非上市结构化投资产品

非上市结构化投资产品（共7篇）

非上市结构化投资产品 篇1

2011年全国个人和公司参与商业银行理财业务爆发式增长。截至2011年11月末,银行理财产品发行规模已超过15万亿元,年末达到16万亿元,是2010年全年发行规模7.05万亿元的两倍多,截至2012年9月末,银行表外理财产品余额6.7万亿元,较2011年末增长47%亿元,理财产品年化预期收益率远远高于活期存款利率,一般也超过一年期定期存款利率(中国社会科学院金融所,2010)。

如此大的发行额,从商业银行供给端分析,银行理财业务成为商业银行优化经营结构,增加中间业务收入,加快市场利率化改革进程,实现由传统商业信贷银行向现代综合服务型金融企业转变的利器(葛兆强,2005)。从市场需求端分析,个人资金保值增值需求和公司机构的投资管理需求产生了巨大拉动作用。投资于理财产品的资金比例中,公司资金占比高达25%。这种需求由何种因素导致?依据公司理财资金起点相关论,外部环境决定了公司的理财行为(王化成,2001)。由于通货膨胀率不断走高,“负利率”更加严重,公司在现金管理中希望借助于银行理财产品抵抗通胀;同时,经济增长速度下滑,企业的主营业务受到影响,转而以理财为一定程度的投资替代品。因此,在众多的企业中,本文选择了2007年至2011年参与银行理财产品的上市公司作为总体样本。通过考察上市公司参与银行理财产品的相关数据,推断上市公司参与银行理财产品市场的动机,进而发掘上市公司的投资行为特征。

全文结构安排如下:首先是文献回顾,其次对上市公司参与银行理财产品市场数据进行了描述性统计分析,并给出一系列假设,然后尝试给出了部分回归模型进行实证,研究上市公司申购理财资金与公司各种属性指标的关系,最后进行了补充性检验,并进行了总结与展望。

一、文献回顾

银行理财产品是基于“受人之托,代客理财”的合同关系,利用银行自身的专业优势,实现资金从供给者到需求者的融通。市场的参与方主要包括三方:资金供给者,即理财产品申购方;资金需求方,即理财产品项目融资方,是投资品的形成方;第三方中介机构,即商业银行。上市公司一般主营业务突出,盈利能力较强,但为何参与银行理财产品申购市场,王鹏虎(2008)认为上市公司通过银行理财产品提高企业的资金管理效率、降低财务成本、提高经营管理水平,是现金管理的手段。李晓犁(2011)认为大部分公司在主营业务低迷、重组无望的情况下通过银行理财产品进行“非主业投资自救”。姜付秀(2009)、余明珠(2006)认为管理者(管理层以及董事长)的背景特征对企业过度投资的影响具有一定的差异性,这种差异性导致上市公司对非主营业务投资有明显影响。苏冬蔚(2011)认为宏观经济因素、企业家信心、信贷配给对公司融资选择产生影响,在银行表外中介的作用下,这些因素进而影响企业的投资行为。上述研究,要么仅从规范性要求提出评论,没有使用数据进行支持,也没有使用实证方法;要么使用宏观经济数据和企业部分财务数据或者企业管理者背景相关数据,没有直接使用企业申购理财额具体数据。为更可靠地分析上市公司申购银行理财产品的特征,本文直接从上市公司的银行理财申购数据出发,验证上市公司申购银行理财的各项特征。

二、描述性统计

本文选择了2007年至2011年参与银行理财产品的109家上市公司作为总体样本。选择的标准是该上市公司对理财行为曾进行披露。对于多次披露的上市公司,选择最新的披露信息作为数据来源和依据。根据各上市公司公告的要素,初步统计了上市公司的公告日期Time、所属证监会行业Industry、公司性质(国有或非国有)State-own、申购理财产品金额(或最大额度)Mounts、公告所在期间最新的净资产E、期末现金及现金等价物余额M、货币资金Money-funds、所在区域Province、申购原因、资金来源、所申购理财产品的收益率、所申购产品的期限(天)、所申购银行产品的产品类型(保本产品或非保本产品)等要素。其中,各年度上市公司参与银行理财产品市场的情况如下表1所示。

从表1中可以分析出,银行理财产品作为新投资品种,在2007年以前,尚无上市公司参与。随着银行理财产品市场的发展,上市公司参与银行理财产品的数量逐年递增。每年的递增平均速度在1560%,呈爆发增长态势。按照全市场上市A股公司数量为2320家计算,参与银行理财的上市公司数量已增长至4.6%。参与银行理财产品市场的上市公司涉及证监会行业中的35个行业,占总体行业数的54%,涉及省份为25个,占全国省份总数的75%。若根据wind行业分类标准,参与银行理财产品市场的上市公司分布如表2所示。

表2显示,参与银行理财的上市公司数量最多的是消费、工业、信息技术等行业企业,参与数量较少的是电信服务、能源、金融行业企业,但这些描述结果需要实证支持。从宏观环境的影响直观而言,消费品企业现金流较为充裕,可以有力支持公司参与银行理财产品市场,同时,处于产业链上游现金流丰富的制造企业,对资金使用效率回报要求较高,参与银行理财市场可能更明显。对于可以通过其他途径获得更高收益的金融企业,参与银行理财产品较少。对于公用事业单位,现金流一般充裕,闲置资金较多,申购理财可能较多,但同时可能由于受到监管较多,为规避监管风险,可能较低深度参与有风险的银行理财产品市场。本文对于这种由行业差异引起的申购差别,以公用事业单位行业为代表,提出如下假设:

H10:对闲置资金较多的公用事业企业,参与银行理财产品市场的深度较深。

H11:公用事业单位大多是政府财政资金作为资本金,受到的监管较多,可能被迫较低深度、较低弹性参与有风险的银行理财产品市场。

申购银行理财产品的企业股东性质不同,参与银行理财市场的深度可能不同。按照股东性质不同,分为私人企业、外资企业、地方国有企业、中央国有企业四类,分析发现,私人企业参与银行理财的占比最高,占据整体109家上市公司样本的51%,私人企业参与银行理财市场较为活跃。外资企业的银行理财占比最低,为7%。国有企业(包括地方国企和中央国企)占比居中,但地方国企比中央国企参与银行理财市场高出20个百分点。这一结果可能说明私人企业(非国有企业)对管理资金的回报率要求更高,更重视现金管理,有更多热情参与银行理财市场,或者私人企业在现金管理操作时更灵活,或者是在宏观经济调整下,有一部分私人企业在主营业务受影响下,通过参与银行理财产品市场获取投资收益以补偿主营业务。相反,国有企业一方面可能受到的宏观经济因素影响较小,或者资金较为充裕,或者资金要求回报不高,或者由于受到更多的监管管制而无法参与银行理财产品市场,另一方面国有企业主营业务发展依然较好,不需另寻投资渠道,因此参与银行理财市场的深度也可能较私人企业低。

从参与银行理财产品市场的公司规模分析,将公司分为大型规模和中小型规模两类,统计发现,中小企业参与银行理财产品市场的企业数量远远大于大型企业。这一结果可能是由于中小企业本身数量较多,存在选择性偏差,但从相对比例分析,深圳证券交易所的企业参与银行理财产品市场的参与广度更高,为5.4%,上海证券交易所公司的参与广度为3.4%,中小型公司的参与广度高出大型公司2%。

同时,为了控制公司所处地区的差异,将公司划分为东部沿海地区和非东部沿海地区两类。

在上市公司参与银行理财市场中,从上市公司属性指标分析,各个上市公司申购的银行理财产品金额出现如下特征,如表3所示。

表3显示,上市公司理财申购金额从500万至24亿元不等,平均申购金额为3.3亿元。同时根据上市公司宣告日所在的最近的季度财务报表显示,上市公司申购银行理财产品的金额与其公司净资产的比值从-28%到59%不等。对于净资产为负值,特别是ST公司,仍有不少公司参与银行理财产品市场,这可能印证了非主业投资自救假说。各公司公告的申购银行理财产品的上限,一般以其净资产(Baubonis,1993)的某一比例值为标准。部分公司在公告中宣称,申购银行理财产品不设固定上限,可自由申购,只有当申购金额触及净资产总比值线时才报董事会批准。另有部分公司设定固定的申购比例和上限,但不提及与其净资产的关系。从表中可以发现,参与银行理财产品市场的全部上市公司的理财投资金额平均为其净资产的17%。

从上市公司公告的信息分析,上市公司参与银行理财产品市场的目的各不相同。大部分公司从现金管理角度出发,宣告公司使用日常营运的存量过剩资金申购银行理财产品;或者宣称公司的采购和销售货款结算模式导致公司短期内存在流动资金闲置情形,为提高资金运作效率和投资收益,参与银行理财产品市场;或者宣称由于公司的供应商签订的销售合同一般会有15-60天的账期,利用账期申购银行理财产品。

大部分公司声称用自有闲置资金申购银行理财产品,而不使用上市募集资金和银行借款。为判断上市公司是否使用募集资金申购理财产品,比较发生在上市公司募集成立时的募集总量和申购银行理财产品的额度大小,可以发现,申购理财产品的金额一般低于或等于募集成立时募集账户的总量,说明上市公司购买理财产品的资金可能源于募集资金。正如部分公司公开披露,已经使用上市募集资金申购银行理财产品,正在纠错和调整。

各上市公司参与理财产品市场,所申购的银行理财产品的收益率从3%到11%不等,平均为6%,远高于一年期存款利率,与四大商业银行一年期贷款利率基本持平。上市公司所申购的理财产品平均期限为217天,但中位数是90天,所持有产品期限分布在9天与1800天之间。

对于上市公司是否能够参与银行理财产品市场,参与的比例应该多大,监管部门没有相关的规定。上市公司根据自身所在的行业不同和风险规避喜好程度不同,具有不同的行为特征。本文认为既然大部分上市公司在公告中宣称理财产品申购金额为其最新一期净资产的固定比值,则本文从公告时点的上市公司最近一期净资产、公司最近一期现金流量表的期末现金及现金等价物余额、公司最近一期货币资金量进行研究,以期发现上市公司参与银行理财产品市场的决定因素。

三、模型分析与实证

(一)不添加控制变量的简单回归

根据上市公司的公告日期所在年的数据,以上市公司申购理财产品金额或最大额度(Mounts)作为因变量,以公司的规模大小(Size)、公司性质(国有或非国有)(State-own)、净资产规模(E)、期末现金余额(M)、所在区域(Region)作为自变量,建立回归方程。为更清晰反映各个指标的不同影响,先做出净资产、现金额与银行理财产品申购金额的关系图,如图1、图2所示,并分别构建模型如下:

其中,C1、C2为常数项、β1为净资产对购买额Mounts的影响系数,β2为期末现金余额对购买额Mounts的影响系数,ξ1、ξ2为其他因素残差项。

再做出现金余额取对数后、净资产取对数后与银行理财产品申购金额取对数后的关系图,如图3、图4所示,并分别构建模型如下:

其中,C3、C4为常数项、β3、β4分别为期末现金余额和净资产对购买额Mounts的弹性,ξ3、ξ4为其他因素残差项。

对四个方程的回归结果表明,期末现金及现金等价物余额和净资产都对银行理财产品申购金额影响明显,系数为正,在未控制其他变量的情况下,F值显著,期末现金及现金等价物余额和净资产的系数t值也很显著。特别是方程(3)和(4),当期末现金及现金等价物余额和净资产分别变动时,理财产品申购变动的弹性达0.5和0.74,也即说明期末现金余额和净资产额每变动1%时,申购量变动0.5%和0.74%。

