機構(gòu)投資者持股及股權(quán)性質(zhì)對債務(wù)融資的影響

顧銀寬，張春想

（安徽工業(yè)大學(xué) 管理學(xué)院，安徽 馬鞍山243002）

20世紀80年代以來，國外關(guān)于機構(gòu)投資者與公司治理效應(yīng)關(guān)系的研究成果很豐富，主要有兩種主流觀點。一種觀點認為，機構(gòu)投資者對公司治理有積極作用。例如，Bertrand和Mullainathan用實證研究的方法證明了機構(gòu)投資者能夠積極參與公司治理并較好地發(fā)揮作用。［1］另外一種觀點認為，機構(gòu)投資者對公司治理有消極作用。Graves實證研究的結(jié)果證明機構(gòu)投資者投資短期行為的結(jié)論，Pound研究認為，機構(gòu)投資者不會對公司行使有效監(jiān)督。［2］不同的法律框架和不同的市場環(huán)境下對公司治理有不同的判斷。不同國家的法律和制度環(huán)境影響所有權(quán)類型也會影響機構(gòu)投資者對公司治理的參與。本文將從機構(gòu)投資者持股如何影響企業(yè)資產(chǎn)負債水平角度探討機構(gòu)投資者能否替代負債的監(jiān)督功能以減少公司的負債融資。

一、文獻回顧

Grier和Zychowicz發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者與負債呈負相關(guān)關(guān)系，他們認為這兩個潛在的監(jiān)督機制之間存在替代作用。［3］Bathala，Moon和Rao實證研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股能夠通過管控經(jīng)營者來降低代理成本。Bathala，Moon和Rao發(fā)現(xiàn)在實證檢驗中可以用機構(gòu)持股來替代內(nèi)部人持股和杠桿。［4］Chen和Steiner通過檢驗內(nèi)部人持股、杠桿、風(fēng)險和紅利之間的關(guān)系，得出可以用機構(gòu)持股代替內(nèi)部人持股、杠桿、風(fēng)險和紅利來進行驗證。［5］Maug等研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者可以通過參與監(jiān)督和控制公司事務(wù)來限制和部分解決代理問題。［6］Crutchley和Jensen通過對信息不對稱和代理變量的改變對負債政策影響的研究，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股可以作為負債融資的替代因子。［7］Wansley、Collins和Dutta的研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)持股水平與公司債務(wù)融資水平呈明顯負相關(guān)關(guān)系，紅利水平與機構(gòu)持股呈不相關(guān)關(guān)系。［8］

與上述結(jié)論相反，F(xiàn)irth研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者與資產(chǎn)負債率呈正相關(guān)關(guān)系，機構(gòu)投資者更熱衷于提高公司的財務(wù)杠桿。他認為機構(gòu)投資者的出現(xiàn)制約了管理層對資本結(jié)構(gòu)設(shè)置，機構(gòu)持股份額和機構(gòu)所有權(quán)貨幣價值與債務(wù)資產(chǎn)比例之間存在正向關(guān)系，在針對資本結(jié)構(gòu)方面，機構(gòu)投資者會采取與其他外部股東目標相一致的行動。［9］此外，Noe和Rebello研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)持股水平較高的公司更傾向于提高債與股利水平，原因在于使經(jīng)營者接受市場規(guī)則的制約和減少浪費。［10］

羅棟梁發(fā)現(xiàn)我國機構(gòu)投資者持股比例和上市公司資產(chǎn)負債率成正相關(guān)。［11］郭春梅選取我國2004～2007年的A股上市公司作為研究樣本，實證檢驗了機構(gòu)持股與上市公司籌資行為、投資規(guī)模和績效的相關(guān)性，研究發(fā)現(xiàn)，機構(gòu)投資者持股與上市公司籌資行為和投資行為的相關(guān)性不顯著，但與上市公司的每股收益相關(guān)性顯著，即機構(gòu)投資者持股對上市公司的績效有一定的促進作用。

