企业所有权性质、融资需求与上市

李 博，甘希照，袁韵乔

（汕头大学商学院，广东 汕头 515063）

一、引言

上市又称首次公开发行（Initial Public offering,IPO），是否上市对于企业来说是一项非常重要的决策。上市意味着企业可以筹集到一笔可观的股权资本，资本结构得到改善，为其进一步发展开辟了一条新的融资渠道；上市还可以提高企业知名度和透明度，使得企业处于利益相关者和中介机构的审视之下，达到提升公司治理的效果。基于上市的重要性，一些学者对上市的潜在好处和成本进行了理论分析，一方面，一些文献认为上市可以让企业摆脱融资约束从而实现快速增长，同时为原始股东的套现与投资分散化创造条件[1-3]；Brau 等、Holmstrom 和Tirole 认为上市还可以为出售企业或收购其他企业提供便利、引入股票市场的定价机制与信息披露机制提升公司治理等[4-5]；对于国有企业而言，Megginson 和Netter 发现上市还意味着国有股权私有化，国企的上市私有化可以减轻政府财政负担、引入市场竞争机制、提高企业运营效率[6]。另一方面，Maksimovic 和Pichler、Boot 等认为企业上市存在新股折价发行所带来的直接成本，还存在信息披露所带来的间接成本，上市成本较高，并会稀释原始股东对企业的控制权等问题[7-8]。总的来说，企业上市有利也有弊，是否选择上市是企业对上市利弊得失进行权衡的结果。但由于我国的二级市场估值水平（如市盈率）比其他成熟市场高，高估值意味着权益资本成本较低。同时，目前在投资者保护、信息披露等制度尚不够完善、对企业上市后资金利用方面监管薄弱、资金挪用和侵占外部中小股东现象常有发生，这意味着企业在IPO 市场筹集到的股权资本使用成本低。所以，在我国，上市的好处远远高于其成本，大量的企业都愿意上市，存在股权融资偏好。然而，由于缺少非上市企业的相关数据，目前关于企业上市决策的研究大多停留在理论分析层面，只有少数几篇文献对企业的上市决策进行了实证分析[1，2，9]，关于上市动因研究仍然存在许多空白之处。此外，与国外的上市企业大多为私营企业不同的是，我国的上市企业中很大一部分是国有企业，而且我国股市肩负国企改革的历史重任。在这种情形下，国有企业在上市过程中是否受到优先对待？本文将结合企业所有权性质分析企业上市决策的影响因素，尤其探讨不同资金需求——债务性融资需求和增长性融资需求，对企业成功上市的概率的影响。

本研究使用中国工业企业数据库中的非上市企业数据，对我国企业上市的目的和动因进行了分析。研究结果并不支持债务性融资需求假说，在其他条件相同的情形下，债务性融资需求越高，公司上市成功的可能性越小。这可能是因为盈利能力好，成长较快的公司更容易被批准上市，而盈利能力较好的企业，负债往往较少，负债较多的企业不被批准上市的可能性较大。而进一步研究发现，相较于民营企业，国有企业的债务性融资需求与上市之间的关联度更高，这表明在负债和其他条件都相同的情况下，国有企业比民营企业更容易被批准上市，政府在融资方面对国有企业的照顾会更多。研究还发现，在其他条件相同的情形下，增长性融资需求越高，公司越有可能上市，支持增长性融资需求假说。进一步研究表明相对于国有企业，民营企业上市更容易受到增长性融资需求的影响。这也说明了国有企业申请上市会较少受资金需求因素的影响。

目前关于企业上市动因的研究大多是理论分析，且主要针对私营企业。本文的贡献在于丰富了现有关于企业上市动因的研究，为其提供中国市场方面的经验证据。在众多的企业上市的动因中，最重要的是解决企业的资金需求。本文首次将企业的融资需求分为债务性融资需求和增长性融资需求，前者主要以解决企业对负债的过度依赖为目的，后者主要以解决企业的快速增长为目的。并在此基础上，对不同股权性质企业与哪种融资需求的关联度较高进行了分析，这为现有关于企业上市融资需求的研究提供了新的研究视角。同时，本课题的研究不仅有助于明晰我国企业上市的动机，可以为监管部门完善我国的上市制度提供决策依据，具有一定的政策指导意义，而且也为新股发行制度的完善提供了可供借鉴的参考依据。

