王婉 常珊

【摘 要】 文章以2005年5月至2008年2月發(fā)行短期融資券的139家上市公司以及139家未發(fā)行短期融資券的配對上市公司為樣本，采用logistic模型，分析影響我國上市公司發(fā)行短期融資券的公司治理因素。模型分析結果表明，我國發(fā)行短期融資券的上市公司有較好的公司治理水平，特別是股東制衡度越高、董事會獨立性越強的上市公司越傾向于發(fā)行短期融資券進行融資。

【關鍵詞】 短期融資券； 公司治理； 上市公司

一、問題提出

自2005年5月26日首只短期融資券成功發(fā)行以來，短期融資券市場得到了迅猛發(fā)展。截至2009年12月底，近494家企業(yè)集團發(fā)行短期融資券1 114只，發(fā)行規(guī)模達11 900多億元，其中上市公司近164家，遠遠高于同期其他企業(yè)債的發(fā)行規(guī)模。短期融資券作為企業(yè)直接融資的重要渠道，對促進我國金融市場均衡發(fā)展、改善企業(yè)的融資環(huán)境等具有重要意義。然而，企業(yè)短期融資券雖然對解決企業(yè)流動性資金不足具有一定的優(yōu)勢，但在信用評級體系不完善、企業(yè)債發(fā)行還沒有有效突破的情況下，有必要關注發(fā)行短期融資券帶來的潛在風險。

表1為我國自中國人民銀行2005年5月23日發(fā)布《短期融資券管理辦法》及相關配套文件以來，企業(yè)發(fā)行短期融資券的情況（數據來源于銳思數據庫）。

從表1可以看出，短期融資券在我國發(fā)展非常迅速，除了其本身發(fā)行引入了完全市場化的方法，取消了企業(yè)發(fā)債要批額度、有擔保，發(fā)行利息和發(fā)行價格要經過相關部門層層審批的規(guī)定外，還有哪些潛在的微觀影響因素？本文試圖從內部公司治理角度探討影響上市公司發(fā)行短期融資券的因素。

二、理論假設

一般認為公司治理機制通常包括股權結構、董事會、管理層、監(jiān)事會等，本文從以下幾個方面探討影響上市公司發(fā)行短期融資券的因素。

（一）股權結構

Jensen和Merckling（1976）首先指出，股權的高度分散造成了股東對管理層的監(jiān)督不力，從而產生管理層對股東的代理成本問題。而Shleifer和Vishny（1986）進一步指出，一定的股權集中度，能夠促使大股東更為有效地監(jiān)督管理層的行為，提高公司的治理水平。在中國，也有實證研究的結論支持股權集中度對公司業(yè)績和公司治理具有正面作用。徐莉萍等（2006）考察了1999—2003年中國上市公司的股權集中度和股權制衡對公司經營績效的影響，發(fā)現(xiàn)大股東持股比例越高，公司的經營績效越好。沈藝峰等（2007）從股權結構與公司高管人員變更的關系入手，發(fā)現(xiàn)大股東持股比例越高，ST公司高管人員變更的概率也越高。

不少學者認為制衡股東的存在會強化公司的內部治理機制。吳淑琨等(2002)發(fā)現(xiàn)非執(zhí)行董事比例與第一大股東持股比例顯著負相關，與其他大股東持股比例正相關，說明促進其他股東對第一大股東的制衡有利于改善上市公司業(yè)績。朱德勝(2010)的實證研究結果也表明，公司存在制衡股東時，控股股東的機會主義行為會受到約束，制衡的股權結構能夠降低公司的代理成本，提高公司的治理水平。

此外，控股股東股權屬性會影響公司治理水平。杜瑩和劉立國(2002)以及宋敏等(2004)發(fā)現(xiàn)，國有控股公司由于存在“所有者缺位”、“內部人控制”等現(xiàn)象，國有股東對企業(yè)的治理效率明顯較低。

基于這些研究結論，由于銀行貸款的監(jiān)督效果和監(jiān)督成本都高于短期融資券，因此，當上市公司績效較好且具有較好的治理水平時，銀行貸款對公司治理的邊際效用就越低，公司就越傾向于選擇發(fā)行短期融資券。

