控制權(quán)收益、公司質(zhì)量與融資工具選擇*
——基于再融資管制下的三方博弈分析

劉娥平， 賀 晉， 趙偉捷

一、引 言

截至2012年底，滬深兩市的股票融資總額為49367.11億元，其中再融資額為26456.15億元，占比53.6%。另外，公司債經(jīng)過(guò)短短5年發(fā)展，已為上市公司提供5286.90億元融資；可轉(zhuǎn)債的發(fā)行總額也達(dá)到2051.24億元①資料來(lái)源：Wind數(shù)據(jù)庫(kù)。?？梢?，股票、公司債和可轉(zhuǎn)債這三種再融資方式已經(jīng)成為我國(guó)上市公司的重要融資工具。不同的公司會(huì)選擇什么樣的融資工具，受到的約束有哪些?在融資過(guò)程中，控股股東需要考慮什么問(wèn)題?這都是理論界和實(shí)務(wù)界需要關(guān)注的重要問(wèn)題?；谖覈?guó)上市公司再融資管制背景，本文研究了如下問(wèn)題：在控制權(quán)收益前提下，不同質(zhì)量的公司對(duì)股票、可轉(zhuǎn)債以及公司債等三種融資工具的選擇。得到的結(jié)論是：在當(dāng)前證監(jiān)會(huì)對(duì)股票融資監(jiān)管嚴(yán)格、控股股東追求控制權(quán)收益的經(jīng)濟(jì)環(huán)境下，好公司將選擇發(fā)行股票，中等公司和差公司選擇發(fā)行公司債或者可轉(zhuǎn)債。

本文的主要貢獻(xiàn)在于：(1)構(gòu)建了一個(gè)證監(jiān)會(huì)、控股股東和投資者參與的三方博弈模型，對(duì)上市公司再融資工具選擇進(jìn)行理論分析。相對(duì)于國(guó)內(nèi)的其他研究，本文在理論分析視角上是較新的嘗試。(2)本文重點(diǎn)考慮了控制權(quán)收益等重要前提條件，采用2007—2012年數(shù)據(jù)，對(duì)博弈均衡解進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)，得到的研究結(jié)論更為深刻和穩(wěn)健。(3)本文研究結(jié)果表明，中國(guó)特色的發(fā)審制度超越了市場(chǎng)力量，影響了市場(chǎng)對(duì)資源的配置，造成了我國(guó)公司融資選擇行為同斯坦(Stein，1992)模型所描述的行為相反的結(jié)果。同時(shí)，本研究還找到了政府對(duì)民營(yíng)公司再融資存在歧視的證據(jù)。

本研究余下部分結(jié)構(gòu)安排如下：第二部分為相關(guān)研究評(píng)述，第三部分為融資博弈模型，第四、五部分為實(shí)證分析，最后是研究結(jié)論。

二、相關(guān)研究評(píng)述

20世紀(jì)70年代之后，由于股權(quán)集中程度越來(lái)越高，控股股東與中小股東之間的委托代理問(wèn)題逐漸演變?yōu)楣局卫淼暮诵膯?wèn)題，并對(duì)公司財(cái)務(wù)決策產(chǎn)生了深遠(yuǎn)影響。拉波塔等(La Porta et al.，2000)提出了控制權(quán)私有利益理論，認(rèn)為外部法律環(huán)境是影響投資者保護(hù)的關(guān)鍵因素。在投資者保護(hù)較弱的國(guó)家，大多數(shù)公司存在單個(gè)控制股東，公司的所有權(quán)相對(duì)集中，在控制權(quán)私利的驅(qū)使下，控股股東通過(guò)對(duì)中小股東的利益侵占來(lái)實(shí)現(xiàn)控制權(quán)私利。戴克等(Dyck et al.，2004)認(rèn)為，控制權(quán)私利影響了公司財(cái)務(wù)決策，在控制權(quán)私利的驅(qū)動(dòng)下，獲取并控制更大規(guī)模的資源是控股股東在財(cái)務(wù)決策中要考慮的一個(gè)關(guān)鍵因素?？刂菩再Y源的聚集規(guī)模越大，控股股東越有可能通過(guò)在投融資方面的財(cái)務(wù)決策來(lái)追求控制權(quán)收益。

在我國(guó)，由于歷史和體制原因，尤其是投資者法律保護(hù)不健全，產(chǎn)權(quán)保護(hù)較弱，導(dǎo)致控股股東與中小股東之間的代理沖突嚴(yán)重。李志文等(2003)的研究結(jié)果表明，中國(guó)上市公司配股的真正原因除了成長(zhǎng)需求以外，還可能是“圈錢”。張祥建等(2005)以1998—2002年間的配股公司為樣本，分別從投資效率、大股東資源侵占和非公平關(guān)聯(lián)交易的價(jià)值效應(yīng)三個(gè)方面考察了大股東的掠奪行為，結(jié)果表明股權(quán)再融資之后大股東通過(guò)各種“隧道行為”侵害了中小股東的利益。李小軍等(2010)也發(fā)現(xiàn)，大股東利益侵占是導(dǎo)致中國(guó)上市公司優(yōu)先選擇股權(quán)再融資的根本原因，股東之間的權(quán)力制衡對(duì)公司優(yōu)先選擇股權(quán)融資不具有監(jiān)督作用。

