民营企业跨所有制并购与资本结构调整速度*

简冠群，李 鑫 ，李秉祥

(1.甘肃政法大学 商学院，兰州 730070；2.西安理工大学 经济管理学院，西安 710054)

一、引言

“稳杠杆”是保持经济在合理区间运行的重要举措。2020年中央经济工作会议指出，2021年要努力保持宏观杠杆率基本稳定，而其中最基础、最关键、最活跃与最具影响力的是企业杠杆率的稳定。因此，提高企业资本结构调整速度成为稳定宏观杠杆率的重中之重。

与稳定杠杆并重的另一个课题是混合所有制改革。十九届五中全会强调要“毫不动摇地鼓励、支持、引导非公有制经济发展”，发展混合所有制经济，完善中国特色现代企业制度。新常态的经济模式下，各类社会资本积极融入混合所有制改革的浪潮中，能够极大程度地促进我国经济的高质量发展。由此，民企参与混改再次成为社会关注的焦点。多元所有制企业很好地解决了企业在所有制属性上的局限和束缚，使各类所有制资本之间可以取长补短、互相促进。理论上，民企混合所有制改革能够吸收国企的资源优势，提高治理水平，缓解融资约束，但是否能提高其杠杆率调整速度还有待深入探究，这对企业自身发展至关重要。

加快促进企业资本结构调整速度是实现公司价值最大化目标的内在要求，直接关系到企业的融资能力和财务风险，是公司战略规划的重要一环。良好的资本结构能够充分发挥财务杠杆和债务税盾的作用，降低企业的平均资本成本。反之，不良的资本结构可能成为诱发企业破产的导火索。根据第四次全国经济普查数据，以房地产开发经营企业为例，截至2018年末，房企的资产负债率为76.71%，相较于2004年第一次经济普查的资产负债率72.60%增加了4.11个百分点。房地产企业普遍承担着高负债水平的压力，持续面临着流动性危机，甚至已有多家房地产企业出现到期不能清偿债务的现象。从人民法院公告网的数据获知，2019年以来已有400多家房地产开发企业倒闭，比往年均值多出100家左右，而且以中小企业为主。由此可以看出，企业资本结构是否处在合理状态已经关乎到企业的生存与发展。那么，在当前全力推进混合所有制改革的特殊时期，我们能否利用其政策优势直接或间接优化微观企业资本结构，并实现稳定宏观杠杆率的目标？

顺承上述诉求，本文引入融资约束和代理成本，借助中介效应模型厘清混合所有制并购对提升民营上市公司资本结构调整速度的原因及作用路径。相较于已有研究，本文立足于民营上市公司的混合所有制改革，从资本结构调整速度的角度扩展了混改对民营企业作为主并方的经济后果的相关研究，对企业改善资本结构、提升治理能力具有较强的借鉴作用。

二、研究现状与假设

(一)民企混合所有制并购与资本结构调整速度

以往研究已证实企业具有目标资本结构，且在内部因素和外部因素的双重影响下不断调整[1][2]，并围绕股权激励[3]、财务柔性[4]等不同层面分析了影响其变动的相关因素。梳理相关文献，其共性在于以单一产权控制的企业为研究对象，为分析混合所有制改革后的资本结构调整速度提供了重要理论基础。

首先，民企并购国企能够吸收国企的产权优势，提高民企的抗风险能力。国有资产通常具备完善的风险控制框架和专业的风险控制人才，盛明泉和车鑫[6]研究发现企业抗风险能力对资本结构调整速度具有促进作用，而且并购后随着企业成熟度的提高，能够降低战略差异度对资本结构调整速度的负面影响[7]。

其次，民企并购国企能够引进战略性资源。由于政府在市场中的关键作用，并购能够成为民企获取政治关联的渠道，这种隐形资源可以帮助企业快速成长。而且基于政府补贴的专向性，补贴对象更青睐于实力强、技术先进或与政府有关联的企业，大部分单一产权的民企很难在这场“竞争”中战胜国企。根据牛晋霞和刘小明[8]的研究，政府补贴会向外界释放出对公司有利的信号，帮助公司更容易地获得债务或权益融资，从而提高公司资本结构调整速度。

