我國農業上市公司資本結構治理效應分析

馬巾英，黃海軍

我國農業上市公司資本結構治理效應分析

馬巾英，黃海軍

以資本結構與公司治理的相互關系及資本結構治理效應實現的基礎為出發點，分別從股權融資和債務融資的角度來分析資本結構對公司治理帶來的影響，從而實現資本結構的治理效應，協調所有者、經營者、債權人等利益相關者之間的經濟利益。

資本結構；治理效應；股權融資；債務融資

資本結構影響公司的綜合資本成本的價值，還進一步影響股東、債權人、經理人對公司稅后利潤的分配權、控制權及決策權的掌握。資本結構是指企業各種不同來源、不同方式、對公司具有不同權利和義務的資金來源的構成，公司治理是所有權和經營權相分離時所有者和經營者的權力結構的控制關系。資本結構與治理結構是相互聯系的，資本結構直接影響公司的治理模式和治理效率，影響公司的經營績效。

一、資本結構與公司治理的關系

1.資本結構與公司治理的相互關系

我們認為，資本結構是公司治理的基礎，影響和決定著公司的治理結構，從而影響公司的經營績效，有什么樣的資本結構就有什么樣的公司治理機制。資本結構是通過股權和負債對企業經營者產生激勵與約束作用來實現對公司治理的，公司資本結構體現了各種產權主體相互作用、相互依存、共同構成的制衡機制，企業不同融資渠道的選擇就是企業不同治理機制的選擇，融資決策就是通過確定企業最合適的負債程度，形成有效的制衡機制，約束代理人的行為，合理確定資本結構是公司有效治理的基礎。

公司的融資方式一般分為股權融資和負債融資兩種。股權融資的治理是通過股東對公司的有效控制來實現的，包括來自內部的有效控制和來自外部的有效控制兩種形式；而負債融資則主要是通過負債的強制性約束和信息的傳遞功能去約束經營管理者和影響外部現有的或隱性的投資者，可見資本結構決定著公司治理的目標和方式。［1］（13）此外，資本結構的各構成部分還分別對應著不同的個別資本成本，從而在融資總量確定時，不同資本結構構成下的綜合資本成本是不同的，因此如果公司預期收益（利潤）既定，不同構成的資本結構所對應的公司績效將會不同。

2.資本結構治理效應實現的基礎

資本結構的治理效應，一般是指資本結構在公司治理中所起的作用及其治理效果，資本結構的治理效應包括股權結構的治理效應和負債結構的治理效應，通過資本結構中的股權和負債特有的作用及股權融資與負債融資的比例安排配置，從而協調所有者、經營者、債權人等利益相關者之間的經濟利益［2］。資本結構治理效應實現的基礎表現為三方面：（1）建立有效的債券市場，充分發揮負債融資效應。（2）建立有效的償債保障機制，公司既要有效地強化自動履債，又要在出現償債危機時保護債權。（3）建立有效的股票市場，在有效的股票市場上股票能自由流通交易以及股票的價格能反映經營的所有狀況，這是充分發揮股權治理效應的基礎。

二、農業上市公司資本結構、股權融資與治理效應分析

1.理論分析

由于公司的所有權與經營權相分離，股東與經理人員之間、債權人與經理人員之間以及股東與債權人之間存在利益不完全一致和非對稱性信息等，經理人員有可能偏離或損害出資人的利益而去追求自身的利益。股東是公司的所有者，在公司治理中處于相對中心或主導的地位，股東的性質、狀態，股權的設置等，都會從根本上影響公司治理。企業所采取的融資方式代表著不同的控制權，股東通過所持股票的投票權和表決權擁有公司的最終控制權。股權的治理效應就是股東通過對企業的控制來實現的，其實現方式有兩種：一是通過公司內部控制，二是通過退出行使最后控制權。內部控制是股東以其擁有的投票權和表決權，通過投票選擇公司董事會，由董事會選擇經營者，將企業的日常經營決策委托給經營者實現的。

當內部股東控制不能有效發揮作用時，股東的最后控制就是“退出”，用資本市場上的接管來對經營者施加壓力。

2.實證分析

（1）理論模型

通常情況下股權結構會影響公司治理效應，各股東的構成，尤其是控股股東的持股比例會影響到公司的投融資決策，第一大股東的持股比例較高，股權較集中，對管理者形成正面的監督效應，而不是負向的侵占效應，會對公司凈資產收益率起到一定的積極作用。在股權較集中的公司，前十大股東會對第一大股東形成影響和制衡，制衡的強度如何取決于其持股比例，在此，本文選取了前2-5位股東的持股比例之和對第一大股東持股比例的比值，以此來判斷對第一大股東的制衡作用。適度的股權制衡能夠提高公司治理的效應并有效提高公司業績。流通股數占總股數的比例也會在一定程度上影響凈資產收益率，因為從流通股比例數值中我們可以看出公司股票的流通狀況，流通股比例與公司凈資產收益率有一定影響，但是在不同的公司不同的時期有時為正向影響有時為負向影響，總的來說影響不是很顯著。

