袁立华,张超林
(湖南商学院 财政金融学院,长沙 410205)
改革开放以来,我国银行业得到了长足发展,从20世纪80年代初四大国有商业银行一统银行业的局面,逐渐演变为目前多种类型银行全面竞争的格局。截止2017年11月,我国共有大型国有商业银行5家、股份制商业银行12家、城市商业银行162家、农村商业银行976家。值得注意的是,近年来,我国已经从法律上允许民营资本进入银行业,目前已有6家民营资本控股商业银行,另外部分村镇银行也由民营资本组建。此外,已有47家外资银行在中国境内开设分支机构。民营资本与外资的进入表明我国银行业的竞争呈现出越演越烈之势[注]数据来源:银监会网站。。
当前我国经济发展正处于转型升级阶段,“中国制造2025”计划提出要“改变中国制造业大而不强的局面,使中国迈入制造强国行列”。企业技术创新成为我国经济转型升级的重要驱动力,技术效率的提升关系到我国经济发展的质量和未来前景。技术创新是高风险、长周期的投资行为,需要大量的、持续的资金支持。银行业是我国金融体系最重要的组成部分,为企业提供了最重要的资金来源。那么银行业的发展和银行业市场结构的变化是否有助于我国企业进行创新活动和提高技术效率呢?
本文选取我国2003—2016年制造业上市企业样本,采用异质性随机前沿模型衡量企业技术效率,并研究银行业竞争对企业技术效率的影响,以及该影响在不同企业中的异质性差异。研究表明,银行业竞争显著提高了企业的技术效率水平,并且该影响在高融资约束企业中表现得更为明显。进一步研究发现,银行业竞争显著提高了企业经营绩效和企业价值。本文的贡献有以下三点:第一,从企业技术效率角度研究了银行业竞争的经济后果,一定程度上丰富了银行业市场结构的相关研究;第二,从企业资金来源角度丰富了技术效率影响因素的相关研究,为银行业发展与技术创新的研究争论提供了经验证据;第三,研究结论具有一定政策意义,研究表明,银行业竞争有助于提高企业技术效率,从经验证据上支持了我国银行业改革。我国应进一步推进银行业的改革与发展,完善银行业的良性竞争格局,从而更广泛、更有效率地为企业的生产和研发投资提供资金支持。
关于银行业发展与企业技术创新之间的关系,现有研究存在一定争议。部分研究表明信贷资金并非研发投资的理想融资渠道。Stiglitz(1985)[1]认为,银行极度规避企业创新失败的风险,可能导致企业创新项目投资不足。Brown 等(2009)[2]认为,研发投资所创造的知识资产通常是无形的,而银行更喜欢用固定资产而不是研发投资作为抵押。Hsu 等(2014)[3]重点考察了依赖外部融资的行业和高科技密集型行业,发现对于这两类行业,银行信贷不利于技术创新活动。然而,也有不少文献表明银行业竞争对企业创新活动具有显著正向作用。Benfratello等(2008)[4]认为,放松银行管制之后,有更多的信贷资金从银行流出,这使得所有投资项目——包括创新项目能以更低的利率获得更加充足的资金。Amore 等(2013)[5]研究发现,美国州际银行管制的放松对技术创新的数量和质量都有着显著的正向影响。Cornaggia等(2015)[6]研究发现,对私营企业尤其是创新型私营小企业而言,银行竞争带来技术创新的极大提高。
就国内研究来看,现有文献普遍认为银行信贷及银行业市场结构对企业技术创新具有正向影响。马光荣等(2014)[7]研究发现,企业获得银行授信,其研发概率提高8.6个百分点,研发强度提高0.24个百分点。李后建和刘思亚(2015)[8]基于2012年世界银行关于中国企业运营的制度环境质量调查数据研究表明,银行信贷对企业创新具有显著的积极影响。唐清泉和巫岑(2015)[9]研究表明,银行业竞争性的市场结构有助于缓解企业研发投资的融资约束,并且该作用在民营、高科技、小型企业中表现得更加显著。蔡竞和董艳(2016)[10]研究发现,银行业竞争性的市场结构对企业研发创新行为具有积极作用,并且该作用在中小企业中表现得更加显著。同时,股份制商业银行能够更好地促进企业的研发创新行为。巫岑等(2016)[11]研究发现,随着国家政策允许银行业开放,银行业竞争会削弱银企关系对研发投资的影响,有利于促进企业的研发投资。何婧和吴朦朦(2017)[12]研究发现,银行市场竞争性的提高有利于缓解企业的融资约束,促进企业技术创新。
