預算約束、控股股東與上市公司利益輸送

一、金融結構問題許多科學家的研究表明，集中的股權結構在全世界廣泛存在，尤其是在東亞國家（lacta等人，1999；faffilg，2002）。針對這種普遍存在的股權結構，Johnson等（2000）開創(chuàng)性地提出，在上市公司股權相對集中時，公司治理的主要問題是控股股東與中小股東的代理問題。在此基礎上，LaPorta等學者開創(chuàng)的“法與金融”理論表明，較高的中小股東法律保護水平可以增加控股股東掠奪的成本和難度，減少控股股東掠奪，進而促進金融市場的發(fā)展（LaPorta等，1998；沈藝峰等，2005;AlbuquerueandWang,2008）。因此，投資者法律保護水平是影響控股股東利益輸送的重要的外部治理機制，世界各國的監(jiān)管當局均采取措施以改善當?shù)仄髽I(yè)的投資者法律保護水平，促進金融市場發(fā)展。本文研究預算軟約束這種內(nèi)在機制對控股股東利益輸送的影響。二、文獻總結（一）．預算軟約束已有大量文獻發(fā)現(xiàn)，在市場化條件下，控股股東的掠奪會導致公司低的市場績效（Cheung等，2006），從而導致公司較高的股權融資成本。另外，控股股東的掠奪會降低公司的信用等級，從而引起公司較高的債務融資成本（Cremers等，2007;Chaney等，2008）。因此，在市場化條件下，控股股東的掠奪會給控股股東帶來一定的成本，并增加了公司陷入財務困境的可能性，這在一定程度上限制了控股股東的利益輸送。但Kornail為代表的學者研究發(fā)現(xiàn)，預算軟約束在世界各國是普遍存在的，尤其在轉型經(jīng)濟國家，其典型特征是預算軟約束企業(yè)對自己處于困境時能夠得到救助有一種理性的預期（LinandTan,1999;Kornail等，2003；李濤，2005）。因此，預算軟約束能夠幫助公司脫離財務困境，從而降低控股股東利益輸送的成本，進而加劇控股股東利益輸送。（二）預算軟約束與中小公司融資約束的相關研究我國新興市場為該問題的研究提供了便利。首先，自從財政分權改革以來，地方政府有強烈的動機追求財政收入最大化（Poncet,2005；丁菊紅和鄧可斌，2008）。由于大公司對當?shù)氐亩愂肇暙I較多，地方政府有動機支持大公司，尤其是處于財務困境中的大公司。因此，相對于小公司而言，大公司在一定程度上面臨著預算軟約束。其次，在我經(jīng)濟轉型過程中，地方政府對當?shù)劂y行的信貸決策有較大的影響（盧峰、姚洋，2004;Allen等，2005），而且還掌握著當?shù)刎斦a貼的分配權（陳冬華，2003）。與國內(nèi)外市場的研究發(fā)現(xiàn)一致，這二者構成了政府支持預算軟約束公司的手段（CullandXu,2000;ShleiferandTreisman,2000;KhwajaandMian,2005）。最后，我國民營企業(yè)股權集中度較高，中小股東的法律保護水平較低，控股股東與中小股東的代理問題比較嚴重（沈藝峰等，2005；辛宇、徐莉萍，2007），這為本文研究預算軟約束與控股股東利益輸送的相關關系提供了有利的平臺。具體而言，本文主要研究大公司的預算軟約束和控股股東的代理問題，以及地區(qū)財政狀況對該效應的影響。三、研究設計（一）．地方政府與大公司獲得銀行貸款的效應本文基于如下理論分析，提出了相應的研究假設：（1）公司規(guī)模與預算軟約束。自從財政分權改革以來，我國地方政府除了追求當?shù)亟?jīng)濟增長目標外，還會追求當?shù)厣鐣€(wěn)定和財政收入（Poncet,2005；丁菊紅、鄧可斌，2008）。