湖南上市公司債務治理、代理成本與績效的實證研究

摘要：債務治理可以抑制代理成本，形成治理效應，但治理效應形成可觀測的治理績效以及最終形成可觀測的債務綜合績效取決于治理效應傳遞機制是否有效。經過對湖南上市公司2003～2006年共152個觀測值進行實證研究后發現，湖南上市公司負債程度與債務治理效應(代理成本的抑制作用)之間呈倒U型相關，與債務治理績效無顯著相關，而與債務綜合績效呈U型相關。這一結果表明湖南上市公司債務治理效應傳遞機制有效性不高。

關鍵詞：債務治理；代理成本；治理效應；財務績效

中圖分類號：F235.2 文獻標識碼：A 文章編號：1003－7217(2008)04－0077－05

一、引言

西方學者對債務治理效用研究最有代表性的是Masulis(1983)所進行的實證，其檢驗表明企業負債程度在0.23～0.45區間，其與股價具有正相關性，與企業績效也呈正相關性。學者Coughlan and Schmidt(1986)、Weisbach(1988)、Gilson(1989)所進行的實證檢驗也表明債務存在治理效應，能夠很好地抑制代理成本，提高企業價值。

我國學者對債務治理問題日益關注，相關的理論分析文獻日益增多，但實證研究文獻相對不足。在實證研究方面，學者杜瑩、劉立國(2002)選取了1999～2001年共288個樣本，以主營業務利潤率、總資產收益率、凈資產收益率與債務相關性進行回歸，發現我國債務治理存在負面效應，即債務高的公司業績反而不好。于東智(2003)選取1083家上市公司在1997～2001年四年間的面板數據進行檢驗，也得出令人失望的結果——我國上市公司債務治理具有無效性特征。沈藝峰、沈洪濤、張俊生(2006)對2000～2002年我國A股中ST公司為樣本進行實證，發現即便存在財務困境的公司中，負債也沒有發揮相應的控制作用。鄧莉、張宗益、李宏勝(2007)則對銀行債務的治理效應進行實證檢驗，表明無論短期貸款還是長期貸款，對借款企業的治理效應均不顯著。但是，有趣的是，徐向藝等(2006)選取2002～2004年度上海證券交易所上市公司的數據，共2284個樣本進行回歸，卻表明債務對公司績效存在顯著的二次關系，在負債率為21.79％前呈正相關，此后呈負相關。如果這個發現為真，似乎可以合理推斷，隨著市場化深入，我國上市公司債務治理效應逐漸形成，且治理效應逐漸接近Masulis(1983)的實證結果。當然，這個結論需要更多、更進一步的實證檢驗來證實。

二、理論分析與研究假設

債務融資效應不僅包括治理效應，同時也包括稅盾效應和財務杠桿效應。所謂治理效應，主要是指債權人為保障債權的安全和利益的完整性，對舉債企業及其內部控制人的行為進行監督控制或激勵約束，客觀上有利于舉債公司的治理機制的完善和績效的提高所帶來的效應。具體而言，債務治理效應主要通過舉債公司挑選機制、債務契約限制機制、自由現金流約束機制和控制權相機機制等機制來實現。挑選機制意味著債權人對資本投向決策的慎重選擇，只有優秀的公司才能獲取債權人的資本信貸。挑選機制客觀上促使企業改善公司經營管理和完善內部治理結構以提高效率。債務契約限制機制是通過債務契約中設計各種對舉債公司及其代理人的約束條款，以保障債務人利益的契約治理行為。自由現金流約束機制是指舉債公司存在債務還本付息的壓力，而無法將自由現金流進行過度投資，負債客觀上降低了內部控制人的代理成本。控制權相機機制是最為重要的債務治理機制，當企業財務狀況出現危機，企業的控制權可能從原來的控制者(內部經理人或大股東)轉移到債務人。這無疑是高懸在企業控制者頭上的一柄達克力摩斯之劍。債務治理效應直接結果抑制了股權代理成本，在一定程度上解決股東和經營者之間的代理問題，從而產生債務治理績效，最終提升企業綜合績效。