为何上市公司的净资产额与期末现金余额的变动对申购理财额有如此明显影响?一方面,对于净资产而言,上市公司的净资产较高时,抗风险能力较强,企业家信心增大,促使企业更多参与投资。由于银行理财产品的期限一般较短,大多为1年之内,不会影响长期投资,因此可推断公司净资产越高,公司参与银行理财产品市场的深度越深。同时,净资产越高的上市公司因抵押物更充足,更容易获得外部融资,这时企业有可能将外部融资所融入的资金用于银行理财产品投资,这由前文描述性统计中部分公司公开披露,已经使用上市募集资金申购银行理财产品,正在纠错和调整可证实。另一方面,上市公司净资产较高,企业所受到的融资约束较少,在代理成本较高的情况下,企业可能存在过度投资行为,即使某些投资不能满足股东要求的最低权益资本回报率,但管理者依然选择银行理财产品进行投资。这也从样本数据中可以验证,部分上市公司所申购的理财产品期限,最长达1800天,这说明这类上市公司已经把银行理财产品作为公司的长期投资业务对待,而不仅仅是出于营运资金现金管理的需要。另一方面,对于期末现金余额而言,上市公司的货币资金越多,证明公司的现金头寸越大,除了正常的经营运转需要,公司可能将资金参与短期货币市场或债券市场。银行理财产品的期限一般是货币市场工具和债券市场工具的替代品,从样本中观察可知,上市公司申购银行理财产品的中位数期限为90天,满足货币市场投资期限的一般标准,因此上市公司可能会选择银行理财产品作为中短期投资对象。平均水平上可预计,上市公司的货币资金越多,上市公司参与银行理财产品的越深入。

(二)添加控制变量的全变量回归

为了更全面分析各因素的影响,分析上市公司参与银行理财产品市场的决策行为特征,综合考虑上市公司规模大小、上市公司企业性质、所在行业、所在区域等因素。

上市公司的规模大小决定了公司的融资模式和投资模式。对于企业规模的不同,本文提出以下假设:

H20根据优序融资理论(Myears,1984),上市公司处于成长期,规模较小时,公司自主投资强劲,所需的融资较多,这时闲置资金较少,申购银行理财产品的深度可能较低。

H21小型规模公司相对大型规模公司管理灵活,注重资金回报率,公司的现金管理倾向可能较强,对营运资金变动和回报率的差异更为敏感,易倾向参与银行理财产品市场。

上市公司的股东性质也可能深刻影响企业参与银行理财产品市场的深度,本文假设:

H30:在中国特色的公司治理制度下,国有企业较非国有企业受到的融资约束较低,相对于非国有企业,持有的预防性闲置资金较低,对营运资金要求的回报率敏感度较低,参与理财产品市场的兴趣度可能不足,导致理财产品申购深度较低。

H31:国有企业(包括中央国有和地方国有企业)在国有金融制度环境中更容易获得外部融资,融入资金后,资金的主营业务投资效率不高时,存在大量现金头寸,国有企业持有更多现金能够更多参与银行理财产品市场,参与的深度增加。

上市公司所在的区域不同,具有不同的经营管理水平和产业集群投资风格。同时,不同区域的上市公司受到的监管程度可能不同,同一区域的企业受到的监管影响可能一致,这会导致企业的理财行为出现一定的区域趋同性。本文假设:

H40东部沿海企业的现金管理能力可能较高,风险承受能力较强,企业家意识可能更为开放,因此可能更倾向申购银行理财产品。

H41西部地区的企业投资回报率较低,有较少的投资渠道,闲置资金较多,参与银行理财的深度可能高于东部沿海。

设定净资产E、期末现金M为实值变量,设定State-own为虚拟变量,在公司为私人企业时,取值为1,否则为0;Region也为虚拟变量,行业Industry为虚拟变量,是否外资企业Foreign为虚拟变量,检验分析相关因素,设定如下2个模型:

对模型(5)以制造业为行业基准比较组,以私人企业为企业性质的基准比较组,以中西部地区为企业所在区域的基准比较组,以小公司为公司规模的基准比较组进行计量回归检验,回归结果如表4所示。

从表4看出,在95%的置信度下,可以得到以下结论:

1. 期末现金余额和净资产正向影响上市公司参与银行理财市场。净资产、期末现金余额的回归系数均为正,分别为0.01和0.11,尤其是期末现金余额系数较大,也较为显著,说明企业期末即期现金余额深刻影响了上市公司参与银行理财市场的理财行为,这验证了前文的假设,大部分企业在有较多闲置资金时,会进入银行理财产品市场。相似的情况是,净资产越多,企业申购银行理财产品也越多,该系数虽然较为显著但较小,仅为0.01。

2. 行业系数中的公用事业单位为负,系数为-0.67,支持了H11。以制造业为基准组,发现不同行业的公司,参与度不一致,若制造业企业平均申购1亿元,则金融行业企业、医疗行业企业、信息行业企业都较制造业企业高出4800万到2.07亿元不等,这种参与深度在不同行业的高低分布情况与前文表2描述性统计中的参与广度在行业中的排序情况不一致,但消费行业表现出一致性。说明一方面尽管制造企业对资金使用效率回报要求较高,参与银行理财市场意愿更明显,参与广度较大,但另一方面制造业企业受到宏观通胀上升,原材料价格上涨,闲置资金较低的限制,因此参与银行理财产品市场的数量较少,参与申购的深度相对其他大多数行业企业却较低。

3. 大公司相对于小公司理财参与深度较低,支持了H21。当上市公司为小型公司时,参与银行理财产品市场平均水平比大型上市公司高出0.99亿元,说明小型上市公司对现金管理收益率更为敏感,对短期资金的回报要求更高,但这种情况不够显著,可能被小企业的融资约束作用所减弱。

4. 地处东部沿海地区的公司相对于西部内陆地区公司,参与深度较低,当西部地区企业平均申购1亿元时,东部地区企业平均低出0.13亿元,支持了H41。

5. 不论中央国企还是地方国企,参与深度都高于私人企业,平均水平上分别高出私人企业0.94亿元与0.54亿元,支持了H31。当上市公司为私人企业时,参与银行理财产品的申购深度小于国有企业。就平均水平而言,私人企业的申购水平最低低于国有企业近1亿元。这也是样本数据中最低申购额为500万元,最高申购额为24亿元的原因,偏差值较大。同时可以发现,同为国有企业,地方国有企业和中央国有企业的申购深度相差不大,中央国有企业的申购深度略高于地方国有企业,这可能是由于中央国有企业闲置资金更多,或者集团财务现金管理水平更高。虽然外资上市公司参与银行理财产品市场的数量最少,但外资上市公司参与银行理财产品的深度较内资企业大,平均水平比非外资企业高出2.81亿元,这一结果显著。

(三)对变动弹性的回归

为了更加清晰地观察上市公司参与银行理财产品市场与企业净资产变动和企业最新一期期末现金余额变动的敏感性,本文以制造业为行业基准比较组,以私人企业企业性质的基准比较组,以中西部地区为企业所在区域的基准比较组,以小公司为公司规模的基准比较组,对模型(6)重新进行回归,得到结果如表5所示。

从表5中可以看出,在95%置信度下,可以得到以下结论:

1. 净资产系数、现金等价物系数都显著为正,说明上市公司参与银行理财产品市场的深度与净资产的变动和现金的变动灵敏度较高,净资产变动相对于期末现金的变动影响企业参与银行理财产品力度更大,前者的弹性更大。当净资产和期末现金分别增加1%时,银行理财产品申购额分别增加0.59%和0.24%。

2. 医疗行业和公用事业行业的企业参与银行理财产品的弹性与消费、金融、信息行业的企业相反,消费、金融、信息行业的申购弹性较制造业行业弹性大,而医疗、公用事业较制造业的弹性小,这可能印证了医疗企业和公用事业单位对理财投资相对保守,或者受到的监管较多,为规避监管风险,参与银行理财产品市场的灵活度较低,支持了H11假设。

3. 地方国有企业和中央国有企业对银行理财产品申购变动的方向不同。同比私人企业,中央国企相对于地方国企,对银行理财申购金额变动方向比私人企业更大,而地方国企相反,这印证了前文中央国有企业集团相对于地方国企,现金管理能力或意向更强,管理更灵活的假设。

4. 结合表4,说明中央国企参与银行理财产品市场的绝对金额更多,深度较大,同时,参与时的弹性也更大。表5中沿海企业的弹性高于中西部地区,结合前文描述性统计,说明沿海企业尽管参与银行理财产品市场深度较低,但对理财市场的变动却更为敏感。

四、补充性回归

为验证上市公司是否追求银行理财产品的收益率高低,是否对产品的期限存在偏好,添加收益率R和产品期限T进入模型5和6。

由于仅有22个公司公告了其所申购的理财产品收益率,占参与银行理财产品市场上市公司全部数量的20%,本文仅以该22个公司数据作为新的小样本进行检验。同时,发现该22个上市公司样本全部为非外资企业,因此从公式5和公式6中剔除外资企业的虚拟变量Foreign,得到如下模型7和8。

回归得到如表6、表7所示。

由于样本较少,回归结果的精度不高,从表6、表7可以发现,添加收益率和产品期限两个自变量后,其他各类因素变量的影响与表4、表5基本相同,系数结果保持一致,呈现稳健性。表6和表7显示,产品期限这一因素的影响并不显著,不论是在申购的深度方面或申购弹性上,所有上市公司不因为产品期限越长,越多申购理财产品。但产品的预期收益率影响显著为正,产品收益率越高,参与理财产品市场越深入。同时,产品收益率的弹性也为正,说明理财产品价格的变动对申购理财产品具有引导作用,但这种效应不够显著,可能由于上市公司的现金管理水平有待提高或者中国特殊的银企关系导致企业对银行理财产品的价格波动不敏感(潘正彦,1999)。

五、结论

本文通过检验中国A股上市公司参与银行理财产品市场的数据特征,验证了中国上市公司参与银行理财产品市场的深度与其净资产大小成显著正相关关系的投资特征。由于公司的规模、行业的分布、股东的性质、所在区域的不同,不同的上市公司表现出不同的特点。整体平均水平而言,上市公司规模越小,参与申购银行理财产品的深度越大,支持了假设H21,公司为地方国有企业并处于中西部地区时,上市公司参与银行理财产品的深度相对增加,弹性降低,支持了H31、H41假设。中央国有企业不论是参与深度和参与弹性,都较私人企业大。上市公司不因为产品期限越长,越多申购理财产品。银行理财产品的收益率影响上市公司参与理财市场的深度和弹性。

由于本文的数据仅取自2007至2011年,样本较少,可能这种样本选择差异影响了本文的结论。同时,不同公司公告申购银行理财产品的次数不同,部分公司连续公布银行理财产品申购次数,每年一次或每年数次,部分公司仅在某年历史性公布过一次,对于这种动态的公布行为,本文只取每家公司的最新一次公布时间,因此样本没有考虑公告的动态性,这是本文的缺陷,有待于未来继续研究。

参考文献

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[2]姜付秀、陆正飞等,2009,管理者过度自信、企业扩张与财务困境[J],经济研究,1:138-141

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[5]王鹏虎,2008,拓宽合作领域,提供全面服务[N],金融时报,2008-4-21-009

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[9]潘正彦,1999,中国银企关系论[M],上海社科院

[10]Baubonis,C.,The Banker’s Buide to Equity-linked Cer-tificates of Deposit[J],The Journal of Derivatives,1993,1:87-95

[11]Stewart C.Myears,Corpaorate financing and investmentdecisions when firms have information that investors donot have[J].Journal of Financial Economics,1984,13:187-221

非上市结构化投资产品 篇2

已有研究显示, 融资结构总体上与企业投资显著负相关 (如刘星、杨亦民, 2006) 。而我国目前的融资结构单一, 资金提供方——银行和证券市场存在种种问题, 投资效率低下已成为当前证券市场改革的直接原因。融资结构发生变革, 必将会对我国企业的投资规模产生深远的影响, 也会影响到我国企业的公司治理模式。融资结构中的资金提供者——股东和债权人的冲突将进一步加剧, 从而改变企业的公司治理, 对企业的投资造成影响。所以, 深入研究我国企业目前的融资结构和投资规模的关系有利于我国国有银行改革的顺利完成, 维护广大股民投资的积极性, 促进我国证券市场的健康发展, 也有利于积极培育机构投资者, 建立适合我国国情的公司治理模式, 合理优化企业的融资结构, 从而促进我国国民经济的健康和快速发展。然而我国在这方面的深入研究才刚刚起步。有关融资与企业投资规模关系的研究, 一般从我国银企关系的“同源性”出发, 研究负债融资对企业的软约束, 以及由此形成的股东——债权人冲突问题。而将融资结构与投资规模纳入同一框架直接研究的较少。本文从公司治理模式角度分别研究股债兼治型模式和股权治理主导型模式下上市公司融资结构的组成部分与投资规模的关系。

