上市公司債務(wù)融資
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上市公司債務(wù)融資范文第1篇
［關(guān)鍵詞］民營上市公司;債務(wù)融資類型結(jié)構(gòu)；主成分分析法;最優(yōu)配置
［中圖分類號(hào)］F270.5 ［文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼］A ［文章編號(hào)］1005-6432（2011）9-0054-04
1 引 言
自改革開放以來,民營經(jīng)濟(jì)逐漸成為我國經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要基礎(chǔ),對(duì)國民經(jīng)濟(jì)的影響越來越重要,但是融資問題成為制約民營企業(yè)發(fā)展的瓶頸,尤其是對(duì)債務(wù)融資的利用不足。因此,積極探索債務(wù)融資結(jié)構(gòu),對(duì)促進(jìn)民營經(jīng)濟(jì)發(fā)展具有重要的現(xiàn)實(shí)意義。
2 民營上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀分析
民營經(jīng)濟(jì)是一種非常具有中國特色的經(jīng)濟(jì)概念與經(jīng)濟(jì)形式,是指除了國有獨(dú)資企業(yè)以及國有控股企業(yè)以外的多種其他所有制經(jīng)濟(jì)的統(tǒng)稱。從經(jīng)濟(jì)總量上來看,截至2009年年底,我國民營經(jīng)濟(jì)的比重占國民經(jīng)濟(jì)總值的55%~60%,由于統(tǒng)計(jì)口徑的關(guān)系,在這里不能確定一個(gè)準(zhǔn)確的數(shù)值。但是,大體可以知道,我國的民營經(jīng)濟(jì)已經(jīng)占據(jù)國民經(jīng)濟(jì)總值的一半以上,對(duì)于我國的經(jīng)濟(jì)發(fā)展有著非常重要的意義。但是我國現(xiàn)在的民營上市公司融資結(jié)構(gòu)存在以下幾大問題。
2.1 股權(quán)的集中程度過高
我國的民營上市企業(yè)普遍存在股權(quán)集中度過高,同時(shí)社會(huì)公眾股高度分散的問題。根據(jù)2002年“中國私營企業(yè)研究”的課題報(bào)告顯示,民營企業(yè)大都存在一股獨(dú)大的問題。
2.2 融資渠道單一
我國的民營上市企業(yè)的資金來源主要分為內(nèi)源融資以及外源融資兩個(gè)部分。從這兩個(gè)部分來看,我國民營上市企業(yè)的內(nèi)源融資存在比重低,結(jié)構(gòu)簡單,渠道單一的問題,而外源融資則又偏向于股權(quán)融資,而債務(wù)融資過少的問題。詳見表1。
2.3 債務(wù)融資結(jié)構(gòu)不合理
從目前我國的民營企業(yè)融資狀況來看,普遍存在多年以來銀行貸款的現(xiàn)象,大部分的債務(wù)都是銀行貸款,而鮮有公司債券。這一點(diǎn)是所有我國上市企業(yè)的一個(gè)通病,在2003年之前,一般的上市企業(yè)的負(fù)債有75%以上是銀行貸款。這種現(xiàn)象直接導(dǎo)致了我國的民營上市企業(yè)的流動(dòng)資金困難,經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)大。
故此,優(yōu)化債務(wù)融資結(jié)構(gòu),對(duì)于企業(yè)有著現(xiàn)實(shí)的意義。
3 債務(wù)類型結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效的研究方法
3.1 樣本說明
