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    [湖南上市公司债务治理、代理成本与绩效的实证研究]债务代理成本

    时间:2019-07-20 06:43:22 来源:星星阅读网 本文已影响 星星阅读网手机站

      摘要:债务治理可以抑制代理成本,形成治理效应,但治理效应形成可观测的治理绩效以及最终形成可观测的债务综合绩效取决于治理效应传递机制是否有效。经过对湖南上市公司2003~2006年共152个观测值进行实证研究后发现,湖南上市公司负债程度与债务治理效应(代理成本的抑制作用)之间呈倒U型相关,与债务治理绩效无显著相关,而与债务综合绩效呈U型相关。这一结果表明湖南上市公司债务治理效应传递机制有效性不高。
      关键词:债务治理;代理成本;治理效应;财务绩效
      中图分类号:F235.2 文献标识码:A 文章编号:1003-7217(2008)04-0077-05
      
      一、引言
      
      西方学者对债务治理效用研究最有代表性的是Masulis(1983)所进行的实证,其检验表明企业负债程度在0.23~0.45区间,其与股价具有正相关性,与企业绩效也呈正相关性。学者Coughlan and Schmidt(1986)、Weisbach(1988)、Gilson(1989)所进行的实证检验也表明债务存在治理效应,能够很好地抑制代理成本,提高企业价值。
      我国学者对债务治理问题日益关注,相关的理论分析文献日益增多,但实证研究文献相对不足。在实证研究方面,学者杜莹、刘立国(2002)选取了1999~2001年共288个样本,以主营业务利润率、总资产收益率、净资产收益率与债务相关性进行回归,发现我国债务治理存在负面效应,即债务高的公司业绩反而不好。于东智(2003)选取1083家上市公司在1997~2001年四年间的面板数据进行检验,也得出令人失望的结果――我国上市公司债务治理具有无效性特征。沈艺峰、沈洪涛、张俊生(2006)对2000~2002年我国A股中ST公司为样本进行实证,发现即便存在财务困境的公司中,负债也没有发挥相应的控制作用。邓莉、张宗益、李宏胜(2007)则对银行债务的治理效应进行实证检验,表明无论短期贷款还是长期贷款,对借款企业的治理效应均不显著。但是,有趣的是,徐向艺等(2006)选取2002~2004年度上海证券交易所上市公司的数据,共2284个样本进行回归,却表明债务对公司绩效存在显著的二次关系,在负债率为21.79%前呈正相关,此后呈负相关。如果这个发现为真,似乎可以合理推断,随着市场化深入,我国上市公司债务治理效应逐渐形成,且治理效应逐渐接近Masulis(1983)的实证结果。当然,这个结论需要更多、更进一步的实证检验来证实。
      
      二、理论分析与研究假设
      
      债务融资效应不仅包括治理效应,同时也包括税盾效应和财务杠杆效应。所谓治理效应,主要是指债权人为保障债权的安全和利益的完整性,对举债企业及其内部控制人的行为进行监督控制或激励约束,客观上有利于举债公司的治理机制的完善和绩效的提高所带来的效应。具体而言,债务治理效应主要通过举债公司挑选机制、债务契约限制机制、自由现金流约束机制和控制权相机机制等机制来实现。挑选机制意味着债权人对资本投向决策的慎重选择,只有优秀的公司才能获取债权人的资本信贷。挑选机制客观上促使企业改善公司经营管理和完善内部治理结构以提高效率。债务契约限制机制是通过债务契约中设计各种对举债公司及其代理人的约束条款,以保障债务人利益的契约治理行为。自由现金流约束机制是指举债公司存在债务还本付息的压力,而无法将自由现金流进行过度投资,负债客观上降低了内部控制人的代理成本。控制权相机机制是最为重要的债务治理机制,当企业财务状况出现危机,企业的控制权可能从原来的控制者(内部经理人或大股东)转移到债务人。这无疑是高悬在企业控制者头上的一柄达克力摩斯之剑。债务治理效应直接结果抑制了股权代理成本,在一定程度上解决股东和经营者之间的代理问题,从而产生债务治理绩效,最终提升企业综合绩效。
      债务治理效应到产生可观测的治理绩效,以及最终对债务综合绩效产生影响,一般路径是:债务治理效应→抑制(股权)代理成本→形成债务治理绩效→形成债务综合绩效
      问题在于,债务治理效应,即对股权代理成本的抑制作用受到很多因素影响,债务人自身的消极作为、法律制度环境的不完善或缺失,产权困境(如国有企业债务软约束)均可能削弱债务治理效应。而股权代理成本的抑制也不必然会形成债务治理绩效,因为债务可能降低股权代理成本的同时提升债务本身的代理成本。债务治理绩效到综合绩效的传递过程更是复杂,有可能治理绩效被其他因素所抵消,从而使负债无法产生可观测的综合绩效。
      基于上述理论分析,本文试图揭示湖南上市公司债务治理效应的传递机制是否有效。具体而言,通过对湖南上市公司进行实证研究,试图检验以下几个假设:
      H1 湖南上市公司存在债务治理效应,债务治理对代理成本有抑制作用,代理成本与负债程度之间具有显著相关性。
      H2 湖南上市公司存在债务治理绩效,债务治理绩效与负债程度之间存在显著相关性。
      H3 湖南上市公司存在债务综合绩效,债务综合绩效与负债程度之间存在显著相关性。
      
