國營銀行貸款對企業營運資金管理的影響：以中國大陸為例 - 政大學術集成

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(1)國立政治大學財務管理學（系）研究所碩士學位論文. 國營銀行貸款對企業營運資金管理的影響：以中國大陸為例 The Impact of State-owned Loans on Corporate Working 政Bank治. 大. Capital Management：Evidence from China 立. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 指導教授：李志宏博士研究生：方博文撰. 中華民國 107 年 7 月 DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(2) 中文摘要中國大陸市場有著世界上最多的國營銀行與國營企業。因而國營銀行的貸款決策和借款企業的投資與營運決策往往會受到很多並非出於企業價值最大化和市場化因素的影響。本文研究了中國大陸國營銀行貸款與上市企業營運資金管理的關係。我們主要有四個發現：第一，國營銀行貸款與企業的營運資金呈現顯著的正相關關係。由於債務融資可以直接補充企業的營運資金需求，無緊迫還款需求的國營銀行貸款無法對企業的營運資金管理施加監管和約束，並有可能進一步惡化企業營運資金管理的效率。第二，我們發現國營企業本身的性質可以改善營. 政治大營運資金管理的負面影響。第三，交叉上市企業由於其上市目的本身就在於可以立. 運資金管理，但由於其與國營銀行的政策性連結，會進一步惡化銀行貸款對企業. 更加容易的獲得銀行貸款，因而其銀行貸款依然無法有效監管其營運資金管理，. ‧ 國. 學. 但由於更多的資訊披露以及關聯交易的要求，國營企業與國營銀行政策性連結導. ‧. 致其對營運資金管理的進一步惡化在交叉上市企業中不會再出現。第四，在營運資金對公司價值的影響上，我們的研究驗證了以前的文獻，發現營運資金的增多. Nat. al. n. 關鍵字：營運資金管理銀行貸款國營企業. Ch. engchi. er. io. sit. y. 會顯著降低企業價值。. i n U. v. I. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(3) Abstract The mainland China has the largest number of state-owned banks and state-owned enterprises in the world. Therefore, the decision-making of state-owned banks and the investment and operational decisions of borrowing companies are often affected by many factors that are not due to the maximization of corporate value and marketization. This paper examines the relationship between state-owned bank loans in China and the management of working capital of listed companies. First, state-owned bank loans have a significant positive correlation with the working capital of enterprises. Since debt. 政治大 bank loans without urgent repayment requirements cannot impose supervision and 立. financing can directly supplement the working capital needs of enterprises, state-owned. restrictions on the management of working capital of enterprises, and may further. ‧ 國. 學. deteriorate the efficiency of enterprise working capital management. Second, we find. ‧. that the nature of state-owned enterprises can improve working capital management, but because of its policy links with state-owned banks, it will further worsen the. Nat. sit. y. negative impact of bank loans on corporate working capital management. Third, cross-. er. io. listed companies’ listing purposes are more likely to be obtaining more bank loans. al. rather than of improving corporate governance, so the bank loans they have are still. n. v i n C working unable to effectively regulate their management. But due to regulations h e n gcapital chi U. from more information disclosure and related transactions, the policy-linked connection between state-owned enterprises and state-owned banks has led to further deterioration of their working capital management, which will no longer appear in cross-listed companies. Fourth, in terms of the impact of working capital on company value, our research validates previous literature and finds that an increase in working capital will significantly reduce corporate value.. Key words: Working capital management, Bank loan, SOE firms. II. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(4) 目次第一章緒論.................................................................................................................. 1 1. 研究背景及動機.............................................................................................. 1 2. 研究目的.......................................................................................................... 4 3. 研究架構及流程.............................................................................................. 4 第二章文獻回顧.......................................................................................................... 6 第三章研究方法.......................................................................................................... 9. 政治大. 1. 研究假說.......................................................................................................... 9. 立. 2. 樣本與研究期間............................................................................................ 12. ‧ 國. 學. 3. 變量................................................................................................................ 12. ‧. 4. 模型建立........................................................................................................ 16. sit. y. Nat. 5. 敘述性統計.................................................................................................... 18. n. al. er. io. 第四章實證結果........................................................................................................ 23. i n U. v. 1. 銀行貸款與營運資金管理............................................................................ 23. Ch. engchi. 2. 國營企業........................................................................................................ 26 3. 交叉上市........................................................................................................ 28 4. 營運資金管理與企業市場表現.................................................................... 28 5. 台灣上市公司樣本檢驗................................................................................ 