二、研究综述

(一) 银企行“同源性”形成了负债融资的软约束 俞乔、陈剑波 (2001) 研究发现, 企业内部资金对其投资行为有重要影响, 而外部负债对其投资行为并无影响。何俊 (1998) 的研究结果表明, 国有股 (包括国家股和国有法人股) 在公司股权中所占比率越高, 公司内部人控制就越强。郑江淮、何旭强、王华 (2001) 认为, 国家股比重越低的上市公司负债融资比重越低, 但没有受到明显的后续股权融资约束, 而国家股比重越高的上市公司负债融资比重相对较高, 却受到了后续股权融资约束。

(二) 治理结构缺失致使股东经理偏好过度投资和风险 何金耿、丁加华 (2001) 实证研究结果显示, 投资需求对现金流量有很强的正向关系, 进一步研究表明这种关系形成的原因不是融资约束, 而是管理机会主义, 这说明目前上市公司经理约束机制并非普遍有效, 管理机会主义是公司留存高额利润的主要目的。李胜南、牛建波 (2005) 研究表明, 对于国有股比例低的公司, 高负债抑制了高增长性企业的投资支出。对于国有股比例高的公司, 高负债既没有约束低增长性公司的过度投资, 也没有抑制低增长性公司的正常投资。魏锋、刘星 (2004) 研究表明, 公司投资与现金流量之间存在显著的正相关关系。投资、现金流敏感性的关系, 得出我国上市公司存在融资约束, 而总体不确定性与公司投资呈现正相关关系, 说明上市公司管理层普遍偏好风险。

(三) 股东、债权人冲突导致企业过度投资的研究 李秉祥 (2003) 指出财务危机企业投资行为偏移的主要原因在于内部人控制、银行对企业负债的软约束和信息不对称。伍利娜、陆正飞 (2005) 研究发现, 资产负债率与投资不足及过度投资行为的发生均呈现正相关关系。而企业的盈利状况越差, 越会加剧这种投资不足与过度投资行为。童盼 (2005) 研究表明, 短期负债不仅带来代理成本, 而且其代理成本甚至可能高于长期负债的代理成本。

(四) 负债融资加剧股东与债权人冲突和缓解股东与经理冲突研究 童盼、陆正飞 (2005) 研究发现, 负债比例越高的企业, 企业投资规模越小, 且两者之间的相关程度受新增投资项目风险与投资新项目前企业风险大小关系的影响。与高项目风险的企业相比, 低项目风险企业的投资额随负债比例上升而下降得更快。高风险企业投资与负债之间的负相关关系, 说明负债能够抑制股东-经理冲突引起的过度投资的作用大于负债本身引起的股东—债权人冲突带来的过度投资。童盼、支晓强 (2005) 研究表明, 在股权价值最大化的目标下, 典型企业会放弃现金流固定的无风险项目, 但随着项目风险的增加, 企业放弃的项目越来越少, 当项目风险足够大时, 企业甚至会接受一些净现值为负的项目。姜建军 (2004) 发现, 负债融资与企业投资整体上负相关, 按成长机会划分, 这种相关性仅存在于成长机会低和成长机会中等的企业里。李秉祥 (2003) 认为, 企业的过度投资是内部人控制和银行债权弱化的具体体现, 虚假的债务重组是将危机转嫁给企业债权人的真正动因。

三、研究设计

(一) 研究样本及数据来源 本文研究我国上市公司融资结构与投资规模之间的相关关系, 选取的样本是在沪市上市的公司。以2005年的数据为研究窗口, 应用上海证券交易所上市公司的截面数据, 实证研究两种治理模式下我国上市公司融资结构与投资规模之间的关系。为了保证数据的有效性, 尽量减少其他因素对数据的影响以及确保统计口径的一致, 本文只选择了2003年12月31日前在上海证券交易所上市的只发行A股的上市公司, 并剔除了ST、金融、保险类的上市公司。根据上述原则, 本文选择在上海证券交易所上市的201家公司作为研究对象。本文研究共需要两类数据:公司治理的数据和财务数据。其中公司治理数据从上市公司年度财务报告中获得。所有的数据来源于上市公司在新浪网站财经版上公布的2004年度和2005年度报告。同时在选取数据的时候, 也用Excel软件进行了简单的加工。

(二) 研究方法 本文首先采用聚类分析方法按照公司治理的标准进行分类, 确定每个上市公司所采用的公司治理模式, 然后采用多元线性回归分析的方法, 对融资结构与投资规模的关系进行实证分析, 以验证假设是否成立。

(三) 参数选择 本文按照治理结构主体的不同对公司治理进行分类, 分别选取了以下一些参数: (1) 股东。主要选取了股权制衡度和股权集中度来衡量其参与公司治理的状况。股权制衡度是表示上市公司股权相互牵制的程度, 定义为第二、三、四、五位股东与首位大股东之比, 股权制衡度大于等于1为“制衡”, 股权制衡度小于1为“非制衡”。股权集中度表示上市公司股权在第一位股东的集中程度, 定义为第一大股东持股比例的指标。 (2) 债权人。本文采用了资产负债率、长期负债率和流动负债率三个指标来衡量债权人参与公司治理的情况。资产负债率表示负债总额与资产总额的比例, 长期负债率表示长期负债与资产总额的比例, 而流动负债率表示流动负债与资产总额的比例。 (3) 董事会。本文选择了董事会规模、董事长与总经理是否两职合一两个指标。董事会规模是在年度报告中披露出来的董事会所有成员人数的总和, 包括董事长、独立董事、执行董事等。对于董事长与总经理是否两职合一, 如果是两职合一, 则此参数取值为1;否则此参数取值为0。 (4) 监事会。本文选择监事会人数、年度内监事会会议召开次数两个指标。 (5) 经营者。本研究中经营者指的是公司的高级执行人员, 主要包括总经理、副总经理、财务总监、销售总监、总工程师等。经营者参与公司治理的状况用经营者中报酬总额最高的前三位与公司高层报酬总额的比值来反映。经营者报酬总额是指经营者在上市公司领取的工资和奖金、年薪、津贴等各种形式的报酬总和。 (6) 投资规模。为了消除企业规模对投资规模的影响, 用投资变化额除以资产存量的比例来衡量, 其中投资变化额是固定资产、长期投资的2005年度变化值, 即等于2005年年末余额减去2004年年末余额;资产存量是2005年初总资产。 (7) 融资结构。根据融资结构的定义, 结合上市公司披露的信息, 选择的指标主要有以下几个方面:第一, 股权结构指标, 反映股权资本内部的比例关系, 主要采用留存收益和股东投入资金的比值, 即盈余公积与未分配利润的总额除以股本与资本公积的总额。第二, 负债结构指标选择负债的期限结构的比率, 计算方式为长期负债与流动负债的比值。流动负债是指将在1年 (含1年) 或者超过1年的一个营业周期内偿还的债务, 包括短期借款、应付账款、应交税金和一年内到期的长期借款等。长期负债是指偿还期在一年或者超过一年的一个营业周期以上的债务。第三, 资本结构指标作为股权资本与债权资本之间的比例关系, 即负债权益之间的比例。本文选择的指标是负债权益比, 计算方法为负债总额除以所有者权益总额。

(四) 研究假设 借鉴已有研究成果, 本文提出如下研究假设: (1) 股债兼治型模式下实证研究假设:

假设1:股权结构与投资规模具有负相关的关系

假设2:负债结构与投资规模具有正相关的关系

假设3:资本结构与投资规模具有正相关的关系

(2) 股权治理主导型模式下实证研究假设

假设4::股权结构与投资规模具有正相关关系

假设5::负债结构与投资规模具有正相关关系

假设6:资本结构与投资规模具有负相关的关系

(五) 模型建立和参数定义本研究建立的模型和参数定义如下: (1) 聚类分析参数。X1为股权集中度;X2为股权制衡度;X3为资产负债率;X4为流动负债率;X5为长期负债率;X6为董事会人数;X7为总经理董事长是否一人;X8为监事会次数;X9为监事会人数;X10为高管报酬比例。 (2) 多元线性回归分析参数。因变量为投资/资本存量比例 (It/Kt-1) ;自变量为股权结构 (Rt-1/Ct-1) ;负债结构为Lt-1/St-1;资本结构为Dt-1/Ot-1。 (3) 研究模型。本文建立如下研究模型:It/Kt-1=α0+α1Rt-1/Ct-1+α2Lt-1/St-1+α3Dt-1/Ot-1+ε。

四、实证结果分析

(一) 样本公司治理模式聚类分析通过对样本的方差检验 (表1) , 10个变量中任意一个变量造成的类间均方差均大于类内误差均方。从概率值来看, 10个变量是类间无差异的假设成立的概率小于5%的有8个。因此, 聚类结果所选择的分类变量指标通过了相关性检验, 样本指标的相似性比较低, 聚类结果有效。通过聚类分析, 可以得到各样本公司治理模式的类型, 并得到第一类公司治理模式和第二类公司治理模式的特征, 结果见 (表2) 和 (表3) 。根据聚类分析的结果和公司治理模式的特征, 确定分类结果和公司治理模式的对应关系见 (表4) 。聚类结果印证了目前我国上市公司治理模式的实际情况, 即股权治理主导型模式多于股债兼治型模式。

(二) 股债兼治型模式下的融资结构与投资规模关系的实证分析 通过上述聚类分析的结果, 在股债兼治模式下有效样本数为56个, 占总体样本的27.86%。 (1) 描述性统计分析。在股债兼治型公司治理模式下变量的描述性统计见 (表5) , 揭示了在此模式下各指标的基本情况。 (2) 拟合度分析。通过SPSS中的线性回归分析, 建立的回归方程的解释能力评价指标 (表6) , 通过模型汇总表中, 回归方程较好的拟合了观测变量。同时D-W检验值为2.093, 由于样本容量为56, 解释变量为3, 查D-W检验上下界表得上下界为1.68和1.45, 参照标准, 1.68<2.093<4-1.68, 则线性回归模型中三个解释变量之间无自相关。 (3) 方差分析。模型的方差分析结果见 (表7) , 可以发现, 模型1的显著性水平t值为0.042<5%, 则拒绝原假设, 回归系数在5%水平上显著, 因变量与自变量股权结构、负债结构、负债权益之间有线性关系。 (4) 回归方程的建立和检验。根据模型的回归系数表 (表8) , 各变量对应系数的检验值t值都小于5%, 可以建立回归方程It/Kt-1=0.033-0.005Rt-1/Ct-1+0.064Lt-1/St-1+0.006Dt-1/Ot-1;标准回归方程:It/Kt-1=-0.019Rt-1/Ct-1+0.376Lt-1/St-1+0.056Dt-1/Ot-1。同时从多重共线性的角度看, 容限度Tolerance>0.1, 方差膨胀因子VIF<10, 所以不存在多重共线性。因此, 通过样本数据建立的多元线性回归方程是可以信赖的。

