供應商集中和企業債務保守有關嗎？

南昌大學經濟管理學院 陳志鋒

供應商集中和企業債務保守有關嗎？

南昌大學經濟管理學院 陳志鋒

本文基于隱性契約理論，從單一的非財務利益相關者——供應商的視角出發，選取我國2007年至2014年制造業上市公司為樣本實證研究發現：供應商集中度高也是企業產生債務保守行為的重要原因。進一步分析表明，在不同的產權性質下，供應商集中度對企業債務保守行為的影響存在非對稱性。

債務保守 隱性契約 利益相關者 供應商集中度

一、引言

債務保守行為是指企業在較長一段時期內持續保持較低債務甚至是零債務的行為。Strebulaev和Yang（2013）考察了美國的上市公司，發現從1962年到2009年期間，美國平均22%的非金融類公司資產負債率低于5%。其中，零債務公司占比大約為10.2%。從國泰安金融研究數據庫統計發現我國從2000年到2014年期間，平均12%的公司樣本觀測值采用了零債務的極端債務保守政策，平均23.94%的公司樣本觀測值負債比例低于5%，平均33.82%的公司樣本觀測值負債比例低于10%。依據權衡理論的觀點，企業融資決策時應該兼顧債務利息的節稅收益和因債務水平上升帶來的破產成本，最優目標資本結構在債務利息的邊際節稅收益開始下降的點上。Graham（2000）的研究發現：有超過一半的樣本公司的債務水平沒有達到邊際節稅收益開始下降的點。如果企業繼續提高財務杠桿到利息抵稅收益函數開始向下傾斜的拐點，利息抵稅收益還將增加相當于企業價值的15%。那么，為什么越來越多的上市公司寧愿放棄債務融資潛在的抵稅收益而選擇低債務甚至零債務？盡管現有文獻已經從多角度對企業債務保守進行了解釋，但是少有文獻基于隱性契約理論，從非財務利益相關者角度出發。從作者掌握的文獻來看，僅有Bae（2011）及Agrawal和Matsa（2013）的研究從員工的視角解釋了企業為什么維持較低的債務比例。（Titman和Wessels,1988；Banerjee等, 2008）雖然也涉及客戶供應商雙邊關系，但他們是從產品獨特性視角研究債務保守。與之不同，本文試圖從單一非財務利益相關者——供應商的角度出發，基于隱性契約理論，研究供應商集中度與企業債務保守這種特殊的資本結構之間的關系，并進一步檢驗上市公司產權性質對它們之間關系的影響。

二、文獻綜述

Miller（1977）認為破產成本太小遠遠沒有抵消節稅收益的可能。基于此，許多研究試圖量化破產成本，結果表明直接破產成本確實很小（Warner,1977；Weiss，1990）。如果將間接破產成本考慮在內，Andrade和Kaplan（1998）估算的破產成本大約為企業價值的10%到23%。但Molina（2005）認為，包括Altman（1984）、Andrade和Kaplan（1998）、Alderson和Betker（1995）在內的對破產成本的估計都是以已經破產的企業為樣本，這很難令人滿意。為了和負債潛在的稅收收益相比較，事前破產成本應該等于他們估計的事后破產成本乘以破產概率。不僅如此，Molina還考慮了財務杠桿和企業信用評級之間的內生性問題，用企業市場價值和邊際稅率作為工具變量估計財務杠桿對企業信用評級的效應，這樣得到的事前破產成本是在忽視了內生性問題情況下事前破產成本的三倍，可以抵消債務的稅收收益。至此，債務保守得到了部分解釋。此外，企業維持債務保守行為還有以下原因：（1）財務靈活性。企業會通過預存未使用的借貸實力以供將來出現投資機會時使用，保持財務靈活性是企業負債水平較低的原因（Devos等，2012）。（2）產品市場競爭。高財務杠桿企業在搶占產品市場份額中往往處于劣勢，甚至因低財務杠桿、現金充裕的競爭對手采取掠奪性定價的營銷策略陷入財務危機進而退出市場（Brander和Lewis,1986；Bolton和Scharfstein，1990）。所以，維持低債務水平是使企業在激烈的產品市場競爭中立于不敗之地的重要保障。（3）管理者職位鞏固。負債使管理者受到諸如操作規則、補償要求和現金流等方面的行為約束（Jensen和M eckling，1976）。管理者使自身處于內外部公司治理機制之外，和降低企業風險保護自身不可分散的人力資本的動機，使管理者偏好于比最優資本結構更低的財務杠桿（Berger等，1997）。（4）融資約束。在不完全的資本市場中，企業資本結構不僅由企業的資本需求決定，還受到自身籌集資金能力的約束。例如資金供給側對企業信用、聲譽、風險及流動性的要求。因此，來自貸方的信用配給會導致受融資約束企業的財務杠桿比不受融資約束企業的財務杠桿低（Byoun和Xu，2013；Dang，2013），表現為債務保守甚至零債務現象。與國外研究相比，我國學者對債務保守主義現象的研究起步較晚，從非財務利益相關者角度研究債務保守主義之謎的更是罕見。目前有朱武祥等（2002）、陳建梁和王大鵬（2006）分別用理論分析和實證研究方法從產品市場競爭角度得出了與以上國外研究基本一致的結論。張志強和肖淑芳（2009）認為傳統研究低估債務的破產成本、高估債務節稅收益是導致學者們誤以為企業財務杠桿與最優資本結構相比偏低的主要原因。在用實物期權重新定義破產成本和節稅收益后，為債務保守主義之謎提供了一個合理的解釋。與大多數研究從破產成本角度出發不同，李延喜等（2008）的研究結果表明，較少的稅基和稅額優惠是導致企業債務保守的重要原因。黃珍等（2016）則認為，上市公司零杠桿政策選擇受內源融資充分性、權益融資充分性以及融資約束的影響。縱觀國內外文獻可知，盡管現有文獻已經從多角度對企業債務保守進行了解釋，但鮮有實證研究基于隱性契約理論，從非財務利益相關者角度出發。國內相關研究也很少考慮我國特殊的制度差異。本文試圖彌補這方面的不足。