由上述文献可知,国内研究较为一致地表明我国银行业的发展以及银行业竞争的提高能够缓解企业受到的融资约束,从而有利于企业进行研发投资活动。而国外研究得到的结论存在一定分歧。究其原因,是由于我国金融市场的发展和构成不同于西方发达国家,特别是与美国金融市场相比,更是存在较大差异。具体而言,我国金融体系中,仍以银行业为主,银行为企业提供了最主要的资金来源,因此银行业的发展创造了更多的信贷资金,银行业竞争的加剧使得信贷市场竞争更加激烈,更多中小企业也成为银行潜在的贷款目标,从而使得更多企业获得了信贷资金的支持。
前期关于企业技术效率的研究主要集中于制度与产业环境、政府资助、公司治理机制等方面(孙兆斌,2006;姚伟峰等,2009;吴延兵和米增渝,2011;白俊红和李婧,2011;朱德胜和周晓珮,2016)[13~17],少有文献从融资约束和资金来源角度探讨企业技术效率的影响因素,陈海强等(2015)[18]的研究是其中的一篇文献,该研究发现融资约束抑制了企业技术效率的提高,并且相对于国有企业,融资约束的缓解对于民营企业技术效率的促进作用更为显著。
由于资本市场存在信息不对称、信息不完全等问题,企业往往不能通过资本市场获得充足的外部资金。投资者与企业之间由于存在信息不对称,出于逆向选择原因,只愿意花费较低的价格购买企业发行的证券,因此证券会出现抑价,从而增加了企业外部融资的成本(Myers and Majluf,1984)[19]。另外,在信息不完全的市场中,信贷配给的存在也导致了融资约束(Stiglitz and Weiss,1981)[20]。对于创新项目而言,信息不对称问题可能比其他项目更为严重,从而面临更高的融资约束(Hall and Lerner,2010)[21]。创新项目从启动到商业化往往需要较长时间,同时风险较高,外部资金提供者很难分辨创新项目的好坏。另外,创新项目担心核心信息泄露给竞争对手,往往不愿意公开信息,以及创新项目更多的是无形资产形式,而不是有抵押价值的实际资产,难以进行抵押(Xiao and Zhao,2012)[22],因此,企业创新项目面临的融资约束往往更高。
影响企业技术效率的重要因素之一是企业受到外部融资约束。融资约束会抑制企业在技术效率方面的资金投入。因为技术效率的提高需要长期稳定的研发费用,在融资约束情况下企业更加倾向于将资金投入到“短平快”的一般性生产项目上,研发投资不足,因而企业生产效率得不到提升(解维敏和方红星,2011)[23]。创新活动需要大量资金投入,无大量的资金投入,就难有技术升级改造,也难有企业技术效率的进步。根据上述分析,银行业竞争的提高为企业提供了更多的信贷资金支持,使得企业所有项目包括研发项目能够获得更加充足的资金,从而有利于企业进行技术升级,提高企业的技术效率。特别是对于那些融资约束较高的企业,银行业竞争为这些企业提供了融资的便利性。
基于上述分析,提出两个研究假设:
假设1:银行业竞争对企业技术效率具有显著正向促进作用,即银行业竞争越激烈,越有利于企业技术效率的提升。
假设2:相比于非融资约束企业,银行业竞争对融资约束企业技术效率的正向促进作用更为明显。
使用异质性随机前沿模型对本文提出的假设进行实证检验。模型的基本设定如下:
(1)
(2)
其中,Kit表示企业i第t年的资本投入,采用固定资产净额衡量。Lit表示企业i第t年的劳动投入,等于年末职工总人数。β1和β2分别表示资本投入和劳动投入的产出弹性。企业技术效率可由TEit=exp(-uit)计算得到。
