金融生态环境、债务重组与非效率投资

宋淑琴，孙志超

(1.东北财经大学会计学院/中国内部控制研究中心，辽宁 大连 116025；2.中国钢研科技集团有限公司，北京 100081)

一、引 言

在新一轮的深化改革中，我国政府将“积极稳妥去杠杆，扎实有效去产能”作为对公司特别是国有公司改革工作的重中之重。国有公司固然是去杠杆的重中之重，但对一些高杠杆借债的民营公司的风险也不容忽视。民营公司是国民经济的重要组成部分，高负债的民营公司陷入财务困境就会走上“一死了之”的道路，这对投资者、债权人、相关公司和地方政府都是重大利空。虽然《中华人民共和国企业破产法》引入了重组制度，但重组具有高昂的时间和经济成本，使我国处于财务困境中的公司对破产重组的利用较少。Gilson等[1]研究发现，债务重组能够有效缓解财务困境。现有研究成果表明，债务契约的定期现金流出可以抑制管理者非效率投资行为，债务重组是债务契约的再谈判，可以缓解公司管理者的现金流出压力，那么债务重组将如何影响管理者的非效率投资行为呢？民营上市公司的融资和投资状况会受到所在地区金融环境的影响，王国刚和冯光华[2]将金融生态环境评价分为几个方面：经济与金融稳定，制度与诚信文化，(9)制度与诚信文化从三个方面评价：法治环境、政府诚信和诚信文化。法治环境的评价指标为：对辖区内司法的信任程度、司法公正性、法院执行力和银行诉讼债权回收率；政府诚信的评价指标为：政府政策透明度、连续性和一致性；诚信文化的评价指标为：企业逃废债可能性、企业资不抵债可能性、地方政府对诚信建设的支持、主动提供征信信息情况调查、征信查询情况调查和伪造信息套现信用卡情况调查。收稿日期：2019-04-19基金项目：国家自然科学基金青年项目“债务重组研究：盈余管理对策与财务困境解决”(71602023)；国家自然科学基金青年项目“财务困境下供应链关系治理：维护阈值与策略选择”(71702027)；教育部人文社会科学研究青年项目“债务重组研究：触发条件与途径选择”(15YJC630110)；教育部人文社会科学研究青年项目“供应链关系与合作绩效：关系承诺方式选择及其调节效应检验”(17YJC790192)作者简介：宋淑琴(1980-)，女，辽宁大连人，副教授，博士，主要从事债务融资与治理、公司投融资和资本市场等研究。E-mail：maiqiner@126.com金融发展。其中，经济稳定、金融发展等金融环境因素都有利于股东寻找有效投资项目。金融生态环境的好坏不仅能够影响民营公司的投资环境，还能够影响民营公司的融资情况，好的金融环境能够帮助民营公司获得更多的商业信用融资和银行贷款[3]，从而减轻管理者的现金流压力。那么，金融生态环境是否会改变民营上市公司债务重组对管理者非效率投资行为的影响呢？本文以民营上市公司为研究对象，检验债务重组的发生对投资不足和过度投资分别产生的影响及程度，并按金融生态环境进行样本分组，检验不同金融生态环境下债务重组对非效率投资的影响是否存在差异。

二、理论分析与研究假设

根据自由现金流假说，一旦公司拥有充足的自由现金流，管理层可能会产生投资过度[4]。当公司陷入财务困境时，增加权益价值的决策事实上可能降低公司整体的价值。所以，将公司的决策权交给管理层不再是明智的选择，因为其决策动机与股东是一致的[5]。因此，债权人为了保护自身利益会在债务重组谈判中增加限制性条款，在公司投资时严格控制现金流出，使得管理层不具有过度投资的条件。尤其是当债务人是民营公司时，债务重组的市场化程度更高，债权人基于债权保护，会更加监督公司的现金流出。另一方面，债权人会要求高管人员花费大量的时间和精力来解决公司的运营问题并制定出合理的重组计划，否则将会被开除。Gilson[6]考察公司债务重组前后两年时期中公司的CEO、董事长和总裁职务的更替，发现债务重组公司的管理层更替要高于普通公司。因此，管理层会为了保住职位而选择净现值为正的项目以摆脱公司财务困境，失去了过度投资的动机。

