不同產權性質下管理層能力與企業(yè)融資約束

倪國愛,石凱學

(1.銅陵學院 會計學院，安徽 銅陵 244061；2.安徽財經大學 會計學院，安徽 蚌埠 233030)

一、引 言

對于微觀企業(yè)主體來說，擁有充足的資金流是企業(yè)保持發(fā)展、實現不同層次目標的重要保證。然而在現實經濟活動中，企業(yè)的發(fā)展普遍面臨著融資約束問題的困擾，據一份來自世界銀行關于我國非金融類上市企業(yè)的報告顯示，我國約有75%的非金融類上市企業(yè)將融資約束問題認定為企業(yè)發(fā)展的主要障礙之一，李克強總理近年來也多次強調要努力緩解企業(yè)融資成本高問題，可見，融資問題早已成為諸多企業(yè)乃至國家層面關心的問題。因此，如何緩解企業(yè)融資約束問題，對于保證企業(yè)有充足的資金以支持各項經營活動，從而促進企業(yè)持續(xù)發(fā)展和我國經濟順利轉型具有重大的現實意義。

目前，國內外學者已經對企業(yè)融資約束問題展開了大量的研究，主要集中在融資約束的影響因素和經濟后果兩個方面，并且得出了豐富的研究成果。在早期的研究中，Modigliani 和 Miller(1958)提出，在完美的市場中，由于企業(yè)內部與外部資金成本是一樣的，企業(yè)不存在融資約束的可能[1]。然而，現實經濟活動中的資本市場并不是完美的，由于各市場參與主體之間存在著信息不對稱和代理問題的摩擦，導致企業(yè)面臨的融資約束程度有所不同。Myers和Majluf(1984)的研究成果指出，企業(yè)內部與外部之間信息不對稱問題是導致企業(yè)外源融資成本高于內源融資成本，從而引發(fā)企業(yè)融資約束問題的重要原因[2]。在近年的研究中，學者們研究得出了融資約束的不同影響因素和經濟后果。Claessens et al(2008)基于政治關聯的角度，研究得出如果企業(yè)與銀行、政府等建立了關聯關系，就可以扭轉企業(yè)在轉軌金融市場上的融資頹勢[3]，Cull et al.(2015)的研究也支持了上述結論[4]。而我國學者毛新述和周小偉(2015)基于我國特殊制度背景，研究認為當企業(yè)管理層具有某種政治關聯時，企業(yè)更容易獲得公開的債務融資[5]，這一研究結果更加支持了上述論斷。此外，也有學者從金融市場環(huán)境(Laeven，2003[6]；魏志華等，2014[7])、信息披露(李志軍和王善平，2011[8])、媒體報道(Kothari et al.，2009[9]；夏楸和鄭建明，2015[10])以及管理者特質(Graham et al.，2013[11]；姜付秀等，2016[12])等方面研究了影響融資約束的因素。比如Laeven(2003)研究發(fā)現金融自由化可以在一定程度上緩解融資約束[6]。而Kothari et al.(2009)從媒體報道角度，研究發(fā)現負面新聞報道與正面新聞報道對企業(yè)資本成本的影響具有差異[9]。我國學者夏楸和鄭建明(2015)的研究結論與Kothari et al.(2009)[9]的研究結論類似，研究結果表明正面媒體報道能夠降低企業(yè)資本成本，而負面媒體報道對企業(yè)資本成本的作用卻并不顯著[10]。這些研究都是從企業(yè)層面來探討影響融資約束的因素，卻忽視了管理者層面可能存在的影響。不過姜付秀等(2016)的研究發(fā)現，擁有財務經歷的董秘可以提高盈余信息含量，從而有助于降低企業(yè)的融資成本[12]。可見，管理層層面可能會對融資約束產生影響已經引起了學者們的注意。

