黃博文,馬永軍,劉暢

(湖南工業(yè)大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易學(xué)院，湖南 株洲 412007)

經(jīng)濟(jì)運(yùn)行平穩(wěn)是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的保障。每個經(jīng)濟(jì)主體，尤其是大型企業(yè)或跨國公司，在從事商業(yè)投資、戰(zhàn)略發(fā)展、經(jīng)營活動中，面臨著各種不確定性預(yù)期，從而產(chǎn)生風(fēng)險承擔(dān)。企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提高往往意味著股東財富的增加和企業(yè)績效的改善。因此，企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平、尤其是企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的影響因素研究備受國內(nèi)外經(jīng)濟(jì)學(xué)者的關(guān)注。就目前對風(fēng)險承擔(dān)研究來看，內(nèi)部治理機(jī)制的相關(guān)研究更為豐富深入，相較之下外部治理機(jī)制的研究有明顯的不充分，其中關(guān)于企業(yè)負(fù)債與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的關(guān)系研究上存在較大的爭議。因此，本文將從外部治理機(jī)制中的因債務(wù)融資所造成的債權(quán)人治理出發(fā)，通過理論分析債權(quán)人與股東之間的委托代理沖突，深入探討負(fù)債對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響機(jī)制，并利用上市公司面板數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。在此基礎(chǔ)上，還會考慮高管激勵、獨(dú)立董事在其中發(fā)揮的調(diào)節(jié)作用。

一、理論分析與研究假設(shè)

在負(fù)債水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的相關(guān)性研究中，目前存在兩大對立性假說：一是財務(wù)危機(jī)理論，即企業(yè)可能由于債臺高筑，管理者心系自身職業(yè)生涯發(fā)展，不愿出現(xiàn)資不抵債的破產(chǎn)危機(jī)以及喪失企業(yè)的控制權(quán)，從而選擇謹(jǐn)慎的項(xiàng)目決策，進(jìn)而使企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平趨于平穩(wěn)狀態(tài)[1]；二是資產(chǎn)替代理論。由于現(xiàn)今商法中的公司有限責(zé)任制度，企業(yè)經(jīng)營管理者利用公司資源，通過高風(fēng)險高收益項(xiàng)目，促使企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)的上升，進(jìn)而侵害債權(quán)人的債權(quán)合法權(quán)益[2]。資產(chǎn)替代勢必會帶來企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的上升，因?yàn)楣芾碚弑е稒C(jī)僥幸的心理，利用有限責(zé)任制的法律漏洞來侵蝕債權(quán)人利益，投資決策成功則為公司和個人帶來大量收益，投資決策失敗則將損失轉(zhuǎn)嫁于債權(quán)人。盡管管理者在這一情況下是處于有利地位的，但是基于財務(wù)危機(jī)理論，管理者同樣出于自身前途發(fā)展考慮，并不希望看到公司出現(xiàn)資不抵債的破產(chǎn)危機(jī)，從而更愿意選擇保守穩(wěn)健的投資決策[3]。此外大多數(shù)債權(quán)人，如銀行(存款人的受托方)也會通過一系列限制性條款的簽訂防范負(fù)債企業(yè)的高風(fēng)險承擔(dān)行為[4]。

因此管理者對高低風(fēng)險承擔(dān)的選擇的成因來自于債務(wù)的影響，而債務(wù)量的大小又決定著內(nèi)部現(xiàn)金流量減少數(shù)額以及外部債權(quán)人的反應(yīng)行為，同時管理人風(fēng)險承擔(dān)行為的心理也會受到債務(wù)的干擾，因此債務(wù)水平對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是可能存在“區(qū)間效應(yīng)”的。當(dāng)負(fù)債比例較大時，更容易出現(xiàn)資產(chǎn)替代問題。此時如果管理者利用有限責(zé)任制度損害債權(quán)人，得到的利益會相較于負(fù)債水平低時更大，從而會產(chǎn)生更大的誘惑動機(jī)；同時債務(wù)本身具有還本付息的天然屬性，高水平債務(wù)下的企業(yè)資不抵債的破產(chǎn)可能性更高，管理者在投資決策上的保守可能并不能為企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)帶來明顯有利的幫助，反之利用高風(fēng)險高收益的項(xiàng)目決策還可能使企業(yè)“起死回生”，性格激進(jìn)的管理者則更為尤甚；當(dāng)企業(yè)債務(wù)處于較低水平時，管理者對債權(quán)人的侵害動機(jī)也會相應(yīng)減小，債務(wù)壓迫所帶來的企業(yè)破產(chǎn)可能性也比較低，此時管理者所做出的投資決策會更為理性謹(jǐn)慎，這是有助于資產(chǎn)替代問題的緩解。但管理者為了避免企業(yè)進(jìn)入高風(fēng)險水平，避免債務(wù)危機(jī)，同時出于自身職業(yè)生涯考慮，管理者更傾向于選擇偏向保守的發(fā)展策略，以保持企業(yè)運(yùn)營的平穩(wěn)，因而較可能出現(xiàn)財務(wù)危機(jī)效應(yīng)，風(fēng)險承擔(dān)水平也難以提高。

