李軍

【摘要】? 文章以2012年到2016年我國高能耗上市公司為樣本，采用主成分分析法提取了公司治理因子，對平衡面板數(shù)據(jù)應(yīng)用固定效用模型進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)公司治理好的企業(yè)資產(chǎn)負債率要高，供給側(cè)改革對企業(yè)資產(chǎn)負債率有顯著影響。股權(quán)集中度、流通股比例、未領(lǐng)取薪酬董事比例與資產(chǎn)負債率正相關(guān);管理層權(quán)力、高管薪酬與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)。

【關(guān)鍵詞】? ?供給側(cè)改革;公司治理;資本結(jié)構(gòu)

【中圖分類號】? F275? 【文獻標(biāo)識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2019）04-0032-05

一、引言

現(xiàn)代公司制企業(yè)所有權(quán)和管理權(quán)分離，可以大大提高企業(yè)的管理效率，但同時也產(chǎn)生了一系列代理問題。已有研究表明，公司治理通過一系列契約可以緩解代理問題。雖然我國資本市場起步較晚，但隨著市場化改革的深入，以及加強上市公司治理的規(guī)章制度的陸續(xù)出臺，我國上市公司治理有了很大改善。

供給側(cè)改革的重要思想是去產(chǎn)能、去庫存，減少無效供給，擴大有效供給。供給側(cè)改革對高能耗上市公司是一個重大利好，在此背景下，高能耗上市公司的資本結(jié)構(gòu)情況如何？供給側(cè)改革、公司治理是如何影響資本結(jié)構(gòu)的？本文以經(jīng)營期滿5年的高能耗上市公司為研究對象，基于代理理論，采用因子分析法提取公司治理因子，計算因子總分，對平衡面板數(shù)據(jù)應(yīng)用固定效用模型進行回歸分析，從而分析供給側(cè)改革、公司治理如何影響資本結(jié)構(gòu)。

二、文獻綜述

我國學(xué)者結(jié)合我國上市公司情況對公司治理對資本結(jié)構(gòu)的影響進行了大量研究。王娟、楊鳳林（2002）認為，控制權(quán)集中度對資本結(jié)構(gòu)的影響不顯著，不同行業(yè)資本結(jié)構(gòu)水平有顯著差異。馮根福、馬亞軍（2004）認為，上市公司高管人員出于自利動機調(diào)節(jié)公司負債水平，且這種行為與其擁有所有權(quán)程度有一定的相關(guān)性。肖作平（2005）以公司治理因子作為解釋變量，發(fā)現(xiàn)公司治理水平高，資產(chǎn)負債率也較高;股權(quán)集中度、董事會規(guī)模與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān);董事會中獨立董事比例與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)。趙冬青、朱武祥（2006）認為，國有股比例和流通股比例對上市公司資本結(jié)構(gòu)幾乎沒有影響，第一大股東持股比例與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)。汪強、吳世農(nóng)（2007）認為，公司治理顯著影響上市公司的資本結(jié)構(gòu)，控股股東持股比例、總經(jīng)理持股比例與負債比例顯著負相關(guān)，A股流通股比例、獨立董事比例與負債比例顯著正相關(guān)。李志軍（2011）認為，國有股比例與資本結(jié)構(gòu)顯著負相關(guān);資產(chǎn)負債率與行業(yè)關(guān)系并不顯著。張金貴、方小珍（2016）分析了信息技術(shù)業(yè)上市公司資本結(jié)構(gòu)影響因素，研究認為，股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理層持股比例、獨立董事比例和董事長與總經(jīng)理兼任情況與資本結(jié)構(gòu)負相關(guān);國有股比例、流通股比例、董事會規(guī)模、董事會和監(jiān)事會會議次數(shù)與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。肖明、張靜亞、常樂（2016）認為，公司治理薄弱會導(dǎo)致代理成本增加，管理層偏好低負債率，對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整有負面影響。

綜上可以看出，相關(guān)文獻主要研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)、管理層持股、流通股比例、董事會規(guī)模、獨立董事比例等公司治理因素對資本結(jié)構(gòu)的影響，而關(guān)于公司治理總體情況與資本結(jié)構(gòu)關(guān)系的研究較少。同時，已有研究表明，資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)濟周期有密切關(guān)系，資本結(jié)構(gòu)存在行業(yè)差異性，為此，本文基于供給側(cè)改革背景，研究公司治理對高能耗企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響。

