供給側改革、公司治理與資本結構

李軍

【摘要】? 文章以2012年到2016年我國高能耗上市公司為樣本，采用主成分分析法提取了公司治理因子，對平衡面板數據應用固定效用模型進行回歸分析，發(fā)現公司治理好的企業(yè)資產負債率要高，供給側改革對企業(yè)資產負債率有顯著影響。股權集中度、流通股比例、未領取薪酬董事比例與資產負債率正相關;管理層權力、高管薪酬與資產負債率顯著負相關。

【關鍵詞】? ?供給側改革;公司治理;資本結構

【中圖分類號】? F275? 【文獻標識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2019）04-0032-05

一、引言

現代公司制企業(yè)所有權和管理權分離，可以大大提高企業(yè)的管理效率，但同時也產生了一系列代理問題。已有研究表明，公司治理通過一系列契約可以緩解代理問題。雖然我國資本市場起步較晚，但隨著市場化改革的深入，以及加強上市公司治理的規(guī)章制度的陸續(xù)出臺，我國上市公司治理有了很大改善。

供給側改革的重要思想是去產能、去庫存，減少無效供給，擴大有效供給。供給側改革對高能耗上市公司是一個重大利好，在此背景下，高能耗上市公司的資本結構情況如何？供給側改革、公司治理是如何影響資本結構的？本文以經營期滿5年的高能耗上市公司為研究對象，基于代理理論，采用因子分析法提取公司治理因子，計算因子總分，對平衡面板數據應用固定效用模型進行回歸分析，從而分析供給側改革、公司治理如何影響資本結構。

二、文獻綜述

我國學者結合我國上市公司情況對公司治理對資本結構的影響進行了大量研究。王娟、楊鳳林（2002）認為，控制權集中度對資本結構的影響不顯著，不同行業(yè)資本結構水平有顯著差異。馮根福、馬亞軍（2004）認為，上市公司高管人員出于自利動機調節(jié)公司負債水平，且這種行為與其擁有所有權程度有一定的相關性。肖作平（2005）以公司治理因子作為解釋變量，發(fā)現公司治理水平高，資產負債率也較高;股權集中度、董事會規(guī)模與資產負債率顯著負相關;董事會中獨立董事比例與資產負債率顯著正相關。趙冬青、朱武祥（2006）認為，國有股比例和流通股比例對上市公司資本結構幾乎沒有影響，第一大股東持股比例與資產負債率顯著負相關。汪強、吳世農（2007）認為，公司治理顯著影響上市公司的資本結構，控股股東持股比例、總經理持股比例與負債比例顯著負相關，A股流通股比例、獨立董事比例與負債比例顯著正相關。李志軍（2011）認為，國有股比例與資本結構顯著負相關;資產負債率與行業(yè)關系并不顯著。張金貴、方小珍（2016）分析了信息技術業(yè)上市公司資本結構影響因素，研究認為，股權結構、管理層持股比例、獨立董事比例和董事長與總經理兼任情況與資本結構負相關;國有股比例、流通股比例、董事會規(guī)模、董事會和監(jiān)事會會議次數與資本結構正相關。肖明、張靜亞、常樂（2016）認為，公司治理薄弱會導致代理成本增加，管理層偏好低負債率，對資本結構調整有負面影響。

綜上可以看出，相關文獻主要研究了股權結構、管理層持股、流通股比例、董事會規(guī)模、獨立董事比例等公司治理因素對資本結構的影響，而關于公司治理總體情況與資本結構關系的研究較少。同時，已有研究表明，資本結構與經濟周期有密切關系，資本結構存在行業(yè)差異性，為此，本文基于供給側改革背景，研究公司治理對高能耗企業(yè)資本結構的影響。

三、研究設計

（一）研究假設

顧乃康等（2007）認為，宏觀經濟因素會顯著地影響資本結構。供給側改革，將會減少無效低效的供給，顯著提升高能耗行業(yè)的景氣度，行業(yè)基本面將會有較大好轉，資產負債率會下降。為此，本文提出以下假設：

假設1：供給側改革將會降低資產負債率。

關于公司治理對資本結構的影響，一種觀點認為，公司治理對債務比率有正向影響。肖作平（2005）認為，公司治理水平高的公司具有較高的負債水平。楊鑫、李明輝（2016）認為，公司治理水平與資本結構呈現顯著的正相關關系。另一種觀點認為，公司治理好的企業(yè)，可以降低信息不對稱，減少代理成本，從而不用負債來制約管理層的行為。

