终极产权与公司负债行为

来源:用户上传      作者: 张文龙　郭泽光　杨　杰

　　摘要：本文利用我国股权分置改革导致股权结构变动的契机，对我国民营上市公司面板数据检验了公司所有权结构与负债行为之间的关系。结果表明，内部股权比例和公司负债水平正相关，忽略非观测效应的影响将导致错误的研究结论。我国特殊的制度环境导致公司具有股权融资偏好，配股和增发对利润的严格要求导致利润剧烈波动的公司只能利用债务融资，这造成了我国上市公司经营风险和负债水平正相关。
　　关键词：终极产权　代理成本　负债行为
　　
　　一、引言
　　
　　Jensen and MeckUng(1976)的代理理论表明公司的股权结构与资本结构具有相关性。由于股权结构具有相对稳定性，目前关于股权结构和资本结构之间相关性的研究普遍采用单年度样本的普通最小二乘回归或者面板数据的混合回归，而未能进行模型设定的检验，这很可能导致估计系数的偏误和不一致。我国股权分置改革导致大部分公司的股权结构发生了变化，这为研究提供了一个检验模型设定的机会，股权结构的时变特征使其可以包括在固定效应回归模型中。可以根据数据自身特征考虑潜在的非观测效应来选择合适的模型探索所有权结构和资本结构的关系，以得到较为可靠的结论。我国民营上市公司部分是通过IPO上市，部分通过并购重组而民营化。由于我国严格的上市制度，导致上市公司的壳资源价值，绝大部分并购重组民营化的公司民营化前都陷入了财务困境。通过并购重组民营化的公司和通过IPO上市的民营公司之间各方面特征都存在着显著差异，因此本文也将民营上市公司分为IPO上市和并购重组民营化两个子样本进行研究以探寻制度环境对公司资本结构决策的影响。
　　
　　二、文献回顾
　　
　　Jensen and Meckling(1976)的代理成本理论认为负债具有两种相反的效应，增加负债一方面能够减少内部股东和外部中小股东的利益冲突，另一方面增加了全体股东和债权人之间的利益冲突，每种利益冲突都会导致代理成本。在外部股东和债权人理性假设下，全部的代理成本由内部股东承担。公司内部股东的最优决策是使得总代理成本最小化。因此公司的负债水平是公司两类代理成本权衡的结果。Harris and Raviv(1988)和Stulz(1988)将控制权因素引入了资本结构的研究，认为控制权是内部股东获得私有收益的基础，外部股东或潜在投资者可能会和内部股东竞争公司控制权，内部股东为了稳固自己的控制权地位，其可能通过提高负债率来提高自身的持股比例。同时，由于负债需要到期还本付息的硬约束性质，为了获取控制权私有收益的内部股东一定情况下也有减少负债比率的激励。总之，内部股东持股比例与公司负债水平之间关系的大小和符号是一个经验问题。
　　
　　三、研究设计
　　
　　(一)样本选择2005年4月开始的股权分置改革到2006年底基本完成。股权分置改革伴随公司所有权结构的变化使我们可以根据数据自身的特征来考虑潜在非观测效应的影响进行模型的选择。由于民营企业更符合理性人假设，因此本文选择我国民营上市公司2004年至2006年度的平衡面板数据来研究所有权结构和资本结构之间的关系。样本选择程序为：首先选择2004年底家族或个人控制的上市公司309家，剔除B股、H股公司12家，剔除sT公司76家，剔除2004年至2006年控股股东控制权小于10％的公司和控股股东发生变动的公司21家，最终得到200家公司共600个样本点。其中通过IPO上市的为99家297个样本点，通过并购重组民营化的为101家303个样本点。除终极控股股东的现金流权数据根据公司财务报表手工计算外，其他数据全部来源于Wind数据库。
　　(二)变量选取(1)公司负债水平的代理变量。公司负债分为付息债务和无息债务，付息债务包括公司的借款和应付债券，无息债务包括公司的贸易应付款等资金占用。已有研究表明我国上市公司无息债务在公司债务总额中占有很大比重。本文同时用付息债务资产比率和资产负债率作为公司负债的代理变量。(2)内部人持股比例。JensenandMeckling(1976)、Harris andRaviv(1988)和Stulz(1988)都将内部人假定为公司经理层。国外一般将董事长、副董事长和总经理持股比例之和作为经理持股比例。但我国经理直接持股比例很小，民营上市公司的最终控股股东一般都是通过金字塔所有权结构对上市公司进行控制。经理层大部分都是控股股东自身或其直接代表。本文假设终极控股股东和经理层之间不存在代理成本，用终极控股股东在上市公司中的现金流权比例来代理内部人持股比例。(3)控制变量。根据Huangand Song(2006)和张春、廖冠民(2007)，本文选取公司规模、公司获利能力、资产有形性、非债务税盾、税收负担、公司成长能力和经营风险作为控制变量。各变量的定义见(表1)：
