傅昌鑾

（浙江外國語學(xué)院 國際工商管理學(xué)院，杭州 310012）

0 引言

我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型即將完成發(fā)展階段，宏觀的制度、市場和經(jīng)濟背景顯著影響債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。本文的研究視角是從公司的政治聯(lián)系緊密程度出發(fā)，探究政治聯(lián)系程度是否能對公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)決策產(chǎn)生顯著影響。

本文目的在于：一方面，考察地方政府和轄區(qū)內(nèi)的公司建立更強的政治聯(lián)系的動機，另一方面研究這種政治聯(lián)系對公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響。通過本文對2002～2009年非金融類上市公司的6146個觀察值的研究，我們發(fā)現(xiàn)：①其他條件不變時，當?shù)厣鲜泄镜臄?shù)量越少，長期借款比例越高；②其他條件不變，經(jīng)濟影響力越大，長期借款比例越高。

1 文獻回顧和本文假設(shè)

政治聯(lián)系作為一種聲譽和保護機制，是一種有價值的資源，對公司的經(jīng)濟活動有重要影響（Fishman，2001；孫錚等，2005）。一方面，對公司而言，一定程度上它的發(fā)展需要借助于當?shù)卣漠a(chǎn)業(yè)政策導(dǎo)向和法治環(huán)境，與政府官員（特別是高級官員）的聯(lián)系程度緊密就可提高公司形象和聲譽（衛(wèi)武，2006），尤其在缺乏第三方有效監(jiān)督機制時，這種政治聯(lián)系向外界傳遞了一種良好信號，使企業(yè)得到隱性的支持和保護，或者逃避政府的嚴厲監(jiān)管以降低契約執(zhí)行成本（Faccio，2004;羅黨論和唐清泉，2009），因而公司主動傾向于和當?shù)卣⒕o密的政治聯(lián)系更多地是一種積極應(yīng)對措施（余明桂和潘紅波，2008；潘紅波等，2008）。另一方面，在中國現(xiàn)行政治體制下，對于地方政府考核的一個通用標準是GDP、財政收入等硬性指標（Blanchard and Shleifer，2001）。此時當?shù)毓镜囊?guī)模、數(shù)量和增長在很大程度上決定了地方政府的業(yè)績?nèi)绾?，當然也決定了地方官員的升遷概率和政治生涯的結(jié)束概率（Li and Zhou，2005）。在這種邏輯推理下，地方政府有強烈的動機與當?shù)毓窘⒕o密的政治聯(lián)系，在其他情況相同的情況下，當?shù)剌爡^(qū)內(nèi)的公司越少，地方政府與企業(yè)之間的政治聯(lián)系越緊密；當然公司對當?shù)氐慕?jīng)濟指標貢獻越大，那么它與地方政府的政治聯(lián)系就越緊密。

那么這種緊密的政治聯(lián)系是通過何種途徑來影響公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的呢？一般而言，與地方政府的政治聯(lián)系越緊密，那么公司更容易獲得所在地區(qū)銀行系統(tǒng)的支持。政治聯(lián)系緊密的公司更能較少的抵押獲得長期貸款，一般具有更高的資產(chǎn)負債率（Faccio，2006；Claessen et al,2008）。由于地區(qū)經(jīng)濟發(fā)展狀況和法治環(huán)境的差異化，政治聯(lián)系的緊密程度對于公司債務(wù)融資的影響也不盡相同，在金融生態(tài)較為惡化和法治水平低的地區(qū)，政治聯(lián)系的效應(yīng)越顯著，公司無法在市場機制下獲得充足的資本來源，因而不得不更多地依賴于政治聯(lián)系來獲得銀行貸款（余明桂和潘紅波，2008）。

此外，當?shù)胤秸軐︺y行實施重大影響或者控制時，政治聯(lián)系就在某種程度上決定公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。Sapienza（2004）通過意大利國有銀行的研究，結(jié)果顯示：①與私有銀行相比，國有銀行，向相似或相同的公司收取的利率較低，即使在私有銀行能向公司貸出更多款項時也如此；②國有銀行的貸款行為是由銀行會員政黨的選舉結(jié)果決定的；③公司所在地區(qū)的政黨力量越強，那么公司的借款利率就越低。Rajan and Zingales（2003）通過對國際多個國家的研究證據(jù)表明：政治影響在國有銀行中比國有公司中更強烈?；谏鲜龇治?，提出了本文的基本假設(shè)：

