高管持股、環境不確定性與債務融資規模

王懷明，陳 雪

(南京農業大學 金融學院，江蘇 南京 210095)

一、引 言

充足的資金供給是企業生存和發展的前提和基礎，為了滿足經營活動和投資活動的需要，企業需要進行籌資。融資的主要方式有債務和權益兩種。在我國，證券管理部門對權益融資的監管較為嚴格，所以在我國上市公司最主要的融資途徑是債務融資，約占公司融資總額的78%左右。負債融資主要通過銀行借款、發行債券獲得，通常，銀行借款是最主要的形式，公司債券占比很小。近年來，商業信用融資的使用頻率逐漸提高，因為這種方式不需要支付利息，交易成本較低、使用方便，但期限較短。在學術上，商業信用融資的研究已成為一個熱門話題，甚至有很多學者認為，商業信用融資與銀行借款融資是替代的關系。企業是否能夠融到足夠的資金決定了企業的成長性，最終影響企業價值的創造。因此，研究企業融資規模的影響因素具有一定的實踐意義。

對負債融資的研究，主要從融資成本、期限結構和融資規模三個方面展開。其中關于債務成本的研究較多，多從信息披露質量、會計穩健性、產權性質以及公司治理機制展開；在債務期限結構上，學者主要根據代理理論、稅收理論以及信號傳遞理論展開，具體體現在探討應稅能力、信息質量、制度環境以及公司治理等因素；對融資規模的研究，主要從企業規模、盈利能力、成長性和非債務稅盾展開，公司治理角度的研究并不成熟，高管持股是公司治理中的一種激勵機制，從代理成本理論出發，力求探究高管持股是否可以影響債務融資規模。

在經濟新常態的背景下，企業處于一個動蕩的、不可預知的環境中。上下游企業和監管部門政策的變化都會給企業帶來影響。Milliken認為環境不確定性主要表現在狀態、影響以及反應方面的不確定性。環境不確定性會給企業的戰略規劃和經營過程帶來風險，可能會引起業績波動。Ghosh 和 Olsen研究發現，環境不確定性會加重管理者與外部股東間的信息不對稱。[1]國外學者Ahsan Habib 和 Mahmud Hossain，以及國內學者申慧慧都證實了環境不確定性對增強管理層實施盈余管理的動機。[2,3]本文擬選用2011～2014年A股上市公司樣本數據，探討高管持股對企業債務融資規模的影響，并將外部環境不確定性納入分析框架，分析環境不確定性的變化是否會影響高管持股與債務融資規模的關系。

二、理論分析與研究假設

本文對債務融資規模的理論分析，主要從公司層面和債權人層面展開。

(一)高管持股與債務融資規模

Jensen 和 Meckling(1976) 從兩權分離帶來的利益沖突出發，研究發現，股東和債權人之間收入函數的非對稱性和不完全契約是客觀存在的，這會導致股東與債權人之間的利益沖突。[4]風險與收益對稱原則表明，管理層充分考慮到投資風險的存在，不愿將資金投到風險高的項目中，而股東為了獲得更多收益，會盡可能地使用債務資本，讓其充分發揮財務杠桿的作用。然而，利益趨同假說認為，公司經理人員擁有部分剩余索取權后，其利益會與股東利益趨于一致，從而可以起到降低代理成本的作用。如果公司管理層擁有部分股權，他們就會追求企業價值的最大化；同時，為了自身的利益，也會選擇投資一些高風險的項目，從而有動機更多地使用債務資本。這時，公司管理層的融資需求將會增大。

管理層更加注重公司長遠發展，主要表現在擴大投資，促進企業價值增長。王輝等(2016)認為，R&D投入是一種知識性風險投資，在短期內不會轉換為績效，然而，管理層擁有一定的股權，其目標就會與企業所有者趨于一致，進而追求價值最大化，考慮企業長遠利益，增加創新投入決策。[5]翟勝寶和陳紫薇(2016)也發現，股權激勵是一種長期績效機制，能夠促進企業的創新投入。[6]快速擴張是一種高風險、高收益的對外直接投資策略，會增加各子公司間的協調和溝通成本，站在經營者的角度，他們通常會為避免風險而放棄這種策略。但是代理理論卻突破了這種認識。呂萍等(2016)研究發現，高管股權激勵與企業對外直接投資速率正相關，即綁定高管個人財富與企業長期績效能夠激勵高管采取快速擴張的策略。[7]投資的前提是資金充足，故管理層采取擴大投資的戰略會增大企業的融資規模。另一方面，很多學者發現，外部投資者與企業內部經營者之間存在的信息不對稱會致使外部投資者根據企業負債率來判斷企業價值。所以，企業經營者可能會增加負債比率，讓外部投資者認為自己的投資項目是優質的。

