国有股权参股有利于降低民营企业债务违约风险吗

【摘要】近年来， 我国民营企业债务违约风险问题凸显， 国有股权参股为化解相关问题提供了新的研究视角。本文选取2013 ～ 2021年我国A股上市民营控股企业作为研究对象， 实证检验国有股权参股对民营企业债务违约风险的影响机制。研究表明： 国有股权参股能显著降低民营企业债务违约风险， 并可以通过提升企业ESG表现进而降低债务违约风险。进一步研究发现： 数字普惠金融在国有股权参股、 企业ESG表现和债务违约风险三者关系中起正向调节作用；当处于经济政策不确定性较高的环境或董监高具有金融背景时， 国有股权参股降低民营企业债务违约风险的作用更为显著。

【关键词】国有股权参股；民营企业；债务违约风险；ESG表现；数字普惠金融

【中图分类号】F830 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2024）15-0045-7

一、 引言

随着我国经济发展步入新常态， 各种宏观风险点的激增对资本市场稳定性造成极大冲击， 债务违约愈来愈成为资本市场运作机制下的常态化现象。从国际环境来看， 美联储暴力升息加之“特里芬两难”效应失效， 货币政策的独立性受到威胁， 流动性收缩； 同时， 外部经济政治环境的变化也加剧了我国金融体系风险。从国内市场来看， 债券市场上的隐性担保和刚性兑付， 致使企业隐形债务违约规模庞大， 对债务风险管理形成巨大挑战。在此背景下， 伴随着资产荒和政策释放的驱动逻辑， 我国民营企业债务违约事件的数量和规模不断攀升， 引起了业界和学界的高度关注。

诱发企业债务违约风险增加的主要因素， 可从宏观和微观两个层面展开论述。从宏观层面看， 企业盈利质量往往会受到经济周期波动性的影响。当经济处于下行或衰退周期时， 企业面临需求不振、 资源刚性约束、 价格压力等困境（Gomez等，2022）， 亦面临难以提高产品销量或价格以维持经营之窘境。经济周期的转折点通常伴随着市场不确定性的增加， 将加剧企业经营决策风险， 影响企业投资决策和对市场前景的预判。经济下行时， 可能出现银根紧缩的货币政策， 将不可避免地对企业经营环境、 市场需求、 经营成本、 融资条件等方面产生约束或负面效应， 从而影响企业的盈利质量（陈涛和赵婧君， 2020）， 增加债务违约风险。此外， 政府的某些主体行为亦会增加企业债务违约风险。例如： 在政府监督指导下的混合所有制改革虽然可以在一定程度上通过缓解“预算软约束”和“所有者缺位”的问题， 达到降低企业债务违约风险的作用。但一旦超过最优边界， 将会引发代理成本增加和控制权失衡， 从而导致企业债务违约风险的增加（田光宁和杨璐，2023）。从微观层面看， 过度的供应商关系专用性投资所加剧的盈利波动和现金流风险（黄苒等，2024）， 违背资金期限匹配原则的短贷长投所引发的核心要素资源扭曲和流动性风险（雷双成，2023）， 以及超额商誉可能对企业业绩、 财务状况和投资者信心产生的负面影响（张治锋，2022）等一系列企业内部因素或主体行为， 均会增加企业偿债压力， 导致企业债务违约风险的增加。

习近平总书记指出， “高质量发展是‘十四五’乃至更长时期我国经济社会发展的主题， 关系我国社会主义现代化建设全局”。高质量发展掀起了我国新一轮经济转型的热潮。要推动高质量发展， 须统筹国有经济与非国有经济的发展， 在纵向产业链中通过分工合作相互支持， 在改革发展中通过市场竞争相互促进。但我国民营企业面临着要素价格上升、 生态环境保护以及企业产权和企业家权益等经济和政策制度方面的刚性约束， 深受“融资的高山”“市场的冰山”“转型的火山”三座“大山”的桎梏， 阻碍了民营经济的链式发展和中性竞争。要为民营企业纾困解难， 需针对其发展痛点提出切实可行的措施， 既要企业自我改革， 亦需政府的支持、 指引和治理。对此， 为激活民营经济的“一池春水”， 国家基于“混合所有制经济”这一产权配置结构和经济形式， 进一步拓宽了所有制的实现方式和形式， 即通过国有股权参股助力民营经济实现基业长青。2023年， 国务院国资委发布《国有企业参股管理暂行办法》， 其中， 国有股权参股、 经营和退出等关键环节的覆盖， 不仅使民营企业经营与国有股权注资监督导向相衔接， 而且对国企参股投资管理的痛点进行了有针对性的探索， 弥补了国有股权参股的制度空缺， 标志着国有股权参股后的“国民关系”将进一步明晰。因此， 要擦亮民营企业高质量发展底色， 全面系统地把握好国有股权参股在公司治理中的功能定位， 为经济长期发展蓄势。随着逆向混改的推进和试点范围的逐渐扩大， 研究国有股权参股的公司治理效应具有现实意义。当前， 我国民营企业债务违约风险问题凸显， 研究国有股权参股可为化解相关问题提供新的方法和范式， 也能够为公司治理提供思想新论和实践指向。