H1：其他條件不變時，當?shù)厣鲜泄緮?shù)量越少，長期貸款比例越高。

H2：其他條件不變時，上市公司的經(jīng)濟影響力越大，長期貸款比例越高。

2 實證檢驗

2.1 樣本選擇

本文選取從2002～2009年所有非金融類A股上市公司，并按以下原則剔除：a.上海、北京、天津、重慶和深圳；b.研究期間公司注冊地址變更的；c.最終控制人為中央政府的，即央企。按照均值±3個標準差替代來處理異常值，最終研究樣本為6146個，其中2002年487個，2003年626個，2004年740個，2005年 816個，2006年 827個，2007年 834個，2008年904個，2009年912個。

2.2 模型與變量設(shè)計

依據(jù)相關(guān)文獻，公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)主要的影響因素有內(nèi)部和外部兩類。內(nèi)部因素主要為公司自身經(jīng)濟特征，如資產(chǎn)負債率、規(guī)模、清算比率、盈利水平、在建工程、成長性與行業(yè)特征（郭鵬飛、孫培源，2003；孫錚等，2005）。具體到外部影響因素，本文研究目的是探求上市公司與當?shù)卣温?lián)系緊密程度對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響，我們采用當?shù)卣爡^(qū)內(nèi)上市公司數(shù)量及其經(jīng)濟影響力作為替代變量。根據(jù)前面的討論，我們考慮最終控制人、高管的政府背景以及地區(qū)市場化程度的影響。最終控制人分為三類，第一類是省級政府，第二類是地方政府（包括集體企業(yè)），第三類是民營企業(yè)（包括外資企業(yè)）。高管的政府背景則定義為董事長或總經(jīng)理是否現(xiàn)在或曾經(jīng)擔任政府官員（包括全國或地方的人大代表和政協(xié)委員）（Fan et al.，2007）。變量設(shè)計參見表1。

2.3 描述性統(tǒng)計

本文設(shè)計變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表2。其中，長期借款比例（LongTerm ）的均值（中位數(shù)）為32.18%（13.49%），表明我國上市公司的債務(wù)資本主要來自短期借款，并不是來自長期借款，當然不排除循環(huán)使用短期借款來替代長期借款的可能。

在計量政治聯(lián)系緊密程度時，當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）的均值（中位數(shù)）為10.4542（9），其中1～4家，4～9家，9～16家，16～31家的觀察值各占據(jù)25%，說明當?shù)厣鲜泄緮?shù)量存在較大跨度，那么以四分位數(shù)為標準，將 分為四類：1～4家為1，4～9家為2，9～16家為3，16～31家為4），這是比較恰當?shù)摹＝?jīng)濟影響力（Ecoeffectit）的均值（中位數(shù)）為 5.46%（1.81%），處理方法與 類似，也是分為四類：0～0.62%，0.62%～1.75%，1.75%～4.97%，4.97%～72.74%。以下是本文的回歸檢驗方程：

2.4 相關(guān)性分析

自變量的相關(guān)性分析見表3，我們發(fā)現(xiàn)它們之間是顯著相關(guān)的，為了處理這種多重共線性的影響，我們使用VIF方法加以處理，發(fā)現(xiàn)各個自變量的VIF均≤3.43，這說明自變量之間的相關(guān)性并不影響回歸的實證檢驗結(jié)果。本文的研究在以往研究基礎(chǔ)上來增加了當?shù)厣鲜泄緮?shù)量 （Number）和經(jīng)濟影響力（Ecoeffectit）兩個變量計量政治聯(lián)系的緊密程度。

2.5 回歸結(jié)果與分析

表4是本文實證檢驗部分的基本回歸結(jié)果，其中模型1是長期借款比例對表1中所列示的內(nèi)部因素如規(guī)模（Sizeit）、資產(chǎn)負債率（Levit）和清算比率（Liquidit）等變量的回歸結(jié)果，模型2是建立在模型1的基礎(chǔ)上再加入最終控制人類型（Previnceit和Localit）和政治聯(lián)系（polConnit）的回歸結(jié)果，模型3是建立在模型2基礎(chǔ)上添加當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）的檢驗結(jié)果，模型4是所有自變量的回歸結(jié)果。依次解釋我們的發(fā)現(xiàn)如表4所示。

