債務(wù)治理與公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效關(guān)系的實(shí)證論文
摘要：
債務(wù)融資是上市公司的一種重要融資方式，其不僅是一種融資工具，而且對上市公司具有顯著(zhù)的治理效應。文章研究結果表明：我國上市公司的長(cháng)短期債務(wù)均具有治理效應，并能夠形成可觀(guān)測的經(jīng)營(yíng)績(jì)效；但治理效應的大小受債務(wù)期限結構的影響，實(shí)證研究結果顯示長(cháng)期債務(wù)對可觀(guān)測經(jīng)營(yíng)績(jì)效的作用程度大于短期債務(wù)。
關(guān)鍵詞：公司治理；債務(wù)治理；經(jīng)營(yíng)績(jì)效
債務(wù)契約理論、財務(wù)信號理論和控制權理論以及代理理論等理論認為負債是一種能提高企業(yè)價(jià)值的公司治理工具。國內外一些研究結論驗證了這一觀(guān)點(diǎn)。在前人研究成果的基礎上，本文選擇我國滬深兩市正常上市的A股上市公司，排除了金融企業(yè)、中小企業(yè)板的企業(yè)以及數據不全企業(yè)，最終得到1098家樣本公司。然后，用這些公司2007~2008兩年的面板數據進(jìn)行檢驗我們的觀(guān)點(diǎn)，即認為我國上市公司所有債務(wù)（分為短期債務(wù)和長(cháng)期債務(wù)）均可對代理成本產(chǎn)生抑制作用，從而提升樣本公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效。
一、理論分析與研究假設。
依據產(chǎn)權理論，企業(yè)的融資結構實(shí)際構成了企業(yè)的合約結構。所以作為企業(yè)重要融資方式的負債，不僅是企業(yè)的一種資本來(lái)源，其本身就是一種可以增加企業(yè)績(jì)效的公司治理機制。例如，負債可以限制公司經(jīng)理人利用自由現金流量為自己謀利（Jensen，1986）。
債務(wù)融資可以通過(guò)抑制代理成本提升公司財務(wù)績(jì)效。根據Jensen and Meckling（1996）對代理成本的定義，可以將代理成本劃分為監督成本、擔保成本和剩余損失。本文主要討論債務(wù)對第三類(lèi)代理成本的抑制作用所形成得可觀(guān)測財務(wù)績(jì)效。夏正東（2005）、李世輝（2008）等將
上述第三類(lèi)代理成本分為顯性代理成本和隱性代理成本。例如，代理人利用自由現金流量進(jìn)行職務(wù)消費，這類(lèi)成本是可以觀(guān)測也可證實(shí)的，屬于顯性代理成本；而管理層違背資金提供者（債權人和股東）進(jìn)行凈現金流量為負的項目投資行為是很難證實(shí)的，屬于隱性代理成本。
Hart and Moore（1995，1998）的研究認為由于短期負債需要短期內歸還，所以當短期債務(wù)較多時(shí)，公司管理者會(huì )減少其在職消費，這一結論同李世輝（2008）對中小上市公司的實(shí)證研究結果。Bergolf and Thadden（1994）研究結果認為長(cháng)期債務(wù)可以通過(guò)約束企業(yè)再融資來(lái)抑制管理者過(guò)度投資行為。姚明安等（2008）的研究結果認為負債融資可以抑制企業(yè)投資。
因此，本文提出假設如下：債權人的治理作用可提升企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jì)效，即流動(dòng)負債率和非流動(dòng)負債率均與企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jì)效存在正相關(guān)關(guān)系，但兩類(lèi)負債對企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jì)的作用程度存在差異。
二、研究設計和描述統計。
1、變量定義。
�。�1）因變量。
為檢驗本文的研究假設，我們選擇總資產(chǎn)報酬率（ROA）作為反應樣本公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效的替代變量。之所以選擇總資產(chǎn)報酬率作為反映公司財務(wù)績(jì)效的指標，是因為該指標不僅反映股權資金的報酬情況，也可反映債權資金的報酬情況，而且該指標符合企業(yè)價(jià)值最大化的財務(wù)管理目標。
�。�2）解釋變量。
解釋變量為：t—1期短期資產(chǎn)負債率（SZFLt—1），用該指標衡量樣本公司短期債務(wù)的治理作用程度；t—1期長(cháng)期資產(chǎn)負債率（LZFLt—1），用該指標來(lái)衡量樣本公司長(cháng)期債務(wù)的治理作用程度。
