王璐, 余麗霞

（四川師范大學(xué)商學(xué)院, 四川 成都 610101）

WANG Lu , YU Li-xia

（School of Business, Sichuan Normal University, Chengdu 610101, P.R.C.）

股權(quán)集中度、債務(wù)融資與公司績效
——來自于四川省上市公司經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

王璐, 余麗霞

（四川師范大學(xué)商學(xué)院, 四川 成都 610101）

以2008年至2012年四川省的上市公司為研究樣本, 考察了股權(quán)結(jié)構(gòu)特別是股權(quán)集中度、債務(wù)融資和公司績效三者之間的關(guān)系. 結(jié)果顯示, 公司負(fù)債與公司績效呈一種非線性的倒“U”型關(guān)系; 而股權(quán)集中度和公司績效水平則呈一種非線性的“U”型關(guān)系; 與此同時(shí), 股權(quán)集中度和公司績效顯著正相關(guān). 此外, 還發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度通過影響負(fù)債進(jìn)一步對(duì)公司績效產(chǎn)生作用.

股權(quán)集中度; 債務(wù)融資; 公司績效

1 引言

股權(quán)結(jié)構(gòu)及其對(duì)公司績效的影響一直以來是國內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)問題之一, 目的是探究何種模式的股權(quán)結(jié)構(gòu)才能保證較好的公司績效, 實(shí)現(xiàn)利益最大化, 這也是公司股東和經(jīng)理人重點(diǎn)關(guān)注的問題. 近三十年來, 學(xué)術(shù)界圍繞股權(quán)結(jié)構(gòu)中的股權(quán)集中度和公司績效關(guān)系進(jìn)行了大量的研究, 但是得出的結(jié)果有很大的差別, 并沒有針對(duì)某一結(jié)論達(dá)到一致認(rèn)可. 為此, 本文結(jié)合我國上市公司實(shí)際狀況, 在股權(quán)集中度和公司績效關(guān)系研究中引入負(fù)債變量, 把股權(quán)集中度、債務(wù)融資和公司績效納入統(tǒng)一框架, 并對(duì)股權(quán)集中度和公司績效關(guān)系形成原因及影響途徑進(jìn)行進(jìn)一步的探究分析.

2 理論分析與研究假設(shè)

現(xiàn)代經(jīng)濟(jì)理論認(rèn)為公司績效是由公司治理機(jī)制共同影響決定的, 作為公司治理機(jī)制的一種, 資本結(jié)構(gòu)變動(dòng)會(huì)影響公司業(yè)績一直被理論界認(rèn)可. 但國內(nèi)外學(xué)者對(duì)債務(wù)融資會(huì)提高還是抑制公司績效至今還尚無一致定論. Jordan, Lowe和Taylor(1998)[1]通過實(shí)證和問卷的形式研究證明公司的獲利能力與公司的負(fù)債比例呈現(xiàn)正相關(guān)性. Masulis(1983)[2]在對(duì)資本結(jié)構(gòu)與公司績效關(guān)系實(shí)證研究檢驗(yàn)時(shí)發(fā)現(xiàn), 負(fù)債水平變動(dòng)范圍介于0.23-0.45之間時(shí),能對(duì)公司績效產(chǎn)生積極地影響. 國內(nèi)學(xué)者洪愛梅(2011)[3]從不同指標(biāo)來衡量公司績效, 發(fā)現(xiàn)不管何種績效指標(biāo)都和債務(wù)總額成反比. 基于以往研究, 我們大膽設(shè)想, 負(fù)債對(duì)公司業(yè)績提高起到真正的促進(jìn)作用, 但是這種作用機(jī)制并不是無限持續(xù)的, 當(dāng)公司負(fù)債比率達(dá)到一定值時(shí)就會(huì)對(duì)企業(yè)產(chǎn)生相反的影響. 由此, 提出假設(shè)1:

假設(shè)1:公司的績效與公司的負(fù)債比例呈現(xiàn)“U”型關(guān)系.