表1 變量定義

在模型1中，與以往文獻所得論斷類似，除了資產(chǎn)負債率（Levit）外，內(nèi)部影響因素中與公司特征相關(guān)的自變量均在α=0.01水平上顯著，如凈資產(chǎn)收益率（ROEit）的估計系數(shù)為0.1121，模型1的F值為30.31，α=0.01水平上顯著，Adj-R2為23.10%，即模型1的解釋能力還算可以，因此公司自身的經(jīng)濟特征對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)有不可忽視的顯著影響，在進行以后檢驗過程中仍需加以考慮。

如上所述，模型2的回歸結(jié)果，在考慮了長期借款比例的內(nèi)部影響因素后，最終控制人類型（Previnceit）為省級政府時在 0.01水平上顯著（估計系數(shù)為0.0275），最終控制人類型（Localit）為地級政府時在α=0.01水平上不顯著（估計系數(shù)為0.0124），政治聯(lián)系（PolConnit）和市場化指數(shù)（MIndexit）也是顯著的（估計系數(shù)分別為0.0201和-0.0121），行業(yè)虛擬變量 （Industry）的影響是可控制的。此時模型2的F值為31.76，α=0.01水平上顯著，Adj-R2為22.21%，總體而言，模型2的解釋能力仍是不錯的。

如上所述，相比模型2，模型3是添加了當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）。相比模型1和模型2，模型3在考慮了長期借款比例的內(nèi)部影響因素后，最終控制人類型（Previnceit）為省級政府時在α=0.01水平上顯著 （估計系數(shù)為0.0281），最終控制人類型（Localit）為地級政府時在α=0.01水平上仍然不顯著（估計系數(shù)為0.0095），政治聯(lián)系（PolConnit）和市場化指數(shù) （MIndexit）也是顯著的 （估計系數(shù)分別為0.0211和-0.0123），當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）也是α=0.01水平上顯著的（-0.0021）。行業(yè)虛擬變量（Industry）的影響是可控制的。此時模型 3的F值為33.43，0.01水平上顯著，Adj-R2為23.24%，模型3的解釋能力仍是不錯的。

表2 描述性統(tǒng)計

表3 相關(guān)性分析

如上所述，模型4建立在模型1的基礎(chǔ)上加入當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）、經(jīng)濟影響力（Ecoeffectit）、最終控制人類型（Previnceit和Localit）和政治聯(lián)系（PolConnit）的回歸結(jié)果，相比模型2，模型4是添加了當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）和經(jīng)濟影響力（Ecoeffectit）兩個變量。相比模型3，模型4是添加了經(jīng)濟影響力（Number）一個變量。相比模型1、模型2和模型3，模型4在考慮了長期借款比例的內(nèi)部影響因素后，最終控制人類型 （Previnceit）為省級政府時在 α=0.01水平上顯著（估計系數(shù)為0.0235），最終控制人類型（Localit）為地級政府時在α=0.01水平上仍然不顯著（估計系數(shù)為0.0112），政治聯(lián)系（PolConnit）和市場化指數(shù)（MIndexit）依然是顯著的（估計系數(shù)分別為0.0213和-0.0115），當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）也是 0.01水平上顯著的（估計系數(shù)為-0.0023），經(jīng)濟影響力（Ecoeffectit）在α=0.01水平上顯著的（估計系數(shù)為-0.0023），行業(yè)虛擬變量（Number）的影響是可控制的。此時模型4的F值為36.71，α=0.01水平上顯著，Adj-R2為25.34%，模型4的解釋能力是比較好的。