三、理論分析與研究假設

當企業的供應商集中很高時，企業越依賴于少數幾個供應商，企業希望能夠從供應商那里得到技術、能力和資源以最低的成本更快開發新產品（W alter，2003）。企業和供應商之間經常是戰略合作的雙邊關系。在雙邊關系中，供應商生產的產品往往是為下游企業專門定制，這需要供應商投入關系專用性資產。供應商是否對企業投資關系專用性資產，不僅由交易雙方在顯性契約中明確的顯性利益決定，還受隱性契約要求權影響。尤其當供應商集中度越高，供應商越會擔心下游企業破產的可能。但是企業能否持續經營不破產這一隱性契約由于未來的不確定性及簽約成本太高并本能在顯性契約中明確。然而，保守的財務政策能夠減輕供應商對企業的破產預期，向供應商傳遞有能力持續經營不破產的積極信號，是企業吸引供應商投資關系專用性資產的一種可信承諾機制（Kale和Shahrur，2007）。據此，本文提出如下假設：

假設1：供應商集中度越高，企業越可能發生債務保守行為

和許多國家不同，我國特殊的二元所有制結構決定了產權性質是我國學者研究公司財務問題時不容忽視的重要因素。一方面，我國絕大多數的銀行是國有的，并且國有銀行的信貸決策不可避免地要受到政府行政指令的干預。和國有企業相比，非國有上市公司在銀行信貸方面遭到嚴重的“所有制歧視”，不得不采用融資成本更高的權益融資（Brandt和Li，2003；江偉和李斌，2006）。相反，國有企業可以通過與政府“討價還價”獲得廣泛的資金來源。而且，國有企業所有者缺位，委托代理問題突出，內部人控制問題嚴重，管理者對企業違約風險和破產風險的感知程度較民營企業淺。在存在剛性兌付的情況下，內部人利益最大化的財務目標必然導致企業的盲目擴張，大規模舉債。尤其自金融危機以來，國有企業的財務杠桿在不斷上升，而民營企業卻不升反降，信貸資源過多集中于國有企業。另一方面，產權背景的差異決定了國有企業的商業信用更加可靠，對供應商公司的產品需求更加穩定。這歸因于國有企業的高信譽和對公共利益的關心，尤其當供應商丟失了國企這樣的大客戶后很可能陷入財務困境，給包括員工在內的利益相關者帶來不利的結果（Shant anu等，2008））。因此，供應商對國有企業違約、破產的可能性較非國有企業低，供應商也更加有意愿對政治色彩更濃厚的國有企業作特定關系型投資。國有企業不需要像非國有企業那樣通過維持低債務來減輕供應商對企業違約、破產的心理預期。據此，本文提出以下假設：