從信號傳遞角度來看，企業的信息質量水平是外部投資者能否準確了解企業經營狀況的決定因素。很多學者研究表明，高管持股比例越高，公司的盈余質量和會計信息質量就越高。Warefield等(1995)發現管理層持股比例與可操縱盈余負相關，與會計信息質量正相關。[8]Gong 和Li(2013)研究表明，CEO股權激勵能夠有效預測未來盈余，并與未來經營現金流和不可操控應計顯著相關。[9]韓忠雪和康永力(2015)認為，高管持有公司股票，會降低機會主義和道德風險，及時披露會計信息，從而降低交易過程的信息非對稱程度，提高會計穩健性。他們以財務總監為主體，實證結果與設想一致，同時發現薪酬激勵和控制權激勵反而會降低企業的會計穩健性。[10]陳曉紅和林莎(2009)發現管理層持股會提高企業自愿性信息披露的質量。[11]黃珺和周春娜(2012)、李強和馮波(2015)則從環境會計信息的角度展開分析，結果均顯示高管持股能夠提高企業環境信息披露質量。[12,13]關于高管持股與企業成長性的關系研究也很多。王佩和楊繼偉(2010)研究發現，高管持股有利于提高企業的基礎價值和成長價值。[14]徐寧和任天龍(2014)以民營中小企業為樣本，分析發現股權激勵通過降低股東與管理層之間的第一類代理成本而促進企業成長，但是不能降低股東與中小股東的第二類代理成本。[15]從風險管理角度來看，為了控制投資風險，債權人會評估債務人的風險水平。根據上述文獻的論述，在公司高管持有一定股份時，債權人很可能會得出債務人經營和成長狀況良好、信息質量和內部控制水平較高、企業的投資項目更有價值且可行性較高的結論，債權人會覺得有利可圖，而放松貸款的限制。

基于以上分析，本文提出假設1：

H1a:在其他條件相同的情況下，高管持股與銀行借款融資規模存在正相關關系。

H1b:在其他條件相同的情況下，高管持股與商業信用融資規模存在正相關關系。

(二)高管持股、環境不確定性與債務融資規模

外部環境不確定性會增加管理者與外部利益相關者之間的信息不對稱程度(Ghosh 和 Olsen,2009[1])。根據信息風險理論，信息不對稱導致的信息風險是不可分散的，這會導致投資者尋求價格保護，產生逆向選擇。這表明債權人在信息不透明的情況下，會提高企業的債務融資成本或減少投資規模來進行自我保護。從信號傳遞角度來看，企業在籌資時，通常會向債權人展示自身較高的還款能力和盈利能力。但在環境不確定性高的情況下，企業的管理者由于信息的缺乏，難以合理估計環境變化可能帶來的收益和成本，從而提高決策失敗的風險 (牛建波和趙靜，2012)[16]，這也會增加企業的未來經營風險。環境不確定性給企業經營活動的開展以及戰略的制定增加了一定難度(Sharma,2002)[17]，企業因此會更加頻繁地制定短期預算，不利于企業長期發展，導致經營風險增加。環境不確定性高時，審計師出具非標準審計意見的概率增加(Lennox,2000)[18]，企業盈余管理程度提高(申慧慧等，2010)[3]，降低投資效率(申慧慧等，2012；張洪輝和章琳一，2015)[19,20]，公司的會計信息質量也會降低，這些實際上都向債權人傳遞了經營不利的信息。因此，通過對這些信息的判斷，會影響債權人對高管持股為企業帶來收益的信心。另一方面，對來自供應商、監管部門等的外部環境不確定性，債權人具有更高的敏感性，能夠快速感知風險，因此，為降低自身風險，債權人可能會減少對債務人的融資規模。

基于以上分析，本文提出假設2：

H2a：在其他條件相同的情況下，隨著環境不確定性的上升，高管持股對銀行借款融資規模的影響會逐漸減弱。

H2b：在其他條件相同的情況下，隨著環境不確定性的上升，高管持股對商業信用融資規模的影響會逐漸減弱。

三、研究設計

(一)樣本選擇

本文選取2011～2014年在深滬兩市交易所掛牌交易的所有A股上市公司為研究樣本。首先，為了確保回歸結果的可靠性，剔除所有金融企業、ST和PT公司、研究期間變量數據缺失的公司、銷售收入不足5年以及銷售收入小于0的公司，最終獲得5448個觀測值。此外，為控制極端值對回歸結果的影響，對所有連續變量上下1%的樣本進行了縮尾處理(winsorize)。本文的相關財務數據來源于Wind資訊金融終端和國泰安數據庫。所使用的計量軟件是STATA11.0。

