張亮亮，黃國(guó)良

(中國(guó)礦業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，江蘇 徐州 221116)

內(nèi)容提要：企業(yè)債務(wù)保守行為是資本結(jié)構(gòu)理論研究的前沿問(wèn)題之一?；陔[性契約理論，本文以2007-2015年中國(guó)A股上市公司為樣本，分析客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守行為的影響機(jī)理，并探索內(nèi)部控制在隱性契約執(zhí)行中對(duì)債務(wù)保守政策的替代作用。實(shí)證結(jié)果顯示，客戶(hù)集中度越高，企業(yè)越有可能采取保守的債務(wù)政策，客戶(hù)集中度與企業(yè)債務(wù)保守的正相關(guān)性在耐用品生產(chǎn)企業(yè)中更加顯著，這表明企業(yè)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向客戶(hù)傳遞其未來(lái)的履約能力；隨著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，客戶(hù)集中度與企業(yè)債務(wù)保守的正相關(guān)性變?nèi)酰砻鲀?nèi)部控制與債務(wù)保守在隱性契約執(zhí)行方面具有一定的替代作用。上述結(jié)論豐富了企業(yè)債務(wù)保守成因的解釋?zhuān)瑢?duì)于企業(yè)處理與客戶(hù)等供應(yīng)鏈利益相關(guān)者的關(guān)系具有一定參考意義。

一、引言

Modigliani和Miller(1958)開(kāi)創(chuàng)性地提出資本結(jié)構(gòu)無(wú)關(guān)論以來(lái)，有關(guān)資本結(jié)構(gòu)的決定因素成為理論研究與企業(yè)實(shí)踐關(guān)注的重要問(wèn)題[1]。傳統(tǒng)的財(cái)務(wù)與公司治理理論認(rèn)為債務(wù)具有抵稅收益和治理功能，債務(wù)被視作完善公司治理結(jié)構(gòu)、提高公司價(jià)值的重要機(jī)制[2]，然而一些規(guī)模較大的、盈利的以及不太可能陷入財(cái)務(wù)困境的企業(yè)往往很少使用債務(wù)[3]，甚至是零債務(wù)，從而形成債務(wù)保守行為?，F(xiàn)有的資本結(jié)構(gòu)理論無(wú)論是權(quán)衡理論還是優(yōu)序融資理論等均無(wú)法對(duì)此現(xiàn)象給以合理解釋?zhuān)环Q(chēng)之為債務(wù)保守(零債務(wù))之謎[3-4]。目前，相關(guān)文獻(xiàn)大多從管理防御、融資約束和保持財(cái)務(wù)靈活性等角度解釋企業(yè)債務(wù)保守行為的成因[4-5]，但此類(lèi)研究往往假定企業(yè)債務(wù)政策的選擇是由股東、債權(quán)人、管理者、政府等顯性契約利益相關(guān)者決定的，很少有文獻(xiàn)從客戶(hù)等隱性契約利益相關(guān)者的角度探索企業(yè)債務(wù)保守行為的成因。事實(shí)上，隨著企業(yè)專(zhuān)業(yè)化經(jīng)營(yíng)趨勢(shì)的增強(qiáng)，越來(lái)越多的企業(yè)與供應(yīng)鏈上下游供應(yīng)商或客戶(hù)以合作取代了垂直控制關(guān)系，導(dǎo)致企業(yè)與客戶(hù)關(guān)系的穩(wěn)定程度下降；同時(shí)，為了降低交易成本、實(shí)現(xiàn)資源共享和提升產(chǎn)品質(zhì)量，許多企業(yè)從單一的基于價(jià)格因素選擇交易對(duì)象轉(zhuǎn)向聚焦少數(shù)核心交易對(duì)象，以建立持久性的交易關(guān)系[6]。因此，客戶(hù)關(guān)系會(huì)對(duì)企業(yè)決策的選擇產(chǎn)生重要影響。由于企業(yè)與客戶(hù)之間的關(guān)系往往以“隱性契約”的形式出現(xiàn)[7]，而這種隱性契約往往要求企業(yè)就其產(chǎn)品售后維修服務(wù)或?qū)Ｓ昧悴考鼡Q等方面向客戶(hù)做出未來(lái)準(zhǔn)備履約的承諾，其中采取保守的債務(wù)政策可以傳遞出企業(yè)未來(lái)陷入財(cái)務(wù)困境可能性較低的信號(hào)，以此展現(xiàn)企業(yè)未來(lái)具有相應(yīng)的履約能力。因此，客戶(hù)越重要，企業(yè)采取債務(wù)保守的可能性越高。另外，良好的內(nèi)部控制制度在保證產(chǎn)品質(zhì)量和控制企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)等方面具有顯著的作用[8]。因此，企業(yè)保守的債務(wù)政策與良好的內(nèi)部控制制度在傳遞企業(yè)未來(lái)履約能力的信號(hào)方面可能具有相互替代的作用。