基于上述分析，提出本文核心假設(shè)：負(fù)債水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的相關(guān)關(guān)系呈現(xiàn)正“U”型。

二、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本與數(shù)據(jù)

本文運(yùn)用五年的數(shù)據(jù)滾動取值計(jì)算企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平。樣本來源于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫的2009年至2016年滬深A(yù)股的上市公司，剔除了非金融類公司和ST類公司(因?yàn)檫@類企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)存在異質(zhì)性)，同時剔除了存在缺失值的樣本數(shù)據(jù)和負(fù)債比例為0的企業(yè)，以及不能滿足運(yùn)用五年數(shù)據(jù)計(jì)算指標(biāo)的公司樣本，最終得到了9 949個樣本觀測值。

(二)變量說明和模型設(shè)計(jì)

為了檢驗(yàn)本文的假設(shè)采用模型(1)(2)進(jìn)行檢驗(yàn)：

RTit=β0+β1debtit+∑Contro1+εit

(1)

RTit=β0+β1debtit+β2debtit2+∑Contro1+εit

(2)

debt為企業(yè)的負(fù)債水平，表示企業(yè)短期負(fù)債、長期負(fù)債及一年內(nèi)到期的非流動性負(fù)債之和與期末總資產(chǎn)的比率衡量，debt2為debt的二次項(xiàng)回歸。RT表示企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平，采用盈利的波動性以衡量企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)水平，因?yàn)槠髽I(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平能造成企業(yè)未來現(xiàn)金流入的不確定性增加。值得注意的是，理論上采用凈資產(chǎn)收益率(ROE)作為企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)計(jì)算的基準(zhǔn)更能準(zhǔn)確反映企業(yè)的風(fēng)險承擔(dān)，但因證監(jiān)會有明確規(guī)定，上市公司增發(fā)股票時凈資產(chǎn)收益率需達(dá)到6%，導(dǎo)致這一指標(biāo)被操控的可能性較大，所以本文采用總資產(chǎn)收益率(ROA)作為指標(biāo)的計(jì)算基準(zhǔn)。∑Control為模型中的控制變量。β0為常數(shù)項(xiàng)，β1為一次項(xiàng)系數(shù)，β2為二次線系數(shù)，εit為殘差項(xiàng)，i為企業(yè)個體，t為樣本年度。

本文采取兩種計(jì)量方法對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平進(jìn)行定義。

第一種方法是對企業(yè)總資產(chǎn)收益率(ROA)的樣本進(jìn)行行業(yè)均值調(diào)整處理得到調(diào)整后的總資產(chǎn)收益率(ADJ_ROA)，然后再結(jié)合前兩年和后兩年的指標(biāo)計(jì)算出當(dāng)年的總資產(chǎn)收益率(ROA)的標(biāo)準(zhǔn)差，因此該指標(biāo)的計(jì)算運(yùn)用了樣本公司2007年至2018年的數(shù)據(jù)，滾動計(jì)算得出2009年至2016年的數(shù)據(jù)。計(jì)算公式具體如下：

(3)

其中i為企業(yè)個體，N為滾動計(jì)算周期，此處為5年滾動計(jì)算，

第二種方法采用每個公司樣本五年內(nèi)最大的與最小的行業(yè)調(diào)整總資產(chǎn)收益率(ROA)的差額表示風(fēng)險承擔(dān)，計(jì)算方法如下：

RT2=MAX(ADJ_ROA)-MIN(ADJ_ROA)

(4)

控制變量為以下影響企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的因素：企業(yè)規(guī)模(size)，定義為期末總資產(chǎn)的自然對數(shù)；財務(wù)杠桿率(leverage)，定義為期末總負(fù)債減去短期負(fù)責(zé)、長期負(fù)債與一年內(nèi)到期的非流動性負(fù)債之和，再除以期末總資產(chǎn)；企業(yè)成長性(grow)，定義為營業(yè)收入增長率；成立年限(age)，定義為企業(yè)成立年限加1后取自然對數(shù)，即ln(1+成立年限)；公司績效(perf)，定義為企業(yè)上年度息稅前利潤與年末總資產(chǎn)的比率；投資機(jī)會(TQ)，定義為托賓Q的算法，運(yùn)用流通股市值與非流通股份的凈資產(chǎn)之和除以年末總資產(chǎn)，本文采用虛擬變量表示，TQ值在中位數(shù)以上取1，否則為0。