從上述研究成果來看，現有研究成果已經從多個方面研究了融資約束的影響因素，并且從管理層背景特征(比如年齡、性別以及經歷等)來研究融資約束也開始引起學者們的注意，但是現有文獻鮮有從管理層能力角度去探討管理層異質性對企業(yè)融資約束的影響，那么管理層能力究竟會不會影響企業(yè)的融資約束？是起到緩解作用還是加劇作用？同時，在產權性質不同的背景下，管理層能力對企業(yè)融資約束的作用是否又會有所差異？對于這些問題的回答，學術界還沒有給出明確的答復。

基于以上幾個問題的考慮，本文選取2010～2015年我國滬深兩市A股上市企業(yè)為研究樣本，研究管理層能力對企業(yè)融資約束的影響作用 ，并進一步考察產權性質不同背景下，管理層能力對企業(yè)融資約束的影響是否有差異。研究結果發(fā)現，管理層能力與企業(yè)融資約束負相關，即管理層能力越強，企業(yè)的融資約束問題越能得到緩解；此外，相較于國有企業(yè)而言，管理層能力對企業(yè)融資約束的影響作用在非國有企業(yè)中更加明顯。

本文研究可能的貢獻有：第一，現有文獻已從多個方面考察了影響融資約束的因素，并且也有文獻開始從管理層角度展開研究，但是，鮮有文獻從管理層能力角度來研究融資約束的影響因素，因此，本文研究豐富了融資約束影響因素方面的文獻。第二，考慮我國特殊的制度環(huán)境，本文探討了不同產權性質條件下管理層能力對企業(yè)融資約束的影響差異，這對揭示產權性質在融資過程中發(fā)揮調節(jié)效應、促進公司完善治理以及做出融資決策具有一定的參考價值與現實意義。

二、理論分析與研究假設

(一)管理層能力與企業(yè)融資約束

在企業(yè)持續(xù)發(fā)展的過程中，會出現紛繁復雜的情況，因此，這時就需要企業(yè)的管理層根據自己的經驗、專業(yè)知識來做出相應的判斷，以應對可能出現的風險與挑戰(zhàn)。Bertrand和Schoar(2003)研究發(fā)現，在企業(yè)進行并購等投融資行為時，管理層能力會對其產生重要影響[13]。我國學者姜付秀等(2009)從管理層背景特征角度探討了管理層異質性對企業(yè)過度投資的影響[14]?？梢姡芾韺哟_實會影響到企業(yè)層面的活動?；I資活動作為企業(yè)三大主要活動之一，在企業(yè)籌資決策以及籌資活動過程中不可避免地要受到管理層的影響。現有研究已經指出在企業(yè)籌資過程中產生的融資約束問題主要源于企業(yè)內外部的信息不對稱問題和代理問題，因此，緩解融資約束問題就要從這兩個方面來尋找解決辦法。而管理層能力作為管理層的一個重要特征，會直接影響到企業(yè)層面的相關活動。Demerjian et al.(2012)研究得出企業(yè)的經營業(yè)績會隨著管理層能力的提高而提高[15]。而且Demerjian et al.(2013)研究還發(fā)現，能力越強的管理層越可以提高企業(yè)的盈余質量[16]。此外，Chemmanur et al.(2010)和Andreou et al.(2013)得出了類似的研究結論，發(fā)現管理層能力越強，越能夠降低企業(yè)信息不對稱程度，并且管理層能力具備信號傳遞的功能[17][18]。同時，我國學者張鐵鑄和沙曼(2014)得出能力越強的管理層較少通過在職消費來攫取私人利益[19]。綜上所述，管理層能力可以在一定程度上降低企業(yè)內外部的信息不對稱，并且能夠減少在職消費等行為引起的代理問題，從而就可能緩解企業(yè)融資約束問題?；诖?，本文認為，一方面，能力強的管理層由于具備豐富的工作經驗和專業(yè)知識，可以促使企業(yè)的經營業(yè)績得到提高，這就間接地增加了外部投資者的信心，從而有助于吸引他們的投資，同時，能力強的管理層對宏觀經濟環(huán)境和自身經營狀況有著清楚的認識，從而有助于防范企業(yè)存在的風險，而這又會進一步增強外部投資者的信心；另一方面，能力強的管理層具有信號傳遞的功能，能夠降低企業(yè)內、外部的信息不對稱程度，同時，能力強的管理層憑借已經積累形成的人際網絡資源，其融資能力往往表現出較高的水平，因此，就可能起到緩解融資約束的作用。此外，能力強的管理層為了維護已有聲譽，能夠減少在職消費等行為引起的代理問題，這就進一步起到了緩解融資約束程度的作用?；谝陨戏治觯岢黾僭O1：