�。�3）控制變量。
控制變量為兩個(gè)：
�、俟疽幠Ｖ笜耍↙NZC），選擇公司期末資產(chǎn)總額的自然對數來(lái)度量，通過(guò)控制該變量可以排除樣本公司規模不同對檢驗結果的.影響。
�、诠究傎Y產(chǎn)營(yíng)運能力指標（SL），選擇總資產(chǎn)周轉率來(lái)度量，通過(guò)控制該變量可以排除樣本營(yíng)運能力的不同對檢驗結果的影響。變量定義如表1。
2、數據選取。
我們通過(guò)巨潮資訊網(wǎng)和RESSET數據庫搜集了本文所需的數據。這些樣本公司屬于正常上市的A股上市公司，且排除了金融企業(yè)和中小企業(yè)板掛牌交易的上市公司以及數據不全的公司。因此，通過(guò)篩選最終選出符合要求的有效觀(guān)測值2196個(gè)。在本研究中，我么使用stata8.0軟件進(jìn)行數據處理和分析。
3、樣本描述性統計分析。
我們首先對兩個(gè)解釋變量進(jìn)行了一般描述性統計。分別列示了樣本上市公司長(cháng)、短期資產(chǎn)負債率的最大值、最小值、平均值和標準差。從描述性統計結果看，我國上市公司平均資產(chǎn)負債率為52.54%（43.34%+9.20%），負債總體水平偏高。同時(shí)我們可以看出樣本公司的債務(wù)期限結構不平衡，短期資產(chǎn)負債率偏高，其均值為43.34%，且在公司間存在較大差異（標準差為22.48%）；而長(cháng)期資產(chǎn)負債率平均水平偏低，其均值為9.2%，僅占總負債17.5%，且負債水平在公司間存在明顯差異（標準差為13%）。
三、回歸檢驗與分析。
本文建立如下回歸方程來(lái)檢驗研究假設：ROA=β0+β1×SZFLt—1+β2×LZFLt—1+β3×SL+β4×LNZC+ε其中，β0為截距β1β2β3、β4分別代表各變量的回歸系數，ε為隨機擾動(dòng)項。經(jīng)過(guò)比對處理面板數據的三種模型發(fā)現最適合采用隨機效應模型。
根據上述回歸結果可以看出，在控制公司營(yíng)運能力及公司規模等因素后對2007——2008年樣本公司數據進(jìn)行檢驗，檢驗結果發(fā)現：兩個(gè)解釋變量均與因變量在1%的水平上顯著(zhù)正相關(guān)，這說(shuō)明不管是長(cháng)期債務(wù)還是短期債務(wù)對公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效均具有提升作用；但長(cháng)期資產(chǎn)負債率的回歸系數大于短期資產(chǎn)負債率的回歸系數，這表明長(cháng)期負債對公司績(jì)效的作用程度大于短期負債。本文前述假設通過(guò)檢驗。
上述檢驗結果可以解釋為：負債能夠發(fā)揮公司治理作用，從而促使公司提高財務(wù)健康程度，進(jìn)而提升公司財務(wù)績(jì)效，但長(cháng)期負債的治理效應大于短期負債的治理效應。因此，本文的現實(shí)意義在于：通過(guò)分析研究發(fā)現樣本公司的長(cháng)期負債比率提升空間較大，尤其是在目前流動(dòng)負債率偏高（樣本均值為43.34%）而長(cháng)期負債不足（樣本均值僅有9.2%）且長(cháng)期負債治理效應較大的情況下，應該提高長(cháng)期資產(chǎn)負債率，從而提高公司財務(wù)健康程度，進(jìn)而提升企業(yè)財務(wù)績(jì)效。
四、研究結論。
對于負債融資是否存在治理效應以及治理效應為正還是負目前還沒(méi)有形成定論。因此本文針對我國上市公司債務(wù)期限結構不平衡的特征，將債務(wù)分為短期債務(wù)和長(cháng)期債務(wù)分別考察其治理效應，以期對上述問(wèn)題的解決做出一點(diǎn)貢獻。
本文利用我國上市公司2007——2008年數據研究負債融資對公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效的影響方向和程度。研究結果表明：樣本公司的長(cháng)短期債務(wù)均與總資產(chǎn)報酬率具有顯著(zhù)的正相關(guān)性，即負債融資可提升上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jì)效。但由于債務(wù)的融資期不同，會(huì )導致債務(wù)融資對公司經(jīng)營(yíng)績(jì)效的作用程度不同，即長(cháng)期債務(wù)的作用大于短期債務(wù)。
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