上述文獻(xiàn)幾乎都是從大股東控制權(quán)私利角度解釋了公司偏好股權(quán)融資的原因，而國(guó)內(nèi)外有關(guān)資本市場(chǎng)上不同質(zhì)量公司的融資選擇的研究則非常匱乏。斯坦(Stein，1992)從最大化當(dāng)前股東利益出發(fā)，通過(guò)模型分析，認(rèn)為公司發(fā)行可轉(zhuǎn)換債券是一種后門權(quán)益融資，且市場(chǎng)上存在惟一的無(wú)任何代理成本的分離均衡——好公司選擇債券融資，中等公司選擇可轉(zhuǎn)債融資，差公司選擇發(fā)行股票。但是，他在模型中沒(méi)有考慮大股東與中小股東之間的代理沖突。何佳和夏暉(2005)對(duì)此進(jìn)行了改進(jìn)。他們認(rèn)為，公司為了控制權(quán)收益，斯坦(Stein，1992)模型中的分離均衡并非是惟一解，控制權(quán)利益的存在使得好公司也有動(dòng)力去發(fā)行可轉(zhuǎn)債或股票。但是，他們的博弈模型沒(méi)有考慮政府監(jiān)管對(duì)公司融資行為的影響。

在我國(guó)，為了規(guī)范上市公司再融資，證監(jiān)會(huì)主要通過(guò)設(shè)置“準(zhǔn)入門檻”和審批核準(zhǔn)來(lái)實(shí)施監(jiān)管。2006年5月，證監(jiān)會(huì)出臺(tái)了《上市公司證券發(fā)行管理辦法》，要求增發(fā)與發(fā)行可轉(zhuǎn)債的公司前三年平均凈資產(chǎn)收益率不低于6%；2007年5月30日，證監(jiān)會(huì)頒布了《公司債券發(fā)行試點(diǎn)辦法》，規(guī)定發(fā)行公司債券的公司，最近三個(gè)會(huì)計(jì)年度實(shí)現(xiàn)的年均可分配利潤(rùn)不少于公司債券一年的利息，本次發(fā)行后累計(jì)公司債券余額不超過(guò)最近一期期末凈資產(chǎn)額的40%等條件。盡管2001年以后，再融資發(fā)行審核制度由審批制改為核準(zhǔn)制，但是綜合類證券公司要按照證監(jiān)會(huì)下達(dá)的指標(biāo)數(shù)推薦公司再融資，可見，政府仍然牢牢掌握了再融資的審批權(quán)。

基于政府對(duì)再融資的管制，陳等(Chen et al.，2007)發(fā)現(xiàn)，政府基于會(huì)計(jì)利潤(rùn)設(shè)置的再融資門檻，能夠減少再融資過(guò)程中的逆向選擇問(wèn)題。政府管制的局限也是顯而易見的，比如政府出于穩(wěn)定就業(yè)等非經(jīng)濟(jì)目的照顧國(guó)有公司。蘇等(Su et al.，2009)分析了A股上市公司的配股行為，他們發(fā)現(xiàn)在發(fā)布的配股預(yù)案中，國(guó)有公司的通過(guò)率比民營(yíng)公司高出38%。祝繼高等(2011)發(fā)現(xiàn)證券監(jiān)管部門在公司配股申請(qǐng)中歧視民營(yíng)公司，優(yōu)先照顧國(guó)有公司，而融資后民營(yíng)公司的投資效率高于國(guó)有公司。因而他們認(rèn)為，證券監(jiān)管部門在配股審批中照顧國(guó)有公司，損害了民營(yíng)公司股東利益，影響了資源配置效率。

政府監(jiān)管作為一種外生性的制度因素，在中國(guó)特殊的制度背景下，尤其是正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型的當(dāng)下，政府干預(yù)公司融資更是普遍存在的現(xiàn)象，嚴(yán)重影響了公司的融資行為和市場(chǎng)上資源的配置。因此，研究政府監(jiān)管對(duì)不同類型公司融資選擇的影響具有重大的理論意義和實(shí)踐價(jià)值。本研究結(jié)合中國(guó)的制度背景，采用博弈模型與實(shí)證分析相結(jié)合的方式，分析控制權(quán)利益與政府融資管制對(duì)不同質(zhì)量類型的公司融資選擇行為的影響，以期可以提供政府管制對(duì)公司再融資行為的影響、監(jiān)管政策制定和公司治理研究的理論依據(jù)和經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

三、博弈分析與研究假設(shè)

(一)模型假設(shè)

本研究沿用斯坦(Stein，1992)、何佳和夏暉(2005)的模型框架，并做如下假設(shè)：

第一，按照公司質(zhì)量分類，市場(chǎng)上存在三類公司：好公司、中等公司、差公司，這里的公司質(zhì)量主要是指其盈利能力。這三類公司的資產(chǎn)價(jià)值均為v，且全部是權(quán)益資本，控股股東的持股比例為ω。假設(shè)公司的質(zhì)量服從正態(tài)分布，好公司、中等公司和差公司的數(shù)量比例為m:1:n，即中等公司的數(shù)量多，而好公司和差公司數(shù)量較少。所有公司均有相同機(jī)會(huì)投資某一新項(xiàng)目，投資分為兩個(gè)時(shí)期，在時(shí)刻t=0，公司的投資額為I，均需外部融資，市場(chǎng)上有公司債券、可轉(zhuǎn)換債券和股票等三種融資工具可供選擇。