H1：在其他條件一定的情況下，管理層能力與企業(yè)融資約束負相關，即能力越強的管理層，企業(yè)融資約束問題越能得到解決。

(二)產權性質、管理層能力與企業(yè)融資約束

目前，我國企業(yè)產權性質主要分為國有與非國有。與國有企業(yè)相比，在對外融資上，非國有企業(yè)存在著一定的劣勢。一方面，國有企業(yè)在面臨融資約束時可以通過政府補貼來獲得額外的資金，這就在一定程度上緩解了企業(yè)可能面臨的融資約束困境；另一方面，政府的“隱性擔?！睂衅髽I(yè)具有一定的保護作用，在企業(yè)融資過程中，政府可以充當一種“中介人”角色在貸款機構與企業(yè)之間進行政策支持，這就降低了貸款機構的貸款風險，從而增強了國有企業(yè)的融資能力，進而使得企業(yè)可以籌集到更多資金。然而對于非國有企業(yè)來說，由于沒有政府的擔保，加上企業(yè)經營的高風險，導致其在資本市場上的融資成本較高，從而可能面臨較為嚴重的融資約束問題。廖冠民等(2010)的研究指出，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)可以得到較多的銀行貸款，并且享有更長的債務期限[20]。此外，我國國有企業(yè)由于與政府的特殊關系，有著較為寬松的預算約束，從而能獲得更多的隱性優(yōu)惠(余明桂等，2010[21]；孔東民等，2013[22])?？梢姡a權性質不同的企業(yè)在融資約束問題上面臨的情境存在著較為明顯的差異?；诖?，本文認為，對于管理層能力強的國有企業(yè)來說，由于企業(yè)面臨融資約束時可以通過政府補助來獲得額外資金，并且由于政府“隱性擔?！钡淖饔?，使得貸款機構更樂于向國有企業(yè)貸款，從而使得企業(yè)可以較為輕松地籌集到資金，這就削弱了管理層在緩解融資約束過程中所起的作用。反之，對于非國有企業(yè)來說，由于不能獲得政府補助以及沒有政府的擔保，使得其在資本市場上的融資成本過高，而此時能力強的管理層憑借自身積累的人脈關系網絡，可以通過多方渠道來為企業(yè)進行融資，并且能力強的管理層往往能清楚地認識到企業(yè)的經營情況，從而有利于防范企業(yè)的經營風險，從而能在一定程度上緩解企業(yè)融資約束問題。因此，能力強的管理層在非國有企業(yè)中緩解融資約束問題的作用更明顯?；谝陨戏治?，提出假設2：

