债务违约冲击下银行干预如何影响供应链融资？

■程京京 马紫宇 张瀚文 孙文娜

一、引言

近年来，全球不确定性因素增多叠加新冠疫情冲击，国内经济转型阵痛凸显，周期性、结构性问题交织，企业资金链断裂、债务违约问题频发引起社会广泛关注。以涉及银行债务违约诉讼的A股上市公司为例，2019年之前银行作为上市公司债务违约诉讼案件原告的涉事公司数量在低位徘徊，2019之后涉事公司数量进入高位震荡，仅2023年前6个月涉事公司数量就达24 家（见图1）。可见，近几年企业债务违约问题已成为中国经济发展的一大隐患。

图1 上市公司的银行债务违约诉讼

新冠疫情对全球产业链供应链造成严重破坏，俄乌冲突引发国际能源与粮食危机，世界经济格局正深刻重塑，党中央、国务院多次发文明确要保障产业链供应链安全稳定，筑牢国家高质量发展根基。党的二十大报告提出，要“着力提高全要素生产率，着力提升产业链供应链韧性和安全水平”。供应链金融作为维护产业链供应链韧性的重要抓手已得到国内外学者广泛认同[1，2]。作为产融结合的重要途径，供应链金融对缓解中小企业融资约束、转换企业增长方式起到决定性作用[3—5]，对企业绩效的提升以及创新水平的提升也具有重要作用[6，7]。当然，这些研究主要使用的是以供应链为导向的广义供应链金融含义，即供应链金融是基于供应链为上下游企业提供综合性金融服务解决方案，核心企业既可以作为信用交易主体，也可以作为金融机构的协助者，帮助金融机构完成授信与风控。而狭义来说，供应链金融是以金融为导向的短期交易性融资，即产业核心企业以供应链交易事项为基础，通过商业信用融资来缓解链条上下游企业融资约束问题[8，9]。由于狭义供应链金融更能反映供应链交易特征，下文主要基于狭义供应链金融概念展开讨论。面对企业债务违约问题频发，供应链金融是否会“望而却步”？企业的银行债务违约是否会影响供应链金融运行？

在理论研究上，就债权结构与宏观经济的关系而言：陆正飞等[10]认为在货币政策宽松时期，企业便于获得银行贷款，在此阶段商业信用符合买方市场理论，即由于买方强势，其议价能力强，供应商倾向于向融资无约束、信用良好的客户提供商业信用；而在货币紧缩时期，随着银行信贷歧视进一步加深，在此阶段商业信用符合替代融资理论，即公司对商业信贷需求大幅上升。马亚明等[11]认为在经济下行周期，非融资约束型企业商业信用的替代效应顺周期下降，融资约束型企业对上游企业的商业信用违约则会增多，商业信用增加会加重企业破产风险。就债权结构现象而言：鲍长生[12]运用博弈论方法分析得出，供应链金融不能很好地解决中小企业融资约束问题，这是由于大型企业具有较强的议价能力，导致中小企业既要从银行获取资金“输血”，又要向大型企业提供商业信用造成“失血”。Zhang[13]使用断点回归方法分析发现，当企业违反银行债务契约后，企业商业信用会大幅下降，而当供应商对企业依赖增强时，企业的商业信用下降会得到缓解。在异质性债权人的约束力上，银行借款、商业信用、企业债券对企业非效率投资的影响具有异质性[14]。与银行借款相比，供应链融资中的企业债权人对企业行为约束较小，股东更易通过投资歪曲行为来损害债权人的利益[15]。不难发现，已有文献大多考虑的是异质宏观经济特征或者常态下的企业银行信贷与供应链融资的关系，鲜有文献从债务违约角度出发，基于近些年中国企业数据来分析企业银行债务违约对供应链融资的影响。

为此，本文以企业银行信贷违约为冲击分析银行信贷与供应链融资的关系，利用上市公司数据，在倾向值匹配基础上，采用双重差分法（DID）系统评估银行干预对供应链融资的影响效应及作用机制。本研究可能的贡献在于：目前关于银行信贷与供应链融资关系的研究，大多采用传统计量方法进行实证分析，而本文以银行债务诉讼为契机，在倾向值匹配基础上采用双重差分法进行实证研究，能有效克服内生性问题，相比于以往文献可以更准确地评估银行干预对供应链融资的影响。

