孫宋芝

（貴州大學管理學院，貴州貴陽550025）

自 1958年 Modigliani和 Miller提出著名的MM定理以來，廣大學者對MM定理最初的嚴格假設進行逐一釋放，深入開展對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)理論的研究，其中負債融資對公司經(jīng)營績效的影響成為重要內(nèi)容之一。近幾年，隨著我國金融體系的不斷改革與發(fā)展，上市公司的負債融資比例顯著增加，銀行借款所占比重較大。雖然關于債務融資對公司經(jīng)營績效影響的研究在國內(nèi)已有不少，但因為諸多原因并未取得一致結(jié)論。汪輝用深滬兩市非金融類A股上市公司在1998～2000年期間的數(shù)據(jù)，檢驗了負債融資與公司經(jīng)營績效的關系，結(jié)果表明對于資產(chǎn)負債率不高的公司，債務融資程度與公司經(jīng)營績效存在顯著的正相關關系[1]。這與范從來和葉宗偉[2]的研究結(jié)果一致。李義超和蔣振聲[3]、肖作平[4]、孫維章和干勝道[5]等的研究結(jié)果表明上市公司的經(jīng)營績效與債務融資比例呈負相關關系。

那么，我國上市公司利用負債融資會給公司經(jīng)營績效帶來什么樣的影響？這種影響是否在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的公司中有著顯著差異？本文將在現(xiàn)有研究的基礎上對這些問題進行理論分析和實證檢驗，為我國上市公司的債務融資與公司經(jīng)營績效關系研究增添一定的經(jīng)驗證據(jù)。

一、理論分析、制度背景與研究假設

最早的資本結(jié)構(gòu)理論認為負債融資通過其給公司帶來的稅收優(yōu)惠（Modigliani＆Miller，1963）[6]影響公司價值，后來隨著公司治理理論的興起，人們發(fā)現(xiàn)負債融資方式還能作為一種有效的治理工具對公司經(jīng)營績效產(chǎn)生影響。Jensen和Meckling（1976）明確指出,由于兩權(quán)分離導致公司股東和經(jīng)營者之間產(chǎn)生嚴重的利益沖突，經(jīng)營者在不會被股東完全監(jiān)督的情況下，可以隨意揮霍公司資產(chǎn)服務于自身的私人利益目標。由于在其不擁有公司100%股權(quán)的情況下，經(jīng)營者并不需要為此行為承擔全部的成本，最終導致公司價值減少。在公司規(guī)模一定的情況下，隨著負債融資水平的提高,經(jīng)營者所持公司股份的比例就會增加,其濫用公司資產(chǎn)的成本也會增大。經(jīng)營者對股東利益的侵占行為就會有所減輕,負債融資減少了股權(quán)代理成本，從而提高公司經(jīng)營績效[7]。自由現(xiàn)金流量理論認為，當公司投資機會較少而自由現(xiàn)金流量過多時，經(jīng)理的現(xiàn)金隨意性支出會有所增加。由于債務償本付息的強制性對經(jīng)營者具有很強的硬性約束，這樣就減少了經(jīng)理對公司自由現(xiàn)金流的濫用，從而減少了自由現(xiàn)金流所產(chǎn)生的股權(quán)代理成本和提高了公司經(jīng)營績效（Jensen，1986）[8]。在經(jīng)理要承擔很高的公司破產(chǎn)成本（如：經(jīng)理聲譽受損、失去對公司的控制權(quán)、人力資本專用性強等）的情況下，債務融資比例的增加就會增加公司的破產(chǎn)風險。因此，經(jīng)理會努力工作、減少偷懶和在職消費，盡可能不讓公司破產(chǎn)，最終提高公司經(jīng)營績效（Grossman＆Hart，1982）[9]。