(二)變量定義

1.被解釋變量——債務融資規模

由于我國企業的債務融資主要是通過銀行借款、公司債券以及商業信用等方式，但公司債券使用率很低，且從金融危機以來，我國的商業信用融資方式逐漸發展起來，很多學者預測，商業信用與銀行貸款是相互替代的關系，本文特選取銀行借款融資規模和商業信用融資規模兩個指標來衡量債務融資規模。

銀行借款融資規模(DFIN)的衡量，本文參考李碧連(2015)的做法，采用現金流量表里披露的“取到借款收到的現金”，并除以公司總資產以標準化。[21]商業信用融資規模(TC)的衡量，本文參考陸正飛和楊德明(2011)的做法，用企業的應付賬款、應付票據和預收賬款之和表示，并除以公司總資產以標準化。[22]

2.解釋變量——高管持股

本文的高管是指董、監、高和經理層，故本文的高管持股(GC)衡量方法，參考陳丹臨和王懷明(2016)的做法，采用董、監、高和經理層的持股總數除以總股本表示。[23]

3.調節變量——環境不確定性(EU)

環境不確定性主要源自企業的外部環境，而供應商和競爭者這些主要影響者的決策變化會對企業的業務產生很大影響，從而會導致銷售收入的波動(Bergh和Lawless,1998)。[24]本文借鑒申慧慧等(2012)的做法，從動態性這個角度對環境不確定性進行研究。[19]

采用經過行業調整的企業過去5年的非正常銷售收入的變異系數來衡量環境不確定性。具體計算方法如下：

(1)首先采用最小二乘法模型，分別估計5年中每一年的非正常銷售收入。

Sale=φ1+φ1Year+ε

其中，Year是年度變量，ε是企業的非正常收入。

(2)用計算出的過去5年非正常收入的標準差，除以過去5年銷售收入的平均值，得到當前年度沒有經過行業調整的環境不確定性。

(3)對當前年度同行業所有公司的環境不確定性取中位數，得到行業環境不確定性。

(4)用各公司當年未經調整的環境不確定性指標除以當年的行業環境不確定性，得到各公司當年的環境不確定性。

4.控制變量

借鑒相關文獻(李碧連，2015；李明輝等，2016；鄧建平等，2011)[21,25,26]，本文采用如下控制變量：公司規模(Size)、財務風險(Lev)、成長性(Growth)、固定資產比例(Fixass)、盈利能力(Roe)、資金流動性(Liquid)、審計意見(AD)、獨立董事比例(Indration)、股權集中度(CRI)和產權性質(Soe)。此外，為控制時間和行業效應，加入了年份與行業虛擬變量。具體的變量定義見表1。

表1 變量定義表

(三)模型構建

為了檢驗高管持股對債務融資規模的影響，考慮到高管持股的經濟作用可能存在滯后性；同時，也為避免內生性的問題，本文對債務融資規模作滯后一期處理。模型如下：

DFINi，t+1=β0+β1GCi,t+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Fixass+β6Roe+β7Liquid+β8AD+β9Indration+β10CRI+β11Year+β12Industry+ε

(1)

TCi,t+1=β0+β1GCi,t+β2Size+β3Lev+β4Growth+β5Fixass+β6Roe+β7Liquid+β8AD+β9Indration+β10CRI+β11Year+β12Industry+ε

(2)

為了驗證假設2，將環境不確定性與高管持股的交叉項加入模型(1)、(2)中，得到如下模型：

DFINi,t+1=β0+β1GCi,t+β2EUi,t*GCi,t+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6Fixass+β7Roe+β8Liquid+β9AD+β10Indration+β11CRI+β12Year+β13Industry+ε

(3)

TCi,t+1=β0+β1GCi,t+β2EUi,t*GCi,t+β3Size+β4Lev+β5Growth+β6Fixass+β7Roe+β8Liquid+β9AD+β10Indration+β11CRI+β12Year+β13Industry+ε

(4)

四、實證結果分析

(一)描述性統計分析

表2列示了經過篩選的2011～2014年全樣本描述性統計，共5448個觀測值。從全樣本來看，銀行借款債務融資規模(DFIN)的平均值是0.23，商業信用融資規模(TC)的平均值是0.173，說明我國上市公司使用銀行借款融資多于商業信用融資，但商業信用仍占很大比重，說明銀行借款和商業信用是我國上市公司最主要的兩種債務融資方式。高管持股(GC)的平均值是0.119，最大值與最小值相差很大，說明我國上市公司的股權激勵存在很大的差異，高管持股的平均水平較低。環境不確定性(EU)的最大值是52.33，最小值是0.011，說明我國上市公司面臨的外部環境不確定性差異很大，可能與行業競爭度有關系。從產權性質(Soe)來看，平均值是0.55，說明我國的國有企業多于非國有企業，這與我國國情是一致的。