肖星、王琨在研究機構(gòu)投資者與上市公司業(yè)績間內(nèi)生性問題時，發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者與上市公司資產(chǎn)負債率呈顯著負相關(guān)。［12］高雷、張杰在研究機構(gòu)投資者與公司治理問題時發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者與公司資產(chǎn)負債率呈顯著負相關(guān)。［13］石穎研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能顯著影響上市公司的融資結(jié)構(gòu)，有機構(gòu)投資者持股的公司與沒有機構(gòu)持股的公司其融資結(jié)構(gòu)呈現(xiàn)顯著差異，并且隨著機構(gòu)投資者持股水平的提高，其對融資結(jié)構(gòu)的影響也越大；機構(gòu)投資者持股水平與公司的債務(wù)水平呈顯著負相關(guān)，隨著機構(gòu)投資者持股水平的增加，上市公司資產(chǎn)負債率水平越低。

簡而言之，機構(gòu)投資者持股水平與企業(yè)資產(chǎn)負債水平的相關(guān)性目前尚無定論，尤其是在我國企業(yè)股權(quán)性質(zhì)復(fù)雜的情況下其相關(guān)性如何尚無學(xué)者涉及。

二、研究假設(shè)

Jensen和Meckling（1976）認為負債可以減少代理問題。Grossman和Hart（1982）研究發(fā)現(xiàn)破產(chǎn)可能會損害管理層聲譽，由于債務(wù)的增大提高了企業(yè)破產(chǎn)的可能性，因而負債可能會激勵管理層去努力工作。沈藝峰、沈洪濤、張俊生研究發(fā)現(xiàn)ST公司高層管理人員變更概率與公司負債比率的相關(guān)性不顯著。［14］王滿四等研究認為，由于負債的行政性與非理性所導(dǎo)致的債權(quán)人治理機制的缺乏和不完善，這種債權(quán)人治理機制的缺乏與不完善不僅使公司治理效應(yīng)弱化與惡化，還使債權(quán)人自身面臨著嚴重的代理成本和遭受著嚴重的損失。［15］Grier和Zychowicz研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者持股水平與負債水平呈現(xiàn)負向關(guān)系，機構(gòu)投資者傾向于低杠桿比例公司。［16］

Chidambaran和John研究發(fā)現(xiàn)機構(gòu)投資者能夠從管理層獲得更多公司內(nèi)部信息，并傳遞給其他股東和利益相關(guān)者，有可能改善信息不對稱問題進而可能降低公司代理成本。［17］葉建芳等研究證明機構(gòu)投資者持股水平的提高能夠改善所持股公司信息披露的質(zhì)量。［18］

綜前所述，機構(gòu)投資者持股能夠有效改善信息不對稱問題降低代理成本，從而替代負債融資的監(jiān)督功能，減少負債融資的負面影響。據(jù)此，提出假設(shè)1：

假設(shè)1：機構(gòu)投資者持股水平越高，公司債務(wù)水平越低。

在我國，上市公司中大部分具有國有背景，相對于非國有控股公司而言，政府對國有控股公司治理的影響更大，機構(gòu)投資者對國有企業(yè)的治理效應(yīng)受到其持股水平的限制。Weiand Varela研究發(fā)現(xiàn)中國資本市場中的機構(gòu)投資者對公司業(yè)績的影響不顯著，其原因在于相對于政府而言機構(gòu)投資者仍然是小股東，沒有能力影響國有控股企業(yè)的經(jīng)營管理。因此，機構(gòu)投資者持股水平的變化并不會影響國有控股公司的資本結(jié)構(gòu)，但是會影響非國有控股公司的資本機構(gòu)。據(jù)此，提出假設(shè)2：

假設(shè)2：機構(gòu)投資者持股水平與國有控股公司債務(wù)融資水平不相關(guān)，與非國有控股公司的債務(wù)融資水平負相關(guān)。

汪輝研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司的長期負債與加權(quán)平均資本成本、權(quán)益資本成本呈現(xiàn)顯著的負相關(guān)關(guān)系，短期負債與資本成本的相關(guān)性不顯著。［19］國內(nèi)外學(xué)者的研究結(jié)果表明，短期負債水平的提高對企業(yè)業(yè)績帶來負面影響。陳慶發(fā)與樊媛媛研究發(fā)現(xiàn)過高的流動負債率讓企業(yè)承擔(dān)了巨大的財務(wù)風(fēng)險，機構(gòu)投資者對低短期借款比例的公司有更多的偏好。［20］據(jù)此，提出假設(shè)3：