二、理论背景与研究假设

（一）理论背景

企业上市的原因有很多，目前关于企业上市动因的研究大多是理论分析，且主要针对私营企业。主要有以下几种理论解释：

1.资金需求假说。大多理论文献认为，企业的外部融资需求越大，企业上市动机越强烈[10]。Bancel 和Mittoo 调查发现12 个欧洲国家的企业的CFO 大都认同为企业增长筹集资金是上市最重要的目的[11]。Pagano 等、Aslan 和Kumar 分别研究意大利和英国企业，发现高投资、高增长的企业越可能上市，目的是为发展筹集资金[1-2]。

2.控制权转移假说。企业上市也可能是为了确定企业市场价值，为其出售做准备[12-13]。Pagano等以意大利企业为样本，发现14%的样本的控制权在IPO 后3 年被出售[1]。Brau 等以1985-2003 年在美国上市的企业为样本，发现仅约3%在上市后一年成为被收购目标[4]，以此推论控制权转移假说只能解释小部分企业的上市动机。

3.方便收购其他企业。企业上市后获得的公开交易的股份在收购其他企业时可当作现金或可供交换的股票使用[14-15]。Celikyurt 等分析了美国1985-2004 年的IPO 数据，结果发现上市为企业并购提供了资金，上市后的并购活动显著增加[16]。

4.套现或流动性假说。上市使得股票在交易所交易，提高了股票的流动性[17]。Black 和Gilson认为IPO 对所有者和风险投资者来说都重要，活跃的股票市场才会有繁荣的风险投资市场[18]。Ang 和Brau、Brau 等强调上市让原始股东更容易套现[14，19]。Bancel 和Mittoo 调查发现英国财务高管也以股份的流动性和变现能力作为上市的目的[11]。

5.分散风险假说。上市可以使得原始股东卖出自己持有的公司股票，投资其他资产来分散投资[20-22]。Pagano 等通过研究意大利企业发现风险越大的企业，原始股东分散化投资意愿越强，越可能上市[1]。Bodnaruk 等以瑞典企业为样本，发现持股越集中的企业，其上市意愿越强[3]。

6.宣传效应。Maksimovic 和Pichler 的模型认为企业上市是为了创造先行者优势（first-mover advantage），同时宣传企业[7]。Aggarwal 等、Demers和Lewellen 等也发现媒体十分关注企业上市时的首日超额收益，这有利于提高企业的知名度[23-24]。

7.引入股票市场的监督约束。市场的监督可有效减少股东与管理者之间的代理问题。接管的威胁是一种市场约束，它要求潜在的袭击者拥有足够的企业发行的股票[25]。另外，Holmstrom 和Tirole 认为股价反映的信息帮助设计更好的管理者薪酬计划[5]。Bradley 等认为上市后，分析师的跟踪分析可提升企业声誉和股票价格[26]。

8.机会窗口假说。企业会选择市场时机对企业的定价有利时（牛市）上市，在价值可能被低估时（熊市）会避免或推迟上市[1，27，28]。Kim 和Weisbach 使用来自38 个国家17,266 例IPO 和13,142 例SEO（Seasoned Equity Offering）的大样本进行解析，研究指出筹集投资资金和利用潜在的高估值是企业选择IPO 和SEO 的主要原因[29]。

9.产品市场竞争假说。Hsu 等认为企业上市会让同行其他企业产生负向的股价反应和业绩表现[30]。Chemmanur 和He 认为同行企业争相上市会形成IPO 热潮（waves）[31]。在IPO 热潮中上市的企业持有的现金更多，但生产效率更低，上市后盈利能力更差。Chod 和Lyandres 研究论证了上市可使企业承受更大的利润波动风险和采取更激进的产品市场策略，这使得行业内竞争越激烈时，企业上市动机就越强[32]。