表2 描述性統計

(二)相關系數分析

表3列示了Person相關系數矩陣檢驗結果。從高管持股與企業的債務融資規模的系數來看，高管持股與銀行借款融資規模沒有通過顯著性檢驗，但與商業信用融資規模正相關，本文還需要通過多元性回歸來進一步檢驗高管持股與債務融資規模相關性關系。另外，從各個變量之間的相關系數可以初步判斷變量間不存在嚴重的多重共線性。

注：*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著。

(三)多元回歸分析

表4是多元回歸分析的結果。從模型(1)的實證結果可以看出，高管持股(GC)與銀行借款融資規模在1%的水平下顯著正相關，這說明銀行債權人在評估公司風險時，會考慮高管持股狀況，高管持有一定比例股權，會緩解委托代理成本，使經營者與所有者的目標趨于一致，管理層更加注重企業的長期發展，增加對優質項目的投資，對長期績效有促進作用， 公司還款能力較強，所以債權人會更多滿足管理層增加貸款規模的要求。

從模型(2)的實證結果可以看出，高管持股(GC)與商業信用融資規模沒有通過顯著性檢驗，這說明供應商在給予企業商業信用時，對高管持股的因素考慮得不多，可能是由于商業信用的期限較短，他們更看重的是企業與上下游的聯系密切程度和企業的談判能力。

從模型(3)的實證結果可以看出，隨著外部環境不確定性的增加，高管持股對銀行借款融資規模的影響逐漸減弱。這是因為環境不確定性增加了投資者和經營者之間的信息不對稱，也增加了代理成本，給企業的業務帶來沖擊，經營者沒有及時應對，即使管理層擁有和所有者相同的目標，也不能避免環境不確定性帶給企業的風險，所以債權人為了降低自身的風險，會減少對企業的貸款規模。

從模型(4)的實證結果可以看出，高管持股與商業信用正相關，但并不顯著，而外部環境不確定性的增加，高管持股對商業信用融資規模的作用更弱。以上研究說明外部環境不確定性確實會削弱高管持股對債務融資規模的影響。

表4 多元回歸結果

注：括號內為T值，*、**、***分別表示在10%、5%以及1%的水平上顯著。

(四)穩健性檢驗

為了增強研究結論的可靠性，本文通過改變債務融資規模變量，采用總負債與總資產的比值代替，改變環境不確定性的衡量方法，使用股票價格波動性作為環境不確定性的代理指標，以及Tobit回歸，對模型做穩健性測試。實證結果不受影響，與上文的結論相同。

五、研究結論與啟示

本文以2011～2014年間A股上市公司為樣本，在考察我國上市公司高管持股對債務融資規模影響的基礎上，實證檢驗了環境不確定性對高管持股與債務融資規模相關關系的作用。結論表明：(1)高管持股作為公司治理的一個重要機制，能夠激勵高管努力工作，降低委托代理成本，使其工作目標與企業所有者一致，促進企業長遠健康穩定發展。高管持有一定股份，便會增加投資，從而增加企業價值，這也提高了管理層融資的動機。另一方面，高管持有股份，會提高企業信息質量，增加會計穩健性，減少信息不對稱帶來的風險，減少債權人的風險溢價，作為投資者的債權人，也會增加融資數量。(2)商業信用融資方式，是一種短期、快速融資方式，企業上游給予企業的商業信用規模受高管持股的影響較小，這可能與企業自身的談判能力、長期合作意向以及產權性質有關系。(3)我國上市公司面臨的環境不確定性較大，且不同企業間存在明顯差異。環境不確定性能夠削弱高管持股對企業債務融資規模影響，由于環境不確定性的存在，導致信息不對稱，給企業自身經營帶來影響，很容易導致管理層決策的非理智性，提高了信息風險，也影響了投資者對企業的評估，債權人為了自保會減少對企業融資的提供。

基于上述研究結論，本文提出以下建議：首先，完善高管激勵政策。股權激勵是一種長期績效機制，給予高管一定的股份，將其個人財富與企業長期績效綁定，能夠增加價值更大的投資，擴大債務融資規模，有利于提高企業的長期價值。其次，環境不確定性具有不可預測性，企業應該增強自身的戰略和財務柔性，適當開展多元化經營，促進產業鏈的拓展，提升企業核心競爭力，以快速應對環境變化給企業帶來的挑戰。最后，商業信用融資在我國使用率很高，可以增加公司融資規模，使企業充分利用貨幣的時間價值，增加企業價值。所以，企業應該強化與上下游企業的長期合作，提高產品競爭能力，增強議價能力。

[1]Dipankar Ghosh，Lori Olsen. Environmental Uncertainty and Managers, Use of Discreteonary Accruals[J].Accounting ,Organizations and Society, 2009,34(2): 188-205.

