論融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響

馬雨萱

【摘? 要】論文以2015-2019年A股上市公司作為初始研究樣本，從決策權(quán)配置視角實(shí)證驗(yàn)證融資約束與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系。通過(guò)研究發(fā)現(xiàn)，融資約束與企業(yè)績(jī)效之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，隨著融資約束的增加，企業(yè)績(jī)效下降;決策權(quán)配置是融資約束與企業(yè)績(jī)效間的調(diào)節(jié)變量，相比非二職合一，二職合一會(huì)加深融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的損害程度。公司治理機(jī)制的完善能夠緩解融資約束，從而提升企業(yè)績(jī)效。

【Abstract】Taking A-share listed companies from 2015 to 2019 as the initial research sample， this paper empirically verifies the relationship between financing constraints and enterprise performance from the perspective of decision rights allocation. After research， it is found that there is a negative correlation between financing constraints and enterprise performance. With the increase of financing constraints， enterprise performance decreases. The decision rights allocation is the moderating variable between financing constraints and enterprise performance. Compared with the general manager and the chairman of the board not being the same person， having the same person as the general manager and the chairman of the board will deepen the damage degree of financing constraints to enterprise performance. The improvement of enterprise governance mechanism can alleviate the financing constraints， so as to improve enterprise performance.

【關(guān)鍵詞】融資約束;決策權(quán)配置;企業(yè)績(jī)效

【Keywords】financing constraints; decision rights allocation; enterprise performance

【中圖分類(lèi)號(hào)】F275;F272.5? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文獻(xiàn)標(biāo)志碼】A? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ? ?【文章編號(hào)】1673-1069（2021）06-0049-05

1 引言

目前，融資約束問(wèn)題對(duì)我國(guó)上市公司的企業(yè)投融資決策乃至企業(yè)績(jī)效有至關(guān)重要的影響。較高的融資約束會(huì)增加企業(yè)融資成本，從而導(dǎo)致企業(yè)融資規(guī)?？s小、融資途徑減少。然而，關(guān)于融資約束與企業(yè)績(jī)效間的關(guān)系，學(xué)術(shù)界沒(méi)有得出統(tǒng)一結(jié)論。有的學(xué)者認(rèn)為融資約束可以通過(guò)加強(qiáng)資金運(yùn)用而促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提升，也有學(xué)者認(rèn)為融資約束的增加會(huì)對(duì)企業(yè)績(jī)效造成不利影響。

二職合一作為一種決策權(quán)配置方案，對(duì)企業(yè)內(nèi)部治理有著重大影響。二職合一即總經(jīng)理與董事長(zhǎng)由同一個(gè)人擔(dān)任，此時(shí)公司決策制定與決策執(zhí)行未分離，易導(dǎo)致代理問(wèn)題，管理層由于缺乏董事會(huì)的監(jiān)督產(chǎn)生機(jī)會(huì)主義傾向，可能會(huì)形成不利于企業(yè)發(fā)展的融資決策，不同公司在不同決策權(quán)配置下企業(yè)績(jī)效有著怎樣的發(fā)展，值得深入研究。因此，本文研究了融資約束與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系，并引入決策權(quán)配置，探討其在兩者之間的調(diào)節(jié)效應(yīng)。

2 理論分析與假設(shè)

2.1 融資約束和企業(yè)績(jī)效

關(guān)于融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響，國(guó)內(nèi)外學(xué)者進(jìn)行了大量研究，融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生何種影響，不同學(xué)者提出不同意見(jiàn)。一是有學(xué)者經(jīng)研究認(rèn)為，融資約束與企業(yè)績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。從國(guó)內(nèi)來(lái)看，主要是通過(guò)對(duì)不同樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行研究對(duì)比，對(duì)中國(guó)工業(yè)數(shù)據(jù)庫(kù)中山東省企業(yè)[1]、1133家A股上市企業(yè)[2]等數(shù)據(jù)分析得出，由于企業(yè)難以獲取充足資金來(lái)滿足發(fā)展需求使得企業(yè)績(jī)效下降;還有“融資貴”導(dǎo)致企業(yè)負(fù)擔(dān)增加，從而降低企業(yè)績(jī)效[3]。在國(guó)外研究中，David等[4]認(rèn)為融資約束會(huì)從企業(yè)成長(zhǎng)速度以及企業(yè)投資效率等方面對(duì)企業(yè)績(jī)效產(chǎn)生不利影響。二是有研究表示，融資約束與企業(yè)績(jī)效之間存在正相關(guān)關(guān)系。有國(guó)外學(xué)者認(rèn)為，融資約束雖減少了企業(yè)可使用資金，但管理者會(huì)通過(guò)提高創(chuàng)新能力[5]和生產(chǎn)效率[6]增加企業(yè)績(jī)效;國(guó)內(nèi)學(xué)者認(rèn)為高融資約束更有利于企業(yè)績(jī)效提升[7]。除以上兩個(gè)觀點(diǎn)外，還有研究得出由于總的融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響并不顯著[8]，所以融資約束與企業(yè)績(jī)效沒(méi)有直接關(guān)系的結(jié)論。