債務治理效應到產生可觀測的治理績效，以及最終對債務綜合績效產生影響，一般路徑是：債務治理效應→抑制(股權)代理成本→形成債務治理績效→形成債務綜合績效

問題在于，債務治理效應，即對股權代理成本的抑制作用受到很多因素影響，債務人自身的消極作為、法律制度環境的不完善或缺失，產權困境(如國有企業債務軟約束)均可能削弱債務治理效應。而股權代理成本的抑制也不必然會形成債務治理績效，因為債務可能降低股權代理成本的同時提升債務本身的代理成本。債務治理績效到綜合績效的傳遞過程更是復雜，有可能治理績效被其他因素所抵消，從而使負債無法產生可觀測的綜合績效。

基于上述理論分析，本文試圖揭示湖南上市公司債務治理效應的傳遞機制是否有效。具體而言，通過對湖南上市公司進行實證研究，試圖檢驗以下幾個假設：

H1 湖南上市公司存在債務治理效應，債務治理對代理成本有抑制作用，代理成本與負債程度之間具有顯著相關性。

H2 湖南上市公司存在債務治理績效，債務治理績效與負債程度之間存在顯著相關性。

H3 湖南上市公司存在債務綜合績效，債務綜合績效與負債程度之間存在顯著相關性。

三、研究設計

(一)樣本選擇

本文研究對象為從2003年開始就已經上市且連續在JaM和深圳證券交易所掛牌交易、注冊總部在湖南的上市公司。同時為了避免統計的“噪音”干擾，剔除被ST處理的公司，滿足這一條件的湖南上市公司為38家。最終，本文選擇2003～2006年共152個樣本數據作為觀測值進行實證分析。樣本公司的數據主要根據wind金融數據庫、中國上市公司資訊網以及巨潮咨詢網站等渠道，經手工整理而得。數據處理和統計分析采用SPSS11.5軟件。

(二)變量定義

1、因變量。為檢驗以上3個研究假設，本文選擇三個指標分別作為代理成本、債務治理績效和債務綜合績效的替代變量。

本文采用管理費用率(RMES)，即當年管理費用與主營業務收入之比來刻畫代理成本。度量代理成本的方法主要有四種：一是采用權益市值比來度量(Rajan and Zingales，1995)；二是采用期間費用率(包括管理費用率、營業費用率和財務費用率)和總資產周轉率來度量(Ang，1998)；三是采用管理費用率和營業費用率和總資產周轉率來計量代理成本(呂長江，2002)；四是采用管理費用率與資產周轉率的綜合結果來度量(鄧莉、張宗益、李宏勝，2007)，即為資產費用率。本文選擇管理費用與主營業務收入之比來度量代理成本，是認為銷售增加，管理支出也相應增加，而此為股權代理成本發生提供了更多的契機和借口。

選擇主營業務利潤率(CPM)、凈資產收益率(ROE)分別作為債務治理績效、債務綜合績效的替代變量。主營業務利潤率為主營業務利潤與主營業務收入之比，之所以選擇這個指標，而不是總資產收益率(ROA)或凈資產收益率(ROE)，是因為本文認為ROA不僅含有債務治理效應，而且也含有稅盾效應。ROE則是集債務治理效應、稅盾效應以及財務杠桿效應一體，不宜用來刻畫債務治理的績效，而只能用來刻畫債務的綜合績效。

2、解釋變量。解釋變量有資產負債率與資產負債率的平方。資產負債率(DAR)=[(期初負債+期末負債)／2]／[(期初資產+期末資產)／2]。

3、控制變量。控制變量有三個，即公司規模，公司成長性與行業。公司規模(LNSS)以公司主營業務收入的自然對數來度量。公司成長性(GROWTH)采用凈利潤增長率來刻畫。凈利潤增長率=(本年凈利潤一上年凈利潤)／上年凈利潤。行業(IND)變量為虛擬變量，本文將行業劃分制造業和非制造業兩大類。當樣本公司為制造業時IND=1；否則，IND=0。