另因本文后部分通過分組研究不同因素對模型系數(shù)的影響，因此增加了兩個今年來的熱點(diǎn)影響因素高管持股(hold)和法律背景的獨(dú)立董事(law)。為便于分組都采取啞變量形式表達(dá)：若公司高管持有股份為1，反之為0；若公司董事會中存在法律背景的獨(dú)立董事為1，反之為0。

(三)描述性統(tǒng)計(jì)

本文對公司層面的連續(xù)變量樣本進(jìn)行了1%的Winsorize縮尾處理，將分位數(shù)處于1%—99%之外的觀測值進(jìn)行了分位數(shù)替換，用以減少異常值對實(shí)證結(jié)果的干擾。從表1中看出，風(fēng)險承擔(dān)RT1和RT2均值分別為0.044和0.093，方差分別為0.080和0.148；負(fù)債水平debt均值為0.237，方差為0.161?；咎幱诤侠砣≈捣秶?，無異常數(shù)據(jù)現(xiàn)象。VIF方差膨脹因子均值為1.23，說明變量之間幾乎不存在多重共線性影響。見表1、表2

表1 描述性統(tǒng)計(jì)

表2 方差膨脹因子

三、實(shí)證分析

(一)基準(zhǔn)回歸分析

表3中(1)(3)(5)(7)列是負(fù)債水平的一次項(xiàng)回歸，其影響系數(shù)分別為0.120、0.218、0.0922、0.156，并通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明負(fù)債水平對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)產(chǎn)生了顯著的正向影響；F值為526.8、543.5、97.56、95.71，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明自變量聯(lián)合起來對因變量的影響是顯著的；可決系數(shù)(R2/R2-overall)分別為0.271、0.277、0.229、0.233，表明模型整體擬合較好。表3中(2)(4)(6)(8)列是負(fù)債水平的二次項(xiàng)回歸，其二次項(xiàng)影響系數(shù)分別為0.419、0.760、0.173、0.312，并通過了1%的顯著性水平檢驗(yàn)，表明負(fù)債水平與風(fēng)險承擔(dān)水平是呈現(xiàn)正“U”型相關(guān)關(guān)系；F值為527.6、540.7、94.91、93.17，且通過了1%水平的顯著性檢驗(yàn)，表明變量聯(lián)合起來對因變量的影響是顯著的；可決系數(shù)(R2/R2-overall)分別為0.298、0.303、0.246、0.248，表明模型整體擬合較好。另外，在控制變量方面，財務(wù)杠桿率、成立年限、投資機(jī)會、企業(yè)成長性的影響系數(shù)均為正數(shù)，且能在相應(yīng)的顯著性水平上通過，說明該變量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有促進(jìn)作用；企業(yè)規(guī)模和企業(yè)績效的影響系數(shù)為負(fù)數(shù)，且能在相應(yīng)顯著性水平上通過，說明該變量對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)具有抑制作用。

綜合以上結(jié)果，可以認(rèn)定負(fù)債水平對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平之間呈現(xiàn)正“U”型相關(guān)關(guān)系，即假設(shè)成立。

表3 負(fù)債水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)

(二) 進(jìn)一步研究

1.股權(quán)激勵對負(fù)債水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)關(guān)系的影響

將樣本按照高管持股情況進(jìn)行分組，分為有高管持股和無高管持股兩組，后進(jìn)行面板固定效應(yīng)回歸，其中(1)(3)(5)(7)列為高管持股組，剩余為相應(yīng)對照組(見表4)。表4中可以發(fā)現(xiàn)，一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的系數(shù)為正數(shù)，且普遍都能在10%的顯著性水平下通過，即無論高管持股情況如何，負(fù)債水平與風(fēng)險承擔(dān)依舊保持著正“U”型關(guān)系。比對分組回歸中一次項(xiàng)和二次項(xiàng)的大小發(fā)現(xiàn)，有高管持股的分組的系數(shù)均大于無高管持股的分組，說明高管的財富一旦與公司價值進(jìn)行掛鉤，在面對負(fù)債比例的持續(xù)上升時，表現(xiàn)出了顯著的風(fēng)險規(guī)避現(xiàn)象，使高管更為畏懼資產(chǎn)替代效應(yīng)會造成企業(yè)破產(chǎn)，這是對資產(chǎn)替代問題的抑制表現(xiàn)。