29 第五章結論................................................................................................................ 32 第六章參考資料........................................................................................................ 34. III. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(5) 表次. 表 3-1. 相關變量定義表 .................................................................................. 17. 表 3-2. 中國大陸上市公司全樣本數據 .......................................................... 18. 表 3-3：中國大陸上市公司分產業數據 .......................................................... 19 表 3-4：中國大陸上市公司營運資金構成要素年度數據 .............................. 19 表 3-5：中國大陸上市公司國營企業與非國營企業數據 .............................. 20 表 3-6：相關關係矩陣 ...................................................................................... 21 表 3-7：台灣上市公司全樣本數據 .................................................................. 22. 政治大表 4-2：營運資金拆解 ...................................................................................... 25 立表 4-1：中國上市公司全樣本迴歸數據 .......................................................... 24. ‧ 國. 學. 表 4-3：國營/非國營/交叉上市樣本迴歸數據 ................................................ 27 表 4-4：營運資金管理對公司價值的影響 ...................................................... 29. ‧. 表 4-5：台灣上市公司樣本 .............................................................................. 30 表 4-6：多重共線性檢驗 .................................................................................. 31. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. IV. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(6) 圖次圖表 1-1 研究流程 ............................................................................................... 5. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. V. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(7) 第一章. 緒論. 1. 研究背景及動機在公司財務領域中，我们主要的研究领域集中在了融资与投资两方面，投资的一個重要的議題就在於公司經理人是否將所擁有的資源投入在能產生最大股東利益以及公司價值的地方。而現今學術研究更多的聚焦於企業資本支出以及企業的收購兼併決策對於公司價值的影響上，但我們卻也不能忽視營運資金管理及其改善對於企業的營運績效、公司價值以及公司股票在市場上的表現的影響。. 政治大. 關於營運資金管理的研究，學界的關注點集中在兩個領域，一部分學者將研. 立. 究重心集中在了是什麼決定了企業營運資金的管理和使用效率上。. ‧ 國. 學. 本文作者來自於中國大陸，因而在研究開始時就將目光放在了大陸企業對於營運資金的使用中。根據中國大陸国企业营运资金管理研究中心每年推出的中国. ‧. 上市公司营运资金管理调查以及普華永道的中國市場營運資金管理調查，可以看到中國上市公司的營運資金管理績效連續多年持續下降（營運周轉天數呈上升趨. y. Nat. sit. 勢）。而在 2007 年金融危機之後的十年，也是中國大陸市場去槓桿化和國有企業. n. al. er. io. 改革的重要時期，中國大陸經歷了經濟增速的減緩，同時卻伴隨着固定資產支出. i n U. v. 的逐漸增高，資本市場和企業融資渠道的改善以及隨後的國有企業改革和去槓桿. Ch. engchi. 化政策，這其中需要重點提到的就是從 2003 年開始的銀行業改革以及 2005 年開始施行的國營企業股權分置改革。於是我們便想探究是否中國企業以及企業運營的市場環境存在某些特質導致了中國上市公司營運資金效率的惡化。因而我們希望從營運資金管理的構成要素以及決定因素兩方面結合來進行研究。營運資金由三部分構成：應收賬款、存貨、以及應付賬款。而會影響營運資金的決定要素上，主要有公司規模、營運現金流以及獲利能力這幾個因素在之前學者的研究中多次被證實,而企業的融資約束越低，往往會降低管理者進行激進營運資金管理的動機(Hill.et.al.,2010）。而在對中國營運資金管理的研究中，一個被普遍研究和討論的因素就是所有權因素。因為中國有着世界最大體量的國有企業並在上市公司中佔據顯著地位， 1. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(8) 而其代理問題又經常被詬病。在 Hamdi（2016）的研究中，強調了所有權在營運資金投資價值效應中的重要性，利用世界範圍的樣本來驗證了營運資金價值曲線是 U 型的，並發現這種價值效應在國營企業的控制下會被顯著減弱，而在外商企業則更得到加強。同時也發現國營企業在融資限制更小時這種負向效果會更強。國營企業較為落後的公司治理體制以及較為廉價、易獲得的借款資源成為其解釋國營企業營運資金管理創造價值較低的主要原因。因而我們就想進一步探究，看看是哪些與國營企業相關聯的特質影響了國營企業公司治理的水平，進而惡化了其營運資金管理效率。中國相對特殊的銀行體系以及企業通過銀行貸款進行債務融資的習慣成為了我們的切入點。雖然在傳統財務理論上我們認為企業的投資與融資應該是獨立的決策。但在. 政治大. 現實環境中，資本市場並不完善，企業也存在代理問題以及資訊不對稱，我們無. 立. 法將兩者完全剝離開。Chiou & Wu（2005）在針對台灣上市櫃公司的研究中發現. ‧ 國. 學. 企業的資本結構以及營運現金流會其營運資金管理有顯著的相關關係，其認為融資順位理論（Pecking order theory）在企業融資決策中的廣泛運用是導致是企業. ‧. 資本結構與營運資金管理效率呈現負相關的主要原因。. 由於中國企業的債務融資方式基本以銀行貸款為主，而銀行貸款的放款人很. y. Nat. sit. 大比例是國營銀行。而很多實證研究指出，中國國營銀行，特別是四大國營銀行. n. al. er. io. 的放款行為很大比例上並不是出於風險與利潤考量後的最優選擇，而是出於政府. i n U. v. 政策以及“關係”的原因（Wendy & Anil，2006）。因此，中國大陸國營銀行有大量. Ch. engchi. 的銀行貸款發放給了國營企業，同時，由於政治以及監管體系的原因，貸款定價在很多情況下並沒有反映出貸款所面臨的風險，也難以改變後續貸款的流向。這也致使中國大陸國營銀行出現大量不良貸款。同時，由於政府沒有放開債券市場（截至 2005 年，債券融資比例在企業負債融資中僅 13%）企業依然嚴重依賴銀行貸款進行融資。相比之下，國營企業，特別是獲利能力較差的國營企業，會更加依賴於銀行貸款。Zheng & Zhu (2013)針對中國上市公司樣本的研究中就發現，銀行發放給政治相關聯企業的貸款較少受到公司獲利能力以及有形資產的影響，而這種那個政治連接與貸款-獲利能力敏感性的負相關關係在國營企業上有著顯著的增強。由於在貸款環節的非市場化，可能會影響作為債權人的銀行對於債務人的監 2. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(9) 督，同時，也有可能加劇一些公司治理機制不夠健全的企業的代理問題。Michael et al（2008）對企業負債率與投資表現的研究中就發現，在中國市場，國營銀行在企業債務融資上的主導地位導致企業出現過度負債的問題。雖然債務融資對於企業資本支出的約束作用在中國市場依然存在，但這種約束作用對於有大量國營持股的借款企業有著顯著的減弱。Jiang & Zeng（2014）同樣發現在中國市場銀行的短期銀行借款對於資本支出的約束上，國營企業顯著低於非國營企業，中國國營銀行通過貸款對企業的監管職能在 2003 年中國銀行業改革後依然沒有得到顯著提升，其中，對國營企業的監管職能甚至在改革後出現了顯著的弱化。我們看到這種出於政策性的銀行貸款無法完全行使債務融資所應有的監管與公司治理職能，特別是對於國有控制較高的企業以及低效益的企業更為嚴重。這導致其. 政治大. 資本支出效率與負債率之間的正相關關係被減弱。. 立. 我們認為這種因國營銀行貸款所加劇的企業內部與外部公司治理問題很可. ‧ 國. 學. 能會影響到企業的日常運營，特別是往往可以由管理層獨立決策的企業營運資金管理上。如果我們將營運資金管理的要素分別分析，可以發現應收賬款的效率一. ‧. 方面取決於企業在對下游供應商的強勢程度以及議價能力，另一方面，也會與企業對於營收的績效指標相關，管理層在面對營收指標時可能會降低授信門檻以獲. y. Nat. sit. 取更大的銷量。如果有大量充裕並且廉價的銀行貸款，並且監管缺失，會加劇管. n. al. er. io. 理層放款應收賬款條件的動機。而應付賬款，在中國，由於中小企業融資渠道受. i n U. v. 限，往往成為一種非正式的融資手段。而上述銀行貸款的存在，也會進一步降低. Ch. engchi. 企業採取此種非正式融資的動機，同時進一步提高其議價能力。因此，本文希望在過往文獻的研究基礎上，將中國市場銀行貸款的特徵與營運資金管理效率聯繫起來，同時也加入國營企業這一所有權考量。探討銀行的貸款決策、企業的融資決策可能對企業日常運營的影響。. 3. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(10) 2. 研究目的在過往文獻中，有部分學者已經在研究中發現企業的資本結構與營運資金管理效率呈現負相關的關係，但這一結果還沒有得倒普遍的共識與認同。於此同時，雖然已經有學者針對國營銀行貸款對企業資本支出效率影響進行研究，但還沒有針對國營銀行貸款對於借款企業營運資金管理效率的影響的研究出現。而我們在看到中國上市企業營運資金管理效率不斷下降的現實情況下，希望將這方面的研究結合起來，探尋是否國營銀行出於政策面而非利潤最大化考量的貸款會導致借款企業的決策與傳統的融資順位理論相背離，無法對企業的營運資金管理施加有效的外部治理。同時也會特別關注這種影響對於國有以及私有企業是否有明顯差. 