企业ESG表现， 即企业在环境（Environment）、 社会（Social）以及治理（Government）方面的表现， 可以用来评估企业在可持续发展和社会责任等方面的表现。推动ESG理念从基础理论走向核心实践将成为企业的战略聚焦点。关于企业ESG表现能否降低债务违约风险， 梳理现有文献发现， 多数观点倾向于企业ESG表现能够降低债务违约风险。例如： 企业ESG表现与默顿违约距离正相关、 与信用违约互换价差负相关， 进一步证明了ESG信息披露对违约风险的反向影响， 这种反向影响主要是通过提高盈利能力、 降低绩效变异性和债务成本来实现的（Atif和Ali，2021）。融资约束和代理问题是影响债务违约风险的关键因素： 融资约束限制了企业信贷资源的获取， 代理成本增加了由于信息不对称所引发的信用危机， 导致机会主义、 帝国建造等掏空行为的产生， 致使企业现金流难以覆盖企业所需偿还的债务， 增加了债务违约风险（王晶晶和杨亚楠，2023）。企业ESG表现可以发挥其价值创造功能： 一方面， 通过信号传递机制， 吸引机构投资者投资， 实现现金流囤积， 缓解企业融资约束问题（谢柳芳和吕思捷，2024）； 另一方面， 企业ESG报告的相关披露不仅要求强化公司治理和责任监督机制、 约束管理层行为（Khan，2019）， 而且督促管理层考虑长远的可持续发展目标， 在一定程度上缓解了信息不对称引发的危机， 最终缓解了代理问题。

本文以2013 ～ 2021年我国沪深A股民营上市公司为研究样本， 基于企业ESG表现的视角， 探讨国有股权参股对民营企业债务违约风险的影响机制。本文的边际贡献可能在于： 其一， 丰富了国有股权参股的经济后果研究， 拓展了民营企业债务违约风险的影响机制研究； 其二， 从企业ESG表现的视阈， 研究国有股权参股对民营企业债务违约风险的影响机理， 拓宽了国有股权参股与民营企业债务违约风险之间的研究路径， 丰富了企业ESG表现的价值效应研究； 其三， 探讨了数字普惠金融在国有股权参股、 企业ESG表现和债务违约风险三者中的关系， 为民营企业经营与管理提供了实践启示； 其四， 不同情境下， 国有股权参股对民营企业债务违约风险的作用程度会不同， 本文考察经济政策不确定性以及董监高金融背景差异下国有股权参股对债务违约风险的影响程度， 丰富了两者之间关系的情景范畴。

二、 理论分析与研究假设

（一） 国有股权参股与债务违约风险

基于信息不对称理论， 当投资者不能掌握公司详实的经营信息时， 其所需的风险溢价会增大， 加之投资者与管理层之间的代理冲突， 使得企业内部融资与外部融资的差异增大， 从而产生了融资约束问题。融资约束会加重企业债务负担、 降低现金流动性、 引发信用评级下调， 进而增加企业债务违约风险（Kryzanowski和To，1985）。民营企业通常囿于自身实力薄弱， 在融资时会遭遇诸多隐形壁垒， 致使外部融资风险溢价不断攀升， 债务违约事件频发， 更是不断影响社会责任的履行， 降低了债权人的认同感和放贷的积极性。国有股权参股可以发挥其财务协同效应， 并形成融资约束的熔断机制。

