社會資本對公司債務期限結構的影響
——來自中國上市公司的經驗證據

張 櫻

(西南交通大學經濟管理學院，四川 成都 610031)

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社會資本對公司債務期限結構的影響
——來自中國上市公司的經驗證據

張 櫻

(西南交通大學經濟管理學院，四川 成都 610031)

本文首先從社會信任、社會組織、社會參與、社會慈善四個維度度量中國各地區社會資本的發展水平，運用因子分析法構建社會資本的綜合分數。在此基礎上，選取2010-2013年可持續獲得相關信息的468家上市公司組成的平衡面板數據為樣本，運用固定效應模型和非參數檢驗方法實證檢驗社會資本與公司債務期限結構之間的關系。研究發現：社會資本和債務期限結構具有顯著的正相關關系，即上市公司所屬地區社會資本的發展水平越高，公司債務期限結構越長。

社會資本；社會制度；債務期限結構；債務融資

一、引 言

債務期限結構是公司融資政策的重要組成部分，同時也是債務契約的重要內容，不同的債務期限具有不同的激勵特征。經典研究文獻表明，與長期債務相比，短期債務能抑制債務人通過投資不足、資產替代、投資過度等方式掠奪侵占債權人利益的動機和行為，有助于緩解債務人和債權人之間的信息不對稱問題和代理沖突矛盾[1][2][3]。伴隨著債務期限結構理論的不斷發展(包括靜態權衡理論、代理成本理論、期限匹配理論、信號傳遞理論、稅收效應理論、流動性風險假說等)，大量學者分別從國別差異和宏觀經濟環境[4][5]、公司財務特征[2][3]、公司治理機制[6][7]等視角實證檢驗公司債務期限結構的影響因素。由于純粹的金融理論在解釋債務期限結構方面存在固有的局限性，La Porta et al.(1997,1998)[8][9]法與金融的系列相關研究吸引了金融經濟學家的廣泛關注，因此，最近文獻開始關注制度環境(法律制度[10][11]、債權人保護[10][12][13]、貪污腐敗[11]、債務契約執行[12][14]等)與債務期限結構之間的關系。然而，影響公司債務期限結構的制度因素不僅包括法律體系、法律淵源、債權人權利保護等正式社會制度，還應包括社會責任、社會規范、社會關系網絡、社會資本等非正式社會制度。迄今為止，鮮有文獻把研究視野轉向社會資本等非正式社會制度與公司債務期限結構之間的關系上。

社會資本相關理論研究發現，社會資本有助于提高社會信任水平，具有促進合作協調、提高金融契約執行效率、降低交易成本的功能[15][16]。Rajan和Zingales(1995)[17]、Booth et al.(2001)[18]研究認為，作為一種非正式社會制度，社會資本是地區債券市場發展水平的重要影響因素。在信息不對稱的債務融資市場，社會資本通過債權債務雙方之間的社會關系網絡和社會聯系能提高信息透明度，抑制債務人的機會主義行為，這種信息優勢將有助于延長債務期限結構。社會資本發展水平越高，社會信任水平越高，信息不對稱程度越低，因此，社會資本必將對公司債務期限結構的選擇產生一定程度的影響作用。由于在契約法律制度不夠健全的社會環境中，社會資本作為法律制度的替代機制能保證金融契約的有效執行，這意味著債務期限結構理論需要補充相關社會學理論才能得到更好地發展[19]。本文將考察中國30個省、市、直轄市社會資本的發展水平對于公司債務期限結構的影響作用，為社會制度與債務期限結構的相關研究做有益補充。

本文的創新點主要體現為兩個方面：(1)以往文獻大都從宏觀經濟因素、公司特征和公司治理結構等視角探究債務期限結構的影響因素，本文基于社會制度的全新研究視角，實證檢驗社會資本和債務期限結構的關系，為社會制度與債務期限結構之間的相關研究作有益補充；(2)突破以往從社會關系、社會網絡、社會責任、社會信任等單維度視角考察社會資本研究的局限性，運用因子分析法提取社會資本四個維度的公因子計算社會資本綜合分數，有助于全方位認識社會資本的豐富內涵。

