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供给侧改革、公司治理与资本结构

作者:未知

  【摘要】  文章以2012年到2016年我国高能耗上市公司为样本,采用主成分分析法提取了公司治理因子,对平衡面板数据应用固定效用模型进行回归分析,发现公司治理好的企业资产负债率要高,供给侧改革对企业资产负债率有显著影响。股权集中度、流通股比例、未领取薪酬董事比例与资产负债率正相关;管理层权力、高管薪酬与资产负债率显著负相关。
  【关键词】   供给侧改革;公司治理;资本结构
  【中图分类号】  F275  【文献标识码】  A  【文章编号】  1002-5812(2019)04-0032-05
  一、引言
  现代公司制企业所有权和管理权分离,可以大大提高企业的管理效率,但同时也产生了一系列代理问题。已有研究表明,公司治理通过一系列契约可以缓解代理问题。虽然我国资本市场起步较晚,但随着市场化改革的深入,以及加强上市公司治理的规章制度的陆续出台,我国上市公司治理有了很大改善。
  供给侧改革的重要思想是去产能、去库存,减少无效供给,扩大有效供给。供给侧改革对高能耗上市公司是一个重大利好,在此背景下,高能耗上市公司的资本结构情况如何?供给侧改革、公司治理是如何影响资本结构的?本文以经营期满5年的高能耗上市公司为研究对象,基于代理理论,采用因子分析法提取公司治理因子,计算因子总分,对平衡面板数据应用固定效用模型进行回归分析,从而分析供给侧改革、公司治理如何影响资本结构。
  二、文献综述
  我国学者结合我国上市公司情况对公司治理对资本结构的影响进行了大量研究。王娟、杨凤林(2002)认为,控制权集中度对资本结构的影响不显著,不同行业资本结构水平有显著差异。冯根福、马亚军(2004)认为,上市公司高管人员出于自利动机调节公司负债水平,且这种行为与其拥有所有权程度有一定的相关性。肖作平(2005)以公司治理因子作为解释变量,发现公司治理水平高,资产负债率也较高;股权集中度、董事会规模与资产负债率显著负相关;董事会中独立董事比例与资产负债率显著正相关。赵冬青、朱武祥(2006)认为,国有股比例和流通股比例对上市公司资本结构几乎没有影响,第一大股东持股比例与资产负债率显著负相关。汪强、吴世农(2007)认为,公司治理显著影响上市公司的资本结构,控股股东持股比例、总经理持股比例与负债比例显著负相关,A股流通股比例、独立董事比例与负债比例显著正相关。李志军(2011)认为,国有股比例与资本结构显著负相关;资产负债率与行业关系并不显著。张金贵、方小珍(2016)分析了信息技术业上市公司资本结构影响因素,研究认为,股权结构、管理层持股比例、独立董事比例和董事长与总经理兼任情况与资本结构负相关;国有股比例、流通股比例、董事会规模、董事会和监事会会议次数与资本结构正相关。肖明、张静亚、常乐(2016)认为,公司治理薄弱会导致代理成本增加,管理层偏好低负债率,对资本结构调整有负面影响。
  综上可以看出,相关文献主要研究了股权结构、管理层持股、流通股比例、董事会规模、独立董事比例等公司治理因素对资本结构的影响,而关于公司治理总体情况与资本结构关系的研究较少。同时,已有研究表明,资本结构与经济周期有密切关系,资本结构存在行业差异性,为此,本文基于供给侧改革背景,研究公司治理对高能耗企业资本结构的影响。
  三、研究设计
  (一)研究假设
  顾乃康等(2007)认为,宏观经济因素会显著地影响资本结构。供给侧改革,将会减少无效低效的供给,显著提升高能耗行业的景气度,行业基本面将会有较大好转,资产负债率会下降。为此,本文提出以下假设:
  假设1:供给侧改革将会降低资产负债率。
  关于公司治理对资本结构的影响,一种观点认为,公司治理对债务比率有正向影响。肖作平(2005)认为,公司治理水平高的公司具有较高的负债水平。杨鑫、李明辉(2016)认为,公司治理水平与资本结构呈现显著的正相关关系。另一种观点认为,公司治理好的企业,可以降低信息不对称,减少代理成本,从而不用负债来制约管理层的行为。
