金融發(fā)展、銀企關系與企業(yè)債務期限結構

秦社華，湯穎梅

(1.南京工業(yè)職業(yè)技術學院 經(jīng)濟管理學院,江蘇 南京 210023；2.南京農(nóng)業(yè)大學 金融學院，江蘇 南京 210095)

在大部分經(jīng)濟體中，銀行是企業(yè)外部資金的主要來源渠道，所以金融發(fā)展水平對一國經(jīng)濟發(fā)展有著重要的影響。金融市場發(fā)展程度決定了企業(yè)的融資環(huán)境，進而影響企業(yè)的債務期限結構。我國地域廣闊，各地區(qū)所處的地理位置、資源稟賦有較大差異，因此在市場化改革過程中采取了差異化政策，這導致我國不同經(jīng)濟區(qū)的金融市場發(fā)展程度不一致，金融生態(tài)環(huán)境區(qū)域差異較大。東部沿海省份市場化已經(jīng)取得了決定性進展，外資銀行相繼入駐，金融市場競爭激烈，金融市場結構較優(yōu)化；而在中、西部地區(qū)，經(jīng)濟中非市場因素還占有非常重要的地位，金融市場多由國有銀行和全國性股份制銀行占有，經(jīng)濟欠發(fā)達地區(qū)金融市場發(fā)育滯后。由于外部環(huán)境不完善、資源稀缺，許多企業(yè)不能通過正常的途徑獲得發(fā)展所需資金，“關系”這種非正式的經(jīng)濟手段開始起作用，與銀行的特殊關系可以幫助企業(yè)獲取有利的資源配置。因此本文試圖回答如下兩個問題：金融市場發(fā)展程度的不同，是否會導致上市公司的債務期限結構呈現(xiàn)地區(qū)特征？在不同的金融市場環(huán)境下，非市場因素如銀企關系將會對企業(yè)的債務期限結構產(chǎn)生怎樣的影響？基于此，本文以2004—2011年在上海和深圳證券交易所上市的A股上市公司為樣本(剔除金融類上市公司)，以金融發(fā)展水平和銀企關系為解釋變量，對上市公司的債務期限結構進行相關探討。試圖分析金融市場發(fā)展以及銀企關系是如何影響企業(yè)債務結構的，以及金融市場發(fā)展狀況是否影響銀企關系的作用。

一、文獻綜述

許多學者的研究成果認為，在眾多影響企業(yè)債務期限結構的因素中，地區(qū)金融發(fā)展狀況被認為是最重要的外部因素之一。L.Booth、V.Aivazian、Demirguc-Kunt 和V.Maksimovic(2001)[1]考察了發(fā)展中國家影響債務期限結構的各種內外部因素，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的盈利性特征以及資產(chǎn)特征是影響企業(yè)債務期限結構的內部特征，由于不同國家的金融體制相差較大，在研究債務期限結構時，還要結合企業(yè)的外部制度環(huán)境進行深入研究。

Stijn Claessens和Luc Laeven(2003)[2]發(fā)現(xiàn)金融行業(yè)的不斷發(fā)展改善了融資環(huán)境，為企業(yè)完善債務期限結構提供了便利條件，提高了企業(yè)的價值。國內方面，大部分學者認為債務融資約束問題在我國普遍存在。韓廷春等(2010)[3]和江偉(2010)[4]研究認為，地區(qū)法制環(huán)境、金融發(fā)展水平與上市公司獲得的長期債務融資呈負相關關系。譚躍等(2011)[5]研究發(fā)現(xiàn)：隨著金融發(fā)展水平的提高，規(guī)模越大的上市公司其債務融資所占的比例越大。

腐敗和尋租加大了經(jīng)濟成本，阻礙了經(jīng)濟發(fā)展，在經(jīng)濟發(fā)展落后的國家，這種現(xiàn)象更為嚴重。大量的國內外學者開始關注銀企關系對企業(yè)債務結構的影響。Sapienza(2003)[6]分析了不同國家、同一國家不同地區(qū)的數(shù)據(jù)后發(fā)現(xiàn)：銀企關系使企業(yè)獲得價格低廉的貸款。Johnson and Mitton(2003)[7]研究發(fā)現(xiàn)，如果銀行給有關系的公司或者是政治家的朋友發(fā)放貸款，就會收到來自政府的補助。Hutchcroft(1998)[8]發(fā)現(xiàn)菲律賓總統(tǒng)及其親信利用政治優(yōu)勢，從國有銀行獲得了大量的救援貸款和股權注入。羅黨論等(2008)[9]21—28認為當政府對企業(yè)干預越多、金融市場水平不健全的時候，民營上市公司通過建立各種關系，作為對市場不完善的替代保護機制，以獲取企業(yè)成長所需要的各種資源。