二、理論分析與研究假設

基于信息共享和債權人保護的理論框架，Sorge et al.(2014)[13]構建的債務期限結構模型認為，一方面，從債務人的視角來看，短期債務具備兩個功能：(1)作為信號工具向市場傳遞公司的有利信息；(2)作為承諾工具約束負債后的現金流轉移行為。另一方面，從債權人的視角來看，短期債務也具備兩個功能：(1)作為篩選工具克服負債前的信息不對稱問題；(2)作為約束工具處理負債后的道德風險行為。此外，Sorge et al.(2014)[13]研究發現，信息共享通過兩種特定渠道影響債務期限結構，首先，信息共享有助于降低信息不對稱程度，因為使用短期債務作為信號工具的成本較高，信息不對稱程度的降低能延長債務期限結構；其次，信息共享有利于債務契約的執行，因為信息共享能增強債務人履行債務契約的動機，降低對短期債務作為承諾工具的需求。基于不完全契約的理論框架，Moerman(2009)[20]研究發現，在信息不對稱問題較嚴重的信貸市場，縮短債務期限有利于債權人獲得重新談判的優勢，有效地抑制逆向選擇和道德風險問題。上述研究結論表明，信息不對稱問題和代理沖突矛盾越嚴重，債權人提供長期債務資金的可能性越低，公司債務期限結構越短，因為與長期債務相比，短期債務有助于增加債務人的侵占風險和掠奪成本，抑制債務人的道德風險行為。因此，如果能有效抑制債務人的機會主義行為、緩解債權人和債務人之間的代理沖突、降低債權債務雙方之間的信息不對稱程度，那么債權人提供長期債務資金的意愿將有所提高，同時債務人獲得長期債務資金的能力將得到增強。

在社會資本發展水平越高的地區，公司債務期限結構越長。即社會資本和債務期限結構正相關。

三、實證研究設計

(一)樣本選擇

本文按照以下原則對在深圳、上海證券交易所上市的所有公司進行篩選：(1)剔除金融類上市公司；(2)剔除ST、PT類上市公司；(3)剔除存在極端異常值數據以及數據缺損的公司；(4)剔除擁有B股或H股的公司。最終，本文選取2010-2013年的468家上市公司組成的平衡面板數據作為樣本(總共1872個觀測值)。

(二)變量選擇與數據來源

1.被解釋變量——債務期限結構

本文采用資產負債表法度量債務期限結構[1][3]，選用長期債務占總債務比重(Maturity 1)以及長期借款占總債務比重(Maturity 2)兩個指標進行度量。債務期限結構數據來自銳思金融研究數據庫。

2.解釋變量——社會資本

借鑒相關研究文獻對“社會資本”的定義和度量方法[29][30][22][16]，本文擬從社會信任、社會組織、社會參與、社會慈善四個維度度量地區社會資本的發展水平。另外，本文擬根據社會資本發展水平的中位數，構建表示社會資本發展水平高低的虛擬變量HSC作為第二類解釋變量。社會資本數據來自“中國城市商業信用環境指數官網”(www.chinacei.org)以及《中國統計年鑒》。社會資本四個維度定義和度量方法的總結如表1所示。

表1 社會資本四個維度的定義和度量方法

本文通過因子分析法提取社會資本四個維度的公因子，并根據公因子的方差貢獻率構建地區社會資本發展水平的綜合分數。因子分析結果如表2和表3所示。

表2 2010-2013年社會資本四個維度的因子分析情況

表3 2010-2013年旋轉后公因子Factor 1的載荷矩陣

從表2和表3可見，因子分析模型最終提取并保留了一個特征值大于1的公因子(Factor 1)。模型LR檢驗的P值(Prob>chi2)均為0.0000，說明因子分析模型非常顯著。KMO檢驗值均位于0.8左右，表明因子分析模型的總體效果非常理想。因子載荷矩陣表明旋轉提取的公因子Factor 1對社會信任、社會組織、社會參與、社會慈善的解釋程度均較高，信息的損失量較少。

3.控制變量

控制變量的選取參考相關研究文獻[1][2]][3]，主要包括公司財務特征和公司治理結構兩個部分。控制變量數據來自銳思金融研究數據庫。控制變量定義的總結如表4所示。

表4 控制變量的定義

(三)描述性統計

表5顯示的是混合樣本研究變量的描述性統計量。

從表5可見，被解釋變量債務期限結構(Maturity 1)的均值(中位數)為0.2073(0.1435)，說明樣本公司長期債務占總債務的平均比重為20.73%，債務期限結構(Maturity 2)的均值(中位數)為0.1578(0.0952)，說明樣本公司長期借款占總債務的平均比重為15.78%。總體而言，與Arslan和Karan(2006)[6]考察的新興市場國家相比，在中國上市公司的債務期限結構中，長期債務融資比重偏低。這可能與中國的社會制度環境有關，比如投資者保護法律不健全，債務融資市場欠發達，社會資本發展水平較低等。

