狄靈瑜 步丹璐

(1.浙江理工大學，浙江 杭州 310018;2.西南財經(jīng)大學，四川 成都 611130)

一、引言與相關文獻回顧

企業(yè)發(fā)展離不開外部資金的支持?，F(xiàn)階段，中國資本市場大而不強、相對不發(fā)達，債務融資(尤其是商業(yè)銀行貸款)仍是企業(yè)外部資金的主要來源(宋增基 等，2014)。如何以更低的成本獲得債務資金是實務界和理論界共同關注的焦點問題。

從現(xiàn)有文獻來看，學者們著重從以下兩方面探討了企業(yè)債務融資成本的影響因素：一是企業(yè)特征層面。相關研究發(fā)現(xiàn)，大規(guī)模、高盈利、高成長、低負債、低市場風險的企業(yè)更可能獲得相對低成本的債務融資(Bhojraj et al.，2003;Bradley et al.，2011；Minnis，2011)。二是公司治理結構層面。已有研究表明，第一類代理問題和第二類問題都有可能增加企業(yè)風險(田利輝，2005；Claessens et al.，2000；蘇坤 等，2010)。當預期企業(yè)內(nèi)部人(管理者或者大股東)可能存在機會主義行為時，債權人將會要求更高的風險溢價以彌補高額風險。因此，代理問題嚴重的企業(yè)往往面臨較高的債務融資成本(Boubakri et al.，2010)。并且，這一現(xiàn)象在信息不對稱程度高的企業(yè)中更顯著(Aslan et al.，2012)。值得注意的是，雖然近期有文獻(王運通 等，2017)注意到股權集中度的改變與企業(yè)債務融資成本的高低顯著相關，但鮮有研究進一步探討不同性質的多個大股東是否會對企業(yè)債務融資成本產(chǎn)生影響。

發(fā)展混合所有制經(jīng)濟，是深化國有企業(yè)改革的重要舉措。近年來，國家相繼出臺多項政策，力推國有企業(yè)混合所有制改革?；旌纤兄聘母锍珜泄蓶|和非國有股東的相互融合，以提高國有資本的配置和運行效率。那么，引入非國有大股東是否有助于提高國有企業(yè)治理水平，降低財務風險，從而獲得更低成本的債務資金呢？基于此，本文以2007—2018年滬深A股國有上市公司為樣本，考察非國有大股東參股對企業(yè)債務融資成本的影響。本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下三個方面：

第一，豐富了混合所有制改革經(jīng)濟后果的研究。已有研究圍繞混合所有制改革對企業(yè)績效(胡一帆 等，2006；李廣子 等，2010；胡吉祥 等，2011)、管理激勵、內(nèi)部控制等治理機制(劉運國 等，2016；蔡貴龍 等，2018；張任之，2019)，以及企業(yè)投融資行為(王業(yè)雯 等，2017；逯東 等，2019;狄靈瑜 等，2021)的影響展開了深入探討，而本研究從非國有大股東參股有利于降低國有企業(yè)債務融資成本的視角，進一步肯定了混合所有制改革的積極意義。

第二，拓展了Boubakri et al.(2010)以及王運通等(2017)的研究。Boubakri et al.(2010)發(fā)現(xiàn)，在集中的股權結構下，控股股東的兩權分離會誘發(fā)道德風險，加劇債權人風險，進而增大企業(yè)債務融資成本。在此基礎上，王運通等(2017)探討了多個大股東對企業(yè)債務融資成本的影響，發(fā)現(xiàn)當企業(yè)內(nèi)大股東數(shù)量越多、非控股大股東持股比例越高，大股東間持股分散度越低時，非控股大股東越易發(fā)揮監(jiān)督作用，企業(yè)的債務融資成本越低。不同于上述兩項研究，本文著重從股權性質入手，考察非國有大股東對國有企業(yè)債務融資成本的影響及其作用機制，是對已有文獻的深化和拓展。

