金融發展、控股權性質與債務期限結構

摘 要：以2001—2008年中國上市公司作為研究樣本，實證分析各地區金融發展水平對上市公司債務期限結構的影響。結果發現，金融發展水平與企業的債務期限負相關，地區的金融發展水平越高，上市公司獲得的長期債務越少。進一步研究發現，在金融發展水平較低的地區，國有上市公司能夠獲得更多的長期債務，而隨著金融發展水平的提高，非國有上市公司能夠獲得更多的長期債務；與非國有上市公司相比，國有上市公司在金融發展水平較高的地區長期債務下降得更顯著。因此，金融發展水平的提高有助于抑制政府干預對企業的影響，也有助于長期信貸資源流向非國有企業。

關鍵詞：金融發展；控股權性質；債務期限結構；政府干預；模型

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：

2095-3283（2016）09-0111-06

[作者簡介]周林濤（1977-），男，河南許昌人，會計師，清華大學MPAcc，研究方向：財務管理。

一、引言

債務融資是企業重要的財務決策行為，而債務期限則是債務契約的重要內容，它規范著債權人與債務人的權利與義務。債務期限越長，未來的不確定性越高，風險越大，債權人在提供貸款時就會更注重外部的履約機制（Myers，1977）。相對于長期債務融資，短期債務融資能夠讓銀行及時、經常地獲得有關貸款企業生產和經營方面的信息，從而有利于銀行對企業進行更加緊密的監督與控制。而企業要想獲得更多的長期債務融資，就必須向銀行提供更多的信息或擔保，銀行為此也要進行更多的監督（Diamond，1991），因此，銀行體系將短期債務作為解決信息不對稱問題的重要手段。

金融發展水平的提高有助于減少潛在的信息不對稱問題，銀行因而愿意為企業提供長期貸款（Barclay and Smith，1995），Diamond（1991）認為，金融體系越不發達，銀行越愿意用短期貸款作為控制借款人機會主義行為的一種方式。一個發達和有效的金融體系能夠減少短期貸款作為公司治理機制的重要性，或者減少短期貸款作為解決信息不對稱和契約不完全性問題的重要性。Demirguc-Kunt和Maksimovic（1999）的研究則為此提供了進一步的證據，在金融體系發展較好的國家，企業獲得的債務融資期限相對較長。

但以上研究的一個重要前提條件是，銀行的信貸決策不受政府部門或政府官員的干預，銀行完全根據經濟原則進行信貸決策，而這一前提條件在目前的中國是難以滿足的。中國銀行部門的一個顯著特征是國有商業銀行占主導地位，這就為政府部門干預銀行信貸資源的分配奠定了基礎，公有產權的背景下，銀行的決策常常受到政府干預，特別是中國的財政分權體制改革和GDP的政績考核指標導向，使得地方政府有較強動機對金融機構信貸決策和信貸行為進行干預。地方政府為了推動本地經濟的發展，或者通過財政補貼降低企業違約的可能，從而使企業更容易從銀行取得長期借款；或者通過對銀行借貸決策的影響，幫助企業獲得貸款，為了降低官員輪換對貸款成本的影響，這種貸款更多的是長期貸款（Fan等，2004）。

在經濟轉軌過程中，各地區銀行改革進程的不同導致了我國各地區金融發展水平的不同（Brandt and Li，2003），比如，東部沿海地區金融生態環境較佳，金融發展相對充分；而中西部地區的金融業則被四大國有商業銀行高度壟斷，金融發展水平相對落后。在金融發展水平較低的地區，國有銀行占據市場的壟斷地位，而且銀行的獨立性相對較低，信貸決策更容易受到地方政府的干預，所以當地的企業越能夠獲得較長的貸款期限。相反，在金融發展水平較高的地區，隨著競爭主體的增加，銀行的獨立性相對較高，當地政府對銀行的信貸決策的干預相對比較困難。在這種情況下，銀行更多地基于經濟原則而不是地方政府的干預進行信貸決策，銀行與企業之間可以更加自由地達成貸款契約（余明桂、潘紅波，2008）。