10.企业上市也是有成本的。除了上市费用等直接成本外，还存在间接成本，主要体现为：（1）逆向选择成本。Chemmanur 和Fulghieri认为，由于外部投资者会对评估的价值进行折扣来弥补信息不对称带来的风险，且风险投资者不能通过分散化投资降低非系统风险，因此最佳上市时机由信息不对称所带来的信息挖掘成本和风险投资者要求的风险溢价程度决定[33]。他们还发现，外部投资者会要求成立时间越短的公司因信息不对称所进行的IPO 折价幅度就会越大。Bancel 和Mittoo的调查发现年轻公司更少选择上市[11]。（2）控制权稀释成本。对于注重企业控制权的原始股东来说，上市还意味着股权被稀释，企业控制权被削弱，外部监督使得控制权私利行为得到抑制[8]。（3）信息披露成本。公司上市要披露公司的相关信息，这会导致丧失竞争优势。此外，财务信息的披露会压缩企业的避税空间。所以，有企业出于这方面的考虑会放弃上市[7，34，35]。

总之，由于难以获取没有上市的企业的数据和资料，实证检验相关理论比较困难，因此目前关于企业上市动因的研究主要针对私营企业且多是理论分析。国外的文献中，只有3 篇文献对上市决策的影响因素进行了实证检验[1，2，36]，分别以意大利、美国和英国的企业为样本。据笔者所知，只有祝继高和陆正飞[9]和Piotroski 和Zhang[37]两篇文献涉及研究我国企业的上市决策。祝继高和陆正飞[9]的研究结果发现，外部融资需求大、盈利能力好、位于市场化程度高的地区的企业更容易被批准上市。Piotroski 和Zhang 则以我国符合上市资格的企业为样本，研究官员晋升与上市概率及上市后表现的关系，其研究发现，官员为了其仕途上的晋升会影响和推动该地区企业上市，官员晋升期间上市的企业其在上市后的经营业绩和股价表现显著弱于非晋升期间上市的企业[37]。

（二）研究假设

从上述的理论分析可以知道企业上市的动因有很多，其中最重要的动因是解决企业的资金需求。企业发展早期主要靠负债和私募股权（如风险资本）的投资获取发展所需要的资金。随着企业的成长，依靠债务融资和私募股权不仅难以再满足企业的资金需求，而且过多的依赖债务融资会造成财务杠杆偏高，财务风险增大，资本成本上升等问题。所以Pagano 等认为在众多的上市潜在好处中，提得最多的好处是企业可以获得新的融资渠道，从而摆脱对债务融资和私募股权的过度依赖[1]。另一方面，上市可以为企业提供其成长所需要的资金，满足其增长性融资需求。据此，将企业的融资需求分为债务性融资需求和增长性融资需求，前者主要以解决企业对负债的过度依赖为目的，后者主要以解决企业的快速增长为目的。

然而，不同股权性质的企业融资行为存在很大的差异。在债务融资方面，Allen 等发现，私营企业主要通过非正规的渠道进行债务融资，而这种融资方式主要基于企业的声誉和关系，而国有企业债券融资的可获得性强[38]。在“核准制”下，虽然国有企业和民营企业均能申请上市，但政府在企业上市程序方面依然优先照顾国有企业，因此，在其他条件相同的情况下（包括负债相同），国有企业上市申请的通过率要比民营企业更高。Aharony 等指出，保护性行业中（被视为与政府关系更为密切）的国有企业在公开发行股票时更有可能获得特殊照顾[39]。例如，保护性行业中的国有企业申请上市的盈利要求更低。因此，即使在负债较多的情况下，政府仍可能会允许国有企业上市。基于此分析，我们提出以下两个假设：

H1：在其他条件相同的情形下，债务性融资需求越高，公司上市成功的可能性越大

H2：相较于民营企业，国有企业的债务性融资需求与上市之间的关联度更高

现有的大多数文献都认为企业的外部融资需求越大，企业的上市动机越强烈。Fischer 以德国企业为样本，发现德国企业上市的主要目的是股权融资，那些无形资产比率高、研发费用投入多，即增长性融资需求较高的企业更有可能选择上市[40]。Kim 和Weisbach 也发现企业融资是企业上市的重要因素，具体表现为投资增长快、现金增长快的企业更可能选择上市[41]。