H2：在其他條件一定的情況下，與國有企業(yè)相比，管理層能力對企業(yè)融資約束的影響在非國有企業(yè)中更明顯。

三、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

由于考慮到2007年金融危機可能存在的持續(xù)影響，所以文章選擇以2010～2015年這個時間段內我國滬深兩市A股上市企業(yè)作為研究樣本，剔除ST、*ST、金融類企業(yè)和數據缺失的樣本，最終確定了10 014個樣本觀測值，本文所用的數據均來自于國泰安(CSMAR)數據庫和萬德(Wind)數據庫。研究采用EXCEL2013軟件、DEA軟件和STATA14統計軟件進行數據的處理、描述性統計以及回歸分析。此外，本文對所有的連續(xù)變量進行了縮尾(Winsorize)處理。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量是企業(yè)融資約束，目前學者們關于融資約束的衡量主要有股利支付水平(Fazzari et al.，1988[23])、企業(yè)規(guī)模(Almediaet al.，2004[24]；Ran，2010[25])以及KZ指數(Lamont et al.，2001[26])等。鑒于這些指標是內生性指標，在某個層面缺少一定的有效性，因此本文借鑒鞠曉生等(2013)[27]、盧太平和張東旭(2014)[28]的做法，設計構建SA指數來衡量融資約束(FC)，具體模型如下：

FC=-0.737×Size+0.043×Size2-0.040×AGE2

(1)

其中，Size代表企業(yè)規(guī)模，用該企業(yè)總資產的自然對數表示，AGE為企業(yè)成立時間的長短。該指標(FC)數值的絕對值越大，表明企業(yè)融資約束程度越低，即企業(yè)面臨的融資困境較小。

2.解釋變量

(1)本文的解釋變量為管理層能力，借鑒Demerjian et al.(2012)[15]的做法，采用數據包絡分析(DEA)的方法，計算出企業(yè)效率并從中分離出管理層影響的部分，即為管理層能力。這種計算方法分為兩個步驟，具體如下：

第一，運用數據包絡分析(DEA)計算出企業(yè)的效率(Efficiency)。本文用營業(yè)收入(Sale)衡量企業(yè)產出，同時用營業(yè)成本(Cg)、銷售與管理費用(Sg&A)、固定資產(PPE)、無形資產(Oi)、商譽(Goodwill)和研發(fā)支出(R&D)來衡量企業(yè)投入，并且選擇以投入為導向的多階段變動規(guī)模DEA模型來計算企業(yè)效率，以期根據這些設定來解決最優(yōu)化問題：

(2)

把每個樣本企業(yè)作為一個決策單元，通過分年度分行業(yè)DEA分析可以得出企業(yè)的效率(Efficiency)，并且該效率值處在0到1之間。

第二，計算管理層能力(MA)。由于企業(yè)層面和管理層層面的相關因素會影響到企業(yè)效率，因此，為了更加合理地度量管理層能力，就需要剔除企業(yè)層面的因素。為此，本文選擇了公司規(guī)模(Size)、自由現金流(FCF)、市場份額(Marsh)、業(yè)務復雜性(BHHI)、上市年限(Age)五個因素，運用Tobit回歸模型測算管理層能力指標(MA)：

Efficiency=α0+α1Size+α2FCF+α3Marsh+α4BHHI+α5Age+Year+ε

(3)

模型(3)回歸得到的殘差就是管理層能力(MA)。

(2)本文的另一個解釋變量是產權性質(SOE)，由于學者們對產權性質的劃分標準并不一致，本文借鑒萬壽義和徐圣男(2012)的劃分標準將樣本企業(yè)劃分為國有企業(yè)和非國有企業(yè)[29]，如果為國有企業(yè)則取1，否則取0。

3.控制變量

在確定了主要的研究變量之后，考慮到各變量可能對企業(yè)的融資約束產生影響，本文選取公司規(guī)模(Size)、資產負債率(Lev)、資產報酬率(Roa)、公司成長性(Growth)、企業(yè)資本支出(Expend)、成立年限(Age)以及董事會規(guī)模(Board)等作為控制變量，同時設置年度(Year)和行業(yè)(Industry)虛擬變量來控制年度與行業(yè)可能產生的影響，具體變量說明見表1。

表1 主要變量說明

(三)模型構建

在確定了主要研究變量和相關控制變量后，為了檢驗上述提出的兩個假設，本文構建如下模型來分別考察管理層能力對企業(yè)融資約束的影響，并分別加入產權性質來考察其是否會對兩者之間關系產生影響。