自從Graham(2000)呼吁人們更多關(guān)注企業(yè)債務(wù)保守行為以來(lái)，中外學(xué)者對(duì)企業(yè)選擇保守債務(wù)政策的原因進(jìn)行了探索性研究，這些研究主要從產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、管理防御、融資約束和財(cái)務(wù)靈活性等角度展開(kāi)。早期的研究主要從產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的角度展開(kāi)，Brander和Lewis(1986)指出負(fù)債企業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)行為比非負(fù)債企業(yè)更具攻擊性，有遠(yuǎn)見(jiàn)的企業(yè)通過(guò)有效地選擇其債務(wù)政策，以期在產(chǎn)品市場(chǎng)中獲得足夠的競(jìng)爭(zhēng)力[9]。在引入財(cái)務(wù)困境成本等概念后，Chevalier(1995)等人指出高負(fù)債將會(huì)消耗企業(yè)的再融資能力，一旦遇到經(jīng)濟(jì)周期波動(dòng)或產(chǎn)業(yè)政策變化更容易引起經(jīng)營(yíng)利潤(rùn)和現(xiàn)金流量下降，會(huì)比低負(fù)債企業(yè)更先陷入財(cái)務(wù)困境，即市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)越激烈，企業(yè)債務(wù)越保守[10]。但是，劉志彪等(2003)發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)債務(wù)水平正相關(guān)[11]，而張洪輝和王宗軍(2011)認(rèn)為我國(guó)上市公司的債務(wù)政策很少考慮市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的影響，沒(méi)有發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)與企業(yè)債務(wù)保守行為的關(guān)系[12]。

之后的文獻(xiàn)轉(zhuǎn)向從企業(yè)內(nèi)部要素出發(fā)探討債務(wù)保守問(wèn)題，如信息不對(duì)稱(chēng)、委托代理問(wèn)題等，相關(guān)研究從管理防御、融資約束和保持財(cái)務(wù)靈活性等角度展開(kāi)。在管理防御方面，為了降低不可分散的人力資本專(zhuān)用性風(fēng)險(xiǎn)、增加可以控制的自由現(xiàn)金流量，防御的管理者偏好低債務(wù)，Berger等(1997)發(fā)現(xiàn)在董事會(huì)規(guī)模偏大、不存在大股東的企業(yè)中，管理者受到的監(jiān)督弱化，企業(yè)更有可能選擇保守的債務(wù)政策[13]；Strebulaev和Yang(2013)也發(fā)現(xiàn)的CEO持股水平越高、任期越長(zhǎng)，企業(yè)越有可能選擇極端的債務(wù)保守政策，尤其是當(dāng)董事會(huì)獨(dú)立性較差時(shí)以上結(jié)論更加顯著，表明管理防御是企業(yè)債務(wù)保守政策的重要成因[4]。

融資約束假說(shuō)認(rèn)為由于企業(yè)與外部投資者存在信息不對(duì)稱(chēng)，導(dǎo)致外部融資成本增加[14]，從而形成債務(wù)保守。Devos等(2012)沒(méi)有發(fā)現(xiàn)債務(wù)保守企業(yè)存在更差的內(nèi)外部治理機(jī)制的證據(jù)，反而發(fā)現(xiàn)這類(lèi)企業(yè)的規(guī)模更小、上市時(shí)間更短、從經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流中儲(chǔ)存了更多現(xiàn)金，在經(jīng)濟(jì)下行時(shí)這些企業(yè)更有可能丟失市場(chǎng)份額[15]，這些證據(jù)均支持融資約束假說(shuō)，Bessler等(2013)基于全球公司的數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)大部分債務(wù)保守公司限于負(fù)債能力而表現(xiàn)出融資約束[16]，張亮亮(2017)基于我國(guó)上市公司數(shù)據(jù)也發(fā)現(xiàn)非股利支付企業(yè)由于融資約束而被迫債務(wù)保守，進(jìn)而也無(wú)法為高質(zhì)量項(xiàng)目籌集債務(wù)資金[17]。

在財(cái)務(wù)靈活性視角下，企業(yè)選擇保守的債務(wù)政策是為未來(lái)儲(chǔ)備債務(wù)融資能力，以便在內(nèi)源性融資能力下降和投資機(jī)會(huì)增加時(shí)，通過(guò)發(fā)行債務(wù)為高質(zhì)量的投資項(xiàng)目融資[18]。Marchica和Mura(2010)對(duì)英國(guó)資本市場(chǎng)考察發(fā)現(xiàn)企業(yè)債務(wù)保守后將會(huì)增加大額資本支出，提高異常投資水平，這些企業(yè)不僅投資規(guī)模更大，投資效益也更高[5]；De Jong等(2012)基于美國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)同樣發(fā)現(xiàn)債務(wù)保守企業(yè)在未來(lái)的投資規(guī)模更大，并且傾向于通過(guò)發(fā)行債務(wù)為新項(xiàng)目融資，這與保持財(cái)務(wù)靈活性假說(shuō)相一致[19]。

現(xiàn)有企業(yè)債務(wù)保守行為的文獻(xiàn)大多從管理者、債權(quán)人、企業(yè)本身等顯性契約利益相關(guān)者的角度探討企業(yè)的債務(wù)保守行為，本文從企業(yè)最重要的隱性契約利益相關(guān)者之一——客戶(hù)的視角出發(fā)，分析客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守行為的影響機(jī)理，并探索內(nèi)部控制在隱性契約執(zhí)行中對(duì)債務(wù)保守政策的替代作用。

二、研究假設(shè)的提出與研究設(shè)計(jì)