三、研究設(shè)計

（一）研究假設(shè)

顧乃康等（2007）認為，宏觀經(jīng)濟因素會顯著地影響資本結(jié)構(gòu)。供給側(cè)改革，將會減少無效低效的供給，顯著提升高能耗行業(yè)的景氣度，行業(yè)基本面將會有較大好轉(zhuǎn)，資產(chǎn)負債率會下降。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：供給側(cè)改革將會降低資產(chǎn)負債率。

關(guān)于公司治理對資本結(jié)構(gòu)的影響，一種觀點認為，公司治理對債務(wù)比率有正向影響。肖作平（2005）認為，公司治理水平高的公司具有較高的負債水平。楊鑫、李明輝（2016）認為，公司治理水平與資本結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)關(guān)系。另一種觀點認為，公司治理好的企業(yè)，可以降低信息不對稱，減少代理成本，從而不用負債來制約管理層的行為。

委托代理理論認為，管理者與股東效應(yīng)函數(shù)不一致，由于兩者間存在信息不對稱，使管理者實現(xiàn)自身利益最大化成為了可能。債務(wù)條款中有資金使用的限制條款、付息還本日期，債務(wù)在一定程度減少了管理層的自由度;負債經(jīng)營增加的利潤由所有者分享，若經(jīng)營失敗公司破產(chǎn)，管理層有失業(yè)風(fēng)險，所以管理者是厭惡負債經(jīng)營的。因此當(dāng)公司治理較差時，管理層受到的制約較弱，會努力減少負債的使用;當(dāng)公司治理較好時，管理者受到的制約較強，資產(chǎn)負債率將會提高。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：公司治理與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

隨著股權(quán)分置改革的完成，大部分上市公司流通比例都較高，大股東們較以往更關(guān)心企業(yè)價值，負債經(jīng)營能提高公司價值。肖作平（2005），汪強、吳世農(nóng)（2007），張金貴、方小珍（2016）等發(fā)現(xiàn)，流通比例與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。肖作平

（2005）、趙冬青（2006）認為，我國股權(quán)融資成本較低，大股東更樂意進行股權(quán)融資，股權(quán)集中度與資產(chǎn)負債率負相關(guān)。但在全流通時代，與管理者相比，股東風(fēng)險厭惡程度較低，所以大股東選擇的債務(wù)水平比管理者要高。同時，隨著股權(quán)集中度的提高，大股東擁有更多的話語權(quán)，股東為了自身的利益會加強對管理層的監(jiān)督，可以緩解代理問題，減少股東們的“搭便車”行為。我國有些A股上市公司同時發(fā)行B股或H股，B股和H股市場的治理規(guī)則要高于A股市場，有利于該類公司治理水平的提升。為此提出以下假設(shè)：

假設(shè)3：流通股比例與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

假設(shè)4：股權(quán)集中度與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

假設(shè)5：同時發(fā)行B股或H股與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

董事會是公司治理機制的核心，董事會的安排對公司治理起著關(guān)鍵作用。董事會規(guī)模過大，溝通、協(xié)調(diào)受到影響，辦事效率下降，控制管理層的能力下降。當(dāng)董事長與總經(jīng)理兩職合一時，決策者與執(zhí)行者合一，董事長權(quán)力集中度更高，董事會的獨立性受到影響，公司治理機制作用大打折扣。獨立董事和未領(lǐng)取薪酬董事，能夠提高董事會的獨立性，防止董事會被管理層操縱，提高董事會對管理層的監(jiān)督。董事會會議越頻繁，有更多的機會交換意見，完善公司治理，加強監(jiān)督管理層，同時頻繁的董事會會議也可能是對公司困難的一種反應(yīng)。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)6：董事會規(guī)模與資產(chǎn)負債率負相關(guān)。

假設(shè)7：獨立董事比例、未領(lǐng)取薪酬董事比例與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

