上市公司債務融資效應的實證檢驗基于多樣化效應的關聯(lián)性

1、上市公司債務融資效應的實證檢驗基于多樣化效應的關聯(lián)性3盒鵬經(jīng)濟刷刷ourtull 0/ fitulnce and economics 上市公司債務融資效應的實證檢驗一一基于多樣化效應的關聯(lián)性·李洋，呂沙本文以27-2011年中國土市公司為樣本，基于稅盾效應、財務杠桿效應、公司治理效應的關聯(lián)性，對債務融資綜合效應的影響因素進行實證檢驗。研究結果顯示，無論上市公司盈利能力的強弱，提高資產(chǎn)負債率均能在不同程度上增強債務融資綜合效應。盈利能力強的公司，三種效應同時增大，而稅盾效應、公司治理效應與綜合效應的關聯(lián)性更強，應該適度擴大負債比例:盈利能力弱的公司，稅盾效應的強化程度大于財務杠桿負效應

2、、公司治理效應的弱化程度，即稅盾效應與綜合效應的關聯(lián)性更強，可以謹慎擴大負債比例，但要防止將來弱化程度增大而出現(xiàn)的不確定性。關鍵詞債務融資;稅盾效應;財務杠桿效應;公司治理效應:綜合效應中圖分類號1f8301>.91文獻標識碼a文霞編號16-169x(2013)08-66-06基金項目:國家自然科學基金項目資助項目(70972134);教育部人文社會科學青年基金項目(12yjc6361);四川省教育廳面上項目(125b103)。李洋(1981-)，四川夾江人，四川師范大學商學院講師，研究方向為財務理論與實踐;呂沙(1978-)，四川夾江人，四川師范大學商學院副教授，研究方向為財務與會計。

3、(四川成都610101 ) 一、引言且各種效應之間具有不同的關聯(lián)性，建議后續(xù)研究modigliani和milier( 1963 )通過mm定理e首應著重分析債務融資的綜合效應。本文采納次引出債務融資的稅盾效應，即在考慮企業(yè)所得稅maurizio的觀點，選擇中國上市公司作為研究對象，的情況下，企業(yè)價值隨著負債比例的增大而上升。實證檢驗債務融資多樣化效應之間的關聯(lián)性，有效b皿ter(1967)提出的破產(chǎn)成本理論揭示了財務杠桿揭示其綜合效應的影響因素及利用途徑，進而為上效應的實質，固定債務利息的存在會給股東帶來額市公司克分發(fā)揮債務融資效應提供合理的依據(jù)。外的財務杠桿利益，同時也承擔了相應的財務風險。

4、二、理論分析與研究假設jensen和meckling(1976)從代理成本的角度對債務債務利息具有三個基本特征:一是稅前抵扣，產(chǎn)融資的控制權治理功效進行了開創(chuàng)性研究，成為公生稅盾效應;二是固定額度，產(chǎn)生財務杠桿效應;三司治理效應的奠基石。債務融資引發(fā)的稅盾效應、是剛性約束，產(chǎn)生公司治理效應。其一，債務利息的財務杠桿效應、公司治理效應之間相互作用、共同影稅前抵扣使股東取得了稅收層面上的額外收益，直響，但現(xiàn)有文獻通常局限于某一方面效應，忽略了各接降低了企業(yè)所得稅，稅盾效應是債務融資的根本種效應的內(nèi)在聯(lián)系，而更為新穎的觀點則轉向了債性效應;其二，債務利息的固定額度成為財務杠桿務融資綜合效應。王敏、劉