據此，本文提出如下假設：

假設1：大股東持股比例越高，公司發(fā)行短期融資券的概率越高，反之越低。

假設2：股東之間制衡度越高，公司發(fā)行短期融資券的概率越高，反之越低。

假設3：大股東性質為非國家股股東，公司發(fā)行短期融資券的概率越高；反之越低。

（二）董事會特征

引入外部董事能夠降低代理成本，提高公司的治理水平和企業(yè)績效（Fama和Jensen，1983；Weisbach，1988）。王躍堂等（2006）研究發(fā)現(xiàn)獨立董事比例和公司績效顯著正相關。陳勝藍和魏明海（2007）也指出，董事會中獨立董事比例提高有利于增強公司的盈余穩(wěn)健性。此外，王躍堂、涂建明（2006）利用2002到2004年我國A股上市公司數據檢驗審計委員會治理有效性發(fā)現(xiàn)，設立審計委員會的公司更不易被出具非標準審計意見，說明審計委員會可能有效履行了財務信息質量控制等職能。

基于以上研究結論，本文認為，獨立董事有助于監(jiān)督管理層的道德風險，設立審計委員會對提高公司治理水平有效，因此，獨立董事比例高且設立了審計委員會的上市公司，銀行貸款對公司治理的邊際效用就會降低，公司就更傾向于發(fā)行短期融資券。

據此，本文提出如下假設：

假設4：獨立董事比例越高，公司發(fā)行短期融資券的概率越高；反之越低。

假設5：董事會已經設立下屬審計委員會，公司發(fā)行短期融資券的概率越高；反之越低。

（三）管理層特征

Fama和Jensen（1983）指出，公司的領導結構能夠幫助解決由于剩余風險承擔和控制權相分離所引起的代理問題。公司決策管理和決策控制兩權分離可以減少代理成本并提高公司的業(yè)績。本文認為兩職合一會影響董事會的獨立性，弱化公司治理效率。

Jensen（1976）提出，為了降低代理成本，提高管理層與股東的利益一致性，可以授予管理層股權。Bhagat和Bolton（2008）等也發(fā)現(xiàn)，經理持股能夠提高公司績效。管理層持股能夠促進作為代理人的管理層以股東利益為出發(fā)點，注重選擇方式靈活、財務成本低的短期融資方式，以使公司價值最大化。

根據代理理論，CEO的權力越大，越傾向于選擇對自己而不是對股東有利的決策，會惡化股東與管理層之間的矛盾。Bebchuk、Cremers和Peyer（2009）實證研究發(fā)現(xiàn)，CEO的管理權力會降低企業(yè)價值（托賓Q值），削弱會計盈利能力。Yixin Liu和Pornsit Jiraporn（2010）也證實了CEO的權力越大，會增加債券融資成本。

基于以上研究結論，當董事長與總經理兩職分離，管理層持股比例越高，且總經理的權力能夠得到控制時，企業(yè)有更好的公司治理水平，銀行貸款對公司治理的邊際效用就會降低，公司就更傾向于選擇發(fā)行短期融資券。

據此，本文提出如下假設：

假設6：董事長與總經理兩職分離，公司發(fā)行短期融資券的概率越高；反之越低。

假設7：管理層持股比例越高，公司發(fā)行短期融資券的概率越高；反之越低。

假設8：總經理權力越大，公司發(fā)行短期融資券的概率越低；反之越高。

三、研究設計

（一）樣本選擇

為了使樣本數據不受金融危機因素的影響，本文從銳思數據庫中選取自2005年5月《短期融資券管理辦法》發(fā)布之日起至2008年2月底之前發(fā)行短期融資券的所有非金融行業(yè)A股上市公司作為樣本。對于在同一會計年度內發(fā)行超過一期短期融資券的上市公司視為同一個樣本，對于在不同會計年度內發(fā)行超過一期短期融資券的上市公司視為不同樣本，剔除異常值樣本，最后共獲得139家發(fā)行短期融資券的上市公司樣本。

本文參照吳育輝等文章的標準，為每一家發(fā)行短期融資券的上市公司按照行業(yè)、年份、速動比率進行配對。

（二）變量定義（見表2）

（三）數據統(tǒng)計與分析

表3列示了樣本公司和配對公司主要變量的描述性統(tǒng)計、均值T檢驗與Mann-Whitney非參數檢驗。從公司治理水平可以看出，與沒有發(fā)行短期融資券的配比公司相比，發(fā)行短期融資券的上市公司股權更集中、股權制衡度更高、已設立審計委員會的公司數量更多；發(fā)行短期融資券的上市公司在股權集中度、股權制衡度、董事會獨立性、管理層持股比例等解釋變量及公司規(guī)模、資產凈利率、年度審計意見類型等公司特征方面與沒有發(fā)行短期融資券的配比公司存在顯著差異。但是，兩類公司在最終控制人類別、董事長與總經理兩職分離、總經理薪酬以及公司成長機會方面沒有顯著差別。