二、理论分析与研究假设

供应链金融以核心企业为依托，在真实贸易基础上，通过自偿性贸易融资为上下游企业提供灵活的融资服务，它集商流、物流、信息流和资金流为一体，是以疏通产业链现金流为目的的一种金融创新模式[9]。就供应链金融存在情境而言，替代性融资理论认为，由于信贷配给问题，一些借款者无论支付多高的贷款利息，都无法获得充足的银行贷款，在此情况下他们会求助于供应商提供商业信用[16，17]。而买方市场理论则认为，由于买方强势、买方信用良好，或者卖方为了实现差别定价、提供产品质量保证等以使交易尽快完成，卖方愿意为买方提供商业信用[10]。为此，尽管供应链融资外在表现是一样的，但是他们存在的主导性依据可能具有不一致性。实际上，银行债权治理会通过多种途径影响供应链融资。第一，依据或有控制权，在企业债务违约后，银行能够干预借款人公司治理以及企业投资活动等[18，19]。相比于正常还款情况，企业债务违约后，银行有强烈的动机监控企业，以减少企业过度冒险行为，进而改善企业经营表现，增加企业价值[18，20]。在这种预期下，无论是基于替代融资理论还是基于买方市场理论下的供应链融资，迫于资金压力，违约企业的供应链融资可能不变或增加。第二，根据比较优势理论，相比于银行，商业信用提供者能够更方便且低成本地获得企业客户经营状况变化等信息，即具有信息获取优势[13]。同时，提供商业信用的上游企业对客户具有控制力优势，如果客户对供应商的选择是理性的，供应商的不易替代性越强，企业违约搜寻的机会成本越大，那么供应商越可能通过威胁停止供货的手段要求企业遵守合约。因此，相比银行来说，供应商具有更强的控制力[21]。此外，即便企业经营失败，供应商也能利用该产品的销售网络迅速处置原材料等物品，减少损失，也即供应商具有财产挽回优势。因此，相对于银行，由于供应商面临的信息不对称程度较低，其治理能力更强[16]。在企业经营状况不佳且银行还未采取行动之前，或者说企业还没有对银行债务违约时，供应商会提前收紧商业信用供给。在这种预期下，银行债务违约后，企业供应链融资规模不变或继续收缩。由于供应商对企业信贷违约事件的反应取决于银行干预后供应商提供商业信用的预期收益和与其成本之间的比较，此决定事前并未明确。基于上述分析，本文提出以下研究假设：

假设1a：银行干预对企业供应链融资具有正向影响。

假设1b：银行干预对企业供应链融资具有负向影响。

银行债务违约后，由于破产清算成本高等原因，在通过非诉讼方式交涉不能保障自身权益的情况下，银行债权人开始通过法律手段迫使债务人采取债务重组或资产重组等方式，来保障银行的债权人利益，这变相增加了债权人对公司治理的干预。具体就银行债权人干预的路径而言：首先，债务违约后，银行可能会通过影响企业投资决策来影响供应链融资。由于债务违约后，银行作为债权人可以通过修改现有的信贷协议，对公司行为施加更强的合约限制，修订后的协议几乎涵盖了企业投资决策的所有方面，包括对有形资产的投资、收购、资产出售等[18]。研究表明银行干预主要限制企业代理问题严重的非效率投资[18—20]。而供应链融资作为银行信贷的重要替代性融资资源[14，16]，非效率投资的下降会降低企业对供应链融资的需求。其次，债务违约后，银行可能会通过影响企业财务决策来影响供应链融资。债务违约后，银企双方修订信贷协议也会限制企业财务决策，例如对营运资本投资、股息支付、获取新的融资等进行再约定。在修订协议的约束下，相对而言，债务违约后企业的财务政策更趋于保守，例如企业持有更多的现金、发行更少的债务或者保持更低的财务杠杆率[18]。由于相对于非融资约束型企业，融资约束型企业持有的库存现金和流动资产较少[22]，而应收账款属于企业流动资产，并且银行干预下的企业保守财务政策也是在流动性冲击下的融资约束体现。为此，在保守的财务政策下，企业会通过供应链融资向上下游企业传递流动性信号。基于此，本文提出如下假设：

