债务融资是否会增加上市企业的融资成本?
陈 晓 单 鑫
(清华大学经济管理学院 100084)
*
一、引言
Modigliani和Miller(MM)于1958年提出,在完全市场假设条件下,如果无税,一个企业的加权平均资本成本)))也就是企业价值)))与企业的资本结构(财务杠杆)无关。但在考虑公
司所得税的情况下,由于利息支出为税前列支项目,而股利为税后项目,因而在其他条件和假设不变的前提下,用债务融资能产生税盾效应,达到节税目的,提高企业净资产收益率。据此,企业应无限借债直至企业资本全部来源于负债。
显然,该理论与现实相矛盾。为此,学术界对MM理论进行了扩展和解释,引入了破产成本和代理成本的概念。当企业的财务杠杆比例不断增加时,因为向下的损失风险愈来愈低,而向上的收益潜力则不断增加,业主(股票持有人)可能变得愈来愈倾向于投资高风险项目。投资风险的增高必然会导致破产机会的增加,Altman(1984)发现,破产发生时,直接破产成本平均达到企业价值的6%,直接和间接成本之和达到企业价值的1617%,且破产的可能性不是企业负债率的线性函数,其研究表明,在突破了某个阀值水平后,破产的可能性急速增加,破产成本抵消债务税盾收益的程度变得十分显著。
当股票持有者通过其控制的董事会从事有损于债券持有人利益的行动,如从事高风险项目的投资时,债权人虽承担了额外风险,却不能分享额外的回报。为了避免这种财富向股票持有者(代理人)的转移,债权人(委托人)通常寻求更高的债券利率,亦即要求股票持有者支付代理成本,这一代理成本通常随资本结构中债务杠杆比例的增加而升高。随着负债的增加,管理层将受到债券持有人更加密切的监督,这有利于缓解股东(委托人)和企业管理人员(代理人)之间的代理问题,因此在债务负担较低、利率不会随财务杠杆的增加而增加时,债务融资从这个角度能增加股东价值。这些因素为企业寻求最佳资本结构提供了额外的动力。
当债务的破产边际成本和代理成本等于边际税盾收益时,就产生了所谓最佳资本结构,此时企业价值达到最大,这种计算最优资本结构的方法称作/静态均衡理论0。
国外有关资本结构与资本成本和企业价值关系的实证研究极为丰富。例如,Modigliani和Miller(1958)的研究发现加权平均成本不受财务杠杆的影响,但通过设置附加解释变量,Weston(1963)发现加权平均成本随财务杠杆的上升而下降。1973年,Robichek,Higgins和Kinsman考察了财务杠杆对电力公用事业公司权益资本成本的影响,发现财务杠杆(尤其是以
* 本项目为/国家教委留学回国人员科研启动基金资助项目0。作者感谢清华大学经济管理学院陈武朝讲师为本文所提供的富有价值的背景资料,所有遗留错误均由作者负责。
39
帐面值计算的财务杠杆)对权益资本成本有可量度的影响。Masulis于1983年分别检验了两种资本结构变化对企业市场价值的影响,结果表明企业价值与负债水平的变化正相关。Har2ris和Raviv(1988)则发现伴随新债发行、股权换债权和股票回购消息的公布,股票价格会上升,即所谓债务融资的信号效应。
在我国,债务融资同样是双刃剑,但方式略有不同。一方面当企业有盈利能力时,由于税盾作用,它可能增加净资产收益率;另一方面当企业陷入亏损状态时,它可能成为扭亏为盈的巨大障碍。对上市企业而言,债务融资从理论上能帮助处于10%净资产收益率临界线附近的公司取得配股资格,而对净资产收益率在零附近的企业则构成进入ST板块而面临停牌的威胁。同时,由于新股上市的额度制使股票市场的求大于供,导致权益融资被认为是低成本融资;而且,在同样的经营规模、创利能力下,债务融资一方面因要支付借款利息,导致税后总利润的降低,另一方面会降低企业的净资产,而我国企业传统的考核指标注重企业规模,如净资产、利税总额等,较少用净资产收益率,这些传统考核指标常常被上市企业所沿袭;另外,因我国上市公司较少发放现金股利,权益融资能避免债务融资可能造成的现金流压力。
由于上述因素的存在,与发达国家内部融资优先,债务融资次之,权益融资殿后的融资手段排序(PeckingOrder)不同,我国上市企业尽量避免借债。中介机构在企业上市时,也多推荐剥离负债,在再融资时,多推荐配股。然而,由于我国企业的债务基本上是银行借款,而银行的贷款利率是由国家统一规定的,一般不随企业财务杠杆的增加而提高,这意味着债务融资在我国基本上不用支付额外的代理成本,提高财务杠杆不但不会增加债务融资成本,还可为股东引进额外的监督管理人员的机制,提高企业价值。这些现象和特性使得研究我国上市企业的资本结构与资本成本间的关系具有格外的意义。
在本研究中,我们拟对我国上市企业的资本结构与资本成本(市场价值¹)关系做一次经验性验证,以考察在我国现阶段市场条件下,资本结构是否对企业资本成本,进而对企业价值有影响,影响如何?