相比于民营企业，国有企业不仅更容易获得债权融资和政府补贴，影响其上市的因素也更多，例如上市可以改善国有企业的公司治理结构，国有企业高管还可以通过上市获得私人收益。因此，外部融资需求对于国有企业上市的影响程度比较弱。Pagano 等认为投资越多，财务杠杆越高，增长越快的公司，其资金需求越大，从而越有可能选择上市[1]。成长快速的民营企业很难通过债券融资满足其外部融资需求，大多会想要通过上市获得股权融资满足其增长性融资需求，因此，民营企业申请上市与企业的增长性融资需求的相关性更高。基于此分析，我们提出以下两个假设：

H3：在其他条件相同的情形下，增长性融资需求越高，公司上市成功的可能性越高

H4：相对于国有企业，民营企业的增长性融资需求与上市之间的关联度更高

三、研究设计

（一）样本与数据来源

本研究中的数据涉及上市公司和未上市企业的数据。其中，未上市企业的数据来源于国家统计局编制的“中国工业企业数据库”，该数据涵盖了销售额在500 万元以上的制造业企业，数据区间为1998-2013 年。上市公司的数据来源于CSMAR 数据库。为了与非上市企业的数据匹配，而且需要用到上市前3 年的数据，最终样本的时间区间为2001-2013 年。

在样本的选取过程中，由于非上市企业主要为制造业企业，与之相匹配，本研究主要选择制造业的上市公司作为研究样本。对于非上市企业，根据《公司法》《证券法》和《首次公开发行股票并上市管理办法》等法律法规，公司上市需要满足相关的规定和要求。借鉴Piotroski 和Zhang 的做法[37]，采用如下标准来筛选非上市企业作为研究样本：

（1）最近3 个会计年度净利润均为正数且累计超过人民币3,000 万元；

（2）最近3 个会计年度经营活动产生的现金流量净额累计超过人民币5,000 万元；或者最近3个会计年度营业收入累计超过人民币3 亿元；

（3）发行前股本总额不少于人民币3,000 万元；

（4）最近一期末无形资产占净资产的比例不高于20%。

最终，本文筛选得到43,692 家样本公司。如表1 所示，在2001-2013 年上市的制造业公司有816 家，分别有173 家国有企业和643 家民营企业，而非上市公司中，共有7,708 家国有企业和35,168 家民营企业。

表1 样本企业数统计

（二）模型设计与变量定义

为了检验相关研究假设，建立以下Logit 回归模型来检验企业融资需求对成功上市的概率的影响。

在上面的模型（1）中，被解释变量List 为哑变量，上市成功的企业取值为1，上市未成功的企业取值为0。

解释变量主要为长期负债率（LDLEV）和外部融资需求（EXTFIN），分别衡量企业的债务性融资需求和增长性融资需求。其中，LDLEV 用企业长期负债占总资产的比例衡量，我们还使用了总负债率和利息保障倍数作为替代指标，结果保持一致。外部融资需求（EXTFIN）的衡量主要借鉴了Durnev 和Kim 的做法[42]，使用企业的实际增长率的自然对数减去可持续增长率的自然对数来衡量外部融资需求。其中，实际增长率为总资产增长率，可持续增长率指不依靠外部股权融资，不支付股利，并保持资本结构不变的前提下，企业靠留存收益和债务融资所能维持的一个最大资产增长率，其计算式为ROE/（1-ROE）。由于样本中的企业是剔除不满足上市要求后的企业，所以不会出现资产增长率或ROE 为负的情形，取自然对数可以不会改变数据的性质和相关关系，缩小数据的绝对数值，使得数据更加平稳。调节变量为企业所有权性质（SOE），主要根据企业的登记注册类型来划分，国有企业取值为1，私营企业取值为0。

企业上市还会受到很多公司特征因素影响，模型（1）中加入了以下控制变量：公司规模（SIZE）、固定资产的比例（Fixratio）、资产周转率（TOV）、资本性支出（CAPINV）、盈利能力（ROS）、公司风险（EARNVOL）。此外，加入年度变量（Year）来控制市场估值水平和制度变化等因素所产生的年度效应。同时，加入省份变量（Province）来控制各个省份在自由化程度、法律环境等方面的差异，而行业效应（Industry）则通过根据制造业下的细分行业来加入行业哑变量来控制（见表2）。