(一)隱性契約的產(chǎn)生

威廉姆森(2002)指出，交易屬性是企業(yè)選擇契約形式的基礎(chǔ)，而交易屬性又與商品屬性密切相關(guān)[20]。商品屬性是物理屬性、服務(wù)屬性和權(quán)利屬性的集合，其中權(quán)利屬性是在商品轉(zhuǎn)移過(guò)程中物理屬性與服務(wù)屬性所有權(quán)的權(quán)屬性質(zhì)[21]。如果商品權(quán)利的分割或者分次轉(zhuǎn)移能夠提高交易雙方的效用，那么其就將成為市場(chǎng)的必然選擇。由于商品物理形態(tài)的分割不利于發(fā)揮商品的完整功能，商品的服務(wù)屬性就成為影響商品權(quán)利分割或者分次轉(zhuǎn)移的主要因素。

商品服務(wù)所有權(quán)的分割使得企業(yè)與客戶(hù)之間具有連續(xù)多次交易的特征，如果客戶(hù)在交易中支付了包括取得商品實(shí)體所有權(quán)以及未來(lái)服務(wù)所有權(quán)的價(jià)格，那么客戶(hù)將會(huì)關(guān)注其供應(yīng)商是否有能力在未來(lái)繼續(xù)提供該產(chǎn)品的相關(guān)服務(wù)，如售后維修服務(wù)或?qū)Ｓ昧悴考鼡Q等。如果客戶(hù)無(wú)法獲得其供應(yīng)商對(duì)于未來(lái)履行服務(wù)所有權(quán)轉(zhuǎn)移的可置信承諾，那么就會(huì)導(dǎo)致客戶(hù)流失。Klein等(1978)指出，解決該問(wèn)題的方式是雙方簽訂長(zhǎng)期契約，由于顯性的長(zhǎng)期契約需要規(guī)定未來(lái)可能發(fā)生糾紛等事件的處理方法，成本極高，因此交易一般采用隱性長(zhǎng)期契約的方式進(jìn)行[22]。隱性契約是客戶(hù)與企業(yè)對(duì)于服務(wù)所有權(quán)分次轉(zhuǎn)移所達(dá)成的默契，是交易主體為提高交易效率所進(jìn)行的契約安排，隱性契約的存在使得企業(yè)行為決策必須考慮客戶(hù)利益的影響①。

(二)客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守

基于以上分析，隱性契約能夠解決企業(yè)與客戶(hù)之間有關(guān)商品權(quán)利分割或者分次轉(zhuǎn)移的問(wèn)題，提高雙方交易的效率，然而隱性契約無(wú)法得到法律強(qiáng)制力的執(zhí)行，如何使客戶(hù)相信企業(yè)不會(huì)降低產(chǎn)品質(zhì)量并且將會(huì)持續(xù)提供產(chǎn)品的售后服務(wù)等履約承諾是可置信的，主要取決于企業(yè)自身向客戶(hù)傳遞其具有履約能力的信號(hào)。

為了增強(qiáng)客戶(hù)尤其是銷(xiāo)售比例較高的大客戶(hù)對(duì)雙方建立長(zhǎng)期穩(wěn)定交易關(guān)系的預(yù)期，企業(yè)有動(dòng)機(jī)向客戶(hù)做出其在未來(lái)提供產(chǎn)品的售后服務(wù)或?qū)Ｓ昧悴考鼡Q等方面的可置信承諾，尤其是當(dāng)企業(yè)銷(xiāo)售的產(chǎn)品對(duì)客戶(hù)而言較為獨(dú)特時(shí)，此時(shí)往往只有該企業(yè)可以提供相關(guān)產(chǎn)品的維修或升級(jí)等，一旦企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境或破產(chǎn)清算將會(huì)給客戶(hù)帶來(lái)巨大的損失，為此企業(yè)有較強(qiáng)動(dòng)機(jī)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向客戶(hù)傳遞其未來(lái)不太可能陷入財(cái)務(wù)困境信號(hào)及其執(zhí)行隱性契約的能力。Titman(1984)分析指出[7]，客戶(hù)希望企業(yè)有能力在未來(lái)持續(xù)提供產(chǎn)品及其售后服務(wù)，而較高的財(cái)務(wù)杠桿將會(huì)增加企業(yè)未來(lái)陷入財(cái)務(wù)困境的可能性，一旦企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境，那么企業(yè)就沒(méi)有能力滿(mǎn)足客戶(hù)在產(chǎn)品質(zhì)量及售后服務(wù)等方面的需求，從而迫使其客戶(hù)尋找替代性的企業(yè)。因此客戶(hù)越集中，企業(yè)履行隱性契約的壓力越大，其越有動(dòng)機(jī)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向大客戶(hù)做出可置信的承諾。