財政收入可以用來提供公共產(chǎn)品和服務，開辦免費就業(yè)咨詢機構，財政收入對保持當?shù)厣鐣€(wěn)定有著重要的作用。因此，地方政府有強烈的動機增加當?shù)氐呢斦杖搿Ｅc小公司相比較，大公司對當?shù)氐亩愂肇暙I大得多，從而有利于當?shù)氐呢斦繕恕Ｗ鳛榛貓蟛⒕S持大公司的稅收，地方政府有動機支持處于財務困境中的大公司。因此，與小公司相比較，大公司在某種程度上面臨著預算軟約束。一般而言，地方政府會采取兩種手段支持大公司。一是銀行貸款。在我國銀行體系中，國有銀行占據(jù)絕對的主導地位，以資產(chǎn)總額來計算，五大國有銀行2007年6月底的市場份額占了整個銀行體系的近70%（數(shù)據(jù)來源于人民銀行季報）。地方政府對當?shù)劂y行，尤其是國有銀行的信貸決策有重大的影響，由此導致我國銀行的部分信貸決策是基于當?shù)氐胤秸挠绊懚鞒龅模⒎腔谑袌龌瓌t（CullandXu,2005；余明桂、潘紅波，2008）。因此，地方政府會給當?shù)劂y行施加壓力，以便大公司能夠獲得更多的銀行貸款。我國的一個典型特征是區(qū)域經(jīng)濟發(fā)展不平衡，各區(qū)域的財政狀況存在較大的差異。在財政赤字比較嚴重的區(qū)域，出于財政目標的需要，地方政府有更強的動機影響當?shù)劂y行的信貸活動。因此，提出如下假設：假設1：大公司更易于獲得銀行貸款，這種效應在財政赤字比較嚴重的區(qū)域更加明顯二是財政補貼（ShleiferandTreisman,2000；陳冬華，2003;Faccio等，2006）。ShleiferandTreisman(2000）研究發(fā)現(xiàn)，政府官員通常利用財政補貼來幫助對其有利的企業(yè)。進一步地，F(xiàn)accio等（2006）以1997年至2002年35個國家上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，同等條件下，有政治關系的企業(yè)比沒有政治關系的企業(yè)更容易獲得政府的財政補貼。陳冬華（2003）以我國上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，研究發(fā)現(xiàn)，CEO有政治背景的企業(yè)比CEO沒有政治背景的企業(yè)可能獲得當?shù)刎斦a貼。在我國，地方政府有較大的經(jīng)濟自主權和財政支出的任意支配權。除了不能擔保和減稅之外，地方政府的財政補貼支出不受法律法規(guī)的限制，地方政府官員在決定向企業(yè)提供財政補貼時具有很強的自由裁量權（王鳳翔、陳柳欽，2005）。因此，大公司更易于獲得當?shù)氐呢斦a貼。在財政赤字較嚴重的區(qū)域，當?shù)卣呢斦繕烁鼮榫o迫，其改善當?shù)刎斦顩r的動機更強烈。可見，在財政赤字較嚴重的區(qū)域，地方政府有更強的動機支持大公司，大公司獲得財政補貼的可能性更大。因此，提出假設：假設2：大公司獲得財政補貼的可能性更大，這種效應在財政赤字比較嚴重的區(qū)域更加明顯(2）預算軟約束與控股股東利益輸送。許多學者研究發(fā)現(xiàn)，掠奪會給控股股東帶來一定的成本。一方面，控股股東掠奪會導致公司中小投資者用腳投票，從而導致公司較低的市場價值（Bertrand等，2002;Cheung等，2006），由此導致公司較高的股權融資成本。Bertrand等（2002）以東亞8個國家和地區(qū)的1301家上市公司上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，研究了控股股東掠奪與公司價值的相關關系，研究發(fā)現(xiàn)，當?shù)谝淮蠊蓶|的控制權超過其現(xiàn)金流量權時，公司的股價將下跌。