第三，從國有控股股東持股比限制和非國有大股東特征出發(fā)，探討了非國有大股東降低國有企業(yè)債務成本的前提條件，研究結論為混合所有制改革的積極有序推進提供了重要啟示。

二、理論分析與研究假設

債務融資成本是債務契約的重要內(nèi)容之一。債務融資成本的高低主要取決于債務違約的可能性以及違約之后損失率的大小。理論上，在信息完全的情況下，債務市場中的資金供求均衡決定了企業(yè)的債務成本，財務和經(jīng)營狀況良好的企業(yè)能夠實現(xiàn)較低成本的債務融資，而財務狀況欠佳的企業(yè)則不得不面對較高的債務融資成本。但是，現(xiàn)實中的債務市場普遍存在較為嚴重的信息不對稱問題，債權人大多處于信息弱勢地位，很難準確辨識借款企業(yè)的經(jīng)營、財務狀況以及還本付息能力。他們需要通過各種渠道收集借款企業(yè)的信息，并據(jù)此評估借款企業(yè)的風險等級，從而確定不同的風險補償額度(蔡貴龍 等，2018)。企業(yè)預期違約風險越高，違約后損失率越高，債權人要求的回報率相應也越高。

企業(yè)會計信息能夠較為全面地反映企業(yè)的財務狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量情況，已然成為債權人重要的信息來源之一(狄靈瑜 等，2019)。而兩類代理問題是影響國有企業(yè)會計信息質量的重要因素(Jensen et al.，1976)。從股東與管理層的代理問題來看，國有企業(yè)屬于全體國民共同所有，其控制權通過科層組織授予政府，再由政府授權企業(yè)經(jīng)營者。過長的委托代理鏈條以及由此形成的所有者缺位，導致國有企業(yè)往往存在較為嚴重的委托代理問題。在信息不對稱的情況下，股東可以直接獲取企業(yè)經(jīng)營績效的相關信息，但卻難以直接觀察到管理人員為實現(xiàn)經(jīng)營目標而付出的努力程度。此時，管理者可以憑借信息優(yōu)勢通過盈余管理的方式來實現(xiàn)自身效用最大化。通常，股東與管理層代理沖突越嚴重，管理層采取的盈余管理越多，從而導致企業(yè)會計信息質量顯著降低(李延喜 等，2007)。從控股股東和中小股東的代理沖突角度來看，在“一股獨大”的情況下，隨著控制權和現(xiàn)金流權的分離，控股股東基于自利動機，存在利用超額控制權獲取私有收益的可能。并且，控股股東與中小股東的代理問題越嚴重，債務融資籌得的資金就越可能淪為大股東獲取控制權私利的工具，而盈余管理則是企業(yè)操縱利潤實現(xiàn)私利的一種重要手段(包世澤，2008)。

引入非國有大股東既可以改善股東與管理層之間的代理問題，也能夠緩解控股股東與中小股東之間的代理沖突(Bharath et al.,2013)。一方面，非國有大股東的目標偏好和決策模式與國有控股股東存在較大差異，較高的持股比例使得其有更強烈的動機積極監(jiān)督國有企業(yè)。非國有大股東可以通過委派代表參與治理、優(yōu)化和控制決策程序來糾正企業(yè)經(jīng)營決策的認知與行為偏差，強化對管理層的監(jiān)督，進而提升國有企業(yè)治理效率。已有研究表明，非國有大股東通過委派高管參與企業(yè)經(jīng)營決策可以有效提高國有企業(yè)的內(nèi)部控制質量(劉運國 等，2016)、增強高管的薪酬業(yè)績敏感性(蔡貴龍 等，2018)。這意味著國有企業(yè)引入非國有大股東有助于降低第一類代理成本。另一方面，與中小股東相比，非國有大股東在上市企業(yè)的股權份額相對集中，具備足夠的動機和能力去監(jiān)督國有企業(yè)行為，可以在企業(yè)決策層對國有控股股東形成掣肘，改變國有股東控制董事會的局面，進而一定程度上有效抑制國有控股股東的機會主義行為(La Porta et al.,1999)。盡管國有控股股東依然可以利用控制權獲取部分私利，但是受非控股大股東的影響，其侵占成本將顯著增加。這意味著非國有大股東的制衡效應能夠有效抑制道德風險問題(涂國前 等，2010；李姝 等，2018)。

