風險投資能提高企業銀行貸款可得性嗎？

■武 龍，楊彥紅

一、引言

融資是影響企業發展的關鍵因素。在信息不對稱的市場環境中，銀行為盡可能降低信貸風險，往往將上市公司披露的財務信息及信用評級等“硬”信息作為審批貸款的關鍵信息（徐忠和鄒傳偉，2010），導致缺乏抵押品及規范財務數據的企業陷入融資困境。但在穩步提升企業創新能力及構建良性創新生態循環的市場進程中，必要的資金支持是企業創造、發展的根本動力。因此，提高信貸資源配置效率依然是解決企業融資難題的關鍵。為盡可能降低信貸資源錯配發生率，提高信貸資金的配置效率，需要依靠一定的途徑降低企業與銀行之間的信息不對稱性。對于傳統“硬”信息存在缺陷的中小企業而言，如何借助多元途徑讓銀行關注到企業經營能力及償債能力等“軟”信息（Berger A.N.&Undell，2002），降低銀行信息搜集成本，對促進銀行貸款的可獲得性至關重要。

已有研究顯示，風險投資者的作用超出了銀行等傳統金融中介的范圍，除了會對企業活動提供直接的資金支持外，還以多種方式影響企業的經營、投資和融資活動。風險投資者以豐富的管理經驗參與公司招聘等，在吸引高層人力資源、構建合理的董事會結構方面能給予有利支持（Yang S.et al.，2020）。此外，風險投資機構在其業務往來中獲得了大量的發展資源，這對于尚處在發展初期的企業尤為重要，尤其是對公司開拓產品市場、獲得競爭優勢具有戰略性意義。風險投資的加入會增強企業治理能力，為企業成長帶來增值服務，其監督職能、聲譽資源和關系網絡可以降低信息不對稱程度（胡劉芬和周澤將，2018），緩解融資約束。那么風險投資機構究竟是通過怎樣的路徑機制將企業的“軟”信息進一步傳遞給銀行，降低交易成本，促進企業的銀行貸款可獲得性（包括借款數量、借款成本、借款期限）？基于此，本文以2009—2019 年度數據為樣本進行實證分析，具體回答兩個問題：風險投資參與能否提高企業的銀行貸款可獲得性？風險投資參與便利企業銀行貸款的影響機理如何，是否源于以往研究提及的“治理效應”和“認證效應”，抑或其他原因？

二、文獻綜述與研究假設

（一）信息不對稱、風險投資與企業銀行貸款可獲得性

信貸雙方的信息不對稱是影響企業銀行貸款可獲得性的根本原因。如何借助權威媒介將企業的信息傳遞給銀行是緩解信息不對稱問題的關鍵。作為特殊的股權投資者，風險投資機構承擔著更高的經營風險，在篩選項目前，會利用自身專業的咨詢分析能力充分獲取目標企業信息并進行收益分析。因此，風險投資機構是判斷企業價值頗具說服力的媒介。

為了實現更高的收益目標，風險投資機構在向企業注入資金的同時，往往會參與企業的管理決策，利用自身豐富的投資經驗強化對被投資企業的監管，進而提高企業內部治理水平（龍勇等，2010）。此外，風險投資者在其復雜的業務活動中積累了多方面的社會網絡資源，這些多元的關系資源能夠最大程度地促進被投資企業資本增值。因此，有風險投資參與的公司會向資本市場傳遞企業經營發展具有潛力、資本增值能力較強的有利信號，提升市場對企業信息的關注度。同時，具有風險投資參與的企業往往具備更強地應對經營風險的能力及更低的失信風險，更能夠產生企業被銀行認可的首因效應。因此，提出假設：

H1：限定其他條件，風險投資的參與能夠提高企業的銀行貸款可獲得性，其中貸款的可獲得性包括更多的貸款規模、更低的貸款成本和更長的貸款期限。

（二）風險投資、治理機制與企業銀行貸款可獲得性

一方面，公司內部治理水平能夠反映其經營質量。治理水平較高的公司其信息披露機制更完善，進而降低企業與銀行間的信息不對稱。根據以往文獻，風險投資者對被投資企業的監管作用有助于企業改善內部治理水平，提升會計信息質量，使公司具備高質量的信貸“硬”信息。此外，風險投資機構的監督職能可以幫助企業建立更為有效的治理結構（Hellmann Thomas&Manju Puri.，2002），進而提高現金股利支付水平，有效抑制管理者對自由現金流的操控動機，提升管理效率。另一方面，風險投資追求高風險高收益，更注重企業的長期收益，會積極參與公司治理，利用自身社會網絡資源為企業帶來多元化發展資源（董靜等，2017），降低融資成本（胡劉芬和周澤將，2018）。因此，風險投資參與帶來的治理效應有助于公司提供高質量信息，降低銀企之間的信息不對稱，為企業帶來信貸融資便利效應。據此，提出假設：