根据不完全契约理论，由于债务人承担全部的投资成本，而债权人在债务重组谈判中共同分享债务人的投资收益，因而预期较高的债务重组谈判的概率会使债务公司事前投资的激励降低，从而产生投资不足[7]。Pawlina[8]认为，当公司面临违约时债务重组发生的可能性会加重公司的投资不足问题。因为与破产相比，财务困境公司的股东更偏爱债务重组，在债务重组时股东通常会有正收益，而在破产时没有。因此，笔者提出如下假设：

H1：债务重组的发生对民营上市公司的非效率投资产生显著影响。

H1a：与未发生债务重组的民营上市公司相比，发生债务重组的民营上市公司的过度投资显著降低，即债务重组的发生能够显著抑制过度投资。

H1b：与未发生债务重组的民营上市公司相比，发生债务重组的民营上市公司的投资不足显著增加，即债务重组的发生能够显著加重投资不足。

营造良好的金融生态环境最重要的是建立完善有效的法律体系和健全的信用体系[9]。健全的法律环境能够保护债权人利益，使债权人在破产重组和债务重组中占据有利地位，当公司发生债务违约或产生纠纷时，健全的法律能够保障债权，节约诉讼成本，监督债务人有效地执行债务契约，减少债权价值损失。因而健全的法律体系是“好借好还，再借不难”的保障，从而有利于增加资本市场的资金供给[10]。完善的信用体系可以减少经济行为中的摩擦，降低交易成本，有助于达成信贷契约，为公司提供债务资本。此外，一个诚实守信、积极进取、开拓创新的文化信用环境也能够约束债务人的道德风险，减少债务双方的委托代理成本，从而降低金融系统对外部法律环境和制度环境的过多依赖[11]。因此，对于借款人而言，良好的金融生态环境会增加借款人的外部选择机会，从而增加其相对议价能力，反之亦然。相对于国有上市公司而言，金融发展水平的提高，明显地缓解了民营上市公司面临的融资约束[12]。对于贷款人而言，较差的金融生态环境下，相对于使借款人保持持续经营，借款人的清算价值相对更低，因为当借款公司的信用状况恶化时，他们很难对借款人的资产变现[13-14]，债权人的外部选择(议价能力)将减少。如Benmelech和Bergman[13]发现，当航空公司舰队的清算价值低时，他们成功重新谈判减少他们的租赁债务。谢德仁和张高菊[15]与罗韵轩[16]也发现，金融生态环境差的地区，公司更可能发生债务重组。因此，笔者提出如下假设：

H2：金融生态环境与债务重组的发生显著负相关，即金融生态环境越好，发生债务重组的概率越小，金融生态环境越差，发生债负重组的概率越大。

从前文的分析可以看出，金融生态环境的好坏可以改变债务人的融资约束，进而改变债务双方在债务再谈判中的相对议价能力，因此，金融生态环境能够影响债务重组与非效率投资的关系。在良好的金融生态环境下，债务人有更好的议价能力，即便是进入了债务重组程序，由于公司具有通过再融资来履约的能力，因此，债权人的相对议价能力下降，无法干预管理者的投资决策。在较差的金融生态环境下，资本提供量和金融工具种类均受到限制，民营公司难以筹集新的资本来偿还债务，面临更严峻的融资约束，债权人对民营公司具有“生杀大权”，因而在债务重组谈判中，债权人相对议价能力增强，他们会通过限制条款等方式干预管理者的非效率投资。由此可见，好的金融生态环境下，债务人可获得新融资的机会多，相对议价能力强，债权人对管理者投资决策的干预程度降低，则债务重组的发生不会影响非效率投资。在较差的金融生态环境下，民营公司面临的融资约束将更多，债务重组是摆脱财务困境的主要途径，因而债务人的相对议价能力减弱，而债权人的相对议价能力增强，所以，债权人在债务重组过程中对管理者投资决策的干预能力增强，为了保护债权价值，债权人通常限制现金流出，能够减少过度投资。因此，笔者提出如下假设：

H3：金融生态环境的好坏能够改变债务双方的相对议价能力，从而影响债务重组与非效率投资的关系。

H3a：好的金融生态环境下，发生债务重组与未发生债务重组的公司的非效率投资不会存在显著差异，即债务重组不影响非效率投资。

H3b：差的金融生态环境下，发生债务重组与未发生债务重组的公司相比，过度投资显著降低，投资不足显著增加，即债务重组能够显著抑制过度投资，并显著改善投资不足。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

