国有产权、公司特征与困境公司绩效，本文主要内容关键词为：公司论文,绩效论文,困境论文,国有产权论文,特征论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
一、引言
众多文献指出国有产权会带来低效率，其中预算软约束是其主要成因之一（Schaffer,1989；等等）。预算软约束在狭义上是指政府持续救助预期无法盈利的企业(Kornai,1980)。由于预算软约束的存在，资本市场纪律、财务困境等威胁变得不再重要，从而导致管理者懈怠、浪费等各种代理成本，最终降低企业效率。但是，其他一些研究表明预算软约束也可能对企业有积极影响。预算软约束可以提供一个稳定的宏观经济环境，这对公司发展异常重要(Che,2005)。更重要地，一旦各种“冲击”使企业陷入财务困境，具有预算软约束的企业除了可以得到政府或贷款方持续救助等利益之外，还具有较低的财务困境成本。Hoshi等(1990)对日本主银行制度的研究提供了相应的证据。
大量实证研究发现，预算软约束对企业绩效具有负面影响（田利辉，2005；李涛，2005），国有产权损害公司价值（白重恩等，2005），但都没有区分企业处于正常经营还是财务困境。吕长江等(2004)、吴世农等(2005)对我国企业的财务困境成本进行实证分析，但没有考虑不同产权性质对困境成本的影响差异。本文则主要检验国有产权是否可以降低企业的财务困境成本，从而对困境企业的绩效具有积极影响；进一步地，对具有何种特征的公司，国有产权的这种积极作用更为重要。
二、理论分析与研究假说
根据Jensen(1989)，只要公司有好的前景，财务困境对公司没有影响，公司可以通过与贷款人事后协商得以继续生存。然而现实中，由于贷款人众多而分散，协商成本非常高昂，从而导致协商失败，这往往使公司陷入财务困境甚至破产。一旦陷入财务困境，则会带来直接或间接的困境成本，其中间接财务困境成本主要包括由于获取外部融资的难度加大而增加筹资成本或失去投资机会、供应商为规避困境企业的信用风险而要求提高供货价格、以及顾客流失带来的销售下降和利润减少（Warner，1977；Altman，1984；Opler和Titman，1994；吴世农等，2005）。
基于规避或降低财务困境成本的目的，一方面，Beaver(1966)等致力于构建财务预警模型，公司可以通过事前财务预警及时调整财务计划来回避财务困境；另一方面，一些研究发现某些特殊的制度安排也可以降低财务困境成本。Hoshi等(1990)对日本的主银行制度与企业财务困境成本之间的关系进行研究，发现具有主银行的公司在财务困境期间的投资与销售增长水平均高于其他公司。
预算软约束在事前会降低对管理者的激励，从而损害企业绩效（Schaffer，1989；李涛，2005；等等）。但从事后来看，一旦公司陷入财务困境，却可以从预算软约束中得到大量好处。除了国家的无偿救助这类直接的资源转移之外，国有企业的间接财务困境成本更低①。这主要体现在两个方面：第一，银行与陷入困境的非国有公司或者国有股份较低的公司进行协商谈判的政治风险较高，一旦再贷款之后公司经营失败，贷款业务的负责人很可能因此被界定为腐败而遭受政治及司法指控，相反，银行对处于困境的国有公司或者高国有股份公司的再贷款往往是遵从上级政府的指令，以维持就业与社会稳定，谈判成功的概率要远远高于非国有公司，众多研究表明，谈判的困难可能导致投资不足以及无效率的清算，从而失去有价值的投资机会；第二，对于国有企业或者国有股份较高的企业，即使其流动性暂时不足，但预期到政府与银行不会“坐视不管”，相对于非国有公司或者低国有股份公司而言，供应商更情愿继续提供信用，顾客也更不可能因为担心各种明确的或者隐含的质量保证难以兑现而不再购买公司产品。因此，处于财务困境的国有公司或者高国有股份公司失去的市场份额与利润都更少，从而具有更好的绩效。由此，本文提出假设1：在财务困境期间，国有产权对公司绩效具有积极影响。