除了上述分析的“關(guān)系承諾”效應(yīng)外，Maksimovic和Titman(1991)認(rèn)為當(dāng)企業(yè)的產(chǎn)品較為獨(dú)特時(shí)，客戶(hù)不得不進(jìn)行更多的關(guān)系專(zhuān)用性投資，而這些投資在企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境時(shí)的價(jià)值將會(huì)大打折扣，因此企業(yè)較高的財(cái)務(wù)杠桿將會(huì)降低客戶(hù)進(jìn)行關(guān)系專(zhuān)用性投資的積極性[23]。Kale和Shahrur(2007)研究基于美國(guó)企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)隨著客戶(hù)所在行業(yè)R&D水平的增加，企業(yè)債務(wù)水平下降，當(dāng)企業(yè)與客戶(hù)形成戰(zhàn)略聯(lián)盟或進(jìn)行聯(lián)合投資時(shí)，企業(yè)也保持較低債務(wù)水平[24]。因此，客戶(hù)越集中，企業(yè)越有動(dòng)機(jī)選擇較為保守的債務(wù)政策，以此吸引重要大客戶(hù)進(jìn)行更多的關(guān)系專(zhuān)用性投資?；谝陨戏治?，本文提出研究假設(shè)：

H1：客戶(hù)集中度越高，企業(yè)越有可能選擇保守的債務(wù)政策。

(三)客戶(hù)集中、內(nèi)部控制與企業(yè)債務(wù)保守

上述理論分析表明，企業(yè)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向客戶(hù)傳遞其在未來(lái)的履約能力，但較低的債務(wù)水平使企業(yè)放棄了債務(wù)融資的諸多收益[2]，具有很大的機(jī)會(huì)成本。事實(shí)上，除了通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策外，良好的內(nèi)部控制制度同樣可以向客戶(hù)等利益相關(guān)者傳遞企業(yè)未來(lái)的履約能力，Su等(2014)提供了客戶(hù)不愿意從內(nèi)部控制存在缺陷的客戶(hù)那里購(gòu)買(mǎi)產(chǎn)品的證據(jù)[25]，Bauer等(2018)則研究發(fā)現(xiàn)供應(yīng)商的內(nèi)部控制質(zhì)量越差，則其與客戶(hù)間關(guān)系越有可能中斷[8]。因此，本文認(rèn)為企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量越差，其在產(chǎn)品質(zhì)量控制和風(fēng)險(xiǎn)控制等方面越可能存在隱患，企業(yè)越有動(dòng)機(jī)通過(guò)債務(wù)保守政策向客戶(hù)做出履行隱性契約的承諾，此時(shí)客戶(hù)對(duì)企業(yè)債務(wù)政策選擇的影響更大；而隨著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，其產(chǎn)品質(zhì)量和風(fēng)險(xiǎn)控制越好，企業(yè)通過(guò)債務(wù)政策的選擇向客戶(hù)做出履行隱性契約承諾的必要性下降，此時(shí)客戶(hù)對(duì)企業(yè)債務(wù)政策選擇的影響變?nèi)?。基于此，本文提出研究假設(shè)：

H2：隨著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守的正相關(guān)關(guān)系越弱。

(四)樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源

中國(guó)證券會(huì)要求上市公司自2007年開(kāi)始在年報(bào)中披露前5大客戶(hù)的銷(xiāo)售比例，同時(shí)2007年我國(guó)開(kāi)始實(shí)施新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則，因此本文選取2007年至2015年中國(guó)滬深A(yù)股上市公司為初始研究樣本。在此基礎(chǔ)上，按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)樣本進(jìn)行了篩選：(1)剔除金融保險(xiǎn)類(lèi)公司，這類(lèi)公司適用會(huì)計(jì)制度不同；(2)剔除ST、PT類(lèi)公司，這類(lèi)公司財(cái)務(wù)狀況異常；(3)剔除同時(shí)發(fā)行B股和H股的公司，這類(lèi)公司面臨不同的監(jiān)管環(huán)境。根據(jù)以上樣本選擇標(biāo)準(zhǔn)得到15 358個(gè)公司年度觀測(cè)值，用于估算企業(yè)的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)，進(jìn)而界定債務(wù)保守變量。

在檢驗(yàn)客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守行為的影響時(shí)，由于客戶(hù)集中度、企業(yè)內(nèi)部控制指數(shù)等部分指標(biāo)缺失，最終用于檢驗(yàn)客戶(hù)集中對(duì)債務(wù)保守影響的樣本為13 520個(gè)公司年度觀測(cè)值，用于檢驗(yàn)內(nèi)部控制影響客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守關(guān)系的樣本為12 656個(gè)公司年度觀測(cè)值。為了減少極端值的影響，對(duì)所有連續(xù)型變量在1%水平下進(jìn)行縮尾處理。本文研究所需的內(nèi)部控制質(zhì)量數(shù)據(jù)來(lái)源于DIB內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)，其他數(shù)據(jù)來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。

(五)變量定義與模型構(gòu)建

1.債務(wù)保守變量定義。對(duì)債務(wù)保守企業(yè)進(jìn)行界定，現(xiàn)有研究主要有兩種思路：一是將連續(xù)3-5個(gè)會(huì)計(jì)年度均處于所有企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率最低20%或者30%的企業(yè)劃分為債務(wù)保守企業(yè)，如Minton和Wruck(2001)將連續(xù)5年資產(chǎn)負(fù)債率位列所有樣本最低20%的企業(yè)認(rèn)定為債務(wù)保守[18]；二是將企業(yè)當(dāng)期的資產(chǎn)負(fù)債率與通過(guò)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)模型擬合出的目標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率相比較，若低于目標(biāo)值，則劃分為債務(wù)保守企業(yè)[5，12，17]。本文認(rèn)為，第一種思路沒(méi)有考慮行業(yè)資本結(jié)構(gòu)的差異，且連續(xù)幾個(gè)會(huì)計(jì)年度屬于最低資本結(jié)構(gòu)之列需要主觀判斷。因此，本文選擇第二種思路，建立以下企業(yè)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)估計(jì)模型：

