劉 衛(wèi)

(重慶財經(jīng)職業(yè)學(xué)院,重慶 永川 402160)

債務(wù)融資一直是我國上市公司獲取外部資本的主要方式。當(dāng)借款方受制于較高的融資約束時,由第三方提供債權(quán)擔(dān)?？梢越档徒杩罘降娜谫Y約束,從而促進(jìn)資本融通。Dybvig等(2011)利用我國第三方擔(dān)保數(shù)據(jù)研究證實,對外擔(dān)保能夠有效緩解借款方的融資困境。方重(2019)研究發(fā)現(xiàn),我國上市公司對外擔(dān)保以對子公司擔(dān)保為主。上市公司與銀行相比,對其子公司的經(jīng)營狀況享有更多的信息,在通常情況下,上市公司與子公司具有整體利益一致性。根據(jù)信息風(fēng)險理論,上市公司為子公司提供擔(dān)保不僅可以減輕銀行與子公司之間信息不對稱的程度,而且降低了銀行的貸款風(fēng)險。子公司獲得銀行的優(yōu)惠貸款利率,對上市公司整體而言也可以起到降低債務(wù)資本成本的作用。然而,大多數(shù)學(xué)者研究發(fā)現(xiàn)，我國上市公司對外擔(dān)保帶來負(fù)面經(jīng)濟(jì)后果的可能性較大。吳艷華(2019)發(fā)現(xiàn),對外擔(dān)保行為會提高上市公司自身的債務(wù)違約風(fēng)險,對外擔(dān)保比例越高,陷入財務(wù)風(fēng)險的可能性越大。劉成立(2010)研究了對外擔(dān)保對非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的影響,發(fā)現(xiàn)上市公司對外擔(dān)保越多,出具非標(biāo)準(zhǔn)審計意見的可能性越大。目前,國內(nèi)關(guān)于對外擔(dān)保行為對債務(wù)資本成本影響的研究還十分有限,現(xiàn)有的研究結(jié)論較傾向于上市公司對外擔(dān)保會顯著提高債務(wù)資本成本。

截至2018年末,我國涉及對外擔(dān)保業(yè)務(wù)的上市公司數(shù)量超過了2 000家,對外擔(dān)保期末余額近5萬億元,且擔(dān)保余額整體呈上升趨勢,因此確定對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的影響對規(guī)范上市公司對外擔(dān)保行為具有重要意義。本文采用Hansen(1999)提出的門檻效應(yīng)模型,以公司資本結(jié)構(gòu)為門檻變量,擬利用2012—2018年連續(xù)披露對外擔(dān)保信息的國內(nèi)上市公司為研究樣本,實證檢驗在不同的資本結(jié)構(gòu)下對外擔(dān)保對公司債務(wù)資本成本產(chǎn)生的影響。研究發(fā)現(xiàn),公司資本結(jié)構(gòu)存在兩個門檻值,并且不同資本結(jié)構(gòu)區(qū)間內(nèi)對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的影響產(chǎn)生了結(jié)構(gòu)性變化。當(dāng)上市公司處于低負(fù)債水平(資產(chǎn)負(fù)債率≤0.253)時,上市公司對外擔(dān)保行為與債務(wù)資本成本呈顯著負(fù)相關(guān);處于中等及以上負(fù)債水平(0.253<資產(chǎn)負(fù)債率≤0.488)時,上市公司對外擔(dān)保行為與債務(wù)資本成本呈顯著正相關(guān);當(dāng)上市公司處于高負(fù)債水平(資產(chǎn)負(fù)債率>0.488)時,對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本正相關(guān)影響可能更為凸顯。

本文的研究貢獻(xiàn)和創(chuàng)新性主要體現(xiàn)在以下兩個方面:第一,相對于已有的研究內(nèi)容,本文檢驗了不同資本結(jié)構(gòu)下對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的影響,拓寬了對外擔(dān)保的研究視角,也豐富了債務(wù)資本成本的影響因素;第二,本文運用門檻效應(yīng)模型分析發(fā)現(xiàn),不同資本結(jié)構(gòu)下上市公司對外擔(dān)保行為對債務(wù)資本成本的影響會產(chǎn)生結(jié)構(gòu)性變化,這對現(xiàn)有的研究結(jié)論起到了一定的補充作用。

一、研究背景、理論分析與研究假設(shè)