形成融資約束的根本原因在于企業(yè)內(nèi)外部信息的不對(duì)稱(chēng)。企業(yè)的內(nèi)外部擁有企業(yè)發(fā)展信息的程度不同，外部投資者會(huì)對(duì)自己持有信息的真實(shí)性保持謹(jǐn)慎態(tài)度，因而在融資時(shí)外部投資者會(huì)要求增加風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，使得企業(yè)融資成本增加、企業(yè)收益減少，進(jìn)而導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效的降低。同時(shí)，企業(yè)披露發(fā)展信息由企業(yè)管理者掌握，在自身利益的驅(qū)使下，企業(yè)管理者對(duì)吸引融資信息進(jìn)行有選擇的披露，代理問(wèn)題加劇了信息不對(duì)稱(chēng)，外部投資者為提高自身的資金回報(bào)率而增加風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效的降低?；谏鲜龇治?，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：融資約束與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

2.2 決策權(quán)配置、融資約束與企業(yè)績(jī)效

決策權(quán)配置是企業(yè)戰(zhàn)略決策的重要組成部分，對(duì)企業(yè)績(jī)效有著重大影響。本文所說(shuō)的二職合一是指董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兩個(gè)職位由同一個(gè)人擔(dān)任，此時(shí)公司決策制定權(quán)與決策控制權(quán)合一。根據(jù)委托代理理論，由于信息不對(duì)稱(chēng)性以及管理者對(duì)自身利益的考慮，管理層存在機(jī)會(huì)主義傾向，如果此時(shí)沒(méi)有董事會(huì)的監(jiān)督，管理層權(quán)力趨高，會(huì)對(duì)組織效率產(chǎn)生不利影響，乃至作出錯(cuò)誤的融資決策從而影響企業(yè)績(jī)效。董事會(huì)履行監(jiān)督權(quán)和決策權(quán)，監(jiān)督管理層對(duì)企業(yè)的運(yùn)營(yíng)情況，減少管理層為謀取私利而隱瞞真實(shí)數(shù)據(jù)的情況，提高信息透明度，有利于降低信息的不對(duì)稱(chēng)性。

因此，融資約束與企業(yè)績(jī)效的關(guān)系，還受到?jīng)Q策權(quán)配置的影響。當(dāng)決策權(quán)配置處于二職合一狀態(tài)下時(shí)，董事會(huì)對(duì)管理層的監(jiān)督如同虛設(shè)，管理層權(quán)力逐漸增強(qiáng)，企業(yè)自愿披露信息的意愿下降，形成更加嚴(yán)重的內(nèi)外部信息不對(duì)稱(chēng)，外部投資者的投資意愿下降，企業(yè)為獲取融資必須付出更高的風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，從而導(dǎo)致企業(yè)的融資成本增加，損害企業(yè)績(jī)效。基于上述分析，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：決策權(quán)配置是融資約束與企業(yè)績(jī)效間的調(diào)節(jié)變量，相比非二職合一，二職合一會(huì)加大融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的損害程度。

3 研究設(shè)計(jì)

3.1 數(shù)據(jù)來(lái)源與樣本選擇

本文選用2015-2019年A股上市公司作為初始研究樣本，根據(jù)研究目標(biāo)依次做如下處理：①剔除金融業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)上市公司;②剔除樣本期間被ST、ST*的上市公司;③剔除無(wú)法實(shí)現(xiàn)數(shù)據(jù)獲取的上市公司，共涵蓋8820個(gè)觀察值。本文數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，通過(guò)Stata 12.0處理。為規(guī)避異常值影響，本文對(duì)所涉及的主要連續(xù)變量進(jìn)行了1%水平上的Winsorize縮尾處理。

