趙玉珍 ，張心靈

（1.湖南科技大學(xué) 商學(xué)院，湖南 湘潭 411201；2.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，呼和浩特 010018）

在我國，銀行借款契約對公司的約束力最有效，因此本文選擇銀行借款這種債務(wù)進(jìn)行研究。本文認(rèn)為債務(wù)不僅具有正的治理效應(yīng)，同時(shí)具有負(fù)的治理效應(yīng)，這使得債務(wù)治理的綜合效應(yīng)可能是正也可能是負(fù)。這就是為什么各學(xué)者得出矛盾結(jié)論的原因：他們選擇的樣本不同，而不同樣本公司的債務(wù)治理正負(fù)效應(yīng)不同。這樣，當(dāng)樣本公司債務(wù)的正治理效應(yīng)大于負(fù)治理效應(yīng)時(shí)，綜合效應(yīng)為正，從而得出債務(wù)具有正治理效應(yīng)的結(jié)論；相反就會(huì)得出債務(wù)具有負(fù)治理效應(yīng)的結(jié)論。

本文在借鑒前人研究經(jīng)驗(yàn)的基礎(chǔ)上，選擇我國滬深兩市除金融企業(yè)、中小企業(yè)板的企業(yè)以及數(shù)據(jù)不全企業(yè)以外的1096家A股正常上市的上市公司為樣本公司，以2007～2008兩年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行檢驗(yàn)，試圖檢驗(yàn)我們的觀點(diǎn)，即認(rèn)為債務(wù)不僅具有正的治理效應(yīng)，同時(shí)具有負(fù)的治理效應(yīng)。當(dāng)樣本公司債務(wù)的正治理效應(yīng)大于負(fù)治理效應(yīng)時(shí)，綜合治理效應(yīng)為正；相反綜合治理效應(yīng)為負(fù)。

1 研究假設(shè)

目前我國的舉債方式主要有：公開上市交易的舉債、向銀行、非銀行金融機(jī)構(gòu)舉債和向其他債權(quán)人借債三種形式。每一種舉債都有一定形式的債務(wù)契約。因?yàn)槊恳环N舉債所面對的信息環(huán)境不同，因而對管理當(dāng)局的約束程度也就不同。公眾對公開發(fā)行債券企業(yè)的盈利信息最不了解，因此監(jiān)督作用最差。而銀行可通過銀行業(yè)務(wù)了解企業(yè)的現(xiàn)金流量，預(yù)測企業(yè)未來的盈利信息，其債務(wù)契約的約束程度最高。第三種債務(wù)契約的約束程度因債權(quán)人與債務(wù)人信息不對稱的程度而異。根據(jù)我國企業(yè)各種債權(quán)人對公司的約束情況的現(xiàn)狀，本文認(rèn)為，銀行這種債權(quán)人對企業(yè)的約束程度最高，但這種契約是一把雙刃劍，在抑制企業(yè)相關(guān)成本的同時(shí)也會(huì)限制企業(yè)經(jīng)營行為，從而影響企業(yè)績效。

因此，本文提出如下假設(shè)：

銀行貸款的限制性條款對管理者的代理成本具有一定的抑制作用，同時(shí)會(huì)對企業(yè)的經(jīng)營活動(dòng)績效產(chǎn)生負(fù)面影響。當(dāng)樣本公司債務(wù)的正效應(yīng)大于負(fù)效應(yīng)時(shí)，綜合效應(yīng)為正；相反綜合效應(yīng)為負(fù)。

2 研究設(shè)計(jì)和描述統(tǒng)計(jì)

2.1 變量定義

（1）因變量。為檢驗(yàn)本文的研究假設(shè)，本文選擇管理費(fèi)用率（GLFL）和總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）作為因變量。用管理費(fèi)用率作為代理成本的替代變量。總資產(chǎn)報(bào)酬率作為反映公司財(cái)務(wù)業(yè)績的變量。之所以選擇總資產(chǎn)報(bào)酬率作為反映公司財(cái)務(wù)績效的指標(biāo)，是因?yàn)樵撝笜?biāo)可以衡量企業(yè)總體經(jīng)營績效，不受債務(wù)杠桿作用的影響，且符合企業(yè)價(jià)值最大化的理財(cái)目標(biāo)。