H2：限定其他條件，風險投資參與的公司具有更高的治理水平，且公司治理水平對于風險投資的信貸便利效應具有中介作用。

（三）風險投資、認證機制與企業銀行貸款可獲得性

為了降低信貸風險，銀行在審批企業貸款申請時，關注的核心信息就是抵押品及財務信息質量等“硬”信息，而關于企業發展潛力及償債能力等方面的“軟”信息往往會因為信息不易獲得或者搜尋成本過高而被忽視。但是企業可以借助第三方媒介向銀行傳遞關鍵信息，將自身與其他企業區別開來，提高獲得銀行貸款的可能性。

風險投資機構具有較強的企業質量辨別能力，其參與是對被投資企業市場價值的認可，因此風險投資參與也能作為一種認證信號。一方面，由于融資性質的不同，相較于銀行，風險投資在選擇被投資目標企業時面臨更大的風險，風險投資機構的事前分析更具有參考性。另一方面，風險投資機構行業性質的特殊性使其更注重自身的聲譽資本（Megginson & Weiss，1991），尤其是對于高聲譽風險投資者而言，其不誠信行為或認證過失都將導致嚴重的經濟后果。可見，這一認證信息更具真實性，對于銀行而言，風險投資的參與意味著更低的財務違約風險及更高的財務信息質量。

高頻接觸振動產生巨大的垂直力增量，使鋼軌塑變層遭受反復和快速的錘擊作用，逐漸在鋼軌表面形成明暗相間的波浪形磨耗。當有切向力作用的動輪經過其上時，瞬間的局部接觸間斷可使動輪積聚起很大的能量，一旦在波浪形的峰部恢復接觸時，聚合的能量就驟然被釋放出來。

因此，風險投資本身具備的認證功能能夠向市場傳遞有利于公司的經營質量等“軟”信息（Megginson & Weiss，1991），緩解信貸過程中的信息不對稱，進而幫助企業獲得信貸融資便利。因此，提出以下假設：

H3a：限定其他條件，風險投資持股比例越高，風險投資的信貸融資便利效應更顯著。

H3b：限定其他條件，參與的風險投資家數越多，風險投資的信貸融資便利效應更顯著。

（四）風險投資、國有產權機制與企業銀行貸款可獲得性

在我國信貸市場上，所有制歧視依然存在。國有屬性能向市場傳遞一種貸款風險較低的認證信號，企業往往能夠從國有屬性的關聯背景中獲益。相對于非國有風險投資，國有背景的風險投資具有先天的政治優勢，鑒于共同的所有制度，國有背景的風險投資機構與大型商業銀行具有更密切的網絡關系，對降低民營企業與銀行之間的信息不對稱程度具有更加積極的作用。因此，具有國有背景風險投資機構參與的民營企業能夠在一定程度上彌補其產權缺陷，向市場傳遞有利信號，更易獲得銀行認可，進而獲得融資便利。因此，提出假設：

H4：限定其他條件，國有風險投資的參與，其信貸融資便利效應更顯著；且國有風險投資的參與，對民營企業的信貸融資便利效應更顯著。

三、研究設計

（一）樣本與數據

本文選取2009—2019年間全部A股上市公司為初始樣本，剔除ST 公司、金融行業、IPO 當年和主要變量缺失的樣本點，最終得到2575 家上市公司的16120個公司年度觀測值。