表4 股權(quán)激勵分組

2.法律背景的獨(dú)立董事對負(fù)債水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的影響

鑒于近年來，研究多針對于獨(dú)立董事特征，因而本文對樣本根據(jù)法律背景(如獲得法律學(xué)位、通過司法考試或者任職過法學(xué)院職務(wù)等)的獨(dú)立董事的有無進(jìn)行分組回歸，其中(1)(3)(5)(7)列為法律獨(dú)董組，剩余為相應(yīng)對照組(見表5)?！豆痉ā窂?qiáng)制性規(guī)定了上市公司的獨(dú)立董事人數(shù)不能少于董事會總?cè)藬?shù)的三分之一，但對獨(dú)立董事的背景特征卻沒有要求，因而法律背景獨(dú)立董事的聘任是上市公司的自愿行為，具有穩(wěn)定性。通過表5可以發(fā)現(xiàn)整體一次項(xiàng)的系數(shù)都顯著為正，但是在上市公司有法律背景獨(dú)立董事的分組中，二次項(xiàng)卻不顯著且t分別為0.16、1.02，離10%的顯著性水平有明顯差距，說明存在法律獨(dú)董的分組中，正“U”型相關(guān)關(guān)系并不成立。此外，比對僅加入負(fù)債比例一次項(xiàng)的模型中的系數(shù)發(fā)現(xiàn)，有法律獨(dú)董分組中的負(fù)債比例變量為0.0709、0.112，無法律獨(dú)董分組中為0.0994、0.166，在有法律獨(dú)董的情況下負(fù)債比例對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平影響較小，法律獨(dú)董會抑制企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平的提升，這是對資產(chǎn)替代問題的緩解。

表5 法律獨(dú)董分組

續(xù)表

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.樣本偏誤選擇

前文沒有納入負(fù)債比例為0 的企業(yè)，因考慮到這類樣本數(shù)據(jù)可能具有異質(zhì)性。為了克服樣本選擇偏誤的可能影響，本部分補(bǔ)充銀行貸款為0 的樣本企業(yè)。新的樣本總量為11210個，由于沒有負(fù)債的企業(yè)占總樣本的比重較小，結(jié)果仍然穩(wěn)健。

表6 樣本偏誤選擇

2.滯后一階負(fù)債比例

考慮到企業(yè)可能是基于上一期的負(fù)債比例從而制定本期的投資決策，本部分用負(fù)債比例的滯后一階項(xiàng)替代負(fù)債比例，結(jié)果表明穩(wěn)健。

表7 滯后一階負(fù)債比例

四、結(jié)論與啟示

(一)結(jié)論

本文利用2009至2016年的上市公司數(shù)據(jù)，結(jié)合實(shí)證模型，深入分析研究了負(fù)債比例對企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平之間的關(guān)系。結(jié)果表明：(1)負(fù)債水平與企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)水平呈現(xiàn)正“U”型關(guān)系；(2)高管持股的股權(quán)激勵效果下，正“U”型雖依然成立，但系數(shù)大小卻整體下降(系數(shù)變?。?；(3)當(dāng)上市公司董事會中有法律獨(dú)董時，正“U”型關(guān)系不顯著，一次項(xiàng)相關(guān)系數(shù)卻保持顯著，且系數(shù)變小。

(二)啟示

第一，由于企業(yè)風(fēng)險承擔(dān)是需要消耗資源的，因而當(dāng)企業(yè)獲得債務(wù)資金后，會更有能力做出風(fēng)險項(xiàng)目的投資決策，但資產(chǎn)替代問題會隨著負(fù)債的提升而愈發(fā)嚴(yán)峻，因此不僅要從法律法規(guī)上填補(bǔ)資產(chǎn)替代這一法律漏洞，而且作為當(dāng)事人的債權(quán)人也應(yīng)嚴(yán)格債款審批的流程，制定出更能保護(hù)自身權(quán)益的債務(wù)合同；第二，高管持股的股權(quán)激勵和法律獨(dú)董的聘任行為，都對資產(chǎn)替代問題具有抑制作用，因此政策上更應(yīng)該鼓勵或要求上市公司對公司高管采取股權(quán)激勵措施、聘任有法律背景的獨(dú)立董事，進(jìn)而從公司內(nèi)源保護(hù)債權(quán)人的利益。