江蘇大學(xué)財經(jīng)學(xué)院 徐文學(xué) 周蕓

公司治理的實(shí)質(zhì)是解決所有權(quán)和控制權(quán)分離而產(chǎn)生的代理問題。Jensen和Meckling的研究表明，在經(jīng)營者對企業(yè)的絕對投資額不變的情況下，增加企業(yè)的債務(wù)融資比例，將提高經(jīng)營者的股權(quán)比例，減少股東和經(jīng)營者之間的目標(biāo)利益的分歧，從而降低股權(quán)融資的代理成本，提升企業(yè)經(jīng)營業(yè)績。國內(nèi)外學(xué)者關(guān)于債務(wù)融資的公司治理作用的研究結(jié)果有兩種不同的觀點(diǎn)，Shah（1994）、范從來與葉宗偉（2004）、方琴（2010）、趙玉珍與張心靈（2011）等的研究表明，企業(yè)債務(wù)融資具有加強(qiáng)公司治理，提高公司績效的作用；而何平（2009）、汪旭輝與徐?。?009）、常麗娟與岳雄（2010）、陸楠與楊曉明（2011）等的研究均表明債務(wù)融資在我國上市公司中表現(xiàn)出軟約束和治理弱化的特征，并未發(fā)揮出應(yīng)有的作用。現(xiàn)有文獻(xiàn)對債務(wù)融資的治理效應(yīng)有大量的研究，但多是側(cè)重于理論分析，實(shí)證研究不足，并將所有的債務(wù)視為同質(zhì)的，忽略了債務(wù)的期限、 種類、 債權(quán)人性質(zhì)等債務(wù)融資的結(jié)構(gòu)性因素對治理效應(yīng)的影響。鑒于此，本文將選取中小板105家高科技上市公司為研究對象，在分析我國高科技中小企業(yè)債務(wù)融資現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，通過分析負(fù)債與公司績效的關(guān)系來研究公司債務(wù)融資的治理效應(yīng)，即如果公司負(fù)債水平和績效水平具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，則說明債務(wù)融資具有強(qiáng)化公司治理效應(yīng)的作用，反之，債務(wù)融資則表現(xiàn)出軟約束或治理弱化的特征。

1 高科技中小企業(yè)債務(wù)融資現(xiàn)狀

1.1 高科技中小企業(yè)總體負(fù)債水平偏低、債務(wù)短期化顯著

從總體負(fù)債水平上來看，高科技中小企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與長期負(fù)債率均偏低，從圖1可知，樣本公司2011年資產(chǎn)負(fù)債率與長期負(fù)債率分別為30.25%和11.38%，而深市A股上市公司的對應(yīng)數(shù)據(jù)分別為51.6%和16.71%，原因可能在于高科技中小企業(yè)更偏好于股權(quán)融資，以實(shí)現(xiàn)股本對長期債務(wù)資金的替代；此外，高科技中小企業(yè)更容易獲得政府在財稅及政策方面的支持。

從債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)上來看，樣本公司2011年短期負(fù)債率為88.62%，而長期負(fù)債率僅有11.38%，債務(wù)短期化非常顯著，這表明高科技中小企業(yè)偏好于期限短、流動性好的流動負(fù)債。

1.2 銀行借款是高科技中小企業(yè)債務(wù)融資的最主要來源

如圖1所示，2011年樣本公司銀行借款率、商業(yè)信用率和企業(yè)債券融資率分別48.58%、23.25%和4.75%，這表明高科技中小企業(yè)債務(wù)構(gòu)成以銀行借款為主，其次是商業(yè)信用，但企業(yè)債券融資率明顯偏低，原因可能在于目前我國僅限于股份有限公司、國有獨(dú)資公司和兩個以上的國有企業(yè)，或者其他兩個以上的國有投資主體投資設(shè)立的有限責(zé)任公司并在符合一定條件下方可發(fā)行企業(yè)債券，企業(yè)債券發(fā)行門檻較高，并且與銀行信貸相比，債券融資債權(quán)人比較分散，債權(quán)規(guī)模也較小，所以高科技中小企業(yè)在流動性資金不足時，可能更傾向于選擇向銀行融資。