根据资源依赖理论， 组织为了生存势必依赖一些资源， 国有股权可以国有股东身份介入以整合不同企业之间的资源； 国有股权天然的资源禀赋优势， 可以帮助民营企业通过合并或合作的方式形成规模优势， 从而提高民营企业实力和市场地位， 使其更容易获得外部融资， 融资成本随之降低。根据声誉机制理论， 国有股权不仅为民营企业提供了一定的财务支持， 还承担了部分风险。当民营企业面临融资风险时， 政府可以通过信用背书、 提供承诺等形式为其提供声誉担保（杨贝贝等，2023）， 从而提升了其信誉度和可靠性， 减少了投资者和债权人的担忧， 进而缓解融资约束问题。基于上述分析， 本文提出以下假设。

H1： 国有股权参股能够降低民营企业债务违约风险。

（二） 国有股权参股与企业ESG表现

高阶梯队理论认为， 管理者特质会影响企业战略选择， 进而对企业行为和决策产生影响。拥有国有注资的民营企业， 通常具有较强的社会责任感（庄子萱等，2023；阿布都合力力·阿布拉和茹克耶姆·阿卜杜维力，2023）， 因此， 国有资本参股的民营企业不仅关注经济效益， 而且能承担起环境、 社会和公司治理方面的责任， 更注重可持续发展和社会责任履行。这种双重理念将在独立董事宏观视野（窦超等，2022）和管理层优秀背景的加持下， 通过发挥其专业背景、 经验知识和咨询职能的作用（Adams和Ferreira，2007）， 渗透到民营企业各种战略决策之中， 形成符合管理者风格、 积极的战略部署和管理范式， 有利于管理层在所属领域精耕细作， 为企业构建可持续发展动能和竞争优势， 从而提升企业ESG表现。此外， 企业注重可持续发展和社会责任双重理念意味着企业具有良好的社会实践表现（Valiente等，2012）。双重理念下： 一方面要求企业在社会上扮演积极角色， 通过解决社会问题和弥合社会差距回馈社会， 例如注重参与公益事业、 支持教育和健康项目、 推动环保项目等主体行动落实， 为社会做出实质性贡献； 另一方面， 要求企业着眼于长期利益而非短期利益， 通过平衡经济、 环境和社会利益， 进一步提升企业ESG表现。基于上述分析， 本文提出以下假设。

H2： 国有股权参股有利于提升企业ESG表现。

（三） 国有股权参股、 企业ESG表现与债务违约风险

企业ESG表现良好可以弱化管理层通过印象管理所导致的信息“遮掩”效应。若企业历年ESG信息披露的相似度过高， 表明管理层可能通过印象管理对公司负面情况进行“遮掩”（尉昊和赵甜甜，2022）。当前， ESG表现已经成为投资决策的重要指标之一， 当信息“遮掩”程度较高时， 将难以发挥企业ESG表现的资源禀赋优势。反之， 企业ESG表现越好， 其信息透明度也越高， 信息遮掩效应降低， 可以增进企业与利益相关者之间的信任和合作， 使劳动、 资本、 技术、 管理、 知识、 能源等关键资源要素向企业集聚， 为民营企业高质量发展奠定坚实的物质基础， 从而降低债务违约风险。此外， 信息“遮掩”程度越低意味着企业 ESG信息披露程度越高， 高质量的信息披露能够使投资者深入了解企业的整体运营状况， 对企业的长期价值和潜在风险进行更全面的评估， 形成全面的认知体系， 降低投资特质风险。基于上述分析， 本文提出以下假设。

H3： 国有股权参股能够通过提升民营企业ESG表现降低债务违约风险。

三、 研究设计

（一） 样本选取与数据来源

本文选取2013 ～ 2021年我国A股上市民营企业作为研究样本， 并进行以下处理： 剔除金融类和保险类行业样本； 剔除标识有PT、 ST和∗ST的样本； 删除数据缺失严重且无法查证的样本， 对于偶有缺失的样本观测值采用插值法补充； 为减少数量级差距、 异方差等问题， 对某些变量取自然对数； 为控制极端值的影响， 对连续变量进行上下1%的缩尾处理。最终得到10179个年度样本观测值。国有股权参股数据通过搜集公司年报中的股东数据并经手工整理而得， 其余数据均直接或间接来源于CSMAR、 Wind和CNRDS数据库， 运用Stata17.0进行数据处理与分析。