再次，民企并购国企能够改善公司治理。据研究，国企相比民企拥有更高的盈余信息透明度和更低的盈余管理程度[9][10]，这是因为民企内部治理体系薄弱，大股东和管理层的权利难以被有效监督和制约。而研究表明，企业的会计盈余质量越高，资本结构调整速度越快[11]。并购带来的拔靴效应改善了民营企业的治理模式，对民营企业的管理层起到震慑效应，使职业经理人暗箱操作和无视公司规章制度的风险降到可控的范围内，公司整体的盈余质量得以提升，进一步加快资本结构调整速度。基于此，提出假设H1：

H1：民营企业进行混合所有制并购能够加快其资本结构调整速度。

(二)融资约束的中介效应

尽管国家鼓励发展民营企业，但民营资本相较于国有资本仍存在更多的融资壁垒。这种不足主要是由“先天因素”[12]导致的。根据谷文林和乔娇[15]的研究，高质量的财务治理水平将有助于提高企业在资本市场上融通资金的能力，而民企在财务信息质量上较国企有一定的差距[13][14]，加之国企全民所有制以及代表国家意志和利益的特性，使国企和民企的融资规模、渠道来源的差距不断扩大。但当民企并购国企后，不仅可以从内部治理层面提高融资优势，还可以从外部资源获取方面拓宽融资渠道，降低企业的融资约束。不仅如此，唐建新和陈冬[16]研究提出，“拔靴效应”带来的并购协同只会发生在民营企业中。如果被并购方的公司治理能力比较强，并购方会积极主动地借鉴和模仿被并购方在企业治理层面的宝贵经验和做法，进而提高并购协同与组织融合的效果。可见，混改后存在多方面的积极效应促进民企融资约束的缓解，这对企业资本结构调整至关重要。

融资约束的存在使企业无法自主选择最优融资方式，从而使资本结构偏离目标资本结构。李勇[17]在对宏观经济环境、动态资本结构和融资约束的研究中发现，资本结构变动速度和融资约束之间存在较高的相关程度，资本结构调整速度有明显的顺经济周期性特征，而融资约束却表现出逆周期性，二者呈现出反向作用。盛明泉和汪顺[18]基于对银行业的研究，认为可以通过降低融资难度的方式提高调整速度，而这不管是在充分考虑社会网络的资源优势还是宏观经济环境的外生作用都依然成立[19]。潜力和胡援成[20]从资金供应和需求的角度出发，认为存在融资困扰的企业呈现顺周期的资本结构变动，进一步发现企业的融资困扰是减慢其变动速度的重要原因，且存在融资困扰的企业相较于融资便利的企业，资本结构调整速度要慢30%以上[21]。因此，提高资本结构调整速度的途径之一是降低企业融资约束。

前已述及，民营企业通过跨所有制并购国有企业能够提升内部控制质量和财务治理能力，提高会计信息披露的程度和质量，从而拓宽其融资途径，降低其融资约束程度，而降低融资约束有助于资本结构动态调整。因此，提出假设H2：

H2：民营企业跨所有制并购可以降低企业的融资约束，进而加快其资本结构调整速度。

(三)代理问题的中介效应

不同产权性质企业内部所有权、控制权与经营权的分离程度差异使其内部代理冲突不同，且国企显著低于民企[22]，这是由于国企的政府属性要求严格的监督机制和完善的治理体系，而民企在这一方面很难达到国企的水平。民营企业管理层与股东和监管部门有较大的信息不对称，为经理人的真实盈余管理提供了机会。并购国企后，加强了对经理人的有效监督，降低了真实盈余管理的程度，进而降低了管理者的代理成本。另一方面，单一产权的民营企业普遍存在生命周期短的现象，管理者往往着眼于短期利益，而且较为单一的激励机制，难以为管理层创造长期动力，此时代理成本较高。而并购国企后，为避免国有资产的流失，管理层将面临长期经营的压力，代理成本也将减小。因此，民企跨所有制并购国企，能够降低真实盈余管理程度，重视长期经营，从而降低代理问题。

