杜 勇，陳建英，鄢 波

（1.西南大學 經(jīng)濟管理學院，重慶 400715； 2.西南大學 財務處，重慶 400715；3.廣東海洋大學 經(jīng)管學院，廣州 湛江 524088）＊

一、引 言

資本結構與公司價值之間的關系一直是財務理論界和實務界探討的熱點問題。已有的研究表明，資本結構對公司價值同時存在正面和負面兩種效應。以Modigliani and Miller［1］為代表的學者認為，資本結構對公司價值發(fā)揮正向治理效應的原因有：一是債務融資在稅收上比股權融資更具優(yōu)勢；二是債權人可以迫使公司清償債務，對公司形成現(xiàn)金流約束，從而減輕管理層隨意使用公司現(xiàn)金的情況。與之相反的觀點是債務融資的負向治理效應。認為負債比例上升使得企業(yè)管理層容易獲得更多的控制權［2，3］。然而，這些結論更多的是停留在公司價值是如何隨著資本結構的發(fā)生而變化的，并沒有深入揭示資本結構對公司價值的影響路徑和驅(qū)動機理。而且就其研究對象而言，很少有學者專門針對虧損上市公司的資本結構對其價值的影響展開研究。

回顧現(xiàn)有的研究文獻，盡管涉及債務融資與公司價值或公司績效之間的關系的研究文獻較多，但仍存在不足：現(xiàn)有文獻大多將資本結構、虧損逆轉(zhuǎn)性、公司價值隔離開來進行研究，只是從表象上分析資本結構對虧損公司價值、虧損逆轉(zhuǎn)可能性的影響，沒有深入研究債務融資對公司價值的影響路徑和驅(qū)動機理。事實上，虧損逆轉(zhuǎn)性（這里主要是指虧損逆轉(zhuǎn)的程度大?。┛赡茉谫Y本結構對虧損公司價值驅(qū)動過程中起到一定的傳遞作用，即資本結構對公司價值的影響是通過虧損逆轉(zhuǎn)性這一中介變量來實現(xiàn)的。由此，本文運用溫忠麟、張雷、侯杰泰［5］提出的中介效應分析程序和方法，探討虧損逆轉(zhuǎn)性在資本結構對虧損上市公司財務價值的驅(qū)動效應中起到的中介效應作用。

二、理論分析與研究假設

經(jīng)典的資本結構理論認為，適度的資本結構有利于提升公司的價值，債務融資比率過低或過高，都難以使公司價值最大化。尤其對于虧損上市公司而言，資本結構可能會通過影響虧損逆轉(zhuǎn)性對公司價值產(chǎn)生重要影響。其具體分析如下：

（一）上市公司在資本負債率較低時的虧損逆轉(zhuǎn)性和公司價值

公司治理理論認為，債權人出于自我保護意識，會加大對上市公司的監(jiān)管，督促管理層積極努力地工作，減少他們的自私行為。對于虧損上市公司而言，一方面，當上市公司處于虧損狀態(tài)時，債權人出于自我保護意識，會加大對虧損上市公司的監(jiān)管，積極主動的督促管理層扭虧，同時，較高的債務融資比例可以提高股權的集中度，增加大股東的監(jiān)督力度，大股東的存在會減少管理者的機會主義行為，從而減少了管理者與股東的直接代理沖突，勢必導致股權結構效應、控制權轉(zhuǎn)移效應等正向治理作用得到充分發(fā)揮，從而增強虧損上市公司在虧損以后發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的能力；另一方面，對于那些虧損較為嚴重的上市公司而言，Jenson and Meckling（1976）［2］、袁衛(wèi)秋（2008）［4］所認為的“資產(chǎn)替代效應”、大股東與債權人的合謀效應等失去了正常發(fā)揮效用的前提和環(huán)境，因為在負債比例較低的情況下，出于資本保全的考慮，股東選擇高風險投資項目的決策會受到債權人的嚴格限制，這阻礙了“資產(chǎn)替代效應”的正常發(fā)揮；同時，在上市公司處于虧損甚至是破產(chǎn)的狀態(tài)下，大股東與債權人的合謀行為產(chǎn)生的后果可能是兩者都受損，而非共同受益，這使得他們的合謀效應失去了正常發(fā)揮的前提。因此，在資本負債率較低時，隨著債務融資水平的上升，由債務融資引發(fā)的債權人正向治理效應能夠得到更大程度的發(fā)揮，從而增強虧損上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的可能性和程度，提升虧損上市公司的價值。