(一)研究背景

信息風(fēng)險是影響公司債務(wù)資本成本的一個重要因素,而信息披露是信息風(fēng)險的主要來源之一。目前,國內(nèi)外關(guān)于信息披露影響債務(wù)資本成本的研究主要有:Pittman和Steve Fortin(2004)研究了審計信息披露對債務(wù)資本成本的影響,發(fā)現(xiàn)選擇六大審計事務(wù)所審計會降低公司債務(wù)資本成本;施繼坤和張廣寶(2014)研究了內(nèi)部控制信息披露與債務(wù)資本成本,認(rèn)為內(nèi)部控制信息的披露可以起到降低公司債務(wù)資本成本的作用;王建玲等(2016)以2010—2013年中國A股上市公司的數(shù)據(jù)實證檢驗了公司發(fā)布社會責(zé)任報告有助于降低債務(wù)資本成本;徐經(jīng)長等(2017)研究了并購商譽信息對債務(wù)資本成本的影響,發(fā)現(xiàn)商譽信息的確認(rèn)與減值對債務(wù)資本成本具有顯著影響。上述研究從不同角度證實了非財務(wù)信息披露會影響公司債務(wù)資本成本,對外擔(dān)保信息同樣屬于非財務(wù)信息,是否也會影響債務(wù)資本成本有待研究。

早期對外擔(dān)保的相關(guān)研究主要關(guān)注于發(fā)生對外擔(dān)保行為的上市公司的財務(wù)特征。劉小年和鄭仁滿(2015)研究發(fā)現(xiàn)，業(yè)績越差、資產(chǎn)負(fù)債率越高的上市公司發(fā)生對外擔(dān)保的可能性越大。王立彥和林小馳(2007)實證分析了2001年我國上市公司披露的對外擔(dān)保信息,發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)規(guī)模和負(fù)債情況會對擔(dān)保行為產(chǎn)生影響。自2007年以來,我國上市公司被強制要求披露對外擔(dān)保信息,學(xué)者們開始重點關(guān)注對外擔(dān)保行為可能產(chǎn)生的經(jīng)濟(jì)后果,研究結(jié)果大多表明對外擔(dān)保產(chǎn)生負(fù)面效果的可能性較大。目前,對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本的相關(guān)研究十分有限,有代表性的研究是，劉彬等(2017)選取2007—2011年國內(nèi)A股上市公司數(shù)據(jù),利用OLS回歸發(fā)現(xiàn)對外擔(dān)保會顯著提高債務(wù)資本成本。

(二)理論分析與研究假設(shè)

對外擔(dān)保在本質(zhì)上是對債權(quán)人權(quán)利得以實現(xiàn)的一種保障。根據(jù)信息風(fēng)險理論,上市公司為子公司擔(dān)保既降低了子公司與銀行之間信息不對稱的程度,又降低了債權(quán)人的風(fēng)險,為子公司獲得銀行優(yōu)惠貸款利率創(chuàng)造了條件,起到降低債務(wù)資本成本的效果。但是,上市公司的對外擔(dān)保行為會給自身帶來不確定的財務(wù)風(fēng)險,這種風(fēng)險可能會促使其他債權(quán)人要求更高的風(fēng)險補償,從而提高公司的債務(wù)資本成本。因此,對外擔(dān)?？赡軙鶆?wù)資本成本產(chǎn)生“雙刃劍”的效果。根據(jù)Sengupta(1998)的研究結(jié)果,公司債務(wù)規(guī)模對會計信息質(zhì)量與債務(wù)資本成本關(guān)系具有重要影響。資本結(jié)構(gòu)是衡量公司債務(wù)規(guī)模的有效指標(biāo),那么在不同資本結(jié)構(gòu)下,公司對外擔(dān)保行為會不會對債務(wù)資本成本產(chǎn)生不同的影響?基于上述分析,我們提出假設(shè)1、假設(shè)2。

假設(shè)1:在不同資本結(jié)構(gòu)下,上市公司對外擔(dān)保行為對債務(wù)資本成本的影響會存在結(jié)構(gòu)性差異。

根據(jù)信息風(fēng)險理論,公司治理水平是信息風(fēng)險的主要來源之一。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn),資產(chǎn)負(fù)債率越高的上市公司發(fā)生對外擔(dān)保行為的可能性越大,其解釋是對外擔(dān)保成為大股東掏空上市公司的一種手段。在公司處于高負(fù)債水平下提供對外擔(dān)?？赡鼙砻鞴局卫硭捷^低。另外,債務(wù)資本成本在本質(zhì)上是債權(quán)人要求的報酬率,公司風(fēng)險越大,債權(quán)人要求的報酬率會越高。因此,較高負(fù)債水平相較于較低負(fù)債水平下提供對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的影響可能會更大。