假设2：银行干预可能从投资决策和财务决策渠道影响供应链融资。

三、研究设计

（一）数据来源及样本选择

本文研究对象为A 股上市公司。首先，筛选出债务违约数据，即从A 股上市公司诉讼仲裁数据中保留公司作为被告，诉讼主体为银行，诉讼案由为欠款未还的样本。其次，从数据中剔除公司作为担保而被诉讼的样本，剔除被诉讼公司为金融行业公司的样本，剔除同一公司同一年度重复的银行欠款未还诉讼数据。经处理后共得到607 个违约诉讼数据。从锐思数据库获得供应链融资以及公司经营等方面数据，考虑到全球金融危机影响，本文保留了2011—2022 年间A 股非金融企业的上市公司数据。为防止极端值影响，本文对所有连续变量进行1%分位和99%分位缩尾处理。

（二）变量选取

1.被解释变量：供应链融资。参考宋华等[9]、陆正飞等[10]、宋婕等[24]的做法，构建供应链融资指标：静态供应链金融，记为tracre；动态供应链金融，记为dtracre。

2.解释变量：银行干预。具体包括：债务违约发生，记为debvio；债务违约公司，记为treat。

3.控制变量。借鉴Zhang[13]、宋华等[9]的做法，本文选取控制变量包括：公司层面的公司规模、资产收益率、权益比重、销售收入增长率等变量，行业层面的赫芬达尔指数。本文主要变量定义见表1。

表1 变量定义

（三）模型与方法

由于供应链融资和银行信贷违约之间可能存在反向因果关系，例如，公司应付票据过多，不佳的财务状况会使企业违反银行信贷契约，并且企业不可观察因素也会影响供应链融资表现。鉴于双重差分法能较好地处理遗漏变量等问题，故本文利用双重差分法来比较银行干预前后，债务违约公司的供应链融资与没有债务违约的可比性公司的供应链融资，从而得出银行干预对供应链融资的净效应。为保障结果的有效性，借鉴Gu 等[23]的研究，在使用双重差分法之前，先使用倾向值匹配法构造具有可比性的处理组和控制组，即提供使用双重差分法的平行趋势假设条件。此外，本文使用两组多期DID 模型，具体见模型（1）。本文重点关注系数β1，其反映了银行信贷违约后银行干预对供应链融资影响的净效应。模型（1）中，yeart为年度效应，μi为个体固定效应。

为反映供应链融资的动态效果以及解决潜在的反向因果关系，参考Gu等[23]的做法，本文考虑了9年的时间窗口，估计如模型（2）所示。其中，beforej为虚拟变量，表示债务违约发生前j 年；debvio表示银行债务违约发生当年的虚拟变量，若当年发生债务违约则为1，否则为0；afterk表示债务违约发生后的第k年，也为二值虚拟变量。

四、实证结果分析

（一）PSM过程与共同趋势假设检验

为防止选择性偏误问题，本文为银行债务违约发生企业寻找匹配对象。具体而言，从有显著银行借款（即单位企业总资产的银行借款指标超过行业中位数）但未有银行违约诉讼的企业中选取控制组。本文采用logit 模型、协变量为表1 所示的控制变量，在此基础上按照1∶3 最近邻匹配方法为处理组匹配控制组对象。

基于DID 的平行趋势假设，表2 展示了处理组和控制组在违约发生前后各协变量的变化。匹配前，处理组与控制组在企业规模、资产收益率、权益比重、销售收入增长率等指标上差异显著；匹配后，这些指标偏差大幅缩减，组间差异不再显著。可知，匹配后，处理组和对照组的特征较好地满足了共同趋势假定。

表2 经过匹配后控制组和处理组的偏差变化

为进一步验证平行趋势假设，本文将匹配前后处理组和对照组的倾向值得分作了对比（见图2）。匹配前，处理组即债务违约企业（实线）和对照组即非债务违约企业（虚线）的倾向值得分的密度分布图差距显著。匹配后，处理组（实线）和对照组（虚线）的倾向值得分的密度分布图较为趋同。综合而言，倾向值匹配消除了影响债务违约的可观察差异，增强了银行干预对供应链融资变化的解释程度。