3.2 變量定義與變量表

3.2.1 被解釋變量：企業(yè)績(jī)效

本文采用兩種方式衡量企業(yè)績(jī)效。首先，采用會(huì)計(jì)績(jī)效總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）進(jìn)行衡量，即總資產(chǎn)報(bào)酬率=稅后凈利潤(rùn)/總資產(chǎn)。資產(chǎn)報(bào)酬率越高，表明企業(yè)資產(chǎn)使用效果越好，否則相反。其次，借鑒姜付秀和黃繼承的做法，采用托賓Q（TBQ）來(lái)反映市場(chǎng)績(jī)效。托賓Q的計(jì)算方法為：（流通股股數(shù)流通股價(jià)格+非流通股股數(shù)每股凈資產(chǎn)+負(fù)債的賬面價(jià)值）/總資產(chǎn)。

3.2.2 解釋變量：融資約束

借鑒劉莉亞等人的研究，使用SA指數(shù)的絕對(duì)值（SAabs）反映企業(yè)融資約束，SA指數(shù)的絕對(duì)值越大，說(shuō)明企業(yè)融資約束越強(qiáng)。計(jì)算公式為：SA=-0.737*Size+0.043*Size2-0.04Age。其中，Size是企業(yè)總資產(chǎn)（asset）的自然對(duì)數(shù)值，Size=ln（asset/1000000）;Age是上市年齡，即IPO日距BS日的日歷天數(shù)/365。

3.2.3 中介變量：決策權(quán)配置

采用董事長(zhǎng)與總經(jīng)理的兼任情況來(lái)進(jìn)行衡量，若公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理兼任即二職合一，則說(shuō)明公司決策制定權(quán)與決策控制權(quán)分離程度較低，DualRole取1;若公司董事長(zhǎng)與總經(jīng)理不存在兼任的情況即二職分離，則說(shuō)明公司決策制定權(quán)與決策控制權(quán)分離程度較高，DualRole取0。

3.2.4 控制變量與變量表

為增強(qiáng)本文研究結(jié)果的可靠性，通過(guò)借鑒現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究成果，本文選取董事會(huì)規(guī)模（Board）、股權(quán)集中度（Concentration）、成長(zhǎng)性（Growth）、獨(dú)立董事比例（IndeDir）等變量，以控制企業(yè)的規(guī)模、成長(zhǎng)性、公司內(nèi)部環(huán)境特征等，同時(shí)，控制行業(yè)固定效益與年份固定效益。變量具體定義如表1所示。

表1? 變量定義表

3.3 模型設(shè)計(jì)

為檢驗(yàn)假設(shè)1，本文將企業(yè)績(jī)效（ROA/TBQ）作為被解釋變量，以融資約束（SAabs）作為解釋變量，并控制了企業(yè)的董事會(huì)規(guī)模（Board）、股權(quán)集中度（Concentration）、成長(zhǎng)性（Growth）、獨(dú)立董事比例（IndeDir）、年度效應(yīng)（Year）、行業(yè)效應(yīng)（Industry），構(gòu)建模型（1）如下：

ROA/TBQ=？琢0+？琢1SAabs+？琢2Board+？琢3Concentration+？琢4Growth+？琢5IndeDir+∑Year+∑Industry+ε? ? ? （1）

為檢驗(yàn)假設(shè)2，引入融資約束與決策權(quán)配置虛擬變量的交乘項(xiàng)，用以檢驗(yàn)企業(yè)的決策權(quán)配置對(duì)融資約束與企業(yè)績(jī)效之間的調(diào)節(jié)作用，構(gòu)建模型（2）如下：

ROA/TBQ=？酌0+？酌1SAabs+？酌2DualRole+？酌3SAabs×DualRole+？酌4Board+？酌5Concentration+？酌6Growth+？酌7IndeDir+∑Year+∑Industry

+ε? ? ? ? （2）

根據(jù)假設(shè)，當(dāng)模型（1）中？琢1的符號(hào)為負(fù)號(hào)時(shí)，符合本文對(duì)融資約束與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系的預(yù)期;當(dāng)模型（2）中？酌1和？酌2的符號(hào)同為負(fù)號(hào)時(shí)，符合決策權(quán)配置對(duì)融資約束與企業(yè)績(jī)效的負(fù)相關(guān)關(guān)系進(jìn)行負(fù)向調(diào)節(jié)的預(yù)期。