5、冬榮(26)曾對稅盾、杠的支點，導致每股利潤對息稅前利潤的變化更加敏桿、治理效應等進行綜合研究，發(fā)現(xiàn)債務融資效應與感，使股東能夠擴大股東財富，也承擔了相應的財債務存量及增量成正比關系，表明上市公司利用債務風險，財務杠桿效應是債務融資的延續(xù)性效應;務融資有助于企業(yè)績效的改善。maurizio等(2侃)9)其三，債務本息的剛性約束減少了經(jīng)營者可支配的則進一步指出債務融資行為呈現(xiàn)出多樣化的效應，自由現(xiàn)金流，約束和監(jiān)控著經(jīng)營者無效率的投資擴66五百上市公司債務融資效應的實證檢驗一一基于多樣化效應的關聯(lián)性張，緩解了股東與經(jīng)營者之間的利益沖突，減少了股褒1債務融資綜合效應的研究變量定義表債務融資變量變量權

6、的代理成本，提升了企業(yè)的經(jīng)營績效，公司治理效變量定義綜合效應名稱代碼應是債務融資的高層級效應。稅盾、杠桿、治理效應總負債/總資產(chǎn)，反映企業(yè)的債債務融資資產(chǎn)alr 務融資規(guī)模和資本結構現(xiàn)狀，直是一個系統(tǒng)的整體，三者之間相互作用、共同影響，規(guī)模負債率接關單到三種效應的大小具有較強的關聯(lián)性，最終產(chǎn)生債務融資的綜合效應。息稅利前用利潤營/所債得務利支息，反映企利息保障業(yè)經(jīng)付利息費用假設1:總資產(chǎn)收益率大于債務利息率的企業(yè)，稅盾效應ipm 倍數(shù)的能力，指標值大于1是獲取稅提高負債比例會同時增大稅盾效應、財務杠桿正效盾效應的前提息稅前利潤/稅前利潤，反映企應與公司治理效應，債務融資綜合效應隨著資產(chǎn)負財務杠

7、業(yè)息稅前利潤的變動對每股乖1idfl 債率的上升而增強。桿單數(shù)潤的影響程度，量化財務杠桿效應的大小企業(yè)的盈利能力較強，總資產(chǎn)收益率大于債務凈利潤/凈資產(chǎn)，反映企業(yè)權益利息率，息稅前利潤扣除利息費用后需要繳納所得財務杠桿凈資產(chǎn)資本的獲利能力，指標值大于總roe 效應收益率資產(chǎn)收益率是獲取財務杠桿正稅。如果企業(yè)提高負債比例，一方面能夠抵減更多效應的表現(xiàn)稅負，增大稅盾效應;另一方面能夠進一步提高凈資息稅前利潤/總資產(chǎn)，反映企業(yè)總資產(chǎn)資產(chǎn)利用的綜合效果，指標值大產(chǎn)收益率，增大財務杠桿正效應;同時還能夠約束自roa 收益率于債務利息率是獲取財務杠桿正效應的前提由現(xiàn)金流量的支配權和代理戚本，激勵經(jīng)營者的個

8、h總資產(chǎn)，自然對數(shù)消除了公司人利益和治理力度，增大公司治理效應。三種效應公司size 規(guī)模絕對額的差異，反映信息不規(guī)模共同導致債務融資綜合效應增強，但各自的影響程對稱的程度和代理成本的高低主營業(yè)務收入/凈資產(chǎn)，相對數(shù)度不一致，與綜合效應之間的關聯(lián)性還需要進行后公司公司治理grow 消除了公司規(guī)模的差異，反映利成長性續(xù)的實證檢驗。效應潤增長程度和未來發(fā)展前景經(jīng)營活動現(xiàn)金流/凈資產(chǎn)，相對假設n.總資產(chǎn)收益率小子債務利息率的企業(yè)，經(jīng)營數(shù)消除了公司規(guī)模的差異，反映ocf 提高負債比例會增大稅盾效應、財務杠桿負效應，減現(xiàn)金流經(jīng)營者對自由現(xiàn)金流的支配權以及經(jīng)營風險小公司治理效應，債務融資綜合效應隨著資產(chǎn)負

