“国家队”持股与债务融资成本

秦冬梅/ 青岛市公共就业和人才服务中心

王晓艳 张咏梅/ 山东科技大学

与个人投资者不同，机构投资者通常投资体量大、投资时间长，并且通常会参与公司的决策，对公司治理产生一定的影响。目前，针对机构投资者对公司治理效应的研究在学术界尚未达成统一，部分研究者认为机构投资者扮演“投机者”角色，追求短期利益，不注重公司长期发展；另一部分研究者则支持“股东积极主义”观点，认为机构投资者通过参与公司治理、监督董事行动，有效地规范了公司治理。现有关于机构投资者的研究较多集中于传统机构投资者，对于具有政府背景的“国家队”则研究较少。

2015 年股市面临巨大波动，“国家队”大量持股，对稳定股票市场起到重要作用［1］。与传统机构投资者不同，“国家队”在稳定股票市场之后并未立即退出二级市场，而是选择长期持有股票以继续发挥其稳定股票市场的职能。“国家队”具有投资者与监管者双重职能。截至2022年9月份首个交易日，“国家队”持股总市值达到约2.4万亿元，投资量仍然较大。现有研究发现“国家队”持股可以稳定股票市场［2-3］，并且“国家队”持股也会对企业的创新投资、企业风险［4］等微观决策产生影响。现有研究已经证实传统机构投资者可以降低企业的债务融资成本［5］，但针对具有政府背景的“国家队”持股是否会对企业的债务融资成本产生影响，目前尚未展开研究。因此，本文探究“国家队”持股是否影响企业债务融资成本，以丰富“国家队”经济后果研究，并且丰富企业债务融资成本的影响因素研究。

一、文献综述

（一）“国家队”持股经济后果研究

现有关于“国家队”持股经济后果研究可分为两类，分别是对“国家队”持股对稳定股票市场的研究以及“国家队”持股对微观企业经营决策的研究。在稳定股票市场方面，李志生等研究发现“国家队”持股可以通过降低噪声交易、改善信息环境、减少投资者异质性信念等来降低股价波动［2］；王雄元等进一步证实“国家队”持股可以抑制股价波动性，并且媒体报道可以放大这种作用［3］。在微观企业经营决策方面，于雪航等研究发现“国家队”持股可以通过缓解融资约束以及降低委托代理成本来促进企业创新投资［1］；文雯等研究发现“国家队”持股可以通过约束管理层机会主义行为、提高信息透明度等抑制公司违规行为的发生［4］。

综上所述，现有关于“国家队”持股的研究尚处于初级阶段，针对微观企业经营决策的研究有待进一步挖掘。本文基于企业债务融资成本的视角，探究“国家队”持股对企业的治理效应，以完善现有文献框架。

（二）债务融资成本影响因素研究

根据融资优序理论，企业会先选择内源融资，在内部资金无法满足企业需求时，进行外源融资，为保证股东对公司所有权的控制力以及利用杠杆效应和税盾效应，部分企业会选择进行债务融资。现有研究中关于债务融资成本影响因素可分为两大类，分别是内部影响因素和外部影响因素。在内部影响因素方面，白雪莲等研究发现企业金融化会增加企业的经营风险，进而提高债务融资成本［6］；黄容等研究发现高管主动离职会增加债务融资成本［7］；戴进等研究发现员工持股计划有助于降低企业的债务融资成本［8］。在外部影响因素方面，张国法等研究发现利率市场化可以通过提高企业信贷可获得性，进而降低企业的债务融资成本［9］；吴赢等研究发现高铁开通可以提高开通地的银行竞争水平，进而降低企业的债务融资成本［10］。

综上所述，现有关于企业债务融资成本已展开广泛研究，且影响因素涉及面较广。面对为“救市”而出现的“国家队”持股，是否会对企业的债务融资成本产生影响，本文将进行研究。

