債務融資、股權融資與企業績效
——以我國A股制造業上市公司為例

王浩然 李亞婷 施夢麗 朱輝 （浙江農林大學暨陽學院 浙江諸暨 311800）

一、引言

我國自2001年加入世界貿易組織后，國內工業和制造業在全球化競爭中發展迅速，2010年我國制造業占全球的比重為19.8%，躍升為世界制造大國；2015年我國提出“中國制造2025”，以實現制造業轉型升級，實現中低端向中高端的飛躍。2020年初，突發的新冠肺炎疫情給我國的實體經濟造成了巨大沖擊。相關統計數據表明，我國工業出口交貨值自2020年1月以來較2019年同期下降約1 000億元，社會消費品零售總額較2019年均值下降約4 000億元。受此影響實體經濟資金壓力凸顯，融資需求迫切，相關融資決策會使企業融資結構發生改變，最終會影響后期企業績效。制造業作為國民經濟主體，其融資渠道隨著經濟快速發展、市場經濟不斷完善和投融資體制深入改革而不斷拓展，其融資結構多樣性也會對績效產生影響。

本文以我國A股制造業公司為研究樣本，通過梳理當前學術界已有的研究成果，并結合資本結構理論等提出研究假設，構建融資結構與企業績效的數量模型，從實證角度分析上市公司融資結構與企業績效的相關性，以提高企業籌資效率，合理配置資源，謀求企業價值最大化，為企業制訂相關融資決策提供數據支撐。

二、文獻綜述與研究假設

融資的來源途徑不同，對企業經營績效的影響會存在差異。在債務融資和企業績效的相關性研究中，Salim &Yadav（2012）以馬來西亞地區200多家上市公司為研究對象，通過面板數據分析發現，在成熟的資本市場中，當企業的負債率達到一定程度時，其托賓Q值也會隨之提升。Davydov（2016）引用了中、巴、印、俄等“金磚四國”中700多家上市公司的財務數據，提出了債務融資水平越高、上市公司的經營管理模式和績效水平越能得到有效提升的觀點。Mcconnell＆Servaes（1995）對不同盈利水平的企業的債務融資水平與經營績效之間的關系進行了實證研究分析，發現提高公司的負債率非但不能帶動公司業績的提升，反而會對公司績效產生不利的影響。朱頤和（2021）以新能源上市公司為樣本，研究表明，較高資產負債率會阻礙企業績效的提升。褚玉春（2009）以滬深兩地400多家制造業上市公司7年的財務數據為樣本，實證結果表明公司績效的提升隨著債務融資水平的提升呈現先增后減的趨勢，即資產收益率與資產負債率呈近似倒U形關系。劉玉（2018）等以2010—2016年我國A股制造業的非平衡面板數據進行了實證研究，發現公司的資產負債率與經營績效之間存在明顯非線性關系。根據以上分析，本文提出假設1：

H1：在其他條件保持不變時，債務融資與企業績效呈負相關關系。

企業融資結構中除了債務融資，還包括股權融資。根據制衡機制理論，制衡機制的形成受制于大股東數量的增減。大股東數量增加，管理層與股東之間的制衡就越有可能形成，也就是說隨著公司的控制權分散程度增高，各股東之間的監督也會加強，從而提高企業治理效率和經營績效。在股權融資與企業績效的相關性研究中，Babeau&Berle（1969）通過對中小股東“搭便車”問題的探究，發現股權分散是造成絕大多數中小股東缺乏監督管理層意識和動力的根本原因，換言之，股權集中在少部分大股東手中會起到激勵股東監督管理者的作用，進而提升公司整體績效水平。也有部分學者提出了不同的觀點，如Thomsen＆Pedersen（2000）通過對400多家歐洲大型上市公司樣本數據的計量分析發現，企業績效水平會隨著股權集中度的提高而上升，但當股權集中度達到某臨界值后，企業績效水平會逐漸下降。劉素榮等（2016）通過對2010—2014年創業板上市公司樣本數據的實證研究，提出了股權越集中的企業其經營績效往往越高的觀點。黃方亮等（2018）則基于投資者保護的視角，在分別考慮股權結構對企業績效的內生性與動態性后，發現了股權集中度會對企業績效產生正向激勵作用，但在動態性影響下，股權結構對企業績效的作用力會有所削減。許安娜（2021）以不同產權性質與內部控制質量的企業作為區分，研究發現股權越集中對企業績效越有利。也有部分學者提出了不同觀點，盛術俊等（2022）通過對異質性性股權結構的研究，發現了股權集中度對企業績效的調節效應，即當第一大股東持股比例小于51% 時，二者呈反比關系；當第一大股東持股比例超過了 51% 時，二者呈正比關系。根據以上分析，本文提出假設2：