9、債率的上升呈現(xiàn)不確定性o(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源企業(yè)的盈利能力較弱，總資產(chǎn)收益率小于債本文以中國上市公司作為研究對象，考慮到不務利息率，但在持續(xù)經(jīng)營假設下息稅前利潤必須同區(qū)域的覆蓋面，首先按照我國的地理位置特征劃足以彌補債務利息，稅前利潤仍然大于零，同樣需分為東北、西北、西南、華北、華中、華東、華南7個樣要繳納所得稅。如果企業(yè)提高負債比例，一方面能本區(qū)域，然后從每個區(qū)域中獨立、隨機地抽取樣本。夠抵減更多稅負，增大稅盾效應;另-方面則會進為了保證樣本數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性和連續(xù)性，本文以一步降低凈資產(chǎn)收益率，增大財務杠桿負效應;同2007-2011年作為考察時限，規(guī)避單個年度的異常時還會降低經(jīng)營者的個人利

10、益，擴大股東與經(jīng)營值，在剔除st等財務狀況迥異、數(shù)據(jù)不足時限與金者之間的矛盾沖突，增加代理成本，減小公司治理融類公司后，每個區(qū)域選擇了35家發(fā)行a股的公效應。此時應該比較三種效應對綜合效應的影響司，最終得到245家公司作為研究樣本。連續(xù)5年的程度:若稅盾效應的強化程度大于財務杠桿負效樣本數(shù)據(jù)均來源于ccer中國經(jīng)濟研究中心數(shù)據(jù)庫應、公司治理效應的弱化程度，導致債務融資綜合以及巨潮資訊網(wǎng)披露的年報資料，并經(jīng)過手工整理，效應增強;若稅盾效應的強化程度小子財務杠桿數(shù)據(jù)分析通過spss17.0統(tǒng)計軟件完成。負效應、公司治理效應的弱化程度，導致債務融資四、實證檢驗綜合效應減弱。(一)主成分分析三、研究設

11、計本文運用主成分分析法首先對表1中8個原變(一)研究變量量alr、ipm、dfl、roe、roa、size、grow、ocf進三種效應是一個系統(tǒng)的整體，不能將其簡單割行線性組合，剔除了各原變量之間的重疊因素，從裂，本文8個變量緊密圍繞債務融資綜合效應構成而得到新的組合變量(主成分)，提取的主成分不僅了一套指標體系，如表l所示:保留了原變量的大部分信息，而且彼此不相關。然jrl否67金融與經(jīng)濟2013 后，將各主成分按累計貢獻率的大小進行加權平均，+o.068roa-0.046size+0.199grow -0.0790cf 得到反映債務融資效應的綜合指標。f: ;=-o.044alr-o.09

12、7ipm+o.oi6dfl+o.682roe (3) 1.相關性檢驗-o.223roa-0. 123size+o.749grow-0. 1420cf kmo檢驗判斷變量之間的偏相關是否較小，f=-0.092alr+0.04lipm+0.02dfl-o.264roe (4) 4bartlett檢驗判斷相關陣是否為單位陣。本文kmo+0.095roa -0.03size+o.091 grow +0.9630cf 值為0.571，大于0.5，說明原變量之間信息的重疊程f=-0.3alr-o.078ipm-0.014dfl+0.919roe (5) s度較高，適合做因子分析;bartlett檢驗的顯著

13、性概+0.072roa+0.156size-0.118grow-o.0230cf 率sig.為0，小于顯著性水平0.05，說明原變量之間f=-0.043alr+0.09ipm+0.995dfl+0.062roe (6) 具有較強的相關性，符合因子分析的前提條件。-o.095roa-o.016size-0.033grow +o.0280cf 2.提取主成分將6個主成分的得分fi、民、f3、瓦、巴、民分別乘通過各成分的特征根、方差貢獻率和累計貢獻以各自的方差貢獻率，再除以累計貢獻率，即可得率，以此判斷主成分解釋原變量的信息涵蓋量。到樣本公司債務融資效應的綜合指標，本文用變量spssi7.0軟件提取

