我國零售業(yè)上市公司債權(quán)治理效應(yīng)實(shí)證研究

楊昕

內(nèi)容摘要：隨著我國經(jīng)濟(jì)的快速增長，大眾消費(fèi)能力也在不斷提升，這對零售業(yè)的發(fā)展起到了很大的推動作用，而零售業(yè)在發(fā)展過程中，也漸漸出現(xiàn)融資需求無法滿足的問題，這對其進(jìn)一步的發(fā)展造成了嚴(yán)重影響。零售業(yè)上市公司在發(fā)展過程中對資金需求比較大，為了滿足資金需求，越來越多的零售公司出現(xiàn)了負(fù)債融資，在解決資金周轉(zhuǎn)這一問題時，也引發(fā)了一系列與債務(wù)治理有關(guān)的問題。本文對90家滬深兩地2016年之前上市的零售企業(yè)進(jìn)行分析，對其負(fù)債結(jié)構(gòu)所對應(yīng)的數(shù)據(jù)進(jìn)行深入研究，通過模型回歸分析了零售業(yè)負(fù)債結(jié)構(gòu)對企業(yè)經(jīng)營效益的影響。最后結(jié)合實(shí)證結(jié)果分析出影響債券治理效應(yīng)的主要原因，并且針對我國零售業(yè)債券治理提出了相關(guān)建議。

關(guān)鍵詞：公司治理 債券治理效應(yīng) 公司績效

零售業(yè)作為我國傳統(tǒng)行業(yè)，在生產(chǎn)商、供貨商與消費(fèi)者三者之間起著銜接作用，同時還關(guān)系到社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展的和諧性，也為研究社會和經(jīng)濟(jì)結(jié)構(gòu)的合理性起到一定參考作用。零售業(yè)對社會各行業(yè)都會產(chǎn)生一定的影響，并且與社會經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著密切關(guān)系。隨著社會經(jīng)濟(jì)迅速增長，為零售業(yè)可持續(xù)發(fā)展創(chuàng)造了優(yōu)異條件，無論是零售業(yè)的發(fā)展規(guī)模還是從業(yè)人員，都得到了明顯增長，零售業(yè)的整體經(jīng)濟(jì)規(guī)模以及對社會的貢獻(xiàn)值也取得了明顯進(jìn)步，成為國民經(jīng)濟(jì)的先導(dǎo)性產(chǎn)業(yè)。隨著零售業(yè)市場化發(fā)展，該行業(yè)競爭日益激烈，而零售業(yè)要想在市場發(fā)展中立足，則需要通過融資手段來進(jìn)行公司治理。在這種背景下，如何避免零售業(yè)在快速發(fā)展過程中的融資瓶頸問題，如何保證零售業(yè)融資渠道的安全性與時效性，如何通過節(jié)約代理成本來提升企業(yè)管理績效對于零售業(yè)可持續(xù)發(fā)展有著極其重要的作用。

文獻(xiàn)綜述

國外經(jīng)濟(jì)學(xué)家關(guān)于此方面的研究最初是從債權(quán)融資領(lǐng)域開始的。1958年，研究學(xué)者M(jìn)idiglian與Miller第一次提出了“MM理論”，“MM”理論也成為當(dāng)代資本理論的鼻祖。之后越來越多的研究學(xué)者對債權(quán)融資治理效應(yīng)做了進(jìn)一步細(xì)分，并且從理論加實(shí)證角度研究了二者之間的相關(guān)性，所得結(jié)果為以后的研究起到了參考作用。而詹森等人對公司治理結(jié)構(gòu)進(jìn)行了多方面研究，認(rèn)為其影響因素較多，主要因素為債券代理成本。詹森等研究人員從自由現(xiàn)金流的層面指出，債務(wù)強(qiáng)制運(yùn)營商承諾將來支付現(xiàn)金，進(jìn)而導(dǎo)致經(jīng)理使用現(xiàn)金流量費(fèi)用的酌處權(quán)被削減。