風險投資的界定：參照吳超鵬等（2012）、武龍（2019）等認定的方法，查詢公司年報披露的前十大股東名單，然后按如下標準進行界定：一是若前十大股東名稱中出現“創業投資”“風險投資”和“創業資本投資”等關鍵信息，則直接認定為該企業有風險投資參與。二是如未出現上述關鍵詞，進一步查詢清科私募通數據庫及Wind全球企業信息庫，如果企業經營性質為VC或者PE，或者公司經營范圍中含有“創業投資”“風險投資”“私募股權投資”和“種子投資”等關鍵信息則認定該股東為風險投資機構。三是若前十大股東名稱中含有“創新投資”等疑似風投機構信息，則進一步查詢其所在省份的工商管理局網站搜索其主營業務信息，若其中包含“創業投資”或者“風險投資”則認定該股東為風險投資機構。四是若上述步驟均不能證實該股東為風險投資機構的，則認定為沒有風險投資機構參與。

風險投資數據主要來自清科私募通數據庫及Wind數據庫，其他財務數據來自于CSMAR數據庫。并對存在異常值的連續變量進行了上下1%分位的縮尾處理。

（二）模型設定與相關變量度量

為檢驗風險投資參與對企業銀行貸款可獲得性的影響，本文構建模型1：

其中，被解釋變量Yi，t為度量企業銀行貸款可獲得性的3個維度：一是企業獲得的銀行貸款規模：借鑒陸正飛等（2008）、武龍（2019）的做法，用以下三種方法度量銀行貸款規模：Bankloani，t為借款規模，等于“企業短期借款與長期借款的和與期初總資產的比值”用以度量借款規模。SBankloani，t為短期借款規模，等于企業當年從銀行所獲短期借款與年初總資產的比值；LBankloani，t為新增長期借款規模，等于企業當年新增長期借款與年初總資產的比值。二是企業借款成本（Bankcosti，t），借鑒蔣琰（2009）的做法，用“利息總支出與長短期債務平均值的比值”度量銀行貸款成本。三是企業長期借款率（Longloanratei，t），用企業從銀行獲得長期銀行貸款總額與總借款的比值度量。

解釋變量VCi，t用來表示企業中是否有風險投資參與的啞變量，若前十大股東中有風險投資參與則為1，否則為0。

控制變量借鑒白俊和連立帥（2012）、李匯東等（2013）等研究，選擇了公司規模（Sizei，t-1）、托賓Q值（Qi，t-1）、企業年初總資產報酬率（ROAi，t-1）、企業年初資產負債率（Levi，t-1）、企業年初的流動比率（Liquidi，t-1）、總資產周轉率（TATi，t-1）、企業年初固定資產比率（Tangiblei，t-1）、第一大股東持股比例（Top1ratei，t-1）、經營現金流（Cashi，t-1）、行業（Ind）和年度（Year）。

為檢驗風險投資治理機制對企業銀行貸款可獲得性的中介效應，參考溫忠麟等（2004）中介機制檢驗程序，依次檢驗系數的顯著性，構建模型2：

其中，Govi，t為企業內部公司治理水平，借鑒白重恩等（2005）、吳德軍（2016）、嚴若森等（2018）關于公司治理水平綜合指標的設計，綜合第一大股東持股比例、股權制衡度（第二大到第十大股東持股比例和與第一大股東持股比例的比值）、是否國有控股（國有控股則為1，否則為0）；董事會特征變量包括獨立董事比例（獨立董事占董事會人數的比值）、董事會規模（董事會人數的自然對數值）、董事會會議次數（董事會會議次數的自然對數值）、董事長與總經理是否兩職合一（兩職合一則為1，否則為0）、兩權分離度、高管持股比例（高管持股數量/總股本）共9個公司治理變量，反映公司治理水平。采用主成分分析法，尋找上述9 個公司治理變量的線性組合。在進行主成分分析法降維時，采用KMO檢驗和Bartlett球形檢驗，其中KMO值大于0.6，Bartlett 球形度檢驗 P 值為0，說明各變量間的相關性較強，適用于進行主成分分析法。由主成分分析法因子累計貢獻率的結果，特征根大于1的前四大主成分累計貢獻率達73%，因此提取了四大主成分。接著對各變量標準化處理，構建公司治理水平指數。其余變量定義與模型1相同。

表1 變量選取及定義

為檢驗風險投資認證機制、國有產權效應機制對企業銀行貸款可獲得性的影響，構建如下模型3，即式（5）和式（6）用以檢驗假設3，模型4，即式（7）用以檢驗假設4：

其 中 ，VCsharei，t為 風 險 投 資 持 股 比 例 ，VCvoli，t為同一企業所參與的風險投資家數，VCsoei，t為國有風險投資啞變量，若風投機構的合伙人或股東中有中央或地方國資委、地方政府、發改委和科技部等部委，認定為國有風險投資機構，只要有國有風險投資參與則VCsoei，t取值為1，否則為0，其余變量定義與模型1 相同。相關變量的具體定義如表1所示。

