我國零售業上市公司債權治理效應實證研究

楊昕

內容摘要：隨著我國經濟的快速增長，大眾消費能力也在不斷提升，這對零售業的發展起到了很大的推動作用，而零售業在發展過程中，也漸漸出現融資需求無法滿足的問題，這對其進一步的發展造成了嚴重影響。零售業上市公司在發展過程中對資金需求比較大，為了滿足資金需求，越來越多的零售公司出現了負債融資，在解決資金周轉這一問題時，也引發了一系列與債務治理有關的問題。本文對90家滬深兩地2016年之前上市的零售企業進行分析，對其負債結構所對應的數據進行深入研究，通過模型回歸分析了零售業負債結構對企業經營效益的影響。最后結合實證結果分析出影響債券治理效應的主要原因，并且針對我國零售業債券治理提出了相關建議。

關鍵詞：公司治理 債券治理效應 公司績效

零售業作為我國傳統行業，在生產商、供貨商與消費者三者之間起著銜接作用，同時還關系到社會經濟發展的和諧性，也為研究社會和經濟結構的合理性起到一定參考作用。零售業對社會各行業都會產生一定的影響，并且與社會經濟發展有著密切關系。隨著社會經濟迅速增長，為零售業可持續發展創造了優異條件，無論是零售業的發展規模還是從業人員，都得到了明顯增長，零售業的整體經濟規模以及對社會的貢獻值也取得了明顯進步，成為國民經濟的先導性產業。隨著零售業市場化發展，該行業競爭日益激烈，而零售業要想在市場發展中立足，則需要通過融資手段來進行公司治理。在這種背景下，如何避免零售業在快速發展過程中的融資瓶頸問題，如何保證零售業融資渠道的安全性與時效性，如何通過節約代理成本來提升企業管理績效對于零售業可持續發展有著極其重要的作用。

文獻綜述

國外經濟學家關于此方面的研究最初是從債權融資領域開始的。1958年，研究學者Midiglian與Miller第一次提出了“MM理論”，“MM”理論也成為當代資本理論的鼻祖。之后越來越多的研究學者對債權融資治理效應做了進一步細分，并且從理論加實證角度研究了二者之間的相關性，所得結果為以后的研究起到了參考作用。而詹森等人對公司治理結構進行了多方面研究，認為其影響因素較多，主要因素為債券代理成本。詹森等研究人員從自由現金流的層面指出，債務強制運營商承諾將來支付現金，進而導致經理使用現金流量費用的酌處權被削減。

國內研究人員關于債權人工資和公司治理問題的研究比較晚，相關研究并不多，具體體現在下述幾方面：其一，公司治理結構對債券融資的影響情況；其二，這二者相關性的理論和實證研究。河南科技大學的杜瑩對此進行了實證研究，其選擇了90家零售企業進行研究，在相關影響因素分析的基礎上，做了回歸分析，確定出其中最為關鍵的影響因素。對比分析研究文獻可以看出，目前研究者關于債權融資影響內容上取得了統一認識。然而從研究的角度與手段來分析，表現出以下問題：首先，注重于理論研究，實證分析較少。由于我國市場經濟實踐經驗還不是很豐富，因而國內學者此方面的研究主要側重于理論分析，對應的實證研究不多，因此所取得的有價值成果并不多。其次，有很多學者關于債務融資的治理效用進行研究時，進行了簡化假設，沒有考慮到對應債務的期限、類型差異等情況，以及這些要素和治理效應的影響關系。而實踐經驗發現，企業債務的來源一般存在明顯差異，且其來源對債務融資的效果會產生明顯影響。第三，參數的擇取沒有統一標準，同時也沒有考慮到相關要素對企業治理機制效率所產生的作用。

我國零售業上市公司債權治理效應實證研究

（一）實證設計

1.研究樣本與研究數據選取。在實證研究數據選取方面，由于各個時期市場環境與我國經濟發展水平存在一定差距，因此各個時期上市的零售業公司各項財務數據存在的可比性不大，為彌補這一缺陷，提高本研究的精確性與真實性，保證本研究的研究價值，本研究以2016年12月31日之前在上海與深圳交易所掛牌交易的A股上市零售公司中隨機選取90家上市零售公司2014-2016年這一期間的各項財務信息，合計270個樣本數據（數據來源：銳思數據庫）。