Opler和Titman(1994)发现公司规模是影响财务困境成本的重要因素。大规模公司经营更为分散，具有较好的抗风险能力，即使陷入财务困境，也可以通过组织资源的重新配置较为轻易地化解危机。在此预期下，银行与公司的顾客及供应商将依然与陷入困境的大规模公司进行交易，公司因此将失去更少的投资机会、市场份额与利润。而由于大规模公司的破产风险本来就较小，国有产权的存在与否就变得不再重要。但对于小规模公司，一旦陷入财务困境，因为可利用的组织资源非常有限，其破产风险迅速增大。此时国有产权的存在将起到非常关键的作用。对于国有公司或者高国有股份公司，由于预算软约束的存在，即使是小规模公司，破产风险也不大；而非国有公司或者低国有股份的公司只能自己“扛”着，在此预期下，银行不再敢轻易贷款，顾客购买公司产品的动力下降，公司的经营计划将受到巨大的冲击。由此，本文提出假设2：公司规模越小，国有产权对困境公司绩效的积极作用越大。
根据Opler和Titman(1994)、吕长江等(2004)等研究，财务杠杆是影响财务困境成本的又一关键因素。高杠杆公司在财务危机时遭遇破产或重组的概率最大，此时贷款方继续支持公司的概率更低，供应商与顾客也更不情愿与公司继续进行交易，最终带来高财务困境成本。此时国有产权所起的作用就非常重要。只有对国有公司或者国有股份较高的公司，由于预算软约束的存在，即使财务杠杆较高，由于陷入财务困境时依然能得到政府与银行的支持，供应商与顾客也愿意继续与公司进行交易。但对于财务杠杆较低的公司，国有产权的作用就变得不再敏感。由此，本文提出假设3：公司财务杠杆越高，国有产权对困境公司绩效的积极作用越大。
三、样本、数据与变量
我们采用Hoshi等(1990)、Kam等(2005)对财务困境的界定，将起始年度的息税折旧摊销前收益(EBITDA)大于利息费用，但接下来连续两年EBITDA低于利息费用的公司确定为财务困境公司。这里的EBITDA等于“营业利润＋利息费用＋折旧＋摊销”。
我们使用的利息费用、折旧、摊销以及国有股数据来自WIND资讯金融数据库②，其他财务与治理数据都来源于CCER证券市场数据库。根据前述标准，我国深、沪两市在1999-2005年共有238家非金融业A股上市公司为财务困境公司。基于行文方便的考虑，我们将起始年度（即财务正常年度）界定为第-1年，EBITDA低于利息费用的第一年界定为第0年，并将第0～2年界定为财务困境期间③。我国的上市资格是一种高价值的“壳”资源，上市公司陷入财务困境往往会发生各种重组并购事项，甚至致使控制权发生转移，而这些事项对公司绩效的影响不能反映企业的实际经营效率。为了消除这种噪音，我们剔除第0～2年发生控制权转移的财务困境公司55家④。对于样本期间多次陷入困境的公司，本文只考虑第一次，因此又剔除6家公司⑤。这样，我们总共得到177家财务困境公司。然后，我们将这些公司第0～2年的面板数据作为本文的检验样本，得到481个公司-年度观测值⑥。又由于8家公司在第2年退市，因此我们最后的样本中包含473个公司-年度观测值⑦。
本文采用两种方法界定国有产权：(1)设置虚拟变量标志公司是否为国有公司，我们以控股股东性质为标准，根据田利辉(2005)，将上市公司持股超过30%的最大股东当作控股股东，如果控股股东所持股份为国有股，则认为该公司为国有公司，如果没有控股股东或者控股股东所持股份为非国有股，则认为该公司为非国有公司。对上述样本，以第—1年的股权特征为基础，国有与非国有上市公司分别为65和112家，相应的观测值分别为179和294个。(2)以国有股比例这一连续变量来度量上市公司中国有产权的高低程度，这里的国有股包含国家股与国有法人股，本文样本中国有股比例的平均值为27.56%，最小值与最大值分别为0和88.58%。
我们采用资产报酬率与销售增长率度量公司的绩效水平。资产报酬率从盈利能力角度度量公司绩效，其计算方法为“（营业利润＋利息费用）／总资产”，剔除公司的非常收益以及利息支出等，从而减少政府无偿补助及并购重组因素对公司绩效的影响⑧。销售增长率作为绩效指标可以度量由于财务困境致使客户流失对公司绩效的影响，其计算公式为“Ln（当年销售收入）-Ln（上年销售收入）”，这样得出的是一种连续增长率，可以减小极端值的影响。本文还以资产的自然对数度量规模，以付息债务与总资产之比度量财务杠杆，这里的付息债务包括短期借款、一年内到期的长期负债、长期借款和应付债券。
四、实证结果及分析
1.单变量分析