Claessens等（2002）的研究同樣發(fā)現(xiàn)，公司的價值隨著控股股東控制權和現(xiàn)金流量權偏離程度的增加而增加。Cheung等（2006）以香港上市公司與他們的控股股東的關聯(lián)交易為樣本，研究了控股股東掠奪與股票市場反應的相關關系，研究發(fā)現(xiàn)，在掠奪式的關聯(lián)交易宣告期間，公司的股價會出現(xiàn)顯著的負的市場反應，尤其是那些大陸公司控制的上市公司。Chong(2006）以東亞國家的上市公司為研究樣本，研究了公司治理結構較差的公司的融資來源，研究發(fā)現(xiàn)，公司治理結構比較差的公司難以獲得股權融資，這些公司更多的依賴于銀行貸款，尤其是短期銀行貸款，同時還會使用更多的商業(yè)信用。因此，控股股東的掠奪會導致公司股權融資困難、股權融資成本高。另一方面已有研究表明，控股股東的掠奪會導致公司較高的債務融資成本（BoubakriandGhouma,2007;Cremers等2007;Chaney等，2008）。Cremers等（2008）研究了股東控制對于債券持有者的影響，研究發(fā)現(xiàn)，在投資者保護比較好的公司，大股東控制的公司的債券收益率較低，而在投資者保護比較差的公司，大股東控制的公司的債券收益率較高。BoubakriandGhouma(2007）以東亞和西歐19個國家的公司債券發(fā)行事件為樣本，研究了控股股東的掠奪對于公司債券融資成本和信用等級的影響，研究發(fā)現(xiàn)，控股股東掠奪會降低公司的信用等級，增加公司債券的融資成本。Chaney等（2008）研究發(fā)現(xiàn)，對于非政治關聯(lián)公司，盈利狀況較差的公司的債務融資成本比較高。因此，在市場化條件下，控股股東掠奪會給控股股東帶來較高的成本，并可能使得公司陷入財務困境，這在一定程度上限制了控股股東掠奪的動機。那么，在非市場化的預算軟約束條件下，由于預算軟約束能夠幫助財務困境企業(yè)獲得資金支持從而度過難關，而且預算軟約束企業(yè)的控股股東能夠預見到這種效應（Qian,1994;LinandTan,1999;Kornail等，2003），因此，非市場化的預算軟約束會緩解控股股東的掠奪成本，從而為控股股東的掠奪提供了便利。另外，與小公司相比較，大公司面臨著預算軟約束，而且在財政赤字比較嚴重的區(qū)域會更加明顯。可見，大公司中控股股東的利益輸送程度更嚴重，這種效應在財政赤字比較嚴重的區(qū)域會更加明顯。因此，提出假設：假設3：控股股東掠奪與公司規(guī)模正相關，這種效應在財政赤字比較嚴重的區(qū)域更加明顯（二）樣本與數(shù)據(jù)來源由于我國上市公司自2001年才開始被要求披露最終控制人的信息，而且在2001年該信息的披露非常簡單，許多公司無法獲取終極控股股東控制權和現(xiàn)金流量權的相關信息。因此，本文的樣本包括2002年至2006年深滬兩市所有的民營上市公司。通過CCER數(shù)據(jù)庫，獲得2002—2006年的初選樣本共1608個。本文按照如下標準對樣本進行篩選：剔除財務數(shù)據(jù)無法獲得的樣本14個；剔除金融類樣本9個；剔除資不抵債的樣本共102個；剔除上市方式不明確的樣本17個；剔除控股股東控制權或現(xiàn)金流量權無法獲得的樣本6個。本文最終的有效樣本為1460個。對于各個區(qū)域的財政水平數(shù)據(jù)，本文通過各省統(tǒng)計年鑒手工收集。控股股東控制權與現(xiàn)金流量權的數(shù)據(jù)來自于CCER數(shù)據(jù)庫，控股股東資金占用的實際來自于CSMAR數(shù)據(jù)庫，其他的數(shù)據(jù)均來自于WIND數(shù)據(jù)庫。