短贷长投、股权性质与公司业绩关系研究

短贷长投、股权性质与公司业绩关系研究
马俊;侯建明;张惠
【摘要】文中以我国2012-2016年A股主板上市公司为样本,研究发现:“短贷长投”在我国上市公司经营活动中实际存在;且会对公司业绩产生严重负面影响,企业并非出于降低利息成本的考虑去选择短贷长投,而是受信贷供给机构银行倒逼,不得已采取的会损害自身业绩的结果;另外,从产权性质角度出发,发现对于民营企业而言,“短贷长投”对其业绩产生的负面作用会更强.
【期刊名称】《技术与创新管理》
【年(卷),期】2018(039)001
【总页数】5页(P124-128)
【关键词】短贷长投;股权性质;公司业绩
【作者】马俊;侯建明;张惠
【作者单位】上海理工大学管理学院,上海200093;上海理工大学管理学院,上海200093;上海理工大学管理学院,上海200093
【正文语种】中文
【中图分类】F276
0 引言
短贷长投一直以来都是我国很多企业发展中难以根治的沉疴宿疾，由此导致的企业破产、老板跑路也屡见报端。

短贷长投是指企业将融资获得的短期资金，用于对一
年以上长期项目的投资(不包括长期股权投资)。

企业大量地进行短贷长投并非没有缘由，一者，筹措巨额长期资金难度更大，如果分割成短期、小额的借款，举债难度大大降低；二者，短期资金相较长期资金而言，利息成本更低。

然而要实现以上优势并不是没有条件的，只有在企业保证可以持续获得良好的现金流、稳定盈利的前提下，企业才可以选择短贷长投。

一旦企业现金流发生问题，资金周转出现困难，企业就不得不面临偿还短期长投侵占正常运营资金，企业盈利能力、偿债能力也将面临恶化，最终导致企业深陷财务困境难以解脱。

因此，研究企业短贷长投行为具有非常重要的理论和现实意义。

1 文献综述
1.1 对短贷长投的影响因素的研究
Custodio、Ferreira等(2013)认为短贷长投并不是企业主要融资方向，其需求方
倾向于更多的短期债务，而作为信贷供给方的银行，更倾向于发放短期借款以加强风险控制。

Armstorng(2010)等的研究也有类似的结论。

除了认为短贷长投是由于银行的压力而不得不采取的方法。

也有学者认为这可能是企业基于自身利益考量而主动采取的方案。

Goyal，W.Wang(2013)基于交易成本与优序融资理论认为，短期债务成本相对较低，高质量公司有能力承担短期债务资金的流动性风险压力，并藉此向外界传递积极信号。

Kahl等(2015)发现企业为了
得到更低的融资成本，在资本支出初期会通过短期商业票据进行投资，之后再发行长期债券，信用水平更好的企业更可能利用这种方式来短贷长投，因此短贷长投可能是企业结合自身特征的自主决策结果。

此外，谭劲松等(2010)发现，企业对地方经济影响力大小、政治联系也会作用于
企业短贷长投行为。

李健、陈传明(2013)发现政治关联等非正式制度影响企业的
债务期限。

胡援成、刘明艳(2011)的研究则认为可能与股权融资偏好和短期债务
融资偏好有关。

1.2 关于短贷长投造成的经济后果的研究
Campello等(2011)认为资金期限错配主要指企业利用短期资金以支持长期投资活动，企业可以通过这种方法为投资活动获取流动性支持，缓解企业的融资困难；陈建勇等(2009)发现短期债务比例与投资非效率程度正相关，短期债务占比过多会
高度扭曲企业的投资。