14、了前6個主成分，累計貢獻率達代碼dfci表示:到85.819%，滿足其達到85%以上的條件，ilp前620.079 t.; , 19.397 t.; , 13.735 t.; , 11.127 dfci= 85.819 185819 2+百五百3+百五百4個主成分包含了原變量的大部分信息。10.955 t; _ 8.528 3.因子的命名解釋一一一:fs+一一一-:.f (7) 85.819 -0 85.819 表2給出了8個原變量對6個主成分的因子載由于篇幅限制，245家樣本公司27-2011年荷矩陣，得到各主成分與各原變量之間的相關系數(shù)，磯、f2、r、凡、巴、凡、dfci的具體得分從賂。以

15、此對各主成分作出經(jīng)濟解釋。由表2可知，主成(二)相關分析分1在ipm上有較高的載荷，可以用來衡量稅盾效比較各原變量對各主成分的影響程度，可以看應;主成分2在alr上有較高的載荷，可以用來衡出roa，size在各主成分上的載荷相對較小，對債量債務融資規(guī)模;主成分3在grow上有較高的載務融資綜合效應的影響程度較弱。因此，本文剔除荷，可以用來衡量公司治理效應;主成分4在ocfroa、size這2個變量，最終保留alr，lpm、roe、上有較高的載荷，可以用來衡量公司治理效應;主dfl、grow、ocf這6個變量作為債務融資綜合效成分5在roe上有較高的載荷，可以用來衡量財務應的相關變量。為了進一步

16、驗證6個原變量是否還杠桿效應;主成分6在dfl上有較高的載荷，可以具有較高的重疊度，本文運用相關分析來判定變量用來衡量財務杠桿效應。之間的擬合優(yōu)度及多重共線性，為構建多元錢性回襄2旋轉后的國子戴荷矩陣歸模型提供依據(jù)。如果相關系數(shù)的絕對值大于0.5，com-alr ipm dfl roe roa slze grow ocf donent 且在統(tǒng)計學上具有顯著性，則不適合作為回歸變1 0.045 0.793 -0.032 0.534 0.439 -0.016 -0.133 0.050 量，應該剔除。2 0.944 0.076 0.065 -0.311 -0.023 0.079 0.347 -0.0

17、28 相關分析結果顯示，兩兩研究變量之間相關系3 0.080 0.058 -0.022 0.662 -0.但6o.3 0.775 0.120 數(shù)的絕對值均小于0.5，可以判定各變量之間的擬4 -0.032 0.010 -0.006 -0.121 0.047 0.056 0.316 0.969 合優(yōu)度較好，適合進行回歸分析。同時，在后續(xù)的多5 0.079 -0.俑90.026 0.897 0.040 0.181 o.的60.053 元回歸中發(fā)現(xiàn)，所有的vif值都小于2，表明回歸方6 0.069 0.075 0.991 -0.011 -0.113 0.026 -0.028 -0.005 程不存在多

18、重共線性問題，本文使用的研究變量是有效的。4.計算綜合指標(三)回歸分析根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣，據(jù)此推導6個主成分在主成分分析的基礎上，本文運用回歸分析法的得分模型，分別為fhfz、磯、凡、fs、fóo從數(shù)量上考察稅盾效應、財務杠桿效應、公司治理f=0.i06alr+0.531ipm+0.012dfl+0.186roe (1) 1效應分別對dfci的影響程度，以此揭示債務融資+0. 153roa+0.oo5size-0.201 grow +o.06ocf 多樣化效應之間的關聯(lián)性，進而得出研究結論。ffo.873alr+0.139ipm-0.06idfl-0.329roe (2) 68頁