二、研究方法
11模型
有关资本结构问题的经验研究主要采用两类方法:截面研究和时序研究。
截面研究通常把观察到的财务杠杆作为公司边际税率、非债务税盾、资本成本、经营杠杆、系统风险等的函数的解释变量,通过对它们之间关系的考察和解释来研究资本结构、特别是最佳资本结构问题。另一类的研究为时序研究方法,这种方法主要研究有关企业财务杠杆变化信息的披露对企业价值的影响关系。本研究中,我们参考并采用了此类研究常使用的截面回归分析方法来考察财务杠杆对资本成本的影响,基本回归模型用公式可表述为:
CCi=A+BLi+Ei
(1)
其中CCi代表资本成本,Li为财务杠杆,A和B为回归变量系数,Ei为随机误差项,i代表第i个样本公司。为了控制企业规模对资本成本的影响,研究人员还常常在回归方程中引入公司的
¹
资本成本与企业价值负相关。
40
帐面值(Sbi),即:
CCi=A+BLi+CSbi+Ei
式中C为规模变量的系数。
公司的资本成本通常可划分为权益资本成本、债务资本成本以及两者的加权平均资本成本,本研究分别以加权资本平均成本(WACC)和权益资本成本(Ke)为研究对象。
21变量的度量(1)财务杠杆Li
量度财务杠杆的方法通常有三种:资产负债率、偿债比率和市值杠杆比率。资产负债率为帐面负债与帐面总资产之比;偿债比率常用利息倍数或偿债倍数表示;市值杠杆比率则为总负债与股票市值或总资产市值之比。
尽管人们通常倾向认为帐面值只具有会计上的意义,市值才是重要的,西方的绝大部分文献也都以市值来计算负债-权益比,但是也有观点认为,市值与帐面值的选用没有什么差别,至少从估计结果上看,不能分辨两种方法孰优孰劣。Glison(1997)认为,在表示资本结构时,无论是用帐面值还是市值,都会存在/测量误差0。与多数文献一致,我们在研究中采用了负债-总资产市值比作为财务杠杆的量度。
按我国会计准则,长期负债为期限一年以上的负债。依国际惯例,总负债中长期负债被视作资本,但在我国企业债券市场十分有限,银行对企业的贷款受到很多限制,因此,企业的短期负债中可能有相当一部分是永久性短期债务,亦即被用作资本金。为了考察这一因素,在实际分析中,我们将负债进一步划分为短期负债和长期负债,分别计算短期和长期财务杠杆。在市值杠杆比率的计算中,我们假定负债的市值等于负债的帐面价值。严格地讲,事实很少如此,但在大多数时候,因债主受到各种条款(例如抵押条款)的保护,债券的市场值通常与帐面值相差不大,即使在债券市场发达的西方国家,也经常作此近似。如前所述,在我国,由于金融工具和资本市场尚不发达,企业的债务绝大部分来自于银行固定利率贷款。事实上,目前在中国资本市场上流通的债券主要由国债和极少数公司债组成。因此,从整体看,流通债券在企业融资中所起的作用微乎其微,债务的市值与面值更加接近。一旦假定负债的市值等于负债的帐面价值,负债的市场值可以从企业的年度财务报表中直接获得。
权益资本的市场价值等于股票价格乘以总股本数。为了控制股票价格异常变动对权益资本市值的影响,我们用当年公司股票的月平均价格与同期总股本数乘积的算术平均值计算市值,亦即用股东权益的年平均市场价值量度权益资本市值。总资产市值则为企业负债与权益市值之和。
(2)资本成本
加权平均资本成本(WACC)是债务边际资本成本与权益边际资本成本的加权平均值:BK(1-T)+EK(3)c
B+EeB+Ed
式中B为债务资本,E为权益资本,Kd为债务成本的边际税前成本,Ke为权益资本成本。Tc
WACC=
为边际所得税税率。
在实际计算中,使用上述公式十分困难,通常用预期税后收益与总资产之比来替代:
41(2)
E(Ri)
(4)
Vm,i
如前述分析,总资产市值Vm,i是可测量的。然而,表示期望税后收益的变量E(Ri)却存在度量上的困难,市场上没有直接可利用的信息。做为一种近似表示方法,研究人员常用公司实际净
WACCi=
收益的平均值来近似表示E(Ri),如Modigliani和Miller[1958]。净收益定义为所有利息支出和股东的税后净利润之和,记为: Ri,t=Ii,t+NIi,t(5)其中,Ri,t为第t年净收益,Ii,t为第t年利息支出,NIi,t为第t年税后净利润。