李凌(2013)发现中小企业短期融资过高的问题会影响企业
经营绩效，甚至会产生较大财务问题导致企业破产。

肖俊斌、许倩丽(2015)同样
针对中小企业的研究发现，中小企业资本结构长期负债比例过小，而长期负债比例越高对于企业价值越有利。

国内外学者对短贷长投有了一定的研究成果，但大部分是通过债务期限结构和债务短期化从侧面反映问题。

对短贷长投的影响因素的研究包含了公司规模、治理水平、成长性、市场化水平、政府干预程度、利率等。

关于短贷长投造成的经济后果的研究包括对公司经营业绩、投资效率、企业价值、公司治理绩效的影响。

另外，国内学者的研究也不仅仅局限于企业层面，对地方政府的短贷长投行为也有所研究。

2 理论分析与研究假设
2.1 理论分析
一些国外学者认为短贷长投具有一系列的优点，如降低企业的债务成本，缓解融资约束，并藉此向外界传递积极信号等，然而，在我国当前的金融环境中，融资渠道与融资工具较为单一，“短贷长投”更可能是企业迫于银行压力不得己的选择，并非企业为降低融资交易成本的主动选择。

就我国金融环境而言，企业“短贷长投”行为可能不仅难以降低融资交易成本，反而加剧流动性风险，对公司业绩产生负面效应。

基于上述分析，提出如下假设。

H1：“短贷长投”可能对公司业绩具有负面效应。

非国有企业面临的“金融歧视”使得其在获取银行信贷支持中处于劣势地位，一方面非国有企业与银行之间存在着较高的信息不对称，另一方面国有企业的预算软约
束与“隐形担保”，使得银行更倾向于长期信贷资源发放给国有企业，与此同时通过短期贷款降低非国有企业的代理风险，非国有企业对长期资金的需求难以得到满足，不得不承担更高的短贷长投水平。

短贷长投虽然信贷期限缩短，但是需要后续不断的信贷支持，否则将难以为继，国有企业在进行短贷长投时，往往更容易得到银行的续贷；而非国有企业则在获得银行后续信贷支持的时候面临更大的不确定性，一旦银行终止后续信贷，企业的现金流将面临极大的压力，对企业业绩的破坏力也更大。

基于上述分析，提出如下假设。

H2：民营企业“短贷长投”对公司业绩产生的负面效应可能更大
2.2 研究设计
2.2.1 样本选择与数据来源
文中的研究对象为沪深两市全部A股上市公司，样本区间为2012—2016年。

在
此基础上，根据以下标准对样本进行筛选与处理：剔除金融类上市公司；剔除ST
和*ST公司；剔除数据缺失的样本；为消除极端值影响，对于文中所涉及到的主要连续变量两端进行1%winsorize处理。

最终，得到12 891个公司年度观测值。

研究数据来源于国泰安数据库。

文中选用Stata 13.0进行数据整理和统计回归分析。

2.2.2 变量的设定与度量
为分析“短贷长投”对公司业绩的影响，文中借鉴钟凯(2016)在Frank和
Goyal(2003)提出的资金缺口(FinancingDeficit)基础上构建的衡量方法，通过计
算企业长期资金与投资之间的缺口来构建企业“短贷长投”程度的代理变量(SFLI)。

第一步，计算长期借款本期增加额(本期长期借款+一年内到期非流动负债-前期长
期借款)；第二步，计算当期短期信贷增量(取得借款收到的现金-长期借款本期增
加额)；第三步，计算“短贷长投”的代理变量(购建固定资产等投资活动现金支出-(长期借款本期增加额+本期权益增加额+经营活动现金净流量+出售固定资产现金
流入))，最后利用总资产剔除规模效应。

借鉴已有研究，利用ROA，ROE来表示公司业绩；选取资产负债率(LEV)、托宾Q(Q)以及公司规模的自然对数(SIZE)作为控制变量控制公司特征，同时5年设置4个虚拟变量表示不同年份(Year)，主要变量具体定义见表1.
2.2.3 模型设定
分析“短贷长投”对公司业绩的影响，设计如下模型(1)进行分析。

PERFORM=α0+α1SFLIi，t+α2SIZEi，t+α3LEVi，t+α4Qi，t-
1+∑IND+∑YEAR+ε
(1)
为了分析不同产权性质下，“短贷长投”对公司业绩影响的差异，在模型(1)的基础上引入交乘项SEO*SFLI形成模型(2)。