表5 混合描述性統計量

解釋變量社會信任(ST)的均值(中位數)為74.5461(74.4633)，說明中國各地區商業信用環境指數的平均水平為74.5461；社會組織(SO)的均值(中位數)為9.3564(9.4600)，說明中國各地區社會組織數量自然對數的平均水平為9.3564；社會參與(SP)的均值(中位數)為9.9096(9.8681)，說明中國各地區公民政治參與的平均水平為9.9096；社會慈善(SB)的均值(中位數)為2.7489(2.8634)，說明中國各地區城市醫療救助的平均水平為2.7489；社會資本綜合分數(SC)的均值(中位數)為0.5284(0.6618)，北京市的社會資本水平最高(1.9640)，青海省的社會資本水平最低(-3.1028)，且經濟發展水平(地區GDP)較高的地區，社會資本的發展水平也相對較高。社會資本綜合分數虛擬變量(HSC)的均值(中位數)為0.7548(1.0000)。

(四)實證模型設定

本文構建如下六個回歸模型實證檢驗社會資本對公司債務期限結構的影響作用：

Maturity1it=α+β1×STit+β2×SOit+β3×SPit+β4×SBit+γ×CVit+η×∑ID+λ×∑YEAR+μit

(1)

Maturity2it=α+β1×STit+β2×SOit+β3×SPit+β4×SBit+γ×CVit+η×∑ID+λ×∑YEAR+μit

(2)

Maturity1it=α+β×SCit+γ×CVit+η×∑ID+λ×∑YEAR+μit

(3)

Maturity2it=α+β×SCit+γ×CVit+η×∑ID+λ×∑YEAR+μit

(4)

Maturity1it=α+β×HSCit+γ×CVit+η×∑ID+λ×∑YEAR+μit

(5)

Maturity2it=α+β×HSCit+γ×CVit+η×∑ID+λ×∑YEAR+μit

(6)

其中，i代表第i家樣本公司，t代表第t年。被解釋變量Maturity1和Maturity2分別代表債務期限結構的兩種度量指標。解釋變量ST、SO、SP、SB分別代表社會信任、社會組織、社會參與、社會慈善；SC代表通過因子分析法構建的社會資本綜合分數；HSC代表社會資本綜合分數的虛擬變量。控制變量CV包括公司財務特征變量、公司治理結構變量、以及地區GDP。

四、實證結果分析

(一)社會資本與債務期限結構的回歸檢驗

運用Stata 12.0統計軟件，通過F檢驗、LM檢驗、Hausman檢驗，本文選擇固定效應模型實證檢驗社會資本與公司債務期限結構之間的關系。表6顯示的是社會資本(包括社會資本的四個維度、社會資本綜合分數、以及社會資本綜合分數的虛擬變量共三類解釋變量)與債務期限結構(包括Maturity 1和Maturity 2共兩類被解釋變量)之間關系的估計結果。

表6 社會資本與債務期限結構之間關系的估計結果

注：“*** ”、“** ”、“* ”分別表示在1%、5%、10%水平上顯著；估計系數下方括號中的數值為t值；本文通過F檢驗、LM檢驗以及Hausman檢驗對平衡面板數據回歸模型的設定形式(混合最小二乘估計法、固定效應模型、或隨機效應模型)進行判定；F值表示固定效應模型的整體顯著性檢驗值；Wald檢驗 (Year)和Wald檢驗(ID)分別表示無相關零假設下漸進χ2分布年份虛擬變量和行業虛擬變量的聯合顯著性Wald檢驗，括號中的數值為自由度。

從表6可見，F值表明本文選擇的固定效應模型的整體擬合效果較好(1%的顯著性水平)。Adjusted R2值表明本文所選用的解釋變量(社會信任ST、社會組織SO、社會參與SP、社會慈善SB、社會資本綜合分數SC、社會資本綜合分數虛擬變量HSC)以及控制變量對于被解釋變量(債務期限結構Maturity 1和Maturity 2)的解釋能力分別達到9.98%、7.56%、5.22%、15.68%、9.51%、5.57%。對于被解釋變量為Maturity 1的模型(1)、模型(3)、以及模型(5)，Wald檢驗(Year)值說明年份虛擬變量的聯合顯著性檢驗均在5%的水平上顯著，表明年份效應對債務期限結構具有顯著性的影響；除模型(2)之外，對于被解釋變量為Maturity 2的模型(4)和模型(6)的Wald檢驗(Year)值均不顯著；由于多重共線性問題，模型(1)、模型(2)、模型(3)、模型(4)、模型(5)、以及模型(6)的37個行業虛擬變量均被省略，故不存在Wald檢驗(ID)值。