此外,如果只选用一年的净收益来近似期望收益,显然是不合适的,至少它未考虑未来收益的增长率(除非未来收益保持不变)。为了尽可能有效地预测期望收益,我们应用Masulis所选的调整方法对净收益测算进行修正,修正公式为:
Vb,t1(Ri,t-1#+Ri,t)(6)
Vb,t-12
式中,R0i,t表示公司i修正后的第t年的实际净收益,Ri,t-1表示公司i第t-1年的实际净收益,
E(Ri)=R0i,t=
Ri,t表示公司i第t年的实际净收益,Vb,t为该公司第t年的资产帐面值,Vb,t-1为该公司第t-1年的资产帐面值。资产帐面价值取自年度财务报表。
相对于加权平均资本成本而言,权益资本成本的计算容易得多,直接将公司的税后利润除以权益资本市值即可求得: Ke,i=式中EVm,i为权益资本市值。
(3)其他变量
能够代表公司规模的变量很多,如资产帐面值、销售额、市值等。在本研究中,我们选用了资产帐面值。企业资本结构理论表明,不同经营风险的企业的资本结构不同,在不同的经营风险条件下,资本结构与企业资本成本的关系也各不相同,因此,有必要控制行业因素对资本成本的影响,这是通过在回归方程中增设行业哑变量和当样本量足够大时分行业进行回归分析而实现的。行业划分则是根据我国证券监督委员会的行业板块划分标准,把我国上市公司划分为工业、商业、房地产业、公共事业、综合、金融和ST公司等7个板块。
NIi,t
EVm,i
(7)
三、数据来源与样本筛选
11数据来源
原始数据来源见表1。表1
数据类型
股价数据股本数据
利息支出数据、部分盈利数据
数据来源
来 源
合众股票智能投资分析系统海融快讯股票投资分析系统Wind资讯导航系统615
21样本筛选
本研究以1997年为研究窗口,应用截面数据,分析资本结构与资本成本之间的关系。为42
了保证数据的有效性,尽量减少其它因素对股价信息的影响,我们依据以下选择标准对原始样本进行了筛选:(1)股票上市初期,公司的表现和股票价格通常不稳定,为了控制这种不稳定因素,我们选择了1995年9月以前上市的公司为研究对象。经此步骤,从深沪两市共得到297个股票样本(其中深市122家,沪市175家)。(2)保留只发行A股股票的上市公司。这主要考虑同时发行A股、B股(或H股)的公司数据会在一定程度上受B股(或H股)市场的影响,而本研究所关心的是A股市场。依此标准,剔除了28家深市公司,33家沪市公司,得到剩余样本236家。(3)由于缺乏部分数据或因企业当年亏损,又剔除了51家公司,因此权益资本成本分析的最终样本为185家公司,其中深市65家,沪市120家。(4)在计算加权平均资本成本时,因上述185家公司中,只有81家报告了利息支出数据,所以加权平均资本成本分析所用的样本为81家,其中深市27家,沪市54家。
31样本统计分析
样本统计分析结果列于表2和表3。从表中可看出,样本公司在资本成本、财务杠杆、公司规模上存在着较大的差异,其中长期财务杠杆的标准差约为均值的118倍。这些差异性的存在,为回归分析提供了必要条件。同样不难发现,我国上市企业财务杠杆、尤其是长期财务杠杆较低,两个样本的总财务杠杆平均值仅分别为18150%和19193%,长期财务杠杆的均值更低,只有2131%和2153%,反应出我国上市公司上市时将负债予以大量剥离的普遍实践¹。表2
变量名SLLLLBVWACC
均值1611921305181501015521772
加权平均资本成本分析样本描述性统计值
标准方差9147041056101848180211092
最小值1140001000117971164701459
最大值4113823148461895614451558
观察值数
8181818181
其中:SL为短期负债)总资产市值比,或短期财务杠杆,单位:%;LL为长期负债)总资产市值比,或长期财务杠杆,单
位:%;L为总负债)总资产市值比,或总财务杠杆,单位:%;BV为企业资产帐面价值,单位百万元;WACC为加权平均资本成本,单位:%。
表3
变量名SLLLLBVKe
均值1714021530191931510521560
权益资本成本分析样本描述性统计值