图2 匹配前和匹配后的处理组和对照组倾向值得分比较

（二）银行干预对供应链融资的影响

在倾向值匹配的基础上，依据模型（1），表3（1）和（2）列展示了银行干预后双重差分法的回归结果。由（1）列可知，债务违约后，银行干预使供应链融资指标tracre在1%的水平上显著下降；由（2）列可知，银行干预对供应链融资指标dtracre 的回归系数为-0.044，且在1%的水平上显著。这表示债务违约后银行干预会使企业供应链融资显著性下降，假设1b得验。

表3 银行干预对供应链融资的影响

为了探究银行债务违约后银行干预对供应链融资的动态效果，以及探究企业在违约前是否存在预期效果，进而保证研究结论的稳健性，根据模型（2），表3（3）至（6）列展示了回归结果。首先，如果模型存在预期效应，那么treat和beforej交乘项（后文简称treatbeforej，同理类推其余交乘项简称）的估计系数显著不为0。这意味着前文的倾向值匹配处理失败，或者说在银行干预前就形成了供应链融资调整的预期。在这种情况下，处理组与对照组的结果变量在债务违约发生前不具有可比性，双重差分法估计结果有偏差。而根据表3（3）和（4）列结果显示，treatbefore1的估计系数不显著，即债务违约前一期，供应链融资并不存在银行干预预期。进一步在表3（5）和（6）列引入交乘项treatbefore2，其表示债务违约前两年的时间虚拟变量。结果显示，treatbefore2的系数依然不显著。这表示经过处理后银行债务违约发生前供应链融资并未出现调整预期。其次，根据表3（3）至（6）列结果显示，债务违约发生后企业供应链融资不仅在当年（treatdebvio）出现显著性下降，违约后的第一年（treatafter1）企业供应链融资也显著下降，然而到第二年这一影响不再显著。这也进一步验证了债务违约后银行干预会使企业供应链融资显著下降，说明债务违约发生前企业供应链融资不存在预期效果，尽管供应链融资受银行干预影响的持续年限不长，但银行干预对企业供应链融资影响仍具有一定的时滞性。

（三）稳健性分析

通过以上分析，本文得到的核心结论是，银行干预使企业供应链融资显著下降。为保证核心结论的可靠性，本文从以下几方面开展稳健性检验：（1）进行反事实检验。有鉴于发生债务违约的企业主要为传统制造行业，而制造行业在经济转型阶段更有可能发生债务违约。为此，文章以制造业来构建反事实检验，发现treatdebvio 系数并不显著。此外，文章把债务违约时间提前两年，在此基础上进行倾向值匹配后进行双重差分法检验，同样发现treatdebvio系数并不显著。这些从另一个侧面支撑了假设1b的结论。（2）倾向值匹配使用probit 方法进行估计，核心结论仍然成立。（3）调整倾向值匹配时的协变量，在增加企业融资约束、银行贷款规模、应收账款规模等指标后发现核心结论仍然成立。（4）对基础数据进行OLS回归后核心结论仍然显著。（5）替代性因变量，由于应付票据含有商业承兑汇票和银行承兑汇票，而后者涉及银行授信，因此使用应付账款的相对值来衡量供应链融资，核心结论仍然显著。受篇幅限制，具体结果不再呈现。

五、影响机制检验

债务违约后银行干预显著降低了供应链融资，那么银行干预究竟通过什么渠道降低供应链融资？借鉴Nini 等[18]的研究，本文分别选取公司资本性支出（lcapex）和公司现金规模（lcash）作为公司投资政策和财务政策变化的代理变量，进而分析投资政策和财务政策在影响企业供应链融资上的中介效应。参考温忠麟等[25]的研究方法，本文构建的中介效应模型由如下四组方程构成：

表4报告了影响机制的检验结果。其中，（1）和（2）列是对基准双重差分模型（3）式的估计结果。（3）列以企业资本性支出为因变量，交乘项treatdebvio的估计系数在1%水平上显著为负，说明债务违约降低了企业的资本性支出。这主要是因为，债务违约后，银行为了保护自己的债权，会削减企业非效率投资或代理问题严重的投资领域[19，20]。（4）列以企业现金规模为因变量，交乘项treatdebvio 的估计系数显著为负，意味着债务违约显著降低了企业的现金持有程度。原因可能在于，企业发生债务违约后，银行会加速回收贷款，导致企业的融资约束困境变得更加严峻[23]。（5）和（6）列进一步报告了因变量对基本自变量和中介变量回归的结果。据显示，中介变量lcapex 的估计系数显著为正，表明资本性支出与供应链融资呈正相关关系，若资本性支出水平下降导致企业供应链融资下降，这与通常的预期是相符的，即企业资本性支出水平下降，企业投资政策更加保守，其供应链融资需求也会减弱。另外，中介变量lcash 的估计系数均在1%水平上显著为正，表明企业现金规模与供应链融资呈正相关关系，银行干预后企业现金规模下降导致供应链融资需求下降。这也更加表明企业财务政策趋于保守，与Nini 等[18]的发现相一致。以上检验较好地印证了企业资本性支出水平下降、企业财务政策趋于保守是债务违约后银行干预降低企业供应链融资的两个重要渠道，即假设2得验。