（二）上市公司在資本負債率較高時的虧損逆轉(zhuǎn)性和公司價值

從資金成本的角度考慮，融資規(guī)模越高，其利息成本負擔就越大。特別是當虧損上市公司資不抵債時，一方面，過高的資本負債率會使得虧損上市公司每期不得不支付較多的利息，導致虧損上市公司的現(xiàn)金流量本身就可能出現(xiàn)嚴重短缺或不足，此時，公司管理層無法通過控制自有現(xiàn)金流量來實現(xiàn)謀取私利的目的，因此，即使上市公司發(fā)生過度的舉債行為也難以發(fā)揮債權人對管理層的監(jiān)督作用；另一方面，傳統(tǒng)的資本負債率理論中所追捧的稅收擋板效應也會因為會計利潤為負、不需要繳納所得稅而變得無法發(fā)揮作用，如果此時再增加虧損上市公司的負債比例，過高的利息負擔對于現(xiàn)金流量嚴重不足的虧損上市公司而言更是“雪上加霜”，必然增加其發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的難度，降低其公司價值。此外，大股東為了獲得控制權收益，會確保企業(yè)債權人的利益不受損害，因而，債權人完全有可能保持沉默，即默許或坐視大股東對小股東的利益侵占行為，甚至與大股東合謀來共同侵占小股東的利益，這就意味著債務融資的治理作用并不一定有效［4］。因此，在資本負債率較高時，隨著債務融資水平的上升，過高的債務利息負擔、債權人正向治理效應的失效以及大股東與債權人的合謀增加了虧損上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的難度，降低了虧損上市公司的價值。

（三）研究方法

為檢驗虧損逆轉(zhuǎn)性在資本結構對虧損公司價值驅(qū)動過程中是否存在中介效應，本文運用了溫忠麟等提出的中介效應檢驗方法①。根據(jù)理論分析，資本結構通過虧損逆轉(zhuǎn)性這一中介變量對公司價值產(chǎn)生影響。當負債水平較低時，資本結構會增加虧損上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的可能性和虧損逆轉(zhuǎn)的程度，進而提升虧損上市公司的價值；當負債水平較高時，資本結構會減少虧損上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的可能性和虧損逆轉(zhuǎn)的程度，從而降低虧損上市公司的價值。由此，結合溫忠麟［5］提出的中介效應分析程序，提出以下假設：

H1：當虧損上市公司的負債水平較低時，資本結構對虧損上市公司的財務價值起到正向驅(qū)動作用，并且資本結構會驅(qū)動上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)。

H2：當虧損上市公司的負債水平較高時，資本結構對虧損上市公司的財務價值起到反向驅(qū)動作用，并且資本結構會阻礙上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)。

H3：無論虧損上市公司的負債水平是高還是低，資本結構對虧損上市公司財務價值的影響都是通過虧損逆轉(zhuǎn)性這一中介變量傳遞的。

三、研究設計

（一）樣本的選擇

考慮到中國證監(jiān)會于2003年3月18日頒布并實施了“關于執(zhí)行《虧損上市公司暫停上市和終止上市實施辦法（修訂）》的補充規(guī)定”，這些補充規(guī)定對虧損股本身在當年及以后年度造成的影響較大，因此，本文選擇2003～2009年發(fā)生虧損的A股上市公司作為研究總樣本，具體樣本篩選過程如表1所示。

（二）變量的設計

1.公司價值的度量。考慮到虧損上市公司的現(xiàn)實情況，本文采用了每股市場附加價值來衡量虧損上市公司的財務價值。具體計算如下：

市場附加價值＝公司股票市價總值－公司凈資產(chǎn)總值

每股市場附加價值＝市場附加價值/公司總股數(shù)

表1 研究樣本的篩選過程（樣本期間：2003～2009年）

2.虧損逆轉(zhuǎn)性的度量?？紤]到我國資本市場的特殊性和張昕（2008）［8］提到季度盈余預測方法的優(yōu)越性，以及大多數(shù)公司在虧損后的第一季度會有更加明顯的扭虧行為，本文選擇虧損后第一季度資產(chǎn)標準化后的季度盈余（即資產(chǎn)凈利率，JROA1）與虧損當年第四個季度的資產(chǎn)標準化后資產(chǎn)凈利率（JROA0）之差（JROA10＝JROA1－JROA0）來表示虧損上市公司在虧損后發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的程度，該值越大，說明上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的程度越大。