对式(2)两边取自然对数,可得到对数化的柯布-道格拉斯生产函数的随机前沿模型,即一般的多元线性回归模型(令β0=lnA):
lnYit=β0+β1lnKit+β2lnLit+vit-uit
(3)
随机前沿模型的优势之一是能够分析公司特征和外部冲击对技术非效率部分的影响。为了考察经济政策不确定性对企业技术效率的影响,借鉴Battese和Coelli(1995)[24]以及陈海强等(2015)[18]的做法,在生产函数随机前沿模型的基础上设定如下非技术效率函数:
uit=γ0+γ1HHIt+γ2Sizeit+γ3Levit+γ4Ageit+γ5Natureit+ωit
(4)
其中,HHIt表示第t年的银行业竞争赫芬达尔-赫希曼指数(Herfindahl-Hirschman Index,简称为HHI),这是本文关注的核心指标。HHI是产业组织理论中用来测量产业集中度的一个常用指数,指的是一个行业中各竞争主体销售收入占行业总销售收入百分比的平方和。该指数介于0~1之间,计算公式如下:
(5)
分别使用银行资产规模和贷款规模计算HHI指数,并定义为HHI1和HHI2。HHI1和HHI2越小,表示银行业竞争程度越激烈。由于uit表示技术非效率,并且HHI是产业竞争的反向指标,由前文提出的假设“银行业竞争提升了企业技术效率”,预期γ1>0,即HHI指数越小(银行业竞争越激烈),uit越小(企业技术效率越高)。
参考陈海强等(2015)[18]的研究,式(4)选取的控制变量包括:企业规模(Size),等于企业总资产取自然对数;财务杠杆(Lev),等于总负债与总资产之比;企业成立年限(Age),等于当年所在年份减去企业成立时间;企业产权性质哑变量(Nature),国有企业取1,民营企业取0。
研究样本区间为2003—2016年,研究样本仅包括在A股上市的制造业企业。这样做的目的是使样本企业具有相似的生产函数,保证技术效率估计结果的可靠性,同时制造业上市企业在我国上市企业中所占比重较高,研究样本具有较强的代表性。另外,所研究的技术效率问题对制造业企业而言更有现实意义。上市企业财务数据来源于国泰安CSMAR数据库,企业年末员工数据来源于Wind数据库。银行资产规模和贷款规模数据来源于Bankscope数据库,总共包括129家银行样本。剔除了年度产出为负的样本,剔除了变量存在缺失值的样本。为排除离群值的影响,对所有连续变量均进行了1%水平上的缩尾处理。
使用异质性随机前沿模型估计银行业竞争对企业技术效率的影响。表1列出了估计结果。资本投入K和劳动投入L的产出弹性系数均显著为正,并且二者之和小于1,表明我国制造业上市企业存在规模效应递减现象。
就技术非效率函数而言,第1、2列使用以银行资产规模计算的HHI指数(HHI1),第3、4列使用以银行贷款规模计算的HHI指数(HHI2);第1、3列仅考虑HHI指数,未加入控制变量,第2、4列进一步加入企业规模、财务杠杆、企业年限等财务变量作为控制变量。重点关注银行业竞争变量(HH1、HH2)的系数大小及显著性。在前两列的回归结果中,HHI1的系数均至少在5%的统计水平上显著为正,在后两列的回归结果中,HHI2的系数均在1%的统计水平上显著为正。由于HHI指数是衡量产业竞争激烈程度的反向指标,因此,HHI指数系数为正,表示银行业竞争越激烈(HHI越小),企业非技术效率程度(uit)越低,即银行业竞争有助于促进企业技术效率的提升,假设1得到验证。根据前文的分析,其原因是银行业竞争的加剧能够缓解企业受到的融资约束,使企业获得更多的信贷资金,从而有助于企业进行研发投资,提高企业技术效率。
表1银行业竞争与企业技术效率:SFA估计结果
注:括号内数值为z值,***、**、*分别表示参数估计值在1%、5%、10%的统计水平上显著