政治大. 異。. 立. 由於我們將對影響營運資金管理效率的關注點放在了有所有權導致的內部. ‧ 國. 學. 公司治理差異以及由於國營銀行貸款導致的外部公司治理的差異上，我們希望將海外上市（交叉掛牌上市）對於公司治理的影響納入考量，探究股權融資的差異. ‧. 是否會影響中國上市企業銀行貸款與營運資金管理效率之間的關係。在探究銀行貸款對營運資金管理效率的影響後，我們會進一步探究，這種由. y. Nat. sit. 融資渠道以及所有權結構所帶來的營運資金效率上的差異會怎樣影響中國上市. n. al. er. io. 企業的獲利能力以及公司價值。. i n U. v. 隨著近兩年中國政府開始推行去槓桿化政策，企業融資成本會隨之提高，如. Ch. engchi. 何妥善的選擇融資方式並在之後對營運資金進行管理將有更強的現實意義。. 3. 研究架構及流程首先將於第二章進行文獻回顧，分別回顧過去學者對於企業營運資金管理決定要素的研究以及對於營運資金管理價值效應的文獻。同時，將對中國國有銀行貸款行為以及其對借款企業的影響的相關文獻進行梳理與回顧。之後將在第三章確認研究假說及研究方法，並對樣本進行敘述性統計及分析。在第四章則將利用統計迴歸的方法分別驗證國營銀行貸款對營運資金管理效率以及營運資金價值效應的假說。在第五章將給出結論及建議。 4. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(11) 文獻回顧營運資金管理決定要素. 研究假說與研究方法敘述性統計. 立. 政治大. 實證研究結果與分析. y. ‧. ‧ 國. 學. Nat. n. 圖表 1-1 研究流程. Ch. engchi. er. io. al. sit. 結論及建議. i n U. v. 5. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(12) 第二章. 文獻回顧. 1. 營運資金決定要素在影響企業營運資金管理方式與效率的因素上，過往學者已經針對不同市場的樣本進行了多次的研究，發現企業獲利能力、企業規模以及營運現金流對於企業營運資金管理存在顯著影響。而企業負債率與營運資金效率之間的正相關關係只在部分學者的研究中得倒了證實在 Hill.et.al（2010）的研究中，其利用美國上市公司 1991-2006 的樣本發現，收入增長率與收入波動會提高企業營運資金管理效率。同時，企業營運資金管理. 治政關係，而與市值與賬面價值比（Market to book）以及融資困境呈負相關關係。大立 Chiou（2005）在針對台灣上市櫃公司的研究中發現企業的資本結構以及營運現行為還會受到融資能力的影響。營運資金比率與營運現金流和企業規模呈正相關. ‧ 國. 學. 金流會其營運資金管理有顯著的相關關係，其認為融資順位理論（Pecking order theory）在企業融資決策中的廣泛運用是導致是企業資本結構與營運資金管理效. ‧. 率呈現負相關的主要原因。按其解釋，企業會優先使用內部資金進行投資以避免. sit. y. Nat. 從市場融資的高額成本與監管，因而高負債率企業往往都面臨着內部資金的短缺，. io. er. 這會導致企業加強對營運資金的管理。S. Banos-Caballero et al.,(2009)的研究也發現營運資金管理依賴於內部融資的可行性、以及資本市場的可接觸程度與營運資. n. al. Ch. i n U. v. 金投入呈正相關關係，而企業獲利能力、公司規模、固定資產投入水平、外部融. engchi. 資成本與營運資金投入呈現負相關關係。. 同樣也有學者針對中國企業的營運資金管理進行研究。Ajid & Sajal（2017）利用最新的樣本針對中國上市公司進行研究，在對 760 家中國上市公司的研究中發現企業規模、負債率以及有形資產佔總資產的比例與營運資金呈負相關關係，而有著快速銷量增長以及不對稱資訊強的企業如則會投入更多營運資金。同時，其研究還發現相比國有企業，非國有部門對於營運資金管理更加積極。根據上述文獻，我們可以基本判斷出在有效市場中，由於融資順位理論與代理理論 Jensen（1986）的存在，企業會受到外部債務融資方的約束進而提高營運資金管理效率。同時我們也可以確立在對國營銀行貸款和企業營運資金管理研究時所需控制的變量。 6. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(13) 2. 中國國營銀行借款行為及其對企業營運的影響 Kornai et al.,(2003)的文獻研究了軟預算約束（Soft Budget Constraint）對於企業營運的影響，其特別關注了社會主義國家和轉型經濟體。其研究發現，通過拯救貧困項目，銀行可以為擁有健康項目的供應商提供支付。但是，當然，這種對於愜意預算約束的軟化也降低了企業重組的動力。這篇文獻為我們進一步研究中國國營銀行貸款行為對企業營運的影響提供了動機與理論支持。中國銀行體系主要由中央銀行（中國人民銀行）、四大國營商業銀行（中國工商銀行、中國建設銀行、中國農業銀行以及中國銀行）、三大政策性銀行以及眾多股份制及區域性銀行構成。由於私人部門的高儲蓄率以及一些歷史原因，中國的銀行持有了市場上絕大多數的自由資金。而與此同時，中國的銀行體系仍然. 政治大. 有著世界上最高的政府持股佔比。這種政府對於企業債務融資的控制，隨著政府. 立. 幾乎沒有推動債券市場的行為而被進一步強化（Dobson & Kashyap ,2006），使得. ‧ 國. 學. 企業的債務融資高度依賴於銀行借款。根據 Huang & Zhang（2017）的研究，中國上市企業對於銀行借款有著極高的依賴性，世界銀行 2012 年的統計數字顯示，. ‧. 由中國國內由銀行所提供的信貸佔國家 GDP 的比例達到了 134%，美國這一指標則是 50%，世界平均水平是 88%。而根據銀行統計數據，雖然在中國大陸私營. y. Nat. sit. 部門佔據了超過 50%的經濟總量，但其提供的信貸數量只佔整體銀行信貸數量. n. al. er. io. 的 7%（Michael.et.al, 2008）。. i n U. v. 大量的銀行貸款流向國營企業並產生大量不良貸款。Wendy & Anil（2006）. Ch. engchi. 在對中國銀行體系改革的研究中發現，中國大陸國營銀行有大量的銀行貸款發放了國營企業，同時，由於政治以及監管體系的原因，貸款定價很大程度上沒有反映出貸款所面臨的風險，也難以改變貸款的流向。這也致使中國大陸國營銀行出現大量不良貸款。同時，由於政府沒有放開債券市場（截至 2005 年，債券融資比例在企業負債融資中僅佔 13%）企業依然嚴重依賴銀行貸款進行融資。相比之下，國營企業，特別是獲利能力較差的國營企業，會更加依賴於銀行貸款。Zheng & Zhu (2013)利用 1999-2005 年中國上市公司樣本的研究中發現，銀行發放給政治相關聯企業的貸款較少受到公司獲利能力以及有形資產的影響，而這種那個政治連接與貸款-獲利能力敏感性的負相關關係在國營企業上有著顯著的增強。正是由於中國市場銀行體系的特殊性以及國營銀行放貸行為的政策化與非 7. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(14) 市場化，會導致其作為債務融資者對於借款企業的監督與治理職能可能被弱化。這種弱化對於同樣受政策影響的國營企業借款人可能會更為嚴重。 Michael.et al（2008）對於負債率與投資表現的研究中發現，在中國市場，國營銀行在企業債務融資上的主導地位導致很多企業出現過度負債的問題。雖然研究發現債務融資對於企業資本支出的約束作用在中國市場依然存在，但這種約束作用對於有大量國有持股的借款人來說有着顯著的減弱。 Jiang & Zeng（2014）同樣發現在中國市場銀行的短期融資對於資本支出約束上，國營企業顯著低於非國營企業，同時他們的研究也發現中國國營銀行通過貸款對企業的監管職能在 2003 年中國銀行業改革後沒有得到顯著提升，其中，對於國營企業的監管職能甚至在改革後出現了顯著的弱化。. 政治大. 雖然沒有學者針對國營銀行貸款對企業營運資金管理的影響進行過研究，但. 立. 是有很多學者將國有企業這個所有權因素與企業的營運資金管理效率以及價值. ‧ 國. 學. 效應連接起來. Hamdi（2016）的研究強調了所有權在營運資金投資價值的重要性，利用世. ‧. 界範圍的樣本來驗證了營運資金價值曲線是 U 型的，而這種效果在國有企業的控制下被減弱，而在外商企業則更得倒加強。同時也發現國營企業在融資限制更. y. Nat. sit. 小時這種負向效果會更強。國營企業較為落後的公司治理體制以及較為廉價且易. n. al. er. io. 獲得的借款資源成為其解釋其營運資金管理相對低效率的主要原因。. i n U. v. Wei et al.（2017）同樣針對股權分置改革進行研究，但其將研究對象對準了. Ch. engchi. 中國上市企業營運資金管理。其研究發現，在股權分置改革後，部分企業的激勵機制與評價機制更加市場化，進而導致企業營運資金管理相比於改革前有著顯著改變。以營運周轉天數衡量的營運資金管理效率與改革後政府所持有的可交易股票呈現負相關關係，也就是驗證了當越大比例的政府持股隨著股權分置改革轉化為可交易股票時，企業的營運資金改善越明顯。這進一步驗證了由於政府所有權在營運資金管理上的影響正在逐漸消退。以負債率（D/E ratio）為代表的資本結構則與營運周轉天數呈現負相關關係。其研究也發現這種營運資金效率上的改善對於以淨資產收益率（ROE）衡量的公司績效以及以價格與賬面比（P/B ratio）衡量的企業市場表現都有著顯著的正相關關係。. 8. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(15) 第三章. 研究方法. 1. 研究假說根據融資順位理論，企業會首先通過內部資金來對其長期投資進行融資，這樣會有更少的監管與限制，同時也避免了較高的融資成本。因此，負債率更高的企業往往缺乏足夠的內部資金以供營運使用，這樣會迫使管理層提高營運資金的使用效率，降低營運周轉天數。根據 Jensen（1986），企業債務融資會降低自由現金流的代理問題，通過外部治理刺激經理人提升營運效率。但是，Wendy & Anil（2006）就發現中國國營銀行會在分配貸款額度時會偏. 政治大. 向那些運營績效較差或是現金流較為緊張的企業，並且會容忍延遲還款、逾期甚. 立. 至是壞賬的情況。同時，近十年擴張的信貸政策導致銀行貸款的總量大大增加，. ‧ 國. 學. 而越發偏離應有的風險與定價，因此我們認為國營銀行的銀行貸款作為債權人應行使的監管和治理職能很可能被弱化。由於中國大陸市場上市公司中有很大比例. ‧. 是國有控股或參股的上市公司，非國有上市公司中又有很大部分與國有銀行存在. y. Nat. 政治/利益鏈接，這很有可能進一步弱化銀行的外部監管。. io. sit. 我們在前面的文獻中也多次看到，當企業獲得外部資金的能力越高且資金成. n. al. er. 本越低時，企業管理者進行積極營運資金管理的動機越低。我們在這裡也更如果. i n U. v. 我們將營運資金管理的要素分別分析，可以發現營收賬款的效率一方面取決於企. Ch. engchi. 業在對下游供應商的強勢程度以及議價能力，另一方面，也會與企業對於營收的績效指標相關，管理層在面對營收指標時可能會降低授信門檻以獲取更大的銷量。如果有大量充裕並且廉價的銀行貸款，並且監管缺失，會加劇管理層放款應收賬款條件的動機。而應付賬款，在中國，由於中小企業融資渠道受限，往往成為一種非正式的融資手段。而上述銀行貸款的存在，也會進一步降低企業採取此種非正式融資的動機，同時進一步提高其議價能力。我們在這裡延續 Kornai et al.,(2003)的研究結果，認為這種非市場化銀行貸款導致企業的預算約束軟化會降低企業進行積極營運資金調整的動機，進一步加劇企業內部管理層的代理問題，導致營運資金效率降低。