四、實證結果與分析

（一）描述性統計分析

表2 是全樣本描述性統計，表3 將樣本按是否具有風險投資背景進行分組分析：對比被解釋變量發現，相較于沒有風險投資參與的企業，有風險投資背景的企業銀行貸款規模、新增短期借款和新增長期借款均有所提高，借款成本比沒有風險投資參與的公司低出0.48%，長期借款比率占比高出1%，充分表明風險投資的參與能夠促進企業銀行貸款的可獲得性。分析解釋變量知風險投資機構在上市公司內部平均持股比例僅為6.64%，表明風險投資能夠為企業提供資金有限，銀行依然是我國企業當前融資的主要渠道。分析中介變量發現，具有風險投資背景的公司治理水平均值為-0.09，表明當前我國上市公司內部治理整體水平依然偏低。控制變量中通過對比發現具有風險投資背景的企業公司規模更大、資產負債率較高，但固定資產比率及經營現金流等指標較低。

表2 變量描述性統計

（二）風險投資背景對企業銀行貸款可獲得性的影響檢驗

從借款規模、借款成本及借款期限三個方面檢驗風險投資對企業銀行貸款可獲得性的影響，結果如表4所示。從對銀行貸款規模的影響看，列（1）—（3）中VCi，t的系數顯著為正，即具有風險投資背景的企業獲得的短期借款和新增長期借款均顯著有所提高，但對短期借款的促進作用更強。從借款成本看，第（4）列風險投資的參與使企業銀行貸款成本降低了0.72%（1%水平顯著）。從長期借款率看，第（5）列VCi，t的系數顯著為正，整體而言風險投資的參與能夠有效提高被投企業的長期借款率。

（三）治理水平對風險投資與企業銀行貸款可獲得性的中介機制檢驗

通過模型（2）來驗證上市公司治理水平對風險投資機構與企業銀行貸款可獲得性的中介效應，回歸結果見表5。表5第（1）列的回歸結果表明風險投資（VCi，t）對治理水平（Govi，t）的影響系數α1 并不顯著但仍具有促進作用。列（2）—（6）的結果表明治理水平（Govi，t）對企業銀行貸款可獲得性指標Yi，t的影響系數θ2作用并不顯著。因此，根據溫忠麟和葉寶娟（2014）的方法檢驗是否存在間接中介效應。采用Bootstrap 檢驗中介效應，檢驗結果中系數bs1的置信區間包含有0，說明中介效應機制不成立。因此，公司治理機制對風險投資便利效應的中介效應并不存在。這一結果與假設H2的結果并不一致，可能的原因有：而在較低的持股比例下（根據表3可知），風險投資機構對公司的監管治理作用有限，不能顯著提高上市公司內部治理水平，因而并不能夠有效緩解企業與市場之間的信息不對稱程度。

表3 按風險投資背景分組的描述性統計分析

（四）不同特征的風險投資機構對企業銀行貸款可獲得性的作用差異分析

進一步從風投持股比例、風險投資參與家數及國有風險投資背景等不同特征驗證風險投資的認證效應、國有產權效應對企業銀行貸款可獲得性的作用效果。模型3 式（5）和式（6）的回歸結果報告于表6。結果表明風險投資持股比例對企業銀行貸款可獲得性的影響并不顯著，風險投資參與家數對銀行貸款規模及短期借款規模一定的促進作用（10%的顯著水平），但對借款成本及長期借款率的作用效果不顯著。可能是因為上市公司內部具有較為成熟的經營運作體系，加之風險投資機構的持股比例較低，風險投資參與所承擔的運營風險較低，因而為企業帶來的監督和增值服務有限，風險投資機構更關注是否能夠順利退出及退出時的投資收益。此時認證效應并不能充分發揮作用，不能有效緩解企業與外部資金持有者之間的信息不對稱問題。與國有企業相比，國有背景風險投資對民營企業銀行貸款規模的促進作用更強，借款成本顯著降低1.09%，長期借款率提高了1.39%。其對國有企業新增長期借款規模也具有一定程度的促進作用（10%的顯著性水平），而這一特性是國有企業本身就具備的信貸優勢（方軍雄，2007）。據此，假設4 得到驗證。值得注意的是，國有風險投資對民營企業和國有企業信貸便利效應的促進程度明顯高于表4 整體風險投資背景對其的影響，與本文觀點相符。