      三、研究设计
      
      (一)样本选择
      本文研究对象为从2003年开始就已经上市且连续在JaM和深圳证券交易所挂牌交易、注册总部在湖南的上市公司。同时为了避免统计的“噪音”干扰,剔除被ST处理的公司,满足这一条件的湖南上市公司为38家。最终,本文选择2003~2006年共152个样本数据作为观测值进行实证分析。样本公司的数据主要根据wind金融数据库、中国上市公司资讯网以及巨潮咨询网站等渠道,经手工整理而得。数据处理和统计分析采用SPSS11.5软件。
      
      (二)变量定义
      1、因变量。为检验以上3个研究假设,本文选择三个指标分别作为代理成本、债务治理绩效和债务综合绩效的替代变量。
      本文采用管理费用率(RMES),即当年管理费用与主营业务收入之比来刻画代理成本。度量代理成本的方法主要有四种:一是采用权益市值比来度量(Rajan and Zingales,1995);二是采用期间费用率(包括管理费用率、营业费用率和财务费用率)和总资产周转率来度量(Ang,1998);三是采用管理费用率和营业费用率和总资产周转率来计量代理成本(吕长江,2002);四是采用管理费用率与资产周转率的综合结果来度量(邓莉、张宗益、李宏胜,2007),即为资产费用率。本文选择管理费用与主营业务收入之比来度量代理成本,是认为销售增加,管理支出也相应增加,而此为股权代理成本发生提供了更多的契机和借口。
      选择主营业务利润率(CPM)、净资产收益率(ROE)分别作为债务治理绩效、债务综合绩效的替代变量。主营业务利润率为主营业务利润与主营业 务收入之比,之所以选择这个指标,而不是总资产收益率(ROA)或净资产收益率(ROE),是因为本文认为ROA不仅含有债务治理效应,而且也含有税盾效应。ROE则是集债务治理效应、税盾效应以及财务杠杆效应一体,不宜用来刻画债务治理的绩效,而只能用来刻画债务的综合绩效。
      2、解释变量。解释变量有资产负债率与资产负债率的平方。资产负债率(DAR)=[(期初负债+期末负债)/2]/[(期初资产+期末资产)/2]。
      3、控制变量。控制变量有三个,即公司规模,公司成长性与行业。公司规模(LNSS)以公司主营业务收入的自然对数来度量。公司成长性(GROWTH)采用净利润增长率来刻画。净利润增长率=(本年净利润一上年净利润)/上年净利润。行业(IND)变量为虚拟变量,本文将行业划分制造业和非制造业两大类。当样本公司为制造业时IND=1;否则,IND=0。
      
      (三)模型建立
      为检验本文的研究假设,揭示湖南省上市公司债务治理效应传递是否灵敏和有效,建立以下回归模型:
      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为截距,β1、β2、β3、β4、β5分别代表模型各变量的回归系数,ε为随机扰动项。
      
      四、实证结果
      
      (一)描述性统计分析
      表2为湖南上市公司相关变量描述性统计,表中表明这些变量具有如下特征:
      
      1、湖南上市公司2003~2006年资产负债率(DAR)平均值约为49.93%,公司之间负债水平差异较大,负责率最大的公司达到72.4%,而负债率最小值仅为5.77%,数据变动程度即标准差为14.62%。另外,从表3也可看出,湖南上市公司负债水平四年来呈增长的趋势。
      2、湖南上市公司2003~2006年管理费用率(RMES)平均值为10.52%。最高值达到65.2%,而最低值仅为1.6%,标准差为8.73%,表明公司之间代理成本差别较大。但管理费用率年平均值各年间变动不大。
      
      3、湖南上市公司2003~2006年主营业务利润率(CPM)均值为23.53%,但有些公司高达75.89%,而有些却为-5.66%,标准差为14%,说明公司间主营业务盈利能力差别较大。湖南上市公司2003~2006年净资产收益率(ROE)平均为4.87%,相比CPM,ROE公司间变动更大,最大值达到37.44%,而最小值却为-57.59%,标准差达到11.985%。另外,表3和图1表明,CPM和ROE四年来有下降的趋势。
      4、湖南上市公司2003~2006年四年净利润增长率(GROWTH)平均值为-118.52%,表明湖南上市公司成长性较差,盈利状况近几年呈现下降趋势,而且公司间成长性差异相当大,标准差达到617%。
      