（二） 变量定义

1.被解释变量： 债务违约风险（Dd）。债务违约风险是借款人无法按照合同约定的时间和方式偿还债务的一种不确定性， 通常与债务人的信用状况和偿债能力相关。借鉴胡玥等（2023）的做法， 采用DD模型对债务违约风险进行度量。

（公式1）

其中： DDit表示违约距离； Equityit表示公司总市值； Debtit表示公司债务的面值； rit-1表示企业滞后一年的年度收益率； σVit表示资产波动率的估计量， 计算公式如下：

[σVit=EquityitEquityit+Debtit×σVit+DebtitEquityit+Debtit×]

（0.05+0.25×σVit） （公式2）

最后， 通过标准累计正态分布函数求出企业违约概率（概率越大， 风险越高）。公式如下：

DEFit=Normal（-DDit） （公式3）

2. 解释变量： 国有股权参股水平（Soeov、 Soere）。参考余汉等（2017）、 于瑶和祁怀锦（2022）的做法， 从两个维度衡量国有股权参股水平： 国有股权集中度（Soeov）， 以前十大股东中所有国有股东持股比例除以前十大股东持股比例衡量； 国有股权制衡度（Soere）， 以前十大股东中所有国有股东持股与非国有股东持股的比例衡量。

3. 中介变量： ESG表现（ESG）。参考王琳璘等（2022）的做法， 选用华证ESG评级结果， 将C-AAA分别赋值1 ～ 9分， 以衡量企业ESG表现。

4. 控制变量。从财务与公司治理层面选取包含如下具有企业特征的控制变量： 企业规模（Size）、 企业年龄（Age）、 资产负债率（Lev）、 现金流比率（Cashflow）、 净资产收益率（Roe）、 董事会规模（Board）、 机构投资者持股比例（Inst）、 企业成长性（Growth）、 前十大股东持股比例（Top10）、 盈亏情况（Loss）、 是否“四大”（Big4）， 同时加入行业（Ind）和年份（Year）两个虚拟变量。本文主要变量及定义见表1。

（三） 回归模型

为检验国有股权参股与债务违约风险之间的关系， 建立模型（1）：

Ddi，t=α0+α1Soeovi，t（Soerei，t）+∑αjControlsi，t+

∑Year+∑Ind+εi，t 模型（1）

为检验企业ESG表现与国有股权参股之间的关系， 建立模型（2）：

ESGi，t=β0+β1Soeovi，t（Soerei，t）+∑βjControlsi，t+

∑Year+∑Ind+εi，t 模型（2）

为检验企业ESG表现在国有股权参股与债务违约风险之间的中介效应， 建立模型（3）：

Ddi，t=γ0+γ1Soeovi，t（Soerei，t）+γ2ESGi，t+

∑αjControlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t 模型（3）

四、 实证结果与分析

（一） 描述性统计

表2汇报了主要变量的描述性统计结果。Dd的均值为0.018， 标准差为0.153， 最小值为0， 最大值为0.708， 反映出我国民营上市公司债务违约风险水平差异较大， 且呈左偏分布。Soeov和Soere的均值分别为0.038和0.046， 说明国有股权在民营上市公司股权结构中的总体占比较小， 国有股权参股仍具有较好的发展空间和愿景。企业ESG表现的最小值为1， 最大值为8， 标准差为1.191， 总体波动程度较大， 表明民营企业ESG体系建设呈竞争态势， 关于民营企业ESG表现的理论和实践探索俨然成为商战的关键“密钥”。其余变量的描述性统计结果均在合理范围之内。

（二） 主回归结果分析

为检验国有股权参股对债务违约风险的影响， 采用控制年份和行业的固定效应模型进行回归分析， 结果如表3所示。列（1）和列（3）仅控制行业和年份， Dd对Soeov和Soere的回归系数分别为-0.012和-0.028， 均在1%的水平上显著。列（2）和列（4）加入控制变量， 并对行业和年份进行控制， Dd对Soeov和Soere的回归系数分别为-0.005和-0.016， 分别在5%和1%的水平上显著。主回归结果表明， 国有股权参股能够降低民营企业债务违约风险， H1得到验证。