标准方差1010131843111262911711199
最小值1140001000117971164701028
最大值4815823148571183181061805
观察值数185185185185185
其中:Ke为权益资本成本(%),其它变量定义同表2。
¹即使以帐面值计算的中、短期和长期财务杠杆(资产负债率)均值也仅分别为39180%,35123%和4157%。
43
更有趣的是,企业的加权平均资本成本和权益资本成本均值远低于同期一年期定期存款利率,表明权益融资在目前阶段依然是/低成本融资0,股市存在较高的投机性。
四、回归结果
对加权平均资本成本和权益资本成本不同模型分别回归所得的结果列于表4和表5。表4
变量CLSLLLBVD1D2D3D4调整后R2
F检验值DW
和1%水平上显著。
在模型2中,对SL和LL系数相等假设所进行的检验统计值为F[1,77]=81768,Prob=010041。在模型3中,对无行业因素联合假设所进行的检验统计值为F[4,73]=013858,Prob=018182。
加权平均资本成本(WACC)方程回归结果
模型121470(91916)*-010020(-01174)
010164(11280)-010800(-21797)*
010321(2123)*
*
**
**
模型221362(91830)*
**
模型321231(71957)*
**
010202(11481)-010774(-21608)*
010286
*
*
010311(21262)*
(11940)*012561(01766)-010428(-01118)
014507(01954)011950(01487)
010402167*11864
011274188**11942
*
010982125**11913
其中:D1,D2,D3,D4分别为代表商业、房地产业、公共事业、综合行业的哑变量。*,**,***分别表示在10%、5%
从表4可见,有关加权平均资本成本(WACC)的所有回归模型至少在10%水平上显著。总财务杠杆对加权平均资本成本没有显著作用;当将总负债分为短期和长期负债时,短期财务杠杆对加权平均资本成本无显著影响,而长期杠杆在1%的显著水平上与加权平均资本成本负相关,进一步的假设检验表明两者对加权资本成本的作用显著不同。模型3中所有控制行业因素的哑元变量均不显著,对行业因素为零的联合假设(所有哑元变量系数同时为零)所进行的检验表明,行业对加权平均资本成本无显著影响。在所有3个模型中,公司规模系数则稳定在0103水平左右,系数的显著性水平也较高,说明公司愈大,其加权平均资本成本愈高。44
表5
变量名
模型1
CLSLLLBVD1D2D3D4调整后R2F检验值DW
010101192210401005(1152)21740(15128)*-01013(-1156)
权益资本成本(Ke)方程回归结果
整体样本N=185模型221673
**
工业N=93
模型321483
模型421711
**
(15114)*
**
(12154)*(10129)*
**
-01001(-0114)-01078(-3131)01007(2116)*
****
010007(01083)-01077(-3123)
***
-01017(-11180)-01066(-2129)
**
010068(2121)*01402(1171)*010007(01002)01567(1178)*01237(01853)
*
01011(2103)*
*
010504123*2103
**
010582162*2101
*
010793161*2134
*
其中:D1,D2,D3,D4分别为代表商业、房地产业、公共事业、综合行业的哑元变量。*,**,***分别表示在10%、5%和1%水平上显著。
在模型2中,对SL和LL系数相等假设所进行的检验统计值为F[1,181]=8169,Prob=010036。在模型3中,对无行业因素联合假设所进行的检验统计值为F[4,177]=1139,Prob=0124。