本文選取2009年滬市上證民營企業(yè)50指數(shù)公司5年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析,研究期間為2005―2009年。不包含ST、PT的公司。由于金融類和房地產(chǎn)類上市公司其資本結(jié)構(gòu)和指標(biāo)具有獨(dú)特性,與其他行業(yè)公司的指標(biāo)數(shù)據(jù)不具有橫向可比性,因此也將這兩類上市公司剔除。文中涉及的數(shù)據(jù)來自巨潮資訊網(wǎng)及滬市官網(wǎng)。
3.2 企業(yè)績效的衡量
衡量企業(yè)績效的指標(biāo)有很多,根據(jù)前人的經(jīng)驗(yàn)研究可以分為兩類：一是賬面利潤指標(biāo),二是市場(chǎng)價(jià)值指標(biāo)。使用賬面利潤來衡量企業(yè)績效的指標(biāo)主要有主營業(yè)務(wù)利潤率、總資產(chǎn)收益率、凈資產(chǎn)收益率和每股收益等；使用市場(chǎng)價(jià)值衡量企業(yè)績效的指標(biāo)主要是Tohins Q。在以往的研究中,不同的學(xué)者研究不同的課題,采用的指標(biāo)也就不盡相同。
文章分別用主營業(yè)務(wù)利潤率、總資產(chǎn)收益率來作為公司績效的替代變量。主營業(yè)務(wù)利潤率,用當(dāng)年主營業(yè)務(wù)利潤與主營業(yè)務(wù)收入凈額的比率表示。它表明企業(yè)每單位主營業(yè)務(wù)收入能帶來多少主營業(yè)務(wù)利潤,反映了企業(yè)主營業(yè)務(wù)的獲利能力,是評(píng)價(jià)企業(yè)經(jīng)營效益的主要指標(biāo)?？傎Y產(chǎn)收益率反映企業(yè)總資產(chǎn)的收益水平?？傎Y產(chǎn)收益率,用當(dāng)年的稅前收益與總資產(chǎn)的比率表示。
3.3 債務(wù)融資類型結(jié)構(gòu)的衡量
根據(jù)前人的經(jīng)驗(yàn)研究,本文將債務(wù)類型結(jié)構(gòu)按照不同來源分為商業(yè)信用、企業(yè)債券、銀行借款和其他類型負(fù)債(包括應(yīng)付工資、應(yīng)付福利費(fèi)、應(yīng)付股利等)四類。一般來說,企業(yè)負(fù)債主要有三大來源,即銀行借款、商業(yè)信用與企業(yè)債券。但我國上市公司的負(fù)債目前主要來源于銀行借款和商業(yè)信用,考慮到除了商業(yè)信用和銀行借款兩類外的其他類型的負(fù)債比例,如應(yīng)付工資、應(yīng)付福利費(fèi)、應(yīng)付股利等這類公司暫時(shí)的負(fù)債也可能對(duì)公司的經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生影響,因此,本文在模型中也添加了其他類型負(fù)債比例這一自變量。
3.4 控制變量的衡量
本文研究的是不同類型的債務(wù)對(duì)企業(yè)經(jīng)營績效的影響,但是,影響企業(yè)經(jīng)營績效的因素很多,因此在研究設(shè)計(jì)中要控制住其他因素對(duì)經(jīng)營績效的影響,以使我們能夠較準(zhǔn)確的測(cè)量不同類型的債務(wù)對(duì)企業(yè)績效的影響。根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)果,本文設(shè)置了兩個(gè)控制變量公司規(guī)模［ln(期末資產(chǎn)總額)］和公司成長性［(主營業(yè)務(wù)收入本年數(shù)-主營業(yè)務(wù)收入上年數(shù))/主營業(yè)務(wù)收入上年數(shù))］。
4 研究方法及步驟
首先,運(yùn)用網(wǎng)絡(luò)技術(shù),收集上市公司數(shù)據(jù)。
其次,對(duì)收集到的正式數(shù)據(jù)運(yùn)用SPSS和MATLAB進(jìn)行分析。在數(shù)理統(tǒng)計(jì)的基礎(chǔ)上,得出債務(wù)類型結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的方程。