FC=β0+β1MA+β2Size+β3Lev+β4Roa+β5Growth+β6Expend+β7Age+β8Cash+β9Board+∑Industry+∑Year+ε

(4)

FC=γ0+γ1MA+γ2SOE+γ3MA*SOE+γ4Size+γ5Lev+γ6Roa+γ7Growth+γ8Expend+γ9Age+γ10 Cash+γ11 Board+∑Industry+∑Year+ε

(5)

模型(4)用來檢驗假設1，預期系數β1顯著為正；模型(5)在模型(4)的基礎上加入了管理層能力與產權性質的交叉項用來檢驗假設2，并且分別按不同產權性質分組進行回歸，以得出預期結果。

四、檢驗結果與分析

(一)描述性統計

表2 變量描述性統計

通過對各變量的主要特征進行統計分析，從表2的結果來看，樣本企業(yè)的融資約束(FC)的均值為9.983，最小值和最大值分別為0.173和32.071，標準差為7.087，企業(yè)融資約束最小值與最大值相差較大，說明樣本企業(yè)的融資約束問題存在非常明顯的差異；本文的關鍵變量管理層能力(MA)的平均值是-0.024，標準差為0.156，最小值和最大值分別為-0.683和0.189，表明樣本企業(yè)之間管理層能力水平存在一定的差異；至于不同產權性質(SOE)的均值為0.422，標準差為0.494，說明樣本企業(yè)中既包括國有企業(yè)又包括非國有企業(yè)。在控制變量方面，企業(yè)規(guī)模(Size)的平均值為0.043，標準差為0.944，最小值與最大值也相差很大，說明樣本企業(yè)的規(guī)模大小不一；此外，企業(yè)的資本支出(Expend)的最小值與最大值相差不是很大，說明樣本企業(yè)在資本支出方面的差異不是很明顯。至于其他幾個控制變量，在最小值與最大值方面均存在差異，這表明樣本企業(yè)在這些方面均存在一定程度的差別。

(二)相關系數分析

表3 相關系數分析結果

注：上三角是Spearman相關系數，下三角是Pearson相關系數；***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上相關.

表3報告了主要變量的相關系數檢驗，上三角和下三角分別列示了Spearman和Pearson相關系數。管理層能力(MA)和企業(yè)融資約束(FC)的Spearman和Pearson相關系數分別為0.024和-0.021，且均在5%水平上顯著，但在Spearman檢驗下顯著正相關，由于融資約束(FC)的衡量是取絕對值表示，值越大，企業(yè)融資約束程度越低，因此，說明在不考慮其他因素的作用下，管理層能力越強，越能緩解企業(yè)融資約束，符合假設1的預期，而在Pearson檢驗下呈負相關，這可能是沒有將其他因素考慮在內導致的。在控制變量中，各個變量與企業(yè)融資約束的關系也基本符合預期。此外，本文還通過計算各變量的方差膨脹因子(VIF值)來判斷各解釋變量之間是否存在多重共線性問題，結果顯示，各變量的VIF值都低于5，這說明解釋變量之間并不存在多重共線性問題。

(三)實證結果與分析

表4列示了管理層能力(MA)與企業(yè)融資約束(FC)之間的回歸結果，與第(1)列相比，第(2)列加入了本文選取的相關控制變量，回歸結果顯示，在僅僅控制行業(yè)與年度影響的情況下，管理層能力(MA)和企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為1.774，并且在1%的水平上顯著正相關；而當加入相關的控制變量并且同時控制年度與行業(yè)的影響后，管理層能力(MA)和企業(yè)融資約束(FC)的回歸系數為0.620，并且依然在1%的水平上顯著正相關。由于本文融資約束(FC)指標是取絕對值，并且其值越大，表示企業(yè)融資約束程度越低，因此，本文的回歸結果表明不論是否加入控制變量，管理層能力(MA)與企業(yè)融資約束(FC)顯著負相關，即能力強的管理層越能夠緩解企業(yè)的融資約束問題，從而假設1得到了驗證。能力強的管理層由于具備豐富的工作經驗和專業(yè)知識，可以促使企業(yè)的經營業(yè)績得到提高，這就間接地增加了外部投資者的信心，從而有助于吸引他們的投資，同時，能力強的管理層有助于防范企業(yè)存在的風險，而這又會進一步增強外部投資者的信心；此外，能力強的管理層具有信號傳遞的功能，能夠通過降低企業(yè)內、外部的信息不對稱程度來幫助企業(yè)緩解融資約束問題，增強企業(yè)的融資能力。