國內(nèi)研究人員關(guān)于債權(quán)人工資和公司治理問題的研究比較晚，相關(guān)研究并不多，具體體現(xiàn)在下述幾方面：其一，公司治理結(jié)構(gòu)對債券融資的影響情況；其二，這二者相關(guān)性的理論和實(shí)證研究。河南科技大學(xué)的杜瑩對此進(jìn)行了實(shí)證研究，其選擇了90家零售企業(yè)進(jìn)行研究，在相關(guān)影響因素分析的基礎(chǔ)上，做了回歸分析，確定出其中最為關(guān)鍵的影響因素。對比分析研究文獻(xiàn)可以看出，目前研究者關(guān)于債權(quán)融資影響內(nèi)容上取得了統(tǒng)一認(rèn)識。然而從研究的角度與手段來分析，表現(xiàn)出以下問題：首先，注重于理論研究，實(shí)證分析較少。由于我國市場經(jīng)濟(jì)實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)還不是很豐富，因而國內(nèi)學(xué)者此方面的研究主要側(cè)重于理論分析，對應(yīng)的實(shí)證研究不多，因此所取得的有價值成果并不多。其次，有很多學(xué)者關(guān)于債務(wù)融資的治理效用進(jìn)行研究時，進(jìn)行了簡化假設(shè)，沒有考慮到對應(yīng)債務(wù)的期限、類型差異等情況，以及這些要素和治理效應(yīng)的影響關(guān)系。而實(shí)踐經(jīng)驗(yàn)發(fā)現(xiàn)，企業(yè)債務(wù)的來源一般存在明顯差異，且其來源對債務(wù)融資的效果會產(chǎn)生明顯影響。第三，參數(shù)的擇取沒有統(tǒng)一標(biāo)準(zhǔn)，同時也沒有考慮到相關(guān)要素對企業(yè)治理機(jī)制效率所產(chǎn)生的作用。

我國零售業(yè)上市公司債權(quán)治理效應(yīng)實(shí)證研究

（一）實(shí)證設(shè)計(jì)

1.研究樣本與研究數(shù)據(jù)選取。在實(shí)證研究數(shù)據(jù)選取方面，由于各個時期市場環(huán)境與我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展水平存在一定差距，因此各個時期上市的零售業(yè)公司各項(xiàng)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在的可比性不大，為彌補(bǔ)這一缺陷，提高本研究的精確性與真實(shí)性，保證本研究的研究價值，本研究以2016年12月31日之前在上海與深圳交易所掛牌交易的A股上市零售公司中隨機(jī)選取90家上市零售公司2014-2016年這一期間的各項(xiàng)財(cái)務(wù)信息，合計(jì)270個樣本數(shù)據(jù)（數(shù)據(jù)來源：銳思數(shù)據(jù)庫）。

2.變量設(shè)計(jì)。表1詳細(xì)羅列了實(shí)證參數(shù)變量。

3研究假設(shè)。假設(shè)一：資產(chǎn)負(fù)債率與凈資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；假設(shè)二：流動資產(chǎn)負(fù)債率與凈資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系；假設(shè)三：長期資產(chǎn)負(fù)債率與凈資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.實(shí)證模型的構(gòu)建。基于本文3個假設(shè)構(gòu)建的實(shí)證模型如下：

其中凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)負(fù)債率分別為因變量、自變量，而相應(yīng)的公司規(guī)模（Size）則為控制變量。

（二）實(shí)證分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析。根據(jù)表2中數(shù)據(jù)可以發(fā)現(xiàn)，全部數(shù)據(jù)其平均資產(chǎn)負(fù)債率、平均長期資產(chǎn)負(fù)債率、平均流動資產(chǎn)負(fù)債率分別在54%、16%、39%以上，相對于長期資產(chǎn)負(fù)債率而言，流動資產(chǎn)負(fù)債率的數(shù)值較高，很顯然，當(dāng)前我國大部分零售業(yè)上市公司普遍采用短期借貸的形式來籌集更多企業(yè)發(fā)展所需資金。