      (二)回归检验
      表4列出了6个模型回归结果,我们发现:模型1的资产负债率(DAR)与代理成本呈正相关,但未通过显著检验。模型2的F值为15.41,P值为0,模型整体显著,调整后的R2分别为32.3%,拟合优度尚可。解释变量资产负债率的平方(DAR-SQUARE)与RMES呈负相关,且通过95%置信度水平下显著检验(t-value为-2.428),表明湖南上市公司债务与代理成本呈倒U型特征。因此,模型2回归结果检验了本文研究假设H1。
      模型3的资产负债率(DAR)与主营业务利润率(CPM)呈负相关,不过,未通过显著检验。模型4资产负债率的平方(DAR-SQUARE)与主营业务利润率(CPM)二次方曲线回归,虽然DAR-SQUARE回归系数为负数,但也未通过显著检验。而且模型3和模型4拟合优度和F值均不理想。因此,模型3、模型4回归结果拒绝了本文研究假设H2。
      
      模型5的解释变量资产负债率(DAR)回归系数为正,没有通过显著检验。意外的是,模型6解释变量资产负债率的平方(DAR-SQUARE)回归系数为0.006,且t值为1.940,在90%置信度水平下显著,表明负债程度与负债综合绩效相关性呈U型特征。因此,模型6回归结果检验了本文研究假设H3。
      
      
      五、分析、结论与启示
      
      从回归结果看,同样通过显著性检验的模型2和模型6的回归结果中,资产负债率的平方(DAR-SQUARE)回归系数符号不一致,前者意味着负债程度与代理成本的抑制呈倒U型,后者则意味着负债程度与负债综合绩效呈U型。为进一步分析债务治理效应传递,分别求出对代理成本抑制作用以及债务综合绩效最大的负债水平是45.83%和35.25%。换言之,湖南上市公司债务治理效应即债务对股权代理成本的抑制作用在负债程度0~45.83%区间内是递增的,超出这一临界,则开始下降,原因是此时债务本身的边际代理成本大于边际股权代理成本。而债务综合绩效在负债程度0~35.25%区间内是递减的,超出这一临界,则开始上升。
      我们将湖南上市公司债务治理效应、债务治理绩效以及债务综合绩效结合起来分析。
      当负债程度在0~35.5%时,债务治理效应递增,代理成本总体不断下降,但无法体现出可观测的 债务治理绩效CPM(统计上债务与债务治理绩效替代变量无显著相关),原因可能主要是湖南上市公司客观运营能力不足,造成债务治理效应被低效率的运营能力所掩盖(也即相比之下,债务治理效应微不足道),并且运营能力不足的程度也竟然抵消了债务的税盾效应和财务杠杆效应,而导致债务综合绩效ROE递减。在35.5%~45.85%时情况发生了变化,债务治理效应仍然递增,代理成本总体不断下降,上市公司客观运营能力仍然不足(债务治理效应相比依旧微不足道),虽然低效率的运营能力仍然掩盖债务治理效应,但是,此时债务的边际税盾效应和财务杠杆效应逐渐增大,弥补了运营能力的不足,促使了湖南上市公司债务综合绩效不断上升。在45.83%~100%债务治理效应开始下降,代理成本总体开始递增,负面因素增加,但是,由于边际税盾效应和财务杠杆效应已经较大,且不断增加,最终保持了债务综合绩效随负债程度继续上升。基于此可以得出以下几个结论:(1)湖南上市公司债务在一定程度和范围内存在治理效应,债务对代理成本有着抑制作用,债务治理效应与负债程度之间呈倒U型特征,即在负债程度0~45.83%的范围内代理成本与负债程度正相关,负债程度大于45.83%,则代理成本与负债程度负相关。(2)湖南上市公司债务治理效应难以形成债务治理绩效,债务治理绩效与负债程度无统计意义上的显著相关。(3)湖南上市公司债务在一定程度和范围内存在债务综合绩效,债务综合绩效与负债程度之间呈U型特征:在负债程度0~35.5%的范围内债务综合绩效与负债程度负相关,负债程度大于45.83%,则债务综合绩效与负债程度正相关。
      从上述研究结果来看,湖南上市公司整体上债务治理效应及其债务治理绩效不佳。提高湖南省上市公司债务治理效应及其公司绩效,首先银行等债权人应当加强风险意识,通过严格执行债务契约的缔结和履行以对上市公司实行事前控制、事中控制和事后控制,充分发挥债务的相机控制机制,提高债务治理效应及其绩效水平;其次,银行等债权公司自身的治理结构完善程度也是决定其在借款公司的债权管理水平重要因素之一。只当银行建立行之有效的激励和约束机制,才能有效对借款公司实施债务监督,有助于对公司代理成本的抑制;再次,债权人对银行资金的发放不仅要注重借款公司显性的偿债能力,更要注重借款公司治理水平,并且积极介入公司内部治理,利用自身的专业水平帮助和促使借款公司完善治理结构。第四,积极在上市公司中倡导一种利益相关者共同治理理念,使借款公司董事会的决策充分考虑债权人的利益诉求,甚至可以要求银行利益代表作为独立董事身份参与上市公司董事会的决策和监督。另外,公司法、银行法、破产法、证券法等法律法规是决定企业债务相机治理效应的制度因素,因此,对湖南省而言,创建一个良好的严格执法、依法办事,切实保护债权人利益的法律环境也是提高本省上市公司债务治理效应及其绩效的重要途径。

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