該部分運用面板數據來進行分析，基于面板數據的回歸模型稱為面板數據模型，面板數據模型的優點在于綜合考慮了截面和時間序列兩方面的信息；同時又可以通過一定的估計方法，克服兩種數據中容易出現的異方差、序列相關和自相關性，估計的結果更有效；面板數據還可以很好地容納、控制不可觀測的個體單元之間的異質性、動態性，利用面板數據進行的經濟分析就更全面了。

在本文的分析中，治理效應的表征變量是凈資產收益率（ROE），股權構成的表征變量有流通股比例（x1），股權集中度表征變量采用第一大股東持股比例（x2），在前人研究的實證分析的基礎上，本文增加了股權制衡度這個表征變量作為解釋變量（x3），即第二至第五位大股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值，反映的是第一大股東受到第二至第五位股東制衡的情況。

因此我們得到理論模型為：

綜上，變量簡單描述為

yit：企業i第t年凈資產收益率（稅后凈利潤 /年末凈資產總額）

x1it：企業i第t年流通股比例（流通股數 /總股數）

x2it：企業i第t年第一大股東持股比例（第一大股東持股數/總股數）

x3it：企業i第t年股權制衡度（第2-5位股東持股比例之和/第一大股東持股比例）

（2）數據來源及樣本選擇

本文實證部分的市場數據和財務數據均來源于中國金融數據庫和中國上市公司資訊網（http：//www.cnlist.com/）網站，采用手工收集的方式取得。

本文選取了滬、深兩市中的農業上市公司2007—2009年共三年的面板數據來進行分析。樣本的選取遵循以下原則：①為了確保樣本公司的經營相對比較成熟，故選擇樣本時，選取了2006年12月31日前上市的公司；②剔除ST、PT以及同時發行B股或H股的公司，選擇發行純A股的農業上市公司；③剔除數據無法獲得的公司。經過篩選，樣本最后保留了45家農業上市公司，運用2007—2009年的公司財務數據分析資本結構股權融資的治理效應。

（3）實證分析及結論

該部分利用eviews軟件進行實證分析，在做回歸前一般要先做單位根檢驗，看看序列是不是平穩的，如果是不平穩的，需要先把序列轉化為平穩序列再回歸，或當序列具有單階同整的特性，且能通過協整檢驗也可直接回歸，這樣是為了避免“偽回歸”。因為本文采集的面板數據只有三年，一般不會出現“偽回歸”現象，所以沒有做面板單位根的檢驗。

固定效應和隨機效應的選取，采用hausman檢驗，檢驗結果如表1所示：

表1 hausman檢驗表

從表1中hausman檢驗的結果來看，hausman檢驗所對應的p值為0.5857，大于0.1，所以我們拒絕原假設，選用固定效應進行分析，放棄隨機效應。

表2 面板數據模型分析

從表2可以看出，可決系數為0.819，F值所對應的p值幾乎為0，因此該面板數據模型回歸效果較為理想。從表2第四列p值可以看出，流通股比例（x1）和凈資產收益率（y）之間的關系不顯著，當x1每增加1%時，y只減少0.013%，在不同的經濟金融背景下，流通股占總股數的比例在不同的公司不同的時期有時為正向影響有時為負向影響，總的來說影響是不顯著的，這印證了上市公司的實際狀況和前面的理論分析。

模型結果顯示第一大股東持股比例（x2）這個變量具有較高的顯著性，尤其是第一大股東的持股比例（x2）與凈資產收益率（y）的相關程度很高。第一大股東持股比例（x2）與凈資產收益率（y）之間呈正相關關系，即第一大股東持股比例每增加1%，凈資產收益率就增加0.436%，說明股權的集中或控股股東的存在一定程度上有利于公司經營。這比較符合國際上的大趨勢，對于外部市場較為發達的國家，公司采取較為分散的股權結構，通過完善外部監控機制來彌補由股權分散所帶來的內部監控不足的問題；而在外部市場發達程度不高的國家，公司則采取較為集中的股權結構，以加強內部監控機制。現階段，我國外部市場仍不很發達，股權有一定的集中度，有相對控股的股東，對公司經營績效的影響是正面的。