顯然，國有企業(yè)引入非國有大股東后，無論是第一類代理成本還是第二類代理成本的降低都有利于改善國有企業(yè)的信息質量，減少盈余管理行為(李延喜 等，2007；祁懷錦 等，2020)。進一步地，隨著企業(yè)會計信息質量的改善，信貸風險也將逐步降低。此時，在其他條件相同的情況下，債權人愿意調(diào)低債務成本?；诖?，本文提出：

假設：

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2007—2018年在滬深交易所上市的國有企業(yè)為樣本。2006年中國財政部頒發(fā)了新的《企業(yè)會計準則》，該準則對會計確認、計量和披露等進行了重大調(diào)整，因此選擇2007年作為研究起始年份有助于確保會計信息的前后可比性。在行業(yè)選擇方面，本文剔除了自然壟斷類(包括電力、基礎電信、自來水及燃氣等)企業(yè)、關系國家安全類(如航空航天等)企業(yè)、承擔普遍性服務及提供重要公共產(chǎn)品類(如郵政企業(yè)等)企業(yè)以及金融類企業(yè)，原因在于：自然壟斷類企業(yè)、關系國家安全類企業(yè)、承擔普遍性服務及提供重要公共產(chǎn)品類企業(yè)在成本函數(shù)、承擔國家使命等方面與一般商業(yè)類企業(yè)具有較大差異；而金融類企業(yè)報表與一般非金融類企業(yè)存在顯著不同。此外，本文還剔除了無實際控制人以及無法在CSMAR數(shù)據(jù)庫中找到相關數(shù)據(jù)的企業(yè)。經(jīng)過上述處理，最終得到11685個觀察值。為避免異常值對實證結果造成影響，本文對主要連續(xù)變量在1%水平上進行了Winsor縮尾處理。

對于前十大股東性質、股東類型以及持股比例數(shù)據(jù)，本文首先通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲取樣本企業(yè)前十大股東名稱以及持股數(shù)據(jù)，并將一致行動人進行合并，然后通過百度等網(wǎng)站進行手工收集和整理。其他變量數(shù)據(jù)均來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。

(二)變量定義

1.被解釋變量

被解釋變量為債務融資成本(DEBT_C)。參考陳漢文等(2014)的做法，本文以年報附注中披露的企業(yè)在本年度的利息支出除以該年度平均有息負債度量企業(yè)債務融資成本，同時為了方便分析，將其乘以100。為保證研究結論的可靠性，在穩(wěn)健性檢驗部分，采用財務費用除以該年度平均有息負債×100進行替代測量。

2.解釋變量

核心解釋變量為是否存在非國有大股東(MIX)。如果企業(yè)同時存在持股比例大于10%的非國有股東，則MIX取值為1，否則取值為0。考慮到只有持股達到一定比例，才可能對企業(yè)行為構成實質性影響，本文將非國有大股東界定為企業(yè)前十大股東中包含非國有股東，且非國有股東(考慮一致行動人之后)持股比例不小于10%。將10%(考慮一致行動人之后的持股比例)作為是否為大股東的判斷標準，依據(jù)主要在于：一方面，借鑒了部分研究的做法，比如La Porta et al.(1999)、姜付秀等(2017)將大股東定義為持股比例在10%及以上的股東。另一方面，參考了《中華人民共和國公司法》(2018年修正)的相關規(guī)定，代表十分之一以上表決權的股東提議召開臨時會議的，應當召開臨時股東會議；代表十分之一以上表決權的股東可以自行召集和主持董事會。此外，為確保結論的可靠性，本文還將MIX分別替換為MIX_R(非國有大股東持股比)和RESTR(非國有大股東相對持股比，即非國有大股東持股比與國有控股股東持股比的比值)，進行了補充分析。