19、立百上市公司債務融資效應的實證檢驗一一基于多樣化效應的關聯(lián)性1.回歸變量dfci之間具有很強的線性關系，且總體上是顯著本文以公式7計算的dfci作為被解釋變量，的。以具有較高載荷的6個原變量alr、ipm、dfl、表5回歸系數(shù)unstandard-standanlized-roe，grow、ocf作為解釋變量。其中，dfci反映collinearity c回，fficientsizedcoefficients t sig. 債務融資綜合效應;alr反映債務融資規(guī)模;ipmstd. toler-b beta vif eltor ance 反映稅盾效應;dfl、roe反映財務杠桿效應;(con -

20、0.313 o.3 -125.101 o.創(chuàng))()stant) grow、ocf反映公司治理效應。由此構建多元線性alr 0.196 o.創(chuàng))()0.147 217.824 o.)() 0.908 1.102 回歸模型:ipm 0.142 o.)() 0.983 520.819 o.)() 0.812 1.231 dfci=白。+?lxalr+?2xipm+自3xdfl+自4xroe+dfl 0.089 o.3 o.3 3.538 0.083 0.984 1.017 ?sxgrow+?ocf+ (8) roe 0.069 o.創(chuàng))4o.創(chuàng))()2.326 0.682 0.776 1.289 其

21、中:目。為常數(shù)項;?l、自2、?3、?4、自5、自6分別為各grow 0.107 o.1 o.5 178.405 o.侃)()0.887 1.127 解釋變量的回歸系數(shù);為誤差項，代表回歸模型未ocf o.1 o.3 o.1 29.139 o.創(chuàng))()0.969 1.032 包括的其他因素對債務融資綜合效應的影響，是不能由alr、ipm、dfl，roe、grow、ocf與dfci之表5顯示各變量的回歸系數(shù)均大于0，且alr、間線性關系所解釋的變異性。ipm、grow、ocf的sig.等于0，小于顯著性水平2.回歸結果0.05，說明通過了t檢驗，與dfci分別具有顯著的，上市公司的盈利能力差別很

22、大，會對債務融資線性正相關關系;dfl的sig.為0.083，roe的sig.為多樣化效應的關聯(lián)性造成不同影響。為了保證回歸0.682，大于顯著性水平0.05，說明沒有通過t檢驗，結果的準確性，本文以總資產(chǎn)收益率(roa)是否大與dfci分別具有不顯著的線性正相關關系。同時，于債務利息率(rd)作為盈利能力強弱的衡量標準，各變量的vif值都接近1，說明對任何一個變量而分別對roa>rd和roa<rd的樣本公司數(shù)據(jù)進行言，其他變量對其可解釋程度均較低，各變量之間回歸分析。據(jù)統(tǒng)計，roa>rd的樣本公司27年的多重共線性較弱。112家，2008年114家，

23、29年68家，2010年115根據(jù)表5的回歸系數(shù)，可以得到roa>rd樣本家，2011年123家，2007-2011年共532家;roa<公司的多元回歸模型如下:rd的樣本公司2007年133家，2008年131家，dfci=-0.313+0.196alr+0.142ipm+0.089dfl+ 2009年177家，2010年130家，2011年122家，0.069roe+0.107grow+0.091ocf (9) 2007-2011年共693家。(2)roa<凡的樣本公司回歸結果如表6、7、8(i)roa>rd的樣本公司回歸結果如表3、

24、4、5所示:所示:表6回歸統(tǒng)計表3回歸統(tǒng)計std. eltor of the r n estimate 。std.eltor of the r n estimate 1.)(); 1.)() 0.0172477 693 1.lo; 1.)() 0.020 532 表7方姜分析sum of mean 表4方差分析df f sig squares square sum of mean df f sig regression 17905.013 6 2984.169 1.3e7 o.創(chuàng))()squares square regression 546541.443 6 91090.240 2.212e