(三) 股权治理主导型模式下的融资结构与投资规模关系的实证分析 利用聚类分析的结果, 得到股权治理主导型模式下的有效样本145个, 占总体样本的72.14%。 (1) 描述性统计分析。在股权治理主导型模式下变量的描述性统计, 见 (表9) , 揭示了在此模式下各指标的基本情况。 (2) 拟合度分析。在股权治理主导型模式下, 通过对模型拟合程度检验指标的测度 (表10) , 复相关系数为0.323, 回归方程较好的拟合了观测变量。同时D-W检验值为1.928, 由于样本容量为145, 解释变量为3, 查D-W检验上下界表得上下界为1.71和1.84, 参照标准, 1.84<1.928<4-1.928, 则线性回归模型中三个解释变量之间无自相关。 (3) 方差分析。方差分析结果见 (表11) 。可以发现, 回归方程的t值的显著水平为0.001<5%, 则拒绝原假设, 回归系数在5%水平上显著, 所以, 因变量与自变量存在线性关系。 (2) 回归方程的建立和检验。根据模型的回归系数表 (表12) , 各变量对应系数的检验值都小于5%, 可以建立回归方程:It/Kt-1=0.016+0.088Rt-1/Ct-1+0.058Lt-1/St-1+0.002Dt-1/Ot-1;标准回归方程It/Kt-1=0.211Rt-1/Ct-1+0.226Lt-1/St-1-0.025Dt-1/Ot-1。检验多重共线性的指标, 容限度Tolerance>0.1, 方差膨胀因子VIF<10, 所以不存在多重共线性。因此, 通过样本数据建立的多元线性回归方程是可以信赖的。

五、结论

通过上述分析, 得出如下结论: (1) 在股债兼治型模式下股权结构与投资规模具有负相关的关系;负债结构、资本结构与投资规模具有正相关的关系。比较股权结构、负债结构和资本结构的回归系数, 负债结构和资本结构对投资规模的影响程度远远高于股权结构的影响程度。可以发现, 在股债兼治型模式下, 债权人在信息对称的假象下, 由于过度投资作用大于投资不足的作用, 并且负债的相机治理作用微不足道, 最终形成了融资结构与投资规模具有正相关的关系。 (2) 在股权治理主导型模式下, 股权结构、负债结构与投资规模具有正相关关系, 与资本结构与投资规模具有负相关的关系。三个相关系数中, 股权结构和负债结构与投资规模的回归系数明显高于资本结构的回归系数, 综合三个回归系数对投资规模的影响程度, 可以证明在股权治理主导型模式下, 融资结构和投资规模具有正相关关系。

摘要：本文以沪市2004～2005年201家非金融企业的2814组为样本数据, 采用聚类分析方法从公司治理模式角度对样本公司进行分类, 选用多元线性回归分析法分别研究了股债兼治型模式和股权治理主导型模式下, 上市公司融资结构的组成部分与投资规模的关系。结果发现这两种模式下融资结构的组成部分与投资规模的相关关系不同;综合比较影响因素后发现, 在两种治理模式下, 融资结构与投资规模是正相关的关系。

非上市结构化投资产品 篇3

关键词：文化产业,上市公司,金融结构,投资行为

随着经济发展的不断提高,精神文化建设越来越得到人们的重视,成为各个国家的财富发展的主要支撑部分之一。我国文化源远流长博大精深,但是因为我国文化产业发展比较晚比较慢,所以相对与发达国家来说,我国文化产业的竞争力不足,但是成长空间很大。本文通过文化产业上市公司融资结构对其投资行为的影响进行分析,明确我国文化产业的发展状况。

一、资料背景

(一)影响融资结构和投资行为的因素分析

现代企业财务管理的两个主要内容是融资与投资,这两个内容即相互影响又相互独立,本文就文化产业上市公司为例,探讨融资结构和投资行为之间的关系影响,分析其发展因素有以下四点。

(1)公司规模试想想融资结构与投资行为关系的因素之一。公司的规模不同代表了公司的收益和风险在规模上面有差别,大公司比小公司的资源多,有自己的企业形象,能够更好的活动融资支持,小公司没有这种便利,便会在投资时更多的依赖债务融资。

(2)公司成长是影响融资结构与投资行为关系的因素之一。因为在公司投资决策方面,大股东小股东管理者之间的冲突会使得他们做出不同的利益选择,所以,根据公司成长做出的不同选择是影响到公司融资结构与投资关系的因素之一。

(3)公司股权性质是影响融资结构与投资行为关系的因素之一。国有控股公司与国有银行之间的关系由来已久,根据两者对于公司的性质,导致国有控股公司对于投资行为的约束力不够,所以,公司股权性质是影响融资结构与投资行为关系的因素之一。

(二)融资结构对投资行为影响的分析

根据因素分析表明,影响融资结构对投资行为的影响有以下三点:

(1)债务融资水平对投资行为的影响。负债会导致资产替代和资产不足的情况发生,但是融资能抑制投资过度或者投资不足的情况发生,发挥治疗作用。

(2)债务融资期限对投资行为的影响。债务越多期限越长会引起投资不足等问题的出现,但是短期少量的债务对公司的国度投资和投资不足行为有很好的抑制作用。

(3)债务融资来源于对投资行为的影响。一般借款都是向银行借款,但是银行借款的流动性差,不能随意改变自己用途等种种缺点导致银行借贷不容易。当企业经行高风险投资的时候往往会出现资金断裂,更因为风险过高导致资金严重不足,由此减弱了市场对企业投资行为的控制。

二、文化产业上市公司融资结构对其投资行为

(一)文化产业上市公司融资结构对其投资行为关系的必要性

我国的文化产业经营较晚,还没有形成完整的经济文化产业链。在如今社会,对精神文化追求越来越强烈,文化发展经济,带动经济发展,成为了经济发展的重要支撑,文化企业也纷纷由事业单位转变股份制公司企业,把盈利作为公司的主要目标。

(二)文化上市公子投资的主要特点

舆论主要风标是掌握在国家和地区手中的,文化产业上市公司在舆论方面依旧受到一定的管控,但是上市以后主要是自住经营,以盈利为根本目的,其特征如下:

1、文化产业上市公司的特点有长周期、高风险和高投资

在影视制作上,文化产业上市公司有资金回收时间长的问题,所以我国上市文化企业运作十分谨慎。

2、投资可以在校场的产业链条上长期分享收益

文化具有明显的延伸性和发散性,在一点出发可以或得产业链的收获,比如说综艺节目,卡通品牌,影视制作等,可以或得广泛又长远的收益。

3、文化产业与其他产业融合发展

现如今IT行业与数字传媒齐头并进,相互合作,打造文化产业链,多方面尝试合作,不断扩展,我国文化产业可以进行相关的投资组合。

4、进入壁垒低,投资过热

我国的文化产业虽然发展时间不长,但是因为消费者的巨大追求造成投资过热,造成文化产品参差不齐,跟风从众等现象,使我国文化产业水平不高。

(三)文化产业上市公司融资结构与投资行为的关联

与其他产业不同,文化上市公司投资行为和金融结构有特性,特性之间有存在紧密联系,对文化产业上市公司融资结构与投资行为进行分析。

1、通过高股利支付率吸引投资者

文化产业上市公司在与投资风险相对比的支付率上采取的是比较高的投资回报率。文化投资因为进入的门槛较低导致不确定比较多,文化产业上市公司为了吸引投资者的兴趣改变策略,一般采用提高支付利率的方式吸引投资者。

2、文化产业上市公司获得的端起投资比较多

因为文化产业的投资风险大,不确定性多,导致投资者对公司的发展产生不确定性,容易造成信息不足,贷款期限短等问题。资金短导致文化产业市场的可持续项目较少。

(四)我国文化产业上市公司融资结构的主要问题和解决方案

1、主要问题有以下几点

政府的扶持力度有待加强;文化产业上市公司融资的问题多,不确定因素大;固定资产少,难以通过抵押贷款的方式获得银行贷款;文化产业的投资风险较高,风险难以控制;文化产业相关的法律法规不健全,公众的版权意识差。

2、建议方法

政府通过大力投入完善法律法规;政府对文化产业进行大力扶持;鼓励我国文化企业改革;加强文化产业的建设管理;促进产业的发展与融资。

三、结束语

在物质富裕的今天,人们对精神产品进行强烈的追求,文化产业在需求的影响下快速发展,文化上市公司只有在政府的大力扶持和良好的融资环境下才能活的健康持续的发展。

参考文献

[1]潘丹.融资结构对投资行为影响的研究[D].南华大学,2012

[2]张悦.高新技术产业上市公司融资结构对投资行为影响的实证研究[D].沈阳理工大学,2012

[3]雷振华,李宁.融资结构对投资行为的影响研究——以核电关联产业上市公司为例[J].湖南社会科学,2013,01:163-167

非上市结构化投资产品 篇4

一、制造业上市公司非效率投资的理论分析和研究假设

公司的股权分配状况对公司的管理影响颇深, 公司的决策是通过股东大会决定的, 大股东的决策意向对公司经营起到关键的引导作用。对公司股权结构进行优化在一定程度上可以促进公司的良好运转, 并相应地影响着公司的投资方向。

1. 基于委托代理理论与非效率投资的分析

Berle和Means (1932) 通过研究现代公司治理, 提出了委托代理理论。他们表示, 公司的所有权与经营权是分离的, 一般公司的管理者与公司的所有人是雇佣关系, 公司所有人出资聘请管理者对公司进行管理, 希望通过优化公司内部结构, 取得更为可观的利益。

公司的股东权益分化会对公司委托代理的费用产生影响, 相应的投资状况也会受到牵制。按照公司的所有人性质, 可以将上市公司划分为国有控股企业和非国有控股企业。不同性质的公司其管理模式是不同的, 同时其对非效率投资的管理力度与控制情况也不同。由于所有者身份不同, 他们的目标函数就不一致, 对管理层的监督能力也不尽相同。我国采取的是社会主义制度, 国家的主要经济基础掌握在国家的手中, 现在制造产业中, 国有企业掌控着主导地位。如果公司控股股东为国有性质, 政府部门则希望通过企业来调控社会的就业率, 稳定社会的经济结构, 所以国有性质的股东不以经营利润最大化为主要目标。但作为管理者, 其与公司的股东存在着雇佣关系, 必然会以其利益为主要的运营目标。所以我国国有控股的上市公司本身就存在着严重的委托代理问题。如果控股股东为非国有性质, 股东在企业中占有着绝大多数权益, 公司的经营状况直接影响着股东的收益, 公司的大部分股东会以自身利益为重, 要求经营者适当投资。在很多非国有控股的企业当中, 股东大会控制着企业的大部分权力, 它会对公司的经营进行适当的加压。这样管理者对公司的投资决策就不会太草率, 有效抑制了公司的过度投资。针对以上问题, 做出如下的推论:

假设H1:我国制造业上市公司普遍存在着投资不足问题, 但国有股持股比例的增大会使公司有过度投资倾向。

自2005年股权分置改革以来, 至2010年基本实现全面流通, 现在我国的很多公司都是通过国有制私有化改制而来的。虽然公司由国有制转变为私有制, 但是其股东结构还是没有发生很大的变化, 股权还是集中在少数人手中, 这往往会产生以下影响: (1) 股东与管理者之间的矛盾得到了有效的解决。很多重大决策都是由大股东来决定的, 其大部分决策都是围绕着股东的利益展开, 通过股东大会对管理层施加压力, 并且对管理层的管理运营进行监督, 实际上大股东对公司的运营状况担负着主要的责任。 (2) 大股东占据着公司的主要信息资源, 很多决策对大股东来说是有利的, 但是并不利于小股东。大股东对公司有较高的决定权, 利用权利的便捷, 大股东会通过某种手段从小股东手中抽取一部分资源。

Shleifer和Vishny (1997) 认为, 当股权集中到一定程度后, 掌握公司控制权的大股东会与管理层合谋共同选择有利于大股东而不利于企业价值提高的非效率投资行为;如果持有的股权增加到一定的程度, 股东就完全掌握了公司的运营, 此时公司的管理者在对投资进行管理时就会考虑到更多的方面, 管理也更加理性化。所以, 股权的大小会有一个临界值, 在这个临界值的周围浮动就会对公司的非效率投资产生影响, 最终达到临界值时, 是最佳的平衡状态。为了分析以上的临界值理论, 做出以下的推论:

