产权性质债务融资与破产威胁效应-来自中国上市公司的经验证据(编辑修改稿)

产权性质债务融资与破产威胁效应-来自中国上市公司的经验证据(编辑修改稿)内容摘要：

解释力，同时可以有效地避免因果关系的倒置，因为当企业进行财务决策时，制定的计划一般都是由期初融资结构决定。 各变量定义见表 2 表 2 各变量定义 符号 变量名称 变量定义 GEBITOA 总资产息税前利润率增长 量 当年 EBITOA（息税前利润 /总资产） — 上年EBITOA（息税前利润 /总资产） GROA 总资产净利率增长量 当年 ROA（净利润 /总资产） — 上年 ROA（净利润 /总资产） GZB 总资产报酬率增长量 当年 ZB（利润总额 /总资产） — 上年 ZB（利润总额 /总资产） LEV 资产负债率 负债总额 /总资产 CD 商业信用比率 （应付账款 +应付票据 +预收账款） /总资产 BD 银行借款比率 （短期借款 +长期借款） /总资产 SD 短期债务比率 流动负债 /总资产 LD 长期债务比率 长期负债 /总资产 TQ 托宾 Q （股权市值 +负债的账面价值 ） /总资产 四、实证检验及结果分析 （一）描述性统计和组间比较 表 3是财务困境企业样本债务变量和业绩变量的描述性统计。 对表 3进行分析可以发现，在陷入财务困境后，两类产权性质企业的资产负债率远高于表 1中对应的资产负债率，进一步证明本文对财务困境样本企业的划分是合理的。 从债务来源结构分析，两类产权性质企业的银行贷款仍然是债务融资的主要来源。 而两类产权性质企业的商业信用比率与表 1相比明显下降，这表明当企业陷入财务困境时，信誉质量下降，无法很好地利用商业信用这种手段来融资。 从债务期限结构来看，短期债务在两类产权性质企业债务融资 中占有绝对优势，这与表 1的结果是吻合的。 而从业绩变量来看，国有产权控股企业三个业绩变量的中位数均小于零，说明一半以上 的企业在陷入财务困境后，业绩不但没有改善，反而呈现出负增长。 而私有产权控股企业三个业绩变量的均值和中位数均大于零，表明私有控股企业在陷入财务困境后，业绩明显提高，表现为正向增长。 另外，国有产权控股企业三个业绩变量的均值虽然为正，但是却远远低于私有产权控股企业，与此同时私有产权控股企业的标准差也高于国有产权控股企业，表明私有产权控股企业业绩增长幅度也高于国有产权控股企业。 为了更清楚了解企业在陷 入财务困境后，私有产权控股企业的业绩改善是否从统计上显著优于国有产权控股企业，本文对两类产权性质企业三个业绩变量进行了组间比较。 由于通过表 3可以看出，三类业绩变量的偏度均远大于零，峰度远高于 3，所以可以判定三类业绩变量的数据分布均为非正态分布。 因此组间比较采用非参数检验（ MannWhitney U）秩和检验，检验结果如表 4 所示。 通过表 4可以看到，私有产权控股企业的三类业绩变量均服从统计上显著高于国有产权控股企业，表明在陷入财务困境时，私有产权控股企业业绩改变显著优于国有产权控股企业，进而为证明私有产权控股 企业在陷入财务困境后更能够发挥破产威胁效应提供了初步证据。 表 3财务困境企业主要变量的描述性统计 变量 产权性质 均值 中位数 标准差 峰度 偏度 LEV 国有 私有 CD 国有 私有 BD 国有 私有 SD 国有 私有 LD 国有 私有 GROA 国有 私有 GZB 国有 私有 GEBITOA 国有 私有 表 4 产权类型与业绩组间比较 变量名 组 1：国有产权 组 2：私有产权 组 1VS组 2 中位数 中位数 Z值 GROA ** GZB ** GEBITOA ** 注： *** ** * 分别表示显著性水平为 、 ，双尾检验。 （二）业绩变量的因子分析 表 5是对两类产权性质企业三类业绩变量进行因子分析得出的特征值和贡献率。 由于因子分析是多元统计分析，一般适合横截面数据，因此本文采用分年度来求出各个年份的业绩变量因子。 由表 5可以看出两类产权性质企业的 KMO检验值均大于 ， Bartlett 球形检验的P 值均小于 ，表明三类业绩变量非常适合进行因子分析 ①。 