圖1 融資結(jié)構(gòu)總體特征

2 研究設(shè)計

2.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選擇了我國中小板高科技上市公司為研究對象，剔除了ST 、*ST股，入選樣本上市公司數(shù)目為105家，在具體的處理過程中，又剔除了所需數(shù)據(jù)缺失的樣本公司，最終獲得86家樣本公司的數(shù)據(jù)。全文數(shù)據(jù)均從巨潮資訊網(wǎng)(www.cninfo.com.cn)計算整理得到，文中之所以采用2011年12月31日的截面數(shù)據(jù)來考察高科技中小企業(yè)而不用時間序列，基于以下考慮：一是截面數(shù)據(jù)易獲取，具有較強(qiáng)的可操作性；二是截面數(shù)據(jù)可以克服在回歸中出現(xiàn)的多重共線性和自相關(guān)問題。

2.2 變量指標(biāo)的選取

2.2.1 高科技中小企業(yè)績效評價指標(biāo)的選取

公司的績效評價指標(biāo)體系通常建立在財務(wù)以及非財務(wù)兩個層面上，而財務(wù)層面的公司績效評價指標(biāo)體系又包括基本評價指標(biāo)和修正評價指標(biāo)兩部分，鑒于本文所研究的對象以及數(shù)據(jù)的可獲得性，筆者分別選用了反映企業(yè)財務(wù)效益狀況的基本指標(biāo)總資產(chǎn)收益率（ROA）及其修正指標(biāo)主營業(yè)務(wù)利潤率（CPM）來衡量公司績效。

2.2.2 高科技中小企業(yè)負(fù)債水平的度量指標(biāo)

在以往的研究中，融資結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)通常選用資產(chǎn)負(fù)債率(D/A)，而沒有考慮負(fù)債的期限、結(jié)構(gòu)和債權(quán)人性質(zhì)等內(nèi)部結(jié)構(gòu)。為了考察高科技中小企業(yè)負(fù)債的內(nèi)部結(jié)構(gòu)，筆者在選用資產(chǎn)負(fù)債率作為融資結(jié)構(gòu)量化指標(biāo)的同時，還選擇了流動負(fù)債比率(VDR)、銀行借款比率(BLR)來作為債務(wù)融資的內(nèi)部結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)。

2.2.3 控制變量指標(biāo)

高科技行業(yè)的績效指標(biāo)在很大程度上受到了公司自身規(guī)模、業(yè)績表現(xiàn)以及成長性乃至整個行業(yè)的宏觀經(jīng)濟(jì)因素的影響，所以筆者在模型中加入了反映公司成長性的變量凈利潤增長率以及反映公司規(guī)模的變量(SOC)。此外，托賓Q值也常常被用來作為衡量公司業(yè)績表現(xiàn)和公司成長性的重要指標(biāo)，所以筆者將托賓Q值（TQ）也納入回歸分析中。

2.3 研究假設(shè)和檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?/h3>

2.3.1 研究假設(shè)

假設(shè)1：高科技中小企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與績效指標(biāo)有負(fù)相關(guān)關(guān)系。

國內(nèi)多數(shù)研究表明，債權(quán)治理在我國上市公司中表現(xiàn)出軟約束和治理弱化的特征，并且我國高科技中小企業(yè)更偏好于股權(quán)融資，因此假設(shè)資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效指標(biāo)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，提出了第一個假設(shè)。

假設(shè)2：高科技中小企業(yè)的流動負(fù)債率與績效指標(biāo)有正相關(guān)關(guān)系。

高風(fēng)險性是高科技中小企業(yè)的自身特點(diǎn)，而高比例的流動負(fù)債更增加了其高風(fēng)險度。我國高科技中小企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)中債務(wù)短期化極其顯著，所以流動負(fù)債對經(jīng)營者有較強(qiáng)的約束，由此，建立假設(shè)2。

假設(shè)3：高科技中小企業(yè)銀行債務(wù)融資與績效指標(biāo)負(fù)相關(guān), 即銀行債務(wù)治理效應(yīng)弱化。

銀行債務(wù)普遍存在預(yù)算軟約束現(xiàn)象，而高科技中小企業(yè)的債務(wù)融資又較多地依賴銀行債務(wù)，但銀行作為債權(quán)人，并未發(fā)揮應(yīng)有的債權(quán)治理作用，據(jù)此，提出假設(shè)3。