最后,利用數(shù)理統(tǒng)計(jì)與理論分析相結(jié)合的方式得出企業(yè)最優(yōu)的債務(wù)類型結(jié)構(gòu)配置,并對(duì)如何改善民營上市公司的債務(wù)治理效應(yīng)提出自己的建議。
5 實(shí)證分析
我們知道不同的債務(wù)類型對(duì)企業(yè)績效有或正或負(fù)的影響。在線性回歸模型中,各個(gè)自變量和因變量的相關(guān)度亦有差異。也就是說,有的變量對(duì)因變量影響顯著,另外一些變量對(duì)因變量影響不顯著。
因此,我們想要知道哪些變量對(duì)因變量的影響較為顯著,哪些較為不顯著。即在多元線性回歸分析中,我們希望從對(duì)因變量Y有影響的諸多變量中選擇一些變量作為自變量,建立“最優(yōu)”回歸方程以便對(duì)因變量進(jìn)行預(yù)報(bào)或控制。具體而言,我們想要知道哪種債務(wù)類型對(duì)企業(yè)績效的影響較為顯著,哪些較為不顯著。影響較為顯著的變量,我們將引入回歸方程；影響較為不顯著的變量,我們將從回歸方程中剔除,從而得到債務(wù)類型結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的“最優(yōu)”回歸方程。
本文我們采用主成分分析法。主成分分析法是希望用較少的變量去解釋原來資料中的大部分變異,將我們手中許多相關(guān)性很高的變量轉(zhuǎn)化成彼此相互獨(dú)立或不相關(guān)的變量。通常是選出比原始變量個(gè)數(shù)少、能解釋大部分資料中的變異的幾個(gè)新變量,即所謂主成分,并用以解釋資料的綜合性指標(biāo)。因此,主成分分析實(shí)際上是一種降維方法。
主成分分析法的過程是：它把給定的一組相關(guān)變量通過線性變換轉(zhuǎn)成另一組不相關(guān)的變量,這些新的變量按照方差依次遞減的順序排列。在數(shù)學(xué)變換中保持變量的總方差不變,使第一變量具有最大的方差,稱為第一主成分,第二變量的方差次大,并且和第一變量不相關(guān),稱為第二主成分。依次類推,I個(gè)變量就有I個(gè)主成分。其中Li為p維正交化向量(Li×Li＝1),Zi之間互不相關(guān)且按照方差由大到小排列,則稱Zi為X的第I個(gè)主成分。設(shè)X的協(xié)方差矩陣為Σ,則Σ必為半正定對(duì)稱矩陣,求特征值λi(按從大到小排序)及其特征向量,可以證明,λi所對(duì)應(yīng)的正交化特征向量,即為第I個(gè)主成分Zi所對(duì)應(yīng)的系數(shù)向量Li,而Zi的方差貢獻(xiàn)率定義為λi/Σλj,通常要求提取的主成分的數(shù)量k滿足Σλk/Σλj>0.85。
本文檢驗(yàn)上述“最優(yōu)”回歸方程合理性的思路是：在原有的6個(gè)變量中,“最優(yōu)”回歸方程只取其中4個(gè)作為解釋變量,這相當(dāng)于提取了4個(gè)主成分,即k=4。這樣的話,我們就可以通過檢驗(yàn)前4個(gè)主成分的累積方差貢獻(xiàn)率是否大于85%,來檢驗(yàn)“最優(yōu)”回歸方程對(duì)自變量降維做法的合理性。
取公司成長性和公司規(guī)模為控制變量,采用線性模型如下：
總資產(chǎn)收益率=a+b(銀行借款比例)+c(商業(yè)信用比例)+d(債券比例)+e(其他類型負(fù)債比例)+f(公司規(guī)模)+g(公司成長性)+h
先檢驗(yàn)各個(gè)自變量之間的相關(guān)性執(zhí)行代碼如下：
由以上數(shù)據(jù)可以看到,相關(guān)性最大的變量是(x1,x5,x6),兩兩間的相關(guān)系數(shù)均接近1。也即銀行借款比例、公司規(guī)模和公司成長性的兩兩相關(guān)性最大,超過了50%。
由以上分析可知,x1：銀行借款比例在模型中的解釋能力與x5：公司規(guī)模、x6：公司成長性的解釋能力相似,這三個(gè)變量可能只需取其中一個(gè)加入到回歸模型中即可起到較好的解釋作用。