股權(quán)集中度通過公司控制權(quán)的分配比例影響著公司的經(jīng)營績效, 主要從兩個(gè)層次來實(shí)現(xiàn): 一方面是股權(quán)的過度集中容易發(fā)生正向激勵(lì)效應(yīng), 股權(quán)越集中, 大股東基于公共收益的正向激勵(lì)越高(徐莉萍等, 2006)[4]. 同時(shí),控股股東有動(dòng)力加強(qiáng)對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)管, 督促經(jīng)理層提高經(jīng)營效率, 從而促進(jìn)了公司績效的改善. 另一方面控股股東為了獲取控制權(quán)的私人利益, 可能會(huì)對(duì)公司實(shí)施“掏空”行為, 損害中小股東的利益, 從而導(dǎo)致公司業(yè)績下滑. 另外當(dāng)股權(quán)分散時(shí), 中小股東容易發(fā)生“搭便車”造成對(duì)公司監(jiān)管不力, 從而造成經(jīng)營效率的低下. Grossman和Hart(1982)[5]認(rèn)為公司股權(quán)結(jié)構(gòu)分散, 股東從中獲得的利益小于監(jiān)督公司的成本, 缺乏繼續(xù)提升公司經(jīng)營績效增長的動(dòng)力.

綜述以上研究結(jié)果, 我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中和公司績效并不一定呈線性關(guān)系. 是否如國內(nèi)外學(xué)者研究的一樣,兩者存在著二次曲線關(guān)系(Shleifer和Vishny, 1994; 杜瑩、劉立國, 2002)[6-7]. 為此, 我們提出以下假設(shè):

假設(shè)2:股權(quán)集中度與公司績效之間存在非線性關(guān)系.

借款的定期付息會(huì)對(duì)管理層形成硬約束, 抑制他們在職消費(fèi)和逆向選擇, 因此在此類公司中, 公司管理層為了更容易攫取個(gè)人利益, 往往會(huì)降低公司負(fù)債比例. 當(dāng)公司所有權(quán)結(jié)構(gòu)分散, 擁有少量股份的機(jī)構(gòu)或個(gè)人投資者在公司決策中話語權(quán)較弱, 就會(huì)導(dǎo)致“搭便車”, 減弱了對(duì)管理層的監(jiān)督力度. 相反, 這也促使了管理者降低外部債務(wù)融資的決心, 造成最終的經(jīng)濟(jì)后果就是公司經(jīng)營業(yè)績的下降. 當(dāng)公司股權(quán)相對(duì)集中時(shí), 公司主要大股東就會(huì)產(chǎn)生監(jiān)督和約束的動(dòng)力, 并且為了保證自己對(duì)公司控制權(quán)的長久控制, 股東要求企業(yè)增加負(fù)債來實(shí)現(xiàn)外部債權(quán)人對(duì)公司經(jīng)理人活動(dòng)的監(jiān)督(趙銀德、許霞, 2010)[8]. Friend和Lang(1988)[9]認(rèn)為大股東可能更偏好追求高的負(fù)債水平, 因?yàn)樗麄兂钟懈稚⒌耐顿Y組合(相對(duì)少的風(fēng)險(xiǎn)厭惡). 同時(shí), 根據(jù)代理成本理論, 股東為了減少管理者與股東之間的高額代理成本, 往往更偏向于增加負(fù)債減少外部權(quán)益融資.

通過加強(qiáng)股東參與公司決策的參與度, 保證了股東對(duì)公司的監(jiān)督力度, 就會(huì)使經(jīng)理層有所顧忌, 可以有效杜絕公司業(yè)績降低現(xiàn)象發(fā)生. 考慮到代理成本的問題, 并探究股權(quán)集中度和負(fù)債怎樣共同影響公司績效的, 我們提出以下假設(shè):

假設(shè)3:上市公司股權(quán)集中度與公司負(fù)債呈“U”型關(guān)系.

假設(shè)4:上市公司股權(quán)越集中, 負(fù)債導(dǎo)致業(yè)績下滑的幅度越小.

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 樣本的選取和數(shù)據(jù)來源

本文以四川省滬、深兩市A 股上市公司2008-2012年財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)為樣本, 剔除金融保險(xiǎn)類, 財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)不全, 發(fā)行B股、H股, 經(jīng)過ST或*ST處理的樣本, 最終得到404個(gè)有效觀測樣本. 為了消除異常值的影響, 對(duì)極端值進(jìn)行5%和95%分位數(shù)上的Winsorize處理.