2.3.2 檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷慕?/p>

為檢驗(yàn)上述假設(shè)，以績效指標(biāo)Ri為被解釋變量，負(fù)債水平與結(jié)構(gòu)指標(biāo)為解釋變量，分別以D/A、VDR、BLR來測試其與公司績效的關(guān)系；以公司成長性指標(biāo)NPG、TQ和公司規(guī)模指標(biāo)SOC為控制變量；以δ代表隨機(jī)干擾項(xiàng)。構(gòu)建如下檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?/p>

以上模型所用變量的定義及符號表示見表1

表1 變量及定義

3 實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果與分析

利用SPSS16.O統(tǒng)計軟件通過回歸得到模型1、模型2、模型3的估計結(jié)果如表2和表3。分別以總資產(chǎn)收益率和主營業(yè)務(wù)利潤率為被解釋變量的總體回歸結(jié)果令人滿意，從F統(tǒng)計量來看，各模型從整體上均具有顯著的統(tǒng)計意義，DW值也均在2附近，模型都通過了F檢驗(yàn)和D-W檢驗(yàn)，這表明隨機(jī)誤差項(xiàng)不存在自相關(guān)問題。并且以總資產(chǎn)收益率為被解釋變量的總體回歸調(diào)整后的R2方分別是0.610、0.608、0.602，以主營業(yè)務(wù)利潤率為被解釋變量的總體回歸調(diào)整后的R2方分別是0.602、0.593、0.584。回歸的結(jié)果表明：(l)資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效指標(biāo)之間表現(xiàn)出了顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，因此，假設(shè)1成立；(2)流動負(fù)債比率與公司績效指標(biāo)之間表現(xiàn)出了顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，所以，假設(shè)2沒有通過檢驗(yàn)；(3)銀行借款率與公司績效指標(biāo)之間關(guān)系不顯著，該模型雖通過了F檢驗(yàn)，但卻未能通過T檢驗(yàn)，第三個假設(shè)未能得到驗(yàn)證。

假設(shè)2沒有通過檢驗(yàn)，說明之前對高科技中小企業(yè)作出的分析并不符合實(shí)際情況。由此，筆者作出如下解釋：(1)我國高科技中小企業(yè)存在通過關(guān)聯(lián)交易操縱利潤的現(xiàn)象，其資產(chǎn)負(fù)債表中的應(yīng)付項(xiàng)目以及主營利潤等業(yè)績指標(biāo)不能如實(shí)反映實(shí)際財務(wù)情況；(2)我國上市公司偏好股權(quán)融資，高科技中小企業(yè)也不例外，然而只有業(yè)績優(yōu)良的公司才能夠獲得配股資格，所以，越是業(yè)績差的公司越是依靠負(fù)債來融資，尤其是利用短期負(fù)債來融資。

表2 總資產(chǎn)收益率模型的回歸估計值

表3 主營業(yè)務(wù)利潤率模型的回歸估計值

4 研究結(jié)論和政策建議

本文在借鑒國內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，對我國高科技中小企業(yè)債務(wù)融資的治理效應(yīng)進(jìn)行實(shí)證研究，實(shí)證結(jié)果表明：資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效指標(biāo)之間表現(xiàn)出了顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，而流動負(fù)債率與企業(yè)績效指標(biāo)之間也同樣表現(xiàn)出了顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這表明債務(wù)融資的治理效應(yīng)對我國高科技中小企業(yè)績效產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，即債權(quán)治理在我國高科技中小企業(yè)中表現(xiàn)出軟約束和治理弱化的特征。因此，有必要建立有效的償債保障機(jī)制，加強(qiáng)對非金融企業(yè)債務(wù)融資的監(jiān)管和市場約束，大力發(fā)展企業(yè)債券市場，拓展企業(yè)融資渠道，豐富企業(yè)債務(wù)融資工具的期限及品種，提高企業(yè)債券融資比重，以降低企業(yè)對銀行債務(wù)的依賴，提升企業(yè)自身經(jīng)營業(yè)績。此外，還應(yīng)深化銀行改革，加強(qiáng)銀行參與公司治理的激勵，充分發(fā)揮銀行監(jiān)督治理作用。

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