（2）解釋變量。本文選擇短期銀行借款比率（DJBL）和長期銀行借款比率（LJBL）作為解釋變量。

（3）控制變量?？刂谱兞繛椋汗疽?guī)模（ZZC或LNZZC），選擇公司期末資產(chǎn)或其自然對數(shù)來度量；公司總資產(chǎn)營運(yùn)能力（ZZL），選擇總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來度量；銷售凈利率（XSJL），用來反映企業(yè)銷售獲利能力。具體變量定義如表1所示：

2.2 數(shù)據(jù)選取

我們通過巨潮資訊網(wǎng)和RESSET金融研究數(shù)據(jù)庫，選取了在滬深兩市上市的1096家上市公司2007-2008年的面板數(shù)據(jù)為觀測值。這些公司都是正常上市的A股上市公司，不包括金融企業(yè)和中小企業(yè)板掛牌交易的上市公司。這樣，本文最終獲得符合要求的2192個(gè)有效觀測值。研究中的所有數(shù)據(jù)處理和統(tǒng)計(jì)分析均采用Stata8.0軟件。

2.3 描述性統(tǒng)計(jì)分析

我們對解釋變量進(jìn)行了一般描述性統(tǒng)計(jì)，結(jié)果見表2。

表2分別列示了樣本上市公司各個(gè)變量的最大值、最小值、平均值和標(biāo)準(zhǔn)差。從統(tǒng)計(jì)結(jié)果看，我國上市公司平均銀行借款比率為21.35%（6.48931+14.85771）。銀行借款期限結(jié)構(gòu)不平衡，短期借款比率平均值 （14.86）高于長期借款比率（6.49%）。短期借款比率的標(biāo)準(zhǔn)差為11.84%，長期銀行借款比率的標(biāo)準(zhǔn)差為9.58%，表明長短期銀行借款在公司間均存在差異。

表1 相關(guān)變量定義

3 回歸檢驗(yàn)與分析

為檢驗(yàn)本文研究假設(shè)建立如下多元回歸方程：

其中，β0為截距，β1、β2、β3、β4、β5分別代表各變量的回歸系數(shù)，ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

本文利用模型（1）來檢驗(yàn)長短期借款對管理費(fèi)用是否具有抑制作用。這里選擇公司期末總資產(chǎn)而不是其自然對數(shù)形式作為控制變量，原因是公司期末資產(chǎn)的自然對數(shù)和長期銀行借款之間存在較高的多重共線性（其相關(guān)系數(shù)為0.3097），而期末總資產(chǎn)和長期銀行借款之間基本不存在多重共線性（其相關(guān)系數(shù)為0.0939）。模型（1）用OLS進(jìn)行回歸，其結(jié)果如表3所示。

由回歸結(jié)果可以看出，在2007～2008年樣本檢驗(yàn)中，在控制公司規(guī)模和盈利能力等因素后，短期銀行借款比率和長期銀行借款比率均與管理費(fèi)用率在1%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，但長期銀行借款比率的系數(shù)大于短期銀行借款比率的系數(shù)，表明長期銀行借款比率對管理費(fèi)用的抑制作用大于短期銀行借款比率的作用，這一結(jié)果驗(yàn)證了銀行借款可以有效抑制代理成本這一假設(shè)。

在檢驗(yàn)了銀行借款可以有效抑制代理成本這一假設(shè)基礎(chǔ)上，本文進(jìn)一步檢驗(yàn)銀行借款對公司業(yè)績的影響。我們用模型（2）驗(yàn)證這一假設(shè)，分別用基本模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果分析如下：

從簡單回歸結(jié)果看，R2=0.4842，樣本擬合優(yōu)度較好。T統(tǒng)計(jì)量均大于臨界值，變量顯著。F統(tǒng)計(jì)量=410.17，大于臨界值F0.05（5，2185）=2.21，說明方程顯著成立。