PERFORM=α0+α1SFLIi，t+α2SIZEi，t+α3SEO*SFLIi，t+α4LEVi，t+α5Qi，t-1+∑IND+∑YEAR+ε
(2)表1 主要变量定义变量名称变量含义SFLI短贷长投代理变量：资产负债表和现金流量表计算，“短贷长投”=购建固定资产等投资活动现金支出-(长期借款本期增加额+本期权益增加额+经营活动现金净流量+出售固定资产现金流入)，利用上一年度总资产剔除规模效LEV资产负债率：负债总额/总资产LEV资产负债率/总资产SIZE公司规模，取自然对数Q托宾Q，用以衡量投资机会ROA总资产报酬率ROE净资产报酬率SOE企业性质，国有为0，民营为1
3 实证结果分析
3.1 变量描述性统计与相关性分析
表2 主要变量描述性统计结果变量观测值均值方差P25P50P75P90SFLI12891-0．09538170．2425547-0．1596798-0．07063420．00538420．0572313SIZE1289122．015381．28274421．09
28121．8472422．7390423．73476LEV128910．42499840．21522030．24 93750．4116680．5903350．724722Q128912．5336572．4088190．9761 531．7909543．213675．380494ROA128910．03994490．05047930．013 4670．035750．0657830．098773ROE128910．06573590．09949240．02 81850．0671230．1108660．16276
表3 相关系数SFLISIZELEVSEOQROAROESFLI1．0000SIZE-
0．0601∗∗∗1．0000LEV0．0667∗∗∗0．5088∗∗∗1．0000SEO-0．0259∗∗-0．2235∗∗∗-0．2502∗∗∗1．0000Q-0．1176∗∗∗-0．5388∗∗∗-
0．4237∗∗∗0．2626∗∗∗1．0000∗∗∗ROA-0．3136∗∗∗-0．0737∗∗∗-0．3980∗∗∗0．1007∗∗∗0．2550∗∗∗1．0000ROE-0．2526∗∗∗0．0593∗∗∗-0．1238∗∗∗0．0317∗∗∗0．1152∗∗∗0．8302∗∗∗1．0000
注：文中分别利用*，**，***表示显著性水平10%，5%，1%.
表2主要变量描述性统计结果，其中，短贷长投代理变量均值为-0.095 8，90分位数为0.057 2，表明部分公司而言，长期资金不足以满足企业投资需求，一定程度上印证了“短贷长投”在我国企业经营活动中实际存在。

表3列出了文中主要变量的相关系数，结果显示托宾Q、产权性质与短贷长投之间成显著负相关，一定程度上说明：高成长性公司不会轻易采用“短贷长投”这种激进型融资方式；民营企业面临着更严重的“短贷长投”水平。

“短贷长投”与公司业绩之间也成显著负相关，一定程度说明了“短贷长投”这种激进型融资策略对公司业绩可能存在负面效应。

3.2 实证结果分析
表4 短贷长投与公司业绩研究VARIABLESROAi，tROAi，t+1ROEROEi，
t+1SFLIi，t-0．0661628∗∗∗(-26．46)-0．0332747∗∗∗(-12．31)-0．1116494∗∗∗(-
19．30)0．0245136∗∗∗(7．66)SEO0．0084613∗∗∗(6．25)0．0101904∗∗∗( 6．97)0．0182809∗∗∗(5．83)-0．0565382∗∗∗(-9．57)SIZEi，
t0．0130652∗∗∗(24．93)0．0089992∗∗∗(15．87)0．0255016∗∗∗(21．03)0．0157953∗∗∗(12．74)LEVi，t-0．1043921∗∗∗(-35．84)-0．0739782∗∗∗(-23．50)-0．1140357∗∗∗(-16．92)-0．0568008∗∗∗(-8．25)Qi，t-10．0060219∗∗∗(17．36)0．0048679∗∗∗(12．96)0．0105939∗∗∗(13．20)0．0079115∗∗∗(9．63)＿cons-0．2395633∗∗∗(-20．00)-0．1613256∗∗∗(-12．45)-0．5197273∗∗∗(-18．75)-0．3309744∗∗∗(-11．68)行业效应控制控制控制控制R-SQUARED0．34470．18960．18320．0864
表4是以ROA作为公司业绩(PERFORM)的代理变量，结果显示，“短贷长投”与公司业绩(PERFORM)呈现显著负相关关系(1%水平显著)，即“短贷长投”这种激进的投融资方式损害了公司业绩，表明我国企业的“短贷长投”行为并不是企业自我选择的结果，对企业经营业绩具有严重的负面效应。