假設2：相比于國有企業，在非國有企業中客戶集中度對企業債保守行為的影響更加顯著

四、研究設計

（一）樣本選取與數據來源 依據證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》，本文選取滬深兩市制造業上市公司為初始樣本公司，并按以下步驟進行篩選。（1）剔除創業板和中小企業板塊公司。（2）剔除2007-2014年期間被ST的上市公司。（3）為了使樣本具有連續數據，本文剔除2007年以后上市的公司樣本。（4）剔除期間發生重大資產重組、并購的公司。此外，前5大供應商的采購額占上市公司總采購額比率及前5大供應商采購額之和占上市公司總采購的比率來源于上市公司年報，經手工整理獲得。在獲取上述數據后，根據本文研究所需，對它們進行相應合并。為了保證研究的有效性，消除極端值對研究結果的影響。本文剔除了無法獲得采購集中度的樣本觀測值及其他變量缺失的樣本觀測值。并對所涉及的所有連續變量進行了上下1%的winsorize處理。本文采用stata12.0軟件進行數據處理。

（二）變量定義 （1）債務保守行為。我國學者趙蒲和孫愛英（2004）以3個會計年度為一個期間判定上市公司的財務政策。這種靜態的、固定的區分標準判斷一個公司為債務保守公司，則研究期間的所有公司年觀測點為債務保守觀測點，反之為非保守觀測點。但是本文發現很多上市公司的供應商集中度數據不能保證連續多年都會在年報中披露。因此本文不妨分別把公司i在t年賬面杠桿為零（Lev1）、不高于5%（Lev2）和不高于10%（Lev3）的公司年觀測點判定為債務保守公司年觀測點，被解釋變量取值為1，其他為非保守觀測點，被解釋變量取值為0。

（2）供應商集中度。本文首先采用最大供應商的采購金額占年度采購總額的比率（Sup_1）和公司向前五名供應商的采購金額合計占年度總采購額的比率（Sup_5）來衡量供應商集中度。此外本文還仿照（Pat at oukas，2011）的做法變相使用赫芬達爾指數H H I計算供應商集中度。

（3）控制變量。第一，公司規模（Lnsales）。基于融資約束理論預期，小規模公司信譽低，信息不對稱程度高，更可能存在信貸約束，企業規模越大負債融資可能越容易，且與債權人討價還價的能力更強，因此企業的規模與債務保守政策之間存在負相關關系。第二，盈利能力（ROA）。首先，依據優序融資理論理論，盈利能力強的企業首先依靠內部資金而不是外部融資來滿足投資支出。其次，動態資本結構模型也考慮了未來融資需求對資本結構的影響（Goldstein等，2001；Hennessy和W hited，2005）。由于存在資本結構調整成本和逆向選擇成本，預期投資機會多的企業會維持較低債務以避免放棄投資正現值為正的項目或發行新的債務。最后，由于債務的治理效應，為了防止管理者的在職消費和對資金的浪費，盈利能力強的企業將一大部分收益以股利的形式發放給股東而不是還債（DeAngelo和DeAngelo，2006）。綜上，本文預期盈利能力強的企業更可能產生債務保守行為。第三，公司成長性（MTB）。成長性好，風險債務負擔重的企業往往成會有動機放棄投資正現值為正的項目（Myers，1977）。因為投資新項目產生的收益主要歸于債權人，而不是股東。為了減少債務的代理成本和緩解企業的投資不足動機，成長性好的企業會減少債務的發行，降低財務杠桿（Johnson,2003;Dang,2011）。所以，投資不足假說預期成長性和債務保守正相關。第四，有形資產比例（Tangibility）。有形資產比例越高，企業擁有更多可擔保資產，債務融資越容易。此外，企業中的有形資產能夠降低信息不對稱程度，從而降低權益融資成本（H arris和Raviv, 1991）。所以本文預期有形資產比例和債務保守行為負相關。第五，非債務稅盾（NDTS）。與債務利息一樣，非債務稅盾也在稅前抵扣，具有抵稅功能，因此，非債務稅盾與債務稅盾具有替代效應（DeAngel o和M asulis，1980）。非債務稅盾較高的公司，就不需要較高的債務進行抵稅。因此，非債務稅盾與債務保守正相關。

（三）模型構建 為了研究采購集中度對企業債務保守行為的影響，本文建立了模型（1）。為了檢驗產權性質對供應商集中度與企業債務保守之間關系的影響，本文將樣本分成國有企業組和非國有企業組分別用模型（1）回歸。