表4 線性回歸結(jié)果

通過以上四個模型的基本回歸結(jié)果，我們可以知道：①長期借款比例的內(nèi)部影響因素（公司特征的相關(guān)變量）在統(tǒng)計上和經(jīng)濟上都是顯著的；②在其他條件不變時，最終控制人類型（Previnceit）為省級政府時，政治聯(lián)系（Pol-Connit）和地區(qū)市場化指數(shù)（MIndexit）都顯著影響長期借款比例，值得注意的是，最終控制人類型（Localit）為地級政府時，其影響在統(tǒng)計上和經(jīng)濟上都是不顯著的，即地級政府對當?shù)厣鲜泄镜挠绊懥Φ拇_存在，但力度有限；③在其他條件不變時，當?shù)厣鲜泄緮?shù)量（Number）和經(jīng)濟影響力（Ecoeffectit）在統(tǒng)計上和經(jīng)濟上都顯著影響長期借款比例。那么基本回歸結(jié)果就支持了本文前面提出的兩個基本假設(shè)。

2.6 制度背景的穩(wěn)健性檢驗

本文認為，地區(qū)的市場化程度越高，金融生態(tài)已經(jīng)形成了良性循環(huán)，經(jīng)濟活力更強，自然上市公司的數(shù)量就更多，當?shù)氐纳鲜泄疽驳靡越档唾Y本成本，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)。同樣道理，地區(qū)的市場化程度越低，地方政府在經(jīng)濟活動中扮演的角色就更為突出，直接干預(yù)公司和銀行系統(tǒng)的動機就越強，金融生態(tài)尚未形成良性循環(huán)，地方政府和上市公司之間的政治聯(lián)系更多是規(guī)避市場化機制的隱性契約安排，因此這種惡性循環(huán)更為惡化。總而言之，政治聯(lián)系緊密程度、上市公司數(shù)量和公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)有可能形成 “自選擇”，那么所得到的回歸結(jié)果自然是很好的。就此問題，本文提出了相應(yīng)的解決方案：①異常值的處理。將原始數(shù)據(jù)重新進行計算而不是使用變量均值±3標準差來替代；②變量設(shè)計的改進。對研究設(shè)計中的變量使用可能的替代變量，如經(jīng)濟影響力（Ecoeffectit），有學(xué)者提出也可以使用公司所交稅金占當?shù)匦袠I(yè)比例來計量可能更為恰當，本文采用這一說法進行了相關(guān)檢驗；③年度差異。由于本文研究期間為2002～2009年，時間跨度大難免會產(chǎn)生年度差異對基本回歸結(jié)果的顯著影響，本文也分年度進行了回顧檢驗，依據(jù)2006年的股權(quán)分置改革，將研究期間劃分為2002～2005年和2006～2009年兩個時間段加以分別檢驗和對比。

通過以上的穩(wěn)健性檢驗，所得到的回歸結(jié)果在顯著性上并沒有出現(xiàn)差異，只是估計系數(shù)的變化，這種變化也是可以接受的。總而言之，本文前面提出的兩個基本假設(shè)是成立的。

3 結(jié)論和啟示

近年來，有關(guān)上市公司與地方政府之間的政治聯(lián)系緊密程度的研究文獻逐漸增多，本文就這種政治聯(lián)系緊密程度對公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響進行了研究。本文在回顧了相關(guān)研究文獻的基礎(chǔ)上解釋了地方政府和上市公司之間建立政治聯(lián)系的動機，在以往文獻的基礎(chǔ)上，增加了當?shù)厣鲜泄緮?shù)量和經(jīng)濟影響力作為計量政治聯(lián)系緊密程度的變量，以公司的長期借款比例來替代債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，為后面的研究梳理了邏輯思路。本文使用2002～2009年我國非金融類A股上市公司的數(shù)據(jù)，分析了包括政治聯(lián)系緊密程度在內(nèi)的變量對公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響程度。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，①其他條件不變時，當?shù)厣鲜泄镜臄?shù)量越少，長期借款比例越高；②其他條件不變時，經(jīng)濟影響力越大，長期借款比例越高。

本文的研究對于學(xué)者將來研究政治聯(lián)系緊密程度的計量和影響有重要的借鑒意義，籠統(tǒng)地將地方金融生態(tài)作為公司行為的影響因素恐怕有失粗糙，地方政府也應(yīng)適當約束自己的行為，與上市公司的政治聯(lián)系緊密程度越緊，反而阻礙了市場化進程。

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