25、8 o.創(chuàng))()residual 0.204 686 o.儀)()residual 0.216 525 o.創(chuàng))()total 17905.217 692 total 546541.659 531 表6顯示調整后的r2等于1，說明回歸方程的2表3顯示調整后的r等于1，說明回歸方程的擬合優(yōu)度很好;表7顯示sig.等于0，小于顯著性水平擬合優(yōu)度很好;表4顯示sig.等于0，小于顯著性水0.05，說明alr、ipm、dfl，roe、grow、ocf與df?平0.05，說明alr、ipm、dfl，roe，grow、ocf與ci之間具有很強的線性關系，且總體上是顯著的。五百69金融與經(jīng)濟2013.08

26、表8回歸系數(shù)盾效應的強化程度大于財務杠桿負效應、公司治理unstandard-standardized-效應的弱化程度，進而增強了債務融資綜合效應，collinearity lz坦dcoefficientscoefficients t sig. std. toler-因此，假設e部分成立。b beta vif error ance 據(jù)本文統(tǒng)計，利息保障倍數(shù)大于1的樣本公司(con-0.292 o.2 -131.2 o.o stant) 有9511島左右，即使盈利能力較弱，息稅前利潤仍然alr 0.195 o.o 0.667 3.947 0.098 0.855 1.169 可以彌補債務利息，隨著

27、負債比例的上升也能增大ipm 0.144 o.)() 0.667 511.075 o.)() 0.982 1.018 稅盾效應;而總資產(chǎn)收益率小于債務利息率的樣本dfl 0.091 0.0 0.053 404.926 o.)() 0.981 1.019 公司超過50%，絕大多數(shù)公司在提升負債比例時只roe 0.143 o.5 o.3 26.033 0.921 1.085 o.o 會進一步降低凈資產(chǎn)收益率，增大財務杠桿負效grow o.)() -0.110 0.061 -394.422 o.儀)()0.690 1.450 應;同時，這類公司的績效較差，擴大債務規(guī)模會形o.)() ocf -0.1

28、05 o.3 o.5 -34.254 0.782 1.279 成還本付息的硬約束，對自由現(xiàn)金流造成沖擊，增l 一一表8顯示alr的回歸系數(shù)大于0，且sig.為加了財務負擔，無法發(fā)揮公司治理效應的積極作0.098，大于顯著性水平0.05，說明沒有通過t檢驗，用。此時提高資產(chǎn)負債率，稅盾效應對綜合效應的與dfci具有不顯著的線性正相關關系;ipm、dfl，強化程度，財務杠桿負效應、公司治理效應對綜合roe的回歸系數(shù)大于0，且sig.等于0，小于顯著性效應的弱化程度均較為顯著，三種效應相互博弈，水平0.05，說明均通過了t檢驗，與dfci分別具有債務融資綜合效應隨著資產(chǎn)負債率的上升呈現(xiàn)不顯著的線性正

29、相關關系;grow、ocf的回歸系數(shù)小確定性。但根據(jù)回歸結果，債務融資綜合效應與資子0，且sig.等于0，同樣通過了t檢驗，與dfci分別產(chǎn)負債率不顯著正相關，說明稅盾效應的強化程度具有顯著的線性負相關關系。同時，各變量的vif大于財務杠桿負效應、公司治理效應的弱化程度，值都接近1，多重共線性較弱。從而增強了債務融資綜合效應，但不具有顯著性。根據(jù)表8的回歸系數(shù)，可以得到roa<rd樣本所以需要注意的是，盈利能力較弱的上市公司必須公司的多元回歸模型如下:防止財務杠桿負效應、公司治理效應將來的弱化程dfci 度增大，最終導致債務融資綜合效應隨著資產(chǎn)負債=-0.292 +0.195al

30、r +0. 144ipm +0.091 dfl+ 0.143roe-0. llgrow-o. 1050cf (10) 率的上升而減弱。3.回歸結果解釋因此，對于盈利能力較弱的上市公司來說，稅盾(1)盈利能力較強(roa>陽)的樣本公司，債務效應與債務融資綜合效應之間具有更大的關聯(lián)性，融資綜合效應與債務融資規(guī)模(alr)顯著正相關，財務杠桿效應、公司治理效應與債務融資綜合效應與稅盾效應(ipm)顯著正相關，與財務杠桿正效應之間的關聯(lián)性則相對較小。(dfl、roe)不顯著正相關，與公司治理效應五、研究結論(grow、ocf)顯著正相關。由此說明我國上市公司綜上所述，本文得出以下研究結