而在企业存续与发展过程中，再融资显然是企业最基本的资金需求，并引起企业资本结构的变化。理论上，公司应选择更有利于公司价值最大化的融资方式，然而，由于代理问题的存在，决策者通常倾向于选择有利于个人利益最大化的融资方式，这使资本结构偏离最优。Morellec et al.[23]研究认为对于公司资本结构调整，代理成本是比再融资成本更为关键的影响因素。Titman & Tsyplakov[24]研究认为控股股东和中小投资者之间的代理程度越高，公司资本结构动态优化速度就会越慢。不仅如此，在市值管理动机下，管理层可能会利用股利信号发放较多的现金股利以稳定股价，提升声誉。但若违背公司实际状况则会引起公司资本结构背离最佳状态，加剧公司财务风险。由此可知，代理问题会诱导企业选择偏离企业价值最大化的融资方式，以及提高企业现金股利的方式而改变资本结构。当企业的代理问题得以缓解时，企业调整资本结构的方式会更加合理有效，其资本结构调整速率会随之提高。由此，提出假设H3：

H3：民营上市公司通过混合所有制并购减轻企业代理问题，进而提高企业资本结构调整速度。

综上所述，民营企业通过跨所有制并购既可以直接影响资本结构调整速度，又能够通过影响融资约束和代理成本间接作用于资本结构调整速度。基于此，本文构建了民企混合所有制并购、融资约束、代理成本和资本结构调整速度的关系框架图，如图1所示：

图1 关系框架

三、研究设计

(一)数据来源与样本选择

选取2014—2018年国内A股民营上市公司参与并购的数据作为样本基础，通过金融数据库筛选出主并方为非金融类、非ST的民营企业。并购方的性质通过实际控制人性质来确定，被并方的性质通过并购公告、公司官网等信息来源获得。然后对初级样本进行二次筛选：(1)只保留股权转让，剔除业务类型为股份回购、资产剥离、资产收购交易的并购样本；(2)在样本期间进行过的多次并购事项的样本仅选取第一次并购事件作为样本；(3)删除重要指标缺失且通过正常途径无法获得的样本数据；(4)剔除极端值；(5)剔除并购交易后的买方持股比例低于50%的并购事件。本文所用到的财务指标和并购交易数据均来自国泰安CSMAR数据库，最后整理得出423家民营上市公司作为买方参与并购的事件，其中跨所有制并购的有156家。

(二)模型构建与变量定义

对于公司财务领域通过什么指标来衡量资本结构调整速度的问题，目前该领域内的相关实证论文中大都采用相似的量化指标，如Faulkender[25]等人的研究均采用了相似的调整模型。本文参考Flannery[26]首次提出的部分调整模型并在此基础上增加了中介变量展开研究。

1.被解释变量

通过对已有文献的阅读，大多数学者对调整快慢的衡量使用部分调整模型来估算。据此本文引用标准资本结构调整模型如公式(1)所示：

Levi,t-Levi,t-1=Di,t/Ai,t-Di,t-1/Ai,t-1=λ(Lev*i,t-Levi,t-1)+εi,t

(1)

本文的目标资本结构用公式(2)计算：

(2)

在现实情况中，企业在进行债务、权益的增减变动时会产生相应成本，并不能充分调整至理想的资本结构水平。因此，建立部分调整模型来保证研究的合理性，即将公式(2)代入公式(1)，移项后整理得出整合公式(3)：

(3)