假設(shè)8：董事會會議次數(shù)與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。

傳統(tǒng)理論認為，管理層持股可以使經(jīng)理人與股東目標(biāo)一致，降低代理成本。但隨著管理者持股比例的增加，管理者具有更多選擇公司負債政策的自由度，資產(chǎn)負債率可能會下降。Firth（1995）發(fā)現(xiàn)，管理者持股比例與負債比率負相關(guān)。所以高管權(quán)力較大時，資產(chǎn)負債率低。汪強、吳世農(nóng)（2007），張金貴、方小珍（2016），肖明、張靜亞、常樂（2016）的研究都證實了這一觀點。高管薪酬是公司激勵的重要措施，但當(dāng)高管薪酬較高時，厭惡負債經(jīng)營的情緒更強。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)9：高管權(quán)力與資產(chǎn)負債率負相關(guān)。

假設(shè)10：高管薪酬與資產(chǎn)負債率負相關(guān)。

假設(shè)11：高管規(guī)模與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

獨立董事制度與監(jiān)事會制度并行是我國公司治理結(jié)構(gòu)特有的一種方法。我國監(jiān)事會是在股東大會領(lǐng)導(dǎo)下，與董事會并列設(shè)置，對公司董事、經(jīng)理等高管履行職責(zé)的合法性進行監(jiān)督，維護公司及股東的合法權(quán)益。監(jiān)事會規(guī)模的增加、監(jiān)事會會議頻率的提高，能夠在公司治理中發(fā)揮作用，降低代理成本。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)12：監(jiān)事會規(guī)模與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

假設(shè)13：監(jiān)事會會議次數(shù)與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

董事會通常是對已經(jīng)形成的議案進行討論和表決，而議案本身的形成和提出，需要專業(yè)委員會（審計委員會、戰(zhàn)略委員會、提名委員會、薪酬與考核委員會）深入調(diào)查、研究與考核，所以專業(yè)委員會的設(shè)立使董事會的決策更加科學(xué)合理，能夠加強公司治理，有效規(guī)避經(jīng)理人的機會主義行為。為此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)14：專業(yè)委員會個數(shù)與資產(chǎn)負債率正相關(guān)。

（二）變量定義

本文將賬面價值計量的資產(chǎn)負債率（ADR）作為資本結(jié)構(gòu)的度量指標(biāo)，表1是解釋變量，國內(nèi)學(xué)者的研究認為，公司規(guī)模、盈利能力、成長能力、資產(chǎn)流動性、現(xiàn)金流、資產(chǎn)擔(dān)保價值、非債務(wù)稅盾、經(jīng)營波動性是影響資本結(jié)構(gòu)的因素，所以將這些因素作為控制變量，具體見下頁表2。

（三）實證模型的設(shè)計

對資本結(jié)構(gòu)影響因素的回歸分析分為簡單回歸分析和因子回歸分析，因子回歸分析能較好地避免共線性問題，同時因子分析法能把多個觀測變量轉(zhuǎn)換為少數(shù)幾個不相關(guān)的綜合指標(biāo)，這些綜合指標(biāo)更能反映事物的特征。所以本文借鑒肖作平（2005）因子分析中提取的因子作為解釋變量，分析公司治理如何影響資本結(jié)構(gòu)。同時借鑒余怒濤（2009）、張正勇（2013）的觀點，將因子分析的總分作為解釋變量，來分析公司治理總體情況與資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系。

模型1為供給側(cè)改革與公司治理總分為解釋變量的回歸方程，模型2為供給側(cè)改革與公司治理因子為解釋變量的回歸方程。其中β1到 β13為解釋變量系數(shù)，γ1 到γ8為控制變量系數(shù)，i 為公司個體（i=1，2，…，349），t為年份（t=2012，…，2016），μit為殘差。

四、實證結(jié)果與分析

（一）樣本選擇

本文使用的公司治理數(shù)據(jù)和控制變量數(shù)據(jù)均來自國泰安數(shù)據(jù)庫，應(yīng)用SPSS 1.8進行描述統(tǒng)計與因子分析，應(yīng)用EVIEWS 8.0進行平衡面板數(shù)據(jù)回歸分析。根據(jù)證監(jiān)會2017年2季度上市公司行業(yè)分類結(jié)果，高能耗行業(yè)主要包括電力熱力的生產(chǎn)及供應(yīng)業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)。考慮到我國上市公司在上市時有盈余管理情況，選擇了經(jīng)營滿5年的上市公司，在此基礎(chǔ)上剔除ST和*ST公司，一共選取了349家高能耗上市公司2012年到2016年的數(shù)據(jù)作為樣本。