上述模型（1）中，在不引入交乘项（LDLEV×SOE、EXTFIN×SOE）的情形下，如果模型中变量的回归系数α1显著为正，则表明债务性融资需求越高，公司上市成功的可能性越大，支持研究假设H1。如果模型中变量EXTFIN 的回归系数α2显著为正，则表明在其他条件相同的情形下，增长性融资需求越高，公司上市可能性越高，支持研究假设H3。当模型引入LDLEV×SOE 后，如果其回归系数α4显著为正，则说明相较于民营企业，国有企业的债务性融资需求与上市之间的关联度更高，支持研究假设H2。当模型引入EXTFIN×SOE 后，若其回归系数α5显著为负，则说明相对于国有企业，民营企业的增长性融资需求与上市之间的关联度更高，支持假设H4。

表2 主要变量定义

四、研究结果

（一）描述性统计

表3 报告了主要变量的相关系数。其中，增长性融资需求（EXTFIN）与企业上市的相关系数为0.13，显著为正，符合假设1 的预期；债务性融资需求与上市可能性的相关系数为-0.06，这与假设2 的预期不一致，有待进一步检验。所有权性质（SOE）与上市可能性呈正相关关系。而对于控制变量，可以看到公司规模越与上市成功的可能性正相关，其他控制变量，如固定资产比率、资产周转率、资本性支出、盈利能力和公司风险与企业上市成功的可能性负相关。

表3 还报告了相关变量的描述统计结果。企业上市可能性的均值为0.01，表明成功上市企业占总样本的10%。外部融资需求均值和中值分别为0.35 和0.31，资产负债率均值和中值分别为0.10 和0.06，而所有权性质的均值和中值分别为0.19 和0.00，观察这三个解释变量的取值分布，并未发现存在异常值。此外，公司规模均值和中值分别为20.15 和19.98，样本中国有企业占总样本的19%。相关变量的取值在合理范围内。

表3 相关系数与描述性统计

（二）回归分析

本文的目的是考察企业外部融资需求对企业上市的影响。表4 报告了模型的回归结果，其中列1、列2 的回归中未加入是否为国有企业和债务性融资需求、增长性融资需求交乘项（LDLEV×SOE、EXTFIN×SOE），用来检验假设H1 和假设H3。列3 的回归中加入是否为国有企业和债务性融资需求的交乘项（LDLEV×SOE）来衡量哪种性质的企业的债务性融资需求与上市之间的关联度更高，检验假设H2。列4 的回归中加入是否为国有企业和增长性融资需求的交乘项（EXTFIN×SOE）来衡量哪种性质的企业的增长性融资需求与上市之间的关联度更高，检验假设H4。

如表4 列1 所示，变量“LDLEV”的回归系数在1%的水平上显著为负，表明债务性融资需求越小，企业越有可能上市，这与假设H1 的预期是不相符的，且变量LDLEV 的t 值为-15.5，在1%的水平上显著为负，也证明结果与假设H1 不相符。这可能是因为盈利能力好，成长较快的公司更容易被批准上市，而盈利能力较好的企业，负债往往较少，如表3 中的相关系数显示，ROS 与LDLEV 的相关系数为-0.11，所以负债较多的企业不被批准上市的可能性较大。变量“EXTFIN”的回归系数在1%的水平上显著为正，表明增长性融资需求越大，企业上市成功的可能性越大，其t 值为30.45，在1%水平上显著为正，假设H3 得到支持。列2 的回归中加入了控制变量，变量“LDLEV”和变量“EXTFIN”的回归结果并未发生明显改变。

列3 的结果显示，变量“LDLEV×SOE”交乘项的回归系数均在1%的水平上显著为正，t 值为3.42，这表明相较于民营企业，国有企业的债务性融资需求与上市之间的关联度更高，假设H2得到支持。列4 的结果显示，变量“EXTFIN×SOE”交乘项的回归系数均在1%的水平上显著为负，t 值为-3.59，这表明，相对于国有企业，民营企业的增长性融资需求与上市之间的关联度更高，验证了假设H4。