3.控制變量

參考已有文獻(陳漢文 等，2014；王運通 等，2017)的做法，本文選取的控制變量具體包括：企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、企業(yè)業(yè)績(ROA)、股權集中度(H5)、兩權分離度(SEP)、企業(yè)成長性(GROWTH)、經(jīng)營現(xiàn)金流(CF)、固定資產(chǎn)占比(PPE)。此外，本文還控制了行業(yè)(IND)和年份(YEAR)效應。

本文研究變量的說明如表1所示。

表1 變量說明

(三)模型設計

為檢驗國有企業(yè)中引入非國有大股東對企業(yè)債務融資成本的影響，本文借鑒王運通等(2017)的研究，構建如下基準模型：

DEBT_C=β+βMIX(MIX_R、RESTR)+βSIZE+βLEV+βROA+βH5+

βSEP+βGROWTH+βCF+βPPE+βIND+βYEAR+ε

(1)

在模型(1)中，如果β<0(>0)且顯著，則表明引入非國有大股東可以顯著降低(提升)國有企業(yè)債務融資成本。

四、實證結果與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

表2列示了本文主要變量的描述性統(tǒng)計分析結果。由表2可見，是否存在非國有大股東(MIX)的均值(中位數(shù))為0.15(0.00)，說明僅有約15%的樣本觀測值存在非國有大股東；企業(yè)債務融資成本(DEBT_C)的均值(中位數(shù))為4.51(4.46)，這與汪平等(2016)、王運通等(2017)的測算成果較為接近。限于篇幅，其他變量的結果不再贅述。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計(N=11685)

(二)相關性分析

表3報告了本文主要研究變量的相關系數(shù)矩陣。不難發(fā)現(xiàn)，是否存在非國有大股東(MIX)與企業(yè)債務融資成本(DEBT_C)的相關系數(shù)為-0.04，且通過了1%水平的顯著性檢驗。并且，所有解釋變量間的相關系數(shù)的絕對值均小于0.4，方差膨脹因子VIF為3.74，說明本文變量間不存在嚴重的多重共線性問題。

表3 相關系數(shù)矩陣

(三)基準回歸結果

為了檢驗非國有大股東引入對國有企業(yè)債務融資成本的影響，本文利用OLS對模型(1)進行估計，結果如表4所示。由列(1)可以發(fā)現(xiàn)，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.211，且通過了5%水平的顯著性檢驗，表明非國有大股東的存在可以顯著降低國有企業(yè)債務融資成本。本文研究假設得到驗證。

如上文所述，為使研究結論更加可靠，本文還利用非國有大股東持股比例(MIX_R)、非國有大股東相對國有控股股東持股比(RESTR)作為非國有大股東引入的替代性測量指標進行了補充分析。由表4列(2)可見，MIX_R的估計系數(shù)為-0.010，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明非國有大股東持股比例越高，國有企業(yè)債務融資成本越低；由表4列(3)可見，RESTR的估計系數(shù)為-0.340，且通過了1%水平的顯著性檢驗，說明非國有大股東相對國有控股股東持股比例越高，國有企業(yè)債務融資成本越低。本文研究假設進一步得到證實。

表4 非國有大股東與國有企業(yè)債務融資成本

(四)穩(wěn)健性檢驗

1.內(nèi)生性問題的解決

以上分析表明，引入非國有大股東可以顯著降低國有企業(yè)債務融資成本。但是，這一結論可能受內(nèi)生性問題的影響。譬如，某些不可觀測的遺漏變量可能同時決定了企業(yè)的股權結構和債務成本。再如，存在非國有大股東的企業(yè)本身信用就較好，而好的信用有助于企業(yè)以較低的成本獲得債務資金。為盡可能緩解內(nèi)生性問題，本文開展了以下兩項檢驗：

