“國家隊”持股與債務融資成本

秦冬梅/ 青島市公共就業和人才服務中心

王曉艷 張詠梅/ 山東科技大學

與個人投資者不同，機構投資者通常投資體量大、投資時間長，并且通常會參與公司的決策，對公司治理產生一定的影響。目前，針對機構投資者對公司治理效應的研究在學術界尚未達成統一，部分研究者認為機構投資者扮演“投機者”角色，追求短期利益，不注重公司長期發展；另一部分研究者則支持“股東積極主義”觀點，認為機構投資者通過參與公司治理、監督董事行動，有效地規范了公司治理?，F有關于機構投資者的研究較多集中于傳統機構投資者，對于具有政府背景的“國家隊”則研究較少。

2015 年股市面臨巨大波動，“國家隊”大量持股，對穩定股票市場起到重要作用［1］。與傳統機構投資者不同，“國家隊”在穩定股票市場之后并未立即退出二級市場，而是選擇長期持有股票以繼續發揮其穩定股票市場的職能?！皣谊牎本哂型顿Y者與監管者雙重職能。截至2022年9月份首個交易日，“國家隊”持股總市值達到約2.4萬億元，投資量仍然較大?，F有研究發現“國家隊”持股可以穩定股票市場［2-3］，并且“國家隊”持股也會對企業的創新投資、企業風險［4］等微觀決策產生影響?，F有研究已經證實傳統機構投資者可以降低企業的債務融資成本［5］，但針對具有政府背景的“國家隊”持股是否會對企業的債務融資成本產生影響，目前尚未展開研究。因此，本文探究“國家隊”持股是否影響企業債務融資成本，以豐富“國家隊”經濟后果研究，并且豐富企業債務融資成本的影響因素研究。

一、文獻綜述

（一）“國家隊”持股經濟后果研究

現有關于“國家隊”持股經濟后果研究可分為兩類，分別是對“國家隊”持股對穩定股票市場的研究以及“國家隊”持股對微觀企業經營決策的研究。在穩定股票市場方面，李志生等研究發現“國家隊”持股可以通過降低噪聲交易、改善信息環境、減少投資者異質性信念等來降低股價波動［2］；王雄元等進一步證實“國家隊”持股可以抑制股價波動性，并且媒體報道可以放大這種作用［3］。在微觀企業經營決策方面，于雪航等研究發現“國家隊”持股可以通過緩解融資約束以及降低委托代理成本來促進企業創新投資［1］；文雯等研究發現“國家隊”持股可以通過約束管理層機會主義行為、提高信息透明度等抑制公司違規行為的發生［4］。

綜上所述，現有關于“國家隊”持股的研究尚處于初級階段，針對微觀企業經營決策的研究有待進一步挖掘。本文基于企業債務融資成本的視角，探究“國家隊”持股對企業的治理效應，以完善現有文獻框架。

（二）債務融資成本影響因素研究

根據融資優序理論，企業會先選擇內源融資，在內部資金無法滿足企業需求時，進行外源融資，為保證股東對公司所有權的控制力以及利用杠桿效應和稅盾效應，部分企業會選擇進行債務融資?，F有研究中關于債務融資成本影響因素可分為兩大類，分別是內部影響因素和外部影響因素。在內部影響因素方面，白雪蓮等研究發現企業金融化會增加企業的經營風險，進而提高債務融資成本［6］；黃容等研究發現高管主動離職會增加債務融資成本［7］；戴進等研究發現員工持股計劃有助于降低企業的債務融資成本［8］。在外部影響因素方面，張國法等研究發現利率市場化可以通過提高企業信貸可獲得性，進而降低企業的債務融資成本［9］；吳贏等研究發現高鐵開通可以提高開通地的銀行競爭水平，進而降低企業的債務融資成本［10］。

綜上所述，現有關于企業債務融資成本已展開廣泛研究，且影響因素涉及面較廣。面對為“救市”而出現的“國家隊”持股，是否會對企業的債務融資成本產生影響，本文將進行研究。

