從個別簡單分析和逐步回歸法分析結(jié)果可知-市場價值賬面價

1 從個別簡單分析和逐步回歸法分析結(jié)果可知 市場價值 賬面價值 公司規(guī)模 固定資產(chǎn)比 例和加權(quán)平均資產(chǎn)期限顯著地影響中國上市公司債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的影響因素 理論和證據(jù)債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的影響因素 理論和證據(jù) 廈門大學(xué)管理學(xué)院 肖作平 自從 ModiglianiMyers 和 Majluf 1984 Hutchinson 1995 Mauer 和 Ott 2000 當(dāng)企業(yè)具有通過 有利可圖的投資機(jī)會的將來成長選擇權(quán)時 這些投資的利益將部分流向股東 但債權(quán)人將 分享這投資利益 因為這些投資減少了企業(yè)違約的概率 由于利益的一部分流向債權(quán)人 股東從事這些項目的激勵減少 企業(yè)可能發(fā)生投資不足問題 企業(yè)可以使用幾個戰(zhàn)略為股東從成長性中保留利益 企業(yè)可以在執(zhí)行成長性選擇權(quán)前 再融資長期債務(wù) Barclay 和 Smith 1995 使用較少的債務(wù)融資 Myers 1977 發(fā)行 具有買進(jìn)和沉淀資金條款性質(zhì)的債務(wù) Barnea Haugen 和 Senbet 1980 1985 或發(fā)行 嚴(yán)格條款的債務(wù) Myers 1977 企業(yè)也可以用到期日先于成長性選擇權(quán)執(zhí)行時間的債務(wù) 2 融資 即用短期債務(wù)而不是長期債務(wù)融資 Myers 1977 Barnea Haugen 和 Senbet 1980 1985 因此 具有較大將來成長性選擇權(quán)的企業(yè)應(yīng)發(fā)行更多短期債務(wù) 2 自由現(xiàn)金流量 Jensen 1986 認(rèn)為 當(dāng)企業(yè)管理者存在著利用企業(yè)自由現(xiàn)金流收益從事獲得非金錢私人 利益的過度投資 overinvestment 道德風(fēng)險行為時 短期債務(wù)融資有利于削減企業(yè)的自由 現(xiàn)金流量 并通過破產(chǎn)的可能性 增加企業(yè)管理者的經(jīng)營激勵 因此 具有大量自由現(xiàn)金 流量的企業(yè)應(yīng)該發(fā)行更多短期債務(wù) 3 資產(chǎn)期限 成長機(jī)會的融資涉及到為新項目資產(chǎn)投資的融資 然而 企業(yè)也必須決定隨著現(xiàn)存資 產(chǎn)的到期如何為現(xiàn)存項目資產(chǎn)投資進(jìn)行再融資 如果債務(wù)的期限與這些資產(chǎn)的壽命相匹配 企業(yè)將減少債務(wù)的代理成本 因此 可以預(yù)料到具有壽命更長的當(dāng)前資產(chǎn) asset in place 的企業(yè)應(yīng)具有更長到期的債務(wù) 具有壽命更短資產(chǎn)的企業(yè)應(yīng)使用到期更短的債務(wù) Stowe Watson 和 Roberson 1980 Van Auken 和 Holman 1995 4 風(fēng)險 風(fēng)險是影響債務(wù)期限選擇的另一個因素 參見 Sarkar 1999 內(nèi)部人對企業(yè)的前景 和風(fēng)險具有優(yōu)勢信息 在 Diamond 1991 的不完全契約理論分析框架中 其對短期債務(wù) 對長期債務(wù)的選擇具有正面和負(fù)面效應(yīng) 使用短期債務(wù)融資隨著正面信息的釋放使在再融 資時債務(wù)利息率下降 然而使用短期債務(wù)融資也暴露企業(yè)再融資風(fēng)險 如果釋放的信息 是負(fù)面的 貸款人也許不會再融資 這樣 迫使企業(yè)提前清算 而且 如果企業(yè)用長期 債務(wù)融資 那么投資者因承擔(dān)高違約風(fēng)險企業(yè)的長期信用風(fēng)險將要求更高的利息率 而這 些高利息率會使企業(yè)選擇風(fēng)險非常高的項目 這是典型的逆向選擇問題 adverse selection problem Diamond 1991 