二、理论分析与研究假设

“国家队”与普通机构投资者有所不同，其具有政府背景。2015年“国家队”为“救市”开始大量持股，与普通机构投资者不同，“国家队”为稳定股票市场将长期持有股票，有助于企业长期稳定发展，因此“国家队”持股具有积极信号传递效应。影响债务融资成本的一个重要因素就是信息不对称，“国家队”具有较强的信息搜集与处理能力［4］，可以吸引分析师以及其他投资者关注，当企业被国家队持股之后，分析师会进一步加强理性分析，新闻媒体也会更加深入地挖掘企业的隐藏事件，降低内外部信息不对称程度；此外，“国家队”持股可以抑制管理层机会主义行为，降低企业盈余操纵动机，提高信息透明度，改善企业信息环境质量，进而降低企业的债务融资成本。

基于以上分析，本文提出假设：“国家队”持股有助于降低企业债务融资成本。

三、研究设计

（一）样本选择与数据来源

本文以2015—2021 年沪深A 股上市公司作为研究样本。在初始样本基础之上，剔除金融类上市公司数据以及指标缺失的数据，最终得到13 172个公司观测值。为避免极端值影响，本文除债务融资成本外，对其他变量均进行上下1%缩尾处理。本文研究所用的“国家队”持股数据来自Choice数据库，其他数据均来自国泰安数据库。

（二）变量定义

1.被解释变量

本文被解释变量为“国家队”持股，用以衡量企业因使用债权人资金所需付出的代价［7］。本文借鉴黄晓波等［11］的方法，采用以下两种方法对债务融资成本进行衡量：（1）债务融资成本=（利息支出+资本化利息支出）/年初年末平均总负债（Cost1）；（2）债务融资成本=（利息支出+资本化利息支出）/年初年末平均带息负债（Cost2），带息负债=短期借款+一年内到期非流动负债+长期借款+应付债券+长期应付款。本文采用Cost1进行主回归分析，采用Cost2 进行稳健性检验。为降低噪音，本文借鉴叶德珠等［12］方法，将债务融资成本进行上下5%缩尾处理。

2.解释变量

本文解释变量为“国家队”持股。现有关于“国家队”持股多从是否持股与持股比例两个方面进行研究［2-3］，因此，本文针对“国家队”持股，采用以下两种方式衡量：“国家队”是否持股（Nt），如果“国家队”持有企业当期股票，则取1，否则取0；“国家队”持股比例（Np），采用当年年末“国家队”持股数量与企业总股数的比值进行衡量。

3.控制变量

借鉴黄晓波等、黄容等的研究［11，7］，本文还对其他可能影响债务融资成本的因素进行控制，包括企业规模（Size）、资产负债率（Lev）、两职合一（Dual）、独立董事占比（Inp）、有形资产比率（Tang）、成长性（Growth）、净资产收益率（Roe）、高管薪酬（Wage）、上市年限（Age）等。此外，还对年份和行业进行了控制。

（三）模型设定

为检验“国家队”持股对企业债务融资成本的影响，构建以下模型：

其中，Cost 代表债务融资成本，Nt代表“国家队”是否持股，Np代表“国家队”持股比例，i为公司，t为年份，j为控制变量的序号，Con为控制变量，ε为残差项。如果b1显著为负，则说明“国家队”持股会降低企业债务融资成本，假设1成立。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

相关变量的描述性统计结果见表1。债务融资成本Cost1（Cost2）的均值为0.019（0.050），标准差为0.012（0.021），说明不同企业债务融资成本差异较大。Nt均值为0.334，说明有超三分之一的企业被“国家队”持股；Np均值为0.008，最大值为0.220，标准差为0.018，说明针对不同企业，“国家队”持股比例差距较大，与文雯等［4］统计结果相似。控制变量的描述性统计结果与已有文章类似，因此不再一一赘述。

表1 描述性统计

（二）基准回归结果

“国家队”持股对企业债务融资成本的影响结果见表2。可以发现，无论采用哪种方式对债务融资成本进行衡量，“国家队”是否持股（Nt）以及“国家队”持股比例（Np）与债务融资成本的系数均显著为负，说明“国家队”持股均可以显著降低债务融资成本，并且“国家队”持股比例越高，对债务融资成本的降低作用越强。假设1得到验证。