二、理論分析與研究假設的提出

(一)金融發(fā)展與企業(yè)債務期限結構

Demirguc-kunt and Maksinovic(1996)[10]方媛(2007)[11]認為隨著我國各地區(qū)金融發(fā)展不斷完善，企業(yè)面臨的融資約束越少，在金融發(fā)育完善的地區(qū)，企業(yè)可能獲得更多的債務融資,所以對上市公司的債務融資來說，我國各地區(qū)金融發(fā)展水平的差距主要體現(xiàn)在以銀行為主導的金融中介發(fā)展的差距上。

然而，金融中介的發(fā)展對上市公司債務期限結構的影響是不確定的。由于短期貸款有利于降低公司的代理成本，股東大會及管理層也更傾向于短期債務融資。Love(2001)[12]703—728的研究發(fā)現(xiàn)，隨著金融市場發(fā)育的完善，企業(yè)面臨的外部融資環(huán)境更寬松，管理層出于降低成本的考慮，更愿意權益融資或短期債務融資。因此，本文提出如下假設：

H1：金融市場發(fā)展程度與長期債務結構呈負相關，金融市場越發(fā)展，企業(yè)長期債務比例越低。

(二)銀企關系與債務期限結構

在處于轉型經(jīng)濟的國家，企業(yè)和銀行的關系對其生存發(fā)展至關重要，和銀行關系密切的企業(yè)可以優(yōu)先獲得各種稀缺資源，如政府合同、財政援助、優(yōu)先獲得貸款、政策保護等。這一非正式的經(jīng)濟手段在轉軌經(jīng)濟中所起到的作用是極其重要的。García-Herrero et al(2005)[13]研究發(fā)現(xiàn)，因短期借款期限短，到期續(xù)借的成本相對較高，因此，一些國有企業(yè)往往利用自己的關系優(yōu)勢去獲取長期借款，以降低企業(yè)的違約風險。綜上所述，銀企關系改變了銀行的決策方式，所以本文提出第二個假設：

H2：銀企關系與長期債務結構呈正相關關系，具有銀企關系的公司長期債務比例高于沒有銀企關系的企業(yè)。

(三)金融發(fā)展、銀企關系與企業(yè)債務期限結構

近幾年來，我國各地區(qū)金融業(yè)發(fā)展突飛猛進，信貸資金分配的市場化程度得到大大的提高。羅黨論等(2008)[9]22—28通過對中國民營企業(yè)的研究發(fā)現(xiàn)，當?shù)胤疆a(chǎn)權保護越差、政府干預越大、金融發(fā)展水平越落后的時候，銀企關系的作用越明顯。Love(2003)認為，金融市場的發(fā)展解決了無銀企關系的上市公司所面臨的融資約束[12]504—533。基于以上分析，本文提出第三個假說：

H3：金融市場的發(fā)展使那些無銀企關系的公司有機會獲得信貸資金，尤其是長期信貸資金。

三、變量的選取、計算與模型設計

(一)金融市場發(fā)展度量

本文選取信貸規(guī)模等六個指標，運用因子分析法測算出不同省份的金融發(fā)展得分。

1.信貸規(guī)模

采用各地區(qū)金融機構年末貸款余額與當年GDP之比作為衡量我國地區(qū)信貸規(guī)模的指標，該比率越大，說明該地區(qū)金融業(yè)越發(fā)達，金融市場發(fā)展水平越高。

2.銀行業(yè)競爭程度

運用樊綱、王小魯和朱恒鵬(2010)[14]55—67的研究，采用銀行業(yè)競爭指數(shù)作為銀行業(yè)競爭程度的替代指標，等于非國有金融機構獲取的存款占全部金融機構獲取存款之比。

3.信貸資金配置的市場化程度

根據(jù)樊綱等(2010)[14]32—40的研究，該指標為非國有企業(yè)獲取的貸款份額在全部銀行貸款中占有的比重。該指數(shù)越大，金融業(yè)市場化程度越高。

4.股票市場發(fā)展程度

本文采用各地區(qū)上市公司總市值占當?shù)谿DP的比重來衡量股票市場發(fā)展程度。上市公司總市值占當?shù)谿DP的比重越大，股票市場發(fā)展得越好，金融發(fā)展程度越高。

5.政府及制度因素

借鑒樊綱、王小魯和朱恒鵬(2010)[14]45—48的做法，用各地區(qū)財政支出占當?shù)谿DP的比重來反映各地區(qū)政府在資源分配方面的市場化程度。因其為逆指標，在進行主因子分析前需進行正向化處理。