（二）描述性統(tǒng)計

從表3可以看出，高能耗企業(yè)的資產(chǎn)負債率較高，均值為49.33%，進一步分析發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率有一定的行業(yè)差異性，電力熱力的生產(chǎn)及供應(yīng)業(yè)的均值為60.48%，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)的均值為50.29%，化學(xué)原料及化學(xué)制品制造業(yè)的均值為42.44%，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的均值為48.33%，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的均值為67.92%，非金屬礦物制品業(yè)的均值為46.38%。股權(quán)結(jié)構(gòu)方面，第一大股東持股比例均值為36.21%，第一到第十大股東持股比例平方和的均值為17.43%，第一大股東持股比例與第二到第五大股東持股比例和之比均值為6.55，流通股比例均值為80.87%，控股股東性質(zhì)均值為0.55，發(fā)行B股或H股均值為0.08，股東大會會議次數(shù)均值為3.39，這說明高能耗企業(yè)股權(quán)集中度較高，流通股比例較高，控股股東為國有的占比為55%，發(fā)行外資股情況較少。董事會治理方面，董事會平均人數(shù)為8.98人，獨立董事比例均值為36.93%，未領(lǐng)取薪酬董事比例均值為22.56%，兩職合一均值為0.19，董事長兼任總經(jīng)理占比不高，董事會年平均會議次數(shù)為9.34次。監(jiān)事會治理方面，監(jiān)事會平均人數(shù)為3.96人，監(jiān)事會年平均會議次數(shù)為0.83次，監(jiān)事會會議次數(shù)較少。管理層治理方面，高管平均人數(shù)為6.53人，高管持股比例均值為4.31%，高管年薪自然對數(shù)均值為14.09，高管持股比例較以往統(tǒng)計數(shù)據(jù)要高。平均專業(yè)委員會數(shù)為3.98個。

（三）因子分析

公司治理因子分析的KMO 和 Bartlett 檢驗中，KMO度量值為0.642，說明樣本數(shù)據(jù)適合做因子分析，Bartlett 的球形度檢驗卡方值為9 269.898，很大，Sig<0.01，說明公司治理變量間存在著顯著的相關(guān)性（見表4）。按主成分法提取了12個因子，解釋的總方差超過了85%（見下頁表5），按Kaiser標(biāo)準(zhǔn)化的正交旋轉(zhuǎn)法，經(jīng)過7次迭代后收斂，旋轉(zhuǎn)成分矩陣見表6，選用0.5作為解釋因子的分割點，因子1顯著負載的是第一大股東持股比例、第一到第十大股東持股比例平方和、第一大股東持股比例與第二到第五大股東持股比例和之比，命名為股權(quán)集中度;因子2顯著負載的是董事會會議次數(shù)和股東大會會議次數(shù)，命名為決策會議次數(shù);因子3顯著負載的是未領(lǐng)取薪酬董事比例和控股股東性質(zhì)，命名為未領(lǐng)取薪酬董事比例;因子4顯著負載的是董事長與總經(jīng)理兼任情況及高管持股比例，命名為高管權(quán)力;因子5顯著負載的是董事會規(guī)模、獨立董事比例，命名為獨立董事比例;因子6，命名為流通股比例;因子7，命名為監(jiān)事會規(guī)模;因子8，命名為高管規(guī)模;因子9，命名為發(fā)行B股或H股;因子10，命名為高管薪酬;因子11，命名為專業(yè)委員會數(shù);因子12，命名為監(jiān)事會會議次數(shù)。以各因子的方差貢獻率為權(quán)重，計算樣本公司2012—2016年的公司治理總分，計算公式如下：

（四）回歸分析

對模型1和模型2進行F檢驗和H檢驗，根據(jù)檢驗結(jié)果確定采用固定效應(yīng)模型進行線性回歸分析，回歸結(jié)果見下頁表7，各模型中調(diào)整R方為0.8左右、DW值接近2，回歸效果較理想。