4 實(shí)證結(jié)果分析

4.1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2報(bào)告了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果。從表2可知，總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）的標(biāo)準(zhǔn)差是0.066，均值是0.036，中位數(shù)是0.037，從總體來(lái)看，A股上市公司的企業(yè)績(jī)效的離散程度很小。托賓Q（TBQ）的標(biāo)準(zhǔn)差是1.910，均值是2.14，中位數(shù)是1.550，數(shù)據(jù)離散程度較大，說(shuō)明受到我國(guó)資本市場(chǎng)有效性的影響。融資約束（SAabs）的標(biāo)準(zhǔn)差是0.294，均值是3.530，中位數(shù)是3.470，說(shuō)明A股上市公司存在的融資約束相差不大。

二職合一（DualRole）的均值為0.336，小于0.5，說(shuō)明A股上市公司中非二職合一情況少于二職合一，但0.336數(shù)值較大，說(shuō)明在A股上市公司中二職合一現(xiàn)象較為普遍?？刂谱兞繌目傮w來(lái)看，除董事會(huì)規(guī)模（Board），其余均值都小于1，說(shuō)明控制變量的離散程度較低，波動(dòng)較小，本文選取的控制變量比較合理。其中，股權(quán)集中度（Concentration）均值為0.330，該數(shù)值較高，說(shuō)明A股上市公司中“一股獨(dú)大”現(xiàn)象比較嚴(yán)重，容易出現(xiàn)代理問(wèn)題，大股東損害中小股東利益。獨(dú)立董事比例（IndeDir）均值為0.378，說(shuō)明本文數(shù)據(jù)大致符合上市公司獨(dú)立董事占董事總?cè)藬?shù)1/3以上的要求。

4.2 相關(guān)性分析

表3報(bào)告了主要變量的相關(guān)性分析結(jié)果。融資約束與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)是-0.082，在1%水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明融資約束越大，企業(yè)績(jī)效越低，初步符合假設(shè)1的預(yù)期。融資約束和決策權(quán)配置的交乘項(xiàng)與企業(yè)績(jī)效的相關(guān)系數(shù)是-0.002，表明決策權(quán)配置對(duì)融資約束與企業(yè)績(jī)效的負(fù)相關(guān)關(guān)系進(jìn)行加強(qiáng)調(diào)節(jié)，初步符合假設(shè)2的預(yù)期，顯著性問(wèn)題還需要進(jìn)一步檢驗(yàn)。從表3來(lái)看，兩兩變量之間相關(guān)系數(shù)在（-0.5，0.5）范圍內(nèi)，不存在嚴(yán)重的共線性問(wèn)題。

4.3 回歸結(jié)果分析

4.3.1 融資約束與企業(yè)績(jī)效間關(guān)系的檢驗(yàn)

為驗(yàn)證本文提出的假設(shè)，對(duì)構(gòu)建的模型進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果如表4所示。

表4報(bào)告了在控制了董事會(huì)規(guī)模（Board）、股權(quán)集中度（Concentration）等變量的基礎(chǔ)上，融資約束（SAabs）與企業(yè)兩類(lèi)績(jī)效的多元回歸結(jié)果。其中第（1）（3）列回歸結(jié)果對(duì)應(yīng)的因變量為企業(yè)總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA），第（2）（4）列回歸結(jié)果對(duì)應(yīng)的因變量為托賓Q（TBQ）。由第（1）（2）列回歸結(jié)果來(lái)看，以ROA為被解釋變量時(shí)，融資約束指標(biāo)的系數(shù)為-0.013，在1%水平上呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;以TBQ為被解釋變量時(shí)，融資約束指標(biāo)的系數(shù)為-1.365，均在1%的水平上顯著為負(fù)相關(guān)關(guān)系。回歸結(jié)果支持假設(shè)1，即在其他條件不變的情況下，融資約束與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4.3.2 調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)

表4的第（3）（4）列報(bào)告了調(diào)節(jié)效應(yīng)檢驗(yàn)?zāi)Ｐ停?）部分的多元回歸結(jié)果。結(jié)果顯示兩者呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，系數(shù)分別為-0.010和-1.087，t值分別為-3.32和-14.94，通過(guò)1%的顯著性測(cè)試。由此，綜合來(lái)看，實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果支持假設(shè)2，即表明決策權(quán)配置是融資約束與企業(yè)績(jī)效間的調(diào)節(jié)變量，相比非二職合一，二職合一會(huì)加大融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的損害程度。