在模型(1)和模型(2)中，社會信任(ST)的估計系數為正且均在1%水平上顯著；社會組織(SO)估計系數為正且分別在1%和5%水平上顯著；社會參與(SP)估計系數為正且分別在1%和10%水平上顯著；社會慈善(SB)估計系數為正且均在5%水平上顯著。在模型(3)和模型(4)中，社會資本綜合分數(SC)的估計系數為正且均在1%水平上顯著。在模型(5)和模型(6)中，社會資本綜合分數的虛擬變量(HSC)的估計系數為正且分別在10%和1%的水平上顯著。上述估計結果說明，無論是以社會信任、社會組織、社會參與、社會慈善的單維度社會資本作為解釋變量，還是以社會資本的綜合分數作為解釋變量，地區社會資本水平確實與公司債務期限結構呈現顯著的正相關關系，從而證實本文提出的研究假設。因為在社會資本發展水平較高的制度環境中，人們之間相互信任水平和相互合作意愿較高，公民參與社會活動和金融交易的積極性也較高，逐漸形成的社會關系網絡有助于傳播信息、共享資源，由此信息不對稱程度的降低將有利于抑制債務人的機會主義行為、增加債務人的侵占風險和掠奪成本、緩解債權人和債務人之間的代理沖突矛盾、降低債權人的監督成本，從而提高債權人提供長期債務資金的意愿。因此，地區社會資本的發展水平越高，債權人和債務人之間的信息不對稱程度越低，公司債務期限結構越長。

(二)非參數檢驗

通過Shapiro-Wilk正態性檢驗，債務期限結構數據不滿足正態性分布，因此，本文運用非參數檢驗進一步驗證所屬地區社會資本發展水平較高的公司與所屬地區社會資本發展水平較低的公司在債務期限結構上是否存在顯著性的差異。檢驗結果如表7所示。

表7 所屬地區社會資本發展水平較高與所屬地區社會資本發展水平較低的公司在債務期限結構上差異的非參數檢驗

表7非參數檢驗結果表明，所屬地區社會資本發展水平較高的公司與所屬地區社會資本發展水平較低的公司在債務期限結構上確實存在顯著性差異，所屬地區社會資本發展水平較高公司的債務期限顯著高于所屬地區社會資本發展水平較低的公司。進一步驗證本文提出的研究假設。

五、結 論

本文通過檢驗社會資本對公司債務期限結構的影響作用為研究社會制度與債務期限結構之間的關系提供了一個全新視角。本文從社會信任、社會組織、社會參與、社會慈善四個維度度量地區社會資本發展水平，通過主成分因子分析法構建地區社會資本的綜合分數，并以社會資本理論和債務期限結構理論為切入點推演社會資本對公司債務期限結構的影響機理。在此基礎上，選取2010-2013年連續4年均可持續獲得相關信息的468家上市公司作為樣本(總共1872個觀測值)，運用固定效應模型和非參數檢驗方法實證檢驗社會資本與公司債務期限結構之間的相關關系。

研究發現，地區社會資本發展水平在公司債務期限結構選擇中的確扮演著重要的角色，表現為在社會資本發展水平越高的地區，公司債務期限結構越長，即社會資本和公司債務期限結構顯著正相關。社會資本的發展水平越高，社會信任度越高，高水平的社會資本有利于約束債務人的道德風險行為、增加債務人的侵占風險和掠奪成本、緩解債權人和債務人之間的代理沖突矛盾以及信息不對稱問題，因此債權人愿意為債務人提供更多的長期債務。在法律體系較弱、投資者保護法律不健全、以及法律執行質量較差的社會制度環境中，作為非正式社會制度的“社會資本”能在一定程度上替代正式法律制度對于債務契約的監督和執行機制(Guiso et al.，2004)[16]。因此，在中國債務市場欠發達、投資者保護程度較低的制度背景中研究社會資本與公司融資政策之間的關系將具有更加深遠的現實意義。

[1]Barclay M.J.，and Smith Jr.C.W.The maturity of corporate debt[J].Journal of Finance，1995，(50):609-631.

[2]Guedes J.，and Opler T.The determinants of the maturity of corporate debt issues[J].Journal of Finance，1996，(51):1809-1833.

[3]Stohs M.H.，and Mauer D.C.The determinants of corporate debt maturity structure[J].Journal of Business，1996，(69):279-312.

[4]Demirguc-Kunt A.，and Maksimovic V.Stock market development and firm financing choices[J].World Bank Economic Review， 1996，(10):341-369.

[5]Demirguc-Kunt A.，and Maksimovic V.Institutions，financial markets，and firm debt maturity[J].Journal of Financial Economics， 1999，(54):295-336.

[6]Arslan O.，and Karan M.B.Ownership and control structure as determinants of corporate debt maturity:A panel study of an emerging market[J].Corporate Governance:An International Review，2006，(14):312-324.

