股權(quán)集中度對上市公司融資約束的影響研究
——基于面板門限模型

劉正偉

一、文獻回顧與研究假設

于佳卉和李旭東（2015）以中小板企業(yè)為研究對象，發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度越高，企業(yè)的融資約束越嚴重，提出了降低股權(quán)集中度緩解融資約束的建議。賀康等（2015）通過對制造業(yè)上市公司進行研究，同樣證實了股權(quán)集中度與融資約束之間的正相關關系。周慧洋（2018）從代理成本出發(fā)，通過對民營企業(yè)的研究提出，股權(quán)集中度的提升有效地降低了民營企業(yè)融資約束。相似地，于文領等（2019）通過實證研究發(fā)現(xiàn)，作為資本密集型的房地產(chǎn)上市公司普遍存在融資約束，且股權(quán)集中程度的提升有助于降低其融資約束水平。

基于以往研究，筆者從代理成本和隧道效應出發(fā)，對股權(quán)集中度和融資約束關系進行分析。當上市公司股權(quán)集中程度較低時，管理層實現(xiàn)對公司的絕對掌控，管理層對私利的追求導致了代理成本的增加，股權(quán)越分散，代理成本越高，加劇了信息不對稱程度，進一步體現(xiàn)在公司的融資約束水平的上升；而隨著股權(quán)集中度的提高，控股股東的出現(xiàn)加強了對管理層的監(jiān)督，代理成本隨著降低，然而如果控股股東持股比例過高，就沒有其他利益主體能對其對上市公司的事實掌控權(quán)產(chǎn)生威脅，隧道效應隨之出現(xiàn)，控股股東可能通過利益輸送手段掏空上市公司，從而大大提升了融資約束水平。因此，筆者認為，融資約束在股權(quán)集中度的極端情形下都可能得到顯著體現(xiàn)，兩者存在著非線性相關關系。并據(jù)此提出假設。

H0：上市公司股權(quán)集中度和融資約束水平具有U型相關關系。

二、研究方法與研究設計

（一）研究方法

面板門限模型。Hansen(1999)首先提出了面板門限模型用于對非線性相關關系的研究，原始模型為：

其中， 為被解釋變量， 為解釋變量， 為指標函數(shù)， 為門限變量， 為門限值。該模型把樣本觀測值根據(jù)未知的門限值 分成了不同區(qū)間，每個區(qū)間內(nèi)，單獨進行線性回歸，從而在整個樣本區(qū)間上完成對非線性關系的估計。

（二）研究設計

1.樣本選取

本文選取了2013年-2019年間A股所有上市公司作為初始研究樣本，在進一步剔除了金融類、ST類和存在缺失觀測值的上市公司后，最終選取2139家公司作為研究樣本，得到了14973個公司—年度觀測值（T=7）的平衡短面板數(shù)據(jù)。所有數(shù)據(jù)均整理自國泰安（CSMAR）數(shù)據(jù)庫。

2.模型設定

（1）變量選取

現(xiàn)有研究較多采用指數(shù)法或投資—現(xiàn)金流法衡量融資約束程度，但因為存在一定的缺陷，其有效性受到較多質(zhì)疑。本文采用認可度較高的現(xiàn)金—現(xiàn)金流法來衡量融資約束：以現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物占期末總資產(chǎn)比重（Cash）作為被解釋變量，以營運產(chǎn)生的現(xiàn)金流凈值占期末總資產(chǎn)比重（Cashreturn）作為主要解釋變量，其系數(shù)衡量了融資約束程度的大小，系數(shù)越大現(xiàn)金持有水平受現(xiàn)金流影響越大，其融資約束也越大。門限變量為第一大股東持股比例（Shrcr1）。控制變量包括：財務杠桿水平（資產(chǎn)負債率Lev）、企業(yè)發(fā)展能力（資產(chǎn)增長率Agrowthrate）、企業(yè)規(guī)模（資產(chǎn)規(guī)模對數(shù)Lnsize）、投資機會（托賓值Q）、企業(yè)盈利能力（權(quán)益報酬率Roe）、年度效應（時間虛擬變量Year）。

