳定。
为增加文章结论稳健性，本研究将CSMAR上市公司处罚数据库中与关联交易相关的“内幕交易、擅自改变募集资金投向”列为损益转移范围，进行的回归分析结论保持稳定。
本文还以内部控制质量、重大诉讼的数量分别代替国有上市公司合规风险，分别进行回归分析，结果依然稳定。
五、讨论及建议
本文以2003-2018年沪深两市A股国有上市公司为研究对象，量化实证分析了产融结合与国有上市公司绩效影响的关系。本研究显示，第一，产融结合对国有上市公司绩效存在负面影响，这一负面影响一般在产融结合后第三年达到最强，随后减弱甚至变得不再显著。第二，产融结合增加了国有上市公司发生合规风险的可能性，从而影响企业绩效。第三，增强风险控制水平、提高独立董事比例、聘用拥有金融从业经历公司高管，在一定程度上可弱化产融结合对国有上市公司绩效的负面影响。
上述研究结论并不是否定中国国有上市公司产融结合的尝试。主要原因在于，产融结合要发挥其对国有上市公司经营业绩的正面影响，还需要诸多配套手段，而不是包治百病的灵丹妙药。如果措施手段不配套，就可能出现与一般预期设想不完全相符的结果。从本研究所得结论看，相关监管机构和国有上市公司可从如下几方面采取对策措施，以提高产融结合的实际效果。
第一，积极推进金融市场的发展，提高资本市场效率，减少违规担保、资产侵占等不合理交易行为，引导国有上市公司以市场化为导向开展产融结合业务，推动国有上市公司提质增效。
第二，国有上市公司产融结合应依赖市场的作用机制，在收购重组过程中，遵循市场交易原则，以合理价格实施资源配置，有效规避市场风险和有效避免国有上市公司经营风险。
第三，产融结合是国有上市公司发展进程中的一项战略选择，这不仅关系国有上市公司各项发展战略的实施，还涉及旗下各项业务的运营。为避免产融结合的可能风险造成严重负面影响，应设置合理防火墙，防止出现更大范围的风险传染。
第四，为加强金融工具在国有上市公司的业务应用，创新变革国有实体企业和金融业相结合业务模式，在实施产融结合战略过程中，国有上市公司需根据实际，重视对具有金融背景专业的人才的任用，发挥好其专业知识、行业技能及工作经验，不断提升国有上市公司管理团队开展产融结合业务的专业水平，逐步提高国有上市公司经营业绩，努力增强国有上市公司的竞争能力。
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T+0年回归系数为-0.092，95%置信区间为[-0.152，-0.031]；T+1年回归系数为-0.089，95%置信区间为[-0.154，-0.025]；T+2年回归系数为-0.091，95%置信区间为[-0.162，-0.020]；T+3年回归系数为-0.097，95%置信区间为[-0.173，-0.020]；T+4年回归系数为-0.060，95%置信区间为[-0.138，0.018]。
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运用Bootstrap方法的中介效应检验参见陈瑞、郑毓煌、刘文静：《中介效应分析：原理、程序、Bootstrap方法及其应用》，《营销科学学报》2014年第4期。Bootstrap方法，无需假设服从正态分布。中介效应的另一种检验方法为Sobel检验，该方法假设服从正态分布，使用条件更为严苛。本文利用Sobel检验，仍证实利益输送在产融结合与企业绩效之间的中介效应不明显。

〔中图分类号〕F273.1
〔文献标识码〕A
〔文章编号〕1000-4769(2020)05-0108-08
〔基金项目〕国家社会科学基金项目“新时代政府推动企业家精神培育的机制研究”(18BZZ087)
〔作者简介〕黄斌，西南财经大学工商管理学院博士研究生；
冯俭，西南财经大学工商管理学院教授、博士生导师，四川成都 610072。
(责任编辑：谢 科)