  委托代理理论认为,管理者与股东效应函数不一致,由于两者间存在信息不对称,使管理者实现自身利益最大化成为了可能。债务条款中有资金使用的限制条款、付息还本日期,债务在一定程度减少了管理层的自由度;负债经营增加的利润由所有者分享,若经营失败公司破产,管理层有失业风险,所以管理者是厌恶负债经营的。因此当公司治理较差时,管理层受到的制约较弱,会努力减少负债的使用;当公司治理较好时,管理者受到的制约较强,资产负债率将会提高。为此,本文提出以下假设:
  假设2:公司治理与资产负债率正相关。
  随着股权分置改革的完成,大部分上市公司流通比例都较高,大股东们较以往更关心企业价值,负债经营能提高公司价值。肖作平(2005),汪强、吴世农(2007),张金贵、方小珍(2016)等发现,流通比例与资本结构正相关。肖作平
  (2005)、赵冬青(2006)认为,我国股权融资成本较低,大股东更乐意进行股权融资,股权集中度与资产负债率负相关。但在全流通时代,与管理者相比,股东风险厌恶程度较低,所以大股东选择的债务水平比管理者要高。同时,随着股权集中度的提高,大股东拥有更多的话语权,股东为了自身的利益会加强对管理层的监督,可以缓解代理问题,减少股东们的“搭便车”行为。我国有些A股上市公司同时发行B股或H股,B股和H股市场的治理规则要高于A股市场,有利于该类公司治理水平的提升。为此提出以下假设:
  假设3:流通股比例与资产负债率正相关。
  假设4:股权集中度与资产负债率正相关。
  假设5:同时发行B股或H股与资产负债率正相关。
  董事会是公司治理机制的核心,董事会的安排对公司治理起着关键作用。董事会规模过大,沟通、协调受到影响,办事效率下降,控制管理层的能力下降。当董事长与总经理两职合一时,决策者与执行者合一,董事长权力集中度更高,董事会的独立性受到影響,公司治理机制作用大打折扣。独立董事和未领取薪酬董事,能够提高董事会的独立性,防止董事会被管理层操纵,提高董事会对管理层的监督。董事会会议越频繁,有更多的机会交换意见,完善公司治理,加强监督管理层,同时频繁的董事会会议也可能是对公司困难的一种反应。为此,本文提出以下假设:   假设6:董事会规模与资产负债率负相关。
  假设7:独立董事比例、未领取薪酬董事比例与资产负债率正相关。
  假设8:董事会会议次数与资本结构正相关。
  传统理论认为,管理层持股可以使经理人与股东目标一致,降低代理成本。但随着管理者持股比例的增加,管理者具有更多选择公司负债政策的自由度,资产负债率可能会下降。Firth(1995)发现,管理者持股比例与负债比率负相关。所以高管权力较大时,资产负债率低。汪强、吴世农(2007),张金贵、方小珍(2016),肖明、张静亚、常乐(2016)的研究都证实了这一观点。高管薪酬是公司激励的重要措施,但当高管薪酬较高时,厌恶负债经营的情绪更强。为此,本文提出以下假设:
  假设9:高管权力与资产负债率负相关。
  假设10:高管薪酬与资产负债率负相关。
  假设11:高管规模与资产负债率正相关。
  独立董事制度与监事会制度并行是我国公司治理结构特有的一种方法。我国监事会是在股东大会领导下,与董事会并列设置,对公司董事、经理等高管履行职责的合法性进行监督,维护公司及股东的合法权益。监事会规模的增加、监事会会议频率的提高,能够在公司治理中发挥作用,降低代理成本。为此,本文提出以下假设:
  假设12:监事会规模与资产负债率正相关。
  假设13:监事会会议次数与资产负债率正相关。
  董事会通常是对已经形成的议案进行讨论和表决,而议案本身的形成和提出,需要专业委员会(审计委员会、战略委员会、提名委员会、薪酬与考核委员会)深入调查、研究与考核,所以专业委员会的设立使董事会的决策更加科学合理,能够加强公司治理,有效规避经理人的机会主义行为。为此,本文提出以下假设:
  假设14:专业委员会个数与资产负债率正相关。
  (二)变量定义