假设H2:第一大股东持股比例与投资不足呈负相关关系, 与投资过度呈正相关关系。

2. 基于信息不对称理论与非效率投资的分析

公司不同层次的人员所掌握的公司信息是不相同的, 公司的高层管理人员一般会掌握着更为详细的信息, 对公司的真实运营状况了解得也更详细, 有利于高层管理人员做出正确决策。不充分的信息共享使公司的外部融资成本增加, 形成融资约束。我国的经济体制决定了多数公司的股权结构, 国家会在大部分上市公司中投入股份, 并且国家的股份占公司整体股份的比例较高。一般情况下, 国企领导并不享有真实的股权, 不能分得相应的收益, 他们的作用是帮助政府参与到对这些企业的管理当中。如果国有股份占有较大的比例, 那国家就对企业实现了有力的控制, 在参与管理时, 会以实现政府的经济目标为主, 在这种情况下公司的融资约束不就明显, 管理人员为了获得更多的利益就会相应地增加投资份额。所以, 如果国家成为企业的第一大股东, 那么企业出现投资过度现象的几率就越大。基于此, 提出如下假设:

假设H3:公司终极控股人性质为国有时, 公司在进行投资决策时倾向于过度投资;终极控股人性质为非国有时, 公司投资决策倾向于投资不足。

二、模型、变量及样本的选取

1. 模型及变量的选择

为了对假设进行分析, 本文采用了Richardson的理论模型。模型采取了残差的方法, 残差值往往会反映企业的投资状况, 利用残差值进行分析更具有准确性、真实性。Richardson指出, 一般情况下企业的投资分为预期与非预期两类。模型 (1) 设计如下:

其中:α0代表常数项;ε代表了残差, 如果ε大于0则表示企业出现了过度投资的现象, 当ε小于0则表示企业出现了投资不足的现象, 如果ε等于0则表示投资持平, 为最为理想的状态。表1对模型做出了详细的解释。

在模型 (1) 的基础上, 为了考察股权结构对非效率投资的影响, 本文从最终控制人性质, 股权集中度和第一大股东性质三个方面考察股权结构对非效率投资的影响, 构建了实证模型 (2) 、模型 (3) :

2. 样本选取与数据来源

本文选取了2011年以前沪深A股制造业上市公司的相关数据, 并将信息进行了筛选, 最终选定了544家公司作为主要的研究对象。在2012—2014年的时间内, 一共收集了1632组主要数据, 数据来源于CSMAR金融数据库, 保证了数据的可靠性。利用EXCEL将数据进行整合, 最终使用SPSS21.0做出回归分析。

三、实证检验与分析

1. 对非效率投资状况进行检验

表3是采用了本文三个模型得出的验证结果。通过表中的数据得出, 成长机会 (托宾Q) 、成长能力 (Grow) 、内部现金流 (CF) 、上期新增投资额 (INEWt-1) 与本年度的公司投资水平呈现显著正相关;上市年限 (Age) 则与其呈现负相关的关系。由此可以看出, 检验得出的结论证明了本假设的可行性, 所以本模型有着一定的效用。

表4是对模型 (1) 回归的残差进行描述性统计的结果。从表4可以看出, 544家制造业上市公司1632个样本中有977个样本存在投资不足问题, 655个样本存在投资过度问题。可以看出我国制造业上市公司投资不足的公司约为投资过度公司的1.5倍, 说明在我国制造业上市公司中投资不足的规模明显大于投资过度。投资不足和投资过度问题反映了我国制造业上市公司存在严重的非效率投资问题, 而且投资不足问题更为严重。

2. 股权结构与非效率投资关系的实证检验

对模型 (1) 进行回归分析, 然后将模型 (1) 的残值进行极端值处理后带入模型 (2) 和模型 (3) 中进行回归分析, 可以得出表5、表6所示的回归分析结果。

以上回归结果表明:国有股持股比例与投资不足有着5%的正相关关系, 跟过度投资有着1%的负相关关系。这表示了假设H1的可行性, 证明了国家参与控股会对投资过度造成相对的控制。因为国家参与到企业的投资决策中, 为了满足国家的政策, 企业在投资时会考虑更多的问题, 投资时会更加谨慎。

公司第一大股东的股份所占的份额也会对非效率投资产生影响, 其跟投资不足会有1%的负相关关系, 跟投资过度会有1%的正相关关系。这也证实了假设H2的可行性。大股东控股越多, 对公司的控制权力就越大, 在公司进行投资活动时会以自己的权益为最终目的。当前我国的市场发展尚未完善, 对企业的监管力度还不够, 造成了很多大股东利用政策的漏洞来挪用企业资金为自己谋私利。研究表明, 大股东的性质与投资的情况也有着一定的正向联系, 若国家掌握着企业的最大股份, 那以上所述情况将表现的更加明显。

公司的第一大股东的性质跟企业投资不足会有5%的负相关关系, 跟投资过度会有着10%的正相关关系。这就表示, 国家控制着主要股权的企业出现投资过度的几率更大。因为国家在对企业进行控制时会以社会的发展为主要的目标, 小股东在企业的管理层面上没有话语权, 同时管理结构存在着一定的漏洞, 也使得管理者可以挪用企业资金。以上论述与假设H3相一致。

四、研究结论与展望

1. 主要研究结论

本文以544家沪深制造业上市公司2012—2014年的数据为研究对象, 并对Richardson模型进行了优化, 最后带入相应的数据对企业的非效率投资进行了分析, 提出假设并通过理论检验假设的合理性。

通过上文的分析结果可以看出, 我国制造业中绝大多数的企业都或多或少有着非效率投资的现象, 其中最棘手的问题是企业的投资不足。深入研究了国有股对制造业上市公司过度投资问题起到的抑制作用。第一大股东持股比例越高越促进过度投资, 尤其是第一大股东的股权性质为国有时更为明显。因此应控制国有股在公司中的集中度, 形成股东间的监督与制约, 防止大股东掏空现象的发生, 从而使企业投资决策更加科学化, 减少企业非效率投资的发生。

2. 研究展望

我国上市公司股权存在着多样性, 并且公司的内部管理结构不稳定, 很多管理的理论都没有得到真正的实施, 在短时间内很难完成企业内部结构的建设。加大对公司治理方面的研究, 可以更快地完善我国上市公司的治理效率。

参考文献

[1].Shleifer A., R.Vishny.A survey of corporate governance[J].Journal of Finance, 1997 (52) :737-783.

[2] .高民芳, 冯爱爱.债务期限结构对制造业上市公司非效率投资的影响[J].财会月刊, 2012 (05) :17-20.

[3] .韦琳, 石华.制造业股权结构对企业非效率投资的影响研究[J].江西财经大学学报, 2013 (02) :5-16.

非上市结构化投资产品 篇5

一、融资结构与投资行为的特点

总体来说, 家电行业的融资需求巨大。具体来说, 家电行业上市公司的融资结构还具有以下特点:一是长期资产负债率水平偏低, 流动负债水平偏高, 表明这一行业公司的财务状况极不稳定, 这样不利于承担金融环境巨大变化带来的威胁;二是大部分公司股权融资所占比例不大, 以债务融资为主体。

二、融资结构影响投资行为的实证分析

(一) 研究设计

1. 研究样本的选择与数据来源

本文选取了沪深股市家电行业上市公司2009～2011年度财务数据, 筛选出25家上市公司。

2. 研究变量的选择

本文的变量主要有被解释变量—投资支出、解释变量—融资结构及相关的控制变量。各变量解释如下所示。 (1) 被解释变量:资本支出 (Y) =固定资产净值+长期投资+在建工程增加值/上期资产总额。 (2) 解释变量:资产负债率 (X1) =总负债/总资产。 (3) 控制变量:托宾Q (X2) = (本期总股数*股价+负债) /本期总资产;内部现金流 (X3) =本期经营活动现金流量/期初总资产;主营业务资产收益率 (X4) =本期主营业务收入/本期总资产;总资产的自然对数 (X5) =总资产的自然对数。

3. 模型设计

基于上述分析, 参照FHP、vogot、何金耿、瞳盼的研究, 本文的实证回归模型设计如下

4. 研究假设

根据国内外相关文献, 本文提出以下假设:融资结构与投资支出显著负相关, 高成长性公司的融资结构与投资支出的关系有其特殊性。

(二) 实证分析

由表1可以看出家电行业上市公司的投资支出变化比较大, 差异比较明显。这一行业上市公司负债率很高, 其债务以流动负债为主, 甚至个别公司长期负债为0。这表明公司的债务结构不合理, 一定程度上反映了融资难的状况, 限制了公司长期投资规模, 不利于公司未来的发展。

通过上表还可看出, 家电行业中代表远期投资机会的托宾值差异比较大, 家电行业的规模差异也比较大, 但其平均值差异却不是很大, 可以看出仅以总资产对数来评价公司规模是不够合理的。

我国家电行业上市公司内部现金流差异较小, 虽然有正值有负值, 但差距不是很大, 其平均值在0附近徘徊, 说明上市公司的业绩一般, 经营活动中的资金循环能力有待提高, 存在投资不足的现象。

(三) 实证分析过程

以投资支出作为被解释变量, 融资结构作为解释变量, 再结合相关控制变量的回归分析中可以得出:我国家电行业上市公司中, 企业投资支出与负债水平没有呈现出较强的负相关, 这和我们的研究假设不符合。进一步分析, 出现这样的现象也是由于家电行业是高成长性的行业。影响投资规模支出的主要变量有资产负债率, 相关系数为-0.243, 说明资产负债率与公司投资支出是负相关的关系;内部现金流量、销售收入、托宾Q值的回归系数均为正值, 说明它们分别与公司投资支出之间呈现正相关关系;公司规模的回归系数为负值, 表明其与投资支出为负相关。

三、结语

通过上述分析, 我们可以看出由于家电行业是高成长性企业, 企业的负债水平与投资支出的关系不够显著。原因在于家电企业的短期负债在负债结构中占绝大部分, 并且家电行业的投资多为零散的, 家电行业的融资多来源于银行的短期借款。家电行业自身的特点, 使得家电行业投资支出的影响因素及对其的影响程度与西方资本结构理论得出的结论有所不同。此外, 结合我国目前实际情况, 提出以下参考建议。一是完善上市公司的债务结构。家电行业债务比例失调, 有待进一步调整, 以适应金融环境变化带来的各项调整。二是融资市场需要进一步改善。现行市场经济下存在着巨大的融资需求, 但需求却难以满足, 融资难是各个企业面临的一项严峻考验, 而这一难题还需国家进一步规范融资市场, 调整各方需求。

摘要：本文以家电行业上市公司为研究样本, 企业融资结构和投资行为分别用资产负债率和投资支出来表示, 将内部现金流、托宾Q值和主营业务收入作为控制变量, 对家电行业上市公司融资结构与投资行为进行实证研究。通过实证分析得出家电行业上市公司融资结构与投资支出为负相关, 但不显著。

关键词：家电行业,上市公司,融资结构,投资行为

参考文献

[1]John, K., L.Senbet.Limited Liabil-ity, Corporate Leverage and Public Policy[M].New York University and University of Wiscosin-Madison Mimeo, 1988.