在上述公式中，Di,t-1和Di,t分别表示i公司在t-1年末和t年末的负债总额；Ai,t-1和Ai,t分别表示i公司t-1年末和t年末的资产总额，Levi,t-1和Levi,t分别表示i公司在t-1年末和t年末的实际资本结构，计算公式为总负债/总资产。Xj,i,t-1是指i企业在t-1时期第j个决定企业目标资本结构的一组企业特征变量和年度固定效应，包含公司规模Size、流动比率Liqu、总资产收益率Roa、资产有形性Pee、成长性Growth、经营性现金流Ocf、资产流动性Liqu等影响目标资本结构的要素集合。Lev*i,t是指i企业在t时期的最佳资本结构水平。λ在公式中是指样本企业的实际债务、权益水平以平均每年λ的速度朝最佳水平进行靠拢，因此λ就是资本结构的动态调整速度。ΔLevi,t是指t年i企业资本结构的实际变化程度，其数值大小可以用来表示债务、权益结构向目标水平动态调整的快慢。

2.解释变量

民营控股上市公司是否发生混合所有制并购(Prop)，如果当年进行了混合所有制并购，取值1；否则，取值0。

3.中介变量

(1)融资约束

关于融资约束的度量方法，这里借鉴Hadlock & Pierce[27]创建的SA指数，并用符号SA表示。计算公式为：

在“互联网+”背景下的教学模式和教学理念正在发生颠覆性的变化，教师不再是学生获得知识的唯一渠道，教师的作用越来越多地体现在帮助学生梳理知识脉络，解决学习过程中遇到的问题等方面，教师可以通过慕课、微课等信息化技术和手段在网络教学平台上、在智能课堂上监督和指导学生的学习。学生的学习也不再是简单的被动受教，在当今信息化变革的情况下，已经逐步变更为主动学习。

SA=-0.737*Size+0.043*Size2-0.04*Age

(4)

因为上市存续时间和公司规模属于内生性较弱的指标，为了最大限度去除内生性问题对研究内容的干扰，所以本文选用SA指数来衡量上市公司的融资约束。SA指数越小，表示该公司所受融资约束越小。

(2)代理成本

对于代理成本，本文参照Chae & Kim(2009)[28]的衡量方法，采用管理费用率(AC)来衡量，管理费用率=管理费用/营业总收入。高管在职消费通常计入管理费用，管理费用率越高，表明公司管理者道德风险越高，公司代理成本越高。

4.控制变量

本文参照学术界对资本结构进行研究时常用的控制变量控制以下变量：(1)企业规模(Size)采用样本公司总资产的自然对数表示；(2)资产有形性(Pee)的衡量公式为(存货+固定资产)/总资产；(3)经营性现金流(Ocf)的衡量公式为公司经营性现金流量/总资产；(4)盈利能力(Roa)通过总资产收益率衡量，即净利润/总资产；(5)成长性(Growth)的衡量公式为(本年销售收入-上年销售收入)/上年年销售收入；(6)资产流动性(Liqu)利用流动比率衡量；(7)行业(Industry)；(8)年度(Year)。

5.实证回归模型

基于以上假设及变量的设计，本文共提出五个检验模型，如下：

ΔLev=α1+α2Prop+αControl+ε

①

ΔSA=β1+β2Prop+βControl+ε

②

ΔLev=β1′+β2′Prop+β3′ΔSA+βControl+ε

③

ΔAC=γ1+γ2Prop+γControl+ε

④

ΔLev=γ1′+γ2′Prop+γ3′ΔAC+γControl+ε

⑤

上述模型中，模型①用于检验民营控股上市公司资本结构调整速度与跨所有制并购的关系；模型②用来验证融资约束与跨所有制并购的关系；模型③用于检验融资约束是否是民营企业跨所有制并购后资本结构调整速度的提升路径之一。通过对模型①②③进行验证，如果系数α2、β2和β3’都显著，就表明融资约束存在中介效应。在这个前提下，如果β2’显著性消失，就表明融资约束存在完全中介效应；如果β2’依然显著，并且|β2’|比|α2|小，就表明融资约束存在部分中介效应[29]。模型④用来验证民营控股上市公司的代理问题是否与跨所有制并购有关；模型⑤用来验证民营控股上市公司的代理问题是否是跨所有制并购后资本结构调整速度的提升路径之一。利用上述原理对模型①④⑤进行同样的中介效应验证。