本文使用的數(shù)據(jù)來源于銳思數(shù)據(jù)庫(RESSET)以及上海證券交易所官方網(wǎng)站和深圳證券交易所官方網(wǎng)站. 本文采用EVIEWS7.2等軟件對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行處理.

3.2 變量選擇

1) 被解釋變量

衡量公司績效的指標(biāo)往往采用會(huì)計(jì)利潤指標(biāo)和托賓Q. Lang和Stultz(1994)[10]指出只有當(dāng)上市公司的市場價(jià)值可以被看作公司未來現(xiàn)金流量的無偏估計(jì)時(shí), 才可以采用托賓Q. 而我國還沒形成活躍的資本市場, 股市的有效性往往不能保證, 采用托賓Q作為績效考核指標(biāo)不能有效計(jì)量. 本文采用熊小舟、李仕明、李金(2008)[11]實(shí)證研究所采用的績效指標(biāo)總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)作為本文模型公司績效評(píng)價(jià)指標(biāo).

2) 解釋變量

赫芬德爾指數(shù)(Herfindahl Index)能衡量公司股權(quán)分布狀態(tài), 是指公司前n位大股東的持股比例的平方和. 張棟, 楊淑娥, 楊紅(2008)[12]認(rèn)為赫芬德爾指數(shù)越接近1, 說明前n位股東的持股比例的差距越大, 股權(quán)分布越分散. 本文也采用赫芬德爾指數(shù)來衡量公司股權(quán)集中度, 令n=5.

負(fù)債比率(LEV)可以評(píng)價(jià)企業(yè)財(cái)務(wù)狀況和償債能力, 在一定程度上它可以反映出企業(yè)獲得債權(quán)融資的能力,本文采用此指標(biāo)來衡量公司債務(wù)比重.

3) 控制變量

上市年限(AGE)以公司所在年度與上市年度差值表示(本文中所有公司所在年度都為2013年, 年度為各公司上市的實(shí)際年份). 國內(nèi)外大量文獻(xiàn)都證明公司上市時(shí)間與公司業(yè)績及債權(quán)存在著聯(lián)系, 因此, 本文引入上市年限這一變量. 計(jì)算公式為: 上市年限=公司所在年度-上市年度.

公司規(guī)模(SIZE)以公司總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)值來表示. Demsetz和Lehn(1985)[13]發(fā)現(xiàn), 股權(quán)集中度伴隨著資產(chǎn)規(guī)模的擴(kuò)大而降低. 計(jì)算公式為: SIZE= Ln(公司總資產(chǎn)).

成長性(GRO)以主營業(yè)務(wù)收入增長率來表示. 所有企業(yè)必須經(jīng)過孕育期、成長期、成熟期和衰退期四個(gè)時(shí)期,企業(yè)發(fā)展到不同時(shí)期所遭受的風(fēng)險(xiǎn)、業(yè)績等是不同的. 計(jì)算公式為: GRO=(本年度主營業(yè)務(wù)收入-上年度主營業(yè)務(wù)收入)/上年度主營業(yè)務(wù)收入.

獨(dú)立董事比重(ID)以獨(dú)立董事人數(shù)所占董事會(huì)人數(shù)的比重來表示. 計(jì)算公式為: ID=獨(dú)立董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù).

監(jiān)事會(huì)監(jiān)督(BSS)以監(jiān)事會(huì)人數(shù)的自然對(duì)數(shù)表示. 監(jiān)事會(huì)主要對(duì)公司管理層活動(dòng)進(jìn)行監(jiān)督, 由于監(jiān)事會(huì)的存在, 可以杜絕管理層的非效率活動(dòng). 計(jì)算公式為: BSS=Ln(監(jiān)事會(huì)人數(shù)).

相關(guān)變量定義詳見表1.

表1 模型變量及定義Tab.1 Model variables and definition

3.3 模型設(shè)定

4 實(shí)證結(jié)果與分析

4.1 描述性分析

表2給出了90家公司404個(gè)樣本數(shù)據(jù)在2008～2012年期間的變量描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果.