假設(shè)2:上市公司處于較高負(fù)債水平時,對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本正相關(guān)影響可能更為凸顯。

二、研究設(shè)計

(一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本是2012—2018年連續(xù)披露對外擔(dān)保信息的國內(nèi)上市公司,數(shù)據(jù)來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫。本文在初始樣本基礎(chǔ)上進(jìn)行了如下樣本篩選:(1)剔除金融保險行業(yè)的樣本;(2)剔除數(shù)據(jù)不全的上市公司和ST上市公司。在進(jìn)行樣本篩選后,本文得到2012—2018年652家上市公司共4 564個樣本。為控制異常值對研究結(jié)果的影響,本文對所有連續(xù)變量在1%和99%的水平上進(jìn)行了縮尾處理。文中的數(shù)據(jù)統(tǒng)計與處理主要運用Excel2007和Stata13.0。

(二)變量解釋

被解釋變量為上市公司債務(wù)資本成本(Costdebt),通過借鑒蔣琰(2009)、魏志華等(2012)的研究,本文中的債務(wù)資本成本采用利息總支出/公司年初年末平均總負(fù)債來衡量。門檻變量為資本結(jié)構(gòu)(TL),采用公司期末總負(fù)債/期末總資產(chǎn)來衡量。解釋變量：對外擔(dān)保(Gua),參考劉彬等(2017)的研究,當(dāng)上市公司期末存在對外擔(dān)保情形時取值為1,否則取值為0；擔(dān)保比例(Gua-T)，作為替代解釋變量用于后期的穩(wěn)健性檢驗,擔(dān)保比例采用公司期末擔(dān)保總額/公司期末凈資產(chǎn)來衡量。為了控制其他因素對債務(wù)資本成本的影響,本文選擇公司資產(chǎn)規(guī)模(Size),資產(chǎn)凈利率(Roa)、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(Turnover)和營業(yè)收入增長率(Growth)作為控制變量,具體定義如表1所示。

表1 變量定義

(三)模型設(shè)定

根據(jù)前面的理論分析,公司對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本之間可能因為公司資本結(jié)構(gòu)的不同而呈現(xiàn)出非線性關(guān)系,因此我們采用Hansen提出的門檻效應(yīng)模型,根據(jù)數(shù)據(jù)本身的特點內(nèi)生地進(jìn)行區(qū)間劃分,進(jìn)而研究不同區(qū)間內(nèi)對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本之間的關(guān)系。下面我們先介紹單一門檻模型的設(shè)定,進(jìn)而擴展到多門檻模型。單一門檻模型的設(shè)定形式如下:

新時代，上海化工區(qū)將牢牢把握高質(zhì)量發(fā)展的總體要求，按照最高標(biāo)準(zhǔn)、最嚴(yán)要求、最好水平的目標(biāo)，要把安全作為底線紅線、要把綠色作為重要導(dǎo)向、要把高端化作為主攻方向、要把創(chuàng)新作為根本動力的要求，推進(jìn)園區(qū)發(fā)展的質(zhì)量變革、效率變革和動力變革，把園區(qū)建成具有國際競爭力的世界級品牌名園和全球最嚴(yán)環(huán)保標(biāo)準(zhǔn)的綠色化工產(chǎn)業(yè)集群，爭當(dāng)新時代全國化工園區(qū)高質(zhì)量發(fā)展的新樣本。

(1)

式中,i表示公司,t表示年份,μi反映公司的個體效應(yīng),Xit為一組控制變量(具體見表1),θ為相應(yīng)的系數(shù)向量,εit為隨機干擾項。g為門檻變量,在本文中采用資本結(jié)構(gòu)變量,用資產(chǎn)負(fù)債率來衡量;γ為特定的門檻值,I(·)為一指標(biāo)函數(shù),當(dāng)括號中的條件滿足時取值為1,否則為0;β1和β2分別表示資產(chǎn)負(fù)債率小于和大于門檻值γ時,對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本影響的估計系數(shù)。關(guān)于門檻模型原理和估計方法詳見Hansen的文獻(xiàn)內(nèi)容,本文不再贅述。