因此，中國金融發展水平的提高對企業的債務期限結構存在著兩種相反的效應，一是金融發展有利于降低銀行與企業之間的信息不對稱，進而有助于企業獲取長期債務融資；二是金融發展能夠抑制政府對企業的干預，可使企業的長期債務融資減少。那么，金融發展水平提高對債務期限結構的凈效應是什么？此外，在政府干預相同的背景下，如果金融體系的發展水平較低，國有銀行可能出于政治目的而非盈利目的為國有企業提供更多的長期債務融資（Brandt and Li，2003）。因此，當國有企業需要長期債務融資時，國有銀行可能會減少對國有公司的信息或擔保需求，同時也較少考慮對國有公司的未來監督，相反，當非國有企業需要長期債務融資時，國有銀行會更多地考慮盈利目的，從而提出較高的貸款標準（江偉、李斌，2006）。另一方面，國有企業通常比非國有企業存在更為軟化的預算約束，當公司陷入財務困境時，政府更愿意為國有上市公司提供援助（Brandt and Li，2003），由此降低了國有企業對長期債務的違約可能性，因此國有銀行也愿意為國有企業提供更多的長期債務融資。那么，隨著金融發展水平的提高，銀行對非國有企業與國有企業長期債務的差異是否會有所變化？ 本文試圖通過檢驗各地區金融發展水平與上市公司債務期限結構之間的關系、不同控股權性質的上市公司在金融發展水平不同地區的債務期限結構來回答上述問題。

二、研究設計

（一）模型設定與變量定義

我們首先需要檢驗金融發展與債務期限結構之間的關系，設定的模型（1）如下：

其中，被解釋變量Maturity表示企業債務的期限結構，我們在實證過程中采用長期借款占總借款（長期借款與短期借款之和）的比重來代表債務期限結構。同時，為了保證研究結論的可靠性，本文還選用了長期負債占總負債的比重作為補充。

解釋變量Financial是金融發展變量，考察金融發展對企業債務期限結構的效應。我們采用樊剛等（2009）編制的中國各地區市場化指數中的金融業市場化指數作為金融發展的代理變量，這一指數的計算由兩部分構成，包括金融業的競爭指數（非國有金融機構吸收的存款占整個金融機構吸收存款的比重）和信貸資金分配的市場化指數（金融機構貸款中非國有企業貸款所占比重）①。指數越高，代表該地區金融發展水平越高②。

本文各模型的控制變量由企業規模、有形資產比率、資產利潤率和企業年齡構成，其中Size代表企業規模，以總資產的自然對數表示。Col代表有形資產比率，定義為有形資產總額與總資產的百分比，用來衡量企業的抵押品價值。Roa代表資產利潤率，定義為凈利潤與總資產的百分比，用來衡量企業的盈利能力。Age代表企業年齡，以企業自成立以來的年數加1的自然對數表示。下文中各模型的控制變量與模型（1）相同。

為了檢驗在金融發展水平不同的地區，非國有企業與國有企業債務期限結構的差異是否有所變化，我們構造回歸模型（2）：

解釋變量Private是表示企業控股權性質的虛擬變量，如果企業是非國有企業，則取值為1，否則取值為0，用來區分所有權性質對債務期限結構影響的差異，如果β2<0，則表示非國有企業獲得的長期債務少于國有企業，反之，則表示非國有企業獲得的長期債務多于國有企業，本文采用上市公司實際控制人性質作為區分企業控股權的標準，如果實際控制人為各級政府及其下屬部門的為國有公司，其它屬于非國有公司。

我們還設置了交乘項Financial×Private用來檢驗隨著金融發展水平的變化，控股權性質對企業長期債務的影響會有怎樣的變化。

此外，我們還希望按照子樣本檢驗國有企業與非國有企業在金融發展水平不同的地區債務期限結構的變化是否存在差異，因此構造回歸模型（3）：

解釋變量FinancialD中是表示金融發展水平的啞變量，如果企業所在省份當年的金融業市場化指數大于樣本中位數時，則將這個啞變量定義為1，否則為0。我們主要比較根據國有與非國有子樣本回歸的系數絕對值大小和顯著性水平。

此外，在本文的所有模型中還設置了年度虛擬變量Year來控制時間對企業債務期限結構的可能影響，我們還設置了行業虛擬變量Industry來控制未觀察到的行業差異對企業債務期限結構可能產生的影響，根據中國證監會的行業分類代碼，我們除了將制造業按二級代碼分類外，其余行業按一級代碼分類。各模型所涉及的變量及定義如表1所示。