2007年实施的《中华人民共和国企业破产法》对处于财务困境中的公司的债务纠纷有很大影响，因此，本文以2007—2014年沪深两市A股民营上市公司数据为样本，根据以下原则进行筛选：(1)剔除金融类、保险类公司。(2)剔除债权人债务重组公告样本，即只选择债务人公告的债务重组。(3)剔除终极控制人性质不详、数据不全或异常的公司。(4)剔除债务重组当年和前一年度出具“否定”“拒绝表示”审计意见的以及无审计意见的样本。为了消除极端值的影响，本文对变量进行1%和99%的缩尾处理。根据上述筛选原则，共得到民营上市公司样本6 463个，其中有163家公司发生债务重组。

本文数据均来自CSMAR数据库、Wind资讯金融数据库和上市公司年报。本文使用Stata12.0进行数据处理和分析。

(二)变量说明与模型设计

1.非效率投资：过度投资(OVER)和投资不足(UNDER)

本文根据Richardson[17]的模型对样本数据进行回归，计算出期望的投资水平，用估计出的残差来度量非效率投资，正残差为过度投资(OVER)，负残差取绝对值为投资不足(UNDER)。模型如下：

Invit=α0+α1LEVi,t-1+α2Growthi,t-1+α3Reti,t-1+α4Cashi,t-1+α5Sizei,t-1+α6Agei,t-1+α7Invi,t-1+ΣInd+ΣYear+εit

(1)

其中，Inv表示投资总额，用固定资产净额、无形资产和长期股权投资净额的增加额除以平均总资产计算；LEV表示资产负债率；Growth表示成长机会，用每股市价×流通股股数+每股净资产×非流通股股数+期末负债账面价值)/年初总资产计算；Ret表示现金红利再投资的年回报率；Cash表示现金持有量，用货币资金/总资产计算；Size表示公司规模；Age表示上市年龄取自然对数；Year表示年份；Ind表示行业；ε表示随机误差项；i表示公司，t表示时间。

2.债务重组(Dres)

债务重组是虚拟变量，如果第t年成功发生债务重组取值为1，否则为0。

3.金融生态环境(Feecore)

本文的金融生态环境指数来源于《中国地区金融生态环境评价》[2-18-19-20]。地区金融生态环境指数采用样本公司所在城市的指数，对于所在城市金融生态环境评价指数缺失的数据用其所在省份的金融生态环境指数替代。《中国地区金融生态环境评价》统计的30个省份包括：4个直辖市、4个自治区(不包括西藏)和22个省(不包括台湾)。由于2007年、2009年、2011年、2012年没有金融生态环境综合指数的数据，本文借鉴邓建平和曾勇[21]的做法，采用如下方法进行处理：利用2006年数据替代2007年，2008年数据替代2009年，2010年数据替代2011年、2013年数据替代2012年。我们按照金融生态环境的中位数进行分组，如果所在城市的金融生态环境评分大于中位数，说明金融生态环境相对较好，如果小于中位数，说明金融生态环境相对较差。

(三)模型设计

检验债务重组对非效率投资影响的模型为：

OVERit=β0+β1Dresit+β2Control+∑Ind+∑Year+εit

(2)

UNDERit=β0+β1Dresit+β2Control+∑Ind+∑Year+εit

(3)

其中，Control为一系列控制变量，包括：经营活动现金流量(OCF)，用第t-1年经营活动产生的现金净流量/平均总资产计算；资产负债率(LEV)，用第t-1年总负债/总资产计算；独立董事比例(OUT)，用第t-1年独立董事占所有董事比例计算；在职消费(ADM)，用第t-1年的管理费用/主营业务收入计算；两职合一(DUAL)，第t-1年董事长和总经理为同一人为1，否则为0；董事会规模(BOARD)，为第t-1年董事会成员人数；盈利能力(ROA)，用第t-1年营业利润/年末总资产计算；大股东掏空(TUNNEL)，用第t-1年末其他应收款/平均总资产计算；公司规模(SIZE)，为第t-1年总资产的自然对数。

检验金融生态环境对债务重组影响的模型为：

Dresit=β0+β1Feecoreit+β2Control+∑Ind+∑Year+εit

(4)

其中，控制变量Control除了沿用上述滞后1期的资产负债率、独立董事比例、两职合一、公司规模，还选取了股权制衡力(CSTR2_10)，为第t-1年末第二大至第十大股东持股比例平方和的自然对数；是否交叉持股(HBshare)，如果第t-1年末公司还有发行A股之外的股份,取值为1,否则为0；高管持股比例(ESH)，第t-1年末董事、监事及高管层持有公司股份比例；上市年龄(Age)，为截至t-1期期末公司上市年龄的自然对数。本文还控制了行业Ind(10)按照中国证券监督管理委员会2012年颁布的《上市公司行业分类指引》进行分类，制造业取两位代码分类，其他行业取一位代码分类。和年份Year。