的模型預(yù)測到風(fēng)險與債務(wù)到期之間成非單調(diào)關(guān)系 低風(fēng)險企業(yè)借短 期債務(wù)以獲得短期融資的優(yōu)勢 風(fēng)險非常高的企業(yè)必須借短期債務(wù) 由于逆向選擇問題沒 有人將長期債務(wù)借給風(fēng)險高的企業(yè) 長期債務(wù)的借貸主要集中于風(fēng)險中度的企業(yè) 5 信息不對稱性 正如企業(yè)能通過債務(wù)和權(quán)益融資的選擇來傳遞信號一樣 Flannery 1986 Kale 和 Noe 1990 信息不對稱性的存在能通過債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的選擇來傳遞這一信息 當(dāng)企業(yè)具有 關(guān)于其前景的私有信息時 其所有的證券將被錯誤定價 然而 長期債務(wù)被錯誤定價的程 度大于短期債務(wù) 因此 被低估價值 高質(zhì)量 企業(yè)將偏好于長期債務(wù)的發(fā)行和被高估價值 低質(zhì)量 企業(yè)將發(fā)行短期債務(wù) 通過把這一邏輯延伸到一個混合均衡 pooling equilibrium 中 由于長期債務(wù)更大的信息成本 信息不對稱性水平高的企業(yè)更可能發(fā)行 短期債務(wù) 信息不對稱性水平低的企業(yè)更可能發(fā)行長期債務(wù) Flannery 1986 Barclay 和 Smith 1995 6 公司規(guī)模 大公司能夠利用長期舉債中規(guī)模經(jīng)濟(jì) 甚至有同債權(quán)人討價還價的能力 Marsh 1982 大公司由于信息不對稱性水平較低 破產(chǎn)風(fēng)險低和融資成本較低而具有 發(fā)行長期債務(wù)的優(yōu)勢 而小公司不易發(fā)行長期債務(wù) 因此傾向于使用短期債務(wù) Fama 和 Jensen 1983 Rajan 和 Zingales 1995 由于股東和債權(quán)人的沖突 小公司使用更少的長 期債務(wù)和更多的短期債務(wù) Michaelas et al 1999 Titman 和 Wessels 1988 7 稅收 債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的選擇也受企業(yè)應(yīng)稅能力的影響 因為選擇長期對短期的債務(wù)產(chǎn)生了回 購或再發(fā)行這一債務(wù)的納稅時機(jī)選擇權(quán) tax timing option 當(dāng)收益曲線是正傾斜時選擇長 期債務(wù)也能產(chǎn)生更多的債務(wù)稅盾 企業(yè)的邊際稅率越高 這些效應(yīng)越重要 因此 面臨更 3 高實際稅率 effective tax ration 的企業(yè)將發(fā)行期限更長的債務(wù) 參見 Mauer 和 Lewellen 1987 Emery Lewellen 和 Mauer 1988 Brick 和 Palmon 1992 Leland 和 Toft 1996 和 Brick 和 Ravid 1985 Kim Mauer 和 Stohs 1995 探討了企業(yè)債務(wù)期限決 策如何影響投資者的稅收狀況 二 債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素的經(jīng)驗研究 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 Guedes 和 Opler 1996 等人對來自美國 公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)選擇的影響因素進(jìn)行了經(jīng)驗研究 在這些經(jīng)驗研究中 成長機(jī)會對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響是混合的 他們對成長機(jī)會的主 要度量是資產(chǎn)市場價值對賬面價值的比率 M B Barclay 和 Smith 1995 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)這一比率是債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的一個重要影響因素 M B 與債務(wù)到期負(fù)相關(guān) 但 