第二，新項(xiàng)目的可能結(jié)果以及公司收益的概率分布是公司、證監(jiān)會(huì)和外部投資者的共同知識(shí)，但是公司類型是公司的私有信息，外部投資者和證監(jiān)會(huì)要在時(shí)刻t=1時(shí)才知道公司的具體類型。在時(shí)刻t=2，項(xiàng)目終結(jié)，新項(xiàng)目收益的現(xiàn)值有兩個(gè)可能的結(jié)果：好收益I+δ和差收益I-δ，好公司以概率1取得好收益，中等公司取得好收益和差收益的概率分別為p和1-p，差公司取得好收益和差收益的概率分別為q和1-q，其中，q

第三，公司以控股股東收益最大化為融資工具選擇的目標(biāo)?？毓晒蓶|收益(RCS)包括正常的股權(quán)收益(Yhs)和控制權(quán)收益(CT)兩部分，本研究的控股股東收益(RCS)表示如下：

(1)

RCS=Yhs+CT

(2)

其中，E為公司的股權(quán)價(jià)值，g為控股股東的股權(quán)價(jià)值占公司總價(jià)值(包括股票價(jià)值和債券價(jià)值兩部分)的比例，g∈(0,1]，E/V為所有者權(quán)益價(jià)值占公司總價(jià)值的比例，V為公司價(jià)值，c為調(diào)整系數(shù)。

g越小，即1-g越大，則控股股東追求控制權(quán)利益的動(dòng)機(jī)就越大，故1-g同CT成正比。E/V較大時(shí)，公司財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)低，控股股東可利用的自由現(xiàn)金流更多，則控股股東的控制權(quán)利益就較大，故E/V和CT成正比。因?yàn)閂越大，公司現(xiàn)金流越多，則控制權(quán)利益越大，故V和CT成正比。調(diào)整系數(shù)c與資本市場(chǎng)、法律等外在因素有關(guān)，資本市場(chǎng)越發(fā)達(dá)，市場(chǎng)信息越透明，政府部門監(jiān)管越強(qiáng)，則c就越小。

由式(1)、式(2)，好公司發(fā)行債券，其控股股東收益為：

(3)

好公司發(fā)行股票，其控股股東收益為：

(4)

由于可轉(zhuǎn)債在轉(zhuǎn)股前是以債務(wù)形式存在，而債務(wù)具有良好的治理功能，能有效抑制大股東的掏空行為(Kaplan et al.，1994；Gorton et al.，2000)。若好公司發(fā)行可轉(zhuǎn)債融資時(shí)，轉(zhuǎn)股前所有者權(quán)益為a+b；轉(zhuǎn)股后所有者權(quán)益為a+b+I，所以時(shí)刻t=0至?xí)r刻t=2內(nèi)的加權(quán)平均所有者權(quán)益E可表示為a+b+I-ε，其中，0<ε

好公司發(fā)行可轉(zhuǎn)債，其控股股東收益為：

(5)

再融資的三類公司彼此質(zhì)量差異并不大，逆向選擇成本相對(duì)控制權(quán)收益足夠小，故由式(3)、式(4)和式(5)可知，考慮控制權(quán)利益，公司發(fā)行股票后的控股股東收益最大，其次是發(fā)行可轉(zhuǎn)債，最低的是發(fā)行債券。

第四，從時(shí)刻t=0到t=1，證監(jiān)會(huì)可以根據(jù)掌握的信息，能夠以μ的概率對(duì)公司類型做出準(zhǔn)確的判斷，0≤μ≤1，即μ為證監(jiān)會(huì)與公司之間信息的對(duì)稱度，當(dāng)μ越大，則表明證監(jiān)會(huì)與公司之間信息的對(duì)稱程度就越高。但是，投資者在時(shí)刻t=1以前對(duì)公司的信息完全不知。

假設(shè)事件G、M和B分別表示公司的類型為好公司、中等公司和差公司；事件G′、M′和B′分別表示市場(chǎng)上證監(jiān)會(huì)判斷公司類型為好公司、中等公司和差公司，事件S表示證監(jiān)會(huì)批準(zhǔn)公司的融資申請(qǐng)。因此，如果三類公司混同發(fā)行股票，對(duì)于一家好公司，則證監(jiān)會(huì)對(duì)其類型判斷的概率分布為：

(6)

第五，證監(jiān)會(huì)對(duì)上市公司發(fā)行股票和可轉(zhuǎn)換債券實(shí)施融資管制。本研究假設(shè)證監(jiān)會(huì)依據(jù)自身的判斷，按照公司質(zhì)量的高低進(jìn)行審批，優(yōu)先批準(zhǔn)質(zhì)量好的公司的融資申請(qǐng)。若好公司申請(qǐng)股權(quán)融資，通過(guò)證監(jiān)會(huì)批準(zhǔn)的概率記為p(S/G)，則有：

=p(S/G′G)p(G′/G)+p(S/M′G)p(M′/G)+p(S/B′G)p(B′/G)

(7)

第六，公司按照市場(chǎng)期望價(jià)值發(fā)行證券，因此，投資者購(gòu)買證券的期望收益等于投資額I，即證券投資不存在超常的期望收益。投資者投資市場(chǎng)上其他資產(chǎn)的收益也為I*如果不投資，僅持有貨幣，則投資者的收益低于投資額，因此，投資者一定會(huì)選擇投資。，假設(shè)資本市場(chǎng)供需平衡，即只要投資證券的期望收益能夠達(dá)到投資額I，投資者就一定會(huì)購(gòu)買該證券。資本市場(chǎng)上沒(méi)有稅收和交易成本，原有資產(chǎn)與新項(xiàng)目的收益無(wú)關(guān)，公司和投資者的風(fēng)險(xiǎn)偏好均為中性。