6.經(jīng)濟增長因素

采用GDP增長率來反映經(jīng)濟增長因素(EG)。一般來說，GDP增長率越大，經(jīng)濟增長越快，金融發(fā)展越好。

(二)金融發(fā)展水平測度

利用上述6個指標，運用因子分析法算出我國各地區(qū)金融發(fā)展水平的綜合得分，表1為各省、市、自治區(qū)2004—2011年金融發(fā)展水平的平均得分，以該指標作為金融發(fā)展程度的替代變量。(由于樊綱與王小魯(2009)所提供的金融發(fā)展指標截止到2007年，因此2008—2011年的該指標采用2004—2007年之前的平均指標代替。)

表1 各地區(qū)金融市場發(fā)展水平綜合測評情況

說明：數(shù)據(jù)來自《金融統(tǒng)計年鑒》(2004—2011)以及各商業(yè)銀行網(wǎng)站，經(jīng)作者整理得出。

(三)其他變量的選取與說明

1.被解釋變量：長期負債比例(y)表示上市公司債務的期限結構，為長期債務占總負債的比例。

2.解釋變量：

(1)金融發(fā)展水平(FINA)。根據(jù)信貸規(guī)模、銀行業(yè)競爭程度、信貸資金配置的市場化程度、股票市場發(fā)展程度、政府及制度因素、經(jīng)濟增長因素六個變量用因子分析法算出綜合得分。

(2)銀企關系(ACA)借鑒余明桂，潘紅波(2008)的研究用上市公司的董事長或總經(jīng)理是否是現(xiàn)任或前任的政府官員、人大代表或政協(xié)委員來衡量企業(yè)是否具有銀企關系，有銀企關系的賦值為1，否則為0。

(3)實際控制人特征(OWN)。由于國有控股企業(yè)與其他企業(yè)相比，更容易獲得信貸資金，所以本研究采用企業(yè)的控制人性質作為控制變量，國有上市=1，非國有=0。

3.控制變量：

(1)企業(yè)規(guī)模(SIZE)。本文用企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)作為替代指標，預期長期債務占總資產(chǎn)的比重與企業(yè)規(guī)模正相關。

(2)盈利能力(PRO)。采用總資產(chǎn)收益率來衡量盈利能力。

(3)成長性(GROW)。以主營業(yè)務收入的增長率作為衡量公司成長性的指標。

(4)資產(chǎn)擔保價值(ASS)。本文以固定資產(chǎn)和存貨占總資產(chǎn)的比例為資產(chǎn)擔保價值的衡量指標。

(5)無形資產(chǎn)比重(TAR)。以企業(yè)年末無形資產(chǎn)占總資產(chǎn)之比作為替代指標。

(6)行業(yè)。D1：當樣本為制造業(yè)時取值為1，否則為0；D2：當樣本為房地產(chǎn)業(yè)時取值為1，否則為0；D3：當樣本為綜合產(chǎn)業(yè)時取值為1，否則為0。

(四)數(shù)據(jù)來源

本文以2004—2011年在上海和深圳證券交易所上市的A股上市公司(剔除金融類上市公司)為樣本，在選取樣本時，我們剔除了ST、PT類上市公司和財務數(shù)據(jù)異常與財務數(shù)據(jù)缺失的上市公司。

數(shù)據(jù)來源：1.色諾芬數(shù)據(jù)庫；2.各上市公司年報來自新浪網(wǎng)財經(jīng)頻道；3.《中國金融年鑒》；4.《中國統(tǒng)計年鑒》；5.《中國市場化指數(shù)》；6.各銀行網(wǎng)站。

(五)模型設計

為了驗證上述假說，本文建立如下多元回歸模型：

y=β0DWN+β1SIZE+β2ACA+β3FINA*ACA+β4DWN+β5SIZE+β6PRO+β7GROW+β8ASS+β9TAR+β10D1+β11D2+β12D3+μ

其中：β0為常數(shù)項；β1—β12為回歸系數(shù)；μ為殘差項。

四、實證分析

(一)樣本的描述性統(tǒng)計

表2列示了相關變量的描述性統(tǒng)計結果。從表3中可以看出：金融市場發(fā)展程度最大值為2.168，最小值為-1.85，標準差為0.685，說明不同地區(qū)金融市場發(fā)展水平差異較大。 長期債務占總資產(chǎn)的比例最大值0.879，而最小值為0.000 3，標準差為0.685，說明不同企業(yè)之間的債務結構相差較大。

