政治關聯(lián)、金融發(fā)展與債務治理
——以我國國有控股上市公司為例

趙玉珍，張心靈，郭巧莉

（1.湖南科技大學 商學院，湖南 湘潭 411201； 2.內(nèi)蒙古農(nóng)業(yè)大學 經(jīng)濟管理學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010018；3.內(nèi)蒙古財經(jīng)學院，內(nèi)蒙古 呼和浩特 010010）＊

一、引言

目前我國正處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌時期，公司內(nèi)外部治理機制賴以發(fā)揮作用的制度環(huán)境仍然存在諸多問題，其中一個重要問題就是我國很大一部分上市公司存在的某種政治上的關聯(lián)，由此引發(fā)政府、企業(yè)和銀行之間的雙重預算軟約束，進而導致作為外部治理機制的債務治理失效。那么，上市公司的政治關聯(lián)是如何影響其債務治理發(fā)揮作用的呢？哪些制度環(huán)境因素可以抑制或消除這種影響呢？

以往的相關研究主要集中在下面的某一個方面：債務融資與公司價值或績效的關系［1－6］、政治關聯(lián)的存在降低債權人對企業(yè)的約束效應［7－10］；融資環(huán)境的改善可提高債務的治理功能［11，12］，等等。本文則試圖以我國滬深兩市A股上市公司2006～2010年的數(shù)據(jù)為樣本，將政治關聯(lián)和金融發(fā)展水平兩因素結合在一起考慮，并用新會計準則頒布后的最新數(shù)據(jù)進一步研究金融發(fā)展水平的提高對債務治理的影響，以及對政治關聯(lián)給債務治理帶來的負面影響的抑制作用。

二、理論分析與研究假設

西方財務學理論認為，在成熟的金融市場，債務融資是一種有效的外部治理機制。根據(jù)代理成本理論，在公司資產(chǎn)規(guī)模一定的情況下，負債比例增加可增加經(jīng)理所持股份的相對比重，如果經(jīng)理人揮霍浪費公司資源就會增加其自身的成本，因而經(jīng)理人會減少這種行為，從這一角度看，債務融資能夠降低代理成本，從而增加企業(yè)價值。而且經(jīng)理人考慮到債務需要還本付息，所以會減少其濫用自由現(xiàn)金流，從而可以降低代理成本。根據(jù)債務契約理論，當公司現(xiàn)金流很少且不能支付債務本息時，債權人可以接管公司，迫使公司破產(chǎn)清算，從這一角度看，債務融資可以抑制經(jīng)理的過度投資。

國外相關研究已經(jīng)驗證了債務融資的治理作用，但國內(nèi)有關債務融資與公司價值或績效關系的相關研究卻得出矛盾的結論。有的認為債務能提高公司價值或公司績效，而有的認為債務與公司績效之間存在負相關關系。出現(xiàn)矛盾結論的原因除了各研究的樣本選擇不同之外，是沒有考慮上市公司所受到的政治干預即政治關聯(lián)及上市公司所處地區(qū)金融發(fā)展水平等的制度環(huán)境因素所致。

1.政治關聯(lián)與債務治理。在我國轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟時期，不完全滿足西方財務理論所需要的債務發(fā)揮治理作用的條件，如我國金融市場處于發(fā)展的初級階段且地區(qū)差異大。在金融發(fā)展落后的地區(qū)，債權人還不是充分考慮貸款風險和收益的自主經(jīng)濟主體，因此造成債務治理機制效果不佳。企業(yè)政治關聯(lián)是造成上市公司債務治理機制失效的重要原因。企業(yè)政治關聯(lián)的存在對其債務融資產(chǎn)生兩種影響：一方面，政治關聯(lián)可提高擁有企業(yè)獲取貸款的能力，從而不會擔心債權人尤其是國有銀行的制裁［13，14］；另一方面，政治關聯(lián)引發(fā)銀行貸款的預算軟約束問題。債權人尤其是銀行對于存在政治關聯(lián)的企業(yè)常存在約束軟化問題，約束軟化問題不僅存在于借貸雙方事前的簽約上，還存在于事中的監(jiān)督與控制和事后的契約執(zhí)行中［15］。由于存在政府對企業(yè)和銀行的雙重預算軟約束，導致貸款銀行對債務人的貸款標準不能根據(jù)風險做出相應調(diào)整，導致不同政治關聯(lián)程度的企業(yè)在信貸標準上的差異，從而使得債務融資治理機制的失效。根據(jù)上述理論分析，提出假設1：