二、理論分析與研究假設

“國家隊”與普通機構投資者有所不同，其具有政府背景。2015年“國家隊”為“救市”開始大量持股，與普通機構投資者不同，“國家隊”為穩定股票市場將長期持有股票，有助于企業長期穩定發展，因此“國家隊”持股具有積極信號傳遞效應。影響債務融資成本的一個重要因素就是信息不對稱，“國家隊”具有較強的信息搜集與處理能力［4］，可以吸引分析師以及其他投資者關注，當企業被國家隊持股之后，分析師會進一步加強理性分析，新聞媒體也會更加深入地挖掘企業的隱藏事件，降低內外部信息不對稱程度；此外，“國家隊”持股可以抑制管理層機會主義行為，降低企業盈余操縱動機，提高信息透明度，改善企業信息環境質量，進而降低企業的債務融資成本。

基于以上分析，本文提出假設：“國家隊”持股有助于降低企業債務融資成本。

三、研究設計

（一）樣本選擇與數據來源

本文以2015—2021 年滬深A 股上市公司作為研究樣本。在初始樣本基礎之上，剔除金融類上市公司數據以及指標缺失的數據，最終得到13 172個公司觀測值。為避免極端值影響，本文除債務融資成本外，對其他變量均進行上下1%縮尾處理。本文研究所用的“國家隊”持股數據來自Choice數據庫，其他數據均來自國泰安數據庫。

（二）變量定義

1.被解釋變量

本文被解釋變量為“國家隊”持股，用以衡量企業因使用債權人資金所需付出的代價［7］。本文借鑒黃曉波等［11］的方法，采用以下兩種方法對債務融資成本進行衡量：（1）債務融資成本=（利息支出+資本化利息支出）/年初年末平均總負債（Cost1）；（2）債務融資成本=（利息支出+資本化利息支出）/年初年末平均帶息負債（Cost2），帶息負債=短期借款+一年內到期非流動負債+長期借款+應付債券+長期應付款。本文采用Cost1進行主回歸分析，采用Cost2 進行穩健性檢驗。為降低噪音，本文借鑒葉德珠等［12］方法，將債務融資成本進行上下5%縮尾處理。

2.解釋變量

本文解釋變量為“國家隊”持股?，F有關于“國家隊”持股多從是否持股與持股比例兩個方面進行研究［2-3］，因此，本文針對“國家隊”持股，采用以下兩種方式衡量：“國家隊”是否持股（Nt），如果“國家隊”持有企業當期股票，則取1，否則取0；“國家隊”持股比例（Np），采用當年年末“國家隊”持股數量與企業總股數的比值進行衡量。

3.控制變量

借鑒黃曉波等、黃容等的研究［11，7］，本文還對其他可能影響債務融資成本的因素進行控制，包括企業規模（Size）、資產負債率（Lev）、兩職合一（Dual）、獨立董事占比（Inp）、有形資產比率（Tang）、成長性（Growth）、凈資產收益率（Roe）、高管薪酬（Wage）、上市年限（Age）等。此外，還對年份和行業進行了控制。

（三）模型設定

為檢驗“國家隊”持股對企業債務融資成本的影響，構建以下模型：

其中，Cost 代表債務融資成本，Nt代表“國家隊”是否持股，Np代表“國家隊”持股比例，i為公司，t為年份，j為控制變量的序號，Con為控制變量，ε為殘差項。如果b1顯著為負，則說明“國家隊”持股會降低企業債務融資成本，假設1成立。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

相關變量的描述性統計結果見表1。債務融資成本Cost1（Cost2）的均值為0.019（0.050），標準差為0.012（0.021），說明不同企業債務融資成本差異較大。Nt均值為0.334，說明有超三分之一的企業被“國家隊”持股；Np均值為0.008，最大值為0.220，標準差為0.018，說明針對不同企業，“國家隊”持股比例差距較大，與文雯等［4］統計結果相似?？刂谱兞康拿枋鲂越y計結果與已有文章類似，因此不再一一贅述。

表1 描述性統計

（二）基準回歸結果

“國家隊”持股對企業債務融資成本的影響結果見表2?？梢园l現，無論采用哪種方式對債務融資成本進行衡量，“國家隊”是否持股（Nt）以及“國家隊”持股比例（Np）與債務融資成本的系數均顯著為負，說明“國家隊”持股均可以顯著降低債務融資成本，并且“國家隊”持股比例越高，對債務融資成本的降低作用越強。假設1得到驗證。