因此，本文提出的第一個假說(𝐻1 )為： 9. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(16) 𝑯𝟏 ：中國市場國營銀行貸款與企業營運資金管理效率呈負相關關係. 雖然在 2006 年開始實行了股權分置改革使大量國營企業持股可以在市場上流通，但這依然無法解決作為最終控制人的國家與作為實際股東的投資人之間的利益衝突。實際上，這些大型的國營上市企業依然沒有受到外部市場的監管，而是受到與政治相關的主管機關（國資委、發改委）為了政治目標而不是價值最大化進行績效評估。這會進一步降低其內部公司治理的水平。而由於國營銀行與國營企業有著很強的政治連結，其往往可以更輕易的獲取國營銀行貸款並且不會因為營運績效的惡化而在貸款融資成本以及後續貸款上受到懲罰。因此，本文提出的第二個假說(𝐻2 )為：. 政治大. 𝑯𝟐 ：中國市場國營銀行貸款與國營企業營運資金管理效率的負相關關係與. 立. 非國營企業相比會有顯著增強. ‧ 國. 學. 由於我們發現在中國上市公司中有超過 100 家公司進行了交叉上市，其中很大一部分是國營上市公司。而 Stulz（1999）在交叉上市對公司治理的影響的研. ‧. 究中認為企業可以通過交叉上市獲得外部市場以及機構更強地監督和控制. sit. y. Nat. （Bonding theory），企業通過交叉上市將自己綁在了更嚴格的法律、監管以及資. io. er. 本市場投資人中。交叉上市往往可以獲得：1，對於少數股東的保護；2，更加獨立的董事會；3 更透明的資訊披露機制；4，來自於國際銀行家、投資人的認證，. n. al. Ch. i n U. v. 利於未來再次融資。我們認為交叉上市會對中國上市企業，特別是國營上市企業. engchi. 的公司治理機制有所改善，也會使其債務融資行為的資訊揭露更加完善，進而減弱由於中國國營銀行貸款有可能帶給企業營運資金管理的負面影響。因此，本文提出的第二個假說(𝐻3 )為： 𝑯𝟑 ：中國市場採取交叉上市融資的企業，其銀行貸款與營運資金管理效率的負相關關係會有所減弱。而關於企業營運資金管理研究的另外一個主要的研究方向就在營運資金管理效率對於公司營運績效、公司價值以及股票收益率的價值效應的研究上。在 Marc Deloof（2003）和 Garcia（2004）分別對比利時企業以及西班牙中小企業的研究中，都發現企業的獲利能力與營運資金（周轉天數）呈現明顯的負相關關係。而 Nihat Aktas（2015）利用美國公司樣本發現營運資金管理的價值效應 10. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(17) 呈現 U 型，而公司的資本支出及併購行為是營運資金影響公司績效的一個主要渠道。而在 Nazir（2009）的研究中則發現，其樣本企業的營運資金投入與企業股票的回報及市場認同呈現正相關關係。但針對中國大陸以及亞洲市場的相關文獻(Zariyawati et al.,2009) ( Wei et al.,2017）均發現營運周轉天數與企業變現成顯著的負相關關係。根據過往文獻研究，本文提出的第四個假說(𝐻4 )為： 𝑯𝟒 ：中國市場企業營運資金管理效率與企業市場表現呈正相關關係. 立. 政治大. ‧. ‧ 國. 學. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 11. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(18) 2. 樣本與研究期間本文運用的樣本來自於 CSMAR 數據庫，樣本包含了 2184 家在上海股票交易所與深圳股票交易所 A 股上市的企業，樣本區間是 2001 年至 2016 年。樣本排除了金融行業與基礎設施（水電）行業以使樣本更加同質化。由於變量中包含營收成長率的計算以及一年的滯後值，因而實際加入迴歸迴歸的樣本為 20032016 年，同時我們將少於五個年度樣本的企業排除。而為了在之後的迴歸分析中避免極端值對於迴歸迴歸結果的影響，在樣本篩選過程中我們將位於樣本分佈 1%以下以及 99%以上的極端值樣本排除，去掉離群值。最終的樣本有 17808 個企業-年份樣本點。. 政治大. 為了進行對比分析，本文還運用了來自台灣經濟新版（TEJ）的台灣企業樣. 立. 本，樣本包含了 854 家在台灣證交所上市的企業樣本。樣本同樣只包含一般產業。. ‧ 國. 學. 樣本區間是 2010-2016 年。樣本同樣將少於三個年度樣本的企業排除。最終樣本有 4136 個企業-年度樣本點。. ‧. 3. 變量. sit. y. Nat. io. er. 一．因變量：營運資金管理的衡量指標. 在衡量企業營運資金管理政策上一個被廣泛使用的指標是企業如何控制其. n. al. Ch. i n U. v. 營運周轉天數（CCC）（Hill et al.,2010）營運周轉天數由三部分構成：. engchi. CCC=（DSO+DIO-DPO）. 其中 DSO（營收賬款周轉天數）=（企業應收賬款/營業收入×365）；DIO（存貨周轉天數）=（存貨/銷貨成本×365）；DPO（應付賬款周轉天數/銷貨成本×365）企業的營運資金會有機會成本，因而縮短營運周轉天數會帶來收益。但與此同時，縮短營運周轉天數也有可能帶來很多負面效果，既有可能導致存貨不足以供應銷售，也有可能因為對銷貨商過於嚴格的付款條件影響銷量或是因為對於供應商過長的應付賬款期間損壞自身商譽。有效的管理與控制營運周轉天數需要在與之相關的成本與收益間找到一個平衡點（Wei et al.,2017）。也有學者會採用淨營運資金比率（NWCS），即企業年度的應收賬款加上存貨減去應付賬款的數量除以當年營收，來衡量企業的營運資金管理情況（Hill et 12. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(19) al.,2010）。我們的研究中會將兩者分別作為因變量看其效果是否有不同。二．自變量：在研究國營銀行貸款對企業營運資金管理的影響的研究上我們將自變量分為兩部分：（1）是與國營銀行貸款與國營企業有關的變量。（2）其他影響企業營運資金管理的控制變量。（1）國營銀行貸款與國有企業變量國營銀行貸款（Loan）：由於在中國大陸幾乎全部的銀行貸款來自於四大國有銀行及其他有國營股份的股份制銀行、城市商業銀行，我們可以將企業所得到的所有銀行貸款視為國營銀行貸款。我們也效仿 Jiang & Zeng（2014）的做法，將企業的銀行貸款（Loan）. 政治大. 定義為企業銀行借款與企業總資產之間的比率。而企業的長期/短期銀行貸款. 立. （Ltloan / Stloan）則是其分別與總資產的比率。. ‧ 國. 學. 國有企業（State）及國有企業所有權佔比（Ownership）：. 我們將最終控制權為國營或公營的企業所有權定義為國營企業，其他企業定. ‧. 義為非國營企業，用虛擬變量 State 代表。國有控股一方面會帶來更強的股東-經理人代理問題以及大股東小股東代理問題，市場機制的弱化以及內部績效評價機. y. Nat. sit. 制的落後可能導致國營公司的公司治理水平較差，降低其營運績效。而由於集中. n. al. er. io. 的控制權和所有權可能會加劇大股東相關的代理問題（Ward，1988）（Dyer，2006），. i n U. v. 營運資金效率的下降很可能隨著國有所有權（Ownership）的增加而進一步惡化。. Ch. engchi. 但根據 Jiang & Zeng（2014）的研究，在 2005 年開始的股權分置改革後，由於原本不可交易的國有持股可以在市場流通，政府與企業管理者會更加在意國營企業的市場表現並以其作為績效評價指標，這會修正管理者在營運資金管理的動機。同時，由於中國大陸上市國有企業在所屬行業往往有很強的市場地位，其對上游供應商以及下游銷貨商會有更強的話語權與定價權。因而我們認為國營企業相比非國營企業有著更低的營運周轉天數。交互變量（State*Loan）：由於國營企業在中國大陸可以更容易獲得相對廉價的銀行貸款，而這種銀行貸款往往對於國營企業的營運有著更低的約束與外部治理職能。因而我們用代表國營企業的虛擬變量 State 與銀行貸款變量 Loan 共同產生交互變量 State*Loan， 13. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(20) 以其來驗證國營銀行貸款對國營企業營運資金管理的影響。根據假說二，我們預測該交互變量會與企業營運資金產生正相關關係。三．相關控制變量: 營收增長率（Growth）：Hill et al.,(2010）在其研究中發現，企業的營運資金佔比與滯後一期的營收增長率呈負相關關係。這一方面由於供應商會給予處於快速增長的企業更多更寬鬆的信貸（應收賬款）以建立長期的合作關係 Petersen & Rajan(1997) 和 Deloof & Jegers (1999)，另一方面，已經達到較高增長的企業將不需要進一步放寬其自身的信貸（應收賬款）條件。應收賬款與滯後營收增長率的負相關關係也被 Molina & Preve (2009)證實。這裡我們將營收增長率（Growth）定義為企業當年營收相比上一年營收的增長率，並預測其與營運周轉天數呈負相關。. 立. 政治大. 營運現金流（Ocf）：根據融資順位理論，企業在進行投資時會優先使用內部. ‧ 國. 學. 資金。正的的營運現金流可以使企業來進行營運資金投資並採取更為寬鬆的營運資金管理政策。Hill et al（2010）的研究證實了這一點，其發現企業滯後一期的. ‧. 營運現金流與營運資金佔比呈正相關關係。但針對中國大陸樣本的研究 Wei et al., （2017）卻發現中國大陸上市企業滯後一期的營運現金流與其營運周轉天數呈負. y. Nat. sit. 相關關係，認為上市公司在營運現金流為正時可能會通過委託貸款的方式將資金. n. al. er. io. 貸放給其他公司以獲得更高收入。而本文的研究也認為在中國大陸市場存在着大. i n U. v. 量廉價與低約束的銀行貸款，融資順位理論所依據的有效市場假說被進一步破壞。. Ch. engchi. 因而我們預測企業營運現金流與營運周轉天數呈負相關或無顯著相關關係。我們將營運現金流（Ocf）定義為稅前息前利潤（Ebit）。企業規模（Size）：S. Banos-Caballero et al（2010）認為對於小規模公司來說，由於其融資渠道相對有限，其投入在營運資金上的資金成本相對大公司會更高，因而他們會提高營運資金效率。營運資金會與企業規模呈正相關。但是 Moussawi et al., (2006)則認為大企業在市場中有更強的議價能力，同時大企業往往的業務相對小企業而言有可能會更分散，因而企業規模可能與營運資金呈負相關關係。而在中國企業的研究中，Ajid & Sajal（2017）以 Wei et al.（2017）的研究都發現中國上市企業的營運資金與公司規模呈負相關關係。因而我們對其方向無法確定。我們將企業規模（Size）定義為企業總資產的自然對數。 14. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(21) 企業獲利能力（Profit）：Chiou et.al.(2006)發現以 ROA 為代表的企業獲利能力與企業營運資金呈負相關關係。他的一種解釋是有著更好獲利能力的企業往往可以更容易的獲得外部資金和更多的投資機會。Shin & Soenen (1998)則認為擁有更高獲利能力的企業會有更強的市場主導地位與議價能力。Petersen & Rajan (1997)也發現獲利能力更高的企業往往可以獲得更為寬鬆的應收信用條件。因而我們認為獲利能力與營運資金呈負相關。淨資產收益率（Roe）將作為企業獲利能力（Profit）的代表。