式中，Conservat i ve表示債務保守，分別以前述的Lev1、Lev2和Lev3作為代理變量。Concentration表示供應商集中度，分別以前述的Sup_1、Sup_5和H H I作為代理變量。各變量定義詳見表1。

表1 變量定義

需要說明的是，為了更加準確的檢驗采購集中度與企業債務保守行為之間的關系，依據證監會2012年修訂的《上市公司行業分類指引》，本文進一步按制造業行業代碼字母C后面的數字進行細分，以此控制行業虛擬變量進行回歸。此外，本文也控制了年度虛擬變量。

五、實證分析

（一）債務保守現象趨勢分析 為了更加直觀的展現我國債務保守現狀及趨勢，本文首先統計了我國上市公司整體從2000-2014債務保守公司年觀測點數目及比例的增長趨勢，如表2所示，在2000年零杠桿公司年觀測點比例僅為4.67%，之后經歷緩慢增長到2007年的6.15%，再迅速增至到近年來的20%左右。其中，2012年零杠桿公司年觀測點比例高達20.38%。這說明我國極端債務保守主義現象越來越突出。此外，本文還分析了賬面杠桿小于5%，賬面杠桿小于10%的樣本觀測值隨年度變化的情況，得出了類似的結論。

表2 樣本觀測值按年度分布情況

（二）描述性統計 從表3中可以看出，賬面杠桿等于0%、不高于5%、不高于10%的公司樣本觀測點占比分別為7.85%、18.14%、26.38%。三個代表供應商集中度的變量均表明各公司的供應商集中度相差比較懸殊。企業規模的對數的均值和中位數分別為21.6675和21.5791，最小值和最大值分別為12.3272和27.1638。說明制造業上市公司的規模普遍較大，但是之間還是存在較大差異。資產報酬率最小為-0.2960，最高達0.2614，說明樣本公司盈利能力稂莠不齊。公司市場價值和賬面價值之比均值為2.1947，最小為0.6837，最大為74.5145，公司成長性方面差距較大。有形資產比例最小為0.0160，最大為0.7020，平均為0.2833.說明樣本上市公司擔保價值高低不一。

（三）回歸分析 如表4所示，在以賬面杠桿等于0定義的債務保守回歸結果中，三個供應商集中度的代理變量Sup_1、Sup_5及H H I均和債務保守在1%水平顯著。當以賬面杠桿不高于5%定義債務保守時，Sup_1、Sup_5及H H I也都和債務保守分別在1%、5%和1%水平顯著。然而當以賬面杠桿不高于10%定義債務保守時，只有Sup_5和H H I和債務保守在10%水平顯著，而沒有發現Sup_1和債務保守之間存在顯著性關系。但總體而言，企業的供應商越集中度越高，企業越容易產生債務保守行為。控制變量中，企業規模、盈利能力、成長性在所有回歸結果中都至少在5%水平顯著，且影響方向與預期一致。而非債務稅盾的回歸系數與預期一致，但大都不顯著，這有可能是債務保守企業的折舊攤銷本身較少。表5報告了不同產權性質下的回歸結果。可以看出，在以賬面杠桿等于0定義債務保守的回歸結果中，國有企業組和非國有企業組Sup_5的回歸系數分別為1.865和1.927，且都在1%水平顯著。而在以賬面杠桿不高于5%和不高于10%定義債務保守的回歸結果中，國有企業組Sup_5的回歸系數均不顯著，而非國有企業的Sup_5的回歸系數均在5%水平顯著。說明相比于國有企業，在非國有企業中供應商集中度對企業債務保守行為的影響更顯著，企業會根據自身的產權背景考慮是否選擇債務保守政策，支持了本文假設2。

表3 主要變量的描述性統計結果

表4 多元線性回歸結果

六、結論

本文從單個非財務利益相關者——供應商的視角，研究供應商集中度與債務保守之間的關系，并進一步檢驗產權性質對它們之間關系的影響。研究發現，供應商集中度越高，企業越可能發生債務保守行為，并且這種關系在非國有企業中較國有企業更加突出。

表5 基于產權性質的回歸結果

［1］陳建梁、王大鵬：《產品市場競爭對企業資本結構的影響》，《管理科學》2006年第5期。

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［3］江偉、李斌：《制度環境,國有產權與銀行差別貸款》，《金融研究》2008年第11期。

［4］李延喜等：《所得稅優惠與中國上市公司的財務保守行為》，《管理科學》2008年第3期。

［5］張志強、肖淑芳：《節稅收益,破產成本與最優資本結構》，《會計研究》2009年第4期。

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（編輯 文 博）