银行贷款限制性条款与上市公司业绩的实证研究

赵玉珍 ，张心灵

（1.湖南科技大学 商学院，湖南 湘潭 411201；2.内蒙古农业大学 经济管理学院，呼和浩特 010018）

在我国，银行借款契约对公司的约束力最有效，因此本文选择银行借款这种债务进行研究。本文认为债务不仅具有正的治理效应，同时具有负的治理效应，这使得债务治理的综合效应可能是正也可能是负。这就是为什么各学者得出矛盾结论的原因：他们选择的样本不同，而不同样本公司的债务治理正负效应不同。这样，当样本公司债务的正治理效应大于负治理效应时，综合效应为正，从而得出债务具有正治理效应的结论；相反就会得出债务具有负治理效应的结论。

本文在借鉴前人研究经验的基础上，选择我国沪深两市除金融企业、中小企业板的企业以及数据不全企业以外的1096家A股正常上市的上市公司为样本公司，以2007～2008两年的面板数据进行检验，试图检验我们的观点，即认为债务不仅具有正的治理效应，同时具有负的治理效应。当样本公司债务的正治理效应大于负治理效应时，综合治理效应为正；相反综合治理效应为负。

1 研究假设

目前我国的举债方式主要有：公开上市交易的举债、向银行、非银行金融机构举债和向其他债权人借债三种形式。每一种举债都有一定形式的债务契约。因为每一种举债所面对的信息环境不同，因而对管理当局的约束程度也就不同。公众对公开发行债券企业的盈利信息最不了解，因此监督作用最差。而银行可通过银行业务了解企业的现金流量，预测企业未来的盈利信息，其债务契约的约束程度最高。第三种债务契约的约束程度因债权人与债务人信息不对称的程度而异。根据我国企业各种债权人对公司的约束情况的现状，本文认为，银行这种债权人对企业的约束程度最高，但这种契约是一把双刃剑，在抑制企业相关成本的同时也会限制企业经营行为，从而影响企业绩效。

因此，本文提出如下假设：

银行贷款的限制性条款对管理者的代理成本具有一定的抑制作用，同时会对企业的经营活动绩效产生负面影响。当样本公司债务的正效应大于负效应时，综合效应为正；相反综合效应为负。

2 研究设计和描述统计

2.1 变量定义

（1）因变量。为检验本文的研究假设，本文选择管理费用率（GLFL）和总资产报酬率（ROA）作为因变量。用管理费用率作为代理成本的替代变量。总资产报酬率作为反映公司财务业绩的变量。之所以选择总资产报酬率作为反映公司财务绩效的指标，是因为该指标可以衡量企业总体经营绩效，不受债务杠杆作用的影响，且符合企业价值最大化的理财目标。

（2）解释变量。本文选择短期银行借款比率（DJBL）和长期银行借款比率（LJBL）作为解释变量。

（3）控制变量。控制变量为：公司规模（ZZC或LNZZC），选择公司期末资产或其自然对数来度量；公司总资产营运能力（ZZL），选择总资产周转率来度量；销售净利率（XSJL），用来反映企业销售获利能力。具体变量定义如表1所示：

2.2 数据选取

我们通过巨潮资讯网和RESSET金融研究数据库，选取了在沪深两市上市的1096家上市公司2007-2008年的面板数据为观测值。这些公司都是正常上市的A股上市公司，不包括金融企业和中小企业板挂牌交易的上市公司。这样，本文最终获得符合要求的2192个有效观测值。研究中的所有数据处理和统计分析均采用Stata8.0软件。

2.3 描述性统计分析

我们对解释变量进行了一般描述性统计，结果见表2。

表2分别列示了样本上市公司各个变量的最大值、最小值、平均值和标准差。从统计结果看，我国上市公司平均银行借款比率为21.35%（6.48931+14.85771）。银行借款期限结构不平衡，短期借款比率平均值 （14.86）高于长期借款比率（6.49%）。短期借款比率的标准差为11.84%，长期银行借款比率的标准差为9.58%，表明长短期银行借款在公司间均存在差异。