（二）樣本與數據

本文所用上市公司財務數據來自于國泰安CSMAR數據庫，以在2001—2008年具有完整財務信息的A股上市公司年度數據作為研究樣本，我們按照以下標準對數據進行了篩選：（1）剔除了金融類上市公司，因為這些公司的數據結構與普通公司存在很大區別；（2）剔除了ST、*ST公司；（3）剔除了資產小于負債的公司；（4）剔除了銀行借款、資產、負債等關鍵變量缺失的樣本，共獲得884家樣本公司，6892個樣本觀測值。由于許多樣本的被解釋變量為0③，因此本文采用Tobit模型回歸。為了防止數據的異常值干擾實證的結果，論文采用winsorization的方法對連續變量兩端的異常值在1%的水平下進行了處理，即對所有小于1%分位數和大于99%分位數的變量，令其值分別等于1%分位數和99%分位數。文中所有的數據整理、計算與實證檢驗均利用STATA11軟件完成。

三、實證結果分析

（一）描述性統計與相關性檢驗

在進行正式的回歸分析之前，我們首先進行描述性統計與相關性檢驗。主要變量的描述性統計如表2所示，我們除了對整體樣本進行描述性統計以外，還按照金融發展水平和上市公司的控股權性質區分不同的子樣本也進行了描述性統計。從表2中可以看出，整體樣本的Maturity1均值為024，說明我國上市公司的長期借款平均占總借款的24%，而Maturity2的均值為01275，也就是上市公司長期債務平均占總債務的12%。觀察各子樣本的統計結果，我們發現在金融發展水平較高的地區，企業債務期限的均值都要低于金融發展水平較低地區的企業，因此初步判斷，企業的債務期限與金融發展水平負相關，金融發展水平越高，企業獲得的長期債務越少。而國有樣本平均的債務期限都高于非國有企業也符合我們的設想。此外，金融發展水平較高地區的金融業市場化指數Financial均值為824，較低地區的均值約為5，也說明中國各地區金融發展水平的差異較大。國有樣本與非國有樣本的金融業市場化指數Financial均值基本相等，也說明國有企業與非國有企業分布比較平均，不會由于分布不均衡給實證結果造成偏差。

表3是主要變量的pearson相關系數表，從表中可以看出，Maturity1和Maturity2與金融業市場化指數Financial之間都存在顯著的負相關關系，這與在描述性統計中的判斷一致，即金融發展與企業的債務期限負相關，金融發展水平越高，企業獲得的長期債務越少。Maturity1和Maturity2與控股權性質Private之間也都存在顯著的負相關關系，與描述性統計中的判斷也一致，說明國有企業相比非國有企業能夠獲得更多的長期債務。但我們需要慎重對待這些初步的相關性檢驗，因為兩兩之間的相關系數并沒有控制其它可能的影響因素，下文將在控制了企業特征、年度效應和行業效應之后，對以上關系進行更嚴格的檢驗。其它財務指標之間的相關系數，以及金融業市場化指數Financial與控股權性質Private相關系數的絕對值都不超過02，表明它們之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）回歸結果分析

企業的債務期限結構與金融發展水平之間存在什么關系，表4是模型（1）的回歸結果，從表中可以看出，在Tobit模型回歸結果中，Financial的系數都在1%的水平下顯著為負，表明金融發展水平越高，企業獲得的長期債務越少，金融發展對企業獲取長期債務融資存在的凈效應為負。我們同時采用了帶有穩健標準差的OLS回歸進行對比，結果并沒有改變。

在金融發展水平不同的地區，非國有企業與國有企業的債務期限結構存在怎樣的差異，表5是模型（2）的回歸結果，我們發現，在Tobit模型回歸中，當加入控股權性質的啞變量Private及其與Financial的交乘項時，Financial的系數依然在1%的水平下都顯著為負，Private的系數也在1%的水平下都顯著為負，表明整體上非國有上市公司獲得的長期債務低于國有上市公司。交乘項Financial×Private的系數都在1%的水平下顯著為正，表明隨著金融發展水平的提高，Private的系數會由負變為正，這一回歸結果也表明在金融發展水平較低的地區，與非國有企業相比，國有企業能夠獲得更多的長期債務，而隨著金融發展水平的提高，銀行提供給不同控股權企業長期債務的差異會逐漸變小，非國有企業能夠獲得更多的長期債務。帶有穩健標準差的OLS回歸結果也沒有發生改變。