检验金融生态环境、债务重组对非效率投资影响的模型为：

OVERit=β0+β1Dresit+β2Feecoreit+β3Dresit×Feecoreit+β4Control+∑Ind+∑Year+εit

(5)

UNDERit=β0+β1Dresit+β2Feecoreit+β3Dresit×Feecoreit+β4Control+∑Ind+∑Year+εit

(6)

四、实证结果分析

(一)描述性统计

表1为变量的描述性统计结果。从表1可以看出，在全样本中，OVER最大值为0.454，最小值为0，均值为0.047，说明样本公司投资规模最多超过期望投资水平45.4%，平均超过4.7%。从分组样本看，金融生态环境好的样本中，OVER均值为0.050，金融生态环境差的样本中，OVER均值为0.057，说明金融生态环境差的地区过度投资现象略微严重。债务重组样本中，OVER最大值为0.373，均值为0.110，非债务重组样本中，OVER最大值为0.454，均值为0.053，可见，债务重组样本过度投资最高水平低于非债务重组样本，从均值看，债务重组样本的过度投资要高于非债务重组样本。(11)均值受极值和样本量的影响，由于债务重组和非债务重组样本量相差悬殊，过度投资和投资不足直接比较均值缺乏科学性，因此，均值只能说明部分现象。在全样本中，UNDER最大值为0.508，最小值为0，均值为0.072，中位数为0.047，说明样本公司投资规模最多小于预期投资水平50.8%，平均小于预期投资水平7.2%。从分组样本看，金融生态环境好的样本中，UNDER均值为0.068，金融生态环境差的样本中，UNDER均值为0.081，说明金融生态环境差的地区投资不足现象稍微严重一些。在发生债务重组的样本中，UNDER最大值为0.508，在未发生债务重组的样本中，UNDER最大值为0.412，可见，债务重组样本的投资不足比非债务重组样本严重。在全样本中，Dres的平均比重仅占0.033，金融生态环境好的地区Dres平均比重为0.023，金融生态环境差的地区平均比重为0.032，说明金融生态环境差的地区更容易发生债务重组。

表1描述性统计结果

(二)回归分析

表2为回归分析结果。

表2回归分析结果

注：*、**和***分别表示在10%、5%和1%水平上显著，下同。

从表2可以看出，Dres与OVER在5%水平上显著负相关，说明与未发生债务重组的公司相比，发生债务重组的公司过度投资显著降低，债务重组能够显著抑制过度投资。Dres与UNDER在1%水平上显著正相关，说明债务重组样本比非债务重组样本有更严重的投资不足现象，债务重组能够显著促进投资不足。因此，验证了假设1。Feecore与Dres在1%水平上显著负相关，说明金融生态环境越好越不容易发生债务重组，金融生态环境越差越容易发生债务重组。这是因为金融生态环境越好，债务人可以解决财务困境的外部选择越多，相对议价能力越强，债务重组发生的概率越小。因此，假设2得到验证。

(三)倾向得分匹配法(PSM)分析

债务重组是个小样本事件，本文选取的样本中发生债务重组的样本仅为整个样本的2.5%(163/6 463×100%)。基于统计要求，这样的样本比重失衡会影响回归结果的说服力。为了增加研究结论的可靠性，本文采用倾向得分匹配法(Propensity Score Matching，PSM)检验假设3，从而一定程度上克服了内生性问题。PSM方法是一种多变量匹配法，必须同时满足平行假设以及共同支撑假设。在利用PSM方法对债务重组样本进行匹配时，本文尚未找到关于配对变量的参考依据，因此，本文根据PSM方法的统计原理，首先找出显著影响债务重组发生概率的变量，然后根据这些变量进行1∶3最近邻匹配。匹配变量及匹配前后实验组(发生债务重组)和控制组(未发生债务重组)平衡性检验结果如表3所示。