模型1和模型2中，供給側(cè)改革與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)，說明供給側(cè)改革改善了高能耗上市公司外部經(jīng)營環(huán)境，提高了企業(yè)的盈利能力，降低了企業(yè)的資產(chǎn)負債率。模型1中，公司治理總分與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)，說明公司治理較好時，管理者的自利行為得到控制，資產(chǎn)負債率提高，與肖作平（2005），楊鑫、李明輝（2016）的分析結(jié)果一致。公司治理總分與管理費率、其他應(yīng)收款占資產(chǎn)比的相關(guān)性顯著負相關(guān)，說明公司治理好，代理成本低，進一步證實了公司治理能控制管理者的自利行為。假設(shè)1和假設(shè)2得到證實。

模型2的結(jié)果顯示了公司治理各因子是如何影響資產(chǎn)負債率的。（1）因子1（股權(quán)集中度）與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)，因子6（流通股比例）與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)，因子9（是否發(fā)行B股或H股）與資產(chǎn)負債率正相關(guān)但不顯著。說明全流通時代，流通股比例和股權(quán)集中度的提高，能加強對管理者的監(jiān)督，假設(shè)3和假設(shè)4得到證實。因子2（決策會議次數(shù)）與資產(chǎn)負債率正相關(guān)，但不顯著，可能是因為決策會議次數(shù)不僅與經(jīng)營困難有關(guān)，也與其他重大經(jīng)營事項相關(guān)。（2）因子5（獨立董事比例）與資產(chǎn)負債率正相關(guān)，但不顯著?？赡苁且驗楠毩⒍卤壤c董事會規(guī)模負相關(guān)，獨立董事比例對資產(chǎn)負債率正向作用與董事會規(guī)模對資產(chǎn)負債率負向作用的結(jié)果。因子3（未領(lǐng)取薪酬董事比例）與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)，最終控制為國有的公司，未領(lǐng)取薪酬董事比例要高，獨立性較強，能提高對管理層自利行為的監(jiān)督，假設(shè)8得到證實。因子4（高管權(quán)力）與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)。兩職合一時董事控制決策權(quán)和執(zhí)行權(quán)，說明管理者權(quán)力越大，資產(chǎn)負債率越低。同時兩職合一與高管持股正相關(guān)，假設(shè)9得到驗證。（3）因子7（監(jiān)事會規(guī)模）與資產(chǎn)負債率正相關(guān)，但不顯著，因子12（監(jiān)事會會議次數(shù)）與資產(chǎn)負債率負相關(guān)但不顯著，說明監(jiān)事會在公司治理中沒有起到應(yīng)有的作用。（4）因子8（高管規(guī)模）與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān)，但加入供給側(cè)改革變量后，相關(guān)性不顯著。高管人數(shù)多，能提高決策的科學(xué)性，有利于提升公司治理，但達成一致行動的難度要大，相互之間會形成監(jiān)督。因子10（高管薪酬）與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān)，假設(shè)10、假設(shè)11得到驗證。（5）因子11（委員會個數(shù)）與資產(chǎn)負債率正相關(guān)，但不顯著。可能是因為設(shè)置在董事會下的專業(yè)委員會相關(guān)職權(quán)受到了董事會的限制。

（五）穩(wěn)健性檢驗

對回歸模型進行了穩(wěn)健性檢驗，將控制變量先進行因子分析法提取因子，然后再進行回歸，回歸結(jié)果未發(fā)生變化?？紤]到資產(chǎn)負債率自相關(guān)問題，在兩個模型中加入資產(chǎn)負債率一階滯后項，回歸結(jié)果未發(fā)生變化，僅控制變量的顯著性有所提高。

五、小結(jié)

文章基于代理理論，通過因子分析和平衡面板數(shù)據(jù)固定效應(yīng)模型，對供給側(cè)改革背景下高能耗上市公司2012—2016年數(shù)據(jù)進行實證研究，得出如下結(jié)論：供給側(cè)改革對資產(chǎn)負債率有顯著影響，兩者顯著負相關(guān);公司治理對資產(chǎn)負債率有顯著影響，兩者顯著正相關(guān);股權(quán)集中度、流通股比例、未領(lǐng)取薪酬董事比例與資產(chǎn)負債率顯著正相關(guān);決策會議次數(shù)、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、高管規(guī)模、是否發(fā)行B股或H股、委員會個數(shù)與資產(chǎn)負債率正相關(guān)，但不顯著;高管權(quán)力、高管薪酬與資產(chǎn)負債率顯著負相關(guān);監(jiān)事會會議數(shù)與資產(chǎn)負債率負相關(guān)，但不顯著。X

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