表2 基准回归检验

（三）稳健性检验

1.倾向得分匹配法（PSM）

“国家队”持股与债务融资成本之间可能存在伪相关关系，即具有某些特征的企业可能更容易吸引“国家队”持股，并且这些特征也有助于企业以较低成本获得融资，为排除这种可能性，本文采用倾向得分匹配法进行检验。按照1∶2无放回最临近匹配原则，为实验组匹配控制组样本，回归结果如表3列（1）、（2）、（3）、（4）所示。由表中数据可知，在控制了样本选择性偏误问题后，无论采用哪种方式对债务融资成本进行衡量，“国家队”是否持股（Nt）以及“国家队”持股比例（Np）与债务融资成本的系数均显著为负，验证了本文假设1的准确性。

表3 稳健性检验

2.增加控制变量

为排除遗漏变量问题对回归结果的影响，本文进一步增加了流动比率（Lra）、股权集中度（First）和审计意见类型（Opin），重新对假设1进行检验，回归结果如表3 列（5）、（6）、（7）、（8）所示。由表中数据可知，在增加控制变量后，无论采用哪种方式对债务融资成本进行衡量，“国家队”是否持股（Nt）以及“国家队”持股比例（Np）与债务融资成本的系数仍然显著为负，进一步验证了本文假设1的准确性。

五、作用机制检验

以上研究已经证实“国家队”持股可以降低债务融资成本，为进一步探究作用机制，本文借助温忠麟等［13］的方法，探究信息环境质量是否在“国家队”持股与债务融资成本之间发挥中介效应。

“国家队”作为以政府为背景的特殊机构投资者，不仅具有传统机构投资者所具有的专业优势、资金优势和信息优势［14］，而且“国家队”是长期机构投资者，对于企业稳定发展起到重要作用。“国家队”可以提高信息透明度，有效地约束管理层机会主义行为，提高企业的信息环境质量，进而降低企业的债务融资成本。本文采用修正Jones 模型计算得出的操控性应计利润的绝对值来衡量企业信息环境质量（Dac），其绝对值越大，说明企业信息环境质量越差。

具体检验步骤为：首先，检验“国家队”持股与债务融资成本之间的关系；其次，检验“国家队”持股与信息环境质量之间的关系；最后，检验“国家队”持股、信息环境质量对债务融资成本的联合影响。构建如下模型：

如果信息环境质量具有中介效应，则预期（1）式中b1显著为负，（2）式中a1显著为负，（3）式中c2显著为正。其中“国家队”持股与债务融资成本之间的关系在表2已经得到检验，即“国家队”持股显著降低企业债务融资成本，此外，由表4 中列（1）和列（2）可知，“国家队”是否持股（Nt）以及“国家队”持股比例（Np）与信息环境质量（Dac）之间的关系均显著为负，说明“国家队”持股可以提高企业的信息环境质量，并且“国家队”持股比例越高，信息环境质量越好；由表4 中列（3）、（4）、（5）、（6）可知，无论采用哪种方式对债务融资成本进行衡量，信息环境质量（Dac）与债务融资成本的系数均显著为正，说明信息环境质量越差，企业债务融资成本越高；“国家队”是否持股（Nt）以及“国家队”持股比例（Np）与债务融资成本之间系数为负，说明信息环境质量具有中介效应，即国家队持股可以通过提高企业的信息环境质量，进而降低企业的债务融资成本。

表4 中介效应检验

六、结论

本文以2015—2021年沪深A股上市公司作为研究样本，探究“国家队”持股对企业债务融资成本的影响。研究发现“国家队”持股会显著降低企业的债务融资成本，该发现说明“国家队”很好地发挥了投资者与监管者的双重作用，支持了“股东积极主义”观点。作用机制为“国家队”持股通过提高企业的信息环境质量进而降低企业的债务融资成本。该发现支持了“国家队”持股具有信号传递效应，可以抑制管理层机会主义行为，提高企业的信息透明度，有助于企业以较低成本进行筹资。

本文研究结论具有一定的理论意义与实践意义。理论方面，本文从债务融资成本视角探究“国家队”持股对企业微观决策的影响，在丰富“国家队”持股经济后果研究的同时，也基于机构持股视角进一步扩充了债务融资成本影响因素研究。实践方面，首先，要深化市场体制改革，持续发挥“国家队”的积极作用，在稳定资本市场的同时，通过参与企业经营管理来赋能企业治理；其次，企业要加大对外部投资者的引进力度，在缓解融资约束的同时还可以发挥其监管作用，促进企业良好发展。