表4 银行干预对供应链融资的作用机制

需要指出的是，与表4（1）和（2）列基准回归结果相比，在分别加入中介变量lcapex 和lcash 之后，（5）和（6）列treatdebvio 的估计系数值和显著性水平均出现一定幅度下降，这初步表明“企业投资政策”和“企业财务政策”中介效应的存在。为此，本文采用Sobel检验方法，检验经过中介变量路径上的回归系数的乘积项是否显著，即检验H0：φb1=0 和H0：δc1=0。如果原假设受到拒绝，则表明中介效应显著。根据乘积项φb1和δc1的标准差，，其中s 表示相应估计系数的标准差。结合表4（5）列的估计结果，可以计算得到乘积项φb1和δc1的标准差分别为0.00160507 和0.00687158，在此基础上计算得到=-1.9044715 和=-2.6782254。前者通过5%显著性检验，后者在1%的显著性水平上通过中介效应检验。同理可得出表4（6）列的估计结果，=-3.3532009和=-2.5316725，两者在1%的显著性水平上拒绝原假设，即存在中介效应。这进一步验证了“企业投资政策”和“企业财务政策”中介效应的可靠性。

六、进一步分析

（一）供应商集中度

进一步地，本文探究银行干预对供应链融资影响是否受到供应商特征尤其是供应商集中度的影响。由于供应链融资是供给与需求共同作用下的一种均衡，如果供应商的利润对特定客户依赖性越强，那么供应商投资的专用性也越强。尽管债务违约后客户陷入财务困境，供应商为了维持持久的产品市场关系，可能对陷入财务困境的客户给予更多的融资支持，以保证买方的生存和促进买方的成长[21，26]。因此，卖方对客户依赖性的强弱会影响客户供应链融资的变化。为此，本文在基准双重差分模型中引进供应商集中度进行分组回归。按照前5名供应商采购金额占总采购金额的比例将供应商集中度分为高、低两组，检验结果如表5（1）至（4）列所示。

表5 银行干预对供应链融资影响强度的异质性检验

表5（1）和（2）列报告了银行干预对供应商集中度较高的企业供应链融资的影响。本文发现交乘项treatdebvio 的估计系数为负并且分别通过1%和5%水平的显著检验，这意味着供应商集中度较高，银行干预后企业供应链融资下降的幅度较大。并且这些系数远小于表4（1）和（2）列中的银行干预对供应链融资的平均影响效应，可知供应商集中度较高的企业，银行干预对其供应链融资的影响也较强。

此外，对于供应商集中度较低的企业，银行干预对供应链融资影响的回归结果见表5（3）和（4）列。可知，交乘项treatdebvio 的估计系数为负值，但未通过显著性检验，这意味着银行干预未能对供应商集中度较低的企业的供应链融资产生显著影响。并且这些系数与表4中的银行干预对企业供应链融资的平均影响效应相比，均出现了较大幅度的上升，进一步说明了供应商集中度较低的企业，银行干预对供应链融资无显著影响。

综上分析可以看出，供应商集中度较高的企业，银行干预对其供应链融资的抑制作用也较大。对此可能的解释是，供应商集中度较高，企业采购中的不确定性、交易成本、生产成本等降低，加上原材料品质容易控制，企业采购的重复性提高，产品的质量也上升。尽管基于信号传递理论，供应商集中度高的企业容易获得较多的银行贷款[27]，然而，供应商集中度较高，企业对供应商的依赖程度和转移成本较高，供应商议价能力强，债务违约后，强势的供应商更可能“落井下石”[13，24]。