非上市结构化投资产品 篇6

现实资本市场中，由于信息不对称及代理问题的存在，拥有较多自由现金流的企业管理者为了自身利益，可能会投资于净现值为负的项目，从而引发过度投资。这一现象引起了越来越多学者的关注。其中从公司内部治理角度分析的居多，而从外部约束进行分析的较少。因此，本文主要从外部融资约束（债务期限结构）角度对企业过度投资问题进行分析。

根据现代产权理论，产权性质在一定程度上决定了企业治理结构的有效性。我国资本市场上存在的两类不同性质的产权，在公司治理等方面存在显著差异。国有控股企业更多地面临着管理层私利行为产生的代理风险，与民营企业在投资效率上存在较大差异。因此，本文研究过程中对公司的所有权性质进行了区分，分别对国有控股和民营企业的债务期限结构与过度投资之间的关系进行了实证检验。

本文基于2007～2013年我国A股上市公司的非平衡面板数据，分析了不同产权性质下企业债务期限结构与过度投资的关系。与以往研究不同的是：一是本文从实证的角度检验了所有权差异对债务期限结构的影响，为理解微观经济的投资决策提供了新的证据；二是从所有权结构的视角，度量了债务期限结构与过度投资之间的关系，为缓解企业过度投资行为提供了新的视角。

二、理论分析与研究假设

Jensen等（1976）从委托代理的角度进行分析，认为管理者报酬与公司资产规模密切相关，管理者通过自由现金流的大量投资，扩大企业规模，能够增加其现实与潜在报酬，从而导致企业的过度投资。Polk等（2004）从信息不对称角度的研究表明，企业管理层能够通过过度投资操纵股票市场价格，以满足其个人利益。俞红海等（2010）从公司治理的角度进行分析，发现大股东的存在会加剧企业的信息不对称，导致企业过度投资，自由现金流水平越高，过度投资越严重，而公司治理机制的改善能够有效缓解过度投资。这些研究都表明企业存在过度投资的行为。

1. 债务期限结构与过度投资。

当企业拥有较多自由现金流时，经理人为了自身利益，有可能将资金投向净现值为负的项目，产生过度投资倾向。何源等（2007）从股权集中度的角度分析了负债融资对大股东投资行为的相机治理模型，发现负债融资可以弱化控股股东的过度投资行为，控股股东持股比例越高，其因谋取私利而引发的过度投资趋向就越弱。根据委托代理理论，为减少企业的过度投资发生，债权人倾向于采用缩短债务期限约束企业的投资行为。Jensen(1986）研究认为负债经营不仅有利于减少企业的自由现金流，而且也能够增加企业发生财务困境的可能性，从而避免企业的过度投资行为。而且相较于长期债务，短期债务的治理效应更为显著。

由于短期债务的到期期限较短，契约的签订使得债权人与企业频繁接触，促使债权人及时掌握企业运营状况，能够在一定程度上缓解信息不对称问题。同时，还本付息压力提高了企业的流动性风险，增加了企业发生破产的可能性，抑制了经理人滥用公司的自由现金流，进而可以提高公司绩效，缓解企业过度投资行为。根据以上分析，提出假设1:

短期债务的提高有助于缓解企业过度投资问题。

2. 所有权结构、债务期限结构与过度投资。

由于我国债权人保护机制较弱，公司治理结构尚需进一步完善，企业外部融资大多来源于银行贷款，而银行发放贷款有着严格的审批程序和对风险的管控需求。发放短期债务有利于银行更及时、有效地获得贷款企业信息，并能够对企业进行更加紧密的监督与控制。当企业面临破产时，短期债务融资也更有利于银行收回资金。与此同时，企业若想获得长期债务融资，必须向银行提供更为详细的信息及抵押物，这就需要银行投入更多的人员和更专业的服务进行监督管理，这对现行的银行体系提出了不小的挑战。这些都导致银行更倾向于提供短期债务融资。

但在我国目前的经济体制下，银行有可能愿意为国有控股企业提供更多的长期债务融资。主要原因在于：政府作为国有控股公司股东，为企业提供了一种“隐性担保”。二者存在的天然政治关联导致企业债务契约履约成本下降，降低了国有控股企业长期债务的违约风险，使其在缺乏债权人保护的市场中更容易获得长期债务这种稀缺资源。并且国有控股企业除盈利需求外，还需要满足政府的多元化要求，如增加就业、投资新兴产业等，这些都加剧了企业对长期债务的需求。与此同时，国有银行作为我国银行体系的主体，有可能会出于同样的政治目的在国有控股企业需要长期债务融资时为其提供融资服务，并放宽其信息披露及担保的要求。因此在国有控股企业中，短期负债融资的比例较低。相反，当民营企业需要长期债务融资时，由于不存在政治关联，且企业规模相对较小，国有银行在贷款审批时，将更多地从资金安全及盈利角度考虑，提出较高的信贷标准，进行更为严格的审查，资金使用也会受到债权人更多的监督。这在一定程度上提高了民营企业的贷款门槛，迫使民营企业更多地选择短期贷款。由此提出假设2:

相对于国有控股公司，民营企业的短期债务比例更高。

债权人采用短期债务来缓解企业过度投资行为，其最终目的是一旦企业投资项目亏损，债权人能够及时收回资金。而国有控股企业与政府的天然政治关联使得公司的负债融资可能发生预算软约束问题。国有控股企业的部分投资并非以利润最大化而是以社会效益最大化为目的，因此，即使公司陷入资金困境或投资项目未达到预期效果，企业也难以从中立即撤资，政府也更愿意提供担保，并要求银行为国有控股企业提供援助。有了这种天然的风险屏障，银行不会采取对公司进行破产重组或立即收回贷款，或停止对投资项目的资金支持等严厉的惩罚措施，而会继续提供了贷款以支持企业走出困境或完成投资项目。这种干预银行贷款的行为使银行为国有控股企业提供更多的长期债务融资，阻碍了短期债务治理效应的发挥，银行作为债权人的监督动机和能力也因此受到削弱。可见，短期债务对于国有控股企业投资过度的制约作用受到限制。因此，国有控股性质会削弱短期债务与企业过度投资的负相关关系。而对于民营企业，即使企业正面临财务危机，政府也较少给予资金和政策上的帮助，因此资金使用情况会受到债权人更为密切的监督。为保证盈利，银行通常会采用短期贷款的方式监督企业的投资行为。一旦企业不能按时还本付息，债权人就可能通过破产申请等手段保障债务的清偿，这就促使企业更有效地利用现有自由现金流，从而减少过度投资的发生。由此提出假设3:

相对于国有控股公司，民营企业短期债务与过度投资的敏感性更高。

三、研究设计

1. 样本选择。

本文以2007～2013年中国A股上市公司为研究样本，并在此基础上对样本进行筛选：(1)剔除金融类上市公司及ST、*ST和PT公司；(2)剔除主营业务变更公司；(3)剔除产权性质发生变化或无法识别的公司；(4)剔除在样本期间变量数据缺失的上市公司；(5)因本文部分变量有滞后期需求，剔除上市不满3年的公司；(6)为防止行业差异导致的结果偏差，剔除行业公司数不足20的样本，最终得到3 963个样本观测值。除产权性质数据为手工收集外，其余全部财务数据均来源于国泰安数据库。

2. 变量定义及模型建立。

参考Richardson(2006）的研究，本文采用的投资效率模型如下：

行业性质不同，投资效率会有较大差异。因此对模型进行分行业和年度回归，所得残差即为企业投资无效率的代理变量。若残差为正，意味着公司实际投资水平高于预期，视为过度投资。将此残差乘以-1作为过度投资的代理变量（Overinves），取值越大（越趋近于0）意味着越接近预期投资效率，过度投资的现象越不明显。

文中引入了债务期限结构变量，进一步解释我国上市公司过度投资影响行为的影响要素。由于债务期限的差异，短期负债与长期负债对公司投资的关注程度并不相同。

根据委托代理理论，Jensen认为，短期负债促使管理者在还本付息的压力中作出更有效的投资决策，约束企业的过度投资行为，相较于长期负债，短期债务的治理效应更强。因此，文中选用企业短期负债比例作为债务期限结构的代理变量，具体模型如下：

本文涉及的所有研究变量如表1所示。

四、实证分析

1. 主要变量描述性统计和债务期限结构单变量分析。

将模型（1）的回归结果所得残差分类得到描述性统计结果（如表2所示）。从观察数来看，共有1 205个样本投资过度，2 758个样本投资不足，投资不足的样本数多于投资过度，在一定程度上反映了我国上市公司普遍面临融资约束的问题。将回归中残差为正的值取负号作为过度投资的代理变量后，从平均值看，投资过度的程度高于投资不足，且从标准差看，过度投资的离散程度更大。

主要变量的相关系数检验结果见表3。债务期限与过度投资在1%水平下显著正相关，意味着短期债务比例越高，越能缓解企业过度投资问题；实物资产比重与过度投资呈现高度正相关关系，主要原因在于实物资产能够通过抵押等途径帮助企业获得更多资金，增加企业外部融资能力，其比重越大，企业越容易出现过度投资的倾向；企业上市时间越长，意味着公司越成熟，成熟公司往往比较保守，相对于成长期的公司，其新增投资较少，因此，上市年龄越长，企业过度投资的可能性越小。主要变量的相关系数通过显著性检验，且方差膨胀因子均小于2，不存在多重共线性问题。

所有制结构差异导致国有控股企业与民营企业债务结构存在差异。表4中给出了产权性质不同的情况下，投资过度企业债务结构的差异分析。国有控股企业的短期债务占比均值为48%，低于民营企业的71.4%，且国有控股与民营短期债务均值的差异T值为-12.33，在1%水平下通过了显著性检验。这可能是在我国国有控股企业占主导地位，各方权利资源都集中倾斜于国有控股企业，国有控股企业与政府的政治关系使得企业能够得到更多的政府扶持，得到更多的长期贷款。由此假设1得到验证：国有控股公司短期贷款比例显著低于民营企业。

注：表格的上半部分为相关系数的显著性水平，下半部分为相关系数。

注：***表示在1%的水平上显著。

2. 实证结果。

表5的回归（1）以全体过度投资的样本对模型（2）进行回归，回归（2）、（3）分别针对国有控股与民营上市公司。回归（1）的结果显示，短期债务的系数在1%的水平上显著为正，表明短期债务的大量运用能够缓解企业过度投资行为，提高企业投资效率，由此证明假设2成立。

回归（2）的结果显示国有控股公司短期债务的系数虽然为正却不显著，说明负债融资对国有控股企业过度投资的抑制作用不明显。而回归（3）的结果显示民营上市公司短期债务回归符号与预期一致，且通过了5%显著性水平的检验。由此验证了假设3：相对于国有控股公司，民营上市公司短期债务与过度投资的敏感性更高。

注：***、**分别表示在1%、5%的水平上显著。

3. 稳健性检验。

为确保实证结果的稳健、有效，本文进行了如下敏感性分析：(1)Richardson(2006）回归模型的假设条件之一是公司不存在系统性非效率问题，为减少回归模型的系统性偏差，对模型回归残差进行三等分，取残差最大一组作为投资过度的公司再进行回归，结果没有改变。(2)采用Ozkan等（2000）的做法，采用滞后一期的短期债务与总债务的比例作为债务期限结构的代理变量，所得结果一致。

五、结论

本文分析了不同所有制结构下短期债务的运用对企业过度投资的影响。研究发现，债务期限越短，越有利于缓解企业的投资过度行为。通过频繁地签订贷款合同，对企业进行偿债能力评估，减少企业与债权人之间的信息不对称问题，对管理层滥用自由现金流的过度投资行为具有相机治理功效。

进一步分析发现，国有控股公司由于存在预算软约束，能够从银行获得长期贷款，短期贷款比例明显低于民营企业，并且其与政府之间的天然政治关联减少了债权人对企业风险的关注度，削弱了短期债务对企业过度投资的相机治理功效。而民营企业由于较少存在政治关联，债权人会更多地采用短期贷款的方式监督企业的投资行为。相较于国有控股企业，民营企业短期债务对企业过度投资更为敏感。

摘要：本文从债权人保护角度分析了不同产权性质下短期债务的运用对企业过度投资的影响。研究发现,短期债务的大量运用能够显著缓解企业过度投资。国有控股企业由于存在预算软约束,减少了债权人对企业风险的关注度,短期债务比例明显低于民营企业,削弱了短期债务对企业过度投资的相机治理效果。对于民营企业,债权人会更多地采用短期贷款的方式监督企业的投资决策,减少企业的过度投资行为。

关键词：债务结构,过度投资,国有控股企业,民营企业

参考文献

Ozkan A..An empirical analysis of corporate debt maturity structure[J].European Financial Management,2000(6).

Richardson S..Over-investment of free cash flow[J].Review of Accounting Studies,2006(11).

Jensen M..Agency costs of free cash flow,corporate finance,and takeovers[J].American Economic Review,1986(2).