对于其他公司特征的因素，模型的回归结果显示，公司规模与企业上市可能性呈显著正相关关系，公司规模越大，越可能上市。固定资产比率与企业上市可能性呈显著负相关关系，即固定资产占总资产的比例越小，企业上市成功的可能性越大。资产周转率与企业上市可能性呈显著负相关关系，资产周转率越低的企业越可能上市。资本性支出与企业上市可能性呈显著负相关关系，企业资本性支出越小，上市成功的可能性更大。盈利能力与企业上市可能性呈显著正相关关系，这表明盈利能力越强的企业，上市成功的可能性越大。公司风险与企业上市可能性呈显著负相关关系，公司风险小的企业更有可能成功上市。

（三）稳健性检验

由于债务性资金需求和增长性资金需求可能正相关，对此，按照LDLEV 和EXTFIN 的中值，将样本公司进分成高低两组。分别选择低债务性资金需求组和低增长性资金需求组作为子样本进行稳健性检验。在低债务性资金需求组，可以避免债务融资需求对增长融资需求假设检验的干扰。

表5 的结果显示，在低增长性资金需求组中，如列1 所示，在不引入交乘项（LDLEV×SOE、EXTFIN×SOE）的情形下，模型中变量LDLEV 的回归系数依然为负，t 值为-1.82，则表明债务性融资需求越小，企业越有可能上市，与假设H1依然不一致。而如列2 所示，在引入交乘项LDLEV×SOE，其回归系数依然显著为正，t 值为2.71，再次说明相较于民营企业，国有企业的债务性融资需求与上市之间的关联度更高，支持假设H2。

在低债务性资金需求组中，如列3 所示，在不引入交乘项（LDLEV×SOE、EXTFIN×SOE）的情形下，模型中变量EXTFIN 的回归系数依然显著为正，t 值为25.41，则表明在其他条件相同的情形下，增长性融资需求越高，公司上市可能性越高，支持假设H3。如列4 所示，当模型引入EXTFIN×SOE 后，其回归系数显著为负，t 值为-1.95，再次验证了相对于国有企业，民营企业的增长性融资需求与上市之间的关联度更高，支持假设H4。总之，表5 的稳健性检验表明，即使考虑可能存在的相关性问题后，本文根据回归分析获得的结论也未发生改变。

表4 回归结果

表5 稳健性检验

此外，本文还做了如下稳健性检验：

（1）考虑到受政策影响，个别年分如2005年、2013 年极少公司能够成功上市，我们剔除了这些年份的数据再进行回归分析，结果并未发生明显改变。

（2）采用了更严格的上市条件对样本进行筛选，如选择3 个会计年度净利润均为正数且累计超过人民币8,000 万元的企业作为样本，本文的结果也未发生明显改变。

五、结论

本研究使用2001-2013 年数据，对我国企业的成功上市的概率动因进行了分析。研究发现，当把企业的资金需求分成债务性融资需求和增长性融资需求后，解决增长性融资需求是企业上市的主要动因，在其他条件相同的情形下，增长性融资需求越高，公司上市可能性越高。但债务性融资需求并不是企业的上市动因，这可能是因为我国企业上市实行核准制，企业上市需要满足盈利能力要求，盈利能力越好的企业越有可能上市成功，而盈利能力较好的企业其债务性融资需求较低，从而导致结果中出现债务性需求越高的企业，其被批准上市的概率越低。当根据企业的所有权性质将样本企业分为国有企业和私营企业后，进一步的研究发现，在债务融资需求方面，国有企业的债务性融资需求与上市概率之间的关联度更高；在增长性融资需求方面，民营企业的增长性融资需求与上市概率之间的关联度更高。这些证据都表明，国有企业在上市过程中得到更多的照顾。

本文的不足之处在于，由于受到数据的限制，难以衡量其他影响企业成功上市的因素。而且，由于样本期间我国实行上市核准制，大多数企业可能存在上市意愿，但没有满足上市条件，或者未获得监管部门的核准，这使得在实证分析中，只能观察到哪些企业成功上市，但难以确定哪些企业具有上市意愿。