（二）金融契约制度

与银行债权契约相比，供应链融资的商业信用契约更具有不完全性，其履约面对的不确定风险更大[21]。此外，后者的贷款求偿权劣于前者[28]。作为一个保障企业合约有效实施的法律框架和执法体系，金融契约制度对金融中介有一定程度影响。那么银行干预对供应链融资影响是否受到金融契约制度的影响？

为考察不同金融契约制度环境下，银行干预对供应链融资影响的异质性，本文在基准双重差分模型的基础上进行异质性回归。参考李俊青等[29]的研究，本文采用王小鲁等[30]提供的“市场中介组织的发育和法律制度环境”指数来衡量金融契约制度环境，对于中间缺失年份数据采用线性插值的方法进行补充。根据年份契约制度均值，把高于均值的归为契约制度保护较好的省份，把低于均值的归为契约制度保护较弱的省份，然后进行分组检验，具体见表5（5）至（8）列。

表5（5）和（6）列报告了契约制度保护较好省份，银行干预对供应链融资的影响。可知，交乘项treatdebvio的估计系数为负并且通过1%水平的显著检验，这意味着契约制度保护较好地区对银行等金融机构的保护力度较好，银行干预后供应链融资受到的抑制作用越大。并且这些系数远小于表4（1）和（2）列中的银行干预对供应链融资的平均影响效应即treatdebvio 系数，可知契约保护制度较好的地区，银行干预对企业供应链融资的抑制作用较强。

此外，契约制度保护较弱地区银行干预对企业供应链融资影响的回归结果见表5（7）和（8）列。（7）列中的交乘项treatdebvio 的估计系数为负值，但是未通过常规水平的显著性检验；（8）列则在10%的显著性水平上为-0.034，远大于表5（6）列的-0.098，以及大于表4（2）列的-0.044。这意味着，在契约制度保护较弱的地区，银行干预对供应链融资的异质作用较弱。

综上，金融契约保护制度较好，银行干预对供应链融资的抑制作用较大。对此可能的解释是，相对于供应链企业间信用，银企间信贷契约较正规，高金融契约制度水平在某种程度上意味着地区对银行借贷契约实行更严格的保护，债务违约以后银行干预会对企业的投资、财务政策等产生较大影响，进而保护银行自身权益[29]，供应链融资根据预期得以下调。此外，契约制度保护提高了银行干预对企业投融资决策的影响，企业非效率经营活动的收缩减少了对供应链融资的需求。

七、结论与启示

企业债务违约会引发多个连锁反应，本文以银行债务契约违约为契机，在倾向值匹配和双重差分法的基础上评估了银行干预对供应链融资的影响效应及其作用机制。主要有如下几点发现：（1）银行干预会显著降低企业供应链融资规模。（2）机制分析表明，企业投资政策与财务政策变化是银行干预降低供应链融资的两个重要渠道。（3）在异质性分析中，供应商集中度越高，银行干预对供应链融资的抑制作用越大，并且在契约制度水平较完善的地区，银行干预对企业供应链融资的抑制作用较大。

根据上述研究结论，本文得出以下启示：

首先，提高企业供应链融资质量，增强企业抗风险能力。本文发现债务违约后银行干预使得供应链融资下降，尤其是供应商集中度较高，供应链融资下降幅度较大。供应链融资对银行信贷的替代性融资角色并未完全发挥，企业供应链融资关系不够紧密，受银行干预影响严重。为提升供应链金融质量，企业需着力提升契约精神，在交易过程中同上下游企业签订信贷合约和风险分担条款，提升供应链金融的使用效率和使用质量，以获取更优质的供应链融资支持。

其次，强化供应链金融保护，政府有必要构建完善的供应链商业信用监管体系，加强商业信用相关立法，设立区域性商业信用担保机构（包括保险公司、担保集团等），降低企业商业信用的违约风险，提高企业的供应链融资水平。

最后，债权人银行要完善对企业的全程监控机制。在建立债务契约前，银行要针对企业尤其是中小企业完善放贷机制，减少信贷配给问题；在契约建立后企业正常运行阶段，为有效防范企业陷入财务困境，银行可要求企业加强相关信息披露，对企业行使监督权，预防公司管理层出现激进行为或违反信贷契约行为等；企业债务违约后，由于企业运营有一定行业特殊性，银行应加快专营机构和人员队伍建设，积极参与企业管理帮其脱困。