本研究將上述融資工具的選擇視為一個(gè)不完全信息的動(dòng)態(tài)博弈。該博弈的參與人集合G={1,2,3}，其中1代表公司，2代表投資者，3代表證監(jiān)會(huì)。自然將公司分為三類，Θ={G,M,B}為公司的類型空間，θ=G，表示公司類型為好公司；θ=M，表示公司類型為中等公司；θ=B，表示公司類型為差公司。該博弈模型的時(shí)序如下：

2)公司了解到θ的取值后，選擇信號(hào)m(θ)∈Μ，這里M={E,CB,D}是公司的行動(dòng)空間，E、CB和D分別表示發(fā)行股票、可轉(zhuǎn)債和債券。

3)證監(jiān)會(huì)觀察到公司發(fā)出的信號(hào)m(θ)后，形成對(duì)公司類型θ推斷，如式(6)所示的后驗(yàn)概率π=p(θ|m)，并選擇行動(dòng)a∈A，A={a0,a1}為證監(jiān)會(huì)的行動(dòng)空間，若證監(jiān)會(huì)批準(zhǔn)，則選擇行動(dòng)a1，若不批準(zhǔn)，則選擇行動(dòng)a0。

4)投資者與公司間信息完全不對(duì)稱，但是知道證監(jiān)會(huì)能夠以概率μ對(duì)公司類型做出準(zhǔn)確的判斷。在公司發(fā)行證券后，投資者選擇行動(dòng)a∈A，這里A={a0,a1}為投資者的行動(dòng)空間，行動(dòng)a1為投資者購(gòu)買證券，行動(dòng)a0為投資者不購(gòu)買證券。

5)對(duì)于給定的θ∈Θ，信號(hào)m∈M，行動(dòng)a∈A，控股股東的支付為a(m,a;θ)，投資者的支付為b(m,a;θ)。投資者的支付b(m,a;θ)的期望值為I。若投資者不購(gòu)買證券，則控股股東的支付為a0，投資者的支付為b0，其中，b0=I，為投資市場(chǎng)上其他項(xiàng)目的收益。

上述融資博弈如圖1所示。

圖1 融資博弈圖

(二)博弈均衡分析

若證監(jiān)會(huì)限定的股票融資規(guī)模為y，假設(shè)y<1，且暫時(shí)假定證監(jiān)會(huì)不批準(zhǔn)公司發(fā)行可轉(zhuǎn)債，故中等公司單獨(dú)發(fā)行股票獲批的概率為y。中等公司發(fā)行債券后的控股股東收益超過(guò)其單獨(dú)發(fā)行股票后的控股股東收益的條件為：

ya8+(1-y)a0

(8)

(9)

(10)

本研究定義函數(shù)fG(μ)為好公司在股票市場(chǎng)上的融資選擇函數(shù)。若y≥fG(μ)，好公司將會(huì)選擇發(fā)行股票，否則好公司將會(huì)選擇發(fā)行公司債，由式(10)可知，fG(μ)是μ的單調(diào)遞減函數(shù)。

(11)

同樣，本研究定義函數(shù)fB(μ)為差公司在股票市場(chǎng)上的融資選擇函數(shù)，由式(11)可知，fB(μ)是μ的單調(diào)遞增函數(shù)。由式(10)、式(11)可知fG(0)>fB(0)，fG(1)

表1 股票市場(chǎng)上融資博弈的均衡結(jié)果

證監(jiān)會(huì)與公司之間的信息對(duì)稱度μ較高，為了方便討論，本研究假定μ>μ0，且證監(jiān)會(huì)對(duì)股票融資的限制滿足fG(μ)≤y

(12)

(13)

(14)

基于這兩個(gè)函數(shù)的單調(diào)性，且由式(13)、(14)可得，LM(0)>LB(0)，LM(1)μ1時(shí)，可轉(zhuǎn)債市場(chǎng)上的博弈均衡如表2所示。

表2 可轉(zhuǎn)債市場(chǎng)上融資博弈的均衡結(jié)果

基于上述博弈分析，在證監(jiān)會(huì)與公司之間的信息對(duì)稱度μ>max(μ0,μ1)的情形下，當(dāng)證監(jiān)會(huì)嚴(yán)格限制股票融資規(guī)模y，差公司和中等公司均可能被驅(qū)逐出股票市場(chǎng)，轉(zhuǎn)而尋求可轉(zhuǎn)債融資。當(dāng)證監(jiān)會(huì)也嚴(yán)格限制可轉(zhuǎn)債的融資規(guī)模z，中等公司也會(huì)被驅(qū)逐出可轉(zhuǎn)債市場(chǎng)，轉(zhuǎn)而發(fā)行債券。這樣，由于證監(jiān)會(huì)對(duì)再融資的管制，大大影響了公司的再融資選擇，可能會(huì)形成好公司選擇發(fā)行股票，中等公司和差公司選擇發(fā)行公司債或者可轉(zhuǎn)債的均衡狀態(tài)。

另外，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)也會(huì)影響上市公司的融資工具選擇。政府往往出于穩(wěn)定就業(yè)等非經(jīng)濟(jì)目的，額外照顧國(guó)有公司，因此，較之民營(yíng)公司，國(guó)有公司的再融資申請(qǐng)更有可能獲得政府批準(zhǔn)。很多學(xué)者提供了多方面的證據(jù)(Su et al.，2009；祝繼高等，2011)，只有質(zhì)量好的民營(yíng)公司再融資申請(qǐng)才有可能獲得政府的批準(zhǔn)，因此，實(shí)施再融資的民營(yíng)公司都是質(zhì)量相對(duì)比較好的公司。故本研究預(yù)期，較之民營(yíng)公司，選擇不同融資工具的國(guó)有公司在質(zhì)量方面的差異更為明顯。