Stohs 和 Mauer 1996 沒有發(fā)現(xiàn)它們之間呈顯著的關(guān)系 Guedes 和 Opler 1996 Stohs 和 Mauer 1996 還采用了基于企業(yè)在無形資產(chǎn)上的支出來度量成長機(jī)會 如廣告和研 究開發(fā)費(fèi)用 Stohs 和 Mauer 1996 發(fā)現(xiàn)在無形資產(chǎn)上支出越多的企業(yè)顯著地使用更多的短 期債務(wù) 但 Guedes 和 Opler 1996 并沒有發(fā)現(xiàn)這一結(jié)果 Barclay 和 Smith 1995 沒有檢驗資產(chǎn)期限對債務(wù)到期選擇的影響 Stohs 和 Mauer 1996 通過一個加權(quán)平均資產(chǎn)到期來度量資產(chǎn)到期 他們發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)到期與債務(wù)到期成 強(qiáng)烈正相關(guān)關(guān)系 Guedes 和 Opler 1996 也發(fā)現(xiàn)同樣的結(jié)果 盡管他們發(fā)現(xiàn)這一關(guān)系也 許是非線性的 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 Guedes 和 Opler 1996 都使用債券等級 作為違約風(fēng)險的度量 他們都發(fā)現(xiàn)違約風(fēng)險與債務(wù)到期呈顯著關(guān)系 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 的發(fā)現(xiàn)都支持了 Diamond 1991 模型中所假定的非單調(diào)關(guān)系 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)具有高債券等級的企業(yè)比投機(jī)等級 speculative grade rating 的 企業(yè)發(fā)行更多的短期直接 非可轉(zhuǎn)換 債務(wù) 這三個研究較少支持信息不對稱性和稅收效應(yīng) Barclay 和 Smith 1995 使用非預(yù)期盈 余度量信息不對稱性 但發(fā)現(xiàn)沒有支持債務(wù)到期的使用向投資者傳遞信號 他們使用一個 利息率期限結(jié)構(gòu)度量作為稅收效應(yīng)的代理 發(fā)現(xiàn)混合地支持這些效應(yīng) 在 Stohs 和 Mauer 1996 的研究中 代表信息不對稱水平和稅收的變量在統(tǒng)計上顯著 但在經(jīng)濟(jì)上影響 是微小的 Guedes 和 Opler 1996 既沒有發(fā)現(xiàn)信息不對稱水平與債務(wù)到期成關(guān)系 也沒有發(fā) 現(xiàn)稅率和債務(wù)到期成關(guān)系 他們的利息率期限結(jié)構(gòu)的度量與債務(wù)到期關(guān)系顯著 但其關(guān)系 不是預(yù)期的方向 這些研究還試圖調(diào)查公司規(guī)模和行業(yè)類別對債務(wù)到期的影響 但他們的結(jié)論是混合的 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 采用總資產(chǎn)的對數(shù)度量規(guī)模 他們都發(fā)現(xiàn)公 司規(guī)模與債務(wù)到期正相關(guān) Guedes 和 Opler 1996 采用銷售收入的對數(shù)度量規(guī)模 與 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 相反 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)大公司傾向 于發(fā)行到期更短的債務(wù) Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 發(fā)現(xiàn)行業(yè)類別在統(tǒng) 計上顯著 但具有較小的經(jīng)濟(jì)影響 他們發(fā)現(xiàn)受管制的企業(yè)使用更多的長期債務(wù) Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)收入波動大的行業(yè)傾向于發(fā)行期限更短的債務(wù) 