表2 各變量描述性統(tǒng)計(jì)Tab.2 Descriptive statistics of each variable

表2顯示, 總資產(chǎn)報(bào)酬率(ROA)最小值-9.597, 最大值6.191, 均值0.041, 中位數(shù)0.050, 表明四川上市公司雖然有一半以上的公司是盈利的, 但是經(jīng)營業(yè)績不高. 標(biāo)準(zhǔn)差為0.628, 從波動(dòng)性角度來看, 樣本公司的業(yè)績差異性很大.

解釋變量股權(quán)集中度(H5)的均值和中位數(shù)分別為0.167和0.138, 這表明上市公司股權(quán)集中度0.167, 而且近一半的公司股權(quán)集中度低于0.138, 遠(yuǎn)遠(yuǎn)低于1, 表明這些上市公司前五大股東的持股比例總體差距較小. 負(fù)債比率(LEV)的均值和中位數(shù)分別為0.512和0.474, 這表明上市公司中負(fù)債比例為0.512, 而且至少一半的公司負(fù)債比率超過0.474, 低于西方國家企業(yè)負(fù)債比率60%-70%平均水平, 但也從側(cè)面來看我國上市公司有股權(quán)融資偏好傾向.

控制變量上市年限(AGE)的均值為11.616, 最長上市年限為20年, 最短的年限為2年. 公司規(guī)模(SIZE)的均值為21.013, 最大值為24.312, 最小值為16.219, 規(guī)模的不同對(duì)公司業(yè)績的業(yè)績也不同, 規(guī)模的差距有利于控制規(guī)模對(duì)公司經(jīng)營發(fā)展的影響. 營業(yè)收入增長率(GRO)均值0.048, 中位數(shù)0.012, 公司成長性較慢, 并且公司成長差異較大, 有利于控制公司成長規(guī)模對(duì)公司績效的影響. 獨(dú)立董事比重標(biāo)準(zhǔn)差0.088, 監(jiān)事會(huì)標(biāo)準(zhǔn)差0.413, 說明公司之間獨(dú)立董事比重和監(jiān)事會(huì)規(guī)模都有明顯差異.

4.2 相關(guān)性分析

表3 相關(guān)系數(shù)分析Tab.3 Analysis of correlative coefficient

為了初步探討四川上市公司變量之間的關(guān)系, 首先對(duì)變量的相關(guān)性進(jìn)行分析, 結(jié)果如表3的變量相關(guān)系數(shù)分析, 我們發(fā)現(xiàn)公司績效(ROA)與股權(quán)集中度(H5)呈正相關(guān)關(guān)系, 與負(fù)債比率(LEV)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系. 股權(quán)集中度(H5)與負(fù)債比率(LEV)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系. 相關(guān)性分析結(jié)果與所提假設(shè)相一致, 為下一步對(duì)假設(shè)檢驗(yàn)提供了參考依據(jù). 但是, 相關(guān)性分析只是初步揭示變量之間的關(guān)系, 接下來我們使用實(shí)證分析來進(jìn)一步認(rèn)識(shí)其內(nèi)在聯(lián)系. 另外, 從表中我們還能發(fā)現(xiàn)變量之間的相關(guān)系數(shù)都很小, 都低于0.5, 說明變量之間相關(guān)性很低, 在實(shí)證分析時(shí), 可以杜絕多重共線性問題.

4.3 回歸結(jié)果

1)負(fù)債比率與公司績效關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

表4 模型(1)和模型(2)的回歸結(jié)果Tab.4 Regression result of model 1 and 2

注: * * *, * *, *分別表示顯著性水平為1%、5%和10%; 括號(hào)內(nèi)為T值.