(三)模型建立

為檢驗本文的研究假設，揭示湖南省上市公司債務治理效應傳遞是否靈敏和有效，建立以下回歸模型：

模型1 RMES=β₀+β₁DAR+β₂GROWTH+β₃LNSS+β₄IND+ε

模型2 RMES=β₀+β₁DAR+β₂DARSQUARE+β₃GROWTH+β₄INSS+β₅IND+ε

模型3 CPM=β₀+β₁DAR+β₂GROWTH+β₃LNSS+β₄IND+ε

模型4 CPM=β₀+β₁DAR+β₂DARSQUARE+β₃GROWTH+β₄INSS+β₅IND+ε

模型5 ROE=β₀+β₁DAR+β₂GROWTH+β₃LNSS+β₄IND+ε

模型6 ROE=β₀+β₁DAR+β₂DARSQUARE+β₃GROWTH+β₄INSS+β₅IND+ε

其中，β₀為截距，β₁、β₂、β₃、β₄、β₅分別代表模型各變量的回歸系數，ε為隨機擾動項。

四、實證結果

(一)描述性統計分析

表2為湖南上市公司相關變量描述性統計，表中表明這些變量具有如下特征：

1、湖南上市公司2003～2006年資產負債率(DAR)平均值約為49.93％，公司之間負債水平差異較大，負責率最大的公司達到72.4％，而負債率最小值僅為5.77％，數據變動程度即標準差為14.62％。另外，從表3也可看出，湖南上市公司負債水平四年來呈增長的趨勢。

2、湖南上市公司2003～2006年管理費用率(RMES)平均值為10.52％。最高值達到65.2％，而最低值僅為1.6％，標準差為8.73％，表明公司之間代理成本差別較大。但管理費用率年平均值各年間變動不大。

3、湖南上市公司2003～2006年主營業務利潤率(CPM)均值為23.53％，但有些公司高達75.89％，而有些卻為－5.66％，標準差為14％，說明公司間主營業務盈利能力差別較大。湖南上市公司2003～2006年凈資產收益率(ROE)平均為4.87％，相比CPM，ROE公司間變動更大，最大值達到37.44％，而最小值卻為－57.59％，標準差達到11.985％。另外，表3和圖1表明，CPM和ROE四年來有下降的趨勢。

4、湖南上市公司2003～2006年四年凈利潤增長率(GROWTH)平均值為－118.52％，表明湖南上市公司成長性較差，盈利狀況近幾年呈現下降趨勢，而且公司間成長性差異相當大，標準差達到617％。

(二)回歸檢驗

表4列出了6個模型回歸結果，我們發現：模型1的資產負債率(DAR)與代理成本呈正相關，但未通過顯著檢驗。模型2的F值為15.41，P值為0，模型整體顯著，調整后的R²分別為32.3％，擬合優度尚可。解釋變量資產負債率的平方(DAR-SQUARE)與RMES呈負相關，且通過95％置信度水平下顯著檢驗(t－value為－2.428)，表明湖南上市公司債務與代理成本呈倒U型特征。因此，模型2回歸結果檢驗了本文研究假設H1。

模型3的資產負債率(DAR)與主營業務利潤率(CPM)呈負相關，不過，未通過顯著檢驗。模型4資產負債率的平方(DAR-SQUARE)與主營業務利潤率(CPM)二次方曲線回歸，雖然DAR-SQUARE回歸系數為負數，但也未通過顯著檢驗。而且模型3和模型4擬合優度和F值均不理想。因此，模型3、模型4回歸結果拒絕了本文研究假設H2。

模型5的解釋變量資產負債率(DAR)回歸系數為正，沒有通過顯著檢驗。意外的是，模型6解釋變量資產負債率的平方(DAR-SQUARE)回歸系數為0.006，且t值為1.940，在90％置信度水平下顯著，表明負債程度與負債綜合績效相關性呈U型特征。因此，模型6回歸結果檢驗了本文研究假設H3。