通過逐步回歸分析結(jié)果表明,x1、x2、x3、x4是最優(yōu)回歸方程中保留的變量,而x5、x6被剔除。
利用Stepwise函數(shù)可以一目了然地看到逐步回歸結(jié)果。Stepwise函數(shù)的功能即是創(chuàng)建多元線性回歸分析的逐步回歸法建模的交互式圖形環(huán)境。
RMSE表示最優(yōu)回歸方程的標(biāo)準(zhǔn)誤差估計(jì)。依次被添加到回歸方程中的變量為x1,x2,x3,x4。在這四個(gè)迭代步驟前后,RMSE的數(shù)值依次是：0.0579,0.0536,0.0516,0.0507,變化趨勢(shì)如下圖?？梢钥吹?RMSE明顯地越來越小,說明逐步回歸有效地增強(qiáng)了變量的顯著性和解釋能力,新的模型更好。
最后,可以得出債務(wù)類型結(jié)構(gòu)與企業(yè)績效之間的“最優(yōu)”回歸方程為：
ROA=0.1262－0.0285×銀行借款比例＋0.0456 ×商業(yè)信用比例＋0.0365×債券比例＋0.0144×其他類型負(fù)債比例。
通過上面的逐步回歸分析得到結(jié)論：以公司規(guī)模和公司成長性作為控制變量,商業(yè)信用比例是對(duì)企業(yè)績效影響最為顯著的債務(wù)類型變量,而其他類型負(fù)債比例不顯著，回歸結(jié)果符合上面的推論。企業(yè)要想提高經(jīng)營績效,那么在各種債務(wù)類型中,增加商業(yè)信用比例是效果最為明顯的方式。每增加商業(yè)信用比例一個(gè)百分點(diǎn),總資產(chǎn)收益率將提高0.0456個(gè)百分點(diǎn)。若要達(dá)到總資產(chǎn)收益率最大化,從模型來推測(cè),則應(yīng)當(dāng)將商業(yè)信用比例達(dá)到一個(gè)鞍點(diǎn)0.4451,從而能使收益最大化。較高的商業(yè)信用比率成本過高,而較低的商業(yè)信用比例將使得企業(yè)績效降低。因此只有取得此鞍點(diǎn)才能得到最優(yōu)解。商業(yè)信用比例也將維持在一個(gè)穩(wěn)定值以提高總資產(chǎn)收益率。公司規(guī)模、公司成長性的系數(shù)均改變了符號(hào),公司規(guī)模在“最優(yōu)”回歸方程中的系數(shù)變成了正數(shù),而公司成長性在“最優(yōu)”回歸方程中大于0.1541時(shí)系數(shù)變?yōu)檎龜?shù),小于0.1541時(shí)系數(shù)為負(fù)數(shù)。這種現(xiàn)象的出現(xiàn),因?yàn)橹鸩交貧w是對(duì)因變量影響較不顯著的變量剔除,同時(shí)將對(duì)因變量影響顯著的變量加到回歸方程中。在這一增一減中,實(shí)際上是把各個(gè)自變量之間的相關(guān)性對(duì)因變量的影響降到了最低,反映在方程里也就是自變量系數(shù)的改變。
由此我們可知,當(dāng)企業(yè)績效最優(yōu)時(shí),各種債務(wù)的最優(yōu)配置比例如表2所示：
6 結(jié) 論
通過分析我們可以看到,民營上市公司現(xiàn)存?zhèn)鶆?wù)結(jié)構(gòu)與最優(yōu)配置結(jié)構(gòu)之間有相當(dāng)大的差距,針對(duì)民企上市公司的資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀,應(yīng)對(duì)企業(yè)的財(cái)務(wù)政策作出適當(dāng)?shù)恼{(diào)整：企業(yè)要及時(shí)償還短期債務(wù),降低負(fù)債比率,特別是流動(dòng)負(fù)債比率；在資金有余時(shí),應(yīng)及時(shí)進(jìn)行短期投資,加速資金運(yùn)轉(zhuǎn),避免資金閑置；調(diào)整企業(yè)外部籌資政策,關(guān)注適度負(fù)債對(duì)提升企業(yè)價(jià)值的重要性,提高企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債比率。