　　
　　(三)模型建立由于面板数据同时具有截面和时间序列两个维度，适宜的回归模型将比单纯的截面数据回归模型复杂的多。如果可观测的解释变量控制了个体的所有相关特征，那将不会存在相关的非观测特征。在这种情况下，非观测效应被剔除，混合OLS可以用来合理地估计这个模型，此时可将所有时间段的观测值当作一个单一的样本。如果可观测的解释变量并不能控制个体的所有相关特征，非观测效应与可观测的任何一个解释变量存在相关性。被解释变量对可观测变量的回归估计就会受到非观测异质性偏差的影响。即使是在非观测效应与任何一个可观测变量不相关的情况下，非观测效应的存在也会导致0Ls产生低效估计和无效标准误。在这种情况下，需要根据数据本身的特征采用固定效应或随机效应的回归方法来进行估计。因此，对于面板数据必须进行模型设定检验，否则将可能得到非一致或非有效的估计量。因此，下面的回归分析中，分别通过F检验对固定效应和混合回归、Hausman检验对固定效应和随机效应、Breusch-Pagan Lagrange乘数检验对随机效应和混合回归进行两两检验，根据检验结果进行模型的选择。
　　根据上述理论分析和变量定义，建立基本的回归模型如下：
　　LA(Da)=β0+β1Cash+β2Size+β3Roa+β4Tangas+β5Ndts+β6Taxrate+β7Tq+β8Stdroa+β9Dummy2005+β10Dummy2006+ε
　　上述模型是固定效应模型、随机效应模型和混合回归模型的一般形式，具体选择哪个模型需要根据统计检验结果来确定。通过IPO上市的民营公司和通过并购重组民营化的公司特征存在较大差异，对两个子样本分别进行回归。
　　
　　四、实证分析
　　
　　(一)描述性统计分析从描述性统计结果(表2)可以看出，IPO上市公司和通过并购民营化的公司其资产负债率的均值和中位数都远远超过了付息债务资产比率，表明贸易占款等非付息债

务在我国民营公司中所占比重较大，IPO上市民营公司的负债水平低于并购重组民营化的公司。IPO民营化公司控股股东平均持股份额为29.8％，大于通过并购民营化公司的17.4％。IPO公司的获利能力高于通过并购民营化的公司，这符合我国上市公司大部分仅仅亏损后才可能被民营化的现状，我国上市公司壳资源具有价值。张春、廖冠民(2007)对非国有上市公司统计结果表明样本平均资产负债率和付息债务资产比率分别为0.517和0.287。比本文结果稍大，这可能是由于本文样本剔除了ST&司而导致的差异。其他各变量的描述性统计结果和张春、廖冠民(2007)的统计结果具有可比性。对IPO上市公司和并购民营化公司进行了两样本的均值差异T检验，结果发现两类公司在资产负债率、付息债务资产比、现金流权比例和资产报酬率之间的差异显著。
　　(二)内部股权比例和负债水平的回归结果分析内部股权比例和负债水平的全样本和各子样本回归结果见(表3)。
　　(1)模型检验结果表明，全样本中内部股权比例与公司资产负债率之间关系的合理模型应为固定效应模型(1)。从模型(1)可以看出，内部股权比例与公司资产负债率呈正相关但系数不显著。如果错误选择了随机效应模型或混合最小二乘回归则会得出内部股权比例与资产负债率显著负相关的结论，这与张春、廖冠民(2007)得出民营上市公司第一大股东持股比例与公司杠杆负相关的结果一致。考虑非观测效应的潜在影响是熏要的。
　　(2)经营风险越高，公司陷入财务困境的概率越大，公司的财务困境成本也就越大。根据权衡理论，盈利的波动性越大，公司的财务杠杆越低。Bradley、JaneU and Kim(1984)发现波动性与财务杠杆显著负相关。但本文发现公司风险和公司的财务杠杆正相关，这与Huang and Song(2006)和张春、廖冠民(2007)发现的我国上市公司经营风险和财务杠杆正相关的研究结果一致。Huang and Song(2006)将其解释为逆向选择作用使得高负债公司更可能从事高风险的项目。张春、廖冠民(2007)发现经营风险与非贸易占款正相关而与付息债务比率不相关，其认为公司经营风险与资产负债率正相关的合理解释应该是中国高风险公司在银行贷款融资方面受到限制，以至于试图通过占用经营往来资金进行融资。本文将~EIPO公司和并购公司分类回归结果中给出另一个解释视角。