綜上，在證監(jiān)會(huì)嚴(yán)格限制股權(quán)融資的外生制度背景下，本研究做出如下待檢驗(yàn)的假設(shè)：

H1：發(fā)行股票公司的質(zhì)量高于發(fā)行可轉(zhuǎn)債以及公司債的公司的質(zhì)量，而發(fā)行可轉(zhuǎn)債和發(fā)行公司債的公司在質(zhì)量方面可能沒(méi)有顯著性差異。

H2：較之民營(yíng)公司，選擇不同融資工具的國(guó)有公司在質(zhì)量方面的差異更加顯著。

四、樣本選擇、變量描述和模型設(shè)定

(一)樣本選擇

本研究使用2007—2012年滬深兩市公開增發(fā)或配股、發(fā)行可轉(zhuǎn)債和公司債以及做出相應(yīng)發(fā)行預(yù)案的A股公司為初始樣本，采用他們?nèi)谫Y前一年或者發(fā)行預(yù)案的前一年的數(shù)據(jù)。時(shí)間跨度的確定是基于如下兩個(gè)理由：第一，由于2005年開啟的上市公司股權(quán)分置改革直至2007年才基本完成，為了避免股改對(duì)公司融資工具選擇帶來(lái)的影響，本研究沒(méi)有包括2007年以前的樣本。第二，采用不同融資工具的樣本公司的時(shí)間分布應(yīng)該相同，而我國(guó)上市公司在2007年才開始陸續(xù)發(fā)行公司債，因此研究的起始時(shí)間就確定為2007年。并剔除如下樣本：1)金融行業(yè)上市公司；2)數(shù)據(jù)缺損或者無(wú)法獲得數(shù)據(jù)的上市公司；3)為了保證樣本公司可以在這三類融資工具中自由選擇，本研究還剔除了再融資前三年平均凈資產(chǎn)收益率低于6%的公司。

根據(jù)上述原則，本研究共獲得628家實(shí)施再融資以及做出再融資預(yù)案的公司作為有效樣本。其中，發(fā)行可轉(zhuǎn)債以及做出發(fā)行可轉(zhuǎn)債預(yù)案的公司56家，發(fā)行公司債以及做出發(fā)行公司債預(yù)案的上市公司311家，公開增發(fā)、配股以及相關(guān)預(yù)案的上市公司261家。本研究的數(shù)據(jù)主要來(lái)源于CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，再融資預(yù)案數(shù)據(jù)來(lái)源于Wind數(shù)據(jù)庫(kù)，所有數(shù)據(jù)的分析和處理均采用軟件stata11。

(二)變量描述

1.公司質(zhì)量的測(cè)度

衡量上市公司質(zhì)量的指標(biāo)很多，如果僅以某一個(gè)指標(biāo)來(lái)衡量，會(huì)過(guò)于片面，指標(biāo)太多，容易造成舍本求末?；谝蜃臃治龇ㄔ跍y(cè)度公司績(jī)效等方面有著較為廣泛的應(yīng)用(呂長(zhǎng)江等，1999；馮根福等，2001；徐莉萍等，2006)，本研究在綜合財(cái)政部國(guó)有資本金績(jī)效評(píng)價(jià)模型的基礎(chǔ)上，在確保指標(biāo)體系的全面性以及數(shù)據(jù)的可獲得性的前提下，參考相關(guān)文獻(xiàn)，運(yùn)用因子分析來(lái)構(gòu)建測(cè)度公司質(zhì)量的指標(biāo)。本研究選取的13個(gè)指標(biāo)包括四個(gè)方面：盈利能力、償債能力、營(yíng)運(yùn)能力和成長(zhǎng)能力(徐莉萍等，2006；張德平，2002；李善民等，2003)，這些指標(biāo)如表3所示。

表3 因子分析變量定義表

本研究按照因子分析法的步驟進(jìn)行計(jì)算，具體過(guò)程如下：

首先，指標(biāo)處理以及確定因子個(gè)數(shù)、特征值和貢獻(xiàn)率。對(duì)上述13個(gè)指標(biāo)進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，使其均值為0，方差為1，然后進(jìn)行因子分析，本研究選擇特征值超過(guò)1的5個(gè)公因子，它們的方差累積貢獻(xiàn)率達(dá)到70.73%(見表4)。

表4 相關(guān)系數(shù)矩陣的特征值和方差

其次，計(jì)算因子載荷矩陣。對(duì)提取的五個(gè)主因子F1、F2、F3、F4和F5建立因子載荷矩陣，然后對(duì)其結(jié)構(gòu)進(jìn)行調(diào)整，求出方差最大正交旋轉(zhuǎn)矩陣(見表5)。

表5 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

從表5載荷矩陣可以看出，F(xiàn)1在凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)報(bào)酬率和資本收益率上有較高載荷，故F1為盈利能力的因子；F2在市賬比和市盈率上有較高載荷，故F2為市場(chǎng)價(jià)值因子；F3在流動(dòng)資產(chǎn)負(fù)債比、固定資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和利息保障倍數(shù)上有較高的載荷，故F3為償債能力因子；F4在總資產(chǎn)增長(zhǎng)率、固定資產(chǎn)增長(zhǎng)率和營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率上有較高的載荷，故F4為成長(zhǎng)性因子；F5在總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、流動(dòng)資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率上有較高的載荷，故F5為營(yíng)運(yùn)能力因子。