（三） 机制检验结果分析

表4汇报了企业ESG表现在国有股权参股与债务违约风险之间的中介效应检验结果。在列（1） ～ （2）中， ESG与Soeov之间的回归系数为0.218， 且在1%的水平上显著； Dd与ESG的回归系数为-0.014， 在1%的水平上显著。经Sobel-Goodman检验， Sobel、 Goodman-Ⅰ和Goodman-Ⅱ的Z值的绝对值均大于2.58， 且P值均小于0.01， 拒绝原假设， 中介效应成立。在列（3）、 （4）中， ESG与Soere之间的回归系数为0.176， 且在1%的水平上显著， Dd与ESG的回归系数为-0.018， 仍在1%的水平上显著。经Sobel-Goodman检验， Sobel、 Goodman-Ⅰ和Goodman-Ⅱ的Z值的绝对值均大于2.58， P值均小于0.01， 拒绝原假设， 中介效应成立。可见， 国有股权参股能够通过提升企业ESG表现降低债务违约风险。

（四） 稳健性检验

1. Heckman二阶段检验。为缓解由于样本选择性偏差带来的因果倒置或遗漏变量引起的内生性问题， 参考余汉等（2017）的方法选用“政府与市场关系（INS）”作为二阶段回归的外生变量， 并构建一阶段模型计算IMR， 将其代入国有股权参股对债务违约风险的回归模型。第一阶段中检验结果显示， INS系数在5%的水平上显著为负， 表明地方政府干预会增强逆向混改动机； 第二阶段回归结果表明， Dd与Soeov、 Soere的回归系数分别在5%和1%的水平上显著。可见， 国有股权参股能降低债务违约风险且不受内生性干扰。

2. 滞后一期检验。为进一步检验因果关系的稳健性， 对除被解释变量以外的所有变量进行滞后一期检验， 并在此基础上验证中介效应的可靠性。回归结果显示， Dd对Soeovt-1与Soeret-1的回归系数分别为-0.017和

-0.006， 且在1%的水平上显著， 表明国有股权参股能够降低债务违约风险。在中介效应检验中， ESGt-1对Soeovt-1和Soeret-1的回归系数分别为0.026和0.038， 且在1%的水平上显著。此外， ESGt-1的回归系数分别为0.205和0.126， 且均在1%的水平上显著， 进一步佐证了企业ESG表现的中介效应。

3. PSM倾向得分匹配。为了避免潜在混杂因素影响回归结果的稳健性， 采用PSM倾向得分匹配法进行检验。选择是否有国有股权参股的二分类变量（Ref）作为被解释变量， 当存在国有股权参股时设置Ref为1， 否则为0。选择前文所有控制变量作为模型的协变量， 根据logit模型计算倾向得分（Pscore）的值， 并根据得分值进行1∶1的近邻匹配。Pstest匹配结果显示， 在进行匹配后， 处理组与非处理组之间的差异显著缩小， 对匹配后的样本进行回归， Dd与Ref之间的系数仍在1%的水平上显著， 结果仍旧稳健。

限于篇幅， 稳健性检验结果未予列示， 留存备索。

五、 进一步研究

（一） 有中介的调节效应分析——数字普惠金融（DIF）的调节效应

随着大数据、 云计算、 区块链、 人工智能等新兴技术以及互联网思维模式的逐渐成熟， 数字普惠金融对我国实体经济的覆盖面和渗透率不断拓展。自《推进普惠金融发展规划（2016 ～ 2022年）》颁布以来， 政府着力聚焦民营企业主体诉求， 拓展产品和服务场景， 依靠数字技术对金融服务赋能提质增效， 进一步拓展了数字普惠金融下沉深度， 不断释放数字普惠金融潜能。