四、实证检验与结果分析

(一)描述性统计分析

表1 变量的描述性统计结果

根据表(1)的变量描述性统计分析，我们可以直观地看出，解释变量并购概率(Prop)的均值为0.068 6，说明2016—2018年民营控股上市公司中参与混合所有制并购的占6.86%，意味着绝大多数的民营上市公司都没有参与此类并购活动。观察ΔLev的均值是0.010 3，表明样本公司朝向最优债务、权益结构的动态调整速度尚显缓慢，其最大值、最小值分别是0.665、-1.197，由此可知该样本中不同企业间资本结构动态调整速度快慢不一且差距较大；中介变量融资约束(SA)变化均值是0.094 8，中位数是0.061 4，可以看出并购发生后对于整体样本而言，所面临的融资约束程度不降反增；其中最大值、最小值分别为2.993、-4.589，表明民营企业发生并购行为后，所带来融资约束的变化幅度较大。中介变量代理成本(AC)的变化均值为0.114，中位数为0.0168，可以看出在并购发生后样本公司代理成本有所降低。同时，代理成本变化最大值、最小值分别为13.08、-15.18，可以看出样本中不同公司之间代理成本有显著的差异。

(二)单变量分析

根据民营企业是否跨所有制并购为分类依据，分别进行描述性统计，以便更好地看出样本中不同类型企业之间的变量特征差别，统计结果如表2所示。

表2 民营企业跨所有制并购分组描述性统计表

根据表2我们能够直观地发现，进行跨所有制并购的民营上市公司资本结构调整速度变化值的平均数是0.091 1，没有进行该类并购活动的上市公司资本结构调整速度变化值的平均数是0.004 43，说明相比于没有进行此类并购活动的组，参与了此类并购的上市公司其资本结构调整速度得到提升。同时，从样本组与对照组融资约束和代理成本的均值符号能够看出，样本组融资约束和代理成本都得以降低。

(三)回归检验与结果分析

基于理论及单变量分析的结果，将本文构建的五个假设进行如下回归检验。回归检验主要分为两个部分：首先，检验民营上市公司跨所有制并购能否通过减轻融资约束而加快资本结构调整速度；其次，检验民营上市公司跨所有制并购能否通过降低代理成本而加快其资本结构调整速度。

1.民营上市公司跨所有制并购加快资本结构调整速度的路径之一：融资约束

对模型①、②、③通过逐步验证回归系数的方式进一步挖掘，以验证民营企业跨所有制并购能否通过降低融资约束从而加快资本结构调整速度，回归结果如表3所示。

表3 融资约束作为中介变量的回归结果表

回归过程及结果的解释分为以下三个步骤。

首先，对模型①进行回归分析。民营企业并购后一年相比并购当年而言资本结构调整速度的加快程度(ΔLev)为被解释变量，结果显示，Prop的估计系数在1%的水平上显著为正，说明民营企业跨所有制并购可以提升其资本结构调整速度，假设H1得以检验。

其次，对模型②进行回归分析。被解释变量为融资约束的降低程度(ΔSA)，Prop的估计系数在1%的水平上显著为负，说明民营上市公司跨所有制并购能够降低其融资约束。

最后，对模型③进行回归分析。资本结构调整速度提升程度(ΔLev)是被解释变量，融资约束降低程度(ΔSA)的估计系数在1%的水平上显著为负，说明ΔLev会随着ΔSA的降低而加快；同时，民营上市公司跨所有制并购(Prop)的估计系数在1%的水平上显著为正。基于模型①②③的回归结果，根据中介效应的论断，融资约束在民营上市公司跨所有制并购与资本结构调整速度之间起到了部分中介效应的作用，民营上市公司跨所有制并购使其融资约束得以缓解，进而加快其资本结构调整速度，假设H2得以检验。

2.民营企业跨所有制并购加快资本结构调整速度的路径之一：代理成本

与模型①②③的检验过程类似，对模型①④⑤采用逐层回归的方法进行检验，以验证民营上市公司跨所有制并购能否通过降低代理成本而加快资本结构调整速度的程度，回归结果如表4所示。