再次，構(gòu)建綜合得分模型并計(jì)算綜合得分。以每一個(gè)公因子的方差貢獻(xiàn)占這五個(gè)公因子方差總貢獻(xiàn)的比例為權(quán)重，計(jì)算出每個(gè)樣本公司的上述5個(gè)因子的綜合得分Score。Score綜合反映了各個(gè)公司質(zhì)量水平的高低，本研究采用Score作為公司質(zhì)量水平的測(cè)度。綜合得分模型的完整表達(dá)如下：

Score=(22.94×F1+15.91×F2+11.58×F3+10.96×F4+9.35×F5)/70.74

(15)

2.控制變量

與以往文獻(xiàn)相同(唐康德等，2006；劉娥平，2006)，本研究控制了如下變量：1)公司規(guī)模(Lnasset)。公司規(guī)模用公司賬面資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)衡量，一般來(lái)說(shuō)，公司規(guī)模越大，越傾向于多元化經(jīng)營(yíng)，從而分散了公司經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)，就更傾向于債務(wù)融資。國(guó)內(nèi)的實(shí)證研究大多都支持我國(guó)上市公司的資本結(jié)構(gòu)同公司規(guī)模正相關(guān)(洪錫熙等，2000；肖作平，2003)，因此，有必要控制公司規(guī)模對(duì)融資選擇行為的影響。2)公司財(cái)務(wù)杠桿(Lev)。按照權(quán)衡理論，當(dāng)公司資產(chǎn)負(fù)債率較高，面臨較大的財(cái)務(wù)危機(jī)成本時(shí)，公司傾向于選擇股權(quán)融資；當(dāng)公司資產(chǎn)負(fù)債率較低時(shí)，因債權(quán)融資的稅盾收益，公司更偏好債權(quán)融資，故本研究在模型中控制了財(cái)務(wù)杠桿Lev對(duì)融資選擇的影響。3)融資規(guī)模(Ismnt)。因信息不對(duì)稱，公司較大的融資規(guī)模會(huì)增加潛在的逆向選擇成本，股權(quán)融資的逆向選擇成本尤為嚴(yán)重，故需要控制融資規(guī)模Ismnt。4)股權(quán)制衡度(EBD)。股權(quán)制衡度可能直接影響到大股東獲取控制權(quán)收益的難易程度，因此，本研究引入股權(quán)制衡度EBD作為融資選擇的控制因素。5)擔(dān)保能力(Ta)。擔(dān)保能力也是影響我國(guó)公司資本結(jié)構(gòu)的重要因素(孫健，2008)，本研究也對(duì)此加以控制。6)年度(Year)和行業(yè)(Industry)。由于樣本的年度跨度較大，行業(yè)分布較為廣泛，因此，需要控制年度和行業(yè)對(duì)公司融資選擇的影響。

(三)模型設(shè)定

本研究同時(shí)采用Logit回歸和Probit回歸來(lái)分析選擇不同融資工具的公司質(zhì)量方面特征，建立如下Logit回歸和Probit回歸分析模型：

(16)

Type為虛擬變量。為了對(duì)選擇這三種融資工具的公司進(jìn)行兩兩對(duì)比，本研究將Type具體分為三個(gè)虛擬變量：Type12、Type13和Type23。同時(shí)，為了降低樣本的極端值帶來(lái)的影響，本研究采用Winsorization的方法對(duì)異常值進(jìn)行處理，對(duì)所有小于1%分位數(shù)或大于99%分位數(shù)的變量，令其值分別等于1%分位數(shù)或99%分位數(shù)。所用到的相關(guān)變量及定義見表6。

表6 變量定義表

五、實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

表7給出了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。從表7可以發(fā)現(xiàn)，無(wú)論是綜合得分(Score)還是市賬比(MB)，發(fā)行股票的公司顯著高于發(fā)行公司債的公司，發(fā)行公司債的公司顯著高于發(fā)行可轉(zhuǎn)債的公司，且單變量的t檢驗(yàn)均通過(guò)了1%的顯著性水平。因此，從單變量檢驗(yàn)來(lái)看，發(fā)行股票公司的質(zhì)量顯著地高于發(fā)行公司債和可轉(zhuǎn)債公司的質(zhì)量，而發(fā)行公司債公司的質(zhì)量顯著高于發(fā)行可轉(zhuǎn)債公司的質(zhì)量。

本研究還按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，將總樣本分為國(guó)有公司和民營(yíng)公司兩組，無(wú)論是綜合得分(Score)還是市賬比(MB)，民營(yíng)公司都顯著地高于國(guó)有公司，且單變量的t檢驗(yàn)都通過(guò)了1%的顯著性水平。從單變量分析來(lái)看，再融資的民營(yíng)公司平均質(zhì)量水平都顯著高于國(guó)有公司，可見，證監(jiān)會(huì)對(duì)民營(yíng)公司再融資的要求高于對(duì)國(guó)有公司再融資的要求。由于公司的融資選擇會(huì)受到多個(gè)因素的影響，為了進(jìn)一步驗(yàn)證單變量分析的結(jié)果，本研究還采用多元回歸分析，考察公司融資選擇的影響因素。

(二)回歸結(jié)果分析

表8給出了假設(shè)1的檢驗(yàn)結(jié)果。

從回歸結(jié)果來(lái)看，無(wú)論是Logit回歸還是Probit回歸，模型的偽R2最小值為0.209，LR chi2最小值為65.62，這表明模型的擬合程度較好。