（三）x、獨立董事比例、員工水平、國家層面的變量在回歸模型Ⅰ中，Bankloan是被解釋變量，表示企業(yè)的銀行貸款率。銀行貸款率定義為銀行貸款總額（包括短期貸款和長期貸款）與總資產(chǎn)的百分比。Ln(asset）表示公司的規(guī)模，定義為公司總資產(chǎn)的自然對數(shù)。Fiscal1表示公司所在區(qū)域財政赤字程度的啞變量，若公司所在區(qū)域的財政水平（（財政收入—財政支出）/財政收入）在31個區(qū)域的中位數(shù)以下，則Fiscal1取值為1，否則取值為0。X是由多個企業(yè)特征變量構成的向量，根據(jù)已往的文獻（余明桂、潘紅波，2008），本文考慮以下影響企業(yè)銀行貸款的因素：盈利能力、固定資產(chǎn)比例、成長機會、上市方式、獨立董事比例、員工水平和行業(yè)年度特征。盈利能力（ROA）定義為公司的總資產(chǎn)收益率。固定資產(chǎn)比例（Tangible）定義為固定資產(chǎn)凈值與總資產(chǎn)的比值。成長機會（Q）定義為公司的托賓Q。上市方式（IPO）為公司直接IPO上市的啞變量。獨立董事比例（Independent）定義為獨立董事占董事會規(guī)模的比例。員工水平（Ln(employee））定義為公司員工總額的自然對數(shù)。行業(yè)變量（Industry）的分類標準來自于中國證監(jiān)會，若公司屬于制造業(yè)，則以二級代碼為準，其他的行業(yè)以一級代碼為準。在模型Ⅱ中，Subsidy表示公司是否獲得當?shù)刎斦a貼的啞變量，若公司獲得了財政補貼，則取值為1，否則取值為0。Ln(asset）、Fiscal1的定義同模型Ⅰ。X是由多個企業(yè)特征變量和區(qū)域變量構成的向量，根據(jù)已往的文獻（陳冬華，2003；唐清泉和羅黨論，2007），本文考慮以下影響企業(yè)獲得財政補貼的因素：盈利能力（ROA）、固定資產(chǎn)比例（Tangible）、上市方式（IPO）、財政水平（Fiscal）、GDP的自然對數(shù)（Ln(GDP））、GDP增長率（GDPgrowth）、員工水平（Ln(employee））和行業(yè)年度特征。這些變量的定義同模型Ⅰ。根據(jù)研究假設1和假設2，預期β1和β2的符號為正。同時，為了檢驗假設3，將待檢驗的模型設定為：其中，Tunneling是被解釋變量，表示控股股東利益輸送。根據(jù)已有文獻，本文使用以下三類指標度量控股股東掠奪：控股股東是否存在控制權與現(xiàn)金流量權的偏離（Bertrand等，2002），使用Divergence表示，若控股股東兩權存在偏離，則取值為1，否則取值為0；控股股東或其控制的公司是否對上市公司存在資金占用（Deng等，2008），使用Fundoccupation表示，若存在資金占用，則取值為1，否則取值為0；公司市場價值，定義為公司的托賓Q。X是由多個企業(yè)特征變量和區(qū)域變量構成的向量，包括公司資產(chǎn)負債率（Debt）、固定資產(chǎn)比例（Tangible）、上市方式（IPO）、獨立董事比例（Independent）、員工水平和行業(yè)年度特征。這些變量的定義同模型Ⅰ。本文的數(shù)據(jù)是時間跨度小而橫截面觀察點很多的面板數(shù)據(jù)，Petersen(2009）的證據(jù)表明，對于這類面板數(shù)據(jù)來說，使用常用的面板數(shù)據(jù)估計方法會低估標準誤差，進而導致高估系數(shù)的顯著性水平，而直接對標準誤差進行群聚調(diào)整后得到的標準誤差才是無偏的。