(1)PSM配對檢驗

本文采用傾向評分匹配法(PSM)解決遺漏變量的內(nèi)生性問題。具體地，參考Ben-Nasr et al.(2015)的做法，根據(jù)最近鄰匹配法按照1∶1的比例進行樣本配對。在第一階段的概率計算中，以企業(yè)規(guī)模(SIZE)、資產(chǎn)負債率(LEV)、經(jīng)營業(yè)績(ROA)、股權集中度(H5)、兩權分離度(SEP)、成長機會(GROWTH)、經(jīng)營現(xiàn)金流(CF)、固定資產(chǎn)占比(PPE)，以及年度(YEAR)和所處行業(yè)(IND)等可能會影響企業(yè)引入非國有大股東的主要因素為解釋變量，以企業(yè)是否存在非國有大股東(MIX)為被解釋變量。在計算概率并配對的基礎上，重新對模型(1)進行檢驗，回歸結果如表5所示。由列(2)可見，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.381，且通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明，在緩解內(nèi)生性問題后，引入非國有大股東依然能夠顯著降低國有企業(yè)債務融資成本。

表5 PSM配對檢驗結果

(2)Heckman檢驗

為排除潛在的樣本選擇偏差，本文采用Heckman兩階段方法來解決樣本自選擇問題。在第一階段回歸中，借鑒Paligorova et al.(2012)的方法，使用上一年行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的平均股權結構數(shù)據(jù)(MIX_IND)作為是否存在非國有大股東的工具變量。通常，單個企業(yè)的股權結構和行業(yè)內(nèi)從事相似生產(chǎn)活動的企業(yè)股權結構相關，但行業(yè)內(nèi)其他企業(yè)的股權結構并不會直接影響企業(yè)的債務融資成本，同時單個企業(yè)的債務融資成本更不太可能影響行業(yè)的平均股權結構。表6報告了加入逆米爾斯比率LAMDA的第二階段的回歸結果，從中可見，逆米爾斯比率LAMDA系數(shù)在1%水平上顯著，表明本文的研究樣本存在一定的自選擇問題；并且，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)顯著為負，與基準回歸結果一致。

表6 HECKMAN兩階段檢驗結果

(續(xù)表6)

2.其他穩(wěn)健性檢驗

一方面，采用財務費用作為債務融資成本的代理變量，計算公式為：債務成本=100×財務費用/[(年初有息負債+年末有息負債)/2。更換債務融資成本度量指標后的回歸結果如表7列(1)～(3)所示。不難發(fā)現(xiàn)，是否存在非國有大股東(MIX)、非國有大股東持股比(MIX_R)以及非國有大股東相對持股比(RESTR)的估計系數(shù)均顯著為負，與基準回歸結果一致。另一方面，為解決原模型因遺漏變量而可能引發(fā)的系數(shù)偏誤問題，采用固定效應模型進行補充檢驗，結果如表7列(4)～(6)所示。由回歸結果可知，本文研究假設依然成立。

表7 其他穩(wěn)健性檢驗結果

(續(xù)表7)

五、作用機制檢驗

借貸行為中，由于借貸雙方信息不對稱或借款企業(yè)因素導致的道德風險問題，最終會影響到債權人對企業(yè)的借款意愿、借款金額以及借款成本。債權人需要全面了解企業(yè)信息以便更加準確地評估貸款風險。同時，借款企業(yè)為了順利籌資，尤其是以較低的成本融得資金，也會積極迎合債權人的需要。會計信息能夠全面反映企業(yè)的財務狀況、經(jīng)營成果和現(xiàn)金流量，自然成為緩解借貸雙方信息不對稱的重要來源。一般來說，會計盈余質量越高，越能有效協(xié)調(diào)債權人與債務人之間的代理沖突，進而債務成本越低(陸正飛 等，2008)。因此，本文預期非國有大股東通過提高盈余質量(即降低可操縱應計盈余)的路徑緩解了借貸雙方的信息不對稱，從而降低了債務融資成本。接下來，采用中介效應模型對上述作用機制進行檢驗，結果如表8和表9所示。