至于債務(wù)到期結(jié)構(gòu)與其他融資決策的關(guān)系 Stohs 和 Mauer 1996 發(fā)現(xiàn)債務(wù)到期與資本 結(jié)構(gòu)決策相互作用 參見 Leland 和 Toft 1996 i的強(qiáng)烈證據(jù) Stohs 和 Mauer 1996 使用資 本結(jié)構(gòu)的一個度量作為控制變量 他們發(fā)現(xiàn)資本結(jié)構(gòu)是債務(wù)到期的一個重要決定因素 財務(wù)杠桿更多的企業(yè)也使用期限更長的債務(wù) 研究變量和樣本選取研究變量和樣本選取 4 一 經(jīng)驗代理變量 國外對債務(wù)到期的經(jīng)驗研究 主要采用兩個指標(biāo)度量債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 一是長期債務(wù)占 總債務(wù)的比例 如 Barclay 和 Smith 1995 Guedes 和 Opler 1996 二是加權(quán)平均債務(wù)到 期 如 Stohs 和 Mauer1996 其等于各種債務(wù)占總債務(wù)的比例乘以其到期的月數(shù) 由于得 不到各種債務(wù)到期的月數(shù) 本文用長期債務(wù)占總債務(wù)的比例為被解釋變量度量債務(wù)到期結(jié) 構(gòu) 本文的解釋變量是基于前面理論和經(jīng)驗研究分析的基礎(chǔ)上選擇的 它們是成長機(jī)會 用市場 賬面比值和固定資產(chǎn)比率 其是成長性的反向代理變量 度量 自由現(xiàn)金流量 資產(chǎn)到期 風(fēng)險 公司規(guī)模 信息不對稱性和實際稅率 Stohs 和 Mauer 1996 強(qiáng)調(diào)需要控 制資本結(jié)構(gòu)的狀況來檢驗債務(wù)到期 本文用總資產(chǎn)負(fù)債率作為控制變量 本研究涉及的變 量定義如表 1 表 1 變量定義表 變量名稱變量符號變量定義理論預(yù)期符號 債務(wù)到期 市場價值 賬面價值 固定資產(chǎn)比率 自由現(xiàn)金流量 加權(quán)平均資產(chǎn)期限 波動性 杠桿 公司規(guī)模 虛擬變量 實際稅率 DM M B FIX FCF WAM VOL LEV SIZE AI ETR 長期負(fù)債 總負(fù)債 資產(chǎn)的市場價值 1 賬面價值 固定資產(chǎn) 總資產(chǎn) 經(jīng)營活動現(xiàn)金流 M B 總資產(chǎn) 2 每種資產(chǎn) 總資產(chǎn) 每種資產(chǎn)到期的月數(shù) 3 主營業(yè)務(wù)收入 7 年標(biāo)準(zhǔn)差 主營業(yè)務(wù)收入的均值 總負(fù)債 總資產(chǎn) 總資產(chǎn)的自然對數(shù) 當(dāng)公司無形資產(chǎn)4 總資產(chǎn)小于樣本均值時為 1 否則為 0 所得稅費(fèi)用 稅前會計利潤 注 1 由于國家股和法人股是非流通股份 本文市場價值 賬面價值采用如下計算式 總資產(chǎn)賬面價值 流通股股本 流通股 年底收盤價格 總資產(chǎn)賬面價值 2 自由現(xiàn)金流量難以量化 無法從財務(wù)數(shù)據(jù)中直接獲取 在經(jīng)驗研究中必須使用其他現(xiàn)金流量概念 并配合公司成長性 投資機(jī)會集等指標(biāo)才能說明自由現(xiàn)金流量問題 3 對于應(yīng)收賬款和存貨到期的度量本文基于這些資產(chǎn)的周轉(zhuǎn)率 銷售收入 資產(chǎn)的賬面價值 對于其 他資產(chǎn)本文假定如下的到期 現(xiàn)金和有價證券 0 個月 其他流動資產(chǎn) 12 個月 投資 廠房 設(shè)備 無形資產(chǎn) 60 個月 土地 120 個月 4 對于擁有較多無形資產(chǎn)的公司 其經(jīng)理具有更多的信息優(yōu)勢 因為無形資產(chǎn)價值更具有公司特征 且無形資產(chǎn)通常代表未來投資機(jī)會的自由度 對外部投資者來說 無形資產(chǎn)比有形資產(chǎn)更不易評估 當(dāng)無形資產(chǎn)比例大于樣本均值時 AI 為 0 表明公司面臨較嚴(yán)重信息不對稱問題 當(dāng)小于樣本均值時 AI 為 1 表明公司面臨較少信息不對稱問題 許多研究采用其來度量信息不對稱性 如 