假設(shè)3：機構(gòu)投資者持股水平越高，非國有控股公司短期借款水平越低。

三、研究設(shè)計

（一）變量定義

1.被解釋變量定義

債務(wù)融資是指通過銀行或非銀行金融機構(gòu)貸款或發(fā)行債券等方式融入資金。我們采用債務(wù)融資率（DRT）來衡量公司債務(wù)融資水平。其計算公式為：債務(wù)融資比率＝（短期借款＋長期借款＋應(yīng)付債券）賬面價值/資產(chǎn)賬面價值。

短期負債率（SDRT）＝當(dāng)年資產(chǎn)負債表中（短期借款）賬面價值/負債賬面價值。

2.解釋變量的定義

構(gòu)投資者持股比例（WINST），采用年末數(shù)據(jù)計算的機構(gòu)投資者持股比例。

3.控制變量的定義

（1）股權(quán)性質(zhì)（CONT），我們采用實際控制人性質(zhì)劃分，如果實際控制人為非國有，則CONT＝1；反之，CONT＝0

（2）公司規(guī)模（SIZE），規(guī)模大的公司具有更強的負債能力。Marsh認為，大公司具有較為雄厚的實力和獲益能力，因此能夠利用長期舉債中的規(guī)模經(jīng)濟，甚至具有同債權(quán)人的討價還價能力。因此，我們預(yù)計SIZE與DRT是正相關(guān)關(guān)系。

（3）公司盈利能力（ROA），根據(jù)Ross的信號理論，績優(yōu)公司通過提高負債水平來向外界傳遞公司高質(zhì)量的信息，負債水平與ROA呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，我們假設(shè)ROI與DRT正相關(guān)。

（4）營業(yè)收入的自然對數(shù)（LNSALE）。Myers和Majluf研究認為，公司負債水平與公司業(yè)績水平為負相關(guān)關(guān)系，其理由為業(yè)績好的公司有更多的留存收益，對外部負債的需求少。我們假設(shè)LNSALE與DRT為負相關(guān)關(guān)系。

（5）固定資產(chǎn)與資產(chǎn)總額比率（PPEA）。劉丹研究發(fā)現(xiàn)，公司固定資產(chǎn)投資規(guī)模顯著受到公司資本結(jié)構(gòu)的影響。Myers和Majluf研究發(fā)現(xiàn)，因信息不對稱公司有形財產(chǎn)擔(dān)保的債務(wù)可以降低債權(quán)人的信用風(fēng)險，從而可以降低其債務(wù)資本成本。有形資產(chǎn)如固定資產(chǎn)在債務(wù)融資時通常被視為可抵押資產(chǎn)，其與公司負債水平呈正相關(guān)。我們假設(shè)PPEA與DRT正相關(guān)。

（6）市盈率（PE）市盈率是公司股票價格與每股收益的比值，對比市盈率的歷史數(shù)據(jù)就可以很清晰的看到目前公司股票或者整個股票市場是處于估值高位或是低位，也就說明了股價的高低狀況。因此，我們預(yù)計PE與DRT正相關(guān)。

（二）建模

為了分別和綜合考察機構(gòu)投資者持股比例與債務(wù)-權(quán)益融資選擇的相關(guān)關(guān)系，我們構(gòu)建以下兩個模型：

四、實證檢驗

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

選取2009～2011年滬深全部A股上市公司為研究對象，運用面板數(shù)據(jù)進行實證檢驗。數(shù)據(jù)中除了機構(gòu)投資者持股比例來自源于WIND數(shù)據(jù)庫外，其他數(shù)據(jù)來自源于深圳市國泰安的CSMAR數(shù)據(jù)庫。初選樣本篩選如下：剔除ST公司的樣本；剔除金融業(yè)樣本；剔除上市不滿一年的樣本；剔除模型中變量數(shù)據(jù)缺失的樣本。

（二）描述性統(tǒng)計及其相關(guān)性檢驗

1.描述性統(tǒng)計

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

表1對各變量做了描述性統(tǒng)計，表1中短期負債比率（SDRT）最小值為0，最大值為0.983 271 5，債務(wù)融資率（DRT）最小值為8.329 34E-6，最大值為0.811 735 5。可以看出，我國企業(yè)債務(wù)融資差異很大。機構(gòu)投資者持股比例（WINST）均值為39.800 341 5，這說明我國機構(gòu)投資者近幾年發(fā)展迅速。WINST的最小值為0，最大值為92.524 5，這說明我國上市公司機構(gòu)投資者持股比例方面存在很大差異。公司規(guī)模（Size）的平均值為21.893 219 7。公司盈利能力（ROI）均值為0.049 855 2。固定資產(chǎn)與總資產(chǎn)比例最小值和最大值分別為0.000 138 87和0.970 921 4。營業(yè)收入的自然對數(shù)（LNSALE）均值為21.326 062 8。市盈率（PE）最小值為4.061 11，最大值為1 460.00，可以看出我國上市公司市盈率差異較大。