以上理論均以西方成熟的資本市場、完善的債權(quán)人法律保護體系以及公司分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)為背景得出研究結(jié)論：負債融資可以通過降低股權(quán)代理成本的方式對公司經(jīng)營績效產(chǎn)生正面影響。我國目前正處于轉(zhuǎn)軌加新興的特殊時期，存在債權(quán)人法律保護體系尚未完善、資本市場效率低下、金融體系運營市場化程度不高以及公司股權(quán)高度集中等問題，因此，國外負債融資對公司經(jīng)營績效影響的理論未必也適合我國上市公司的情況。

現(xiàn)階段，由于我國資本市場發(fā)展的滯后和不成熟，我國上市公司的資金主要來源于銀行借款。從企業(yè)產(chǎn)權(quán)關系角度來說，銀行與借款公司之間是直接的借貸關系，通常情況下不會介入到公司的治理活動。此外，我國的公司破產(chǎn)機制還未真正有效建立和實施，高債務帶來的高風險并未威脅到公司經(jīng)營者，反而成為經(jīng)營者對抗被并購的防御機制。Jandik＆Makhija發(fā)現(xiàn)公司經(jīng)營績效與杠桿水平呈負相關關系，隨著杠桿水平的提高，經(jīng)理的“塹壕”效應越明顯[10]。在債權(quán)人不參與公司治理以及破產(chǎn)機制不完善的情況下，公司的債務融資并不能正常發(fā)揮公司治理功能，還可能會加大代理人的道德風險，進而對公司的經(jīng)營績效產(chǎn)生負面影響。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設1：在其他條件一定的情況下，負債融資水平對公司經(jīng)營績效有顯著的負向影響。

國有控股公司在我國資本市場上占有主導地位，同時國有銀行是整個金融體系運行的主體。由于歷史和體制的原因，預算軟約束普遍存在于國有企業(yè)中。在這種情況下，公司與銀行之間的債務債權(quán)關系被“虛擬化”。對公司來說，高負債意味著其與政府之間的緊密紐帶關系，這樣越不容易破產(chǎn)。與非國有控股公司相比較，國有控股公司更易獲得銀行貸款，加上政府以各種方式對高負債國企的扶持（例如：政府補貼、債轉(zhuǎn)股等），使得國有控股公司的經(jīng)營者不但不會因高負債而承受巨大的經(jīng)營壓力，反而導致道德風險和逆向選擇問題的增加?？梢?，預算軟約束的存在和政府的過多干預人為地削弱了負債對經(jīng)營者的約束強度，從而抑制了負債融資公司治理效應的發(fā)揮。田利輝的研究結(jié)果表明，我國企業(yè)中預算軟約束的存在破壞了公司財務杠桿的治理效應，隨著財務杠桿比率的提高，經(jīng)理的在職消費水平會隨之提高[11]。但對于非國有控股來說，隨著負債水平的提高，破產(chǎn)風險也增加。當公司陷入財務困境甚至處于破產(chǎn)危險時，它們并不會得到政府的政策性扶持和幫助，在自救無效的情況下最后被市場競爭機制淘汰。因此，為了讓公司得以繼續(xù)生存，降低自己的職位風險，非國有控股公司的經(jīng)營者會努力經(jīng)營公司，從而減少負債融資對公司經(jīng)營績效的負向影響?；谝陨戏治?，本文提出如下假設：

假設2：與非國有控股公司相比，國有控股公司中的負債融資水平對公司經(jīng)營績效的負向影響更大。

二、研究設計

（一）樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文以2010～2012年在我國深滬兩市上市的A股制造業(yè)上市公司為研究樣本。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，我們按照一定的標準對初選樣本進行篩選：（1）ST、*ST及 PT公司；（2）相關數(shù)據(jù)缺失和異常的公司；（3）資產(chǎn)凈利率為負數(shù)以及資產(chǎn)負債率大于100%的公司；（3）營業(yè)收入增長率為負數(shù)的公司。最后本文構(gòu)建了一個包含由2010～2012年間的至少連續(xù)3年可獲得相關信息的521家公司組成的平衡面板數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)主要來源于國泰安（CCER）數(shù)據(jù)庫，公司股票風險貝塔系數(shù)來源于銳思（RESSET）數(shù)據(jù)庫。使用的統(tǒng)計分析軟件是Stata11.0。