Gilson 1997 Miguel 和 Pindado 2001 肖作平 2003 等 二 數(shù)據(jù)來源及樣本的選取 本研究的數(shù)據(jù)來源于香港理工大學(xué)中國會計與金融研究中心和深圳市國泰安信息技術(shù) 有限公司共同開發(fā)的中國股票市場和會計研究數(shù)據(jù)庫 CSMAR 中的會計和市場數(shù)據(jù) 在樣本 的選取中 遵循了以下原則 1 不考慮金融類上市公司 這是鑒于國際上作此類研究時 因金融類上市公司自身特性而一般將之剔除樣本之外 2 上市年限相對較長 不考慮發(fā) 行 B 股的上市公司 這是為了確保公司行為相對成熟以及樣本公司的數(shù)據(jù)具有可比性 3 從 1995 2001 年連續(xù) 7 年中均可獲得相關(guān)數(shù)據(jù)的公司 4 剔除在這 7 年中被 ST 和 PT 類上市公司 這些公司或處于財務(wù)狀況異常的情況 或已連續(xù)虧損兩年以上 若這 些公司納入研究樣本中將影響研究結(jié)論 基于上述原則 本文選取了 1995 年 1 月 1 日前在 5 深 滬上市的 239 家非金融公司作為研究樣本 以 1995 2000 年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ) 具體 分析它們在 2001 年的債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 表 2 是對樣本公司研究變量的描述統(tǒng)計 表 2 變量的描述性統(tǒng)計量 變量符號最小值最大值均值標(biāo)準(zhǔn)差 DM M B FIX FCF WAM VOL LEV SIZE AI ETR 0 0000 1 5384 0 0248 0 1419 0 4789 0 0402 0 011 18 4939 0 0000 0 0000 0 7071 11 4591 0 8509 0 1204 114 6789 1 8301 2 5653 23 9329 1 0000 0 3300 0 1087 3 2344 0 4659 1 60E 02 30 3425 0 4316 0 4866 21 1284 0 4316 0 1502 0 1369 0 3864 0 1812 3 23E 02 20 1823 0 2818 0 2689 0 8936 0 4956 0 1132 從表 1 可見 長期債務(wù)占總債務(wù)的比例的平均值為 10 87 表明上市公司的債務(wù)期限 結(jié)構(gòu)特點(diǎn)是在債務(wù)中以短期債務(wù)為主 將近 89 的債務(wù)由短期債務(wù)構(gòu)成 資產(chǎn)負(fù)債率平 均值為 48 66 說明我國上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率偏低 ii 這可能是由于我國的制度環(huán)境造 成的 如我國企業(yè)債券市場極其不發(fā)達(dá) 銀行是公司外部債務(wù)的主要甚至是唯一的來源 機(jī)構(gòu)投資者少 同時在我國債權(quán)人的利益得不到保護(hù) 且股價普遍被高估 研究樣本的 M B 最小值為 1 5384 最大值為 11 4591 平均值為 3 2344 公司偏好股權(quán)融資 iii 實證證據(jù)實證證據(jù) 本文首先采用簡單回歸來分析各解釋變量與債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的影響和顯著性 接著在建 立多元線形回歸模型時 采用逐步回歸法 stepwise 選取顯著變量以建立 最優(yōu) 回歸方 程 采用逐步回歸法是將解釋變量逐一引入多元回歸方程 條件是該解釋變量的偏回歸平 方和在所有未入選的解釋變量中具有最大值 并能通過 F 檢驗 本文采用 F 檢驗為 2 71 其 對應(yīng)的概率為 0 10 為了了解各個解釋變量對債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的影響方向和程度 筆者將債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 長 期債務(wù)占總債務(wù)的比例 對各個解釋變量分別進(jìn)行簡單回歸實證 表 3 是這些回歸分析的 結(jié)果匯總 表 3 簡單回歸分析結(jié)果匯總 解釋變量回歸系數(shù)T 