（2）模型建立

在Hansen提出的模型基礎上，加入控制變量，構(gòu)建模型：

在這里，Shrcr1作為門限變量的同時，也作為解釋變量納入模型中。

三、實證檢驗

（一）面板數(shù)據(jù)形式選擇

本文選擇了面板門限模型，因此需要對模型選用固定效應還是隨機效應進行Hausman檢驗。因為隨機效應模型比固定效應多了個體異質(zhì)性與解釋變量不相關的約束條件，所以用過度識別檢驗作為穩(wěn)健的Hausman檢驗。檢驗的卡方統(tǒng)計結(jié)果p值為0.000，故強烈拒絕隨機效應的原假設，選用固定效應。

（二）門限效應的檢驗

本文在進行面板門限檢驗及回歸時，選取的樣本網(wǎng)格數(shù)為500，門限分組內(nèi)異常值的去除比例為0.01，自抽樣次數(shù)為1000。

門限效應檢驗的原假設為β1=β2，即不存在門限效應，回歸模型為線性。對數(shù)據(jù)進行門限效應檢驗，單門限檢驗的門限值γ為0.2050，F(xiàn)分布統(tǒng)計量為377.56，p值為0.000，故強烈拒絕無門限效應的原假設，雙門限效應檢驗中第一個門限值與單門限效應檢驗的門限值相同，第二個門限值（0.1998）的F分布統(tǒng)計量為27.03，且95%置信區(qū)間覆蓋了第一個門限值，故選擇單門限模型。

（三）回歸過程及結(jié)果分析

采用雙向固定效應的面板門限回歸結(jié)果如表1中（1）所示。門限值γ的估計值為0.2050，即股權(quán)集中度（第一大股東持股比例）為0.2050是融資約束發(fā)生變化的節(jié)點。從回歸結(jié)果來看，現(xiàn)金流Cashreturn的系數(shù)在股權(quán)集中度處于0至0.2050區(qū)間時顯著為負，這表明營運現(xiàn)金流的增加并沒有讓上市公司增加現(xiàn)金儲備代替外部融資，反而減少了現(xiàn)金持有水平，容易獲得低成本外部融資。因此，上市公司現(xiàn)金流與現(xiàn)金持有水平的負向關系說明了其融資約束得到了緩解，這與本文假設中股權(quán)集中程度較低時，股權(quán)制衡效應大于代理成本效應對公司融資約束有緩解作用相符合。而在股權(quán)集中度大于0.2050時，現(xiàn)金持有水平與現(xiàn)金流呈現(xiàn)顯著正相關，這表明，公司現(xiàn)金流的增加使得公司儲備現(xiàn)金增多代替了高成本的外部融資，其融資約束程度加劇，股權(quán)集中程度較高時，大股東利益輸送能力較強，股權(quán)制衡能力較弱，對上市公司產(chǎn)生不利影響，融資約束程度隨著上升。因此，股權(quán)集中程度與上市公司融資約束存在U型相關關系。

表1 面板門限回歸結(jié)果

四、穩(wěn)健性檢驗

為了對該模型進行穩(wěn)健性檢驗，放松了面板門限模型雙向固定效應的假設，對數(shù)據(jù)進行了穩(wěn)健標準誤下的面板門限回歸，結(jié)果如表2中（2）所示，門限值未發(fā)生變化，解釋變量系數(shù)變化不大且顯著性仍十分高，控制變量整體顯著性較高，因此可認為本文實證結(jié)果較為穩(wěn)健。

五、研究結(jié)論

我國上市公司中普遍存在股權(quán)集中和融資約束問題，本文分析了兩者的內(nèi)在聯(lián)系和作用機制，提出了相關假設，并運用實證研究證實了假設。研究結(jié)果表明：隨著股權(quán)集中程度從低水平開始提升，上市公司融資約束得到緩解，但股權(quán)集中度越過門限值后，隨著股權(quán)集中程度的繼續(xù)升高，上市公司融資約束加劇，兩者整體上存在U型相關關系。