委托代理理論認為，管理者與股東效應函數不一致，由于兩者間存在信息不對稱，使管理者實現自身利益最大化成為了可能。債務條款中有資金使用的限制條款、付息還本日期，債務在一定程度減少了管理層的自由度;負債經營增加的利潤由所有者分享，若經營失敗公司破產，管理層有失業(yè)風險，所以管理者是厭惡負債經營的。因此當公司治理較差時，管理層受到的制約較弱，會努力減少負債的使用;當公司治理較好時，管理者受到的制約較強，資產負債率將會提高。為此，本文提出以下假設：

假設2：公司治理與資產負債率正相關。

隨著股權分置改革的完成，大部分上市公司流通比例都較高，大股東們較以往更關心企業(yè)價值，負債經營能提高公司價值。肖作平（2005），汪強、吳世農（2007），張金貴、方小珍（2016）等發(fā)現，流通比例與資本結構正相關。肖作平

（2005）、趙冬青（2006）認為，我國股權融資成本較低，大股東更樂意進行股權融資，股權集中度與資產負債率負相關。但在全流通時代，與管理者相比，股東風險厭惡程度較低，所以大股東選擇的債務水平比管理者要高。同時，隨著股權集中度的提高，大股東擁有更多的話語權，股東為了自身的利益會加強對管理層的監(jiān)督，可以緩解代理問題，減少股東們的“搭便車”行為。我國有些A股上市公司同時發(fā)行B股或H股，B股和H股市場的治理規(guī)則要高于A股市場，有利于該類公司治理水平的提升。為此提出以下假設：

假設3：流通股比例與資產負債率正相關。

假設4：股權集中度與資產負債率正相關。

假設5：同時發(fā)行B股或H股與資產負債率正相關。

董事會是公司治理機制的核心，董事會的安排對公司治理起著關鍵作用。董事會規(guī)模過大，溝通、協(xié)調受到影響，辦事效率下降，控制管理層的能力下降。當董事長與總經理兩職合一時，決策者與執(zhí)行者合一，董事長權力集中度更高，董事會的獨立性受到影響，公司治理機制作用大打折扣。獨立董事和未領取薪酬董事，能夠提高董事會的獨立性，防止董事會被管理層操縱，提高董事會對管理層的監(jiān)督。董事會會議越頻繁，有更多的機會交換意見，完善公司治理，加強監(jiān)督管理層，同時頻繁的董事會會議也可能是對公司困難的一種反應。為此，本文提出以下假設：

假設6：董事會規(guī)模與資產負債率負相關。

假設7：獨立董事比例、未領取薪酬董事比例與資產負債率正相關。

假設8：董事會會議次數與資本結構正相關。

傳統(tǒng)理論認為，管理層持股可以使經理人與股東目標一致，降低代理成本。但隨著管理者持股比例的增加，管理者具有更多選擇公司負債政策的自由度，資產負債率可能會下降。Firth（1995）發(fā)現，管理者持股比例與負債比率負相關。所以高管權力較大時，資產負債率低。汪強、吳世農（2007），張金貴、方小珍（2016），肖明、張靜亞、常樂（2016）的研究都證實了這一觀點。高管薪酬是公司激勵的重要措施，但當高管薪酬較高時，厭惡負債經營的情緒更強。為此，本文提出以下假設：

假設9：高管權力與資產負債率負相關。

假設10：高管薪酬與資產負債率負相關。

假設11：高管規(guī)模與資產負債率正相關。

獨立董事制度與監(jiān)事會制度并行是我國公司治理結構特有的一種方法。我國監(jiān)事會是在股東大會領導下，與董事會并列設置，對公司董事、經理等高管履行職責的合法性進行監(jiān)督，維護公司及股東的合法權益。監(jiān)事會規(guī)模的增加、監(jiān)事會會議頻率的提高，能夠在公司治理中發(fā)揮作用，降低代理成本。為此，本文提出以下假設：

假設12：監(jiān)事會規(guī)模與資產負債率正相關。

假設13：監(jiān)事會會議次數與資產負債率正相關。

董事會通常是對已經形成的議案進行討論和表決，而議案本身的形成和提出，需要專業(yè)委員會（審計委員會、戰(zhàn)略委員會、提名委員會、薪酬與考核委員會）深入調查、研究與考核，所以專業(yè)委員會的設立使董事會的決策更加科學合理，能夠加強公司治理，有效規(guī)避經理人的機會主義行為。為此，本文提出以下假設：