（四）回歸結果與分析

表4顯示，整體Omnibus檢驗似然比卡方統(tǒng)計量都在1%水平上顯著（P值為0.000），相當于最小二乘法回歸中擬合優(yōu)度R2和Nagelkerke R2超過了40%，預測準確率超過了75%，說明該模型的擬合優(yōu)度較好。從模型回歸結果具體分析影響上市公司發(fā)行短期融資券的重要因素，本文發(fā)現(xiàn)：（1）股權制衡度（Z1210）和董事會特征（IDPR、ADIT）的回歸系數均為正值，與假設一致。說明發(fā)行短期融資券的上市公司股權制衡度高、董事會獨立性強，且已設立審計委員會的公司占的比例較大，公司治理水平較好。（2）解釋變量股權集中度（H1）與管理層持股比例（MANAG）的回歸系數為負值，與假設不一致，原因可能有兩個方面：一是因為我國上市公司大多由國家控股，普遍存在“一股獨大”現(xiàn)象，大股東利用控股地位幾乎完全支配了公司的董事會，削弱了公司治理效率。二是我國上市公司普遍股權制衡度較低，管理層持股比例也很低。根據宋增基等人(2007)的實證研究結果，對于一般的公司（股權制衡度不高的公司），管理層持股比例與反映企業(yè)績效的變量ROA負相關或者不存在顯著相關性。股權越集中、管理層持股比例越高反而可能弱化公司的治理水平。（3）控制變量公司規(guī)模（SIZE）、資產凈利率（ROA）與審計意見類型（AO）的回歸系數也均為正值，說明從其他公司特征來看，大規(guī)模、獲利能力強且年度報表公允性好的公司更傾向于發(fā)行短期融資券。

由于logistic模型對共線性影響敏感，該模型進行共線性判定分析，所有VIF的值均小于10，所以本文認為，解釋變量之間不存在嚴重的共線性問題。

四、結語

從我國整體發(fā)行情況來看，上市公司資產質量相對較好，一直是短期融資券市場上的發(fā)行主力。本文的實證研究結果也表明，股權制衡度高、董事會獨立性強等公司治理狀況較好的上市公司更傾向于發(fā)行短期融資券。除此之外，大規(guī)模、獲利能力強且年度報表公允性好的上市公司發(fā)行短期融資券的概率較高。因此，建議擬發(fā)行短期融資券的公司要汲取“福禧事件”的教訓，注重完善公司的內部治理機制。

【參考文獻】

［1］ 沈藝峰，等.投資者法律保護、所有權結構與困境公司高層管理人員變更［J］.中國工業(yè)經濟，2007（1）：96-102.

［2］ 王景武.發(fā)展短期融資券的宏微觀作用與亟需解決的問題［J］.南方金融，2005（9）：22-24.

［3］ 王躍堂,涂建明.上市公司審計委員會治理有效性的實證研究——來自滬深兩市的經驗證據［J］.管理世界，2006（11）：135-143.

［4］ 吳淑琨.股權結構與公司績效的U型關系研究——1997—2000年上市公司的實證研究［J］.中國工業(yè)經濟，2002（1）：80-87.

［5］ 吳育輝，等.中國上市公司發(fā)行短期融資券的影響因素分析［J］.金融研究，2009（5）：93-105.

［6］ 謝小偉.對我國發(fā)展短期融資券的回顧與分析［J］.商場現(xiàn)代化，2007（7）：174.

［7］ 徐莉萍，等.股權集中度和股權制衡及其對公司經營績效的影響［J］.經濟研究，2006（1）：90-99.

［8］ 朱德勝.控股股東、股權制衡與公司股利政策選擇［J］.山東大學學報（哲學社會科學版），2010（3）：80-87.

［9］ Yixin Liu,Pornsit Jiraporn. The effect of CEO power on bond ratings and yields［J］.Journal of Empirical Finance,2010（17）：744-762.