另外,我們建立一個固定效應(yīng)模型與門檻效應(yīng)模型進(jìn)行對比。由于固定效應(yīng)模型可以消除不隨時間變化的不可觀測因素如行業(yè)效應(yīng)、年度效應(yīng)等對債務(wù)資本成本的內(nèi)生性影響,因此本文在固定效應(yīng)模型中沒有加入年度和行業(yè)啞變量,模型設(shè)定形式如下:

(2)

三、實證檢驗與分析

(一)描述性統(tǒng)計分析

根據(jù)樣本篩選和處理后得到的最終樣本,我們對相關(guān)變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析。樣本中顯示,國內(nèi)上市公司2012—2018年債務(wù)資本成本的均值和中位數(shù)分別為2.507和2.496,對外擔(dān)保變量的均值和中位數(shù)分別為0.979和1.000,相較于劉彬等(2017)研究的相關(guān)結(jié)果都有一定幅度的提升。從門檻變量來看,資本結(jié)構(gòu)的變動范圍從0.160到0.893,表明上市公司資本結(jié)構(gòu)存在較大的差異?？刂谱兞恐匈Y產(chǎn)凈利率和營業(yè)收入增長率的最小值均處于0以下,表明這些上市公司可能陷入不同程度的財務(wù)困境。描述性統(tǒng)計分析的具體結(jié)果如表2所示。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

(二)相關(guān)性分析

本文對主要變量進(jìn)行了相關(guān)性分析,結(jié)果顯示Gua與Costdebt的相關(guān)系數(shù)為0.055,且在1%的水平上顯著,說明對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本可能顯著正相關(guān)。解釋變量、門檻變量、控制變量之間的相關(guān)性分析見表3。從相關(guān)性檢驗結(jié)果來看,相關(guān)系數(shù)的絕對值大多保持在0.5以下,說明變量之間的相關(guān)性較弱,各個變量較為獨立。

表3 解釋變量、門檻變量、控制變量相關(guān)性分析

(三)門檻模型檢驗

首先, 我們需要確定門檻的個數(shù),以便確定模型的形式。我們依次在單一門檻、雙重門檻和三重門檻的設(shè)定下對模型進(jìn)行估計,得到的F值統(tǒng)計量和采用自抽樣法得出的P值見表4。我們發(fā)現(xiàn),在自抽樣次數(shù)為500次情形下,單一門檻、雙重門檻以及三重門檻的效果都非常顯著,相應(yīng)的自抽樣P值均為0.000。

表4 門檻效果檢驗

表5 門檻估計值和95%置信區(qū)間

鑒于表5中三重門檻模型門檻估計值和95%置信區(qū)間與雙重門檻模型第二個門檻估計值和95%置信區(qū)間差別不大,本文選擇雙重門檻模型來檢驗不同資本結(jié)構(gòu)下對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的影響,模型設(shè)定如下:

(3)

其中，式(3)與式(1)的參數(shù)含義相同,γ1與γ2分別表示兩個不同的門檻值。借助似然比函數(shù)圖,我們可以更清晰地理解門檻值的估計和置信區(qū)間的構(gòu)造過程。門檻參數(shù)的估計值是指似然比檢驗統(tǒng)計量LR為0時γ的取值,在我們的雙重門檻模型中分別對應(yīng)γ1=0.253和γ2=0.488，分別如圖1、圖2所示。我們根據(jù)雙重門檻模型中的兩個門檻值將上市公司按資本結(jié)構(gòu)分成低負(fù)債水平(TL≤0.253)、中等負(fù)債水平(0.2530.488)等三個不同區(qū)間。

圖1 第一個門檻的估計值和置信區(qū)間

圖2 第二個門檻的估計值和置信區(qū)間

(四)門檻效應(yīng)模型與固定效應(yīng)模型估計結(jié)果與對比

我們利用式(3)進(jìn)行門檻效應(yīng)回歸,回歸結(jié)果見表6中的門檻效應(yīng)模型(1)?；貧w結(jié)果顯示,不同資本結(jié)構(gòu)區(qū)間內(nèi)對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的影響存在結(jié)構(gòu)性差異。當(dāng)上市公司處于低負(fù)債水平(TL≤0.253)時,對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本的回歸系數(shù)為-0.409,且在1%水平下顯著,表明上市公司在低負(fù)債水平下提供對外擔(dān)保能降低債務(wù)資本成本。當(dāng)上市公司處于中等負(fù)債水平(0.2530.488),回歸系數(shù)為0.512,相比中等負(fù)債水平的回歸系數(shù)進(jìn)一步提高,且在1%水平下顯著,表明上市公司負(fù)債水平越高,對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本正相關(guān)影響可能越凸顯,符合我們提出的假設(shè)2。