　　(3)公司规模同公司的资产负债率正相关，这符合大公司能向债权人提供更多的信息、其现金流更稳定更分散化和有更少破产概率的假设。公司获利能力和资产负债率负相关，支持Myers andMajluf(1984)融资优序理论的预测，而与权衡理论的预测相反。有形资产比率和公司的资产负债率正相关，这与Jensen and Meckling(1976)的有形资产的抵押效应可以减轻股东和债权人之间代理成本的预测一致。非债务税盾与公司的资产负债率负相关，这证实了DeAngeloandMasulis(1980)提出的非债务税盾与债务税盾可以相互替代的结论，也和Huang and Song(2006)的研究结果一致。对配对样本t检验结果表明公司三年的所得税税率没有显著差异，由于所得税税率的稳定性导致难以发现所得税税率与公司负债正相关的理论预测。研究也未发现公司成长性与公司资产负债率相关的证据。总体上研究发现大部分影响国外公司资本结构的因素也同样影响我国民营上市公司资本结构的决策。
　　(4)模型检验结果表明，全样本中内部股权比例与公司付息债务资产比率的合理模型应为固定效应模型(2)，模型(2)表明控股股东现金流权和付息债务比仍然呈不显著正相关关系，如果误用回归模型将得出内部股权比例和付息债务资产比率负相关的结论。企业规模、获利能力、有形资产比率、非债务税盾、公司风险对付息债务资产比率影响的符号和显著性水平同模型(1)类似。
　　(5)IPO民营公司和通过并购民营化的公司各方面特征有显著差异，为了探测这种差异，本文对两类公司分别进行回归分析。根据F、Hausman和B-P拉格朗日乘数检验结果得到IPO公司的内部股权比例与资产负债率、付息债务资产比率关系的适合回归模型分别为固定效应模型(3)和(4)，并购重组民营公司的内部股权比例与资产负债率、付息债务资产比率关系的适合回归模型分别为随机效应模型(5)和(6)。从回归模型(3)和(4)得出IPO民营公司内部持股比例与负债水平显著正相关。从回归模型(5)和(6)得出并购重组公司内部持股比例与资产负债率显著正相关，与付息债务资产比率正相关，但系数不显著。这可能是由于并购重组公司业绩较差，因此付息债务的硬约束使得其更多的利用贸易占款等无息债务。分样本回归结果总体表明，公司内部股权比例与公司负债水平呈较显著的正相关关系(除模型(6)外)。全样本回归结果中公司内部股权比例和负债水平系数不显著，可能是由于IPO公司内部持般比例高而负债水平低；并购重组上市公司内部持股比例低而负债水平高所致。
　　(6)IPO民营公司的经营风险和负债水平显著正相关，而并购重组公司的经营风险和负债水平没有显著的相关关系。笔者认为这和我国的制度特征密切相关。我国严格的上市审批制度和上市后隐性的“不退市”制度并存，公司一旦上市，公司从股票市场继续融资受到的监督压力很小，我国上市公司遵循独特的融资顺序：即留存利润――股票――银行贷款。但我国上市公司的配股和增发对利润也有严格的规定，公司利润波动越大，其获得配股和增发的可能性也就越小，因此其负债水平应该和经营风险正相关。由于我国上市公司的壳资源价值，并购重组民营化的公司重组前大部分都是sT公司，其利润率低，本身没有配股和增发的机会，导致了经营风险和负债水平不相关。这也可能是并购重组公司负债水平高于IPO公司的主要原因。其他变量的符号都和全样本混合回归一致，仅仅有些变量的显著性(如IPO公司的有形资产比率)发生了变化。
　　
　　五、研究结论
　　
　　本文研究结果表明，终极控股股东的现金流权和公司的负债水平正相关。潜在的非观测效应对研究结果具有重要影响，如果忽略非观测效应，会导致误导性的研究结论。分样本结果表明我国严格的上市制度、隐性的退市担保制度和严格的再融资制度对我国民营上市公司资本结构具有重要影响。本文贡献在于利用我国特殊的股权分置改革这一机会检验了股权结构和资本结构之间的关系，同时增加了对制度如何影响公司资本结构选择的理解。我国的制度背景对公司资本结构决策具有重要影响。上市公司的壳资源价值导致了IPO直接上市民营公司和通过并购民营化公司之间的资本结构存在显著差异。配股和增发溢价及股市监督的弱化导致了公司的股权融资偏好。配股增发对利润水平的严格要求使得利润波动大的公司更可能达不到配股增发的要求而只能利用负债融资，由此导致我国上市公司经营风险和负债水平正相关。影响国外公司资本结构决策的因素大部分也影响我国民营公司的资本结构决策。公司规模和负债水平正相关，获利能力与负债水平负相关，资产有形性与负债水平正相关，非债务税盾与负债水平负相关。这些结果部分支持权衡理论，部分支持融资优序理论的预测。
　　
　　编辑　赵琳琳

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