3.資本結構的度量。資本結構的度量：用公司虧損當年年末的資產(chǎn)負債率大小來表示。

4.控制變量?？紤]到除債務融資行為之外的其他變量也可能對虧損上市公司的財務價值產(chǎn)生影響，本文設置了如表2所示的主要控制變量。

（三）模型設計

為了考察各種資本結構對虧損上市公司財務價值的驅(qū)動效應，分別設置以下三種回歸模型：

在回歸過程中，本文將所有虧損樣本公司按照資本結構由低到高劃分為三組，其中，低負債組（0＜DEBT≤60%）共462家樣本公司，中負債組（60%＜DEBT≤80%）共418家樣本公司，高負債組（DEBT＞80%）共364家樣本公司。為了更加明顯地比較資本結構高低不同的虧損上市公司，其負債比例的變化、虧損逆轉(zhuǎn)性與公司價值之間的關系，本文選取低負債組和高負債組分別進行回歸分析。

表2 被解釋變量、解釋變量及控制變量的定義表

四、實證分析

（一）模型（1）的線性回歸分析

由表3可知，無論是利用分組樣本還是全樣本對模型（1）回歸的檢驗結果F值均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明各個線性回歸模型擬合的效果較好。

表3 對模型（1）的OLS回歸結果

從表3回歸的結果來看，無論是低負債組還是高負債組，資產(chǎn)負債率與虧損公司財務價值之間均顯著正相關，但高負債組的資產(chǎn)負債率回歸系數(shù)（0.653）明顯低于低負債組（2.451），這表明，無論負債水平是高還是低，資本結構都會對虧損上市公司財務價值產(chǎn)生正向驅(qū)動效應，但是，隨著負債水平的增加，這種正向驅(qū)動效應逐漸減弱。究其原因，可能是對于高負債水平的虧損上市公司而言，Jenson and Meckling（1976）［2］、劉 立 國（2002）［3］、袁 衛(wèi) 秋（2008）［4］所認為的“資產(chǎn)替代效應”、大股東與債權人的合謀效應等失去了正常發(fā)揮效用的前提和環(huán)境，因為在高額負債的情況下，出于資本保全的考慮，股東選擇高風險投資項目的決策會受到債權人的嚴格限制，這阻礙了“資產(chǎn)替代效應”的正常發(fā)揮；同時，在上市公司處于虧損甚至是破產(chǎn)的狀態(tài)下，大股東與債權人的合謀行為產(chǎn)生的后果可能是兩者都受損，而非共同獲利，這使得他們的合謀效應失去了正常發(fā)揮的前提。從控制變量來看，第一大股東持股比例、控制權市場在全樣本及分組樣本中的回歸系數(shù)均顯著，表明第一大股東持股比例、控制權市場對虧損上市公司財務價值有正向驅(qū)動效應；管理層持股的回歸系數(shù)僅在高負債組顯著為負值，表明當公司的負債水平過高時，管理層持股會降低虧損上市公司的財務價值，其原因可能是債權人正向治理效應的失效所致；在低負債組和全樣本中，公司規(guī)模的回歸系數(shù)顯著為負值，表明公司規(guī)模對虧損上市公司財務價值存在負向驅(qū)動效應。

（二）模型（2）的線性回歸分析

利用全樣本對模型（2）回歸的檢驗結果F值均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明各個線性回歸模型擬合的效果均較好。

從表4回歸的結果來看，無論是高負債組還是低負債組，資本結構與虧損逆轉(zhuǎn)性之間均顯著正相關，而且高負債組的資本結構回歸系數(shù)（0.114）高于低負債組（0.069），這表明，無論負債水平高低，資本結構都會對上市公司的虧損逆轉(zhuǎn)性產(chǎn)生正向驅(qū)動效應，而且，隨著負債比率的增加，這種正向驅(qū)動效應逐漸增強。原因可能是由于高額成本的債務契約使得債權人和公司管理層的利益更為息息相關，它們可能成為真正的利益共同體，而且它們之間的利益協(xié)同化程度會隨著負債比例的增加而增強，因此，出于對自身利益的保護，債權人有動機也有能力，督促管理層為上市公司扭虧為盈付出更大的努力，此外，高額的負債比例也增加了虧損上市公司的破產(chǎn)風險，增加了管理層被更換的可能性，出于對職業(yè)經(jīng)理人名譽和權力的保護，管理層自身也有強烈的扭虧動機，這也促使負債率較高的虧損上市公司扭虧的程度較大。從控制變量來看，獨立董事比例、在全樣本及分組樣本中的回歸系數(shù)均顯著為正，公司規(guī)模在全樣本及分組樣本中的回歸系數(shù)均顯著為負，表明獨立董事比例越大、公司規(guī)模越小，虧損上市公司發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的可能性越大。此外，控制權市場在低負債組中的回歸系數(shù)顯著為負、但在高負債組和全樣本中的回歸系數(shù)均顯著為正，說明在資本結構不同的虧損上市公司中，控制權市場對其公司價值的驅(qū)動效應是不同的。