表4 管理層能力與企業(yè)融資約束

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上相關，括號內為t值.

表5列示了不同產權性質下管理層能力對企業(yè)融資約束的影響差異，其中，第2列列示了全樣本回歸的結果，回歸結果顯示，管理層能力(MA)與產權性質(SOE)的交叉項(MA*SOE)與融資約束(FC)在10%的顯著性水平上負相關，影響系數為-0.685，此時，當企業(yè)為非國有企業(yè)時，管理層能力對此類上市企業(yè)融資約束的影響效應為1.007。而當企業(yè)為國有企業(yè)時，管理層能力對此類上市企業(yè)融資約束的影響應該為0.322(1.007-0.685)，由此可見，管理層能力對融資約束的影響在非國有企業(yè)中更明顯，假設2得到初步驗證；表5中第3列和第4列是分組回歸結果，結果顯示，在國有企業(yè)樣本中，管理層能力(MA)與融資約束(FC)的回歸系數為0.147，但是并不顯著，說明國有企業(yè)管理層能力對企業(yè)融資約束的作用并不明顯；而在非國有企業(yè)樣本回歸中，管理層能力(MA)與融資約束(FC)的回歸系數為1.022，并且在1%的顯著性水平上正相關，這說明當企業(yè)為非國有企業(yè)時，管理層能力越強對企業(yè)融資約束的緩解作用越明顯，更有助于緩解企業(yè)的融資約束問題，因此，通過回歸結果可知，由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)在獲得政府補助以及政府“隱性擔?！钡确矫娲嬖诓町悾瑢е鹿芾韺幽芰ζ髽I(yè)融資約束的影響存在明顯的差異，從而假設2得到驗證。

表5 不同產權性質下管理層能力與企業(yè)融資約束

注：***、**、*分別表示在1%、5%、10%的顯著性水平上相關，括號內為t值.

五、結論與啟示

融資約束是長期以來學者們關注的熱點問題之一，與已有研究不同的是，本文從管理層異質性角度研究管理層能力對企業(yè)融資約束的影響。研究結果顯示，企業(yè)的融資約束問題會受到管理層能力的影響，管理層能力與企業(yè)融資約束顯著負相關，即能力越強的管理層，企業(yè)的融資約束問題越容易得到解決。進一步研究發(fā)現，在不同產權性質下，管理層能力對企業(yè)融資約束的影響存在差異，具體來說，相較于國有企業(yè)而言，管理層能力對企業(yè)融資約束的影響在非國有企業(yè)中更加明顯。

融資約束問題是現代諸多企業(yè)面臨的共同難題，因此，探尋解決融資約束的途徑具有十分重要的現實意義。本文的研究結果表明，管理層能力是影響企業(yè)融資約束的一個重要因素，能力強的管理層可以在一定程度上緩解信息不對稱，增強融資能力，降低融資約束。為此，企業(yè)應該加強管理層能力建設，重視管理層能力的提升，建立健全公正合理的管理層聘任制度和培養(yǎng)機制，同時，完善管理層績效評價機制，激勵管理層注重提高自身能力。本文的研究結論豐富和拓展了管理層能力與企業(yè)融資約束的相關研究，為企業(yè)完善內部治理以及緩解融資約束提供一定的參考價值。

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