本文认为， 数字普惠金融在国有股权参股提升企业ESG表现的过程中具有调节作用。在环境层面， 诚如前述， 有国有股权参股的民营企业更注重可持续发展和社会责任理念， 因而企业ESG表现更好。数字普惠金融为企业绿色发展提供了新契机， 通过数智化手段和绿色生产技术等支持可再生能源、 节能减排等生态保护项目， 有利于促进企业秉承可持续发展和社会责任理念， 推动国有股权在民营企业的环境保护层面发挥积极效应。在社会层面， 数字普惠金融提升了金融包容性， 为低收入人群和小微民营企业提供融资和其他服务机会， 减少贫困和不平等现象， 为实现民营企业内部共同富裕提供了有利条件（温磊等， 2023）， 进一步强化民营企业与利益相关者之间的信任与合作关系， 提升企业社会层面的表现。在公司治理层面， 数字普惠金融可以利用大数据、 云计算、 区块链等新兴技术实现数据驱动并进行相应分析， 在减少投资者非效率投资的同时利用信息强化公司监督与治理， 增强国有股权的治理协同效应。综上， 数字普惠金融能够在环境、 社会和治理方面提升企业ESG表现， 进而降低债务违约风险。

此外， 数字普惠金融能够正向调节国有股权参股与债务违约风险之间的负相关关系。一方面， 数字普惠金融通过提供快速、 安全、 便捷的数字支付和结算服务， 帮助企业降低交易成本， 提高资金流动性， 支持业务内延式发展和外延式创新， 同时在国有股权参股的经营协同效应下， 为民营企业降低债务违约风险提供有利条件； 另一方面， 数字普惠金融突破原有的二八分配定律， 完善了传统的资源分配方式， 增强了国有股权的天然资源禀赋优势， 进而加大企业流动性支持， 降低债务违约风险。基于此， 提出以下假设：

H4： 数字普惠金融在国有股权参股、 企业ESG表现和债务违约风险三者关系中发挥中介调节作用。

参考温忠麟等（2006）的研究， 建立如下数字普惠金融的中介调节效应模型。

Ddi，t=η0+η1Soeovi，t+η2DIFi，t+η3Soeovi，t×DIFi，t+

∑ηjControlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t 模型（4）

ESGi，t=μ0+μ1Soeovi，t+μ2DIFi，t+μ3Soeovi，t×DIFi，t+

∑μjControlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t 模型（5）

Ddi，t=θ0+θ1Soeovi，t+θ2DIFi，t+θ3Soeovi，t×DIFi，t+

θ4ESGi，t+∑θjControlsi，t+∑Year+∑Ind+εi，t 模型（6）

为实证检验数字普惠金融的中介调节效应， 本文选取北京大学数字普惠金融指数中省级层面的总指数并取自然对数作为数字普惠金融（DIF）的衡量指标。为尽量控制地区差异影响， 同时增加区域（东部地区为1，否则为0）和省级层面（省级GDP和地区首都距离）控制变量。实证检验结果如表5所示。列（1）中Dd对Soeov和Soere的回归系数显著， 故可以进一步研究Dd与交乘项Soeov×DIF的关系。列（2）中， Dd与交乘项的回归系数0.0003在1%的水平上显著， 满足中介调节效应的第一个条件。同理， 列（3）中ESG对Soeov和DIF的回归系数显著， 且ESG与交乘项系数0.0011在1%的水平上显著， 满足具有中介调节效应的第二个条件。在列（5）、 （6）中， Dd对ESG的回归系数分别为-0.0616、 -0.0611， 均在1%的水平上显著， 满足中介调节效应的第三个条件， 且Dd与交乘项系数0.0002在10%的水平上显著。综上， 数字普惠金融能够在上述三者关系中发挥中介调节作用， H4得到验证。