同时，将下期的ROA，当期与下期的ROE作为业绩代理变量，得到的结论仍然相同。

表5 短贷长投、产权性质与公司业绩研究VARIABLESROAi，t+1ROAi，
t+1ROEi，tROEi，t+1SFLIi，t-0．0458868∗∗∗(-13．67)-0．02783∗∗∗(-7．63)-0．0809507∗∗∗(-10．39)-0．0518281∗∗∗(-
6．50)SEO0．0053872∗∗∗(3．88)0．0093634∗∗∗(6．20)0．0136266∗∗∗(4．22)0．0237982∗∗∗(7．21)SEO∗SFLIi，t-0．0440983∗∗∗(-8．99)-0．011863∗∗(-2．22)-0．0667664∗∗∗(-5．86)-0．0102623∗∗∗(-0．88)SIZEi，
t0．0122991∗∗∗(23．30)0．008792∗∗∗(15．31)0．0243417∗∗∗(19．86)0．0156161∗∗∗(12．43)LEVi，t-0．102462∗∗∗(-35．29)-0．0734505∗∗∗(-23．28)-0．1111135∗∗∗(-16．48)-0．0563443∗∗∗(-8．16)Qi，t-
10．0055301∗∗∗(15．83)0．0047377∗∗∗(12．47)0．0098493(12．15)0．0 077989∗∗∗(9．38)＿cons-0．2209657∗∗∗(-18．28)-0．1563064∗∗∗(-11．89)-0．4915698∗∗∗(-17．51)-0．3266325∗∗∗(-11．36)行业效应控制控制控制控制R-SQUARED0．35230．19020．18730．0865
表5是对假设2的回归结果。

全样本对模型(2)进行回归时，同样以ROA作为公
司业绩(PERFORM)的代理变量，表中短贷长投(SFLI)、产权性质(SEO)的系数符号与表4中一致，而二者的交互项SEO*SFLIi，t系数显著不为零，这表明在不同的产权性质下，短贷长投对公司业绩产生的影响程度不同；且交互项SEO*SFLIi，t
系数显著小于0，这说明当SEO=1即企业为民营企业时，短贷长投对公司业绩的负作用更大。

同样的，将下期的ROA、当期与下期的ROE作为业绩代理变量，得到的结论仍然保持一致。

3.3 统计结果的稳健性检验
针对2个假设均做了豪斯曼检验，证明固定效应比随机效应更适合。

由表6可知，短货长投代理变量系数与交乘项系数符号均未发生变化，表明结果是稳定的。

表6 稳定性检验结果短贷长投与公司业绩FEREDifference短贷长投、产权性质与公司业绩FEREDifferenceSFLIi，t-0．0446424-0．05117090．0065286-0．034882-0．03833910．0034571SEO0．00112760．005059-0．0039314-0．00043250．0032163-0．0036488SEO∗SFLIi，t-0．0250219-0．02952010．0044982SIZEi，t0．00830780．0118836-0．00357580．00500590．0110249-0．006019LEVi，t-0．0903686-0．10312670．0127581-0．0820359-0．10010610．0180702Qi，t-10．0035110．0051756-0．00166460．00313550．0047686-0．0016331
＿cons-0．1494019-0．22933870．0799368-0．0809698-0．21061860．1296488
4 结论
文中以我国2012—2016年A股主板上市公司为样本，通过实证分析发现：“短
贷长投”在我国上市公司经营活动中实际存在；且对公司业绩会产生严重负面影响，另外，从产权性质角度出发，文中发现对于民营企业而言，“短贷长投”对其业绩产生的负面作用会更强。

“短贷长投”无疑加剧了我国实体经济运行的潜在风险，要化解短贷长投带来的一系列风险，就必须要建立多层次的资本市场结构，拓宽企业融资的途径，满足企业不同期限的融资需求，从而降低企业的短贷长投行为，减轻经济运行风险，发挥出金融对实体经济的支持作用。

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