有形資產率（Tan）：Banos-Caballero et al(2010)關於有形資產對於企業營運資金的影響形成兩種觀點。首先，由於企業資源的有限性，企業的資本支出勢必與企業營運資金爭搶資源，因而他們會是負相關關係。但是，有著更多固定資產. 政治大. /有形資產的企業的資訊不對稱程度會相對較低，融資成本會相對較低，因而有. 立. 動機去增加其營運資金。在這裡我們認為第一個說法更有理論依據，因此預測企. ‧ 國. 學. 業有形資產率與營運資金呈負相關關係。我們用有形固定資產與總資產的比率作為有形資產率（Tan）的代表。. ‧. n. er. io. sit. y. Nat. al. Ch. engchi. i n U. v. 15. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(22) 4. 模型建立我們用下面的迴歸迴歸模型來檢驗在中國大陸市場上市企業銀行貸款與營運資金管理的假設。首先我們用不含所有權變量的模型來驗證假設𝑯𝟏 。我們分別運用營運資金佔比（NWCS）與營運周轉天數（CCC）作為因變量。. NWCSi ,t   0  1 Loani ,t 1   2Growthi ,t 1  3Ocfi ,t 1   4 Sizei ,t 1  5Tani ,t 1. （1）.   6 Roei ,t 1   i ,t. CCCi ,t   0  1 Loani ,t 1   2Growthi ,t 1  3Ocfi ,t 1   4 Sizei ,t 1  5Tani ,t 1. （2）.   6 Roei ,t 1   i ,t. 政治大. 為了驗證假設𝑯𝟐，一方面我們會將樣本分組，分別針對國營企業樣本和非國. 立. 營樣本運用（1）（2）進行迴歸分析。同時，我們也希望在（1）中加入國營企業. ‧ 國. 學. 所有權的虛擬變量 State 以及國有所有權與貸款的交互變量 State*Loan，交互變量正的係數會和我們的假設𝑯𝟐 相一致，證明發放給國營企業的銀行貸款會進一. ‧. 步惡化其營運資金水平。. Nat. （3）. sit.   6 Roei ,t 1  7 Statei ,t  8 Statei ,t * Loani ,t 1   i ,t. y. NWCSi ,t   0  1 Loani ,t 1   2Growthi ,t 1  3Ocfi ,t 1   4 Sizei ,t 1  5Tani ,t 1. n. al. er. io. 之後我們也會用加入 Fixed effect 的模型來進一步驗證我們的假說。. i n U. v. 為了進一步驗證假說𝑯𝟒，有關企業營運資金管理與企業表現的聯繫。我們將. Ch. engchi. 價格與賬面比（P/B ratio）作為企業市場表現的衡量指標，P/B ratio 定義為每股市場價格除以每股賬面價值。而在迴歸迴歸模型上，我們採用 Hamdi Ben-Nasr （2016）的模型。Roa 定義為營業利潤（Operating income）除以總資產（TA）； Div 定義為現金股利與淨利潤的比例；Size 定義為企業種資產的自然對數；Age 定義為企業成立至報表年份的時間長短；Nna 定義為企業淨固定資產（總資產現金及等價物-淨營運資金）；Cas 定義為企業庫存現金除以總資產的比率營運資金價值效應模型：. P / Bi ,t  0  1 NWCSi ,t   2 Roai ,t  3 Divi ,t   4 Sizei ,t  5 Agei ,t   6 Nnai ,t   7Casi ,t  8 In tan i ,t   i ,t. （4）. 16. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(23) 表 3-1 相關變量定義表下表分別呈現了研究銀行貸款對企業營運資金管理影響（模型（1）、（2）、（3））以及營運資金管理對企業價值影響（模型（4））中所有因變量與自變量的定義和計算方式。. Nat. io. （總資產-現金-淨營運資金）/總資產現金/總資產無形資產/總資產企業總資產的自然對數. n. al. 如果政府為實際控制人企業市值/股東權益賬面價值（應收賬款+存貨—應付賬款）/營業收入營業利益/總資產股利發放金額/淨利潤. y. ‧ 國. 立. 政治大. sit. 應收賬款周轉天數存貨周轉天數應付賬款周轉天數營收成長率營運現金流企業規模銀行貸款有形資產佔比淨資產收益率實際控制人持股比例國營企業虛擬變量股價賬面值比淨營運資金佔營收比總資產收益率股利發放率企業年齡淨固定資產佔比現金無形資產企業規模. er. DSO DIO DPO Growth Ocf Size Loan Tan Roe OWN State P/B NWCS ROA DIV AGE NNA CAS INTAN Size. 描述（應收賬款+存貨—應付賬款）/營業收入應收賬款周轉天數+存貨周轉天數-應付賬款周轉天數應收賬款/營業收入×365 存貨/銷貨成本×365 應付賬款/營業收入×365 （本年營收/前一年營收）-1 稅前息前利潤（EBIT）/總資產企業總資產的自然對數（長期借款+短期借款）/總資產固定資產/總資產淨利潤/股東權益總額. ‧. 名稱淨營運資金佔營收比營運周轉天數. 學. 變量 NWCS CCC. Ch. engchi. i n U. v. 17. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(24) 5. 敘述性統計表 3-2 中國大陸上市公司全樣本數據下表包含了用於迴歸分析的 2003 年-2016 年排除金融業以及電力水資源行業後中國上市公司的樣本敘述性統計，包含了 2184 家上市公司和 17808 個樣本點。. 政治大. Min -299.68 0.00 0.00 0.00 -1.09 -0.99 0.00 0.00 0.00 0.01 0.00 -0.97 15.58 0.00 0.60 0.00. Std Dev 411.33 130.11 427.10 92.13 0.75 0.49 0.17 0.08 0.14 17.31 0.36 0.08 1.29 0.07 8.45 0.04. sit. y. ‧. ‧ 國. 立. Max 3596.14 4328.89 5994.33 3517.76 8.60 5.98 5.79 1.57 4.22 89.89 14.47 0.98 28.51 0.90 983.49 0.72. 學. Obs 17808 17808 17808 17808 17808 17800 17808 17808 17808 17808 17808 17808 17808 17808 17808 17808. Nat. Variable CCC DSO DIO DPO NWCS Growth Loan Lt-Loan St-Loan Own Lev Ocf Size Intan Value Debt. 全部樣本 Mean Median 226.00 104.10 84.55 52.69 228.88 97.99 87.43 66.83 0.48 0.26 0.19 0.11 0.19 0.17 0.05 0.01 0.14 0.11 31.59 29.42 0.50 0.49 0.05 0.05 21.81 21.67 0.05 0.03 2.60 1.83 0.01 0.00. er. io. 表 3-2 匯報了所有要進行迴歸分析變量的敘述性統計量，去除極端值後，中. al. v i n Ch 中，應收賬款周轉天數為 85 天，存貨周轉天數為 e n g c h i U229 天，應付賬款周轉天數為 n. 國上市公司在 2003-2016 年的營運周轉天數均值為 226 天，中位數為 104 天。其. 87 天。可以看出，存貨對於整體營運周轉天數的影響最大。營運資金佔當期營收的比重為 48%。而在銀行貸款上，銀行貸款佔總資產的比重約為 19%，其中一年以內短期借款的佔據了 14%，而一年以上的長期借款則佔據了 5%。與之相比，應付債券佔總資產的比例只有約 1%，再次驗證了中國大陸市場企業進行債務融資以銀行貸款為主。表 3-3 則分產業匯報了營運資金與銀行貸款的統計數字。可以發現，房地產行業由於其特殊的性質擁有極大的存貨比重，因而營運周轉天數明顯高於其他行業，其銀行貸款佔比也是所有行業中最高的。樣本量最大的工業行業的平均營運周轉天數為 163 天，低於上市公司平均水平。. 18. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(25) 表 3-3：中國大陸上市公司分產業數據下表包含了通過所屬產業分類的 2003 年-2016 年排除金融業以及電力水資源行業後中國上市公司的樣本敘述性統計，包含了 2184 家上市公司和 17808 個樣本點。. 產業公用事業房地產綜合工業商業. 營運周轉天數 Mean Median Std Dev 142.44 57.73 329.72 867.01 682.19 821.30 327.31 229.53 397.02 163.35 105.03 241.45 93.84 41.25 229.71. Obs 2470 1654 656 11529 1499. Mean 0.16 0.23 0.20 0.19 0.19. 銀行貸款 Median Std Dev 0.12 0.19 0.22 0.15 0.20 0.14 0.17 0.16 0.18 0.16. 表 3-4 則按年份對所有樣本的營運周轉天數及其組成要素進行統計。可以看到，中國上市企業的營運資金管理水平經歷了一個 U 型的波動，從 2003-2007 年. 政治大危機開始後，營運周轉天數則開始再次上升，到 2016 年其水平已經超過了 2003 立營運周轉天數逐漸下降，營運資金管理效率有了明顯的提升。但在 2008 年金融. ‧ 國. 學. 年的峰值。而將其拆解來看，應收賬款周轉天數在總體上還是呈下降趨勢，應付賬款周轉天數在樣本區間內則呈上升趨勢，而最終導致營運周轉天數整體上升的. Nat. sit. 表 3-4：中國大陸上市公司營運資金構成要素年度數據. y. ‧. 則是存貨周轉天數的上升。. 下表包含了 2003 年-2016 年排除金融業以及電力水資源行業後中國上市公司的營運周轉天數及. al. n. CCC. er. io. 其構成要素依年份區分的敘述性統計，包含了 2184 家上市公司和 17808 個樣本點。. DIO v i Mean Median Mean Median n Ch U e n g82.11 149.23 c h i 205.46 101.01 DSO. year. Obs. Mean. Median. 2003. 661. 270.81. 146.79. 2004. 953. 265.32. 141.06. 148.03. 80.35. 195.62. 2005. 1009. 253.76. 135.59. 137.72. 73.89. 2006. 1074. 225.46. 111.13. 111.20. 2007. 1023. 184.84. 82.62. 2008. 1078. 197.01. 2009. 1174. 206.16. 2010. 1254. 2011. DPO Mean. Median. 83.87. 57.67. 100.40. 78.33. 61.29. 195.45. 95.47. 79.41. 61.92. 61.16. 194.14. 93.26. 79.88. 61.07. 56.06. 37.44. 205.20. 92.04. 76.41. 58.03. 81.46. 51.57. 33.91. 218.28. 94.97. 72.84. 56.83. 85.10. 59.17. 38.15. 226.85. 93.54. 79.86. 64.18. 