  本文将账面价值计量的资产负债率(ADR)作为资本结构的度量指标,表1是解释变量,国内学者的研究认为,公司规模、盈利能力、成长能力、资产流动性、现金流、资产担保价值、非债务税盾、经营波动性是影响资本结构的因素,所以将这些因素作为控制变量,具体见下页表2。
  (三)实证模型的设计
  对资本结构影响因素的回归分析分为简单回归分析和因子回归分析,因子回归分析能较好地避免共线性问题,同时因子分析法能把多个观测变量转换为少数几个不相关的综合指标,这些综合指标更能反映事物的特征。所以本文借鉴肖作平(2005)因子分析中提取的因子作为解释变量,分析公司治理如何影响资本结构。同时借鉴余怒涛(2009)、张正勇(2013)的观点,将因子分析的总分作为解释变量,来分析公司治理总体情况与资本结构的关系。
  模型1为供给侧改革与公司治理总分为解释变量的回归方程,模型2为供给侧改革与公司治理因子为解释变量的回归方程。其中β1到 β13为解释变量系数,γ1 到γ8为控制变量系数,i 为公司个体(i=1,2,…,349),t为年份(t=2012,…,2016),μit为残差。
  四、实证结果与分析
  (一)样本选择
  本文使用的公司治理数据和控制变量数据均来自国泰安数据库,应用SPSS 1.8进行描述统计与因子分析,应用EVIEWS 8.0进行平衡面板数据回归分析。根据证监会2017年2季度上市公司行业分类结果,高能耗行业主要包括电力热力的生产及供应业,石油加工、炼焦及核燃料加工业,化学原料及化学制品制造业,有色金属冶炼及压延加工业,黑色金属冶炼及压延加工业,非金属矿物制品业。考虑到我国上市公司在上市时有盈余管理情况,选择了经营满5年的上市公司,在此基础上剔除ST和*ST公司,一共选取了349家高能耗上市公司2012年到2016年的数据作为样本。
  (二)描述性統计
  从表3可以看出,高能耗企业的资产负债率较高,均值为49.33%,进一步分析发现,资产负债率有一定的行业差异性,电力热力的生产及供应业的均值为60.48%,石油加工、炼焦及核燃料加工业的均值为50.29%,化学原料及化学制品制造业的均值为42.44%,有色金属冶炼及压延加工业的均值为48.33%,黑色金属冶炼及压延加工业的均值为67.92%,非金属矿物制品业的均值为46.38%。股权结构方面,第一大股东持股比例均值为36.21%,第一到第十大股东持股比例平方和的均值为17.43%,第一大股东持股比例与第二到第五大股东持股比例和之比均值为6.55,流通股比例均值为80.87%,控股股东性质均值为0.55,发行B股或H股均值为0.08,股东大会会议次数均值为3.39,这说明高能耗企业股权集中度较高,流通股比例较高,控股股东为国有的占比为55%,发行外资股情况较少。董事会治理方面,董事会平均人数为8.98人,独立董事比例均值为36.93%,未领取薪酬董事比例均值为22.56%,两职合一均值为0.19,董事长兼任总经理占比不高,董事会年平均会议次数为9.34次。监事会治理方面,监事会平均人数为3.96人,监事会年平均会议次数为0.83次,监事会会议次数较少。管理层治理方面,高管平均人数为6.53人,高管持股比例均值为4.31%,高管年薪自然对数均值为14.09,高管持股比例较以往统计数据要高。平均专业委员会数为3.98个。
  (三)因子分析
  公司治理因子分析的KMO 和 Bartlett 检验中,KMO度量值为0.642,说明样本数据适合做因子分析,Bartlett 的球形度检验卡方值为9 269.898,很大,Sig<0.01,说明公司治理变量间存在着显著的相关性(见表4)。按主成分法提取了12个因子,解释的总方差超过了85%(见下页表5),按Kaiser标准化的正交旋转法,经过7次迭代后收敛,旋转成分矩阵见表6,选用0.5作为解释因子的分割点,因子1显著负载的是第一大股东持股比例、第一到第十大股东持股比例平方和、第一大股东持股比例与第二到第五大股东持股比例和之比,命名为股权集中度;因子2显著负载的是董事会会议次数和股东大会会议次数,命名为决策会议次数;因子3显著负载的是未领取薪酬董事比例和控股股东性质,命名为未领取薪酬董事比例;因子4显著负载的是董事长与总经理兼任情况及高管持股比例,命名为高管权力;因子5显著负载的是董事会规模、独立董事比例,命名为独立董事比例;因子6,命名为流通股比例;因子7,命名为监事会规模;因子8,命名为高管规模;因子9,命名为发行B股或H股;因子10,命名为高管薪酬;因子11,命名为专业委员会数;因子12,命名为监事会会议次数。以各因子的方差贡献率为权重,计算样本公司2012—2016年的公司治理总分,计算公式如下:   (四)回归分析