Levit=a0+a1Sizeit+a2ROAit+a3Growthit+a4Tangit+a5NDTSit+τYeart+υIndustryi+εit

(1)

其中Lev表示公司的資本結(jié)構(gòu)，用資產(chǎn)負(fù)債率衡量，借鑒Berger等(1997)的研究[13]，選擇公司規(guī)模(Size)、盈利能力(ROA)、營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率(Growth)、有形資產(chǎn)比率(Tang)和非債務(wù)稅盾(NDTS)等控制變量，具體定義如表1所示。同時(shí)，模型還包括時(shí)間虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry)，分別控制宏觀經(jīng)濟(jì)因素和行業(yè)因素的影響，εit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

表1 主要變量定義

如果企業(yè)實(shí)際的資本結(jié)構(gòu)低于模型(1)中預(yù)測(cè)的資本結(jié)構(gòu)，則將其劃分為債務(wù)保守企業(yè)(Unlev_0)。同時(shí)，由于計(jì)量方法本身存在偏差，直接根據(jù)模型(1)殘差進(jìn)行界定可能并不嚴(yán)謹(jǐn)，因此本文同時(shí)采用更加嚴(yán)格的方法進(jìn)行界定：如果模型(1)的殘差與實(shí)際資本結(jié)構(gòu)的比值小于-5%，則界定為債務(wù)保守企業(yè)(Unlev_5)。在穩(wěn)健性檢驗(yàn)部分，本文還分別考慮-10%等閾值，以保證研究結(jié)論的可靠性。

2.客戶(hù)集中度變量定義。借鑒王雄元和高開(kāi)娟(2017)[26]等研究，本文采用年報(bào)中披露的前五大客戶(hù)的銷(xiāo)售額占本年?duì)I業(yè)收入的比例衡量客戶(hù)集中度(CC)。

3.模型構(gòu)建。為了檢驗(yàn)客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守的影響，本文構(gòu)建模型(2)進(jìn)行檢驗(yàn)：

ln[p/(1-p)]=β0+β1CCit+β2Salesit+β3HHI_salesit+β4Listageit+β5Dividendit+β6TobinQit+β7Mshareit+β8Indeit+β9Lshareit+tYeart+uIndustryi+e

(2)

其中p是企業(yè)選擇債務(wù)保守政策的概率，如果企業(yè)屬于債務(wù)保守，賦值為1，否則賦值為0。解釋變量CC為客戶(hù)集中度測(cè)度指標(biāo)，根據(jù)研究假設(shè)1，如果CC的估計(jì)系數(shù)β1顯著為正，表明客戶(hù)越集中，企業(yè)采取債務(wù)保守政策的可能性越大。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)1，本文檢驗(yàn)客戶(hù)集中與債務(wù)保守關(guān)系在耐用品生產(chǎn)企業(yè)和非耐用品生產(chǎn)企業(yè)之間的差異，原因在于當(dāng)企業(yè)銷(xiāo)售的產(chǎn)品為耐用品時(shí)，此時(shí)客戶(hù)對(duì)于企業(yè)提供產(chǎn)品的售后維修服務(wù)或?qū)Ｓ昧悴考鼡Q等隱性契約方面更加關(guān)注，企業(yè)也有更強(qiáng)的動(dòng)機(jī)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向客戶(hù)傳遞其未來(lái)不太可能陷入財(cái)務(wù)困境信號(hào)及其執(zhí)行隱性契約的能力。借鑒張順葆(2015)等研究[27]，本文將石油、化學(xué)、塑料、塑膠(C4)、電子(C5)、金屬、非金屬(C69)、機(jī)械、設(shè)備、儀表(C7)劃分為耐用品行業(yè)，其他企業(yè)劃分為非耐用品行業(yè)。然后，分樣本分別運(yùn)行模型(2)，考察不同樣本間客戶(hù)集中度(CC)變量估計(jì)系數(shù)β1的差異②。如果相對(duì)于非耐用品生產(chǎn)企業(yè)，耐用品生產(chǎn)企業(yè)客戶(hù)集中度(CC)的估計(jì)系數(shù)β1更大，則進(jìn)一步證實(shí)研究假設(shè)1。

控制變量方面，借鑒已有文獻(xiàn)，由于產(chǎn)品市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)、融資約束、保持財(cái)務(wù)靈活性和管理防御等因素將會(huì)影響企業(yè)的債務(wù)保守行為，因此本文選擇企業(yè)銷(xiāo)售規(guī)模、赫芬達(dá)爾指數(shù)、上市年齡、股利支付率、未來(lái)成長(zhǎng)機(jī)會(huì)、管理層持股、獨(dú)立董事比例、第一大股東持股、行業(yè)和年度虛擬變量等指標(biāo)作為控制變量，具體定義如表1所示。