（二）模型和變量定義

1.模型設計

首先，為檢驗前文提出的研究假設1，本文建立了以下多元線性回歸方程：

然后，為了檢驗公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對負債水平與公司經(jīng)營績效之間關系的影響，在回歸方程（1）的基礎上加入公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量與負債水平變量的乘積項，得到回歸方程（2）：

上述模型中，i表示公司，t表示年份。

2.變量設計及定義

（1）被解釋變量設計。本文用Per表示公司經(jīng)營績效，并作為上述回歸模型的被解釋變量。通常公司經(jīng)營績效的衡量包括市場績效指標（如Tobin’sQ等）和賬面財務績效指標（如ROA、ROE等）?？紤]到我國上市公司股票并未完全實現(xiàn)全流通以及我國資本市場效率較低的情況，本文采用了常用的資產(chǎn)收益率（ROA）這一財務績效指標作為衡量我國上市公司經(jīng)營績效的主要指標。

（2）解釋變量設計。根據(jù)前文的理論分析和研究假設，本文的解釋變量為公司的負債融資水平（Lev）。對于公司負債水平，通常用總資產(chǎn)負債率指標衡量。

（3）控制變量選擇。由于公司經(jīng)營績效還受諸多因素的影響，本文根據(jù)現(xiàn)有文獻資料，引入以下變量作為控制變量：公司成長性（Growth）。采用銷售收入增長率計量，用以控制成長性對公司經(jīng)營績效的影響。公司規(guī)模（Size）。用公司期末總資產(chǎn)賬面價值的自然對數(shù)表示，用以控制對公司經(jīng)營績效潛在的規(guī)模效應。公司風險（Risk）。用公司股票風險系數(shù)（Beta）衡量。流通股比例（Pflow）。用公司上市流通的股份數(shù)占公司總股本的比例表示。流通股比例越大，說明公司的股權(quán)越分散，就越有利于公司治理結(jié)構(gòu)的完善，從而對公司經(jīng)營績效產(chǎn)生正面影響。董事會規(guī)模（Bsize）。采用董事會人數(shù)的自然對數(shù)衡量。公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（Soe）。我們根據(jù)公司的最終控制人性質(zhì)確定公司的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將全部樣本公司分為國有控股公司和非國有控股公司并設置虛擬變量。若為國有控股公司，取值為0；否則為1。另外，本文還設置了年度虛擬變量（Year），以便控制宏觀經(jīng)濟效應對公司經(jīng)營績效的影響。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

將全部樣本的主要變量按照總體和公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組進行描述性統(tǒng)計分析，結(jié)果如表1和表2所示。

從表1可以看出：我國制造業(yè)上市公司的資產(chǎn)收益率總體水平較低，平均值為5.7%，中位數(shù)為4.5%。上市公司負債水平總體不高，平均值為46%，這可能是受2007年年底以來全球金融危機的影響。成長性指標平均值為16.5%，說明我國制造業(yè)上市公司的成長性一般。

表1 主要變量的總體性描述性統(tǒng)計分析表

從表2可以看出：非國有控股公司的總體業(yè)績（資產(chǎn)收益率平均值為6.7%）優(yōu)于國有控股公司（資產(chǎn)收益率平均值為5%），但負債水平（均值為41.9%）卻低于國有控股公司（負債水平為49.2%）。從成長性指標來看，非國有控股公司總體也高于國有控股公司，二者的成長性指標平均值分別為17.4%和16.5%。

（二）相關性檢驗

各變量的相關性分析系數(shù)如表3所示。公司負債水平與績效呈負相關關系，這初步驗證了本文提出的研究假設1。公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)與績效呈正相關關系，與負債水平呈負相關關系。在其他控制變量中，公司股權(quán)集中度和流通股比例沒有顯示出與公司經(jīng)營績效有相關關系。各自變量間的相關系數(shù)較小，因此，上述模型中的各自變量之間是一種弱相關關系。可以認為上述回歸模型基本不存在多重共線性問題，所以可以將這些變量同時放入模型中進行回歸分析。