國有企業與非國有企業在金融發展水平不同的地區債務期限結構的變化是否存在差異，我們把所有企業按照控股權性質分為國有與非國有兩個子樣本分別按照模型（3）進行回歸，表6是實證結果，由于篇幅所限，我們只報告了模型的回歸結果，從表中可以看出，在國有樣本的回歸中，表示金融發展水平較高的啞變量FinancialD的系數都在1%的水平下顯著為負，表示金融發展水平較高地區的國有上市公司長期債務低于金融發展水平較低地區的國有上市公司。而在非國有樣本的回歸中，FinancialD系數雖然仍然顯著為負，但顯著性水平只有5%，而且系數的絕對值均小于國有樣本，表明在金融發展水平不同的地區，國有上市公司之間長期債務的差異比非國有上市公司的差異更顯著，同時也表明金融發展程度的變化對國有企業的影響可能會更加明顯。

（三）穩健性檢驗

本文所用金融發展的代理變量是樊剛等（2009）編制的中國各地區市場化指數中的金融業市場化指數，為了檢驗模型和結果的穩健性，我們參照盧峰、姚洋（2004）的方法，采用除國有四大銀行以外的其它銀行的信貸份額占當地信貸總額的比例作為金融發展的替代變量④。在把金融發展的替代變量帶入模型（1）—（3）對整體樣本和子樣本重新進行檢驗之后，模型的結果并沒有實質性的差異，說明我們的實證結果是穩健的。

此外，由于本文的樣本觀測值在各地區間的分布呈現出較大的差異，在金融發展水平比較高的地區，樣本觀測值有4000多個，而在金融發展水平比較低的地區，樣本觀測值只有2000多個。為了消除不同地區間樣本數量的差異對本文檢驗結果可能造成的偏差，我們又剔除了樣本數最多的上海（1096個）和廣東（915個）、樣本數最少的青海（71個）和西藏（73個），重新對模型（1）—（3）的整體樣本和子樣本進行穩健性檢驗，檢驗結果基本沒有發生變化，說明不同地區間樣本數的差異不會對上述檢驗結果造成偏差⑤。

四、結論與啟示

本文以2001—2008年中國上市公司作為研究樣本，實證分析各地區金融發展水平對上市公司債務期限結構的影響。實證結果發現，地區的金融發展水平越高，上市公司獲得的長期債務越少。進一步的研究發現，在金融發展水平較低的地區，國有上市公司能夠獲得更多的長期債務，而隨著金融發展水平的提高，非國有上市公司能夠獲得更多的長期債務。與非國有上市公司相比，國有上市公司在金融發展水平較高的地區長期債務下降得更顯著。雖然研究結論表示企業的債務期限與所在地區的金融發展水平負相關，但也意味著金融發展有助于抑制政府干預對企業的影響，同時金融發展水平的提高也有助于長期信貸資源流向更有效率的非國有企業。因此，中國應當加快提升金融發展水平，促進銀行成為真正獨立的決策主體，使長期信貸資源的配置更有效率。

[注釋]

①由于樊剛等（2009）的數據截至2007年，對于2008年的指數，我們按照通常做法根據2005—2007年指數的平均值來代替，我們在實證過程中也曾采用2006—2007年指數的平均值和2004—2007年指數的平均值來代替，結果并沒有顯著差異。實際上，我們對僅包括2001—2007年的子樣本進行檢驗時，結果也沒有顯著差異。

②我們不能否認存在上市公司跨省貸款的情況，但中國占主導地位的四大國有商業銀行在每一級行政區域都建立了自己的分支機構，分支機構一般不允許跨地區放出貸款，所以本文的檢驗結果基本不受跨省貸款的影響。

③我們注意到其中有2058個樣本觀測值的長期借款為0，1378個樣本觀測值的長期負債為0。

④數據來自于2001—2008年《中國金融年鑒》與各省份的統計年鑒。

⑤由于篇幅所限，這些實證結果在文中沒有列出，感興趣的讀者可以向作者索取。

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（責任編輯：郭麗春）