  对模型1和模型2进行F检验和H检验,根据检验结果确定采用固定效应模型进行线性回归分析,回归结果见下页表7,各模型中调整R方为0.8左右、DW值接近2,回归效果较理想。
  模型1和模型2中,供给侧改革与资产负债率显著负相关,说明供给侧改革改善了高能耗上市公司外部经营环境,提高了企业的盈利能力,降低了企业的资产负债率。模型1中,公司治理总分与资产负债率显著正相关,说明公司治理较好时,管理者的自利行为得到控制,资产负债率提高,与肖作平(2005),杨鑫、李明辉(2016)的分析结果一致。公司治理总分与管理费率、其他应收款占资产比的相关性显著负相关,说明公司治理好,代理成本低,进一步证实了公司治理能控制管理者的自利行为。假设1和假设2得到证实。
  模型2的结果显示了公司治理各因子是如何影响资产负债率的。(1)因子1(股权集中度)与资产负债率显著正相关,因子6(流通股比例)与资产负债率显著正相关,因子9(是否发行B股或H股)与资产负债率正相关但不显著。说明全流通时代,流通股比例和股权集中度的提高,能加强对管理者的监督,假设3和假设4得到证实。因子2(决策会议次数)与资产负债率正相关,但不显著,可能是因为决策会议次数不仅与经营困难有关,也与其他重大经营事项相关。(2)因子5(独立董事比例)与资产负债率正相关,但不显著。可能是因为独立董事比例与董事会规模负相关,独立董事比例对资产负债率正向作用与董事会规模对资产负债率负向作用的结果。因子3(未领取薪酬董事比例)与资产负债率显著正相关,最终控制为国有的公司,未领取薪酬董事比例要高,独立性较强,能提高对管理层自利行为的监督,假设8得到证实。因子4(高管权力)与资产负债率显著负相关。两职合一时董事控制决策权和执行权,说明管理者权力越大,资产负债率越低。同时两职合一与高管持股正相关,假设9得到验证。(3)因子7(监事会规模)与资产负债率正相关,但不显著,因子12(监事会会议次数)与资产负债率负相关但不显著,说明监事会在公司治理中没有起到应有的作用。(4)因子8(高管规模)与资产负债率显著正相关,但加入供给侧改革变量后,相关性不显著。高管人数多,能提高决策的科学性,有利于提升公司治理,但达成一致行动的难度要大,相互之间会形成监督。因子10(高管薪酬)与资产负债率显著负相关,假设10、假设11得到验证。(5)因子11(委员会个数)与资产负债率正相关,但不显著。可能是因为设置在董事会下的专业委员会相关职权受到了董事会的限制。
  (五)稳健性检验
  对回归模型进行了稳健性检验,将控制变量先进行因子分析法提取因子,然后再进行回归,回归结果未发生变化。考虑到资产负债率自相关问题,在两个模型中加入资产负债率一阶滞后项,回归结果未发生变化,仅控制变量的显著性有所提高。
  五、小结
  文章基于代理理论,通过因子分析和平衡面板数据固定效应模型,对供给側改革背景下高能耗上市公司2012—2016年数据进行实证研究,得出如下结论:供给侧改革对资产负债率有显著影响,两者显著负相关;公司治理对资产负债率有显著影响,两者显著正相关;股权集中度、流通股比例、未领取薪酬董事比例与资产负债率显著正相关;决策会议次数、独立董事比例、监事会规模、高管规模、是否发行B股或H股、委员会个数与资产负债率正相关,但不显著;高管权力、高管薪酬与资产负债率显著负相关;监事会会议数与资产负债率负相关,但不显著。X
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