（三）多元線性回歸分析

對全體樣本進行多元線性回歸分析的結(jié)果如表4所示。從表4的模型（1）可以看出，在控制了其他變量之后，負債水平變量的系數(shù)為-0.426，且在1%的水平下顯著，負債融資對公司經(jīng)營績效有顯著的負向影響。即負債水平越高，公司經(jīng)營績效越低。本文的研究假設1得到支持。這說明我國上市公司利用負債融資僅僅就是將負債資金作為一種融資手段，負債融資的公司治理功能并未得到有效發(fā)揮。公司成長性變量的系數(shù)顯著為正，說明成長性越好的公司，其經(jīng)營績效就會越好。公司規(guī)模變量系數(shù)顯著為正，說明公司規(guī)模對公司經(jīng)營績效具有一定的規(guī)模經(jīng)濟效應。公司流通股比例對公司經(jīng)營績效有著顯著的正向影響，這也證明了我國進行公司股權(quán)分置改革的重要性和必要性，同時也說明我國資本市場的效率在逐漸提高。另外，本文發(fā)現(xiàn)公司董事會規(guī)模與公司經(jīng)營績效呈顯著的負相關關系，董事會規(guī)模越小，公司經(jīng)營績效越好，這與孫永祥[12]、李常青和賴建清[13]的研究結(jié)論一致。

表2 主要變量的分組描述性統(tǒng)計分析表

表3 各變量Person相關系數(shù)表

表4中模型（2）的回歸結(jié)果。從模型（2）可以看出，在控制其他變量后，公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量的系數(shù)為0.013，且在1%的水平下顯著，這說明公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對公司經(jīng)營績效有顯著影響。具體來說，非國有控股性質(zhì)的公司產(chǎn)權(quán)對公司經(jīng)營績效有顯著的正向影響，國有控股性質(zhì)的公司產(chǎn)權(quán)對公司經(jīng)營績效有著顯著的負向影響。在負債水平對公司經(jīng)營績效的主效應中，負債水平變量的系數(shù)為-0.119，且在1%的水平下顯著。而公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量與負債水平變量的交互項系數(shù)為-0.004，且在10%的水平下顯著，這說明隨著非國有控股公司的增多，負債水平對公司經(jīng)營績效的負向影響減弱。本文的研究假設2得到支持。

（四）穩(wěn)健性檢驗（1）

考慮到我國上市公司負債結(jié)構(gòu)中以銀行借款為主，因此本文使用銀行借款比率指標作為負債水平的替代性檢驗指標，采用長短期銀行借款之和與期末總資產(chǎn)賬面價值之比值衡量。除公司流通股比例變量系數(shù)的顯著性發(fā)生變化外，其他變量的系數(shù)和顯著性水平與表4中模型（1）和模型（2）估計的系數(shù)基本一致，說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

此外，考慮到負債融資與公司經(jīng)營績效可能存在內(nèi)生性問題，本文用樣本公司滯后一期的負債融資水平作為工具變量進行了回歸，負債水平變量及其與公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)變量的交互項的系數(shù)方向和顯著水平也并未發(fā)生變化，這進一步說明本文的結(jié)論是穩(wěn)健的。

四、研究結(jié)論與啟示

本文利用我國A股制造業(yè)上市公司2010～2012年的平衡面板數(shù)據(jù)，采用多元線性回歸分析方法實證檢驗了負債融資對公司經(jīng)營績效的影響，以及公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對二者關系的影響。研究發(fā)現(xiàn)：在控制公司經(jīng)營績效的其他影響因素之后，負債融資水平與公司經(jīng)營績效呈顯著的負相關關系，并且公司產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對二者的關系有顯著影響；與非國有控股公司相比，國有控股公司中負債水平與公司經(jīng)營績效的負相關關系更強。這說明我國上市公司負債融資對公司經(jīng)營績效有負向影響，負債融資的公司治理功能并未得到有效發(fā)揮。