表2 變量描述性統(tǒng)計

說明：數(shù)據(jù)來自國家統(tǒng)計局網(wǎng)站、《金融統(tǒng)計年鑒》(2004—2011)以及《中國市場化指數(shù):各地區(qū)市場化相對進程2009年報告》，經(jīng)作者整理得出。

(二)回歸分析

表3列示了模型的回歸結果?；貧w結果表明，F(xiàn)值為102.98，顯著性水平為1%，說明模型整體的擬合度較好；調整后的R2為0.212 6，說明自變量的選擇較恰當。金融發(fā)展程度與長期債務比例呈負相關，并且在1%的水平上顯著，這說明金融市場發(fā)展水平影響了企業(yè)的債務期限結構，即區(qū)域的金融市場發(fā)展的不均衡對企業(yè)長期借款的可獲性影響不同，金融市場發(fā)展越完善，銀行的內部風險管理制度相對完善，對于風險控制更為重視，會降低信貸資金在總資金中的比重，因此企業(yè)的長期債務比例越低，這一結論與假說H1一致，假說1得到驗證。

銀企關系與長期債務比例之間呈顯著的正相關關系，并且在10%的水平上通過了顯著性檢驗，這說明具有特殊的銀企關系為企業(yè)獲得長期貸款提供了優(yōu)先條件，所以具有銀企關系的企業(yè)可以獲得更多的長期貸款，假說2得到驗證。

金融發(fā)展水平與銀企關系的交叉項與長期債務比例呈負相關關系，并且在10%的水平上通過了顯著性檢驗。這說明在金融市場發(fā)育較好的地區(qū)，銀企關系對長期債務比例的影響下降，即金融發(fā)展水平削弱了銀企關系的作用，改變了融資約束，使企業(yè)可以通過正常渠道獲得需要的貸款，假說3得到驗證。

表3 模型回歸結果

注：1)、2)和3)分別表示在1%、5%和10%水平上顯著。

說明：運用stata 11.0對面板數(shù)據(jù)進行回歸得出。

在控制變量中，實際控制人屬性、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)擔保價值、房地產(chǎn)業(yè)行業(yè)屬性與企業(yè)的長期債務資金占總資金的比例之間呈顯著的正相關關系，分別在10%和1%的水平上通過檢驗，研究結果表明國有上市公司比較容易獲得長期貸款；而公司的規(guī)模越大、實力越強長期債務比例越高；無形資產(chǎn)比重與長期債務比例呈負相關關系，說明無形資產(chǎn)比重越大的企業(yè)，可供抵押的資產(chǎn)比例相對較小，獲得長期借款相對更難。

五、研究結論與對策建議

本文以2004—2011年在上海和深圳證券交易所上市的A股上市公司為樣本(剔除金融類上市公司)，對金融市場發(fā)展水平、銀企關系與企業(yè)債務期限結構之間的關系進行了實證檢驗，研究結果表明：(1)金融發(fā)展水平與長期債務比例呈負相關關系，即金融發(fā)展水平越高，長期債務在總債務中的比重越低，因為金融市場發(fā)展程度越完善，銀行風險控制體系越健全，對風險較大的長期信貸資金控制的越嚴格；(2)銀企關系與長期債務比例呈正相關關系，即高管的政治背景越強，企業(yè)獲得長期貸款的比重越高，因為在中國的關系型社會，關系可以打破原有的融資約束，為企業(yè)帶來更多的長期貸款資源；(3)金融市場發(fā)展改變了銀企關系的作用，在金融市場不完善的地區(qū)，銀企關系發(fā)揮著重要作用，幫助企業(yè)獲得長期貸款，而完善的金融市場削弱了銀企關系的作用，使企業(yè)通過外部金融市場的正常渠道的途徑獲得生產(chǎn)所需要的資金。

由于政策與現(xiàn)實等方面的原因，金融市場發(fā)展的地區(qū)區(qū)域差異還將在一定范圍內存在，金融生態(tài)環(huán)境的差異使我國企業(yè)面臨著不同的融資約束，限制了部分企業(yè)的發(fā)展，因此，如何采取相應措施促進金融業(yè)落后地區(qū)金融市場的健康發(fā)展，是擺在我們面前的一個急需解決的課題，故提出以下建議：(1)政府制定相關政策，扶持落后地區(qū)金融業(yè)發(fā)展，為企業(yè)融資提供良好的外部環(huán)境；(2)鼓勵外資銀行進入，減少地區(qū)性商業(yè)銀行跨區(qū)經(jīng)營面臨的制度障礙，實現(xiàn)金融業(yè)的市場化，減少企業(yè)的融資約束，促進經(jīng)濟健康發(fā)展。

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