2.模型回歸分析。

第一，整體回歸分析。模型一回歸結(jié)果見表3、表4所示。通過表3可以得出，以企業(yè)中三年的財(cái)務(wù)信息為數(shù)據(jù)基礎(chǔ)結(jié)合模型1采用多元性回歸分析，最終得出的模型判定系數(shù)R2為0.333，也就是說通過解釋變量所分析的凈資產(chǎn)收益率在33.3%左右，此外D-W值為1.601，接近2，表明在2014-2016年期間，凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模和營業(yè)收入增長率3個變量符合線性相關(guān)關(guān)系，進(jìn)而證明了我國零售業(yè)上市公司凈資產(chǎn)收益率最少受以上3個變量中1個或者多個要素作用。

通過表4發(fā)現(xiàn)，回歸模型常數(shù)為-17.824，在0.05的置信水平中，三個變量中有兩個（資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模）與回歸系數(shù)t的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)相吻合，資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)為-0.194，Sig=0.019<0.05，表示資產(chǎn)負(fù)債率和資產(chǎn)收益率有著顯著相關(guān)性，并且這一系數(shù)是負(fù)的，進(jìn)而證明假設(shè)1成立。

結(jié)合以上得出的數(shù)據(jù)，將回歸系數(shù)通過模型1進(jìn)行多元性回歸分析，得出的方程式如下：

ROE=-17.824-0.194D/A+4.420Size+0.026J

模型2的回歸結(jié)果如表5、表6所示。

通過表5可以得出，結(jié)合樣本企業(yè)2014-2016年的數(shù)據(jù)，對模型2進(jìn)行了多元線性回歸分析，得出模型判定系數(shù)R2為0.207，表明這些解釋變量闡釋的被解釋變量（凈資產(chǎn)收益率）在30.7個百分點(diǎn)左右，此外D-W值為1.402。擬合優(yōu)度結(jié)論顯示，這些模型有著較低的擬合度，其原因在于零售業(yè)上市企業(yè)績效相關(guān)影響因素較多，且存在一定的交互作用。本文對其相應(yīng)的影響關(guān)系做了擬合研究，因而可以用到相應(yīng)的擬合度模型，這樣也可以對此時間范圍內(nèi)的凈資產(chǎn)收益率和營收增長率的影響關(guān)系進(jìn)行分析，進(jìn)而證明我國零售業(yè)上市企業(yè)凈資產(chǎn)收益率最少受以上3個變量中1個或者多個要素作用。

通過表6可以得出，回歸模型常數(shù)為-33.157，在0.05的置信水平中，全部三個變量中有兩個（資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模）與回歸系數(shù)t的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)相吻合，資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)為-.182，Sig=0.030<0.05，這就表示資產(chǎn)負(fù)債率和資產(chǎn)收益率有著顯著相關(guān)性，并且這一系數(shù)是負(fù)的，這一結(jié)果和假設(shè)2相匹配，表示假設(shè)2成立。

鑒于上述內(nèi)容，將回歸系數(shù)帶入模型2，得出多元線性回歸方程式為：

ROE=-33.157-0.182VDR+5.259 Size+0.029J

模型3的回歸結(jié)果見表7和表8所示。

通過表7可以得出，結(jié)合樣本企業(yè)2014-2016年相關(guān)財(cái)務(wù)信息，通過模型3進(jìn)行多元線性回歸研究，最終得到0.253的模型判定系數(shù)，也就是說解釋變量所分析的凈資產(chǎn)收益率為25%，D-W值是1.301。擬合優(yōu)度結(jié)論顯示，這些模型的擬合度有限，其主要原因同上文。

通過表8能夠發(fā)現(xiàn)，回歸模型常數(shù)為-44.202，在0.05的置信水平中，全部三個變量中有兩個（資產(chǎn)負(fù)債率、公司規(guī)模）與回歸系數(shù)t的檢驗(yàn)標(biāo)準(zhǔn)相吻合。資產(chǎn)負(fù)債率的回歸系數(shù)為-0.186，Sig=0.041<0.05，這就表示資產(chǎn)負(fù)債率和資產(chǎn)收益率有著顯著相關(guān)性，并且這一系數(shù)是負(fù)的，這一結(jié)果和假設(shè)2相匹配，表示假設(shè)3成立。

