江蘇大學(xué)財(cái)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(wèn)題。Jensen和Meckling的研究表明，在經(jīng)營(yíng)者對(duì)企業(yè)的絕對(duì)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(yíng)者的股權(quán)比例，減少股東和經(jīng)營(yíng)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(yíng)業(yè)績(jī)。國(guó)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(lái)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(jī)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(guó)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?，F(xiàn)有文獻(xiàn)對(duì)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(lèi)、 債權(quán)人性質(zhì)等債務(wù)融資的結(jié)構(gòu)性因素對(duì)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(duì)象，在分析我國(guó)高科技中小企業(yè)債務(wù)融資現(xiàn)狀的基礎(chǔ)上，通過(guò)分析負(fù)債與公司績(jī)效的關(guān)系來(lái)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(jī)效水平具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，則說(shuō)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(lái)看，高科技中小企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率與長(zhǎng)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(zhǎng)期負(fù)債率分別為30.25%和11.38%，而深市A股上市公司的對(duì)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(duì)長(zhǎng)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(cái)稅及政策方面的支持。

從債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)上來(lái)看，樣本公司2011年短期負(fù)債率為88.62%，而長(zhǎng)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(dòng)性好的流動(dòng)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(lái)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(guó)僅限于股份有限公司、國(guó)有獨(dú)資公司和兩個(gè)以上的國(guó)有企業(yè)，或者其他兩個(gè)以上的國(guó)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(mén)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(dòng)性資金不足時(shí)，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(jì)

2.1 樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選擇了我國(guó)中小板高科技上市公司為研究對(duì)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(guò)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(jì)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(lái)考察高科技中小企業(yè)而不用時(shí)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(wèn)題。

2.2 變量指標(biāo)的選取

2.2.1 高科技中小企業(yè)績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取

公司的績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系通常建立在財(cái)務(wù)以及非財(cái)務(wù)兩個(gè)層面上，而財(cái)務(wù)層面的公司績(jī)效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系又包括基本評(píng)價(jià)指標(biāo)和修正評(píng)價(jià)指標(biāo)兩部分，鑒于本文所研究的對(duì)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(cái)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(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率（CPM）來(lái)衡量公司績(jī)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(méi)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(shí)，還選擇了流動(dòng)負(fù)債比率(VDR)、銀行借款比率(BLR)來(lái)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(jī)效指標(biāo)在很大程度上受到了公司自身規(guī)模、業(yè)績(jī)表現(xiàn)以及成長(zhǎng)性乃至整個(gè)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(zhǎng)性的變量?jī)衾麧?rùn)增長(zhǎng)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(lái)作為衡量公司業(yè)績(jī)表現(xiàn)和公司成長(zhǎng)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(jī)效指標(biāo)有負(fù)相關(guān)關(guān)系。

國(guó)內(nèi)多數(shù)研究表明，債權(quán)治理在我國(guó)上市公司中表現(xiàn)出軟約束和治理弱化的特征，并且我國(guó)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(jī)效指標(biāo)存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，提出了第一個(gè)假設(shè)。

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

高風(fēng)險(xiǎn)性是高科技中小企業(yè)的自身特點(diǎn)，而高比例的流動(dòng)負(fù)債更增加了其高風(fēng)險(xiǎn)度。我國(guó)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(dòng)負(fù)債對(duì)經(jīng)營(yíng)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(jī)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(jī)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(lái)測(cè)試其與公司績(jī)效的關(guān)系；以公司成長(zhǎng)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(hào)表示見(jiàn)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(jì)軟件通過(guò)回歸得到模型1、模型2、模型3的估計(jì)結(jié)果如表2和表3。分別以總資產(chǎn)收益率和主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率為被解釋變量的總體回歸結(jié)果令人滿意，從F統(tǒng)計(jì)量來(lái)看，各模型從整體上均具有顯著的統(tǒng)計(jì)意義，DW值也均在2附近，模型都通過(guò)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(wèn)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(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)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?；貧w的結(jié)果表明：(l)資產(chǎn)負(fù)債率與公司績(jī)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(dòng)負(fù)債比率與公司績(jī)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(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)；(3)銀行借款率與公司績(jī)效指標(biāo)之間關(guān)系不顯著，該模型雖通過(guò)了F檢驗(yàn)，但卻未能通過(guò)T檢驗(yàn)，第三個(gè)假設(shè)未能得到驗(yàn)證。

假設(shè)2沒(méi)有通過(guò)檢驗(yàn)，說(shuō)明之前對(duì)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(guó)高科技中小企業(yè)存在通過(guò)關(guān)聯(lián)交易操縱利潤(rùn)的現(xiàn)象，其資產(chǎn)負(fù)債表中的應(yīng)付項(xiàng)目以及主營(yíng)利潤(rùn)等業(yè)績(jī)指標(biāo)不能如實(shí)反映實(shí)際財(cái)務(wù)情況；(2)我國(guó)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(jī)優(yōu)良的公司才能夠獲得配股資格，所以，越是業(yè)績(jī)差的公司越是依靠負(fù)債來(lái)融資，尤其是利用短期負(fù)債來(lái)融資。

表2 總資產(chǎn)收益率模型的回歸估計(jì)值

表3 主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率模型的回歸估計(jì)值

4 研究結(jié)論和政策建議

本文在借鑒國(guó)內(nèi)外學(xué)者相關(guān)研究的基礎(chǔ)上，對(duì)我國(guó)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(jī)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(dòng)負(fù)債率與企業(yè)績(jī)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(duì)我國(guó)高科技中小企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生了顯著的負(fù)面影響，即債權(quán)治理在我國(guó)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(duì)非金融企業(yè)債務(wù)融資的監(jiān)管和市場(chǎng)約束，大力發(fā)展企業(yè)債券市場(chǎng)，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(duì)銀行債務(wù)的依賴，提升企業(yè)自身經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。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(lì)，充分發(fā)揮銀行監(jiān)督治理作用。

[1]Modigliani F.Miller M H.The cost of capital,corporation finance and the theory of investment.American Economic Review,1958,48(11).

[2]Jensen M C.Meckling W H.Theory of the firm:managerial behavior, agency costs and ownership structure.Journal of Financial Economics, 1976(3).

[3]Jensen M C.Agency Cost of free cash Flow,Corporate Finance and Takeover.American Economic Review,1986(2).

[4]范從來(lái),葉宗偉.上市公司債務(wù)融資、公司治理與公司績(jī)效[J].經(jīng)濟(jì)理論與經(jīng)濟(jì)管理,2004(10).

[5]楊興全,鄭軍.基于代理成本的企業(yè)債務(wù)融資契約安排研究[J].會(huì)計(jì)研究,2004(7).

[6]方琴.房地產(chǎn)上市公司債務(wù)融資的治理效應(yīng)的實(shí)證研究[J].科學(xué)技術(shù)與工程,2010(7).

[7]陸楠,楊曉明,劉慧.我國(guó)農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)融資治理效應(yīng)的實(shí)證研究[J].價(jià)值工程,2011(35).

[8]趙玉珍,張心靈.債務(wù)治理與公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證[J].統(tǒng)計(jì)與決策,2011(6).