2.相關(guān)性檢驗

表2 Pearson相關(guān)系數(shù)

表2對自變量做了Pearson相關(guān)性分析，WINST與SIZE、ROA、LNSALE等顯著正相關(guān)，說明機構(gòu)投資者傾向于投資大規(guī)模、高盈利的公司。Size與LNSALE、PPEA顯著正相關(guān)，表明公司規(guī)模越大，其銷售收入越大，固定資產(chǎn)比率越高。雖然LNSALE與ROA之間關(guān)系沒有通過顯著性檢驗，但是他們不是主要變量，故影響不大。為了避免自變量之間存在多重共線性，我們對自變量進行了多重共線性檢驗，結(jié)果VIF值均小于5，說明各自變量之間不存在多重共線性。

（三）回歸分析

1.機構(gòu)投資者持股對債務(wù)融資率的影響

表3 回歸結(jié)果

在表3全樣本回歸中，機構(gòu)投資者持股比例（WINST）與債務(wù)融資率（DRT）顯著負相關(guān)，這說明機構(gòu)投資者持股越多，公司債務(wù)融資率越小，該結(jié)果支持假設(shè)1。另外，公司規(guī)模（SIZE）與債務(wù)融資率（DRT）顯著正相關(guān)，這說明規(guī)模大的公司具有更強的負債能力，與預(yù)期相符。營業(yè)收入的自然對數(shù)（LNSALE）與債務(wù)融資率（DRT）顯著負相關(guān)。固定資產(chǎn)投資率（PPEA）與債務(wù)融資率（DRT）顯著正相關(guān)。這都與預(yù)期一致。但是，公司盈利能力（ROA）與債務(wù)融資率（DRT）顯著負相關(guān)，這與預(yù)期不一致，這可能是因為許多中國上市公司偏向通過投資和其他偶然性收益等方式對財務(wù)報表利潤進行盈余管理從而滿足IPO對盈利能力指標的要求。

表3還分別對國有上市公司和非國有上市公司進行了回歸。在國有公司樣本中，機構(gòu)投資者持股比例（WINST）與債務(wù)融資率（DRT）相關(guān)系數(shù)為0.000 138 79，而且沒有通過顯著性檢驗，這說明機構(gòu)投資者持股比例與國有控股公司債務(wù)融資水平?jīng)]有顯著關(guān)系。在非國有公司樣本中機構(gòu)投資者持股比例（WINST）與債務(wù)融資率（DRT）顯著負相關(guān)，表明隨著機構(gòu)持股者持股比例增加，非國有公司債務(wù)融資率顯著減少，該結(jié)果支持了假設(shè)2。

2.機構(gòu)投資者持股對短期負債率的影響

在表4全樣本回歸中，機構(gòu)投資者持股比例（WINST）與短期債務(wù)融資率（SDRT）顯著負相關(guān)，這說明機構(gòu)投資者持股越多，公司債務(wù)融資率越小，但是在國有公司樣本和非國有公司樣本中有明顯區(qū)別。在國有公司樣本中，機構(gòu)投資者持股比例（WINST）與短期債務(wù)融資率（SDRT）正相關(guān)，但沒有通過顯著性檢驗；在非國有公司樣本中，機構(gòu)投資者持股比例（WINST）與短期債務(wù)融資率（SDRT）負相關(guān)，且在1%的水平上顯著，該結(jié)果支持假設(shè)3結(jié)論。

表4 回歸結(jié)果

五、結(jié)論

本文主要研究機構(gòu)投資者持股對于國有控股與非國有控股公司企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果表明，機構(gòu)投資者的參與能夠顯著降低非國有控股公司信息不對稱程度，進而降低公司的債務(wù)融資率，但對國有控股公司，機構(gòu)投資者的作用不顯著。此外，機構(gòu)投資者持股比例越高，非國有上市公司短期借款比例越低。機構(gòu)投資者參與能夠改善公司治理情況，但是由于我國特殊背景，其作用范圍受到了影響。

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