表1 相关变量定义

3 回归检验与分析

为检验本文研究假设建立如下多元回归方程：

其中，β0为截距，β1、β2、β3、β4、β5分别代表各变量的回归系数，ε为随机扰动项。

本文利用模型（1）来检验长短期借款对管理费用是否具有抑制作用。这里选择公司期末总资产而不是其自然对数形式作为控制变量，原因是公司期末资产的自然对数和长期银行借款之间存在较高的多重共线性（其相关系数为0.3097），而期末总资产和长期银行借款之间基本不存在多重共线性（其相关系数为0.0939）。模型（1）用OLS进行回归，其结果如表3所示。

由回归结果可以看出，在2007～2008年样本检验中，在控制公司规模和盈利能力等因素后，短期银行借款比率和长期银行借款比率均与管理费用率在1%的水平上显著负相关，但长期银行借款比率的系数大于短期银行借款比率的系数，表明长期银行借款比率对管理费用的抑制作用大于短期银行借款比率的作用，这一结果验证了银行借款可以有效抑制代理成本这一假设。

在检验了银行借款可以有效抑制代理成本这一假设基础上，本文进一步检验银行借款对公司业绩的影响。我们用模型（2）验证这一假设，分别用基本模型、固定效应模型和随机效应模型进行检验，结果分析如下：

从简单回归结果看，R2=0.4842，样本拟合优度较好。T统计量均大于临界值，变量显著。F统计量=410.17，大于临界值F0.05（5，2185）=2.21，说明方程显著成立。

表2 主要变量描述性统计

表3 模型（1）检验结果

表4 模型（2）检验结果

从固定效应模型检验结果看，检验假设H0：ui=0的统计量 F=252.77＞F0.05（1095，1090）=2.09，拒绝假设，即不选择基本模型。

从随机影响模型检验结果看，检验假设H0：个体影响与回归量无关的统计量 W=15.84＞χ20.05（5）=11.07，拒绝假设，因此选择固定效应模型合适。

最终选择用固定效应模型来分析长短期借款对公司业绩的影响，其回归结果如表4所示。

由回归结果可以看出，在2007～2008年样本检验中，在控制公司规模、公司营运能力和盈利能力等因素后，短期银行借款比率和长期银行借款比率均与总资产报酬率在5%的水平上显著负相关，这表明样本公司的长短期借款限制条款对公司经营产生较大限制，使其不能用借款资金进行最有利的投资。从检验结果看，短期借款每增加1个单位，会使管理费用下降0.07个百分点（正效应），但其综合效应是公司总资产报酬率下降0.06个百分点，这说明短期银行借款带来负效应为0.13（0.06+0.07）。同理可以分析长期银行借款产生的正负效应及综合效应。分析结果表明样本公司银行借款对经营活动的限制作用大于对相关费用的抑制作用，致使其综合效应为负。

4 研究结论与局限

4.1 结论

很多学者有关债务治理效应的实证研究得出的结论存在矛盾：有的认为我国上市公司债务不存在治理效应，有的认为我国上市公司债务与绩效存在负相关关系，还有的学者研究发现负债具有治理效应，但不能形成可观测的财务绩效。本文试图对上述矛盾结论进行解释。我们认为上述研究所得结论矛盾的原因是：他们选择的样本不同，而不同样本公司的债务治理正负效应不同。这样，当样本公司债务的正效应大于负效应时，综合效应为正，从而得出债务具有正治理效应的结论；相反就会得出债务具有负治理效应的结论。因此，本文从银行贷款融资契约中的限制条款入手，研究这些条款的限制作用及其对上市公司业绩的影响。文章利用我国沪深两市A股上市公司2007-2008年的面板数据进行实证分析。研究结果表明：银行贷款的限制性条款既对代理成本具有抑制作用，又对公司经营活动产生限制，即银行借款对公司业绩同时具有正效应和负效应。但由于样本公司银行借款对公司业绩的负效应大于正效应，从而使综合治理效应为负。

4.2 局限

文章研究的局限在于：我们没有得到样本公司有关银行借款的契约资料，因此未能直接分析银行借款对上市公司经营活动产生的负面效应的大小，只能间接分析其负面效应。因此，我们决定在后续研究中具体直接地研究银行借款契约中的限制性条款给公司带来的负面效应的范围及大小。

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