所以，后文在以上三個模型進行估計時，對標準誤差（StandardError）進行企業(yè)層面的群聚（Cluster）調(diào)整。模型Ⅰ是進行企業(yè)層面的群聚（Cluster）調(diào)整后的OLS回歸，模型Ⅱ進行企業(yè)層面的群聚（Cluster）調(diào)整后的Logit回歸，模型Ⅲ則根據(jù)被解釋變量的特征采用進行企業(yè)層面的群聚（Cluster）調(diào)整后的OLS回歸或者Logit回歸。四、成功研究的結果（一）描述性統(tǒng)計（二）大公司的市場價值和被貸款的概率分別與小公司對比。根據(jù)初步驗證了，（表2）列出了大公司與小公司在稅收貢獻、銀行貸款率、財政補貼、控股股東兩權偏離、控股股東資金占用和企業(yè)價值方面的差異。（表2）顯示，在平均值和中位數(shù)方面，大公司對當?shù)氐亩愂肇暙I均高于小公司，而且二者的差異均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。該檢驗結果意味著大公司對當?shù)卣呢斦繕朔浅Ｖ匾胤秸袆訖C支持大公司。平均而言，大公司的銀行貸款率為30.4%，高出小公司6.4%，而且二者的差異在1%的統(tǒng)計水平上顯著。同樣的，大公司銀行貸款的中位數(shù)也顯著高于小公司。該檢驗結果表明，大公司易于獲得銀行貸款，從而初步驗證了本文的研究假設1。大公司獲得財政補貼的概率平均為70%，小公司的則為53.7，大公司獲得財政補貼的可能性高出小公司16.3%，而且二者的差異在1%的統(tǒng)計水平上顯著。在中位數(shù)方面，大公司獲得財政補貼同樣顯著高于小公司。該檢驗結果表明，地方政府更傾向于將財政補貼分配給大公司，這初步驗證了本文的研究假設2。這些檢驗結果意味著，由于大公司對當?shù)氐亩愂肇暙I更大，地方政府有動機通過銀行貸款和財政補貼來幫助大公司，由此導致大公司出現(xiàn)預算軟約束。大公司中控股股東存在兩權偏離的概率平均為83.8%，高出小公司8.6%，而且二者的差異在1%的統(tǒng)計水平上顯著。平均而言，大公司發(fā)生控股股東資金占用的概率為34.1%，小公司的則為27%，大公司的高出小公司7.1%，而且二者的差異在1%的統(tǒng)計水平上顯著。在中位數(shù)方面，大公司發(fā)生控股股東資金占用的概率同樣顯著高于小公司。大公司市場價值的平均值和中位數(shù)均低于小公司，而且這些差異均在1%的統(tǒng)計水平上顯著。平均而言，大公司的托賓Q比小公司低0.312。這些檢驗結果表明，大公司更可能出現(xiàn)控股股東兩權偏離和控股股東資金占用，其市場價值也較低，因此，大公司中控股股東的利益輸送程度高于小公司，這初步驗證了本文的研究假設3。（三）公司規(guī)模、財政赤字的交叉效應和回歸結果分析（表3）和（表4）列出了公司規(guī)模對預算軟約束的回歸分析結果。與現(xiàn)有文獻一致（CullandXu,2000;ShleiferandTreisman,2000），銀行貸款率和財政補貼用來度量當?shù)卣С值氖侄巍＃?）公司規(guī)模對銀行貸款影響的檢驗結果。（表3）中的被解釋變量是銀行貸款率。模型Ⅰ和模型Ⅱ列出了全部樣本的回歸結果，模型Ⅲ和模型Ⅳ則分別列出了財務困境中子樣本和非財務困境中子樣本的回歸結果。在我國，由于上市公司ST、PT和退市制度的存在，上市公司一般不會真正破產(chǎn)。而上市公司ST、PT和退市的條件均由該公司收益率的符號所決定，因而，本文使用樣本公司負的資產(chǎn)收益率表示公司處于財務困境。模型Ⅰ的檢驗結果顯示，銀行貸款率與公司規(guī)模正相關，而且回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著。