由表8可見，是否存在非國有大股東(MIX)、非國有大股東持股比(MIX_R)以及非國有大股東相對持股比(RESTR)的估計系數(shù)均顯著為負。表9的檢驗結果顯示，可操縱應計盈余(ABS_ACC_J)的估計系數(shù)均顯著為正，且在加入中介因子ABS_ACC_J后，MIX、MIX_R、RESTR的系數(shù)絕對值分別為0.188、0.008、0.324，小于加入中介變量前MIX、MIX_R、RESTR的系數(shù)絕對值0.211、0.010、0.340，說明存在部分中介效應。上述檢驗結果意味著，非國有大股東持股有助于提高會計信息質量(盈余質量)，進而降低國有企業(yè)債務融資成本。

表8 非國有大股東與債務成本的機制分析：中介因子檢驗

(續(xù)表8)

表9 非國有大股東與債務成本的機制分析：納入中介因子的檢驗

六、進一步研究

(一)異質性檢驗

1.外部信息環(huán)境

企業(yè)信息環(huán)境的好壞直接影響非國有大股東對控股股東道德行為進行識別和監(jiān)督的難易程度，因而與非國有大股東的監(jiān)督效果緊密相關。企業(yè)的信息透明度越高，非國有大股東越容易發(fā)現(xiàn)控股股東的利益侵占行為；相反，企業(yè)的信息透明度越低，非國有大股東識別控股股東不當行為的難度越大，所需付出的成本越高，進而導致監(jiān)督職能弱化、監(jiān)督效果不佳。已有研究指出，審計活動有助于揭示控股股東的利益侵占行為，提高企業(yè)的信息披露水平(Fan et al.，2005)，而分析師的信息挖掘也被認為是降低企業(yè)信息不對稱的有效機制之一(Barth et al.，2001)。因此，本文預期，對于外部審計質量較高以及被較多分析師跟蹤的國有企業(yè)，非國有大股東持股降低債務融資成本的作用更顯著。

一方面，首先按照事務所規(guī)模(是否為“十大”)將全樣本分為“十大”組和“非十大”組，然后進行回歸分析，檢驗結果如表10列(1)、(2)所示。在“十大”組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.365，且通過了1%水平的顯著性檢驗；而在“非十大”組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.171，但不顯著。這表明審計質量的提高可以強化非國有大股東降低國有企業(yè)債務融資成本的作用。另一方面，首先按照分析師關注度(跟蹤人數(shù)的多少，以中位數(shù)為界)將全樣本分為高關注度組和低關注度組，然后展開回歸分析，估計結果如表10列(3)、(4)所示。在高關注度組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.474，且通過了1%水平的顯著性檢驗；而在低關注度組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.005，但不顯著。這表明分析師關注度越高，非國有大股東降低國有企業(yè)債務融資成本的作用越強。