198.65. 84.38. 51.00. 35.53. 225.96. 93.38. 78.31. 65.97. 1332. 229.28. 87.43. 56.61. 37.62. 256.48. 95.47. 83.81. 64.35. 2012. 1712. 230.43. 99.62. 71.46. 48.46. 247.35. 98.70. 88.37. 68.75. 2013. 1985. 218.52. 105.01. 79.07. 55.39. 231.28. 100.96. 91.83. 73.47. 2014. 1987. 226.93. 111.12. 87.18. 62.72. 239.44. 101.78. 99.69. 76.46. 2015. 2003. 227.03. 110.13. 94.28. 69.52. 237.34. 102.81. 104.59. 79.93. 2016. 563. 288.83. 107.46. 78.88. 53.23. 315.61. 103.30. 105.66. 84.95. 19. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(26) 表 3-5：中國大陸上市公司國營企業與非國營企業數據下表包含了用於迴歸分析的 2003 年-2016 年中國上市公司相關變量的敘述性統計，列（1）匯報了國營企業子樣本的敘述性統計，列（2）匯報了非國營企業的敘述性統計。. Variable. （1）國營企業 Median. Std Dev. N. Mean. Median. Std Dev. 8853. 202.37. 76.50. 415.35. 8955. 249.36. 131.99. 405.99. 8853. 68.07. 39.66. 116.12. 8955. 100.83. 67.40. 140.72. 8853. 218.90. 85.60. 430.44. 8955. 238.74. 109.37. 423.57. 8853. 84.61. 64.99. 86.99. 8955. 90.22. 68.80. 96.86. 8853. 0.42. 0.20. 0.73. 8955. 0.54. 0.33. 0.76. 8850. 0.17. 0.11. 0.45. 8950. 0.20. 0.12. 0.53. 8853. 0.20. 0.19. 0.15. 8955. 0.18. 0.16. 0.17. 8853. 0.06. 0.02. 0.09. 8955. 0.04. 0.00. 0.07. 8853. 0.14. 0.11. 0.13. 8955. 0.14. 0.11. 0.16. 8853. 37.40. 35.72. 16.86. 8955. 25.85. 22.82. 15.77. 8853. 0.53. 0.54. 0.26. 8955. 0.47. 0.44. 0.43. 8853. 0.05. 0.05. 0.07. 8955. 0.05. 0.05. 0.09. 8853. 22.14. 21.94. 1.37. 8955. 21.49. 21.41. 1.10. 8853. 0.05. 0.03. 0.07. 8955. 0.05. 0.03. 0.06. 8853. 2.07. 1.58. 1.91. 8955. 2.15. 11.73. 立. 政治大. 學. ‧. CCC DSO DIO DPO NWCS GROWTH LOAN LT-LOAN ST-LOAN OWN LEV OCF SIZE INTAN VALUE. Mean. ‧ 國. N. （2）非國營企業. Nat. y. 3.12. io. sit. 表 3-5 匯報了將樣本區分為國營企業和非國營企業後兩個子樣本變量的敘. n. al. er. 述性統計。可以發現，國營上市企業的營運周轉天數的均值為 202 天，明顯低於. i n U. v. 非國營上市企業的 249 天。國營企業的營運資金管理水平整體較高。其中，國營. Ch. engchi. 企業的應收賬款周轉天數明顯低於非國營企業，構成其營運周轉天數差異的主要原因。而在銀行貸款上，國營企業的平均值為 20%，高於非國營企業的 18%，形成差異的主要原因是國營企業的長期銀行貸款明顯高於非國營企業。在最終控制人的控制權比例上，國營企業的 37.4%也明顯高於非國營企業的 25.9%，說明國營企業的控制權更加集中。所有變量的相關關係矩陣呈現在表 3-6 可以看到除了銀行貸款與短期銀行貸款、長期銀行貸款以及負債率變量的相關關係外，其餘變量間相關係數的絕對值均小於 0.46，說明變量間並無嚴重的多重共線性問題。其中，營運周轉天數與銀行貸款、特別是長期貸款呈現出顯著的正相關關係，為我們對其的研究提供了先前的證據。 20. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(27) 表 3-6：相關關係矩陣下表匯報了中國大陸上市公司樣本中用於迴歸分析中的重要變量的相關關係係數。***，**，*分別代表顯著性水平在 1%，5%，10%。 CCC. Loan. Ltloan. Stloan. Own. Growth. 政治大. Lev. CCC. 1.0000. Loan. 0.0550***. 1.0000. Ltloan. 0.1790***. 0.3953***. 1.0000. Stloan. -0.0112. 0.9307***. 0.0320***. 1.0000. Own. 0.0272***. -0.0613***. 0.0402***. -0.0829***. 1.0000. Growth. 0.0106. -0.0025***. 0.0049. -0.0047. 0.0126*. 1.0000. Lev. 0.0533***. 0.4757***. 0.2460***. 0.4198***. -0.0467***. 0.0053. 1.0000. Ocf. 0.0061. 0.2893***. -0.0209***. 0.3229***. 0.0182**. 0.0000. -0.0777***. Size. 0.0417***. 0.0263***. 0.2993***. -0.0905***. Tan. -0.3359***. 0.1609***. 0.1531***. 0.1138***. Roe. 0.0004. -0.0232***. -0.0048. -0.0234***. 立. OCF. Size. Tan. Roe. n. er. io. sit. y. ‧. ‧ 國. 學. Nat. al. iv 0.0013 n *** 0.0853*** C0.2242 hengchi U 0.0115 -0.0027 0.0397 *** 0.0009. 0.0005. -0.0263***. 1.0000 0.0130*. 1.0000. -0.0321***. 0.0020. 1.0000. 0.1076***. 0.0132*. -0.0213***. 1.0000. 21. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(28) 表 3-7：台灣上市公司全樣本數據下表包含了用於迴歸分析的 2010 年-2016 年台灣一般產業上市公司重要變量的敘述性統計，包含了 854 家上市公司和 4149 個樣本點。. MEAN MEDIAN 174.540 90.403 72.398 66.267 161.193 69.187 59.051 50.865 0.387 0.237 0.017 0.004 0.159 0.133 0.066 0.018 0.093 0.060 0.011 0.000 0.424 0.422 0.068 0.068 15.964 15.761 0.279 0.260. 立. MAX 4925.623 3523.630 6794.377 2705.271 9.587 2.162 0.861 0.731 0.754 0.413 0.982 0.692 21.676 0.951. 政治大. MIN -58.061 0.000 0.000 0.000 -0.098 -0.995 0.000 0.000 0.000 0.000 0.009 -0.968 10.084 0.000. STD DEV 410.995 83.146 439.317 64.710 0.732 0.257 0.142 0.097 0.102 0.034 0.178 0.092 1.403 0.179. ‧. ‧ 國. N 4149 4149 4149 4149 4149 4148 4149 4149 4149 4149 4149 4148 4149 4149. 學. VARIABLE CCC DSO DIO DPO NWCS GROWTH LOAN LT-LOAN ST-LOAN DEBT LEV OCF SIZE TAN. 表 3-7 則對台灣上市公司樣本進行敘述性統計，與中國大陸上市公司樣本對. y. Nat. 比可以發現，台灣上市公司的營運周轉天數明顯較低，無論是應收賬款周轉天數、. io. sit. 存貨周轉天數還是應付賬款周轉天數都明顯低於中國大陸上市企業。而在銀行貸. n. al. er. 款數據上，整體貸款佔總資產的比重為 15.9%，低於中國大陸企業的 19%，主要. i n U. v. 差異來源於短期貸款上的區別。但是，台灣上市企業應付債券佔總資產的比重同. Ch. engchi. 樣只有 1%，說明台灣上市企業的債務融資方式同樣以銀行貸款為主。. 22. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(29) 第四章. 實證結果. 1. 銀行貸款與營運資金管理利用全部中國大陸上市公司樣本進行迴歸得的結果呈現在表 4-1 中，可以看到，在全部五組迴歸式中，滯後一期的銀行貸款都與營運資金（營運資金佔比以及營運周轉天數）呈正相關關係，且統計顯著性都為在 1%上顯著。我們的假設 𝑯𝟏 認為國營銀行貸款與企業營運資金管理效率呈負相關關係。在考慮企業與年份的 Fixed effect 後，結果同樣顯著。結果顯示銀行貸款在總資產的比重每增加 1%，會導致企業的營運周轉天數增加 47 天。這符合我們的假說𝑯𝟏，也進一步驗. 政治大. 證了先前研究發現的國營銀行往往不會對其借款企業施加監管與約束的研究（Kornai et al.,2003）。. 立. ‧ 國. 學. 而在控制變量上，結果與我們的預期也基本一致。營運現金流（OCF）在未經 Fixed effect 調整前與營運周轉天數呈負相關關係。這也進一步證實了在中國. ‧. 大陸上市公司由於債務融資市場的不完善導致融資順位理論不能完全成立，企業. y. Nat. 的營運資金增加並不是由營運現金流提供資金。企業的營收成長率（Growth）與. io. sit. 企業營運資金效率無顯著相關關係，這與我們的預測並不一致。但在 Wei et al. n. al. er. (2017)的研究中也同樣出現這一結果，一個可能的解釋是在樣本區間中企業的的. i n U. v. 成長率和隨後營運資金的管理可以被更好的控制。企業規模（Size）與營運資金. Ch. engchi. 呈顯著正相關，這支持了 S. Banos-Caballero et al（2010）的解釋，小企業由於融資方式較少，融資成本更高，因而會更加積極的去提升營運資金管理水平。有形資產率（Tan）與營運資金顯著負相關，說明中國上市企業也面臨著在固定資產與營運資金見爭搶企業資源的情況。企業獲利能力（ROE）與營運資金管理無顯著相關關係。為了避免變量間多重共線性問題，我們對自變量進行了三種多重共線性檢驗，檢驗結果匯報在表 4-6 中，發現並無明顯的多重共線性問題。. 23. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(30) 表 4-1：中國上市公司全樣本迴歸數據下表呈現了分別用 CCC-營運周轉天數（2）、（3）、（5），以及 NWCS-淨營運資金佔營收（1）、（4）比作為因變量，進行迴歸分析後的結果。全部樣本包含了來自于 2184 家中國上市公司 2003 年2016 年間的 17807 個樣本點。Fixed effect 模型去除了個別企業及年份效果。***，**，*分別代表顯著顯著性水平在 1%，5%，10%。. Obs R2. al. n. Constant. io. State*Loan t-1. Nat. State. 0.7775*** (8.56) 17672 0.1355. (-16.63) 0.1026 (0.13). Ch. engchi. ‧. Roe t-1. (-16.28) 0.0004 (0.27). 政治大. 學. Tan t-1. 立. (0.53) 67.367*** (15.59) 47.9091*** (4.07) -376.59***. y. Loan t-1. (-0.17) 0.1426*** (17.59) 0.09393*** (4.22) -0.6932***. sit. Size t-1. FIXED EFFECT （4）（5） NWCS CCC -1.18E-06 0.0004 (-0.34) (0.22) -0.0012 2.26107. er. Ocf t-1. ‧ 國. Growtht-1. （1） NWCS 5.34E-06 (1.08) 0.0783*** (-7.22) 0.00125 (0.3) 0.4659*** (18.67) 1.5924*** (-51.78) -0.0003 (-0.16). POOLED OLS （2）（3） CCC CCC 0.00385 0.0039 (1.42) (1.47) 33.412*** 25.1636*** (-5.59) (-4.13) 13.455*** 14.7855*** (5.86) (6.2) 228.34*** 173.87*** (16.6) (10.96) -850.63*** 848.11*** (-50.05) (-49.53) 0.02511 -0.0869 (0.02) (-0.08) -62.28*** (-7.27) 217.87*** (6.96) 110.42** 101.17** (2.21) (1.96) 17672 17672 0.1283 0.1311. -2.8344*** iv n U (-11.10) 17672 0.652. -1372.4*** (-10.09) 17672 0.6727. 在表 4-2 中，我們將營運資金的構成要素分別進行迴歸以觀察銀行貸款對其影響。我們發現，銀行貸款與應收賬款周轉天數、存貨周轉天數以及應付賬款周轉天數都是顯著正相關的。我們認為企業在獲得大量充裕並且廉價的銀行貸款資源後，管理層在面對營業收入上的績效指標時有動機去降低授信門檻以獲得更大的銷量，從而導致企業應收賬款的增加，同時，也會採取更加保守的存貨管理政策以滿足生產和銷售需求。因而，銀行貸款與應收賬款以及存貨周轉天數呈正相關符合我們的預期。但應付賬款周轉天數與銀行貸款的正相關卻與我們在前面預 24. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(31) 期的企業在得到銀行貸款後會降低對於應付賬款這種非正式融資需求的預期不符。一個可能的解釋是 Hill et al.（2010）所提出的高負債率的企業可能會採取更加激進的營運資金管理政策，拓展其應付賬款。但我們也有另一種解釋，我們認為應付賬款與銀行貸款一樣都需要企業較強的融資能力，因而有能力獲得大量銀行貸款的企業往往在市場中也有能力獲得更多非正式融資。同時，由於供應鏈管理及供應鏈金融的發展，有較強銀行貸款融資能力的上市企業往往可以幫助上游供應商在銀行對其應付賬款（供應商的應收賬款）進行保理融資或應收賬款融資，這也可能使供應商更願意接受其應付賬款。. 表 4-2：營運資金拆解. 政治大. 下表呈現了以分別以 DSO(應收賬款周轉天數)、DIO(存貨周轉天數)、DPO（應付賬款周轉天數）. 立. 作為因變量，針對全部樣本進行迴歸分析後的結果。全部樣本包含了來自于 2184 家中國上市公司 2003 年-2016 年間的 17807 個樣本點。Fixed effect 模型去除了個別企業及年份效果。***，**，. Tan t-1 Roe t-1 Constant Obs R2. Ch. engchi. y. sit. DPO 0.001 (1.04) -6.54*** (-4.63) 0.464 (0.85) 22.19*** (6.82) -95.5*** (-23.81) -0.080 (-0.29) 98.14*** (8.29) 17672 0.0315. FIXED EFFECT DSO DIO -0.001* 0.002 (-1.79) (0.81) -10.838*** 8.556* (-6.51) (1.92) 15.341*** 52.34*** (9.17) (11.71) 35.797*** 32.02*** (7.85) (2.63) -43.585*** -360.7*** (-4.97) (-15.42) 0.089 -0.167 (0.29) (-0.2) -248.2*** -908.4*** (-4.72) (-6.46) 17672 17672 0.5005 0.6767. er. al. n. Loan t-1. io. Size t-1. Nat. Ocf t-1. DSO 0.000 (-0.51) -13.9*** (-7.17) -20.18*** (-27.09) 39.27*** (8.80) -116.1*** (-21.11) -0.438 (-1.18) 545.3*** (33.57) 17672 0.0647. POOLED DIO 0.005 (1.75) -26.048*** (-4.17) 34.097*** (14.22) 211.26*** (14.71) -827.5*** (-46.75) 0.383 (0.32) -336.7*** (-6.44) 17672 0.1213. ‧. Growtht-1. ‧ 國. VARIABLE. 學. *分別代表顯著顯著性水平在 1%，5%，10%。. i n U. v. DPO 0.000 (-0.13) -4.543*** (-3.79) 0.315 (0.26) 19.904*** (6.06) -27.694*** (-4.39) -0.181 (-0.82) 215.9*** (5.7) 17672 0.496. 25. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(32) 2. 國營企業而隨後我們加入代表國營企業的變量（State）以及國營企業與銀行貸款的交互變量（State*Loan）到原先的迴歸式中，結果匯報在表 4-1 的（3）中。迴歸結果顯示，代表國營企業的虛擬變量（State）與企業營運資金呈顯著負相關關係。這與我們在敘述性統計看到的情況相一致，說明在中國大陸上市公司中，國有企業相比與非國營企業有著更高的營運資金管理效率。這表明，國營企業由於其所有權優勢，在面對上游供應商和下游銷貨商可以擁有更強的市場地位與議價能力。這種地位對其營運資金管理效率的改善超過了由於國營企業公司治理不完善導致的對於營運資金管理的負面影響。這也向我們證實國營企業的所有權並不會顯. 政治大. 著惡化企業營運資金管理水平，反而會有所改善。. 立. 但代表國營企業與銀行貸款的交互變量（State*Loan）與企業營運資金管理. ‧ 國. 學. 則呈現顯著的正相關關係。這說明當國營企業從銀行獲取貸款後，相對於非國營企業，其營運資金的增長會更多，營運資金管理效率惡化更加嚴重。這與本次研. ‧. 究的假說𝑯𝟐 “國營銀行對國營企業的貸款與其營運資金管理效率的負相關關係會有顯著增強”相符。說明國有企業由於其國營銀行的政策性連接，可以更加容. y. Nat. sit. 易的獲得銀行貸款並且不受到貸後的監管，貸款到期時，國營企業往往可以將其. n. al. 動機，進而導致營運資金管理效率下降。. Ch. engchi. er. io. 貸款展期或用新的貸款替代，這會降低國營企業管理者提高營運資金管理效率的. i n U. v. 在表 4-3 中，我們將樣本分為了國營企業樣本和非國營企業樣本並分別對其迴歸以進行對比。可以看到，國營企業與非國營企業所有變量迴歸係數的方向與顯著性基本一致，並且與用全部樣本的結果相一致。但從銀行貸款對於營運資金的影響來看，可以看到國營企業的係數分別為 0.82、0.86 和 0.19，明顯高於非國營企業的 0.33、0.33 和 0.08，說明在銀行貸款在總資產的百分比每提高 1%對於國營企業營運資金效率的負面影響遠高於非國營企業。這與之前全部樣本迴歸時國營企業與銀行貸款交互變量所體現出的結果相一致。進一步印證我們的假說 𝑯𝟐。除此之外，我們還觀察到，在國營企業樣本迴歸結果中，代表實際控制人控股比例的變量（Own）與企業營運資金呈顯著正相關關係，這說明在國營企業中，持股的集中可能會增加大股東小股東代理問題，並影響到企業營運資金管理效率。 26. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(33) 表 4-3：國營/非國營/交叉上市樣本迴歸數據下表呈現了以 NWCS（淨營運資金佔營收比）作為因變量，針對國營企業、非國營企業以及存在交叉上市情況的企業進行迴歸分析後的結果。全部樣本包含了來自于 2184 家中國上市公司 2003 年-2016 年間的 17807 個樣本點。Fixed effect 模型去除了個別企業及年份效果。***，**，*分別代表顯著顯著性水平在 1%，5%，10%。國營企業. 非國營企業. 0.0000. -2.22E-6. 0.0001***. 0.0001***. 0.0001***. -0.0010. (-0.63). (-0.7). (-0.59). （5.45）. （5.44）. （3.37）. -0.58. -0.3030***. -0.3135***. 0.007. -0.0514 ***. -0.0515***. 0.0038. -0.1189. -4.73. -4.9. 0.15. -4.45. -4.46. 0.42. -0.67. -0.0083. -0.0162***. 0.0309***. 0.0308***. 0.1641***. -0.0355***. -1.54. 立. 0.1096***. -2.96. 9.38. 4.3. 4.28. 13.14. -3.44. 0.8270***. 0.8622***. 0.1888***. 0.3297***. 0.3303***. 0.0805***. 0.8023***. 16.9. 17.57. 3.51. 11.05. 11.03. 2.81. 3.26. -1.6060***. -1.615***. -0.542***. -1.558***. -1.5575***. -0.5687***. -1.2342***. -40.44. -40.75. -9.93. -31.73. -31.61. -8.25. -12.79. 0.0004. 0.0024. -0.0005. -0.0005. -0.0001. 0.0005. 0.74. -0.21. -0.21. -0.05. 0.01. -0.0001. Nat. Roe t-1. （7）. 0.08. al. n. Own. io. -0.02. 0.0030*** 6.85. 