當加入公司規(guī)模和財政赤字的交叉變量后，該檢驗結果仍然保持不變。模型Ⅱ的檢驗結果顯示，銀行貸款率與公司規(guī)模和財政赤字的交叉變量正相關，而且回歸系數(shù)在5%的統(tǒng)計水平上顯著。這些檢驗結果表明，大公司更易于獲得銀行貸款，而且這種效應在財政赤字比較嚴重的區(qū)域更加明顯，這支持了本文的研究假設1。通過比較模型Ⅲ和Ⅳ中公司規(guī)模的標準化回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，大公司的貸款效應在財務困境樣本中表現(xiàn)更加明顯。而且，在財務困境樣本中，公司規(guī)模和財政赤字的交叉變量對公司銀行貸款有顯著的正的影響，而在非財務困境樣本中的影響則不顯著。這些檢驗結果表明，地方政府對大公司銀行貸款的支持效應在公司處于財務困境的情況下表現(xiàn)得尤為突出，該檢驗結果與預算軟約束的理論預期一致，即政府對預算軟約束公司的支持效應主要體現(xiàn)在公司處于財務困境時（Qian,1994;LinandTan,1999;Kornail等，2003）。在控制變量方面，公司盈利水平、固定資產(chǎn)比例和上市方式對公司銀行貸款影響顯著，其中，公司盈利能力對銀行貸款的影響為負，固定資產(chǎn)比例對銀行貸款的影響為正，這與現(xiàn)有文獻的理論預期和實證發(fā)現(xiàn)一致（RajanandZingales,1995；余明桂和潘紅波，2008）,IPO對銀行貸款的影響為負。（2）公司規(guī)模對財政補貼影響的檢驗結果。（表4）中的被解釋變量是財政補貼。模型Ⅰ和模型Ⅱ列出了全部樣本的回歸結果，模型Ⅲ和模型Ⅳ則分別列出了財務困境中子樣本和非財務困境中子樣本的回歸結果。模型Ⅰ和Ⅱ的檢驗結果顯示，財政補貼與公司規(guī)模、公司規(guī)模與財政赤字的交叉變量均正相關，而且回歸系數(shù)均在統(tǒng)計水平上顯著。該檢驗結果表明，大公司更可能獲得當?shù)卣呢斦a貼，而且這種效應在財政赤字比較嚴重的區(qū)域更加明顯，這支持了本文的研究假設2。通過比較模型Ⅲ和Ⅳ中公司規(guī)模的標準化回歸系數(shù)，可以發(fā)現(xiàn)，大公司的財政補貼效應在財務困境樣本中表現(xiàn)更加明顯，這為大公司的預算軟約束效應提供了進一步的實證證據(jù)。在控制變量方面，總體而言，公司盈利能力、固定資產(chǎn)比例、上市方式、當?shù)刎斦顩r、當?shù)谿DP水平、當?shù)谿DP增長率和公司員工水平均對財政補貼有顯著的影響。其中，公司盈利能力、固定資產(chǎn)比例、當?shù)刎斦健數(shù)谿DP水平和當?shù)谿DP增長率對財政補貼的影響為負，而IPO和公司員工水平對財政補貼的影響則為正。（四）公司規(guī)模、財政赤字的交叉變量對控股股東兩權偏離的影響（表3）和（表4）的檢驗結果表明，地方政府會通過銀行貸款和財政補貼支持大公司，尤其是出于財務困境中的大公司，大公司面臨著融資約束。這里使用大公司作為預算軟約束的代理變量，檢驗預算軟約束對控股股東利益輸送的影響，（表5）列出了該檢驗結果。（1）預算軟約束與控股股東兩權偏離。模型Ⅰ和Ⅱ中的被解釋變量是控股股東兩權偏離。模型Ⅰ的檢驗結果顯示，控股股東兩權偏離與公司規(guī)模正相關，而且回歸系數(shù)在1%的統(tǒng)計水平上顯著。當加入公司規(guī)模和財政赤字的交叉變量后，該檢驗結果仍然保持不變。模型Ⅱ的檢驗結果顯示，公司規(guī)模和財政赤字的交叉變量對控股股東兩權偏離有正的影響，而且回歸屬性在1%的統(tǒng)計水平上顯著。這些檢驗結果表明，大公司更可能出現(xiàn)控股股東兩權偏離，而且這種效應在財政赤