為了檢驗(yàn)假設(shè)2，本文引用DIB迪博內(nèi)部控制與風(fēng)險(xiǎn)管理數(shù)據(jù)庫(kù)的內(nèi)部控制指數(shù)衡量企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量，并取自然對(duì)數(shù)后得到內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)，并在模型(2)的基礎(chǔ)上增加內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)、客戶(hù)集中度與內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項(xiàng)(CC×ICQ)③，構(gòu)建模型(3)檢驗(yàn)內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守關(guān)系的影響：

ln[p/(1-p)]=β0+β1CCit+β2ICQit+β3CC×ICQit+β4Salesit+β5HHI_salesit+β6Listageit+β7Dividendit+β8TobinQit+β9Mshareit+β10Indeit+β11Lshareit+tYeart+uIndustryi+εit

(3)

根據(jù)研究假設(shè)3，隨著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守的正相關(guān)關(guān)系變?nèi)?，因此本文預(yù)期客戶(hù)集中與內(nèi)部控制質(zhì)量交乘項(xiàng)(CC×ICQ)的估計(jì)系數(shù)β3應(yīng)該顯著為負(fù)。

表2 模型(1)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)擬合估計(jì)結(jié)果

注：***、**、*分別表示在1%、5%和10%水平以下統(tǒng)計(jì)顯著(雙尾檢驗(yàn))，下同。

三、實(shí)證結(jié)果分析

(一)變量估算結(jié)果與描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了公司目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)模型的估計(jì)結(jié)果?；貧w結(jié)果顯示，資本結(jié)構(gòu)與公司規(guī)模、成長(zhǎng)性、有形資產(chǎn)比率顯著正相關(guān)，與盈利能力、非債務(wù)稅盾顯著負(fù)相關(guān)，這與Berger等(1997)等研究結(jié)論基本一致[13]。根據(jù)模型(1)的回歸結(jié)果，可以估算出公司最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)，用實(shí)際資本結(jié)構(gòu)減去最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)得到其差額，如果該差額為負(fù)，表明實(shí)際資本結(jié)構(gòu)低于最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，則界定為債務(wù)保守企業(yè)(Unlev_0)。同時(shí)，為了剔除計(jì)量模型本身可能的誤差，本文采用更嚴(yán)格的界定方法，如果上述差額與實(shí)際資本結(jié)構(gòu)的比值小于-5%，則界定為債務(wù)保守企業(yè)(Unlev_5)。

表3報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。結(jié)果顯示，在樣本區(qū)間內(nèi)，我國(guó)A股上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率均值為46.3%，標(biāo)準(zhǔn)差為20.5%，不同公司之間的資本結(jié)構(gòu)存在很大差異；根據(jù)模型(1)的設(shè)計(jì)，大約有50%的上市公司的實(shí)際資產(chǎn)負(fù)債率低于最優(yōu)的資產(chǎn)負(fù)債率，企業(yè)向前5大客戶(hù)的銷(xiāo)售比例為29.6%，樣本中大約有28%的企業(yè)屬于耐用品生產(chǎn)企業(yè)。其他的公司與行業(yè)特征變量如表3所示，此處不再贅述。

表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表4 主要變量相關(guān)性系數(shù)表

(二)相關(guān)性分析

表4報(bào)告了模型(2)主要變量的Pearson相關(guān)系數(shù)。結(jié)果顯示，客戶(hù)集中度(CC)與企業(yè)債務(wù)保守(Unlev_0和Unlev_5)在1%水平下顯著正相關(guān)，表明客戶(hù)集中度越高，企業(yè)越有可能選擇保守的債務(wù)政策，初步證實(shí)了研究假設(shè)1。其他變量方面，企業(yè)規(guī)模越大，上市時(shí)間越長(zhǎng)，采取債務(wù)保守的可能性越小，這與債務(wù)保守的融資約束假說(shuō)相一致；企業(yè)未來(lái)投資機(jī)會(huì)越大，股利支付水平越高，企業(yè)越有可能選擇保守的債務(wù)政策，這與債務(wù)保守的保持財(cái)務(wù)靈活性假說(shuō)相一致；管理層持股比例越高，獨(dú)立董事比例越大，企業(yè)債務(wù)保守的可能性越大，這在一定程度上支持了債務(wù)保守的管理防御假說(shuō)，但第一大股東持股比例與債務(wù)保守正相關(guān)，這與管理防御假說(shuō)的預(yù)期不一致，原因有待進(jìn)一步考察。

表5 客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守影響的實(shí)證結(jié)果

(三)多元回歸結(jié)果分析

1.客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守影響的實(shí)證結(jié)果。表5報(bào)告了模型(2)的估計(jì)結(jié)果?；貧w方程(1)和(2)的被解釋變量分別為Unlev_0和Unlev_5，由于回歸結(jié)果類(lèi)似，這里以方程(1)的回歸結(jié)果為例進(jìn)行說(shuō)明?；貧w結(jié)果顯示，客戶(hù)集中度(CC)變量的估計(jì)系數(shù)為0.183，在1%水平下顯著為正，表明客戶(hù)集中度越高，企業(yè)債務(wù)保守的可能性越大，支持了研究假設(shè)1，即企業(yè)有動(dòng)機(jī)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向客戶(hù)傳遞其未來(lái)準(zhǔn)備履約的能力。