我们首先对经行业中位数调整的公司盈利能力以及销售增长进行单变量分析。这里的行业分类采用证监会的标准，第一位为C的以行业分类代码的前两位为准，其他的则以第一位为准。由于困境公司的绩效指标经常出现极端值，我们对样本观测值的资产报酬率与销售增长率进行了(5%,95%)区间的“修饰(winsorizing)”⑨。
我们将第0～2年界定为财务困境期间，将第-1年界定为财务正常期间。我们分别对国有与非国有公司在困境期间与正常期间的绩效水平进行分析与对比，使得本文的理论解释更具说服力。更进一步地，还采用与吕长江等(2004)类似的方法，以公司正常期间的绩效平均水平作为公司在第0～2年（即困境期间）的预期值，将困境期间的实际值与预期值相减作为财务困境成本的度量。
为了检验假设2与假设3，还需要将观测值按规模分为大规模与小规模组，以及按财务杠杆分为高杠杆与低杠杆组。以样本公司资产自然对数的中位数(20.67)为界，高于此值的划为大规模组，否则进入小规模组。与Opler等(1994)类似，为了避免公司负债的内生性问题，本文以公司在第—1年的财务杠杆为基础，以样本公司付息债务与资产之比的中位数(32.43%)为界，杠杆高于此值的公司界定为高杠杆公司，否则即为低杠杆公司。
单变量分析结果如表1所示。由于篇幅所限，这里只给出按产权性质分为国有与非国有的检验结果，但按国有股比例分组检验的结果与此完全类似。从表中可以看到，财务困境期间的经行业中位数调整后的资产报酬率和销售增长率都为负值，表明样本公司确实发生了财务困境成本，导致绩效低于行业平均水平。在财务困境期间，从资产报酬率来看，t检验和wilcoxon检验都表明国有公司的资产报酬率在1%水平上显著大于非国有公司，这支持研究假设1。国有产权的作用与公司规模相关。在大规模组，国有公司的水平略高于非国有公司，t检验不显著，wilcoxon检验也只是在边际上显著；但在小规模组，国有公司的业绩在5%的水平上显著高于非国有公司。这说明公司规模越小，国有产权对困境公司绩效的积极作用越大，这支持研究假设2。国有产权的作用还与财务杠杆有关。在高杠杆组，国有公司在1%的水平上显著好于非国有公司；而在低杠杆组，二者报酬率差异的t检验并不显著。表明公司财务杠杆较高时国有产权对困境公司绩效的积极影响更大，这支持研究假设3。从销售增长率来看，在全部样本回归中国有公司在5%的水平上显著大于非国有公司，与假设1相吻合。如果按规模分组，在小规模组中国有公司在5%的水平上高于非国有公司，但在大规模组中二者的差异不显著，这与假设2一致。但当按财务杠杆分组时，我们发现国有产权的作用在不同杠杆组中的差异不大。
在正常期间，我们发现了完全不同的情况。从资产报酬率来看，国有公司显著低于非国有公司，与众多理论及已有的经验证据一致，国有产权在公司正常经营期间往往损害公司绩效。而且可以看到当公司规模越大、财务杠杆越低时，国有产权对公司绩效的损害越明显。但在销售增长率方面，国有公司略高于非国有公司，二者差异基本不显著。
进一步地，从财务困境成本来看，我们发现与困境期间绩效的检验结果基本一致。对于全部样本，从失去的盈利和市场两方面来看，国有公司的财务困境成本都显著小于非国有公司，而且当公司规模较小时这种差异更为显著。但只在盈利方面，当公司财务杠杆较高时国有产权的积极作用更大。
2.多元回归分析
为了控制其他变量对公司绩效的影响，我们构建以下计量模型进行多变量分析：
模型中的因变量Perf为公司绩效，分别采用Roa和Sgrow来度量，它们分别表示经行业中位数调整后的资产报酬率和销售增长率。同样地，这里进行了(5%,95%)区间的“修饰”处理。
Gov为标志国有产权的变量。采用两种方法进行界定，一是按照控股股东性质设置虚拟变量State，根据前述标准，如果为国有公司，取值为1，否则取值为0；二是采用连续变量国有股比例Stateshare。根据前文的理论分析，国有产权与困境公司绩效正相关，我们预期其符号为正。