何源,白莹,文翘翘.负债融资、大股东控制与企业过度投资行为[J].系统工程,2007(3).

俞红海,徐龙炳,陈百助.终极控股股东控制权与自由现金流过度投资[J].经济研究,2010(8).

Jensen M C.W H Meckling.Theory of the Firm:Managerial Behavior,Agency Cost and Ownership Structure[J].Journal of Financial Economics,1976(4).

刘伟丽等.国有控股公司过度投资原因探讨[J].财会通讯,2012(11).

非上市结构化投资产品 篇7

资本结构决策和产品市场竞争决策是企业在资本市场和产品市场中必须做出的两项重要决策。企业资本结构决策不仅关系到融资成本和财务风险, 也会由于债务融资契约的产生, 对企业形成各种约束, 进而制约了企业其他决策行为;产品市场竞争决策则关系到企业价值能否顺利实现以及现金流能否及时收回。然而, 长期以来, 企业的资本结构决策与产品市场竞争之间的关系, 没有引起相关领域经济学者的重视。一方面, 在公司金融理论研究领域, 学者们认为企业在产品市场上的收益受供给、需求有关的诸多外生变量的影响, 而不受企业负债水平的影响, 因此企业资本结构的决策不需要考虑产品市场的竞争状况;另一方面, 产业经济学家很少涉足公司金融学领域, 一般只强调产品市场竞争, 现已建立的企业之间相互影响的模型一般也只关注有关价格与产量的决策, 或者只考虑价格竞争和非价格竞争问题。相互独立的结果使得两种理论都难以对现实中的企业行为做出合理的解释, 甚至有时会得出相反的结论。在企业界, 如果仅仅重视企业资本结构决策或者企业产品市场竞争战略, 都难以收到良好的效果, 甚至有可能使企业陷入破产的困境。西方产业经济理论的发展表明, 企业的资本结构决策不仅仅是考虑到企业内部财务因素, 而且是企业基于产品市场竞争环境、公司战略以及资本市场环境等因素进行的合理商业选择。企业的资本结构与产品市场竞争之间存在着密切的联系, 企业的资本结构决策与企业的竞争战略密不可分。20世纪80年代中期以来, 资本结构与产品市场竞争互动关系受到金融经济学家和产业经济学家的关注, 部分学者从不同角度对企业资本结构与产品市场竞争之间的相互关系进行了研究。

二、文献综述

(一) 国外文献

国外基于产业组织理论形成了现代资本结构理论。 (1) 债务的战略承诺理论文献。企业资本结构与产品市场竞争之间的关系的开创性研究始于Brander和Lewis (1986) , 即在《寡头垄断与资本结构:有限责任效应》一文指出, 企业在产品市场上的竞争行为受其资本结构的影响, 同理, 企业在产品市场上的表现和绩效也影响着企业的财务结构决策。为论证其观点, 设计了一个二阶段双寡头垄断模型, 分析了在需求不确定的情况下, 企业的资本结构对企业在产品市场上行为竞争的影响。由于债务的有限责任效应, 在产品市场的竞争中, 企业的行为比没有负债时更具有攻击性。该模型证明了企业的资本结构影响产品市场均衡。因此, 那些有远见的企业有动力精确地设计其资本结构, 从而在产品市场竞争中获得优良的绩效。在1988年的论文中, 他们引入破产成本, 进一步深入地研究了企业的负债水平对企业在产品市场上行为的影响。Dasgupta和Titman (1998) 在资本结构与产品市场价格竞争中引入了长期债务。在他们的模型中, 企业的生产划分为两个阶段, 企业在时点0进行资本结构决策和价格决策, 在时点1前全部实现产品销售并回收现金, 然后竞争进入第二阶段, 时点1企业为新投资进行债务融资, 并制订第二阶段的产品价格, 时点2全部实现产品销售并收回现金, 偿还债务后清算企业。显然, 在这样一个多期竞争的模型中, 企业价格决策便具有一定的策略性作用, 因为其直接关系到未来时期可实现的现金流。如果企业第一阶段提高价格, 那么在该阶段获得较高利润的同时, 必然会降低第二阶段企业所占的市场份额, 导致未来利润的减少, 因此, 企业必须在不同时期收益中进行权衡, 故提高或降低价格的动机主要受未来预期利润贴现率大小的影响。由于长期债务的使用增加了公司的债务融资成本, 使得企业的反应曲线向上移动, 在Nash博弈的情况下, 向上的反应曲线导致产业均衡时价格提高, 但是在Stackberg博弈的情况下, 反应曲线斜率的改变使得企业价格随着负债程度的增加而降低, 因此, 他们的研究表明, 在产业达到均衡时, 双寡头垄断企业都将发行一定数量的债务。前面所介绍的几个模型事实上都有一个隐含的假设, 即企业中不存在股东与管理者之间的委托代理冲突问题, 因而管理者能够以股东利益行事, 追求股权价值最大化。然而, 理论和实践都表明, 现代企业里存在着股东与管理者之间的利益冲突。基于这样的思想, 借用Maksimovic的分析方法, Spagnolo (2000) 在引入股东与管理者之间的委托代理冲突后, 重新考察了Cournot竞争环境下企业发行长期债务对产品市场竞争的影响。Spagnolo的研究表明, 由于管理者对企业破产的担心, 长期债务促进了企业间默契合谋的可能性, 缓和了产品市场竞争, 且这种效应随着企业破产对管理者造成利益损失的增大而增大。Showalter (1995) 在Brander和Lewis (1986) 研究的基础上, 将模型中企业的竞争变量由产量改变为价格, 即将债务融资的战略承诺作用引入Betrand价格竞争, 从而来考察资本结构决策与产品市场竞争之间的相互关系。Showalter认为, 进行Bertrand价格竞争的企业, 债务承诺作用将受到企业所面临的不确定性影响。在企业的需求状态不确定时, 债务融资将使企业在产品市场竞争中的行动具有战略互补作用, 使用债务融资的Bertrand企业可以通过这种战略互补作用, 与竞争对手采取提高产品价格的一致性行动, 从而获得较高的均衡价格和均衡利润。当行业达到竞争均衡时, Bertrand价格竞争的企业会保持正的债务水平。但在成本不确定的情况下, 由于债务的采用不再具有行动上的战略互补作用, 故Bertrand价格竞争企业在均衡时的债务水平为零。与Showalter相同的是, Chevalier和Scharfstein考虑的也是一个两阶段静态博弈模型, 即企业在第一阶段确定债务的数量, 然后在第二阶段进行价格竞争。但与Showalter不同的是, CS没有考虑企业所面临的不确定性, 而是考虑了企业在第二阶段进行价格决策时, 需在当前利润与夺取市场份额之间进行权衡的情形。由于夺取市场份额的目标会导致企业采取比在标准的Betrand博弈中更具有攻击性的价格战略, 但夺取市场份额的目标增加了企业在第二阶段破产或清算的概率, 这使得企业获得的市场份额在后继阶段产生的价值下降, 因此, 企业将变得短视, 即以当前利润最大化为目标。为了向竞争企业传递这一信息并使其相信, 企业决定在第一阶段发行债务。在博弈均衡时, 两家企业都将发行债务, 从而使市场竞争缓和, 产品价格上升。 (2) 掠夺性定价理论文献。另一种观点与Brander和Lewis (1986) 的观点完全相反, 其代表人物为Bolton和Scharfstein (1990) 。他们认为:在Brander等人的模型中只考虑了企业资本结构对产品市场竞争的策略效应 (Strategy effect) , 而未考虑到企业不同的融资政策对企业内部代理问题的影响, 即企业的资本结构对产品市场竞争的代理成本效应 (Agency effect) 。Bolton和Scharfstein用掠夺性定价理论 (Predatory pricing theory) 分析了企业的融资决策与其产品市场竞争的关系。企业与债权人所签订的最优债务契约在最小化企业代理问题的同时也最大化了其竞争企业采取掠夺性策略的激励, 因此企业的最优负债水平的决定必须在降低企业内部的代理问题以及减轻掠夺性定价的激励两者之间权衡。他们得出:企业的高负债水平使其在产品市场竞争中更为软弱 (softer) , 从而处于不利的地位。不过, 他们的分析仅考虑了企业债务的增加会导致企业代理成本的上升从而使得企业在市场竞争中竞争力减弱, 而未考虑到一定的负债会给企业带来税收等方面的优惠, 而这种税收优惠与代理成本增加之间的权衡会影响企业的总成本并进而对企业在产品市场上的竞争力产生一定的影响。同时, Bolton和Scharfstein的分析只注重了企业资本结构对产品市场竞争的代理效应, 忽视了其策略效应及两者之间的权衡, 这一点与Brander和Lewis的分析恰好相反。

(二) 国内文献

国内对这一领域的研究起步较晚, 且国内学者对于企业资本结构的研究主要依据的是以资本市场有效性为前提的西方主流资本结构理论。如用Myers (1984) 的融资选择理论, 来解释和评价上市公司融资行为, 认为我国上市公司偏好股权融资的原因在于股权融资的实际成本低于债券融资 (黄少安、张岗, 2001) 。虽然此后陆正飞、叶康涛 (2004) 把我国上市股权融资偏好的原因进行了拓展, 认为应该从融资成本、破产风险、负债能力约束、代理成本和控制权等因素多角度来考察, 但是基本上都没有从企业所面临的产品市场竞争的角度来研究。仅有朱武祥等 (2002) 建立了一个二阶段理论模型, 研究了市场竞争与企业财务保守行为的关系, 并以燕京啤酒为例进行了案例分析。刘志彪等 (2003) 通过一个二阶段双寡头垄断竞争模型证明了企业的资本结构与其所在的产品市场竞争程度之间具有显著的正相关关系, 并运用深、沪上市公司为了进行了实证检验。除此之外, 金雪军和贾婕 (2003) 通过模型分析认为:企业的融资决策具有两种不同的间接效应:代理效应和策略效应。企业的融资决策在其代理效应和策略效应的平衡点达到最优。尽管其没有得出企业债务水平的提高究竟是会提高还是降低其在产品市场上的竞争力。但他们具体分析了在何种情况下, 企业债务水平的提高会使企业在产品市场上更强硬, 从而增强它的竞争力;在何种情况下, 相反的情况会发生。赵蒲和孙爱英 (2003) 详细综述了产业组织与资本结构决策的关系。他们从产业特征, 产业竞争状况, 产品竞争战略, 永续竞争战略, 创新战略, 供应商及产品生命周期这些方面出发, 系统而全面地总结了两者的内在联系。这些研究反映了企业的资本结构与产品市场竞争存在着一定的关系, 并用企业产品市场竞争情况来解释企业的融资决策。贾婕和虞慧晖 (2004) 在借鉴前人研究成果的基础上, 建立了两企业两阶段博弈模型, 通过理论模型的分析, 提出了一种较为一般的分析框架, 并将不同的理论成果作为这一分析框架的不同侧面。赵蒲和孙爱英 (2005) 通过建立计量经济模型研究了资本结构决策与产业生命周期之间的互动关系。通过实证研究认为:处于产业生命周期不同阶段上市公司的资本结构存在显著的差异;产业生命周期阶段能够稳定、有效地影响上市公司的资本结构。处于成长阶段的上市公司由于内源融资能力较强, 同时增长机会较多, 因此企业保持较低的财务杠杆, 资本结构和成长阶段显著负相关;而处于衰退阶段的上市公司, 公司经营风险高而财务风险低, 公司则宁愿选择较高的债务水平, 资本结构和衰退阶段显著正相关, 这可能是由于公司财务战略造成的。