表4列示了公司績效與負(fù)債比率一次方、二次方及控制變量的回歸結(jié)果. 模型(1)中負(fù)債比率系數(shù)在1%水平下顯著負(fù)相關(guān), 表明公司績效與公司負(fù)債比率存在顯著地負(fù)相關(guān)關(guān)系. 隨著負(fù)債的增加, 公司績效逐漸降低. 為了驗(yàn)證公司績效與公司負(fù)債的非線性關(guān)系, 在模型(2)引入負(fù)債比率的二次方, 結(jié)果發(fā)現(xiàn)解釋變量負(fù)債比率一次方和負(fù)債比率二次方都通過了1%水平檢驗(yàn). 總體上呈現(xiàn)非線性“n”型關(guān)系, 表明公司績效隨著負(fù)債比率增加呈增加—減小的變動(dòng)趨勢. 因此, 從整體上看, 假設(shè)1得到很好地驗(yàn)證.

根據(jù)以上得出的回歸結(jié)果我們可利用函數(shù)極值點(diǎn)的方法計(jì)算出非線性關(guān)系的拐點(diǎn). 對(duì)于二次函數(shù)模型, 我們得到拐點(diǎn)為51.95%, 即負(fù)債比率的臨界點(diǎn)為51.95%, 這符合我國公司負(fù)債比率偏低趨勢. 當(dāng)樣本公司負(fù)債比率保持在51.95%左右, 公司業(yè)績達(dá)到最大.

2)股權(quán)集中與公司績效關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

表5 模型(3)的回歸結(jié)果Tab.5 Regression result of model 3

表5檢驗(yàn)了股權(quán)集中度與公司績效的關(guān)系, 模型(3)顯示股權(quán)集中度與公司績效關(guān)系顯著性通過5%水平的檢驗(yàn), 并且呈正相關(guān)關(guān)系. 表明股權(quán)集中度越高, 公司業(yè)績越好. 在模型(4)中, 回歸檢驗(yàn)引入了平方項(xiàng)后, 回歸結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型解釋力下降, 且平方項(xiàng)不顯著. 并且模型(3)的F統(tǒng)計(jì)量明顯低于模型(4)有平方項(xiàng)的回歸, 變量之間不存在二次函數(shù)關(guān)系. 因此, 我們認(rèn)為, 在股權(quán)集中度(H5)和公司經(jīng)營績效(ROA)之間存在著顯著的線性關(guān)系,而不存在明顯的非線性關(guān)系. 這與以前學(xué)者研究的大相徑庭, 主要原因可能是本文所選樣本都是來自四川省上市公司. 在這些公司中股權(quán)對(duì)分散, 股權(quán)高度集中的公司相對(duì)較少. 因此我們可以得出在四川省上市公司中股權(quán)集中度越大, 公司經(jīng)營業(yè)績越好. 因此, 從整體上看, 拒絕假設(shè)2.

3)股權(quán)集中與負(fù)債比率關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

表6 模型(5)和模型(6)的回歸結(jié)果Tab.6 Regression result of model 5 and 6

表6是關(guān)于股權(quán)集中度與負(fù)債比率關(guān)系的回歸結(jié)果. 我們了解到當(dāng)公司股權(quán)相對(duì)集中, 所占比例較大時(shí), 前幾大股東為了提高自己的控股權(quán)比例, 增加自己在公司的話語權(quán), 會(huì)最大限度地調(diào)動(dòng)公司融資能力來籌集資金.但當(dāng)股權(quán)集中度較小時(shí), 股權(quán)相對(duì)分散, 在這類公司中各股東都有“搭便車”的沖動(dòng), 公司更偏向于透明度較高的權(quán)益性融資.

為了驗(yàn)證股權(quán)集中度與負(fù)債比率是否存在非線性關(guān)系. 表6中我們引入股權(quán)集中度(H5)平方項(xiàng), 結(jié)果發(fā)現(xiàn)模型(5)和(6)都通過了顯著性檢驗(yàn), 總體上呈現(xiàn)正“U”型的二次函數(shù)關(guān)系. 負(fù)債比率隨著股權(quán)集中度的增加呈降低—上升趨勢發(fā)展, 這與上述理論分析一致. 從而假設(shè)3得到驗(yàn)證.