表2 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表3 模型（1）檢驗(yàn)結(jié)果

表4 模型（2）檢驗(yàn)結(jié)果

從固定效應(yīng)模型檢驗(yàn)結(jié)果看，檢驗(yàn)假設(shè)H0：ui=0的統(tǒng)計(jì)量 F=252.77＞F0.05（1095，1090）=2.09，拒絕假設(shè)，即不選擇基本模型。

從隨機(jī)影響模型檢驗(yàn)結(jié)果看，檢驗(yàn)假設(shè)H0：個(gè)體影響與回歸量無關(guān)的統(tǒng)計(jì)量 W=15.84＞χ20.05（5）=11.07，拒絕假設(shè)，因此選擇固定效應(yīng)模型合適。

最終選擇用固定效應(yīng)模型來分析長短期借款對公司業(yè)績的影響，其回歸結(jié)果如表4所示。

由回歸結(jié)果可以看出，在2007～2008年樣本檢驗(yàn)中，在控制公司規(guī)模、公司營運(yùn)能力和盈利能力等因素后，短期銀行借款比率和長期銀行借款比率均與總資產(chǎn)報(bào)酬率在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，這表明樣本公司的長短期借款限制條款對公司經(jīng)營產(chǎn)生較大限制，使其不能用借款資金進(jìn)行最有利的投資。從檢驗(yàn)結(jié)果看，短期借款每增加1個(gè)單位，會(huì)使管理費(fèi)用下降0.07個(gè)百分點(diǎn)（正效應(yīng)），但其綜合效應(yīng)是公司總資產(chǎn)報(bào)酬率下降0.06個(gè)百分點(diǎn)，這說明短期銀行借款帶來負(fù)效應(yīng)為0.13（0.06+0.07）。同理可以分析長期銀行借款產(chǎn)生的正負(fù)效應(yīng)及綜合效應(yīng)。分析結(jié)果表明樣本公司銀行借款對經(jīng)營活動(dòng)的限制作用大于對相關(guān)費(fèi)用的抑制作用，致使其綜合效應(yīng)為負(fù)。

4 研究結(jié)論與局限

4.1 結(jié)論

很多學(xué)者有關(guān)債務(wù)治理效應(yīng)的實(shí)證研究得出的結(jié)論存在矛盾：有的認(rèn)為我國上市公司債務(wù)不存在治理效應(yīng)，有的認(rèn)為我國上市公司債務(wù)與績效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，還有的學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)負(fù)債具有治理效應(yīng)，但不能形成可觀測的財(cái)務(wù)績效。本文試圖對上述矛盾結(jié)論進(jìn)行解釋。我們認(rèn)為上述研究所得結(jié)論矛盾的原因是：他們選擇的樣本不同，而不同樣本公司的債務(wù)治理正負(fù)效應(yīng)不同。這樣，當(dāng)樣本公司債務(wù)的正效應(yīng)大于負(fù)效應(yīng)時(shí)，綜合效應(yīng)為正，從而得出債務(wù)具有正治理效應(yīng)的結(jié)論；相反就會(huì)得出債務(wù)具有負(fù)治理效應(yīng)的結(jié)論。因此，本文從銀行貸款融資契約中的限制條款入手，研究這些條款的限制作用及其對上市公司業(yè)績的影響。文章利用我國滬深兩市A股上市公司2007-2008年的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。研究結(jié)果表明：銀行貸款的限制性條款既對代理成本具有抑制作用，又對公司經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生限制，即銀行借款對公司業(yè)績同時(shí)具有正效應(yīng)和負(fù)效應(yīng)。但由于樣本公司銀行借款對公司業(yè)績的負(fù)效應(yīng)大于正效應(yīng)，從而使綜合治理效應(yīng)為負(fù)。

4.2 局限

文章研究的局限在于：我們沒有得到樣本公司有關(guān)銀行借款的契約資料，因此未能直接分析銀行借款對上市公司經(jīng)營活動(dòng)產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)的大小，只能間接分析其負(fù)面效應(yīng)。因此，我們決定在后續(xù)研究中具體直接地研究銀行借款契約中的限制性條款給公司帶來的負(fù)面效應(yīng)的范圍及大小。

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