Size指公司规模，取值为公司总资产的自然对数。为了考察公司规模与国有产权所起积极作用的相关性，我们引入国有产权与公司规模的交互效应⑩。由前文的理论分析，公司规模越大，财务困境成本越低，公司绩效越好，国有产权对困境公司绩效的积极作用越小，因此我们预期Size的系数符号为正，交互效应的系数符号为负。Hlev为标志公司财务杠杆高低的虚拟变量，以公司在第-1年的有息债务比为基础，若高于样本中位数，Hlev取值为1，否则取值为0。由理论分析，我们预期其符号为负。
表1 单变量分析
Lagperf为公司正常期间（滞后期）的绩效，相对应地，分别采用Lagroa和Lagsgrow度量，它们分别表示公司在正常期间经行业中位数调整后的资产报酬率和销售增长率，以控制事前绩效水平的影响。类似地，我们也对其进行了(5%,95%)区间的“修饰(winsorizing)”处理。如果公司经营效率保持稳定，公司各年度之间的绩效应该正相关，我们预期其符号为正。
Fixas为资产结构变量，等于公司的固定资产合计与总资产之比。它对财务困境期间公司的绩效存在两方面影响，固定资产比例越大，一方面表明公司的担保价值较高，可以降低财务困境成本；另一方面也同时说明资产的流动性较低，这又增加财务困境成本。因此其符号可能为正或者负。
Year为年度虚拟变量构成的向量，根据纳入计量分析的观测值所处年度2000-2005年设置，以控制年度宏观经济特征的影响。Pyear为财务困境年度虚拟变量构成的向量，根据财务困境年度第0～2年设置。
表2是以资产报酬率(Roa)为因变量的回归结果。可以看到，不引入规模及其交互效应时，State在全部样本回归中的系数为0.037，在1%的水平上显著为正，表明平均而言，在财务困境期间国有公司的资产报酬率比非国有公司高0.037；Stateshare的系数为0.09，也在1%的水平上显著。而且，二者的系数都较大，说明国有产权对困境公司绩效的影响在经济上也非常重要。引入公司规模及其与国有产权的交互效应后，Stateshare的系数依然保持在1%的水平上显著为正。这些结果都支持研究假设1。
对于Stateshare与公司规模的交互效应，回归结果(4)显示其在10%的水平上显著为负，回归结果(8)显示在高杠杆组中该效应的系数在1%的水平上显著为负。这表明公司规模越小，国有产权对困境公司绩效的积极作用越大，支持研究假设2。但State与规模的交互效应并不显著。
在不同的财务杠杆组，国有产权变量的系数差异很大。在高杠杆组，控制规模因素前后State的系数分别在1%与10%的水平上显著为正，但在低杠杆组，State的系数不再显著，系数的大小也大幅度下降；类似地，在高杠杆组，如回归结果(6)和(8)所示，Stateshare的系数分别为0.111和0.117，都在1%的水平上显著为正，但在低杠杆组，如结果(10)和(12)所示，其系数下降为0.064和0.043，后者还不再显著。这表明当公司财务杠杆较高时，国有产权的积极作用更大。这支持研究假设3。
从控制变量来看，Size的系数显著为正，表明公司规模越大，公司的财务困境成本越小，困境公司的绩效越好，与预期一致；Hlev的系数为负，与预期一致，但并不显著；令人吃惊的是，与预期相反，正常期间的绩效Lagroa大多显著为负，可能的原因是盈余管理行为导致了这种结果；资产结构Fixas的系数多数显著为负，而且在低杠杆组中与绩效的负相关性更加明显，表明资产流动性的影响占主导，而且在低杠杆组中破产风险较小时，资产的担保价值起到的作用不大，高固定资产比例导致的低资产流动性对公司绩效的损害较大。
表2列示的是以销售增长率(Sgrow)为因变量的回归结果。以销售增长率度量公司绩效，与前述结果存在很多类似之处。在全部样本回归中，State和Stateshare都显著为正，表明国有产权对困境公司绩效存在积极影响，支持研究假设1。从交互效应来看，如结果(3)和(11)所示，以State界定国有产权时，交互效应系数显著为负，表明规模越小，国有产权对困境公司的积极作用越大，与假设2一致。还可以看到，当以Stateshare界定国有产权时，在高杠杆组回归中显著大于0，但在低杠杆组回归中不再显著，系数的大小也大幅度减小，与研究假设3相吻合。但State在高、低杠杆组回归中的系数变化不大。从控制变量来看，Size全部显著为正，与预期一致；Fixas只是在低杠杆组回归中显著为负，而在高杠杆组回归中不显著，也与理论推断是一致的；其他变量大多不显著。