模型結果顯示股權制衡度（x3）與凈資產收益率（y）之間呈正相關關系，股權制衡度每增加1%，凈資產收益率（y）增加0.025%。但是相關程度沒有第一大股東持股比例（x3）高，說明我國上市公司目前的股權結構離形成多個股東股權制衡的局面還相差很遠，就變量的描述性統計來看，本文所選樣本，2007—2009年中股權制衡度小于0.5的分別就有23、25、27家，這與股權結構第一大股東持股比例過高有密不可分的聯系。

總的來說，適度的股權集中和適度的股權制衡能夠提高公司治理的效率并能有效提高公司業績。適度股權結構既不對應于低股權集中度也不對應于高股權集中度，而是對應于股權既不很分散也不很集中的適度集中度，能使得資源配置的效率最佳。

三、農業上市公司資本結構、債務融資與治理效應分析

1.理論分析

負債是公司資本結構的重要組成部分，傳統上認為，負債是企業進行融資的一種方式和工具。然而在目前市場經濟條件下，負債不僅僅是融資方式，而且還是治理結構的體現。負債除了具有傳統意義上的稅盾和財務杠桿等技術性方面的作用之外，還具有硬預算約束和信息傳遞功能。債務契約能規范債權人與債務人之間的債權債務關系，負債對經營者的硬預算約束體現在：第一，負債是需要還本付息的，當企業無力償還債務時，企業的控制權就會轉移給債權人，由債權人對企業實施控制進而對經理人員形成壓力，因此負債對經營者形成硬性約束。［3］（60-65）第二，負債可以在一定程度上抑制經理人員的過度投資和盲目投資，能更好地約束經營者，所以負債被當作一種調節股東與經理沖突的擔保機制。而負債的信息傳遞功能有助于外部投資者做出正確的投資決策，抑制經營者的逆向選擇行為。

2.實證分析

（1）理論模型

我們認為公司通過資本結構中的債務結構選擇而影響到公司治理效應，進而影響到企業價值。治理效應可以用凈資產收益率和息稅前利潤/營業收入來衡量，本文通過層次分析法對凈資產收益率和息稅前利潤/營業收入進行加權，得到凈資產息稅前利潤率（息稅前利潤/凈資產）的值，以此作為治理效應的綜合指標。

隨著資產負債率的上升，公司的凈資產息稅前利潤率會隨之上升，但是上升到一定程度就會下降，呈現倒U形形態，由正相關轉變為負相關，因此在理論模型設定時，考慮了資產負債率的平方項。然而，資產負債率對凈資產息稅前利潤率具有滯后性。因此我們選擇了資產負債率的一階滯后項以及資產負債率一階滯后項的平方作為解釋變量。當資產報酬率大于負債利息率時，企業通過提高資產負債率來提高凈資產息稅前利潤率。在負債內部有長期負債和短期負債之分，債務應該有債務期限結構和債務比例結構，長短期債務結合有利于公司合理安排債務的償還，不至于在某些時期出現還款壓力過大，現金流不夠的局面。非流動負債占負債總額的比例能反映債務的期限結構，過高或過低的非流動債務比例會影響資本結構治理效應，進而影響到凈資產息稅前利潤率，當非流動負債占負債總額的比例上升時，公司的凈資產息稅前利潤率會隨之下降，但是下降到一定程度就會上升，呈現U形形態，且其對凈資產息稅前利潤率的影響也呈現出一定的滯后性，因此在理論模型設定時，同時考慮了非流動負債占負債總額的比例的平方項及滯后項。［4］

該部分還是運用面板數據來進行分析，面板數據模型綜合考慮了截面和時間序列兩方面的信息，同時又可以通過一定的估計方法克服兩種數據中容易出現的異方差、序列相關和自相關性，使估計的結果更有效。

在本文的分析中，治理效應的表征變量是凈資產息稅前利潤率（y），債務構成的表征變量有資產負債率（x1），非流動負債/負債總額比值（x2），在前人研究的實證分析的基礎上，本文增加了企業規模（總資產自然對數）這個表征變量作為解釋變量（x3）。由于高負債引發的財務困境（破產風險）會隨著負債率的提高而增加，因此，凈資產息稅前利潤率應該在某個區間內隨著資產負債率的上升而上升，當達到某個最大值以后，會隨著破產成本的增加而減少。因此，企業應該存在著一個最佳負債比例，在該點，企業價值最大，且負債的邊際稅盾收益正好等于邊際破產成本。因此我們將理論模型設定為：