表4 風險投資背景對企業銀行借款可獲得性影響檢驗

五、內生性問題與穩健性檢驗①限于篇幅，結果留存備索。

銀行貸款可獲得性高的企業往往具備較高的公司質量，更易獲得風險投資的關注，因此，可能存在反向因果的內生性問題。為降低樣本選擇偏誤帶來的內生性問題，借鑒胡劉芬和周澤將（2018）采用PSM 傾向得分匹配法，按照公司規模（Sizei，t-1）、財務風險（Levi，t-1）、盈利能力（ROAi，t-1）、成長性（Qi，t-1）、行業及年度因素，為有風險投資背景的公司樣本進行1∶1匹配公司，最終在5574 家風險投資機構成功匹配成功的有5571 家，用最終得到的11142 個樣本重新回歸，結果與表（4）—表（6）保持一致。

此外，參照吳超鵬等（2012）的方法選擇公司所在省份的風險投資機構密度（VCdensityi，t-1）作為工具變量，用二階段回歸法（2SLS）進一步檢驗。風險投資機構密度能在極大程度上影響風險投資機構進入企業的概率，但基本上不會影響企業財務決策的合理性，滿足作為工具變量的條件。采用工具變量法的回歸結果依然表明具有風險投資背景的企業具有更高的企業銀行貸款可獲得性。

表5 治理水平對風險投資信貸便利效應中介效應依次回歸分析

六、結論與啟示

本文以2009—2019 年間16120 個公司年度樣本數據，研究了風險投資參與對企業銀行貸款可獲得性的影響機制。研究發現，風險投資參與能夠顯著促進企業的銀行貸款可獲得性。進一步研究其作用機制發現，不同特征的風險投資對企業銀行貸款可獲得性的影響存在差異。具體而言，風險投資治理機制的中介效應及認證機制未得到驗證，即風險投資的認證機制及治理機制并不能對企業的銀行貸款可得性產生顯著的影響。但在國有產權機制下，國有風險投資能夠在民營企業中發揮產權互補效應，顯著促進民營企業的銀行貸款可獲得性，即具有國有風險投資背景的民營企業能夠獲得更多的銀行貸款規模、更低的借款成本、更高的長期借款率。通過PSM傾向得分匹配法及工具變量法解決樣本選擇偏誤可能導致的內生性問題之后，實證回歸結果依然穩健。

上述結論具有一定的現實啟示：第一，企業在經營發展中應充分利用地域資源稟賦，建立發展比較優勢，切實注重“質”與“量”的雙平衡，努力提高自身“硬”信息質量，也要善于借助多元途徑向市場傳達可靠的“軟”信息，以盡可能緩解由于信息不對稱帶來的融資難題。第二，對于民營企業而言，即便當前市場化程度提高，民營企業依然處于融資門檻高而獲批借款規模少的融資困境，是制約民營企業發展的重要因素。民營企業更應該全面看待國有風險投資，結合企業發展階段適時引入適合的風險投資種類，增強自身在信貸融資市場的競爭優勢。第三，銀行貸款依然是我國大部分企業尤其是民營企業融資的主要渠道，銀行作為掌握借款資源的重要職能部門，是配置信貸資金的主要力量，需要全面客觀識別企業“軟”信息，以最大程度發揮信貸資源的杠桿調控價值。第四，由風險投資機構密度的數據樣本發現風險投資機構具有一定的區域聚集特征，主要集中在廣東、浙江、北京、上海等市場化水平高的省份。地方政府應規范風險投資行業的發展環境，適時提供政策支持，為促進風險投資發展提供一個透明健全的市場空間，這有助于推動構建健康、高效的企業融資環境。第五，國有風險投資能夠顯著提高民營企業銀行貸款可獲得性，突破了對以往國有風險投資“無效觀”的認識。國有風險投資是否能夠糾正市場信號偏差，促進信貸市場良性運轉，優化融資決策，甚至有助于宏觀經濟調控？這是未來值得進一步探索的。

表6 不同特征的風險投資機構對企業銀行借款可獲得性的影響檢驗