表10 異質性檢驗結果：外部信息環(huán)境

2.企業(yè)違約風險

除外部信息環(huán)境外，就企業(yè)自身而言，一方面，如果企業(yè)以往信用記錄良好(無違約)，償債能力較強，那么對于債權人來說，借款風險較低，其更愿意向企業(yè)提供低成本的借款。本文預期，對于違約風險較低的國有企業(yè)，非國有大股東降低債務融資成本的作用更顯著。首先將國有企業(yè)按照是否存在違約記錄分為違約組和非違約組，然后進行檢驗，結果報告于表11列(1)、(2)。在違約組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.051，但不顯著；而在非違約組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.300，且通過了1%水平的顯著性檢驗。這表明非國有大股東的存在可以顯著降低企業(yè)債務融資成本，但僅限于非違約組國有企業(yè)。另一方面，企業(yè)可抵押資產(chǎn)占比越高，意味著債權人利益越能得到保障，因而其也越愿意提供相對優(yōu)惠的貸款條件。本文預期，對于可抵押資產(chǎn)占比較高的國有企業(yè)，非國有大股東降低債務融資成本的作用更顯著。首先將國有企業(yè)按照固定資產(chǎn)占比高低分為高固定資產(chǎn)組和低固定資產(chǎn)組，然后進行檢驗，估計結果如表11列(3)、(4)所示。在高固定資產(chǎn)組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.337，且通過了5%水平的顯著性檢驗；而在低固定資產(chǎn)組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.075，但不顯著。由此可知，固定資產(chǎn)占比越高，非國有大股東降低國有企業(yè)債務融資成本的效果越顯著。

表11 異質性檢驗結果：企業(yè)違約風險

(二)非國有大股東持股降低債務融資成本作用發(fā)揮的前提條件

1.國有控股股東持股比限制

非國有大股東能否降低國有企業(yè)債務融資成本關鍵取決于其是否能有效“發(fā)聲”、真正改善企業(yè)治理機制。從國有控股股東持股比例角度出發(fā)，國有控股股東的控制地位決定了非國有股東的“話語權”。當國有控股股東處于絕對控股地位時，非國有股東很難對企業(yè)治理和經(jīng)營決策產(chǎn)生實質影響，從而難以有效發(fā)揮降低債務融資成本的積極作用。為驗證上述邏輯，首先將樣本企業(yè)按照國有控股股東持股比例是否超過50%的標準分為絕對控股組和相對控股組，然后進行回歸分析，結果如表12所示。由列(1)可知，在絕對控股組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.171，但不顯著；由列(2)可知，在相對控股組，是否存在非國有大股東(MIX)的估計系數(shù)為-0.231，且通過了5%水平的顯著性檢驗。這意味著，非國有大股東降低國有企業(yè)債務融資成本作用的發(fā)揮要以國有控股股東相對控股為前提。

表12 前提條件檢驗結果：國有控股股東持股比限制

2.非國有大股東特征

(1)非國有大股東是否委派董事

股東作用的發(fā)揮依賴于其是否擁有“話語權”，而股東在企業(yè)治理和經(jīng)營決策方面的“話語權”主要來自股權和董事會權利。擁有董事會席位有助于非國有大股東更加全面地了解企業(yè)的經(jīng)營管理活動，保障其治理作用的發(fā)揮(郝云宏 等，2015)。因此，非國有大股東是否參與董事會治理對于其能否有效發(fā)揮降低債務融資成本的作用至關重要。為驗證上述邏輯，本文引入變量MIX1和MIX2。具體地，當國有企業(yè)存在非國有大股東且其擁有董事會席位時，MIX1取值為1，否則取值為0；當國有企業(yè)存在非國有大股東但其無董事會席位時，MIX2取值為1，否則取值為0。在此基礎上，重新進行回歸分析，結果如表13列(1)所示。不難發(fā)現(xiàn)，MIX1的估計系數(shù)為-0.650，且通過了1%水平的顯著性檢驗，而MIX2的估計系數(shù)不顯著，說明只有當非國有大股東同時參與董事會治理時，其才可以顯著降低國有企業(yè)的債務融資成本。