同时两类产权性质企业样本各年 F1 因子的贡献率几乎都在 90%以上（除 2020 年国有产权控股企业的贡献率为 %以外），即已经包含了原始变量 90%以上的信息，因此可以用 F1来代表原来的三类业绩变量，作为业绩主因子 ②。 ① KMO 检验，称为采样充足度检验，检验变量间的偏相关程度是否很小。 一般当检验值大于 时，认为样本充足，偏相关很小，适合做因子分析； Bartlett 球形检验，检验相关矩阵是否是单位矩阵，表明因子模型是否是不适合的， 一般 P 值小于 就是适合做因子分析。 ② 本文因子分析采用的是主成分法下经最大方差旋转后的因子分析，主因子确定标准：累积贡献率超过 80% 根据因子得分系数矩阵（表 6）可以建立业绩主因子关于原始变量的线性表达式，用 软件计算得到每个样本公司的业绩因子得分，并将这个主因子得分作为企业业绩的代理变量。 将因子得分对应的变量按产权性质设为 Perfs（国有产权控股企业业绩主因子）和 Perfp（私有产权控股企业业绩主因子）。 表 5 两类产权企业因子的特征值与贡献率 国有产权 私有产权 年代 因子 名称 特征 值 贡献率 （ %） KMO 检验 Bartlett 球形检验 特征 值 贡献率 （ %） KMO 检验 Bartlett 球形检验 2020 F1 （ ） （ ） F2 F3 2020 F1 （ ） （ ） F2 F3 2020 F1 （ ） （ ） F2 F3 2020 F1 （ ） （ ） F2 F3 注：在 Bartlett球形检验中的数值是卡方值，括号内的数值是显著度 P值。 表 6 两类产权企业主因 子得分系数矩阵 国有产权（ F1） 私有产权（ F1） 变量 2020 2020 2020 2020 2020 2020 2020 2020 ZGEBITOA ZGZB ZGROA 注： 变量 名 前的字母“ Z”表明了对原始变量进行了标准化处理。 （三）相关性分析 表 7是检验各年度两类产权性质企业总体债务、不同来源债务和不同期限债务对企业业绩影响作用的相关性检验结果。 从表 7可以看出，在四年期间国有产权控股企业债务 （ LEV）与业绩因子 （ Perfs） 之间不相关，即在陷入财务困境后，国有产权控股企业债务融资总体上难以发挥破产威胁 效应。 而私有产权控股企业债务（ LEV）在四年内均与业绩主因子 （ Perfp）显著正相关，表明陷入财务困境的私有产权控股企业债务融资总体上能够发挥破产威胁 效应 ，从而为假设 1的成立提供支 持。 从债务来源结构来看，两类产权性质企业的商业信用均是只有一年与业绩主因子正相关，并且相关性并不强，说明在这两类产权性质企业中商业信用对陷入财务困境企业的业绩没有改善作用，无法发挥破产威胁 效应 ，证明了假设 2a的成立。 国有产权控股企业的银行贷款在四年中只有一年与业绩主因子表现出较弱的正相关，而私有产权控股企业银行贷款在四年中有三年与业绩主因子表现出较强的正相关，表明在陷入财务困境后，国有产权控股企业银行贷款几乎不能够发挥破产威胁 效应 ，而私有产权控股企业银行贷款几乎能够发挥破产威胁 效应 ，从而验证假设 2b的成立。 从债务期限结构来看，国有产权控股企业短期债务四年中只有一年与业绩主因子表现出正相关，相反私有产权控股企业短期债务在四年内均与业绩主因子正相关，并且有两年正相关极强，表明企业在陷入财务困境后，较之国有产权控股企业，私有产权控股企业短期债务更能够发挥破产威胁 效应。 与此同时，国有产权控股企业长期债务在四年中均与业绩主因子不相关，私有产权控股企业长期债务在四年中有三年与业绩主因子表现出较弱的正相关，表明相对于私有产权控股企业，国有产权控股企业更难以发挥破产威胁 效应 ，从而证实假设 3的成立。 表 7 两类产权企业债务变量 与业绩主因子的相关分析 或者是特征值大于 1，所以本文只有 F1 满足上述条件。 