政治大. Ch. ‧. Tan t-1. （6）. 0.0000. 學. Loan t-1. （5）. POOLED. （3）. y. Size t-1. （4）. FIXED. （2）. sit. Ocf t-1. POOLED. （1）. ‧ 國. Growtht-1. FIXED. er. POOLED. 交叉上市. n U engchi. iv. 0.0001 0.23 0.1477**. State. 2.08 0.0918. State*Loan t-1. 0.3200 0.9016***. 0.9609***. -2.078***. 0.1862. 0.1852. -3.1261***. 1.2715 ***. 7.62. 8.12. -6.81. 1.2. 1.19. -7.88. 5.49. Obs. 8783. 8783. 8783. 8889. 8889. 8889. 820. R2. 0.1664. 0.1702. 0.7223. 0.1121. 0.112. 0.651. 0.1885. Constant. 27. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(34) 3. 交叉上市而在表 4-3 的迴歸式（7）中，我們從樣本的上市企業中專門挑選出那些存在交叉上市情況的企業進行迴歸分析。從迴歸結果可以看到在存在交叉上市的上市企業中，銀行貸款對企業營運資金的影響依然是正向並且顯著的，這說明交叉上市後企業受到的更強的政策與監管對於企業在得到銀行貸款後營運資金的惡化沒有改善作用。這個與 Stulz R（1999）所提出的 Bonding theory 相違背。也與我們的假說𝑯𝟑 相違背。Licht, Amir N. (2003)的研究則可以解釋這一原因，其認為企業尋求交叉上市是為了利用交叉上市所提供的融資上的便利與業務拓展機會，而無法提供有效的公司治理上的改善。. 政治大. 但我們也發現，原本在全樣本中係數為正且顯著的銀行貸款與國營企業的交. 立. 互變量（State*Loan）在交叉上市企業樣本中不再顯著，這說明銀行貸款對於國. ‧ 國. 學. 營企業營運資金管理效率的進一步惡化的情況在交叉上市的國營企業中不再顯著。我們可以認為，交叉上市對於原本有較大弊病的國營企業的公司治理產生了. ‧. 改善，同時，更為嚴格的資訊揭露政策也會使其借款行為更加透明，最終改善了其營運資金管理效率。. sit. y. Nat. n. al. er. io. 4. 營運資金管理與企業市場表現. Ch. i n U. v. 我們利用 Hamdi Ben-Nasr（2016）的模型，以期進一步驗證由於大量國營銀. engchi. 行貸款導致的中國上市企業營運資金管理效率的惡化（營運資金的過度投資）是否會影響到企業的價值與市場表現。市場表現我們用 P/B ratio 衡量，P/B ratio 定義為每股市場價格除以每股賬面價值。在表 4-4 的迴歸結果我們可以看到，無論是採用 Pooled 模型還是去除產業和年份影響的 Fixed effect 模型，代表營運資金管理的變量 NWCS 都與 P/B ratio 呈現顯著的負相關關係。這說明在中國大陸市場，營運資金管理效率的惡化會損害企業的市場表現。因而進一步證實，過度的國有銀行貸款會降低企業營運資金管理效率，進而惡化借款企業的市場表現。為了避免變量間多重共線性問題，我們對所有自變量進行了三種多重共線性檢驗，檢驗結果匯報在表 4-6 中，發現並無明顯的多重共線性問題。. 28. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(35) 表 4-4：營運資金管理對公司價值的影響下表呈現了以 P/B ratio 作為因變量，針對全部中國上市公司樣本進行迴歸分析後的結果。全部樣本包含了來自于 2184 家中國上市公司 2003 年-2016 年間的 17807 個樣本點。Fixed effect 模型去除了個別企業及年份效果。其中***，**，*分別代表顯著顯著性水平在 1%，5%，10%。. Div Age Nna. io. n. al. er. Nat. Obs R2. ‧. Constant. ‧ 國. Size. 學. Intan. 政治大. 立. Cas. FIXED EFFECT -0.30259*** -4.3 3.550038*** 6.03 -0.09729*** -8.21 0.03733*** 6.9 -1.14199*** -4.75 -1.00881*** -3.38 0.790911** 1.99 -0.95923*** -39.05 26.20855*** 44.97 16689 0.2761. y. Roa. POOLED -0.2694*** -4.11 3.98314*** 9.7 -0.14194*** -9.95 0.10551*** 20.99 -0.70452*** -2.86 -0.13752 -0.45 1.43792*** 3.56 -0.83045*** -38.85 21.15315*** 43.73 16689 0.1105. sit. P/B NWCS. C. hengchi 5. 台灣上市公司樣本檢驗. i n U. v. 最後，為了進行對比分析，我們用相同的模型（1）針對台灣的上市公司 20102016 年的樣本進行迴歸分析，來觀察銀行貸款對於台灣上市企業營運資金管理的影響與中國大陸企業是否有所不同。迴歸結果匯報在表 4-5。同樣，為了避免變量間多重共線性問題，我們對自變量進行了三種多重共線性檢驗，檢驗結果匯報在表 4-6 中，發現並無明顯的多重共線性問題。相對與大陸上市企業，台灣上市企業中的國營企業只佔較小的比例。除此之外，台灣的銀行業中國營銀行佔比也比大陸低很多，並且銀行業對貸款後的監管程度會比大陸國營銀行高很多。所以我們預期在大陸市場中出現的國營銀行的過度貸款行為以及國營企業與國營銀行間的政策性連接在台灣上市企業貸款行為 29. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(36) 中將會較少出現。表 4-5：台灣上市公司樣本下表呈現了分別 NWCS-淨營運資金佔營收比作為因變量，對台灣上市公司銀行貸款與營運資金管理的相關性進行迴歸分析後的結果。全部樣本包含了來自于 854 家中國上市公司 2010 年-2016 年間的 4149 個樣本點。Fixed effect 模型去除了個別企業及年份效果。***，**，*分別代表顯著顯著性水平在 1%，5%，10%。. Loan t-1 Tan t-1. Constant. ‧. Nat. Obs R2. 學. Roe t-1. 立. 政治大. y. Size t-1. FIXED EFFECT -0.00068*** (-7.38) -0.26565*** (-3.3) 0.073137** (2.36) 0.27226*** (2.83) -0.46205*** (-4.67) 0.010951 (0.7) -0.68427 (-1.37) 4149 0.8483. sit. Ocf t-1. POOLED 0.000666*** (4.33) -1.21799*** (-9.64) -0.01315* (-1.66) 0.9304*** (10.97) -0.91231*** (-14.35) 0.13322*** (4.55) 0.78182*** (6.3) 4149 0.1104. ‧ 國. VARIABLE Growtht-1. io. er. 但從迴歸結果來看，銀行貸款的增加依然顯著降低了企業的營運資金管理效率（增加了企業營運資金投資）。這說明銀行貸款與企業營運資金管理政策的正. al. n. v i n 向關聯性並不僅僅出現局限在中國大陸的國營銀行貸款與國營企業上。Faccio Ch engchi U （2006）和 Zheng & Zhu(2013)都提到基於關係的交易會普遍出現在新興市場國家，而銀行貸款也會受此影響。由於台灣銀行數量眾多，銀行業競爭激烈，因而我們認為基於關係的銀行貸款同樣可能出現在部分台灣上市企業上。. 30. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.

(37) 表 4-6 多重共線性檢驗下表呈現了表四-1、表四-4、表四-5 迴歸式所用變量的多重共線性檢驗結果. 模型（3）：大陸上市公司樣本 Parameter Estimates Variable Tolerance Variance Inflation . 0 Constant 0.99995 1.00005 Growtht-1 0.8597 1.16319 Ocf t-1 0.92149 1.08519 Size t-1 0.66044 1.51413 Loan t-1 0.93876 1.06523 Tan t-1 0.98488 1.01535 Roe t-1 0.45098 2.21739 State 2.61406 State*Loan t- 0.38255. 立. 1. Collinearity Diagnostics Number Eigenvalue Condition Index 1 4.45931 1 2 1.13099 1.98566 3 0.99994 2.11177 4 0.92935 2.19051 5 0.68469 2.55204 6 0.44842 3.15349 7 0.22787 4.42378 8 0.11788 6.15054 9 0.00156 53.54851. 政治大. n. Ch. y. sit. er. io. al. Collinearity Diagnostics Number Eigenvalue Condition Index 1 5.81679 1 2 0.91816 2.517 3 0.74591 2.79253 4 0.65312 2.98431 5 0.46792 3.52578 6 0.28765 4.49689 7 0.09688 7.74846 8 0.01204 21.97936 9 0.00152 61.90448. ‧. Nat. Parameter Estimates Variable Tolerance Variance Inflation . 0 Intercept 0.42312 2.36342 NWCS 0.88714 1.12722 ROA 0.9662 1.03498 DIV 0.95097 1.05156 AGE 0.30983 3.22754 NNA 0.47963 2.08494 CAS 0.9218 1.08484 INTAN 0.91023 1.09862 SIZE. 學. ‧ 國. 模型（4）：大陸上市公司樣本. engchi. i n U. v. 模型（1）：台灣上市公司樣本 Parameter Estimates Variable Tolerance Variance Inflation . 0 Constant 0.98633 1.01386 Growtht-1 0.80616 1.24045 Ocf t-1 0.92878 1.07668 Size t-1 0.77896 1.28376 Loan t-1 0.87699 1.14026 Tan t-1 0.90987 1.09906 Roe t-1. Collinearity Diagnostics Number Eigenvalue Condition Index 1 3.84109 1 2 1.13816 1.83707 3 0.99462 1.96516 4 0.58927 2.55311 5 0.23884 4.01027 6 0.19432 4.44596 7 0.00369 32.2717 31. DOI:10.6814/THE.NCCU.Finance.022.2018.F07.