表3倾向得分匹配平衡性检验结果

从表3可以看出，除了变量 HBshare，其他变量在匹配前实验组和控制组的变量都是显著差异的，匹配后在统计上都不显著了。而且除了LEV的标准化偏差大于5%，其余变量均小于5%，且都没有超过10%。由于我们没有找到匹配变量的参考文献，为了说明表3中匹配变量的多维性和全面性，本文绘制了匹配前后的密度函数图，(12)具体图形未在正文列出，留存备索。匹配前实验组和控制组的图谱存在很大差异，匹配后两组图谱趋于一致，说明实验组和控制组仅因是否发生债务重组而出现特征差异，说明匹配效果很好。为了判断匹配模型的拟合效果和是否满足共同支撑假设，本文绘制了ROC曲线，匹配前AUC的值越大说明由匹配变量所建立的模型拟合优度越高，趋近于1说明完全拟合。经过计算，本文匹配前的AUC值为0.860，说明我们建立的模型拟合优度很高。匹配后AUC值越接近于0.500，说明满足共同支撑假设，本文匹配后的AUC值为0.605，说明满足共同支撑假设。

接着，对配对后的全样本进行PSM最近邻匹配分析，结果如表4所示。

表4 PSM最近邻匹配分析结果

从表4可以看出，从差值统计结果看，实验组比控制组的OVER在1%水平上显著降低0.039；实验组比控制组的UNDER在5%水平上显著提高0.028。从经济显著性看，发生债务重组的公司与未发生债务重组公司相比，OVER降低了3.9%，UNDER增加了2.8%。这说明债务重组能够显著降低过度投资，且显著增加投资不足，假设1得到验证。

在金融生态环境好的样本中，实验组与控制组相比，OVER减少，UNDER也减少，但都不显著，这说明在金融生态环境好的地区，困境公司获得新资本的机会较大，摆脱财务困境的外部选择多，此时债务重组谈判中债权人的相对议价能力减弱，因此，不能通过债务重组获得控制权，从而无法对非效率投资产生影响。在金融生态环境差的样本中，从差值的统计结果看，实验组比控制组的OVER在1%水平上显著减少0.043，试验组的UNDER在1%水平上显著增加0.048。从经济显著性看，债务重组样本与非债务重组样本相比，OVER降低了4.3%，UNDER增加了4.8%。这说明在金融生态环境差的地区，债务人的外部选择少，债权人在债务重组中获得了控制权，能够抑制管理层的过度投资，但同时也增加了投资不足。与全样本的显著性对比，金融生态环境差的情况下，债务重组对过度投资影响的变动幅度小于投资不足，说明金融生态环境差的地区，债务重组中债权人促进投资不足的程度大于抑制过度投资的程度。由此可见，PSM配对分析结果验证了假设3。

(四)稳健性检验

本文采用PSM核匹配进行稳健性检验。(13)检验结果未在正文列出，留存备索。在全样本中，发生债务重组的公司与未发生债务重组的公司相比，UNDER在1%水平上显著增加，OVER在1%水平上显著降低。在金融生态环境好的样本中，发生债务重组和未债务重组的公司的过度投资和投资不足均无显著差异。在金融生态环境差的样本中，发生债务重组的公司与未发生债务重组的公司相比，OVER在5%水平上显著降低，UNDER在1%水平上显著提高。可见，核匹配与最近邻匹配的分析结果是一致的，因此，本文的研究结论具有稳健性。

五、结论及启示

本文以2007—2014年沪深两市A股民营上市公司数据为样本，研究金融生态环境、债务重组对非效率投资的影响。结论如下：第一，债务重组与过度投资显著负相关，与投资不足显著正相关，说明债务重组的发生能够显著降低公司的过度投资行为，同时也能够显著增加投资不足。第二，金融生态环境与债务重组的发生显著负相关，说明我国金融生态环境越差越容易发生债务重组。第三，债务重组对非效率投资的影响会因金融生态环境的好坏而改变：金融生态环境较差的情况下，债务重组的发生能够显著降低过度投资，并能够显著增加投资不足；金融生态环境较好的情况下，债务重组不影响非效率投资。

本文的研究结论为债权人与民营困境公司进行债务重组谈判提供了如下启示：第一，债务重组的发生能够降低过度投资，但同时也能增加投资不足，这意味着在债务重组中债权人为了保护自身利益干预管理层投资决策时，产生了矫枉过正现象，这样对于缓解债务人的财务困境不利，因此，债权人在债务重组谈判中应就投资不足问题与股东进行协商。第二，金融生态环境越差越容易发生债务重组，说明债务人外部选择少，而债务重组又能促进投资不足，降低公司价值。因此，通过加强地区法制建设、信用体制建设改善金融生态环境有利于保护债权人利益。第三，金融生态环境差的地区债务重组对非效率投资的影响更显著，投资不足的增加会降低债权人价值，降低投资效率，这对金融环境的改善有不利影响，因此，在金融生态环境差的地区，债权人更应该避免矫枉过正问题。