表4 代理成本作为中介变量的回归结果表

由表4可知，民营企业跨所有制并购能够提升其资本结构调整速度(β=0.090，P<0.01)，民营上市公司跨所有制并购能够降低其代理成本(β=-0.32，P<0.01)。代理成本对资本结构调整速度具有抑制作用(β=-0.009，P<0.01)，由于模型①④⑤的回归系数显著，证实了代理成本在民营上市公司公司跨所有制并购和资本结构调整速度之间起到了部分中介效应的作用，民营企业跨所有制并购使其代理成本得以降低，从而提升其资本结构调整速度，假设H3得以检验。

(四)稳健性检验

1.选取子样本

为进一步体现完全并购带来的影响，提升研究的可靠性，将样本范围缩小至并购交易后买方持股比例为100%，整理得出满足条件的并购事件有75起。重新回归结果如表5所示，完全并购样本解释变量的回归系数与显著性，与前文基本一致，因此本文研究结论是可靠的。

表5 回归结果表 表6 回归结果

2.替换变量

由于经济活动的惯性，混合所有制改革的成效可能不会在政策落地的当年体现出来。考虑到滞后效应的存在，本文将自变量的取值滞后一期，进一步验证研究的可靠性。回归结果如表6所示，自变量滞后一期的回归系数与显著性，与前文回归结果表现出相似性，因此本文研究结论是稳健的。

3.内生性检验

混合所有制并购能够提升资本结构调整速度，反之资本结构调整速度较快的民营企业更有可能进行跨所有制并购，模型存在反向因果的内生性问题，本文采用工具变量法控制内生性干扰。由于行业间的传染效应，行业跨所有制并购可能会影响标的企业的跨所有制并购倾向，但其并不能直接影响标的企业资本结构水平，符合弱相关要求，因此采用行业跨所有制并购均值(Prop’)作为工具变量进行检验。表7回归结果显示，民营企业跨所有制并购与资本结构调整速度互为因果的内生性问题并不会对研究的主要结论产生实质上的干扰，证明了此前结论的可靠性。

表7 2SLS回归结果

五、研究结论与建议

本文选取2014—2018年我国A股民营上市公司的并购数据作为研究样本，借助统计软件进行数据分析，实证检验了民营上市公司并购国有企业对资本结构调整速度带来的影响。研究结果表明，民营企业进行跨所有制并购能够加快其资本结构调整速度，且企业融资约束和代理成本二者都是影响混合所有制并购和资本结构调整速度关系的中介变量。这说明融入混改对民营控股公司而言，确实存在积极作用，能够为民营企业融入混改提供有价值的参考，也为国家大力推动混合所有制经济建设提供了理论层面的支持。

新冠肺炎疫情之后的国内经济正处于复苏阶段，国家更加注重稳杠杆防风险，全面推进市场经济改革与完善资本市场合理化需要继续下去，其中，制度的支撑显然发挥着不可替代的引导和保护作用。首先从国家全局出发，国家应当持续加大改革的创新力，防范系统性风险、推动结构性改革，保护非公有制企业在资本市场上的投融资环境。在宏观去杠杆的同时，也要关心和保护公有制与非公有制企业的发展与融合，完善和创新激励政策，解决民营企业在思想和行为上的顾虑，促使其发挥民间资本的优势，在混合所有制经济的建设过程中贡献力量；其次从社会整体出发，地方政府应根据当地的具体情况出台适应地区和行业的优惠政策，促进社会资本与国有资本之间携手共进，通过资本的重新分配为社会整体谋求更高的资本利用率和使用效能，优化微观企业资本结构，推动社会财富创造；最后从企业出发，企业应当建立完善的监督和激励机制，制定合理的薪酬激励和股权激励可以将管理者个人私利和企业整体利益相挂钩，制定与资本结构相关的考核指标，并使考核指标与高管奖惩挂钩，能够有效激励高管优化企业资本结构。在经济高质量发展的背景下，混合所有制改革是保障国家经济在高速上升的重要举措，而稳定宏观杠杆率、优化微观资本结构是实现经济稳中求进的重要保障。