表2 基準回歸檢驗

（三）穩健性檢驗

1.傾向得分匹配法（PSM）

“國家隊”持股與債務融資成本之間可能存在偽相關關系，即具有某些特征的企業可能更容易吸引“國家隊”持股，并且這些特征也有助于企業以較低成本獲得融資，為排除這種可能性，本文采用傾向得分匹配法進行檢驗。按照1∶2無放回最臨近匹配原則，為實驗組匹配控制組樣本，回歸結果如表3列（1）、（2）、（3）、（4）所示。由表中數據可知，在控制了樣本選擇性偏誤問題后，無論采用哪種方式對債務融資成本進行衡量，“國家隊”是否持股（Nt）以及“國家隊”持股比例（Np）與債務融資成本的系數均顯著為負，驗證了本文假設1的準確性。

表3 穩健性檢驗

2.增加控制變量

為排除遺漏變量問題對回歸結果的影響，本文進一步增加了流動比率（Lra）、股權集中度（First）和審計意見類型（Opin），重新對假設1進行檢驗，回歸結果如表3 列（5）、（6）、（7）、（8）所示。由表中數據可知，在增加控制變量后，無論采用哪種方式對債務融資成本進行衡量，“國家隊”是否持股（Nt）以及“國家隊”持股比例（Np）與債務融資成本的系數仍然顯著為負，進一步驗證了本文假設1的準確性。

五、作用機制檢驗

以上研究已經證實“國家隊”持股可以降低債務融資成本，為進一步探究作用機制，本文借助溫忠麟等［13］的方法，探究信息環境質量是否在“國家隊”持股與債務融資成本之間發揮中介效應。

“國家隊”作為以政府為背景的特殊機構投資者，不僅具有傳統機構投資者所具有的專業優勢、資金優勢和信息優勢［14］，而且“國家隊”是長期機構投資者，對于企業穩定發展起到重要作用。“國家隊”可以提高信息透明度，有效地約束管理層機會主義行為，提高企業的信息環境質量，進而降低企業的債務融資成本。本文采用修正Jones 模型計算得出的操控性應計利潤的絕對值來衡量企業信息環境質量（Dac），其絕對值越大，說明企業信息環境質量越差。

具體檢驗步驟為：首先，檢驗“國家隊”持股與債務融資成本之間的關系；其次，檢驗“國家隊”持股與信息環境質量之間的關系；最后，檢驗“國家隊”持股、信息環境質量對債務融資成本的聯合影響。構建如下模型：

如果信息環境質量具有中介效應，則預期（1）式中b1顯著為負，（2）式中a1顯著為負，（3）式中c2顯著為正。其中“國家隊”持股與債務融資成本之間的關系在表2已經得到檢驗，即“國家隊”持股顯著降低企業債務融資成本，此外，由表4 中列（1）和列（2）可知，“國家隊”是否持股（Nt）以及“國家隊”持股比例（Np）與信息環境質量（Dac）之間的關系均顯著為負，說明“國家隊”持股可以提高企業的信息環境質量，并且“國家隊”持股比例越高，信息環境質量越好；由表4 中列（3）、（4）、（5）、（6）可知，無論采用哪種方式對債務融資成本進行衡量，信息環境質量（Dac）與債務融資成本的系數均顯著為正，說明信息環境質量越差，企業債務融資成本越高；“國家隊”是否持股（Nt）以及“國家隊”持股比例（Np）與債務融資成本之間系數為負，說明信息環境質量具有中介效應，即國家隊持股可以通過提高企業的信息環境質量，進而降低企業的債務融資成本。

表4 中介效應檢驗

六、結論

本文以2015—2021年滬深A股上市公司作為研究樣本，探究“國家隊”持股對企業債務融資成本的影響。研究發現“國家隊”持股會顯著降低企業的債務融資成本，該發現說明“國家隊”很好地發揮了投資者與監管者的雙重作用，支持了“股東積極主義”觀點。作用機制為“國家隊”持股通過提高企業的信息環境質量進而降低企業的債務融資成本。該發現支持了“國家隊”持股具有信號傳遞效應，可以抑制管理層機會主義行為，提高企業的信息透明度，有助于企業以較低成本進行籌資。

本文研究結論具有一定的理論意義與實踐意義。理論方面，本文從債務融資成本視角探究“國家隊”持股對企業微觀決策的影響，在豐富“國家隊”持股經濟后果研究的同時，也基于機構持股視角進一步擴充了債務融資成本影響因素研究。實踐方面，首先，要深化市場體制改革，持續發揮“國家隊”的積極作用，在穩定資本市場的同時，通過參與企業經營管理來賦能企業治理；其次，企業要加大對外部投資者的引進力度，在緩解融資約束的同時還可以發揮其監管作用，促進企業良好發展。