結(jié)合以上得出的數(shù)據(jù)，將回歸系數(shù)通過模型3進(jìn)行多元性回歸分析，得出的方程式如下：

ROE=-44.202-0.186LDR+5.958Size+0.20J

第二，分區(qū)間回歸分析。結(jié)合表2可以得出，短時間內(nèi)負(fù)債率在總負(fù)債中所占比重依然較大，“拆東墻補(bǔ)西墻”這種還債模式為我國零售業(yè)上市企業(yè)中普遍采用的手段，所以在我國零售業(yè)上市企業(yè)中普遍具有較高的負(fù)債總額，但是這種負(fù)債在實(shí)踐中對治理企業(yè)并不起到積極作用，反而會導(dǎo)致公司業(yè)績下降，因此出現(xiàn)惡性循環(huán)情況，公司業(yè)績越差越?jīng)]有利潤，債務(wù)越多越?jīng)]有償還能力。結(jié)合上述情況，本研究所選的270個樣本結(jié)合投資負(fù)債率采用分組回歸分析模式進(jìn)行研究，得出表9中企業(yè)的具體負(fù)債分布狀況。

分析表9結(jié)果可以看出，研究樣本企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率大部分不超過80%，另外有10個零售業(yè)樣本企業(yè)的此指標(biāo)達(dá)到了83%，將陷入資不抵債的境地。在我國現(xiàn)行的《破產(chǎn)法》中僅僅以企業(yè)的還款能力來判定企業(yè)是否能夠進(jìn)行破產(chǎn)，從而助推了一些企業(yè)在生產(chǎn)經(jīng)營中進(jìn)入惡性循環(huán)的狀況，企業(yè)收益持續(xù)減少。

基于現(xiàn)有的數(shù)據(jù)采用資產(chǎn)負(fù)債率分區(qū)間的方法，對各區(qū)間的數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析得出結(jié)果如表10所示。

分析表10結(jié)果可知，在資產(chǎn)負(fù)債率不超過20%情況下，資產(chǎn)負(fù)債率的Sig=0.922>0.05，據(jù)此可以說明在此條件下，這項(xiàng)指標(biāo)對凈資產(chǎn)收益率的影響微乎其微。在資產(chǎn)負(fù)債率為20到40個百分點(diǎn)之間，調(diào)整后的R2為0.275， D-W值為1.521，表示模型具有較高的擬合度，而對應(yīng)的Sig為0.019，說明在此區(qū)間內(nèi)，這二者之間的相關(guān)性達(dá)到很高水平，而根據(jù)系數(shù)的符號可知，二者表現(xiàn)出一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系。資產(chǎn)負(fù)債率達(dá)到80個百分點(diǎn)以上時，調(diào)整的R2為0905，D-W值為2.734，表示模型具有較高的擬合度，資產(chǎn)負(fù)債率Sig=0.068。根據(jù)上述數(shù)據(jù)可以判斷資產(chǎn)負(fù)債率在超過80%情況下，二者的相關(guān)性達(dá)到了較高水平，相關(guān)性系數(shù)為9.428，說明在此區(qū)間內(nèi)，二者存在一定的正相關(guān)關(guān)系。而其他區(qū)間模型的整體擬合度也達(dá)到較高水平，且對應(yīng)的資產(chǎn)負(fù)債率Sig系數(shù)為負(fù)，說明在此區(qū)間二者表現(xiàn)出一定的反向關(guān)系。

實(shí)證結(jié)論與優(yōu)化路徑

（一）實(shí)證結(jié)論

通過以上描述發(fā)現(xiàn)：以凈資產(chǎn)收益率為因變量進(jìn)行分析，可以滿足相關(guān)擬合要求。通過全部數(shù)據(jù)的回歸結(jié)論可以得出：