Type12組Score的系數(shù)為負(fù)，但是在10%的水平上不顯著，因此，在控制了Lev等變量后，本研究沒(méi)有發(fā)現(xiàn)發(fā)行公司債與發(fā)行可轉(zhuǎn)債的公司質(zhì)量方面的差異。Type13和Type23兩組Score的回歸系數(shù)均為負(fù)，且都在1%水平上通過(guò)了顯著性檢驗(yàn)。實(shí)證結(jié)果表明，當(dāng)公司在發(fā)行可轉(zhuǎn)債與股票之間或者在發(fā)行公司債與股票之間做融資選擇時(shí)，公司質(zhì)量越高，就越傾向于發(fā)行股票融資。傳統(tǒng)理論認(rèn)為，當(dāng)信息不對(duì)稱，資本市場(chǎng)通常會(huì)發(fā)生逆向選擇現(xiàn)象。公司都偏好發(fā)行股票融資，類似于“二手車市場(chǎng)”，差公司溢價(jià)發(fā)行股票，而好公司則折價(jià)發(fā)行股票，當(dāng)差公司數(shù)量多，好公司不愿承受較多的折價(jià)時(shí)，則好公司被驅(qū)逐出股票市場(chǎng)，轉(zhuǎn)而選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債或公司債，從而產(chǎn)生逆向選擇現(xiàn)象。證監(jiān)會(huì)在信息對(duì)稱度達(dá)到一定水平的條件下，優(yōu)先批準(zhǔn)好公司(證監(jiān)會(huì)判斷其為“好”公司)的融資申請(qǐng)，從而降低差公司發(fā)行股票的期望收益，迫使差公司放棄發(fā)行股票，轉(zhuǎn)而選擇發(fā)行可轉(zhuǎn)債或公司債，從而緩解了資本市場(chǎng)上因信息不對(duì)稱而引致的逆向選擇問(wèn)題。因此，政府在市場(chǎng)信息對(duì)稱度達(dá)到一定水平下嚴(yán)格限制股票和可轉(zhuǎn)債的發(fā)行規(guī)模，最終使得好公司選擇發(fā)行股票，中等公司和差公司選擇發(fā)行公司債或者可轉(zhuǎn)債，政府監(jiān)管超越了市場(chǎng)力量，對(duì)市場(chǎng)上資源的配置產(chǎn)生了重大影響。

表7 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)

表8 Logit回歸和Probit回歸結(jié)果

在Type12組，財(cái)務(wù)杠桿Lev的系數(shù)不顯著，實(shí)證結(jié)果顯示，再融資前的資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司在可轉(zhuǎn)債與公司債之間的融資選擇沒(méi)有顯著影響。在Type13和Type23兩組，Lev的回歸系數(shù)為負(fù)，均在1%的水平上顯著，這表明，在控制其他因素不變的情況下，財(cái)務(wù)杠桿越高，公司越傾向于選擇發(fā)行股票融資。本研究的結(jié)論同袁衛(wèi)秋等人的觀點(diǎn)一致(唐康德等，2006；劉娥平，2006；袁衛(wèi)秋，2005)。

Type12組Lnasset的系數(shù)不顯著，而Type13和Type23兩組Lnasset的系數(shù)均為正，在1%水平上顯著，這說(shuō)明資產(chǎn)規(guī)模越大的公司越傾向于債務(wù)融資，而資產(chǎn)規(guī)模沒(méi)有對(duì)可轉(zhuǎn)債與公司債之間的融資選擇產(chǎn)生影響。公司規(guī)模越大，抗風(fēng)險(xiǎn)能力越強(qiáng)，發(fā)生財(cái)務(wù)危機(jī)可能性較小，因此，大公司更有能力發(fā)行公司債券和發(fā)行可轉(zhuǎn)債。在Type23組，融資規(guī)模Ismnt的系數(shù)在5%的水平上顯著為負(fù)，說(shuō)明融資規(guī)模越大，較之發(fā)行公司債，公司更傾向于發(fā)行股票;而在Type12和Type13兩組Ismnt的系數(shù)不顯著，故沒(méi)有足夠的證據(jù)證實(shí)融資規(guī)模對(duì)可轉(zhuǎn)債與公司債以及可轉(zhuǎn)債與股票這兩類融資選擇產(chǎn)生影響。另外，本研究沒(méi)有發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡度對(duì)上市公司的融資選擇產(chǎn)生影響的證據(jù)。

根據(jù)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)將樣本分為國(guó)有公司和民營(yíng)公司兩組，采用Logit和Probit回歸，分析在不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下，公司質(zhì)量對(duì)融資工具選擇的影響是否存在差異。表9給出了假設(shè)2的檢驗(yàn)結(jié)果。