五、分析、結論與啟示

從回歸結果看，同樣通過顯著性檢驗的模型2和模型6的回歸結果中，資產負債率的平方(DAR-SQUARE)回歸系數符號不一致，前者意味著負債程度與代理成本的抑制呈倒U型，后者則意味著負債程度與負債綜合績效呈U型。為進一步分析債務治理效應傳遞，分別求出對代理成本抑制作用以及債務綜合績效最大的負債水平是45.83％和35.25％。換言之，湖南上市公司債務治理效應即債務對股權代理成本的抑制作用在負債程度0～45.83％區間內是遞增的，超出這一臨界，則開始下降，原因是此時債務本身的邊際代理成本大于邊際股權代理成本。而債務綜合績效在負債程度0～35.25％區間內是遞減的，超出這一臨界，則開始上升。

我們將湖南上市公司債務治理效應、債務治理績效以及債務綜合績效結合起來分析。

當負債程度在0～35.5％時，債務治理效應遞增，代理成本總體不斷下降，但無法體現出可觀測的債務治理績效CPM(統計上債務與債務治理績效替代變量無顯著相關)，原因可能主要是湖南上市公司客觀運營能力不足，造成債務治理效應被低效率的運營能力所掩蓋(也即相比之下，債務治理效應微不足道)，并且運營能力不足的程度也竟然抵消了債務的稅盾效應和財務杠桿效應，而導致債務綜合績效ROE遞減。在35.5％～45.85％時情況發生了變化，債務治理效應仍然遞增，代理成本總體不斷下降，上市公司客觀運營能力仍然不足(債務治理效應相比依舊微不足道)，雖然低效率的運營能力仍然掩蓋債務治理效應，但是，此時債務的邊際稅盾效應和財務杠桿效應逐漸增大，彌補了運營能力的不足，促使了湖南上市公司債務綜合績效不斷上升。在45.83％～100％債務治理效應開始下降，代理成本總體開始遞增，負面因素增加，但是，由于邊際稅盾效應和財務杠桿效應已經較大，且不斷增加，最終保持了債務綜合績效隨負債程度繼續上升。基于此可以得出以下幾個結論：(1)湖南上市公司債務在一定程度和范圍內存在治理效應，債務對代理成本有著抑制作用，債務治理效應與負債程度之間呈倒U型特征，即在負債程度0～45.83％的范圍內代理成本與負債程度正相關，負債程度大于45.83％，則代理成本與負債程度負相關。(2)湖南上市公司債務治理效應難以形成債務治理績效，債務治理績效與負債程度無統計意義上的顯著相關。(3)湖南上市公司債務在一定程度和范圍內存在債務綜合績效，債務綜合績效與負債程度之間呈U型特征：在負債程度0～35.5％的范圍內債務綜合績效與負債程度負相關，負債程度大于45.83％，則債務綜合績效與負債程度正相關。

從上述研究結果來看，湖南上市公司整體上債務治理效應及其債務治理績效不佳。提高湖南省上市公司債務治理效應及其公司績效，首先銀行等債權人應當加強風險意識，通過嚴格執行債務契約的締結和履行以對上市公司實行事前控制、事中控制和事后控制，充分發揮債務的相機控制機制，提高債務治理效應及其績效水平；其次，銀行等債權公司自身的治理結構完善程度也是決定其在借款公司的債權管理水平重要因素之一。只當銀行建立行之有效的激勵和約束機制，才能有效對借款公司實施債務監督，有助于對公司代理成本的抑制；再次，債權人對銀行資金的發放不僅要注重借款公司顯性的償債能力，更要注重借款公司治理水平，并且積極介入公司內部治理，利用自身的專業水平幫助和促使借款公司完善治理結構。第四，積極在上市公司中倡導一種利益相關者共同治理理念，使借款公司董事會的決策充分考慮債權人的利益訴求，甚至可以要求銀行利益代表作為獨立董事身份參與上市公司董事會的決策和監督。另外，公司法、銀行法、破產法、證券法等法律法規是決定企業債務相機治理效應的制度因素，因此，對湖南省而言，創建一個良好的嚴格執法、依法辦事，切實保護債權人利益的法律環境也是提高本省上市公司債務治理效應及其績效的重要途徑。