表2 资产报酬率与国有产权及公司特征的多变量分析
注：括号中的数字为经white(1980)方差调整后的t值；*、**、***分别表示双尾检验的显著性水平p＜0.10、p＜0.05、p＜0.01。
表3 销售增长率与国有产权及公司特征的多变量分析
五、稳健性分析
为了进一步考察本文结果的稳定性，我们进一步做了如下稳健性测试：(1)对于我国上市公司而言，公司的非常收益在一定程度上具有持续性，因此我们也考察包含非常收益在内的净资产收益率(Roe)作为盈利能力度量指标时的情况。我们发现实证结果保持不变，国有公司的Roe依然在1%的水平上显著大于非国有公司，而且此差异依然只在高杠杆组显著。(2)公司出现财务困境后往往可能发生关联资产与股权交易，这些交易行为对公司经营绩效的影响很大，但并不能体现公司的真实经营效率。由于CCER数据库只提供2001年之后的关联交易数据，因此我们以2001年之后的观测值为样本，并剔除发生关联资产与股权交易的观测值。我们发现所有实证结果保持稳定，国有与非国有公司在困境期间的绩效差异依然显著。(3)由于我国会计制度在2001年前后发生了重大变化，我们剔除样本中2000年的观测值之后发现主要实证结论不变，并且显著性水平还略有提高。(4)由于2004年开始财务困境的公司只有2年数据，我们剔除2004年开始陷入困境的观测值，发现实证结果依然稳定。(5)计量分析中我们采用的是混同数据(Pooling Data)，一家公司在样本中出现多次，致使残差项序列相关，t值虚增。因此，我们对回归结果进行群(Cluster)调整，发现显著性水平略有下降，但主要结果保持不变。(6)此外，为了避免内生性问题，我们引入大股东持股比例，发现对实证结果的影响不大。(7)本文还只以第2年为财务困境期间进行分析，也得出了一致的结果。这些结果都表明本文的结论是稳健的。
六、结束语
本文以1999-2005年发生财务困境的177家上市公司组成的473个公司—年度观测值为研究样本，以资产报酬率与销售增长率度量公司绩效。通过单变量与多变量分析，我们发现，与公司正常经营期间完全相反，在财务困境期间，国有产权的存在可以降低财务困境成本，从而提高公司绩效。更进一步的证据还表明，公司规模越小、财务杠杆越高，国有产权对困境公司的积极作用越大。由此，本文的研究提供了国有产权在财务困境时期有利于提高公司（尤其是小规模与高杠杆公司）绩效的证据。我们认为，这有助于更好地理解我国国有公司与非国有公司的资本结构差异，以及国有产权与私有产权对效率的影响差异。
注释：
①由于我国不会轻易允许企业破产，故很少有直接的财务困境成本，发生的主要是间接困境成本。
②少数上市公司没有披露利息费用数据或者WIND数据库中缺失该信息，则以财务费用代替。
③依据财务困境的界定，尽管第2年的EBITDA可能大于利息费用，但由于经营活动的连续性，该年度的经营依然受到财务困境的冲击，对本文数据分年度考察时也提供了相应的支持证据（但限于篇幅，没有列示分年度的检验结果）。此外，剔除第2年的数据并不影响本文的实证结果。
④控制权转移的数据来自CCER证券市场数据库。
⑤指不再考虑该公司第二次陷入财务困境，但将该公司第二次财务困境期的数据纳入分析样本并不影响本文的实证结论。
⑥由于样本中有50家公司于2004年开始陷入财务困境（即这些困境公司的第0年为2004年），这些公司的困境期的第2年是2006年，其数据还无法获取，故只有第0～1年（即2004、2005年）的数据。因此得到的观测值等于50×2+(177-50)×3=481。
⑦将这8家公司全部剔除并不影响本文的实证结论。
⑧因为这类补助仅仅是资源的转移行为，我们不予考虑。
⑨即对小于该变量5%分位数的取值都设定为5%分位数，对大于95%分位数的取值都设定为95%分位数。
⑩基于减弱多重共线性影响的考虑，本文对该交互效应项进行中心化处理。
标签：财务困境成本论文; 杠杆交易论文; 成本分析论文; 预算控制论文; 产权理论论文; 企业特征论文; 差异分析论文; 预算调整论文; 销售分析论文; 财务绩效论文; 财务杠杆论文; 成本预算论文; 销售预算论文; 国有股论文; 投资论文; 杠杆论文;