[2]Ahsan Habib,Mahmud Hossain and Haiyan Jiang.Environmental Uncertainty and the Market Pricing of Earnings Smoothness[J].Advances in Accounting,Incorporating Advances in Internantional Accounting,2011,27(2):256-265.

[3]申慧慧.環境不確定性對盈余管理的影響[J].審計研究,2010,(1):89-96.

[4]Jensen M C,Meckling W H.Theory of the Firm:Managerial Behavior,Agency Costs and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics,1976,3(4):305-360.

[5]王輝,臧日宏,李偉.管理層股權激勵對R&D與企業創新績效影響的實證研究——基于制造業上市公司的面板數據[J].科技與經濟,2016,(1):6-10.

[6]翟勝寶,陳紫薇.高管股權激勵與企業創新[J].北京工商大學學報：社會科學版,2016,(1):85-93.

[7]汝毅,等.高管股權激勵、約束機制與對外直接投資速率[J].財經研究,2016,(3):4-15.

[8]Warfield T D,Wild J J,Wild K L.Managerial Ownership,Accounting Choices and Informativeness of Earnings[J]. Journal of Accounting and Economics,1995,20(1):61-91.

[9]Gong J.J.,S.Li.CEO Incentives and Earnings Prediction[J].Review of Quantitative Finance and Accounting,2013,40(4):647-674.

[10]韓忠雪,康永力.產品市場競爭、財務總監激勵與會計穩健性[J].財貿研究,2015,(6):142-152.

[11]陳曉紅,林莎.企業治理結構和自愿性信息披露關系的實證研究——基于中小上市公司的經驗分析[J].經濟與管理研究,2009,(5):109-116.

[12]黃珺,周春娜.股權結構、管理層行為對環境信息披露影響的實證研究——來自滬市重污染行業的經驗證據[J].中國軟科學,2012,(1):133-143.

[13]李強,馮波.高管激勵與環境信息披露質量關系研究——基于政府和市場調節作用的視角[J].山西財經大學學報,2015,(2):93-104.

[14]王佩，楊繼偉.基于市值管理的管理層股權激勵水平影響因素分析[J].經營管理者,2010,(10).

[15]徐寧,任天龍.高管股權激勵對民營中小企業成長的影響機理——基于雙重代理成本中介效應的實證研究[J]. 財經論叢,2014,(4):55-63.

[16]牛建波,趙靜.信息成本、環境不確定性與獨立董事溢價[J].南開管理評論,2012,(2):70-80.

[17]Sharma,D.S. The Differential Effect of Environmental Dimensionality, Size, and Structure on Budget System Characteristics in Hotels[J].Management Accounting Research,2002,13(1):101-130.

[18]Lennox C.Do Companies Successfully Engage in Opinion Shopping?Evidence from the UK[J].Journal of Accounting and Economics,2000,29(3):321-337.

[19]申慧慧,等.國有股權、環境不確定性與投資效率[J].經濟研究,2012,(7):113-126.

[20]張洪輝,章琳一.不確定性、競爭優勢與公司投資[J].軟科學,2015,(8):57-60，65.

[21]李碧連.內部人交易對公司債務融資規模的影響——來自A股上市公司的經驗證據[J].浙江金融,2015, (7):58-61.

[22]陸正飛,楊德明.商業信用:替代性融資,還是買方市場?[J].管理世界,2011,(4)：6-14，45.

[23]陳丹臨,王懷明.金融生態環境、公司治理與債務成本[J].江蘇社會科學,2016,(3):103-108.

[24]Bergh D.D ，Lawless M.W.Portfolio Restructuring and Limits to Hierarchical Governance:The Effects of Environmental Uncertainty and Diversifycation Strategy[J].Organizational Science, 1998,9(1):87-102.

[25]李明輝,劉力涵.審計師行業專長對上市公司融資規模的影響——基于中國A股上市的經驗研究[J].中國經濟問題,2016,(3):95-108.

[26]鄧建平,曾勇.金融生態環境、銀行關聯與債務融資——基于我國民營企業的實證研究[J].會計研究,2011, (12):33-40，96-97.