31、論:無論盈利能具有較強的盈利能力時，適度提高資產(chǎn)負債率會同力的強弱，我國上市公司均能在不同程度上發(fā)揮債時增大稅盾效應、財務杠桿正效應、公司治理效應，務融資的積極作用。盈利能力較強的公司，提高資進而增強了債務融資綜合效應，因此，假設i成立。產(chǎn)負債率會同時增大稅盾效應、財務杠桿正效應、但各種效應的影響程度不間，與綜合效應之間的關公司治理效應，進而增強了債務融資綜合效應，可聯(lián)性也就不一致。以適度擴大負債比例。其中，稅盾效應、公司治理效(2)盈利能力較弱(roa<rd)的樣本公司，債務應與綜合效應之間具有更大的關聯(lián)性。盈利能力較融資綜合效應與債務融資規(guī)模(alr)不顯著正相弱的公司，提高

32、資產(chǎn)負債率會增大稅盾效應、財務關，與稅盾效應(ipm)顯著正相關，與財務杠桿負效杠桿負效應，減小公司治理效應，但稅盾效應的強應(dfl，roe)顯著正相關，與公司治理效應化程度大于財務杠桿負效應、公司治理效應的弱化(grow、ocf)顯著負相關。由此說明我國上市公司程度，同樣增強了債務融資綜合效應，但需要謹慎具有較弱的盈利能力時，提高資產(chǎn)負債率會增大稅負債，防止將來弱化程度增大而出現(xiàn)的不確定性。盾效應、財務杠桿負效應，減小公司治理效應，但稅其中，稅盾效應與綜合效應之間具有更大的關聯(lián)70頁刃7上市公司債務融資效應的實證檢驗-一一基于多樣化效應的關聯(lián)性性。本文的研究揭示了債務融資效應在不同盈利水s

33、oushan wu. external financing needs, corporate 平下的影響因素及利用途徑，為促使監(jiān)管部門和上governance, and firm valuej. corporate governance: 市公司營造良好融資環(huán)境，合理制定債務規(guī)模，不斷an international review, 2010, 18(3):234-249. 優(yōu)化資本結構提供了又一力證。9楊棉之，盧闖.公司治理、盈余質量與經(jīng)理人參考文獻代理成本口.財經(jīng)問題研究，2011，(5) :94-97. 10王敏，劉冬榮.我國上市公司債務融資效應l modigliani f, mille

34、r m h. corporate income taxes and the cost of capital: a correctionj. ameri?研究凡中南財經(jīng)政法大學學報，2006，(3) :76-82. can economic review, 1963，但(3):433-443.l1la rocca maurizio, la rocca tiziana, gerace 2baxter n d. leverage, risk of ruin and the dionigi, smark cior百tan.effect of diversification on cost of cap

35、ital j. journal of finance, 1967, 22(3): capital stucture j). accounting & finance, 29，49 395-405. (4): 799-826. 12榮樹新.對利息支出抵稅作用的思考-一兼3jensen m c, meckling w h. theory of the firm: managerial behavior, agency costs and owner?析債務資金成本的計算口.中國管理信息化，28，ship structure j. journal of financial econo

36、mics, (7) :30-32. 197613周沁馨，李洋.電力行業(yè)上市公司的財務杠, (3):305-360. 4groh alexander p, henseleit christoph. the 桿效應分析-一基于2006-2009年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)口.valuation of tax shields induced by asset step -ups 財務與金融，2010，(4) :28-32. in corporate acquisitions j. review of business, 14王滿四，企業(yè)負債的債權治理機制分析口.29，30(1):17-32. 廣州大學學報(社會科學