假設14：專業(yè)委員會個數與資產負債率正相關。

（二）變量定義

本文將賬面價值計量的資產負債率（ADR）作為資本結構的度量指標，表1是解釋變量，國內學者的研究認為，公司規(guī)模、盈利能力、成長能力、資產流動性、現金流、資產擔保價值、非債務稅盾、經營波動性是影響資本結構的因素，所以將這些因素作為控制變量，具體見下頁表2。

（三）實證模型的設計

對資本結構影響因素的回歸分析分為簡單回歸分析和因子回歸分析，因子回歸分析能較好地避免共線性問題，同時因子分析法能把多個觀測變量轉換為少數幾個不相關的綜合指標，這些綜合指標更能反映事物的特征。所以本文借鑒肖作平（2005）因子分析中提取的因子作為解釋變量，分析公司治理如何影響資本結構。同時借鑒余怒濤（2009）、張正勇（2013）的觀點，將因子分析的總分作為解釋變量，來分析公司治理總體情況與資本結構的關系。

模型1為供給側改革與公司治理總分為解釋變量的回歸方程，模型2為供給側改革與公司治理因子為解釋變量的回歸方程。其中β1到 β13為解釋變量系數，γ1 到γ8為控制變量系數，i 為公司個體（i=1，2，…，349），t為年份（t=2012，…，2016），μit為殘差。

四、實證結果與分析

（一）樣本選擇

本文使用的公司治理數據和控制變量數據均來自國泰安數據庫，應用SPSS 1.8進行描述統(tǒng)計與因子分析，應用EVIEWS 8.0進行平衡面板數據回歸分析。根據證監(jiān)會2017年2季度上市公司行業(yè)分類結果，高能耗行業(yè)主要包括電力熱力的生產及供應業(yè)，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)，化學原料及化學制品制造業(yè)，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)，非金屬礦物制品業(yè)。考慮到我國上市公司在上市時有盈余管理情況，選擇了經營滿5年的上市公司，在此基礎上剔除ST和*ST公司，一共選取了349家高能耗上市公司2012年到2016年的數據作為樣本。

（二）描述性統(tǒng)計

從表3可以看出，高能耗企業(yè)的資產負債率較高，均值為49.33%，進一步分析發(fā)現，資產負債率有一定的行業(yè)差異性，電力熱力的生產及供應業(yè)的均值為60.48%，石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)的均值為50.29%，化學原料及化學制品制造業(yè)的均值為42.44%，有色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的均值為48.33%，黑色金屬冶煉及壓延加工業(yè)的均值為67.92%，非金屬礦物制品業(yè)的均值為46.38%。股權結構方面，第一大股東持股比例均值為36.21%，第一到第十大股東持股比例平方和的均值為17.43%，第一大股東持股比例與第二到第五大股東持股比例和之比均值為6.55，流通股比例均值為80.87%，控股股東性質均值為0.55，發(fā)行B股或H股均值為0.08，股東大會會議次數均值為3.39，這說明高能耗企業(yè)股權集中度較高，流通股比例較高，控股股東為國有的占比為55%，發(fā)行外資股情況較少。董事會治理方面，董事會平均人數為8.98人，獨立董事比例均值為36.93%，未領取薪酬董事比例均值為22.56%，兩職合一均值為0.19，董事長兼任總經理占比不高，董事會年平均會議次數為9.34次。監(jiān)事會治理方面，監(jiān)事會平均人數為3.96人，監(jiān)事會年平均會議次數為0.83次，監(jiān)事會會議次數較少。管理層治理方面，高管平均人數為6.53人，高管持股比例均值為4.31%，高管年薪自然對數均值為14.09，高管持股比例較以往統(tǒng)計數據要高。平均專業(yè)委員會數為3.98個。

（三）因子分析

公司治理因子分析的KMO 和 Bartlett 檢驗中，KMO度量值為0.642，說明樣本數據適合做因子分析，Bartlett 的球形度檢驗卡方值為9 269.898，很大，Sig<0.01，說明公司治理變量間存在著顯著的相關性（見表4）。按主成分法提取了12個因子，解釋的總方差超過了85%（見下頁表5），按Kaiser標準化的正交旋轉法，經過7次迭代后收斂，旋轉成分矩陣見表6，選用0.5作為解釋因子的分割點，因子1顯著負載的是第一大股東持股比例、第一到第十大股東持股比例平方和、第一大股東持股比例與第二到第五大股東持股比例和之比，命名為股權集中度;因子2顯著負載的是董事會會議次數和股東大會會議次數，命名為決策會議次數;因子3顯著負載的是未領取薪酬董事比例和控股股東性質，命名為未領取薪酬董事比例;因子4顯著負載的是董事長與總經理兼任情況及高管持股比例，命名為高管權力;因子5顯著負載的是董事會規(guī)模、獨立董事比例，命名為獨立董事比例;因子6，命名為流通股比例;因子7，命名為監(jiān)事會規(guī)模;因子8，命名為高管規(guī)模;因子9，命名為發(fā)行B股或H股;因子10，命名為高管薪酬;因子11，命名為專業(yè)委員會數;因子12，命名為監(jiān)事會會議次數。以各因子的方差貢獻率為權重，計算樣本公司2012—2016年的公司治理總分，計算公式如下：