表4 全體樣本回歸結(jié)果

之所以負債融資的正面公司治理效應未能在我國上市公司中體現(xiàn)，其主要原因在于債務資金的約束力不夠強。孫永祥認為，我國國有企業(yè)中債務軟約束特征和破產(chǎn)程序不合理使得融資結(jié)構(gòu)在調(diào)節(jié)股權(quán)以及影響控制權(quán)轉(zhuǎn)移等方面難以起到較強的作用，從而弱化了資本結(jié)構(gòu)與公司治理之間的關系[12]。另外，我國上市公司的債務結(jié)構(gòu)不合理。在公司的付息債務中，公司債券比重極少，銀行借款比重較大，債務結(jié)構(gòu)的失衡降低了債務資金對公司經(jīng)營者的約束力，從而降低公司經(jīng)營績效。因此，筆者認為，隨著我國金融體系運作市場化的漸進式改革，我國應加強債券市場的發(fā)展，拓寬公司負債融資渠道；積極培育和發(fā)展國內(nèi)權(quán)威公司信用評級機構(gòu)，規(guī)范和嚴格運作公司破產(chǎn)機制，以增強負債融資的公司治理功能和提高公司經(jīng)營績效。

注釋

（1）由于篇幅限制，正文中只報告了部分穩(wěn)健性檢驗的詳細實證結(jié)果。

［1］汪輝.上市公司債務融資、公司治理與市場價值［J］.經(jīng)濟研究，2003（8）：28-35.

［2］范從來,葉宗偉.上市公司債務融資、公司治理與公司經(jīng)營績效［J］.經(jīng)濟理論與經(jīng)濟管理，2004（10）：50-53.

［3］李義超,蔣振聲.上市公司資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的實證分析［J］.數(shù)量經(jīng)濟技術經(jīng)濟研究，2001（2）：34-38.

［4］肖作平.上市公司資本結(jié)構(gòu)與公司經(jīng)營績效互動關系實證研究［J］.管理科學，2005，18（3）：16-22.

［5］孫維章，干勝道.資本結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績的動態(tài)交互效應——基于A股市場面板數(shù)據(jù)的實證檢驗［J］.四川理工學院學報（社會科學版），2013，8（6）：59-63.

［6］Modigliani.F.，and M.Miller.Corporate Income Taxes and the Costof Capita［J］.American Economic Review，1963（53）：433-443.

［7］Jensen,M.C.,and Meckling,W.H.Theory of the Firm：Managerial Behavior,Agency Costs and Ownership Structure［J］.Journalof FinancialEconomics，1976（3）：305-360.

［8］Jensen,M.C.Agency Costs of Free Cash Flow,Corporate Capital Finance and Takeovers ［J］.American Economic Review，1976（76）：323-339.

［9］Grossman,Sanford J.and Hart,Oliver.Corporate Financial Structure and Managerial Incentives［M］，in J.McCall,ed.：The Economics of Information and Uncertainty,Chicago：University ofChicago Press，1982.

［10］Jandik,T.,and Makhija,A.K.Debt,Debt Structure and Corporate Performance After Unsuccessful Takeovers Evidence From Targets that Remain Independent［J］.JournalofCorporate Finance，2005（11）：882-914.

［11］田利輝.杠桿治理、預算軟約束和中國上市公司經(jīng)營績效［J］.經(jīng)濟學（季刊），2004（3）：15-26.

［12］孫永祥.所有權(quán)、融資結(jié)構(gòu)與公司治理機制［J］.經(jīng)濟研究，2001（1）：45-53.

［13］李常青，賴建清.董事會特征影響公司經(jīng)營績效嗎？［J］.金融研究，2004（5）：64-77.