H2：在其他條件保持不變時，股權融資與企業績效呈負向相關關系。

實施股權融資的公司將所有權關系與管理方法更緊密地聯系起來，這樣所有者和管理者的目標就更為一致，而不僅僅是只為實現個人利益最大化。受到股權激勵的高管會因此增加工作積極性，承擔好經營管理公司的責任，帶領企業實現長期穩定的發展。對于同時實施債務融資來說，我國企業融資的債務成本不受債務數量的影響，公司本身沒有控制債務狀況的權力，債務約束的減少主要取決于公司的外部因素。并且即使融資超過一定價值，債務融資率仍在央行可變利率范圍內，不會存在特別明顯的變化，這樣會造成企業不斷增加債務并從中獲益。基于此，本文提出假設3：

H3：在其他條件保持不變時，股權融資能夠調節債務融資與企業績效的負相關關系。

三、研究設計

（一）樣本與數據來源

本文選取了2015—2019年A股制造業上市公司的財務數據為研究樣本，數據來源于國泰安數據庫（CSMAR）。為保證數據的有效性，我們對數據進行了以下處理：一是剔除了無法獲取完整數據的樣本；二是剔除 ST、*ST 公司樣本股等存在退市風險、不穩定的股票數據。另外對樣本進行了1%的縮尾處理，最終獲得2 227個樣本數據。本文運用SPSS 23.0軟件對樣本進行數據分析。

（二）模型設定與變量定義

本文采用多元回歸分析債務融資、股權融資與企業績效的關系，為驗證債務融資與企業績效相關性設定模型（1） ：

為驗證股權融資與企業績效相關性設定模型（2）：

為驗證假設3設定模型（3）：

上述模型中α為常數項，α—α為回歸系數，ε為隨機誤差項。研究變量的定義見表1。

表1 研究變量的定義

四、實證分析

（一）描述性統計

從表2主要變量的描述性統計結果可以看出，凈資產收益率（ROE）的最小值為-0.5451，最大值為0.2998，兩者差額懸殊，且均值與標準差較小，說明樣本中各企業的財務績效水平普遍偏低且差異化程度高。債務融資率（DRF）方面，企業資產負債率一般控制在40%—60%之間，樣本均值為46.3631，說明樣本總體負債水平較為正常，但標準差偏大，說明不同企業之間存在較大的差異性。股本比率（ER）方面，最小值和最大值分別為2.4838和43.6198，均值為14.1008，較債務融資率差距明顯，說明股權融資并非樣本公司的主流方式。成長性（GROW）的均值為0.1401，標準差為0.2746，表明各企業在成長能力方面存在較大差距但普遍正向發展。股權集中度（TOP1）的最大值與最小值之間差額為59.2051，但均值為31.6183，說明樣本企業股權相對集中。獨立董事比例（INDEP）平均值為39.0717，說明各企業中平均有0.39071的獨立董事，符合證監會關于獨立董事的要求。其余變量的最大最小值、均值等描述性統計數值的分布均在合理范圍之內。

表2 描述性統計結果

（二）相關性分析

為了驗證本文所提出的假設，通過相關分析來逐一衡量各變量之間的相關性及其統計學意義，分析結果如表2所示。債務融資率（DRF）與凈資產收益率（ROE）的相關系數為-0.153，并且在1%的顯著水平上呈負相關關系，假設1得到初步驗證，表明債務融資對凈資產收益有負向作用，凈資產收益率會因為債務融資率的上升而下降。股本比率（ER）與凈資產收益率負相關，系數為-0.196，通過了1%的水平的相關性檢驗，說明隨著股本比例的提升，凈資產收益率會不斷下降，假設2通過初步驗證。控制變量方面，凈資產收益率與成長性（GROW）在1%的顯著水平上呈正相關關系，說明成長性好的企業，其經營績效往往也好。高管持股比例（SP）、股權集中度（TOP1）與凈資產收益率正相關且有1%的顯著性，體現了重視高管持股比例與股權集中度的必要性。此外，各變量之間相關性系數絕對值均低于0.5，說明本文所選取變量之間不存在多重共線性問題，可以作進一步的數據分析。