通過(guò)回歸結(jié)果可以看出，融資約束與會(huì)計(jì)績(jī)效ROA和市場(chǎng)績(jī)效TBQ之間的回歸系數(shù)在1%水平上呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明企業(yè)績(jī)效會(huì)隨著融資約束的加強(qiáng)而降低。當(dāng)二職合一因素加入后，Saabs*DualRole交乘項(xiàng)與會(huì)計(jì)績(jī)效ROA和市場(chǎng)績(jī)效TBQ之間的回歸系數(shù)在1%水平上呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明當(dāng)二職合一的出現(xiàn)會(huì)使得企業(yè)績(jī)效降低。二職合一導(dǎo)致董事會(huì)的監(jiān)督力度減小，決策權(quán)的有效性降低，管理層因缺乏監(jiān)督可能作出有損股東權(quán)益和公司利益的決策，信息披露意愿下降，投資者要求增加風(fēng)險(xiǎn)溢價(jià)，企業(yè)融資成本增加，導(dǎo)致企業(yè)績(jī)效下降。

4.4 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述研究結(jié)論的穩(wěn)健性和可靠性，本文利用凈資產(chǎn)收益率指標(biāo)（ROE）替代企業(yè)績(jī)效總資產(chǎn)報(bào)酬率（ROA）、用市凈率（PBR）代替市場(chǎng)績(jī)效托賓Q（TBQ），得到的結(jié)果如表5所示，系數(shù)正負(fù)號(hào)與顯著性程度與主檢驗(yàn)基本保持一致，表明結(jié)果較為穩(wěn)健。

5 結(jié)語(yǔ)

本文以2015-2019年A股上市公司作為研究對(duì)象，研究融資約束與企業(yè)績(jī)效之間的關(guān)系，并引入決策權(quán)配置，研究其在融資約束與企業(yè)績(jī)效之間的調(diào)節(jié)作用。通過(guò)研究可知，融資約束與企業(yè)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系;二職合一負(fù)向調(diào)節(jié)了融資約束與企業(yè)績(jī)效的負(fù)相關(guān)關(guān)系。當(dāng)融資約束增加，融資成本增加，融資規(guī)模減小，企業(yè)發(fā)展受約束，企業(yè)績(jī)效下降;當(dāng)企業(yè)決策制定權(quán)與決策控制權(quán)合一，產(chǎn)生代理問(wèn)題，出現(xiàn)機(jī)會(huì)主義傾向，管理層謀取私利，信息披露意愿下降，造成信息不對(duì)稱(chēng)，投資者提高投資所獲利益，進(jìn)一步加強(qiáng)融資約束，對(duì)企業(yè)績(jī)效造成不利影響。

通過(guò)研究可以發(fā)現(xiàn)，進(jìn)一步完善公司治理機(jī)制，可以緩解融資約束對(duì)企業(yè)績(jī)效的影響。對(duì)于企業(yè)管理者來(lái)說(shuō)，應(yīng)改變決策權(quán)配置情況、完善公司內(nèi)部治理機(jī)制。通過(guò)董事會(huì)對(duì)管理層的監(jiān)督，避免代理問(wèn)題以及機(jī)會(huì)主義傾向的出現(xiàn)，降低管理層作出不利決策的可能性;董事會(huì)的監(jiān)督作用，還可以加強(qiáng)企業(yè)信息的披露，提升企業(yè)信息透明度，塑造良好的企業(yè)形象，從而吸引更多的投資者，減少融資約束，拓寬融資渠道，促進(jìn)企業(yè)發(fā)展。對(duì)于投資者來(lái)說(shuō)，可以選擇信息透明度高、決策權(quán)配置分散的企業(yè)進(jìn)行投資，促使企業(yè)管理者加強(qiáng)企業(yè)內(nèi)部管理，形成良好的市場(chǎng)秩序。所以，企業(yè)必須加強(qiáng)內(nèi)部監(jiān)督，完善公司治理機(jī)制，使之與市場(chǎng)秩序相吻合，促進(jìn)企業(yè)良性發(fā)展。

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