H1：上市公司的政治關聯(lián)將降低其債務融資的治理作用，甚至使債務治理機制失效。

2.金融發(fā)展與債務治理。債務治理功能的有效發(fā)揮需要各種體制和制度環(huán)境做保障，其中一個重要因素就是地區(qū)金融發(fā)展水平的提高。中國目前處于經(jīng)濟轉(zhuǎn)型期，不完善的制度環(huán)境不能有效保護企業(yè)的產(chǎn)權，政府過多地干預企業(yè)經(jīng)營行為，金融發(fā)展的地區(qū)差異大，市場發(fā)育程度低，不能提供透明的市場信息等，在這樣的金融環(huán)境下極易產(chǎn)生政治關聯(lián)的負面影響［16］。但是治理環(huán)境包括金融發(fā)展水平的改善有助于減輕這種負面影響，因為隨著金融發(fā)展水平的不斷提高，債權人會逐漸轉(zhuǎn)變?yōu)檎嬲灾鞯慕?jīng)濟主體，從而對上市公司產(chǎn)生有效的約束。為此，提出假設2：

H2：地區(qū)金融發(fā)展水平高，可以緩減政治關聯(lián)的預算軟約束問題，即上市公司所在地區(qū)金融發(fā)展水平越高，該地區(qū)上市公司的債務治理績效越大并可緩減政治關聯(lián)對債務治理的負面影響。

三、實證檢驗

（一）指標設計

1.政治關聯(lián)指標的界定。本文選擇上市公司第一大國有股東持股比例作為政治關聯(lián)度指標。這種衡量方式考慮到對公司決策產(chǎn)生決定性影響的是第一大股東的實際控制能力，比選擇前十大股東總國有股指標更加科學合理。

2.金融發(fā)展水平指標的界定?？紤]合理反映金融發(fā)展水平及數(shù)據(jù)的可獲得性，選擇金融深化程度指標（用各地區(qū)金融機構年末貸款余額／本地當年GDP表示）和金融效率指標（用各地區(qū)金融機構貸存比表示）作為各地區(qū)金融發(fā)展水平的指標。

3.債務治理績效指標的界定。債務治理績效是指債權人通過正式的或非正式的協(xié)議等形式對公司管理層形成約束，抑制其一系列損害債權人及公司利益的行為。為此，選擇反映公司價值的托賓Q值作為反映債務融資績效的替代指標。

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

由于2006年出臺新會計準則要求上市公司在2007年1月1日起實施，且要求上市公司調(diào)整2006年的報表，因此，選擇我國2006～2010年國有持股上市公司作為初始樣本，以剔除了金融保險類、發(fā)行B股和H股、被ST、數(shù)據(jù)不全后的上市公司為最終樣本。最后選出344家連續(xù)5年都有數(shù)據(jù)的上市公司1720個樣本。

財務數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫；2006～2009年金融機構貸存款余額數(shù)據(jù)來源于2010年中國金融年鑒，由于2010年金融機構貸存款余額數(shù)據(jù)沒有公布，故采用2009年數(shù)據(jù)代替；2006～2010年GDP數(shù)據(jù)來源于《中國統(tǒng)計年鑒2010》和《中國統(tǒng)計年鑒摘要2011》。

（三）模型建立及變量定義

分別用下列三個模型來檢驗假設1和假設2：

其中：TQ指托賓Q值，即股權市場價值加債務賬面凈值與公司總資產(chǎn)的賬面價值之比。ΔLDEBT、ΔSDEBT分別是公司長短期負債占總資產(chǎn)的比率的增量，SDEBTt－1和 LDEBTt－1分別是樣本公司期初短期負債和長期負債占總資產(chǎn)的比例；NO1t－1是第一大國有股東在第t－1期的持股比例，ΔSDEBT×NO1t－1和ΔLDEBT×NO1t－1是上述變量的乘積項，根據(jù)假設1，預期這兩個交叉項的系數(shù)為負。FD1、FD2是反映地區(qū)金融發(fā)展深度和地區(qū)金融發(fā)展效率的指標。ΔSDEBT×FD1（FD2）、ΔLDEBT×FD1（FD2）、NO1t－1×FD1（FD2）為交叉項，根據(jù)假設2，預期交叉項 ΔSDEBT ×FD1（FD2）和 ΔLDEBT ×FD1（FD2）的系數(shù)為正或相比模型1中的相應負系數(shù)絕對值降低，交叉項 NO1t－1×FD1（FD2）的系數(shù)為正或雖為負但相比模型1中NO1t－1的負系數(shù)絕對值降低。ZZL、XSJL、LNZZt－1、ZBL是控制變量，分別是總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、銷售凈利率、期初總資產(chǎn)的自然對數(shù)、總資產(chǎn)報酬率。