三、研究设计

(一) 样本选择和数据来源

本文的研究样本为江苏省上市公司, 对其2005年至2007年三年的相关财务数据进行实证研究。为保证实证研究结果的准确性和客观性, 所有上市公司行业归属按中国证监会2001年4月发布的《上市公司行业分类指引》进行划分, 并按如下原则进行了样本筛选:上市公司的三年财务数据必须完整;为避免异常值的影响, 剔除了财务数据明显异常的样本;剔除了金融类及跨行业经营属于综合类行业的公司;剔除ST和PT公司。由于本文采集的数据中横截面单位多, 而时期较短 (只有3年) , 本研究采用横截面和时间序列数据混合回归模型分析, 可以在一定程度上克服变量之间的多重共线性, 克服了本文采集的数据中横截面单位多且时期较短的缺陷。本文的数据来自于《巨潮资讯网》 (http://www.cninfo.com.cn) , 数据分析软件为SPSS和EXCEL。

(二) 变量定义

本文的相关变量定义如下: (1) 被解释变量。从狭义上理解, 资本结构是指企业各种长期资金的比例关系, 采用长期负债率来度量较为合适。我国上市公司一般都会用短期负债展期和归还后重新借款的方式将短期借款变为长期借款, 如果仍采用狭义的资本结构度量方式, 就会低估我国上市公司的杠杆比率。在我国对资本结构进行研究的文献中, 常用来度量资本结构的指标有:总负债/总资产、长期负债/总资产、长期负债/权益、总负债/权益、权益/总资产等。本文采用资产负债率作为衡量资本结构的指标, 即资产负债率 (LEV) =负债合计/总资产。 (2) 解释变量。目前还没有一个合理的指标可以用来准确反映竞争强度。现今产业组织理论文献里, 比较有代表性的有赫芬因德指数 (HHI) 、市场集中度 (CN) 、产业内企业数目 (SN) 、交叉价格弹性指标和一些财务指标构成。但是, 集中度比率指标度量的是行业中最大的n家厂商的产出占行业总产出的比例, 反映不出企业之间行为的相互影响程度, 即它难以准确衡量企业之间的竞争强度, 而由于企业定价资料难以得到, 交叉价格弹性指标难以计量, 我国由于上市公司数量受到严格控制和复杂的核准程序的影响, 企业数目能否反映产品市场竞争程度, 还没有得到证实。为此, 经过权衡, 并借鉴已有的西方学者在这一领域的研究做法, 将财务指标和行业集中度指标结合起来, 确定以下2个指标作为产品市场的竞争强度的替代指标:一是赫芬因德指数 (HHI) :该指数为反映市场集中度的指标, 即:HHI=∑ (Xi/X) 2, 其中X=∑Xi, Xi为企业i的销售额;赫芬因德指数合理地反映了产业的市场集中程度, 可以大体地反映产业的竞争状况。当产业可容纳的企业数目一定时, 赫芬因德指数越小, 一个产业内相同规模的企业就越多, 产业内企业之间的竞争越激烈, 企业行为的相互影响程度就越大。因此, 赫芬因德指数越小, 说明市场竞争强度越大;指数越大, 竞争强度越小。二是净资产收益率 (ROE) :该指数可以作为反映产品市场竞争的替代指标, 因为产品市场竞争程度低的产业, 收益率均值往往比较高, 变动程度也较小。而在产品市场竞争程度高的产业, 通常是竞争比较充分的产业, 比如家电业, 它们的净资产收益率平均值就比较低, 而且很不稳定。 (3) 控制变量。结合现有研究, 本文加入企业规模、成长性控制变量进行研究。一是企业规模变量。企业规模 (LNSIZE) 利用总资产的自然对数来替代, 非对称信息论认为:相对于小企业而言, 人们对大企业的了解更多, 企业规模越大, 企业日常经营及发展所需的资本越大。同时, 市场一般认为大规模的企业往往多元化经营, 从而企业可以分散风险, 这样企业就一般不会陷入破产境地。由此看来, 可能企业规模越大, 企业所能承受的债务规模也就越大。因此, 企业的负债水平可能与企业规模呈正相关关系。二是成长性变量。成长性指标 (GROW) 利用总资产增长率指标, 即公司年末总资产与年初总资产之差与年初总资产的比值。总资产增长率, 即期末总资产减去期初总资产之差除以期初总资产的比值。公司所拥有的资产是公司赖以生存与发展的物质基础, 处于扩张时期公司的基本表现就是其规模的扩大。这种扩大一般来自于两方面的原因:所有者权益的增加;公司负债规模的扩大。对于前者, 如果是由于公司发行股票而导致所有者权益大幅增加, 投资者需关注募集资金的使用情况, 如果募集资金还处于货币形态或作为委托理财等使用, 这样的总资产增长率反映出的成长性将大打折扣;对于后者, 公司往往是在资金紧缺时向银行贷款或发行债券, 资金闲置的情况会比较少, 但它受到资本结构的限制, 当公司资产负债率较高时, 负债规模的扩大空间有限。在公司金融研究中, 对于总资产、总负债等指标应该采用账面价值还是市场价值来衡量历来存在争议。由于我国的债券市场还不发达, 企业的债务主要是银行借款, 因而国内学者在做这类实证分析时, 几乎都是采用负债的账面价值, 同时, 由于我国上市公司中有近三分之二的股份为非流通股, 这使得上市公司的市场价值不能用一个标准来度量, 即使采用了一定方法计算出了上市公司的市场价值, 其合理性也是值得商榷的。鉴于此, 本文中各指标均采用账面价值来进行计算。

(三) 模型建立

本文以衡量上市公司资本结构的指标资产负债率作为被解释变量, 以衡量产品市场竞争的指标赫芬因德指数、净资产收益率作为解释变量, 企业规模和成长性作为控制变量。对江苏省上市公司2005年至2007年的相关财务数据进行多元线性回归分析。回归模型如下:LEV=α+β1HHI+β2ORE+β3LNSIZE+β4GROW+ε。

四、实证结果分析

(一) 描述性统计

从 (表1) 中可以看出, 负债在江苏省上市公司融资中占有相当重要的地位, 达到50.57%, 它的标准差为19.42%, 也说明了企业间的负债是有明显差异的, 同时也表明了企业在负债融资策略的选择上, 各有不同。行业平均净资产收益率的均值为7.414%, 标准差也仅为7.092%, 说明了江苏省上市公司之间的竞争已经非常激烈了, 企业可获的利润已经相对较少了, 赫芬因德指数的均值为0.0497, 也说明了企业间竞争强度较大。

(二) 相关性分析

通过描述性统计, 得出负债对于企业的重要意义, 以及负债融资策略在各个企业间的差异, 为了找到这种差异与产品市场竞争强度之间的关系, 同时也为下文的回归分析作准备, 接着对变量进行相关性分析, 分析结果如 (表2) 所示。可以看出, 各变量之间的相关系数很小, 变量间不存在多重共线性, 可以进行多元回归分析。

(三) 回归分析

由于本文采取的是横截面和时间序列数据混合作回归分析, 即所谓的面板数据作分析对象。这样在一定程度上可以克服变量之间的多重共线性, 但同时也必须考虑残差的横截面相关性和时间序列相关, 否则, 检验结果可能出现偏差。采用普通最小二乘法 (OLS) , 对面板数据和每个公司期间三年各指标平均而得到的横截面数据进行多元回归分析, 回归分析的结果如 (表3) 所示。可以发现, 赫芬因德指数 (HHI) 、净资产收益率 (ORE) 、企业规模、成长性与资本结构存在高度相关性, 说明了产品市场竞争对资本结构的选择产生显著性影响。特别值得关注的是, HHI和ORE与资本结构高度负相关, 也就表明产品竞争程度与资本结构存在正相关。研究结果发现, 竞争强度越大, 负债水平却越高。这种经营风险与财务风险正相关的不匹配现象, 主要有两方面的原因:江苏省上市公司股权融资约束;其企业战略选择的进攻性策略。本文的实证研究表明, 产品市场竞争对我国上市公司资本结构的选择有着重要影响, 产品竞争程度与资本结构水平呈现高度正相关关系, 存在着经营风险和财务风险并不匹配的现象。这和我国上市公司股权融资效率低下和企业的竞争性战略选择有着十分密切的关系。竞争程度较大的行业企业, 资本负债率水平普遍较好, 而垄断程度比较高的行业企业, 负债水平普遍较低。特有的上市公司融资偏好使得垄断程度大的上市公司更容易进行股权再融资, 负债水平较低;竞争激烈的行业, 选择高负债会产生一种信号传递作用, 向对手传达一种强硬的竞争方式, 产生战略效应。

五、结论及建议

(一) 研究结论

研究表明, 产品市场竞争程度与资本结构水平呈现高度正相关关系, 存在着经营风险和财务风险的不匹配现象。公司规模的系数为正, 且在统计上高度显著, 说明江苏省上市公司的公司规模对企业的资本结构有显著的正的影响, 公司规模越大, 所承受的负债也就越大。通过以上研究发现产品市场竞争与企业资本结构之间存在密切的关系, 所以在制定产品市场竞争战略时, 就应该考虑企业资本结构的影响, 同时, 当确定企业资本结构决策时, 也不能忽略产品市场竞争的作用, 只有把两者结合起来考虑, 才能制定出最佳的融资决策。

(二) 政策建议

对于如何完善我国上市公司的融资决策问题, 本文建议如下:第一, 改善我国产品市场竞争状况。首先, 政府应制定相关的法规和政策, 限制企业进入那些生产已经饱和的行业, 以免造成资源浪费和生产过剩, 同时, 应保障行业内企业的竞争公平和合理, 在市场化较高的行业内, 政府应减少对企业的干预。其次, 企业应根据自己实际的资源状况, 资本承受能力和人员, 设备配置现状来确定生产范围, 不要盲目进入那些盈利暂时较高而不能体现企业优势的行业。然后, 对于垄断企业, 政府应逐步放松管制, 让他们进入市场, 参与合理的竞争。第二, 健全我国债券市场, 完善债券市场的功能。我国债券市场还存在诸多问题, 债券市场特别对满足广大企业合理融资需求方面, 还存在很大的差距。建立健全我国的债券市场, 完善债券市场的功能, 是我国金融体制改革向纵深发展的必然要求。具体如下:要完善和加强债券发行与交易市场体系的建设, 逐步建立起完备、健全和全国统一的债券发行与交易网络系统;应注重对债券品种的设计与开发, 推出包括可转换债券、资产抵押债券等创新产品, 以满足不同企业不同融资需要的要求;要积极培育债券二级市场, 提高债券的流动性, 以吸引机构投资者和更多的投资者参与, 使债券交易市场步入良性循环;培育公司债券与其它金融工具收益率的合理比价关系, 使公司债券发行利率的制定不再比照银行储蓄存款利率, 而是以金融市场的平均收益率为基准, 按信用级别的差异, 增加不同的幅度, 充分体现公司债券定价的市场化和风险差别收益的补偿性;强化公司债权融资意识, 吸引更多的发行公司进入债券市场融资, 扩大债券的市场供给数量, 满足市场需求。第三, 融资决策应与企业的竞争环境相适应。本文的研究揭示了产品市场竞争结构对我国上市公司资本结构的影响。结果表明产品市场竞争状况对企业资本结构有显著的影响。故当企业制定融资决策时, 不仅需要考虑资本成本和企业的财务风险, 而且还必须考虑产品市场竞争的情况。一般而言, 如果企业在产品市场竞争中占据了相当的市场份额, 那么企业融资选择会自由一些, 企业既可以从风险角度考虑使用权益融资, 也可以从财务杠杆效应、避免企业控制权稀释角度考虑使用债务融资。具体的选择取决于企业经营者对企业外部环境的判断, 而对于产品市场竞争中份额较小、外部竞争环境相对激烈的企业而言, 企业最好的融资选择是权益融资, 这样可以避免企业财务风险。

摘要：融资决策是企业生存发展的关键问题之一, 资本结构是公司财务理论研究的重要方面, 企业的融资决策和产品市场竞争决策是企业发展过程中至关重要的决策, 这两项决策之间存在着密切的相关关系。本文通过对2005年至2007年江苏省上市公司的实证研究表明, 产品市场竞争程度是资本结构决定的重要影响因素, 产品市场竞争程度与资本结构间高度正相关, 这种不匹配现象反映了我国资本市场的融资效率低下。

关键词：上市公司,产品市场竞争,资本结构

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