表9 分組回歸結(jié)果

國(guó)有公司與民營(yíng)公司分組回歸的結(jié)果差異很大。國(guó)有公司的再融資占了全部再融資很大的比例，因此，國(guó)有公司的Logit和Probit回歸的結(jié)果同總樣本相應(yīng)的回歸結(jié)果非常一致，這表明證監(jiān)會(huì)是按照公司質(zhì)量水平來(lái)審批國(guó)有公司的股權(quán)融資申請(qǐng)，并嚴(yán)格限制了股權(quán)融資的規(guī)模；而民營(yíng)公司組的回歸結(jié)果顯示，變量Score的回歸系數(shù)幾乎都不顯著，這表明民營(yíng)公司的質(zhì)量并沒(méi)有對(duì)融資選擇產(chǎn)生顯著影響。另外，由表7，民營(yíng)公司的質(zhì)量在1%的水平上顯著地高于國(guó)有公司，可見，證監(jiān)會(huì)對(duì)民營(yíng)公司的再融資存在歧視，采用了比國(guó)有公司再融資更為嚴(yán)格的審批標(biāo)準(zhǔn)，只有質(zhì)量好的民營(yíng)公司的再融資申請(qǐng)才能獲得證監(jiān)會(huì)的批準(zhǔn)。民營(yíng)公司總體上都是質(zhì)量較好的公司，因而選擇不同融資方式的民營(yíng)公司之間的質(zhì)量差異不顯著。較之民營(yíng)公司，國(guó)有公司與政府的聯(lián)系更為密切，受到政府照顧的可能性更大，國(guó)有公司的股權(quán)再融資更有可能獲得政府批準(zhǔn)，因此，選擇不同融資工具的國(guó)有公司的質(zhì)量差異更加明顯。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了驗(yàn)證回歸結(jié)果的穩(wěn)健性，本研究選擇市賬比MB作為公司質(zhì)量水平的代理變量(白重恩等，2005；鄭志剛等，2011)，替代因子得分Score，再同樣進(jìn)行Logit和Probit回歸分析，同時(shí)將總樣本按照產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分類為國(guó)有公司和民營(yíng)公司兩組后，再分別對(duì)這兩組進(jìn)行Logit和Probit回歸分析。主要結(jié)論并沒(méi)有發(fā)生實(shí)質(zhì)性改變，公司質(zhì)量、財(cái)務(wù)杠桿、公司規(guī)模均顯著地影響了上市公司對(duì)融資工具的選擇，而且影響的方向與先前的回歸分析結(jié)果一致，因此本文的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

為了降低樣本自選擇問(wèn)題，我們也進(jìn)行了配對(duì)樣本分析。由于可轉(zhuǎn)債的樣本只有56個(gè)，因此，我們按照同行業(yè)、同年度以及資產(chǎn)規(guī)模差異在30%以內(nèi)三個(gè)條件，在發(fā)行公司債的311個(gè)、配股增發(fā)的261個(gè)樣本中選擇符合與發(fā)行可轉(zhuǎn)債的公司配對(duì)的公司，再按照配對(duì)樣本進(jìn)行Logit或Probit回歸，最后的回歸結(jié)果表明，基本結(jié)論仍然沒(méi)有發(fā)生改變。

六、結(jié) 論

本研究結(jié)合我國(guó)特殊的制度背景，通過(guò)模型構(gòu)建與實(shí)證檢驗(yàn)相結(jié)合的方式，考察了再融資管制與控制權(quán)收益對(duì)我國(guó)上市公司融資選擇的影響。研究發(fā)現(xiàn)：

(1)證監(jiān)會(huì)對(duì)股票融資設(shè)置較高的準(zhǔn)入門檻，對(duì)發(fā)行規(guī)模實(shí)施嚴(yán)格的控制，最終將質(zhì)量差的公司驅(qū)逐出股票融資的市場(chǎng)，發(fā)審制度超越了市場(chǎng)，緩解了資本市場(chǎng)上因信息不對(duì)稱而引致的逆向選擇問(wèn)題，同時(shí)也改變了市場(chǎng)上資源的配置。

(2)證監(jiān)會(huì)嚴(yán)格控制可轉(zhuǎn)債的發(fā)行規(guī)模，可能會(huì)將數(shù)量較多的中等公司分離出可轉(zhuǎn)債融資市場(chǎng)，導(dǎo)致可轉(zhuǎn)債市場(chǎng)枯萎，嚴(yán)重影響了可轉(zhuǎn)債市場(chǎng)的壯大和發(fā)展。

(3)民營(yíng)公司在再融資過(guò)程中容易受到歧視。由于國(guó)有公司與政府的聯(lián)系更為密切，政府會(huì)格外照顧國(guó)有公司。在再融資方面，國(guó)有公司比民營(yíng)公司更有可能獲得政府批準(zhǔn)。

基于以上結(jié)論，本研究預(yù)期，證監(jiān)會(huì)放松對(duì)可轉(zhuǎn)債、公司債再融資的監(jiān)管，將有利于進(jìn)一步壯大債券市場(chǎng)的規(guī)模：一方面公司的有效投資需求能被更好滿足；另一方面也為投資者提供更多的選擇，實(shí)現(xiàn)資源的有效配置。另外，本研究發(fā)現(xiàn)民營(yíng)公司在融資過(guò)程中受到不平等待遇，證監(jiān)會(huì)應(yīng)該消除對(duì)民營(yíng)公司的歧視，加大對(duì)民營(yíng)公司的扶持力度，進(jìn)一步為民營(yíng)公司營(yíng)造公平、公開的融資環(huán)境，以便金融體系與實(shí)體經(jīng)濟(jì)更好地銜接。

本研究的理論模型和實(shí)證檢驗(yàn)都較好地解析了存在較強(qiáng)監(jiān)管的中國(guó)特殊背景下的融資工具選擇問(wèn)題，研究結(jié)果表明，政府監(jiān)管改變了市場(chǎng)資源的配置。至于政府管制最終是優(yōu)化了資源配置還是干擾了市場(chǎng)對(duì)資源的配置，有待后續(xù)進(jìn)一步的深入研究。

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