（四）實證檢驗及分析

本文使用Stata8.0軟件對上述三個模型進行回歸分析，以檢驗兩個假設，三個模型的回歸結果見表1所示。

表1 多元回歸結果

1.從模型1的回歸結果可見，SDEBTt－1的系數(shù)為正，且在5%的水平上與公司價值顯著相關，這說明我國上市公司短期債務具有公司治理功效，可提高公司價值。交叉項ΔSDEBT×NO1t－1的系數(shù)也為正，且在10%的水平上顯著，這與政治關聯(lián)會降低債務治理功能的假設相反，可能的原因是當國有控股公司遇到短期財務困難時，銀行會在政府的干預下為銀行提供幫助，這也從另一個側面驗證了我國上市公司政治上的關聯(lián)，在一定程度上可以彌補市場及法律等方面缺陷的論點。

LDEBTt－1的系數(shù)為正，雖然在統(tǒng)計上不顯著，但可說明其與公司價值的正相關關系，這表明我國上市公司的長期債務的債權人可以通過債務契約來約束經(jīng)理人損害公司利益的行為，從而發(fā)揮債務融資對上市公司的治理作用。ΔLDEBT×NO1t－1的系數(shù)為負，而LDEBT的系數(shù)為正，這表明我國上市公司的政治關聯(lián)會對長期債務治理功效產(chǎn)生削弱作用。NO1t－1的系數(shù)為負且在1%的水平上顯著，這和預期相同，也和國內(nèi)有關學者的研究結果相同，即股權的國有性質(zhì)會降低公司價值。所以，模型1的實證結果驗證了假設1。

2.模型2在模型1的基礎上加入了金融深化程度指標，由表1可見，SDEBTt－1的系數(shù)為正并在5%的水平上顯著，LDEBTt－1的系數(shù)雖然在統(tǒng)計上不顯著，但正系數(shù)可說明其與公司價值的正相關性，且兩變量的系數(shù)均大于模型1中對應變量的系數(shù)；模型2中的ΔSDEBT×FD1的正系數(shù)大于模型1中的ΔSDEBT×NO1t－1的正系數(shù)，且在統(tǒng)計上是顯著的；模型1中的ΔLDEBT×NO1t－1的系數(shù)為負，而模型2中的ΔLDEBT×FD1的系數(shù)轉(zhuǎn)為正；模型2中的NO1t－1×FD1的負系數(shù)絕對值小于模型1中的NO1t－1的負系數(shù)絕對值。這些結果說明，由于加入金融深化程度指標變量，各變量的系數(shù)均有所提高，表明金融發(fā)展水平的提高有利于企業(yè)價值的提升。這一結果驗證了假設2。

3.模型3是在模型1的基礎上加入了金融效率指標，由表1可見。SDEBTt－1的系數(shù)為正并在10%的水平上顯著，LDEBTt－1的系數(shù)雖然在統(tǒng)計上不顯著，但正系數(shù)可說明其與公司價值的正相關性，且兩變量的系數(shù)均大于模型1中相同變量的系數(shù)；模型3中的ΔSDEBT×FD2的正系數(shù)大于模型1中的ΔSDEBT×NO1t－1的正系數(shù)，且在統(tǒng)計上是顯著的；模型1中的ΔLDEBT×NO1t－1的系數(shù)為負，而模型3中的ΔLDEBT×FD2的系數(shù)轉(zhuǎn)為正；模型3中的 NO1t－1×FD2的負系數(shù)絕對值小于模型1中的NO1t－1的負系數(shù)絕對值。這些結果說明，由于加入金融效率指標變量，各變量的系數(shù)均有所提高，表明金融發(fā)展水平的提高有利于企業(yè)價值的提升。這一結果驗證了假設2。

四、研究結論與政策建議

以上研究結果表明：國有股權的存在會削弱長期債務的治理功能；金融發(fā)展水平的提高，可促進債務治理功能的進一步提高，同時可抑制政治關聯(lián)給公司債務治理帶來的負面影響，從而提高公司價值。

因此，我國（尤其是金融發(fā)展水平低的地區(qū)）應進行金融體制的進一步深化改革，具體措施包括：通過大力發(fā)展貨幣市場來促進國債、企業(yè)債和政策性金融債市場的協(xié)調(diào)發(fā)展，優(yōu)化金融資源配置；逐步建立一些新興的、專業(yè)化的中小銀行；在創(chuàng)新和規(guī)范的前提下大力發(fā)展證券市場，我國企業(yè)的融資性債務資金主要來源于銀行借款，而實踐證明企業(yè)債券具有較強的公司治理功能，因此，我國應該大力發(fā)展證券市場，以增加企業(yè)資金來源渠道，同時可起到對公司的治理作用，從而可提高公司價值。同時，政府應減少對各經(jīng)濟主體的直接干預。

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