4.股權(quán)集中度、負(fù)債比率與公司績效關(guān)系的實(shí)證檢驗(yàn)

為了了解股權(quán)集中度怎樣通過負(fù)債來影響公司業(yè)績, 我們引入H5*LEV的交乘項(xiàng). 當(dāng)交乘項(xiàng)為正時(shí), 股權(quán)集中度通過對(duì)負(fù)債的影響促進(jìn)公司的業(yè)績增長. 當(dāng)交乘項(xiàng)為負(fù)時(shí), 股權(quán)集中度又通過負(fù)債抑制公司業(yè)績的增長.在表7中, 解釋變量LEV的系數(shù)顯著為負(fù), 但交乘項(xiàng)H5*LEV的系數(shù)顯著為正, LEV的系數(shù)與H5*LEV交乘項(xiàng)的系數(shù)相反, 這表明在控制其他變量影響情況下, 股權(quán)集中度能通過影響負(fù)債來促進(jìn)公司業(yè)績. 即隨著負(fù)債比率的逐漸增加, 公司績效降低, 但股權(quán)集中度能夠發(fā)揮抑制這種降低的趨勢. 從而, 假設(shè)4通過了檢驗(yàn).

表7 模型(7)的回歸結(jié)果Tab.7 Regression result of model 7

5 結(jié)論與建議

本文以四川省上市公司為樣本對(duì)上市公司負(fù)債、股權(quán)融資和公司績效的相互關(guān)系進(jìn)行實(shí)證研究. 結(jié)果發(fā)現(xiàn):①負(fù)債比率與公司績效呈 “n”型二次函數(shù)曲線關(guān)系, 過多的負(fù)債易引發(fā)公司績效下降, 而適當(dāng)?shù)呢?fù)債則有利于促進(jìn)公司績效上升. ②股權(quán)集中與公司績效存在著正的相關(guān)性關(guān)系. ③股權(quán)集中度對(duì)負(fù)債有很大影響作用, 并從實(shí)證角度證明了股權(quán)集中度可以通過影響負(fù)債作用于公司績效.

針對(duì)上述所存在的問題, 我們提出以下幾條建議: ①為了提高公司業(yè)績, 需要進(jìn)一步優(yōu)化公司的債權(quán)融資結(jié)構(gòu), 將公司外部債務(wù)控制在一定范圍內(nèi), 以達(dá)到公司績效最優(yōu). ②股權(quán)集中度通過債務(wù)作用于公司績效, 這就要加強(qiáng)股權(quán)約束機(jī)制, 建立具有監(jiān)督職能的股東治理結(jié)構(gòu), 同時(shí)提高公司員工和小股東對(duì)公司監(jiān)督意識(shí).

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Ownership concentration, debt financing and corporate performance—based on empirical evidence of listed companies in Sichuan

Taking Sichuan’s listed companies between the year 2008 and 2012 as study subject, this paper analyzes the relationship between ownership concentration, debt financing and corporate performance. The empirical results show that, there is an inverted U-shaped relation between corporate performance and corporate debt, but a kind of nonlinear “U” shape relation between ownership concentration and debt. At the same time, ownership concentration is significantly positively related with corporate performance. Furthermore, the paper also finds that ownership concentration has an effect on corporate performance by affecting the debt.

ownership concentration; debt financing; corporate performance

WANG Lu , YU Li-xia

（School of Business, Sichuan Normal University, Chengdu 610101, P.R.C.）

F275

A

1003-4271(2014)04-0618-07

10.3969/j.issn.1003-4271.2014.04.29

2014-05-18

王璐(1990-), 男, 漢族, 山東菏澤人, 碩士研究生, 研究方向：財(cái)務(wù)管理與會(huì)計(jì).

余麗霞(1972-), 女, 漢族, 山西晉城人, 教授, 博士, 碩士生導(dǎo)師, 研究方向: 金融學(xué).

四川省教育廳重點(diǎn)項(xiàng)目《金融產(chǎn)業(yè)集群對(duì)區(qū)域經(jīng)濟(jì)增長的效應(yīng)研究——以成渝經(jīng)濟(jì)區(qū)建設(shè)為例》(13SA0135)和四川師范大學(xué)學(xué)生科創(chuàng)重點(diǎn)項(xiàng)目《會(huì)計(jì)穩(wěn)健性與過度投資行為研究》基金資助.