产权性质 年份 Levt1 CDt1 BDt1 SDt1 LDt1 国有产权（ Perfst） 2020 * （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2020 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2020 * ** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2020 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 私有产权（ Perfpt） 2020 *** ** ** *** * （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2020 ** ** * （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2020 ** *** * * （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 2020 ** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 注：（ 1） *** ** * 分别表示显著性水平为 、 ，双尾检验。 （ 2）单元格中的数值是债务变量与业绩主因子之间的 Spearman相关系数 ① ，括号内的数值是相关系数的 P值。 （ 3） t表示样本企业第 t年。 （四）面板 Granger 因果检验 通过上述相关性分析可以看出，在企业陷入财务困境时，只有私有产权控股企业的Levt BDt1和 SDt1表现出与业绩主因子 （ Perfpt） 显著正相关，基本上能够证明上述指标能够发挥破产威胁 效应。 但是为了更加确定这种正相关是否具有因果关系，即债务 是否真的是导致企业业绩改善的成因，本文对这四个债务变量进行了面板 Granger 因果检验，检验结果如表 8所示。 从表 8可以看出 Levt BDt1和 SDt1不能 Granger 引起业绩的 P值均小于，说明该检验能够拒绝原假设，即企业的债务是其业绩改善的原因。 而业绩不能 Granger引起 Levt BDt1 和 SDt1的 P值大于 ，该检验不能拒绝原假设，即业绩不是引起债务变化的原因，表明 Levt BDt SDt1 和业绩之间并没有内生性问题，债务确实能够导致业绩的改善。 从而为本文假设的成 立提供了更加确凿的证据。 表 8 面板 Granger 因果检验 变量 原假设 F 值 P 值 LEV 业绩不能 Granger 引起 LEV LEV不能 Granger 引起业绩 *** 1E16 BD 业绩不能 Granger 引起 BD BD 不能 Granger 引起业绩 *** SD 业绩不能 Granger 引起 SD SD 不能 Granger 引起业绩 *** 1E19 注： （ 1）本表中的“业绩”是指业绩主因子（ Perfp）。 （ 2） *** ** * 分别表示显著性水平为 、 ，双尾检验。 五、稳健性检验 本文采用变换业绩变量的方法来对上述实证结果进行稳健性检验。 上述实证采用的是会计方法来计算业绩。 下面采用托宾 Q来代替业绩主因子作为企业业绩的代理变量，来分析两类产权性质企业在陷入财务困境后债务与业绩之间的相关性。 相关分析结果如表 9所示，国有产权控股企业债务融资在四年中与业绩不相关，而私有产权控股企业在四年中债务与业绩显著正相关，再次表明国有产权控股企业债 务融资未能发挥破产威胁效应，而私有产权控股企业债务融资能够发挥破产威胁效应，表明假设 1成立。 从债务来源结构看，两类产权性质 ① 所有变量数据经过 ShapiroWilk 正态性检验均为非正态分布， Pearson 相关分析失效，所以采用 Spearman秩相关分析。 企业的商业信用在四年中几乎与业绩不相关，未能发挥破产威胁效应，再次证明假设 2a 的成立。 而国有产权控股企业银行贷款在四年中有三年与业绩不相关和一年的负相关，表明未发挥破产威胁效应。 私有产权控股企业银行贷款在四年中有两年与业绩正相关，可以说相比国有产权控股企业，私有产权控股企业银行贷款可能更能够发挥破产威胁效应，证明了假设2b 的成立。 从债务期限结构分析，国有产权控股企业短期债务在四年内只有一 年与业绩正相关，而私有产权控股企业短期债务四年中均与业绩显著正相关，表明相对于国有产权控股企业而言，私有产权控股企业短期债务更容易发挥破产威胁效应。 同时国有产权控股企业。