值調(diào)整后的 R2F 統(tǒng)計量理論預(yù)期方向 M B FIX FCF WAM VOL LEV SIZE AI ETR 1 62E 02 0 108 0 378 0 128 1 30E 02 4 22E 02 2 739E 02 1 604E 02 6 150E 02 2 567 2 222 1 379 2 282 0 412 1 281 2 798 0 896 0 784 0 023 0 016 0 004 0 016 0 004 0 003 0 028 0 001 0 002 6 588 4 937 1 900 5 206 0 170 1 641 7 829 0 802 0 615 6 注 代表在 10 的水平上顯著 代表在 5 的水平上顯著 代表在 1 水平顯著 另外 筆者在波 動性對債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的回歸方程中加入了變量 VOL VOL 結(jié)果也沒有發(fā)現(xiàn)波動性與債務(wù)到期結(jié)構(gòu)呈顯著 的非線形關(guān)系 從表 3 可以發(fā)現(xiàn) 1 代理將來成長性的變量 市場價值 賬面價值 M B 與債 務(wù)到期呈顯著負(fù)相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相同 表明成長性好的公司用短期債務(wù)替代長期 債務(wù)以減緩代理問題 這與 Myers 1977 的研究相一致 2 作為成長性的反向代理變量 固定資產(chǎn)比率與債務(wù)到期呈顯著正相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相同 表明實物資產(chǎn)為債權(quán) 人提供了抵押擔(dān)保 長期債務(wù)融資多為擔(dān)保性借款 3 自由現(xiàn)金流量與債務(wù)到期呈正相 關(guān) 方向與理論預(yù)期的相反 但檢驗值不顯著 表明中國上市公司由于特殊制度環(huán)境 如 股權(quán)結(jié)構(gòu) 債券市場不發(fā)達(dá) 法律制度等 造成的治理弱化等原因不能通過發(fā)行債務(wù)特別 是短期債務(wù)來解決自由現(xiàn)金流量問題 4 加權(quán)平均資產(chǎn)到期與債務(wù)到期呈顯著正相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相同 表明具有壽命更長資產(chǎn)的企業(yè)使用更長的債務(wù) 符合資產(chǎn)和債務(wù) 到期匹配原理 5 風(fēng)險與債務(wù)到期負(fù)相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相反 但檢驗值不顯著 這可能是我國破產(chǎn)機(jī)制不健全 信用市場仍受管制且利息率期限結(jié)構(gòu)由中央銀行決定而不 是由猶如借貸者信用等市場力量決定 使得債權(quán)融資成本幾乎不受其財務(wù)狀況的影響 且 主營業(yè)務(wù)收入波動過大會使公司有些年度達(dá)不到配股資格要求 公司只得以短期債務(wù)融資 加以替代 6 杠桿與債務(wù)到期負(fù)相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相反 但檢驗值不顯著 與 Leland 和 Toft 1996 的理論和 Stohs 和 Mauer 1996 的經(jīng)驗研究結(jié)果不一致 這可能是因為 在中國上市公司資本結(jié)構(gòu)中存在大量的短期債務(wù) 7 公司規(guī)模與債務(wù)到期呈顯著正相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相同 說明更大的公司發(fā)行期限長的債務(wù) 這可能反映出當(dāng)企業(yè)發(fā)行長 期債務(wù)時 小公司會比大公司付出更多的交易成本 同時 小公司長期貸款的風(fēng)險相對較 大 小公司面臨的信息不對稱程度大于大公司 所以公司規(guī)模與債務(wù)到期正相關(guān) 8 信 息不對稱性與債務(wù)到期正相關(guān) 方向與理論預(yù)期的相同 但檢驗值不顯著 這可能是因為 本文構(gòu)建的代理變量不能全面地代表信息不對稱性 或中國上市公司不能很好地通過債務(wù) 