对银行业竞争影响企业技术效率的内在机制进行实证检验。根据前文的分析,银行业竞争通过降低企业融资约束途径促进企业技术效率。采用如下方法对该机制进行检验:在随机前沿模型中分别加入较常用的融资约束指标和这些融资约束指标与银行业竞争指标的交互项,重新进行估计,然后考察交互项的回归结果是否显著,从而识别出对不同融资约束的企业,银行业竞争对企业技术效率影响的异质性。
选取企业规模、企业年限和WW指数三个指标衡量企业融资约束[注]本文未选取企业产权性质作为划分融资约束的指标,是因为产权性质对企业技术效率的影响,既能反映融资约束的影响,也能反映代理成本的影响。国有企业相比于民营企业而言,融资约束程度较小,但代理成本更大。表1中国有企业哑变量的估计系数为正,表明融资约束对国有企业技术效率的正面效应小于代理成本带来的负面效应。因此,此处选择指标时,并未选取企业产权性质衡量融资约束。。其中,企业规模越大、企业年限越长,融资约束程度越低,这两个变量是融资约束的反向指标。WW指数由Whited和Wu(2006)[25]提出[注]具体来说,使用Ordered Logit模型对股利、规模、经营现金流、长期负债比率、销售增长率和行业销售增长率进行回归,使用估计的系数构建WW指数。,该指数越大,表示企业融资约束程度越高。
在随机前沿模型中分别加入企业规模、企业年限、WW指数以及这三个融资约束指标与银行业竞争指标的交互项,然后使用SFA方法进行估计,得到的结果见表2。表2第1列加入了企业规模(Size)与HHI1的交互项,估计得到的系数在1%统计水平上显著为负(数值为-4.589),表明企业规模越大,HHI1指标对企业技术非效率函数的正向影响越低,即银行业竞争对企业技术效率的促进作用越低。因此,相比于大规模企业而言,银行业竞争对小规模企业技术效率的提升作用更为明显。第2列使用HHI2指标,估计得到的交互项系数同样在1%的统计水平上显著为负(数值为-4.394)。第3列加入了企业年限(Age)与HHI1的交互项,估计得到的系数为-0.875,在1%的统计水平上显著为负,表明企业年限越长,银行业竞争(HHI为反向指标)对企业技术效率的正向影响越小。因此,相比于年限较长的企业而言,银行业竞争对年限较短的企业技术效率的提升作用更为明显。第4列使用HHI2指标,估计得到的交互项系数为-0.921,在1%的统计水平上显著为负。第5列加入WW指数以及WW指数与HHI1的交互项,第6列使用HHI2指标。在第5、6列的估计结果中,WW指数的系数显著为正,表明企业融资约束会显著降低企业技术效率,与陈海强等(2015)[18]的研究结论一致;交互项系数均显著为正,表明WW指数越高,银行业竞争对企业技术效率的正向影响越大。综合表2的研究结果,可以得到如下结论:相比于低融资约束企业,银行业竞争对高融资约束企业技术效率的正向促进作用更为明显。因此,假设2得到验证。
表2银行业竞争、融资约束与企业技术效率:SFA估计
注:括号内数值为z值,***、**、*分别表示参数估计值在1%、5%、10%的统计水平上显著
进一步检验银行业竞争对企业研发支出的影响。研发支出用总资产进行标准化,解释变量为HHI指标,控制变量分别加入企业投资、规模、财务杠杆、托宾Q、ROE、企业年限、机构投资者持股比例等,此外,模型还控制了行业效应。由于研发支出为大于0的数值,因此采用Tobit模型进行回归,结果如表3所示。使用HHI1指标时,其系数为-0.324,在1%的统计水平上显著为负,表明HHI越小,企业研发支出越高,意味着银行业竞争促进了企业研发支出,HHI1降低一个标准差(0.056),研发支出增加总资产的1.8%。使用HHI2指标得到的估计结果类似,在1%的统计水平上显著为负。以上分析说明,我国银行业竞争的加剧提高了制造业上市企业的研发支出,而研发支出的增加能够提高技术水平,优化企业的生产效率,因而提高企业技术效率。
表3银行业竞争对企业研发支出的影响