表13 前提條件檢驗結果：非國有大股東特征

(2)非國有大股東類型

不同類型的非國有股東對企業(yè)債務融資成本的影響效果可能存在差異。本文參考馬連福等(2015)的研究，將非國有大股東區(qū)分為民營股東(MIX_MY)、外資股東(MIX_WZ)、機構投資者(MIX_JG)和個人股東(MIX_GR)。四類非國有股東的特征如下：其一，民營股東。逐利天性使得民營股東對于國有企業(yè)具有強烈的監(jiān)督動機，其可以通過委派高管代表等途徑，有效監(jiān)督國有企業(yè)的經(jīng)營管理活動，緩解信息不對稱，削弱“內(nèi)部人控制”(黃速建，2014)。其二，外資股東。一方面，外資股東相對獨立，更少受內(nèi)部人關系牽絆，能夠通過加強對內(nèi)部人的監(jiān)督，提高國有企業(yè)治理水平(潘愛玲 等，2003)。另一方面，受文化、語言、地理等因素的影響，外資股東面臨的信息不對稱程度較高，治理能力被削弱(辛清泉 等，2017；步丹璐 等，2017)。其三，機構投資者。一方面，機構投資者具備較強的信息優(yōu)勢和豐富的專業(yè)知識，能夠在公司治理中發(fā)揮積極的監(jiān)督作用，有效抑制管理層的機會主義行為(Bushee，1998)；另一方面，機構投資者交易頻繁，關注短期利潤，也可能無法發(fā)揮積極的治理作用。其四，個人股東。與以上三類非國有大股東相比，個人股東無論是動機還是能力上都有所欠缺，且與國有控股股東政治地位相差懸殊。因此，個人股東對國有控股股東的監(jiān)督治理作用較為有限。綜上所述，本文預期，民營股東可以顯著降低債務融資成本，外資股東和機構投資者對債務融資成本的影響不確定，而個人股東在降低債務融資成本方面很難發(fā)揮有效作用。表13列(2)的結果顯示，僅有民營股東(MIX_MY)的估計系數(shù)顯著為負，外資股東(MIX_WZ)、機構投資者(MIX_JG)以及個人股東(MIX_GR)的估計系數(shù)均不顯著。這意味著只有當非國有大股東為民營股東時，其才能顯著降低國有企業(yè)債務融資成本。

七、結論與啟示

本文以2007—2018年滬深A股國有上市企業(yè)為樣本，考察了非國有大股東對國有企業(yè)債務融資成本的影響及其內(nèi)在機制。主要結論包括：第一，國有企業(yè)在引入非國有大股東后，債務融資成本顯著降低。并且，這一效應隨著非國有大股東持股比例的提高而變得更強。第二，作用機制檢驗結果表明，非國有大股東通過改善企業(yè)會計信息質量，緩解借貸雙方的信息不對稱，進而顯著降低了國有企業(yè)債務融資成本。第三，當企業(yè)外部信息環(huán)境越好(審計質量越高、分析師跟蹤人數(shù)越多)、企業(yè)自身違約風險越低(信用記錄越好、可抵押資產(chǎn)占比越高)時，非國有大股東降低債務融資成本的效應越顯著。第四，非國有大股東持股降低債務融資成本作用的有效發(fā)揮依賴于一定的前提條件，主要包括國有股東占相對控股地位、非國有大股東委派代表積極參與治理以及非國有大股東為民營股東。

本文研究結論具有重要啟示，主要體現(xiàn)在：一方面，對于面臨混合所有制改革的國有企業(yè)而言，引入非國有股東可以對國有股東構成一定制衡，從而有效緩解代理問題。并且，當國有企業(yè)的外部信息環(huán)境越好、非國有大股東具有實質性話語權時，非國有大股東越能發(fā)揮顯著的治理作用。因此，在審慎選擇非國有股東的同時，還應努力創(chuàng)造有利于非國有股東發(fā)揮積極效用的內(nèi)外部治理環(huán)境。另一方面，本文研究結果表明，非國有大股東積極作用的發(fā)揮依賴于其能否真正參與治理。因此，在穩(wěn)步推進混合所有制改革的過程中，國有企業(yè)不能僅停留于股權層面引入非國有股東，關鍵在于如何賦予非國有股東實質性權力來保障其“話語權”，充分發(fā)揮治理效應。