[7]Marchica M.T.On the relevance of ownership structure in determining maturity of debt[Z].SSRN Working Paper，2008.

[8]La Porta R.，Lopez-de-Silanes F.， Shleifer A.，and Vishny R.W.Legal determinants of external finance[J].Journal of Finance， 1997，(52):1131-1150.

[9]La Porta R.，Lopez-de-Silanes F.，Shleifer A.，and Vishny R.W.Law and finance[J].Journal of Political Economy，1998，(106):1113-1150.

[10]Qian J.，and Strahan P.E.How law and institution shape financial contracts:The case of bank loans[J].Journal of Finance，2007，(62):2803-2834.

[11]Sorge M.，and Zhang C.D.Credit information quality and corporate debt maturity:Theory and evidence[Z].SSRN Working Paper， 2007.

[12]Bae K.H.，and Goyal V.K.Creditor rights，enforcement and bank loans[J].Journal of Finance，2009，(64):823-860.

[13]Sorge M.，Zhang C.，and Koufopoulos K.Information，law，and debt maturity[Z].SSRN Working Paper，2014.

[14]Gopalan R.，Mukherjee A.，and Singh M.Legal enforcement and debt maturity structure:Evidence from a natural experiment[Z].SSRN Working Paper，2013.

[15]Woolcock M.，and Narayan D.Social Capital:Implications for Development Theory，Research and Policy[R].World Bank Research Observer，2000，(15):225-249.

[16]Guiso L.，Sapienza P.，and Zingales L.The role of social capital in financial development[J].American Economic Review，2004，(94):526-556.

[17]Rajan R.，and Zingales L.What do we really know about capital structure? Some evidence from international data[J].Journal of Finance，1995，(50):1421-1460.

[18]Booth L.，Aivazian V.，Demirguc-Kunt A.，and Maksimovic V.Capital structures in developing countries[J].Journal of Finance， 2001，(56):87-130.

[19]Petersen M.，and Rajan R.G.The benefits of lending relationships:Evidence from small business data[J].Journal of Finance，1994，(49):3-37.

[20]Moerman R.W.The impact of information asymmetry on debt pricing and maturity[Z].SSRN Working Paper，2009.

[21]Aggarwal R.，and Goodell J.W.Markets and institutions in financial intermediation:National characteristics as determinants[J].Journal of Banking and Finance，2009，(33):1770-1780.

[22]Putnam R.Making democracy work:Civic traditions in modern Italy[M].Princeton:Princeton University Press，1993.

[24]Kim M.，Surroca J.，and Tribo J.A.The effect of social capital on financial capital[Z].SSRN Working Paper，2009.

[25]Zeng Y.，and Zhang J.Social capital and firms’ debt financing[Z].SSRN Working Paper，2009.

[26]戴亦一，張俊生，曾亞敏，潘越.社會資本與企業債務融資[J].中國工業經濟，2009，(8):99-108.

[27]張敦力，李四海.社會信任、政治關系與民營企業銀行貸款[J].會計研究，2012，(8):17-24.

[28]肖作平，張櫻.社會資本對銀行貸款契約的影響[J].證券市場導報，2014，(12):32-40.

[29]Coleman J.S.Social capital in the creation of human capital[J].American Journal of Sociology，1988，(94):95-121.

[30]Fukuyama F.Social capital and the modern capitalist economy:Creating a high trust[J].Stern Business Magazine，1997，(4):1-16.

(責任編輯:肖 如)

The Impact of Social Capital on Debt Maturity Structure——Based on the Empirical Evidence of Listed Companies

ZHANG Ying

(School of Economics and Management，Southwest Jiaotong University，Chengdu 610031,China)

Firstly，this study uses four dimensions to measure the regional social capital levels，including the social trust，social organization，social participation and social charity.We also utilize factor analysis to construct a composite scores of social capital.And on this basis，using the panel data of 468 listed non-financial companies in Shanghai and Shenzhen Stock Exchanges over the period from 2010 to 2013,the paper empiricially studies the impact of social capital on corporate debt maturity structure with not only fixed-effects mode，but also a series of parameter and non-parameter test.The result indicates that the regional social capital is significantly and positively related to corporate debt maturity structure.More specifically，listed firms in regions with better social capital development tend to have longer debt maturity.

social capital； social institutions； debt maturity structure； debt financing

2015-04-16

國家自然科學基金資助項目(71472157)。

張櫻(1984-)，女，貴州省貴陽市人，西南交通大學經濟管理學院博士生。

F275

A

1004-4892(2016)05-0053-09