到期的選擇來向投資者傳遞信號 9 實際所得稅稅率與債務(wù)到期正相關(guān) 方向與理論預(yù) 期的相同 但檢驗值不顯著 這可能是因為中國稅法規(guī)定了各種稅收優(yōu)惠政策 使得中國 上市公司的實際所得稅稅率普遍較低 樣本公司中實際所得稅稅率的均值為 15 02 顯得 債務(wù)融資的稅收屏蔽作用相對不夠明顯 簡單回歸只是進(jìn)行個別分析 而逐步回歸是整體性地分析各解釋變量的影響程度 并 決定具有代表性的重要影響因素及其對債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的解釋能力 表 4 是逐步回歸分析結(jié) 果 從表 4 的 部分可見 影響我國上市公司債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的顯著變量為公司規(guī)模 固定 資產(chǎn)比例和加權(quán)平均資產(chǎn)到期 與個別簡單分析的結(jié)果基本相同 但個別簡單分析中顯著 的變量 M B 不能進(jìn)入 最優(yōu) 回歸方程 這是因為變量 SIZE 和 M B 高度相關(guān) 它們的 Pearson 相關(guān)系數(shù)為 0 581 在 1 的水平上顯著 筆者在回歸方程中把變量 SIZE 剔除 同 樣運(yùn)用逐步回歸法 發(fā)現(xiàn)市場價值 賬面價值 固定資產(chǎn)比率和加權(quán)平均資產(chǎn)到期顯著地影 響債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 結(jié)果見表 4 中的 部分 另外 從調(diào)整后的 R2可見 綜合檢驗的解釋系 數(shù)僅為 5 2 表明這些因素對債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的解釋能力有限 我國上市公司債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 更多地受其他因素的影響 總之 從個別簡單分析和逐步回歸法分析結(jié)果可知 市場價值 賬面價值 公司規(guī)模 固定資產(chǎn)比例和加權(quán)平均資產(chǎn)期限顯著地影響中國上市公司債務(wù)到 期結(jié)構(gòu) 表 4 逐步回歸分析結(jié)果 步驟回歸方程調(diào)整后的 R2F 檢驗值 7 1 SIZE 2 FIX 3 WA M DM 0 470 2 739E 02SIZE 2 798 DM 0 497 2 642E 02SIZE 0 102FIX 2 715 2 121 DM 0 411 2 230E 02SIZE 0 106FIX 0 104WAM 2 244 2 224 1 848 0 028 0 042 0 052 7 829 6 221 5 329 1 M B 2 FIX 3 WA M DM 0 161 1 620E 02M B 2 567 DM 0 112 1 560E 02M B 0 102FIX 2 474 2 117 DM 0 106 1 42E 02M B 0 106FIX 0 120WAM 2 257 2 228 2 170 0 023 0 037 0 052 6 588 5 582 5 349 注 括號中為 T 值 代表在 10 的水平上顯著 代表在 5 的水平上顯著 代表在 1 水平顯著 結(jié)論和建議結(jié)論和建議 綜合上述分析 本文得到如下結(jié)論 1 中國上市公司債務(wù)到期結(jié)構(gòu)中 短期債務(wù)比重偏高 長期債務(wù)比重偏高 這可能是 由于中國的制度背景造成的 如公司債券市場不發(fā)達(dá) 機(jī)構(gòu)投資者少 法律制度不健全等 2 市場價值 賬面價值比值 M B 與債務(wù)到期顯著負(fù)相關(guān) 與理論預(yù)期相一致 3 固定資產(chǎn)比率與債務(wù)到期顯著正相關(guān) 與理論預(yù)期相一致 4 公司規(guī)模與債務(wù)到期顯著正相關(guān) 與理論預(yù)期相一致 5 加權(quán)平均資產(chǎn)到期與債務(wù)到期顯著正相關(guān) 與理論預(yù)期相一致 6 自由現(xiàn)金流量與債務(wù)到期正相關(guān) 方向與理論預(yù)期不一致 但不顯著 表明中國上 市公司由于特殊制度環(huán)境 如股權(quán)結(jié)構(gòu) 