从表5不难发现,总财务杠杆对权益资本成本没有显著作用;当将总财务杠杆划分为短期财务杠杆和长期财务杠杆分别考虑时,短期财务杠杆对权益资本成本没有显著影响,然而在所有模型中,长期财务杠杆至少在5%的显著水平上与权益资本成本负相关。与对加权平均资本成本的影响一样,企业规模倾向于增加权益资本成本。行业因素中,尽管商业、公共事业在10%的显著水平上与权益资本成本正相关,但对行业因素为零的联合假设(所有哑元变量系数同时为零)所进行的检验表明,行业因素对权益资本成本方程无显著影响。因此,具有较高拟合度和F值的模型2可能是比较合适的权益资本成本方程。
表4、表5所报告的是应用线性回归方程所估计出的企业资本结构与资本成本间的关系。根据资本结构理论,企业资本结构与企业市场价值之间的关系是非线性的,以线性方程来描述
45
非线性关系,存在一定问题(Bradley,Jarrell,Kim,1984)。为稳妥起见,我们用对数转换数据对所有模型进行了重新估计,结果发现除了能改善拟合度外,对数回归的总体方向性结论与使用纯线性方程所得一致¹。同样,用负债-权益比、负债-帐面价值比(资产负债率)作为财务杠杆变量所进行的回归估计也产生了具有相当一致性的结果,限于篇幅原因,具体结果略。
五、结论
从回归分析结果可知,在我国,长期财务杠杆与上市企业的加权平均资本成本、权益资本成本存在显著的负相关关系,但短期财务杠杆则对资本成本没有显著影响;企业的规模则与资本成本成正相关关系;总体而言,行业因素对资本成本无显著影响。
短期财务杠杆对资本成本无显著影响,既说明上市企业短期债务从整体而言并非为实质上的长期债务(或至少市场没有将短期债务视为长期性融资),也说明目前我国上市企业短期负债水平还没有超过临界点。因为企业的资本成本与企业的价值负相关,长期财务杠杆与上市企业加权平均资本成本和权益资本成本间的负相关关系意味着它与企业价值正相关,表明上市公司资本结构处在/静态均衡理论0资本结构与企业价值关系的前半段。导致这一现象的原因主要有以下几点:(1)在缴付利息和税款前收益(EBIT)较高的情况下º,由于税盾的作用,增加财务杠杆能增加企业的净资产收益率,从而提高企业的市场价值;(2)财务杠杆的提高增强了债权人对企业的监督作用,降低了股东和企业管理人员之间的代理成本。与权益融资所带来的/免费现金0相比,债务融资还本付息的压力使管理人员更加致力于提高企业的盈利水平;(3)整体而言,上市企业的负债程度尚未威胁到企业的永续经营,潜在的破产成本还不足以抵消税盾和增加债权人监督所带来的收益;(4)如前所述,我国银行贷款利率一般不随企业财务杠杆的增加而提高,因此企业不会因增加借款而需要向银行支付额外的代理成本(利息)。结论的现实意义在于,它告诉我们,尽管目前我国股市上的权益融资成本远低于债务融资成本,债务融资依然能降低企业的融资成本,提高企业的市场价值。目前上市企业管理人员要么缺乏对债务融资好处的认识,要么为了自身利益(如逃避风险)和个人成就感(如控制权),在选择融资手段时过于保守;当然,也有可能是获取长期借款比较困难。从股东的角度出发,为了提高企业的市场价值,给定融资规模,有盈利能力的上市企业应该注意提高长期财务杠杆的比例,增加长期债务融资,而不应仅仅将目光盯在配股上,亦即要综合使用权益融资和债务融资手段;给定长期财务杠杆比例,则需要对融资规模加以适度控制;对经营状况较好的上市企业而言,债权转股权要三思而后行。从政府和商业银行的角度而言,应该改革对上市企业的长期贷款机制,进一步开放企业长期债券市场,使企业可以灵活选择融资方法,寻求最佳资本结构,实现企业价值最大化;证券监督管理部门应考虑适当降低新股上市或配股对负债比率的要求,并区别对待短期和长期负债,如当企业的长期财务负债比重较高时,可提高许可负债比率的上限。对投资中介业而言,在上市和配股过程中,则应该反思过度推荐剥离负债的理性。
(下转第80页)
¹
对数回归方程的缺点在于必须将长期财务杠杆为零的样本予以剔除,亦即无法捕捉无长期负债样本对回归结果的在本研究所考察的1997会计年度,约75%的上市公司报告了10%以上的净资产收益率。
影响。
º
46
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