（三）多元回歸分析

為了進一步驗證本文所提出的假設，對各模型進行多元回歸模型，表 4 列（1）、列（2）、列（3）的回歸結果分別對應前述模型（1）、模型（2）、模型（3）。

在表4回歸結果中，列（1）里的調整R為0.102，說明該模型擬度較好，F值為21.971，在1%的顯著性水平上顯著，表明模型（1）中的解釋變量債務融資率和控制變量能較好地反映被解釋變量凈資產收益率的變動。債務融資率與凈資產收益率的回歸系數為-0.002，在1%的顯著性水平上呈負相關關系，說明債務融資越高的企業，其績效水平往往越低，從而驗證了假設1。企業規模、成長性、存貨周轉率、高管持股比例和股權集中度均與凈資產收益率存在正向顯著水平，說明這五個方面能夠提高企業經營水平。而固定資產比率和獨立董事比例與企業績效顯著負相關，表明二者會導致企業經營水平下降。

表3 相關性分析

表4 回歸結果

列（2）中調整后R為0.071，說明該模型擬度較好，F值為15.182，在1%的顯著性水平上顯著，說明模型（2）中的解釋變量股本比率和控制變量能較好地反映被解釋變量凈資產收益率的變動。股本比率與凈資產收益率的系數為-0.002，在1%的顯著性水平上呈負相關關系，說明股權融資與企業績效呈負相關關系，假設2通過驗證。同時，模型中的控制變量企業規模、企業成長性、存貨周轉率、高管持股比例和股權集中度均與凈資產收益率存在正向顯著水平，說明這五個因素能夠提高企業經營水平。而固定資產比率和獨立董事比例與企業績效顯著負相關，表明二者會導致企業經營水平下降。

列（3）調整后R為0.134，說明該模型擬合度較好，F值為27.485，在1%的水平上顯著，表明模型（3）中的解釋變量和控制變量能較好地反映被解釋變量凈資產收益率的變動。債務融資率與股本比例的交互項在1%的顯著正相關，假設3得以驗證。同時，模型中其他變量與凈資產收益率均呈顯著相關關系。

（四）穩健性檢驗

穩健性檢驗的目的是證明實證結果的可靠性和非隨機性，主要表現在關鍵變量間實證結果的符號與顯著性是否發生改變。為了保證回歸結果的穩健性，通過借鑒現有關于企業績效的文獻，發現總資產收益率和凈資產收益率都可以有效代表企業的績效水平。因此，在基于上述模型（1）至模型（3）的基礎上，改用總資產收益率ROA（凈利潤/平均資產總額）作為企業績效的代理變量，以替換原被解釋變量ROE，進行穩健性檢驗。得到的結果是各解釋變量符號依舊為負，且交乘項符號依舊為負，并且顯著性依然較強，這就說明了債務融資、股權融資都會對企業績效產生負面影響，且股權融資能夠調節債務融資與企業績效的負相關關系。替換后的回歸結果與替換之前的結論基本一致，說明本文的結論具有比較高的穩健性。

五、結論和建議

本文以2015—2019年A股制造業企業為研究對象，探討企業融資結構對企業績效的影響。實證結果顯示，債務融資和股權融資與企業績效呈負向相關關系，而且在其他條件保持不變的情況下，股權融資能夠調節債務融資與企業績效的負相關關系。本文基于上述研究提出如下建議：

第一，優化制造業企業的融資結構，不能過度依賴債務融資或股權融資。一方面，企業應根據自身情況減少債務融資，并加強對企業財務狀況的監督，避免因債務過高而對企業績效造成負面影響，但也要保持一定的外債水平來充分發揮財務杠桿作用與債務的稅盾作用。另一方面，調整股權融資比例、平衡股權結構，為企業營造一個安全的股權融資環境，從而減少企業在市場不穩定時的損失。第二，完善企業內部融資結構，增加自身盈利能力。企業在構建融資結構時應根據自身的實際情況建立適合自身發展的模式，并通過提高自身盈利能力增加留存收益，保證企業對資金的需求。這能夠在一定程度上減少企業對外部融資的需求，使融資成本最小化。第三，建立健全相關制度來為融資結構的合理性提供制度保障。債務融資方面，應建立有效的償債機制，實現經營管理與監督約束相制衡，從而提高債務的強約束作用并有效保護債權人的利益。股權融資方面，鑒于國內上市公司存在股權高集中度的特點，完善企業內部的監督及反饋機制顯得至關重要，企業可以借助股權分置改革，適當降低大股東持股比例，使公司股東之間能夠相互制衡，減少“一股獨大”對企業財務安全與績效的危害。