表4 對模型（2）的OLS回歸結果

（三）模型（3）的線性回歸分析

由表5可知，利用全樣本對模型（3）回歸的檢驗結果F值均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，說明各個線性回歸模型擬合的效果均較好。

表5 對模型（3）的OLS回歸結果

從全樣本回歸的結果來看，按照溫忠麟等提出的檢驗程序，首先，檢驗資本結構對虧損上市公司財務價值的總體驅(qū)動效應，從上述模型（1）的線性回歸結果來看，資產(chǎn)負債率的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明資本結構對虧損上市公司財務價值總體上存在正向驅(qū)動效應。其次，對模型（2）和模型（3）進行檢驗，從回歸結果來看，模型（2）中資產(chǎn)負債率對虧損逆轉(zhuǎn)性的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，但模型（3）中虧損逆轉(zhuǎn)性對虧損上市公司財務價值的回歸系數(shù)不顯著，因此，遵循溫忠麟等的步驟，又對模型（3）中的資產(chǎn)負債率的系數(shù)進行了Sobel檢驗，得到Z統(tǒng)計值為0.106，小于5%統(tǒng)計水平上的Z臨界值（0.97），因此，中介效應不顯著，這表明在全樣本中，虧損逆轉(zhuǎn)性在資本結構對虧損上市公司財務價值的驅(qū)動效應中沒有發(fā)揮中介作用，即資本結構是直接對虧損上市公司財務價值產(chǎn)生正向驅(qū)動效應。

從A組回歸的結果來看，按照溫忠麟等提出的檢驗程序，首先，檢驗資產(chǎn)負債率對虧損上市公司財務價值的總體驅(qū)動效應，從上述模型（1）的線性回歸結果來看，資產(chǎn)負債率的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明在低負債組，資本結構對虧損上市公司財務價值存在正向驅(qū)動效應。其次，對模型（2）和模型（3）進行回歸檢驗，從回歸結果來看，模型（2）中資產(chǎn)負債率對虧損逆轉(zhuǎn)性的回歸系數(shù)仍然在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，但模型（3）中虧損逆轉(zhuǎn)性對虧損上市公司財務價值的回歸系數(shù)不顯著，因此，遵循溫忠麟等的步驟，又對模型（3）中的資本結構的系數(shù)進行了Sobel檢驗，得到Z統(tǒng)計值為0.005，小于5%統(tǒng)計水平上的Z臨界值（0.97），因此，中介效應不顯著，這表明在低負債組中，虧損逆轉(zhuǎn)性在資本結構對虧損上市公司財務價值的驅(qū)動效應中沒有發(fā)揮中介作用，資本結構是直接對虧損上市公司財務價值產(chǎn)生正向驅(qū)動效應的。

從B組回歸的結果來看，按照溫忠麟等提出的檢驗程序，首先檢驗資本結構對虧損上市公司財務價值的總體驅(qū)動效應，從上述模型（1）的線性回歸結果來看，資產(chǎn)負債率的回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著為正，這表明資本結構對虧損上市公司財務價值存在總體驅(qū)動效應。其次，對模型（2）和模型（3）進行回歸檢驗，從回歸結果來看，模型（2）中資產(chǎn)負債率對虧損逆轉(zhuǎn)性的回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著為正，但模型（3）中虧損逆轉(zhuǎn)性對虧損上市公司財務價值的回歸系數(shù)不顯著，因此，遵循溫忠麟等的步驟，又對模型（3）中的資產(chǎn)負債率的系數(shù)進行了Sobel檢驗，得到Z統(tǒng)計值為0.202，小于5%統(tǒng)計水平上的Z臨界值（0.97），則中介效應不顯著，這表明在高負債組中，虧損逆轉(zhuǎn)性在資本結構對虧損上市公司財務價值的驅(qū)動效應中也沒有發(fā)揮中介作用，資本結構也是直接對虧損上市公司財務價值產(chǎn)生正向驅(qū)動效應的。