（四）回歸分析

對模型1和模型2進行F檢驗和H檢驗，根據檢驗結果確定采用固定效應模型進行線性回歸分析，回歸結果見下頁表7，各模型中調整R方為0.8左右、DW值接近2，回歸效果較理想。

模型1和模型2中，供給側改革與資產負債率顯著負相關，說明供給側改革改善了高能耗上市公司外部經營環(huán)境，提高了企業(yè)的盈利能力，降低了企業(yè)的資產負債率。模型1中，公司治理總分與資產負債率顯著正相關，說明公司治理較好時，管理者的自利行為得到控制，資產負債率提高，與肖作平（2005），楊鑫、李明輝（2016）的分析結果一致。公司治理總分與管理費率、其他應收款占資產比的相關性顯著負相關，說明公司治理好，代理成本低，進一步證實了公司治理能控制管理者的自利行為。假設1和假設2得到證實。

模型2的結果顯示了公司治理各因子是如何影響資產負債率的。（1）因子1（股權集中度）與資產負債率顯著正相關，因子6（流通股比例）與資產負債率顯著正相關，因子9（是否發(fā)行B股或H股）與資產負債率正相關但不顯著。說明全流通時代，流通股比例和股權集中度的提高，能加強對管理者的監(jiān)督，假設3和假設4得到證實。因子2（決策會議次數）與資產負債率正相關，但不顯著，可能是因為決策會議次數不僅與經營困難有關，也與其他重大經營事項相關。（2）因子5（獨立董事比例）與資產負債率正相關，但不顯著。可能是因為獨立董事比例與董事會規(guī)模負相關，獨立董事比例對資產負債率正向作用與董事會規(guī)模對資產負債率負向作用的結果。因子3（未領取薪酬董事比例）與資產負債率顯著正相關，最終控制為國有的公司，未領取薪酬董事比例要高，獨立性較強，能提高對管理層自利行為的監(jiān)督，假設8得到證實。因子4（高管權力）與資產負債率顯著負相關。兩職合一時董事控制決策權和執(zhí)行權，說明管理者權力越大，資產負債率越低。同時兩職合一與高管持股正相關，假設9得到驗證。（3）因子7（監(jiān)事會規(guī)模）與資產負債率正相關，但不顯著，因子12（監(jiān)事會會議次數）與資產負債率負相關但不顯著，說明監(jiān)事會在公司治理中沒有起到應有的作用。（4）因子8（高管規(guī)模）與資產負債率顯著正相關，但加入供給側改革變量后，相關性不顯著。高管人數多，能提高決策的科學性，有利于提升公司治理，但達成一致行動的難度要大，相互之間會形成監(jiān)督。因子10（高管薪酬）與資產負債率顯著負相關，假設10、假設11得到驗證。（5）因子11（委員會個數）與資產負債率正相關，但不顯著。可能是因為設置在董事會下的專業(yè)委員會相關職權受到了董事會的限制。

（五）穩(wěn)健性檢驗

對回歸模型進行了穩(wěn)健性檢驗，將控制變量先進行因子分析法提取因子，然后再進行回歸，回歸結果未發(fā)生變化?？紤]到資產負債率自相關問題，在兩個模型中加入資產負債率一階滯后項，回歸結果未發(fā)生變化，僅控制變量的顯著性有所提高。

五、小結

文章基于代理理論，通過因子分析和平衡面板數據固定效應模型，對供給側改革背景下高能耗上市公司2012—2016年數據進行實證研究，得出如下結論：供給側改革對資產負債率有顯著影響，兩者顯著負相關;公司治理對資產負債率有顯著影響，兩者顯著正相關;股權集中度、流通股比例、未領取薪酬董事比例與資產負債率顯著正相關;決策會議次數、獨立董事比例、監(jiān)事會規(guī)模、高管規(guī)模、是否發(fā)行B股或H股、委員會個數與資產負債率正相關，但不顯著;高管權力、高管薪酬與資產負債率顯著負相關;監(jiān)事會會議數與資產負債率負相關，但不顯著。X

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