1.在零售業(yè)上市企業(yè)中，凈資產(chǎn)收益率和資產(chǎn)負(fù)債率存在明顯的反向關(guān)系，即我國零售業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益率會隨著企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率減少而提升，因此假設(shè)1成立。

2.我國零售業(yè)上市企業(yè)的流動資產(chǎn)負(fù)債率和凈資產(chǎn)收益率成反向關(guān)系，表示我國零售業(yè)上市企業(yè)的凈資產(chǎn)收益會隨著企業(yè)流動資產(chǎn)負(fù)債率的減少而提升，因此假設(shè)2成立。

3.長期資產(chǎn)負(fù)債率與凈資產(chǎn)收益率存在一定的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即我國零售業(yè)上市企業(yè)的長期資產(chǎn)負(fù)債率越高，會明顯制約企業(yè)凈資產(chǎn)收益率，假設(shè)3成立。

分區(qū)間回歸結(jié)論顯示：我國上市企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率在20個百分點(diǎn)以下時，其不會顯著影響到凈資產(chǎn)收益率狀況，而在此指標(biāo)超過80%情況下，二者之間正相關(guān)，而其他條件下，則存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）研究啟示及建議

發(fā)展債券市場擴(kuò)展企業(yè)融資途徑。我國零售業(yè)上市公司的流動負(fù)債在公司負(fù)債中占有非常大比例，這是由我國零售業(yè)的行業(yè)特征與市場機(jī)制造成的。我國債券市場機(jī)制還不夠完善，無法實(shí)現(xiàn)將債券融資作為企業(yè)長期融資的主要途徑。假如致力于發(fā)展我國債券市場，則零售企業(yè)在獲取更多融資資金的過程中，債券的約束性會明顯高于長期負(fù)債，由于債券有著按期還款的特征，這會增加零售企業(yè)的發(fā)展壓力，使其致力于提升公司效益，因此發(fā)展債券對于加強(qiáng)外界監(jiān)督對零售業(yè)上市公司的治理作用非常明顯。但是我國公司債券市場發(fā)展非常慢，制約因素也較多，無法推進(jìn)債券市場進(jìn)一步發(fā)展。結(jié)合我國債券市場現(xiàn)狀，可以從下述幾點(diǎn)來進(jìn)行改進(jìn)：其一，改變目前的債券機(jī)制，讓更多的企業(yè)可以發(fā)行債券；其二豐富債券類型，讓公司可以結(jié)合自身需要自由擇??；其三構(gòu)建健全的企業(yè)信用評價體系，避免信息不對稱問題。通過債券擴(kuò)展公司融資途徑，大力發(fā)揮其激勵作用，從而推進(jìn)零售業(yè)上市公司的債券治理效應(yīng)，發(fā)揮其價值。

健全企業(yè)破產(chǎn)機(jī)制。我國零售業(yè)上市公司債券治理效應(yīng)弱化的根本原因?yàn)閭鶛?quán)人無法進(jìn)一步行使自身權(quán)益。歸根到底為我國破產(chǎn)機(jī)制不健全造成的，在零售業(yè)公司出現(xiàn)運(yùn)營困難面臨破產(chǎn)問題時，無法有效保證債權(quán)人的利益，盡管公司清算破產(chǎn)，公司也不是以債權(quán)人的利益為前提，通常情況下首先保證公司職工的利益，其次才償還債權(quán)人的債務(wù)。由于我國破產(chǎn)機(jī)制不完善，盡管企業(yè)運(yùn)營不佳債權(quán)人也無法介入公司進(jìn)行管理，政府的干預(yù)會加速公司破產(chǎn)，控制權(quán)也很難被債權(quán)人所行使?？梢詮南率鰩c(diǎn)來改進(jìn)并健全我國企業(yè)的破產(chǎn)機(jī)制：其一，保障市場的獨(dú)立性，降低政府干預(yù)頻次；其二簡化我國破產(chǎn)流程；其三構(gòu)建保障制度。

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