固定效應(yīng)模型的回歸結(jié)果見表6中的固定效應(yīng)模型(1)。結(jié)果顯示，對外擔(dān)保變量的回歸系數(shù)為0.274,并且在1%水平下顯著,表明在不考慮資本結(jié)構(gòu)的門檻效應(yīng)時,對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本呈顯著正相關(guān),這與劉彬等(2017)的研究結(jié)論保持一致。

表6 固定效應(yīng)模型與門檻效應(yīng)模型比較

(五)穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述結(jié)果的可靠性,本文從以下兩方面展開穩(wěn)健性檢驗:一是將解釋變量、門檻變量以及控制變量滯后一期的結(jié)果代入式(1)和式(2),雙重門檻效果檢驗依舊顯著,回歸分析結(jié)果見表6中的門檻效應(yīng)模型(2)?；貧w系數(shù)β的變化趨勢與門檻效應(yīng)模型(1)保持一致且在1%水平下顯著,進(jìn)一步驗證了本文所提出的兩個假設(shè);二是用變量“擔(dān)保比例”替代變量“對外擔(dān)?！弊鳛樾碌慕忉屪兞看胧?1)和式(2),雙重門檻效果檢驗同樣顯著,回歸分析結(jié)果見表6中的門檻效應(yīng)模型(3)?；貧w系數(shù)β依舊在1%水平下顯著且發(fā)生結(jié)構(gòu)性變化,符合本文所提出的假設(shè)1,但β3相較于β2有所下降,從β值的大小來看可能是由于變量“擔(dān)保比例”與債務(wù)資本成本之間相關(guān)性較弱造成的。此外,我們通過Hausman檢驗拒絕了隨機效應(yīng)模型的原假設(shè),本文采用固定效應(yīng)模型得到的回歸分析結(jié)果更加穩(wěn)健,由于文章篇幅限制不再贅述。

四、研究結(jié)論與啟示

本文使用Hansen提出的門檻效應(yīng)模型對我國上市公司的資本結(jié)構(gòu)、對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本的關(guān)系進(jìn)行了檢驗,研究結(jié)論如下:(1)資本結(jié)構(gòu)存在顯著性的雙重門檻效應(yīng)。兩個門檻值將上市公司資本結(jié)構(gòu)劃分為三個區(qū)間,分別代表低負(fù)債水平、中等負(fù)債水平以及高負(fù)債水平。(2)我國上市公司對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本存在顯著的區(qū)間效應(yīng)。在低負(fù)債水平下,對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系;在中等負(fù)債水平下,對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本呈顯著的正相關(guān)關(guān)系；在高負(fù)債水平下,對外擔(dān)保與債務(wù)資本成本依然呈顯著的正相關(guān)關(guān)系。(3)上市公司負(fù)債水平越高,對外擔(dān)保對債務(wù)資本成本正相關(guān)影響可能越凸顯。

本文的研究對上市公司對外擔(dān)保決策具有一定的啟示作用。(1)對外擔(dān)保信息披露會顯著影響債務(wù)資本成本,上市公司應(yīng)當(dāng)規(guī)范對外擔(dān)保行為,控制對外擔(dān)保規(guī)模,并及時了解被擔(dān)保方的經(jīng)營狀況,控制債務(wù)違約風(fēng)險。(2)當(dāng)子公司存在較高的融資約束時,上市公司在自身負(fù)債水平較低的情況下可以為子公司提供擔(dān)保,發(fā)揮對外擔(dān)保的價值作用。(3)在較高負(fù)債水平下提供對外擔(dān)?？赡苓M(jìn)一步提高債務(wù)資本成本,上市公司應(yīng)當(dāng)謹(jǐn)慎決策,避免因被擔(dān)保方發(fā)生債務(wù)違約而陷入債務(wù)危機。