五、穩(wěn)健性檢驗

為保證上述結論的可靠性，本文在上述模型的基礎上加入資產(chǎn)負債率的平方項，然后利用全樣本數(shù)據(jù)對三個模型進行了重新回歸，結果如表6所示。

表6 加入資本結構平方項后的穩(wěn)健性檢驗結果（全樣本）

由表6模型（1）和（2）重新回歸檢驗的結果來看，資產(chǎn)負債率、資產(chǎn)負債率的平方項系數(shù)均在1%的統(tǒng)計水平上顯著，而且資產(chǎn)負債率平方項系數(shù)顯著為負，這表明資本結構與虧損上市公司財務價值以及虧損逆轉(zhuǎn)性之間都存在二次函數(shù)關系，并且隨著負債水平的增加，虧損上市公司的財務價值及虧損逆轉(zhuǎn)性都是先增后減的，并且根據(jù)模型的回歸系數(shù)可以計算出其分界點分別是資產(chǎn)負債率為527.81%和562.07%，即當虧損上市公司的資產(chǎn)負債率低于此分界點時，隨著負債水平的提高，其公司價值和虧損逆轉(zhuǎn)性會提升；反之，若其資產(chǎn)負債率高于此分界點時，隨著負債水平的提高，其公司價值和虧損逆轉(zhuǎn)性會降低。由于本文所選樣本中僅有18家的資產(chǎn)負債率超過527.81%，而且全部樣本的資產(chǎn)負債率均值僅為89.88%，即絕大部分樣本的負債水平在分界點以內(nèi)，難以觀察到資本結構對虧損逆轉(zhuǎn)性和公司價值的反向驅(qū)動效應。因此，無論是就分組樣本還是全樣本而言，隨著負債水平的提高，其公司價值和虧損逆轉(zhuǎn)性都顯著增加，這與前述的研究結論一致。此外，模型（3）的回歸結果顯示，虧損逆轉(zhuǎn)性的回歸系數(shù)仍然不顯著，而資產(chǎn)負債率及其平方項仍然顯著，這進一步證實了上述實證結論的可靠性。

七、研究結論

研究結果表明，資本結構對虧損上市公司的虧損逆轉(zhuǎn)性和財務價值均存在正向驅(qū)動效應；無論是對于負債規(guī)模不同的虧損上市公司還是對于全部樣本而言，虧損逆轉(zhuǎn)性都沒有明顯地中介資本結構對虧損上市公司財務價值的正向驅(qū)動效應。因此，對于投資者和證券監(jiān)管部門而言，在識別虧損上市公司的財務價值時要考慮虧損上市公司當期的負債規(guī)模，要重點關注其以后發(fā)生虧損逆轉(zhuǎn)的可能性及其逆轉(zhuǎn)程度的大小。

研究的不足：盡管本文探討了資本結構對虧損上市公司財務價值的驅(qū)動效應，但未考慮到債務融資方式、債務融資期限結構等行為特征對虧損上市公司財務價值的影響，而借款融資、債券融資以及商業(yè)信用等融資方式、短期和長期借款等各自的融資成本和對公司的治理效應存在一定的差異，它們可能會導致虧損上市公司的財務價值發(fā)生較大的變化。

注釋：

①該方法是三個層次關系的統(tǒng)一體，必須滿足三個步驟：（1）自變量X對因變量Y的影響成立；（2）自變量X對中介變量M的影響成立；（3）自變量X和中介變量M同時影響因變量Y時，即納入同一方程時，自變量對因變量的影響不再存在。這時可以證明自變量對因變量的影響全部由中介變量傳遞實現(xiàn)。如果自變量對因變量的作用依然存在但顯著弱于第1個步驟，那么就可以認為它對因變量的影響有一部分通過中介變量實現(xiàn)。判斷自變量對因變量的影響是否變小不能通過比較兩個步驟自變量的系數(shù)直接得到，而要用到嚴格的統(tǒng)計檢驗方法，包括Sobel檢驗等。

［1］Modigliani，F(xiàn).and M.H.Miller.The cost of capital，corporation finance and the theory of investment？［J］.American Economic Review，1958，48（3）：261－297.

［2］Jensen M C，Meckling，W H.Theory of the firm：managerial behavior，agency costs and capital structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，3：305－360.

［3］劉立國，杜瑩.公司治理與會計信息質(zhì)量關系的實證研究［J］.會計研究，2003，（2）：28－36.

［4］袁衛(wèi)秋.上市公司債務期限結構與經(jīng)營業(yè)績關系的實證研究［J］.河北經(jīng)貿(mào)大學學報，2008，（4）：62－68.

［5］溫忠麟，張雷，侯杰泰.調(diào)節(jié)效應與中介效應的比較和應用［J］.心理學報，2005，37（2）：268－274.

［6］Jensen M C.Agency costs of free cash flow，corporate finance and takeovers［J］.American Economic Review，1986，76：323－329.

［7］張昕，胡大源.虧損上市公司是否會在第四季度平滑利潤？［J］.中國會計評論，2008，（3）：309－320.

［8］Miller，M.H.and F.Modigliani.Corporate income taxes and the cost of capital：a correction？［J］.American Economic Review，1963，53（3）：433－43.