2.變量設計。表1詳細羅列了實證參數變量。

3研究假設。假設一：資產負債率與凈資產收益率呈負相關關系；假設二：流動資產負債率與凈資產收益率呈負相關關系；假設三：長期資產負債率與凈資產收益率呈負相關關系。

4.實證模型的構建。基于本文3個假設構建的實證模型如下：

其中凈資產收益率、資產負債率分別為因變量、自變量，而相應的公司規模（Size）則為控制變量。

（二）實證分析

1.描述性統計分析。根據表2中數據可以發現，全部數據其平均資產負債率、平均長期資產負債率、平均流動資產負債率分別在54%、16%、39%以上，相對于長期資產負債率而言，流動資產負債率的數值較高，很顯然，當前我國大部分零售業上市公司普遍采用短期借貸的形式來籌集更多企業發展所需資金。

2.模型回歸分析。

第一，整體回歸分析。模型一回歸結果見表3、表4所示。通過表3可以得出，以企業中三年的財務信息為數據基礎結合模型1采用多元性回歸分析，最終得出的模型判定系數R2為0.333，也就是說通過解釋變量所分析的凈資產收益率在33.3%左右，此外D-W值為1.601，接近2，表明在2014-2016年期間，凈資產收益率和資產負債率、公司規模和營業收入增長率3個變量符合線性相關關系，進而證明了我國零售業上市公司凈資產收益率最少受以上3個變量中1個或者多個要素作用。

通過表4發現，回歸模型常數為-17.824，在0.05的置信水平中，三個變量中有兩個（資產負債率、公司規模）與回歸系數t的檢驗標準相吻合，資產負債率的回歸系數為-0.194，Sig=0.019<0.05，表示資產負債率和資產收益率有著顯著相關性，并且這一系數是負的，進而證明假設1成立。

結合以上得出的數據，將回歸系數通過模型1進行多元性回歸分析，得出的方程式如下：

ROE=-17.824-0.194D/A+4.420Size+0.026J

模型2的回歸結果如表5、表6所示。

通過表5可以得出，結合樣本企業2014-2016年的數據，對模型2進行了多元線性回歸分析，得出模型判定系數R2為0.207，表明這些解釋變量闡釋的被解釋變量（凈資產收益率）在30.7個百分點左右，此外D-W值為1.402。擬合優度結論顯示，這些模型有著較低的擬合度，其原因在于零售業上市企業績效相關影響因素較多，且存在一定的交互作用。本文對其相應的影響關系做了擬合研究，因而可以用到相應的擬合度模型，這樣也可以對此時間范圍內的凈資產收益率和營收增長率的影響關系進行分析，進而證明我國零售業上市企業凈資產收益率最少受以上3個變量中1個或者多個要素作用。

通過表6可以得出，回歸模型常數為-33.157，在0.05的置信水平中，全部三個變量中有兩個（資產負債率、公司規模）與回歸系數t的檢驗標準相吻合，資產負債率的回歸系數為-.182，Sig=0.030<0.05，這就表示資產負債率和資產收益率有著顯著相關性，并且這一系數是負的，這一結果和假設2相匹配，表示假設2成立。

鑒于上述內容，將回歸系數帶入模型2，得出多元線性回歸方程式為：

ROE=-33.157-0.182VDR+5.259 Size+0.029J

模型3的回歸結果見表7和表8所示。

通過表7可以得出，結合樣本企業2014-2016年相關財務信息，通過模型3進行多元線性回歸研究，最終得到0.253的模型判定系數，也就是說解釋變量所分析的凈資產收益率為25%，D-W值是1.301。擬合優度結論顯示，這些模型的擬合度有限，其主要原因同上文。

通過表8能夠發現，回歸模型常數為-44.202，在0.05的置信水平中，全部三個變量中有兩個（資產負債率、公司規模）與回歸系數t的檢驗標準相吻合。資產負債率的回歸系數為-0.186，Sig=0.041<0.05，這就表示資產負債率和資產收益率有著顯著相關性，并且這一系數是負的，這一結果和假設2相匹配，表示假設3成立。

結合以上得出的數據，將回歸系數通過模型3進行多元性回歸分析，得出的方程式如下：

ROE=-44.202-0.186LDR+5.958Size+0.20J

第二，分區間回歸分析。結合表2可以得出，短時間內負債率在總負債中所占比重依然較大，“拆東墻補西墻”這種還債模式為我國零售業上市企業中普遍采用的手段，所以在我國零售業上市企業中普遍具有較高的負債總額，但是這種負債在實踐中對治理企業并不起到積極作用，反而會導致公司業績下降，因此出現惡性循環情況，公司業績越差越沒有利潤，債務越多越沒有償還能力。結合上述情況，本研究所選的270個樣本結合投資負債率采用分組回歸分析模式進行研究，得出表9中企業的具體負債分布狀況。

分析表9結果可以看出，研究樣本企業的資產負債率大部分不超過80%，另外有10個零售業樣本企業的此指標達到了83%，將陷入資不抵債的境地。在我國現行的《破產法》中僅僅以企業的還款能力來判定企業是否能夠進行破產，從而助推了一些企業在生產經營中進入惡性循環的狀況，企業收益持續減少。