控制變量方面，赫芬達(dá)爾指數(shù)(HHI_sales)的估計(jì)系數(shù)沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明企業(yè)債務(wù)政策的選擇很少考慮市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)的影響，這與張洪輝和王宗軍(2011)等研究發(fā)現(xiàn)一致[12]；企業(yè)規(guī)模(Sales)、上市年齡(Listage)與債務(wù)保守顯著負(fù)相關(guān)，符合債務(wù)保守的融資約束假說(shuō)；股利支付比率(Dividend)、未來(lái)成長(zhǎng)機(jī)會(huì)(TobinQ)與債務(wù)保守顯著正相關(guān)，表明為捕捉到未來(lái)的投資機(jī)會(huì)，企業(yè)往往會(huì)在前期選擇保守的債務(wù)政策，或者通過(guò)支付現(xiàn)金股利以積累自身的聲譽(yù)，這與債務(wù)保守的保持財(cái)務(wù)靈活性假說(shuō)相一致；管理層持股比例(Mshare)、獨(dú)立董事比例(Inde)、第一大股東持股比例(Lshare)與企業(yè)債務(wù)保守顯著正相關(guān)，管理防御假說(shuō)得到有限的證據(jù)支持。

為了進(jìn)一步驗(yàn)證假設(shè)1，本文考慮企業(yè)的產(chǎn)品屬性，將樣本劃分為耐用品生產(chǎn)企業(yè)和非耐用品生產(chǎn)企業(yè)，分別對(duì)模型(2)進(jìn)行估計(jì)。估計(jì)結(jié)果如表6所示，以Unlev_0和以Unlev_5作為企業(yè)債務(wù)保守衡量變量的結(jié)果基本一致，這里同樣以前者為例展開(kāi)說(shuō)明。具體而言，對(duì)于耐用品生產(chǎn)企業(yè)，客戶(hù)集中度(CC)變量的估計(jì)系數(shù)為0.374，在5%水平下顯著為正，且具有重要的經(jīng)濟(jì)意義，如果企業(yè)的客戶(hù)集中度從最小值(0.001)上升的最大值(0.992)，企業(yè)選擇保守債務(wù)政策的概率將會(huì)上升44.87%；而在非耐用品生產(chǎn)企業(yè)，客戶(hù)集中度(CC)變量的估計(jì)系數(shù)并沒(méi)有通過(guò)顯著性檢驗(yàn)，表明在非耐用品生產(chǎn)企業(yè)中，客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守的影響較小。

表6 考慮產(chǎn)品屬性的客戶(hù)集中度與企業(yè)債務(wù)保守關(guān)系實(shí)證結(jié)果

注：P值為客戶(hù)集中度(CC)估計(jì)系數(shù)在耐用品生產(chǎn)企業(yè)與非耐用品生產(chǎn)企業(yè)間差異的顯著性水平(下同)。

自體抽樣法(Bootstrap)檢驗(yàn)結(jié)果P值顯示，客戶(hù)集中度變量估計(jì)系數(shù)的組間差異在5%水平上存在顯著的差異，即相對(duì)于非耐用品生產(chǎn)企業(yè)，耐用品生產(chǎn)企業(yè)客戶(hù)集中度對(duì)企業(yè)債務(wù)保守政策選擇的影響更加明顯，說(shuō)明客戶(hù)對(duì)于耐用品生產(chǎn)企業(yè)提供的售后服務(wù)更關(guān)注，此時(shí)企業(yè)更有動(dòng)機(jī)向客戶(hù)做出未來(lái)準(zhǔn)備履行隱性契約的承諾，而保守的債務(wù)政策是企業(yè)傳遞可置信承諾的重要方式，從而進(jìn)一步證實(shí)了研究假設(shè)1。

表7 內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守關(guān)系影響的實(shí)證結(jié)果

注：為緩解多重共線(xiàn)性的影響，客戶(hù)集中度(CC)和內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)變量經(jīng)過(guò)中心化處理，并在此基礎(chǔ)上構(gòu)造客戶(hù)集中度和內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項(xiàng)(CC×ICQ)。

2.內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守關(guān)系影響的實(shí)證結(jié)果。表7報(bào)告了企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量對(duì)客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守關(guān)系影響的實(shí)證結(jié)果。根據(jù)模型(3)的研究設(shè)計(jì)，我們主要關(guān)注客戶(hù)集中與內(nèi)部控制質(zhì)量交乘項(xiàng)(CC×ICQ)的估計(jì)系數(shù)β3，以Unlev_0為例，交乘項(xiàng)估計(jì)系數(shù)β3在1%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明內(nèi)部控制質(zhì)量的提升削弱了客戶(hù)集中與企業(yè)債務(wù)保守的正相關(guān)關(guān)系，原因可能在于隨著企業(yè)內(nèi)部控制制度的不斷完善，其在保證產(chǎn)品質(zhì)量控制和控制風(fēng)險(xiǎn)等方面取得明顯成效，企業(yè)通過(guò)保守的債務(wù)政策向客戶(hù)做出未來(lái)準(zhǔn)備履約承諾的必要性下降，此時(shí)客戶(hù)對(duì)企業(yè)債務(wù)政策選擇的影響較弱，從而證實(shí)了研究假設(shè)2。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證上述研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性測(cè)試：