（二） 异质性分析

1. 经济政策不确定性（EPU）。企业作为国民经济的“细胞”， 其发展必然会受到经济政策调整的影响， 继而会使不同企业主体的债务违约发生几率呈现异质性特征。借鉴王永海和郝晓敏（2022）的研究， 选用Baker等（2016）根据《南华早报》进行文本分析创建的经济政策不确定性指数， 对当年12个月的指数取算术平均数， 得到年度样本观测值， 并取平均值。当公司年度样本观测值高于平均数时， 视为民营企业所处年度的经济政策不确定性较高， 取EPU为1， 否则为0。实证检验结果如表6列（1）、 （2）所示， 在高经济政策不确定性的环境下， Dd与Soeov的回归系数的相关性和显著性明显高于低经济政策不确定性环境。这表明， 在高经济政策不确定性环境下， 国有股权参股对化解债务违约风险的作用会更显著。从企业外部条件来看， 企业处于经济政策频繁变动的环境， 会增加其所处资本市场的波动性和营商环境的不确定性， 这意味着企业将面临更大的外部风险， 进一步增加企业债务违约风险的几率。而国有股权参股的民营企业可以借助与政府的天然联系对冲债务违约风险， 具体可采取提高内部控制质量、 加强合规管理、 提升企业信用等级以及建立健全风险管理体系等措施。此外， 经济政策不确定性的上升意味着信息不对称程度的增加， 会增强投资者的风险感知， 从而对企业投资效率产生抑制和约束作用， 阻碍企业高质量发展， 亦能增加债务违约风险。而国有股权参股的民营企业则可凭借更丰富的资源， 有效降低非理性投资所引发的债务违约风险。从企业内部条件来看， 国有资本注资所带来的资金和资源支持， 可以帮助企业应对不确定的市场环境和经济政策的影响， 以更好地化解风险。因此， 当民营企业处于高经济政策不确定性的环境中时， 国有股权参股降低债务违约风险所发挥的边际效应会更大。

2. 董监高金融背景（Fin）。从公司的内部治理结构来看， 公司的重要战略决策会受到董监高金融背景的影响。因此， 董监高金融背景所发挥的专业知识和技术能力以及在人际关系和资源网络中所扮演的角色， 亦会使国有股权参股在不同企业主体中的债务违约风险水平呈现异质性特点。为研究董监高金融背景对两者关系的影响， 参考邓建平和陈爱华（2017）的做法， 当董监高中有金融背景时赋值为1， 没有则赋值为0。实证结果如表6列（3）、 （4）所示， 当董监高有金融背景时， 国有股权参股能够显著降低债务违约风险， 而董监高中没有金融背景时， Dd与Soeov的回归系数并不显著。原因分析如下： 其一， 当董监高具备金融背景时， 其对金融行业的运作有更深入的理解， 能够在数字普惠金融发展的背景下更好地掌握企业核心业务和运营模式， 理解金融科技和数字化技术在数字金融中的应用以及相关政策和监管要求。其二， 金融行业的人际关系和资源网络在数字普惠金融发展过程中扮演重要角色， 具备金融背景的董监高往往积累了丰富的行业关系和资源， 可以借助这些关系网络获取和整合行业内的资源， 结合国有股权的天然优势， 充分地发挥其降低债务违约风险的效用。

六、 研究结论与启示

近年来， 我国债务违约风险事件不断发酵， 对宏观经济产生了诸多影响， 包括金融体系的不稳定、 债务危机的冲击、 资源分配的扭曲等。鉴于此， 本文从国有资本参股的视角研究化解民营企业债务违约风险的路径。研究发现： 国有股权参股能够显著降低债务违约风险； 国有股权参股能够通过提升企业ESG表现化解债务违约风险； 数字普惠金融在国有股权参股、 企业ESG表现和债务违约风险三者关系中起正向调节作用， 进而降低债务违约风险； 在经济政策不确定性高、 董监高有金融背景的民营企业， 国有股权参股降低债务违约风险的作用会更加显著。

由上述研究得到如下启示： 其一， 国有股权参股要遵循一定的制度安排（例如根据国家战略规划、 产业政策和市场需求确定）， 充分发挥国有股权参股的资源禀赋优势， 及时调整企业投资策略和参与企业ESG战略实践， 降低债务违约风险。但同时要确保市场效率和公平竞争， 防止过度干预， 确保参股企业的可持续发展。其二， 民营企业要制定和执行可持续发展战略， 将ESG因素纳入企业的业务决策和运营管理中， 包括减少环境负面影响、 关注社会责任和推行良好的公司治理措施。其三， 民营企业要顺应数字普惠金融的发展趋势， 借助数字技术， 通过互联网、 人工智能、 云计算和区块链等技术支持， 同时参与政府推动的数字金融政策和倡议， 加强金融教育， 提升自身对数字普惠金融的接受度和使用率。其四， 民营企业自身也要提升内部控制治理水平和管理能力， 充分发挥异质股东在公司治理中的效应， 可以在公司章程中约定好各权力主体的权责界限， 明确重点事项， 如股权激励、 期权激励、 薪酬激励、 信息披露、 特定事项否决权、 退出机制等。

【 主 要 参 考 文 献 】

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