基于現有的數據采用資產負債率分區間的方法，對各區間的數據進行回歸分析得出結果如表10所示。

分析表10結果可知，在資產負債率不超過20%情況下，資產負債率的Sig=0.922>0.05，據此可以說明在此條件下，這項指標對凈資產收益率的影響微乎其微。在資產負債率為20到40個百分點之間，調整后的R2為0.275， D-W值為1.521，表示模型具有較高的擬合度，而對應的Sig為0.019，說明在此區間內，這二者之間的相關性達到很高水平，而根據系數的符號可知，二者表現出一定的負相關關系。資產負債率達到80個百分點以上時，調整的R2為0905，D-W值為2.734，表示模型具有較高的擬合度，資產負債率Sig=0.068。根據上述數據可以判斷資產負債率在超過80%情況下，二者的相關性達到了較高水平，相關性系數為9.428，說明在此區間內，二者存在一定的正相關關系。而其他區間模型的整體擬合度也達到較高水平，且對應的資產負債率Sig系數為負，說明在此區間二者表現出一定的反向關系。

實證結論與優化路徑

（一）實證結論

通過以上描述發現：以凈資產收益率為因變量進行分析，可以滿足相關擬合要求。通過全部數據的回歸結論可以得出：

1.在零售業上市企業中，凈資產收益率和資產負債率存在明顯的反向關系，即我國零售業上市企業的凈資產收益率會隨著企業的資產負債率減少而提升，因此假設1成立。

2.我國零售業上市企業的流動資產負債率和凈資產收益率成反向關系，表示我國零售業上市企業的凈資產收益會隨著企業流動資產負債率的減少而提升，因此假設2成立。

3.長期資產負債率與凈資產收益率存在一定的負相關關系，即我國零售業上市企業的長期資產負債率越高，會明顯制約企業凈資產收益率，假設3成立。

分區間回歸結論顯示：我國上市企業的資產負債率在20個百分點以下時，其不會顯著影響到凈資產收益率狀況，而在此指標超過80%情況下，二者之間正相關，而其他條件下，則存在負相關關系。

（二）研究啟示及建議

發展債券市場擴展企業融資途徑。我國零售業上市公司的流動負債在公司負債中占有非常大比例，這是由我國零售業的行業特征與市場機制造成的。我國債券市場機制還不夠完善，無法實現將債券融資作為企業長期融資的主要途徑。假如致力于發展我國債券市場，則零售企業在獲取更多融資資金的過程中，債券的約束性會明顯高于長期負債，由于債券有著按期還款的特征，這會增加零售企業的發展壓力，使其致力于提升公司效益，因此發展債券對于加強外界監督對零售業上市公司的治理作用非常明顯。但是我國公司債券市場發展非常慢，制約因素也較多，無法推進債券市場進一步發展。結合我國債券市場現狀，可以從下述幾點來進行改進：其一，改變目前的債券機制，讓更多的企業可以發行債券；其二豐富債券類型，讓公司可以結合自身需要自由擇取；其三構建健全的企業信用評價體系，避免信息不對稱問題。通過債券擴展公司融資途徑，大力發揮其激勵作用，從而推進零售業上市公司的債券治理效應，發揮其價值。

健全企業破產機制。我國零售業上市公司債券治理效應弱化的根本原因為債權人無法進一步行使自身權益。歸根到底為我國破產機制不健全造成的，在零售業公司出現運營困難面臨破產問題時，無法有效保證債權人的利益，盡管公司清算破產，公司也不是以債權人的利益為前提，通常情況下首先保證公司職工的利益，其次才償還債權人的債務。由于我國破產機制不完善，盡管企業運營不佳債權人也無法介入公司進行管理，政府的干預會加速公司破產，控制權也很難被債權人所行使。可以從下述幾點來改進并健全我國企業的破產機制：其一，保障市場的獨立性，降低政府干預頻次；其二簡化我國破產流程；其三構建保障制度。

參考文獻：

1.謝文璐.銀行債權治理與上市公司投資非效率[J].現代商業，2016（35）

2.張亦春，李晚春，彭江.債權治理對企業投資效率的作用研究——來自中國上市公司的經驗證據[J].金融研究，2015（7）

3.何祖福.我國上市公司負債融資的結構及其治理效應分析[J].商場現代化，2014（33）

4.嚴玉玲.銀行債權的公司治理效應研究[J].商業時代，2014（24）

5.魯悅.零售業上市公司債權治理與經營績效的研究[J].商場現代化，2014（8）

6.孫瑋.銀行債權的公司治理效應研究——基于中小板上市公司的實證分析[J].時代金融，2013（29）