(1)采用更加嚴(yán)格的方法界定債務(wù)保守企業(yè)變量，如果模型(1)的殘差與實(shí)際資本結(jié)構(gòu)的比值小于-10%，則界定為債務(wù)保守(Unlev_10)，實(shí)證結(jié)果如表8所示，本文主要研究結(jié)論不變。

表8 重新界定企業(yè)債務(wù)保守回歸結(jié)果(Unlev=Unlev_10)

(2)更好地排除融資約束這一替代性解釋?zhuān)琀adlock和Pierce(2010)提出衡量融資約束的新方法——SA指數(shù)法[28]，本文在模型(2)和模型(3)中引入SA指數(shù)④，實(shí)證結(jié)果如表9所示，本文主要研究結(jié)論不變。

(3)采用兩步法的Probit模型⑤，緩解由于遺漏變量引起的內(nèi)生性問(wèn)題。具體而言，選擇行業(yè)客戶(hù)集中度的均值(CC_indmean)作為工具變量，行業(yè)客戶(hù)集中程度顯然與企業(yè)客戶(hù)集中程度(CC)相關(guān)，滿(mǎn)足工具變量的相關(guān)性；另外，行業(yè)客戶(hù)集中程度并不直接影響企業(yè)的債務(wù)保守行為，滿(mǎn)足工具變量的外生性，第二階段的實(shí)證結(jié)果如表10所示，主要實(shí)證結(jié)果不變。

表9 引入直接衡量融資約束SA指數(shù)回歸結(jié)果

表10 兩步法的Probit模型回歸結(jié)果(第二階段)

表10 (續(xù))

注：Wald test of exogeneity報(bào)告的是客戶(hù)集中度(CC)外生性假設(shè)檢驗(yàn)對(duì)應(yīng)的p值。

四、結(jié)論與建議

本文以我國(guó)2007-2015年在滬深A(yù)股上市公司為研究樣本，研究客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守行為的影響，并分析內(nèi)部控制在隱性契約執(zhí)行方面對(duì)債務(wù)保守政策的替代作用。研究發(fā)現(xiàn)，客戶(hù)集中度越高，企業(yè)越有可能選擇保守的債務(wù)政策，并且此效應(yīng)在耐用品生產(chǎn)企業(yè)中更加明顯，表明客戶(hù)集中度越高，企業(yè)越有動(dòng)機(jī)通過(guò)選擇保守的債務(wù)政策向客戶(hù)做出未來(lái)準(zhǔn)備履約的承諾。進(jìn)一步研究還發(fā)現(xiàn)，隨著企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量的提升，客戶(hù)集中度與企業(yè)債務(wù)保守的正相關(guān)關(guān)系變?nèi)?，表明良好的?nèi)部控制制度與企業(yè)債務(wù)保守政策在隱性契約執(zhí)行方面具有相互替代作用。

從隱性契約利益相關(guān)者的角度出發(fā)，本文研究客戶(hù)集中對(duì)企業(yè)債務(wù)保守行為的影響機(jī)理，并探討了內(nèi)部控制在隱性契約執(zhí)行中的替代作用，理論上豐富了企業(yè)債務(wù)保守成因的解釋?zhuān)惭a(bǔ)充了客戶(hù)對(duì)于企業(yè)內(nèi)部控制質(zhì)量關(guān)注的相關(guān)文獻(xiàn)。本文的政策建議是：在市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)日趨激烈的現(xiàn)實(shí)背景下，企業(yè)財(cái)務(wù)政策尤其是債務(wù)政策的選擇應(yīng)該充分考慮供應(yīng)鏈上重要利益相關(guān)者的關(guān)注和利益訴求，并且采取多種措施向客戶(hù)等利益相關(guān)者傳遞企業(yè)未來(lái)履約能力的信號(hào)，從而提高供應(yīng)鏈的整體競(jìng)爭(zhēng)力。

注釋?zhuān)?/p>

① 隱性契約理論產(chǎn)生后，其應(yīng)用情境也得到了不斷豐富和發(fā)展，在公司政治與治理、戰(zhàn)略聯(lián)盟等領(lǐng)域得到廣泛應(yīng)用。

② 借鑒連玉君等(2008)等研究方法，采用自體抽樣法(Bootstrap)來(lái)檢驗(yàn)組間系數(shù)的差異是否顯著。

③ 直接在模型(3)中引入客戶(hù)集中度(CC)、內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)、客戶(hù)集中度與內(nèi)部控制質(zhì)量的交乘項(xiàng)(CC×ICQ)會(huì)引起嚴(yán)重的多重共線(xiàn)性問(wèn)題，因此本文首先分別將客戶(hù)集中度(CC)和內(nèi)部控制質(zhì)量(ICQ)進(jìn)行中心化處理，然后再構(gòu)造中心化處理后兩個(gè)變量的交乘項(xiàng)，并將此三個(gè)變量同時(shí)引入模型(3)。

④ 基于Hadlock和Pierce(2010)，SA=-0.737*Size + 0.043*Size2-0.04*Age，此處Size為資產(chǎn)規(guī)模的對(duì)數(shù)函數(shù)，Age為上市年限。

⑤ logit模型與Probit模型回歸結(jié)果類(lèi)似，由于Stata提供了Probit兩步法程序，此處采用兩步法的Probit模型。