綜上，變量簡單描述為：

yit：企業i第t年的凈資產息稅前利潤率

x1i，t：企業 i第 t年的資產負債率

x2i，t：企業 i第 t年的非流動負債/負債總額

x3i，t：企業 i第 t年的規模（總資產自然對數）

（2）實證分析及結論

該部分利用eviews軟件進行實證分析，因為采集的面板數據只有三年，一般不會出現“偽回歸”現象，所以沒有做面板單位根的檢驗。

固定效應和隨機效應的選取，采用hausman檢驗，檢驗結果如表3所示：

表3 hausman檢驗結果

因為hausman檢驗所對應的p值為0.2715，大于0.1，所以我們拒絕原假設，選用固定效應進行分析，放棄隨機效應。

表4 面板數據模型分析

接下來進行面板數據模型分析：

從表4可以看出，可決系數為0.9931，F值所對應的p值幾乎為0，因此該面板數據模型回歸效果很理想。從表4第四列p值可以看出，資產負債率的平方［x1（-1）2］和凈資產息稅前利潤率（y）之間的關系很顯著，當資產負債率的平方［x1（-1）2］每增加1%時，y減少0.0013%，呈反方向的變動關系，也就是說凈資產息稅前利潤率（y）的圖形是開口朝下的倒U形，即凈資產息稅前利潤率在某個區間內隨著資產負債率的上升而上升，當達到某個最大值以后，凈資產息稅前利潤率隨著資產負債率的上升反而會下降，因此，企業應該存在著一個合適的負債比例，在該點，企業價值最大，負債的邊際稅盾收益正好等于邊際破產成本。

非流動負債/負債總額比值的平方（x22）和凈資產息稅前利潤率（y）之間的關系很顯著，當非流動負債/負債總額比值的平方（x22）每增加1%時，凈資產息稅前利潤率y增加0.0005%，呈正方向的變動關系，也就是說凈資產息稅前利潤率（y）的圖形是開口朝上的U形，即凈資產息稅前利潤率在某個區間內隨著非流動負債占負債總額比值的上升而下降，當達到某個最低值以后，凈資產息稅前利潤率隨著非流動負債占負債總額比值的上升反而上升，因此，企業應該避免使凈資產息稅前利潤率（y）低于長期負債率，要合理安排負債的期限結構。

企業規模（x3）用總資產自然對數來衡量，這是由于負債結構的探討與企業的規模是有密切聯系的，小規模農業企業與大規模農業企業在負債治理效應上是有區別的。企業規模（x3）每增加1%時，凈資產息稅前利潤率y增加0.002%，呈正方向的變動關系，企業規模越大，企業資產總額越高，企業越有實力申請貸款或發行債券，財務杠桿效應就產生了，當息稅前利潤高于負債的利息支付時，公司就受益于負債杠桿帶來的剩余利潤，致使凈資產息稅前利潤率提高。［5］公司規模大小能夠體現出公司的償債能力和抵御風險的能力，所以規模大的公司比規模小的公司信用能力強，更能夠利用自身的優勢來進行多元化經營以提高效率，分散風險，能夠更有效地利用公司內部的資金，降低預期破產成本，凈資產息稅前利潤率因此而提高。

［1］劉紅峰.兩型農業創新經濟學研究［J］.求索，2011，（11）：43.

［2］譚小芳.中小企業融資政策實施的效果與啟示［J］.湖南師范大學社會科學學報，2010，（3）：101.

［3］王增業.企業股權融資：偏好與成本研究［M］.北京：中國財政經濟出版社，2004.

［4］蘇勇.資本市場與產業結構優化升級關系探討［J］.上海財經大學學報（哲學社會科學版），2010，（2）：90.

［5］馬巾英.宏觀經濟因素對我國農業上市公司資本結構影響的實證分析［J］.經濟地理，2011，（1）：140-143.

The Governance Effective Analysis on Capital Structure of Agricultural Listed Companies

MA Jin-ying，HUANG Hai-jun

This paper analyzes the relationship between Capital structure and corporate governance and the implement foundation of governance effective of Capital structure，and makes an effort to analyze the effect of capital structure and corporation governance from the view of equity financing and debt financing in order to realize the governance effect of capital structure，and to coordinate economic interest of benefit inter-relaters belonged to owner，operator and creditors.

capital structure；governance effective；equity financing；debt financing

馬巾英，湖南師范大學商學院副教授，管理學博士（湖南 長沙 410081）黃海軍，湖南師范大學財務處，高級會計師（湖南 長沙 410081）

湖南省科技廳計劃項目“基于環境業績評價的企業環境信息披露研究”（2011FJ3065）；湖南師范大學博士科研啟動項目“我國農業上市公司資本結構研究”（2011年）

（責任編校：文 心）