債券市場不發(fā)達(dá) 法律制度等 造成的治理弱化 等原因不能通過發(fā)現(xiàn)債務(wù)特別是短期債務(wù)來解決自由現(xiàn)金流量問題 7 風(fēng)險與債務(wù)到期結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān) 方向與理論預(yù)期不一致 但不顯著 表明破產(chǎn)風(fēng)險對 債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的影響不大 中國上市公司的破產(chǎn)機(jī)制不健全 利率沒有實現(xiàn)市場化 8 杠桿比率與債務(wù)到期負(fù)相關(guān) 方向與理論預(yù)期不一致 但不顯著 9 信息不對稱性與債務(wù)到期正相關(guān) 方向與理論預(yù)期一致 但不顯著 表明中國上市 公司很好地通過債務(wù)到期結(jié)構(gòu)的選擇來傳遞信號 10 實際所得稅率與債務(wù)到期正相關(guān) 方向與理論預(yù)期一致 但不顯著 總之 除自由現(xiàn)金流量 風(fēng)險和杠桿外 其他因素也幾乎以同樣的方式影響中國上市 公司債務(wù)到期結(jié)構(gòu) 西方債務(wù)到期結(jié)構(gòu)影響因素的理論也基本上能解釋中國上市公司債務(wù) 到期結(jié)構(gòu)的選擇 為此我們有以下政策建議 1 積極培育公司債券市場和大力培養(yǎng)機(jī)構(gòu)投資者 不斷完善債券市場的結(jié)構(gòu)體系 為 債券市場的發(fā)展提供一個良好的環(huán)境 改變債務(wù)到期結(jié)構(gòu)中的短期融資傾向 改善企業(yè)融 資結(jié)構(gòu) 同時 發(fā)行可轉(zhuǎn)換公司債券對于上市公司也是一個很好的選擇 2 有必要進(jìn)一步強(qiáng)化公司治理 建立健全的企業(yè)法人資產(chǎn)制度 同時 為建立有效的 8 公司治理機(jī)制創(chuàng)造必要的外部條件 3 加強(qiáng)對上市公司信息披露的監(jiān)管 建立健全的資本市場信息披露機(jī)制 盡量減少市 場外部投資者和內(nèi)部人之間的信息不對稱 保護(hù)債權(quán)人和中小股東利益 4 建立有效的破產(chǎn)機(jī)制 完善破產(chǎn)程序 建立健全的退出機(jī)制 同時 為利率的市場 化提供一個良好的環(huán)境 充分發(fā)揮負(fù)債治理機(jī)制的作用 注釋注釋 i Leland 和 Toft 1996 的模型包含了稅收 破產(chǎn)成本和資產(chǎn)替代效應(yīng) 在這個模型中 長期 債務(wù)具有更多的稅收優(yōu)勢 當(dāng)債務(wù)的期限更長更多數(shù)量的債務(wù)是最優(yōu)的 但是 期限更長 的債務(wù)增大了資產(chǎn)替代的激勵 最優(yōu)的資本和債務(wù)到期結(jié)構(gòu)是聯(lián)立決定的 杠桿與債務(wù)到 期正相關(guān) 選擇更高杠桿的企業(yè)也選擇更長的債務(wù)到期 ii 根據(jù) Rajan 和 Zingales 1995 的研究 G 7 國家的資產(chǎn)負(fù)債率 賬面值 美國 日本 德國 法國 意大利 英國 加拿大分別為 58 69 73 71 70 54 56 iii 根據(jù)資本結(jié)構(gòu)市場時機(jī)理論 Market Timing Theory 當(dāng)公司股價被高估時 較債務(wù)融 資而言 公司偏好于股權(quán)融資 參考文獻(xiàn)參考文獻(xiàn) 1 Barclay M J C W Smith Jr 1995 The Maturity of Corporate Debt Journal of Finance 50 609 631 2 Barnea A Haugen R A Senbet L W 1980 A Rationale for Debt Maturity Structure and Call Provisions in the Agency Theory Framework Journal of Finance 35 1223 1234 3 Brick I E Ravid 1 S A 1985 On the Relevance of Debt Maturity Structure Journal of Fi