注:***、**、*分别表示参数估计值在1%、5%、10%的统计水平上显著
采用市场化指数中的金融业竞争变量(Competition)衡量银行业竞争,对前文的结果进行稳健性检验。由于我国的金融体系仍然以银行业为主体,因此金融业竞争能够用来衡量银行业竞争。该指标来源于樊纲等(2011)[26]编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2011年报告》。该指标越大,表示金融业竞争越激烈[注]由于该指数只到2011年,因此研究样本为2003—2011年,样本数量有所减少。。
表4报告了使用金融业竞争变量(Competition)的估计结果。第3列相比于第1列,在技术非效率函数中加入了控制变量。两列估计结果中,Competition的系数均显著为负,意味着银行业竞争越激烈,企业技术非效率越小,也就是企业技术效率越高,再次验证了假设1。
此外,使用Competition指标对表2和表3的结果进行稳健性检验,也得到了类似结果。
表4稳健性检验:使用不同指标衡量银行业竞争
注:***、**、*分别表示参数估计值在1%、5%、10%的统计水平上显著
根据前文的分析,银行业竞争的加剧有助于缓解企业融资约束,促进企业研发投资,并提升企业技术效率,因此可以做出如下推论:银行业竞争的加剧也有助于提高企业经营绩效和市场价值。对这两个推论进行检验。如果推论成立,就能够进一步佐证前文分析的可靠性。
企业经营绩效使用资产收益率(ROA)衡量,资产收益率等于净利润与总资产之比;市场价值使用托宾Q指标(Tobin)衡量,托宾Q=(股权市场价值+资产账面价值-股权账面价值)/资产账面价值。控制变量包括:企业投资(Invt)、企业规模(Size)、财务杠杆(Lev)、经营现金流(Cflow)、股利支付哑变量(Dum_Div)。回归结果如表5所示。在4列回归结果中,HHI指标的系数均在1%的水平上显著为负,表明HHI越小,企业经营绩效和市场价值越高,这意味着银行业竞争对企业经营绩效和市场价值的提升能够起到正向促进作用。
表5银行业竞争对企业经营绩效和市场价值的影响
注:括号内数值为t值,***、**、*分别表示参数估计值在1%、5%、10%的统计水平上显著
选取我国制造业上市企业2003—2016年的样本数据,利用异质性随机前沿模型,实证检验银行业竞争对企业技术效率的影响及其内在机制。研究结论如下:
第一,银行业竞争程度越激烈,越有助于提升我国制造业上市企业的技术效率。
第二,相比于大规模企业、年限较长的企业和低WW指数企业,银行业竞争对小规模企业、年限较短的企业和高WW指数企业技术效率的正向促进作用更为明显。
第三,银行业竞争促进了企业研发投资的增加。
第四,银行业竞争有助于提高企业的经营绩效和市场价值。
研究表明,银行业市场结构的优化对提高微观企业生产效率有着积极的影响,银行业竞争的加剧客观上有助于企业获得更多的资金,尤其是小规模企业、新兴企业和高融资约束企业,从银行获得的信贷资金更多,从而越有助于企业融资约束的缓解,增加研发投资支出,提高企业技术效率。
本文的研究从经验证据上支持我国银行业改革的效果,政策启示如下:
第一,对于银行业而言,要进一步推进银行业改革,推行国有商业银行混合所有制改革,强化股份制商业银行、城市商业银行和农村商业银行的竞争力,继续放开民营资本进入银行业的准入门槛,甚至进一步引入外资银行参与到我国银行业的竞争格局中来。此外,继续完善以为中小企业主体提供融资服务为主的地方性中小银行体系,从而为更多企业提供资金支持。
第二,对于企业而言,银行信贷资金仍然是最重要的融资选择,企业应提高信息披露的透明度,主动降低银企之间的信息不对称,特别是对于小规模、新兴企业和其他融资约束较高的企业,应当更好地建立起与地方性中小银行长期合作的良好关系,获得长期稳定的资金支持。