當(dāng)企業(yè)需要大量資金且負(fù)債比例較低時(shí),可以采用發(fā)行債券籌資；對(duì)股權(quán)進(jìn)行控制,當(dāng)遇到惡意收購等突發(fā)事件時(shí)應(yīng)收回投資,減少對(duì)外流失股份。在企業(yè)經(jīng)濟(jì)效益良好時(shí),適時(shí)贖回股票,既可以減少效益的分流,降低權(quán)益比,又能更有效掌握控股權(quán)。民營企業(yè)主要依靠的是自有資金的增長來發(fā)展企業(yè)的規(guī)模。國家政策的約束和金融市場(chǎng)發(fā)展滯后,約束了企業(yè)籌資方式的發(fā)展。因此,民營企業(yè)應(yīng)通過擴(kuò)大企業(yè)債券的發(fā)行規(guī)模、減少對(duì)企業(yè)債券市場(chǎng)運(yùn)行的不必要的行政干預(yù)以及完善法規(guī)體系等多個(gè)方面來促進(jìn)企業(yè)債券市場(chǎng)的發(fā)展和完善。民營企業(yè)發(fā)債融資將迫使企業(yè)增加經(jīng)營壓力,增強(qiáng)資金成本意識(shí),建立有效自我約束機(jī)制,這是完善及優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)的直接措施。民企上市融資要加強(qiáng)監(jiān)管力度。第一,對(duì)企業(yè)募集資金的去向問題進(jìn)行嚴(yán)格管理,避免企業(yè)用股權(quán)融資得來的資金來償還債務(wù)。第二,要加強(qiáng)外部審計(jì)對(duì)企業(yè)財(cái)務(wù)報(bào)告的監(jiān)督力度。第三,完善公司法,在法律上規(guī)范企業(yè)的融資行為,杜絕證券市場(chǎng)上的不良風(fēng)氣。同時(shí)增加企業(yè)流通股的總量,培養(yǎng)對(duì)企業(yè)擁有相對(duì)控制權(quán)的投資者,激發(fā)外部市場(chǎng)對(duì)公司管理層的關(guān)注。過度分散的股份會(huì)削弱其控制權(quán),客觀上促使其減少股權(quán)融資的比例,加強(qiáng)對(duì)債務(wù)融資的利用,優(yōu)化企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。
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上市公司債務(wù)融資范文第2篇
關(guān)鍵字：上市公司；債務(wù)融資；融資結(jié)構(gòu)；行業(yè)特征
企業(yè) 是采用長期債務(wù)融資還是短期債務(wù)將直接 影響 到企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。在中國上市公司的債務(wù)資金來源中，是長期債務(wù)偏多還是短期債務(wù)偏多呢？長短期債務(wù)的構(gòu)成情況又是怎樣呢？行業(yè)因素對(duì)中國上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的影響如何？本文的目的是對(duì)中國上市公司的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)特征進(jìn)行具體分析。
樣本選擇及其行業(yè)分布
本文使用wind中國 金融 數(shù)據(jù)庫中1995至2006年所有上市a股報(bào)告合并資產(chǎn)負(fù)債表的非金融公司數(shù)據(jù)為樣本，同時(shí)采用中國證監(jiān)會(huì)2001年4月的《上市公司行業(yè)分類指引》（該指引為三級(jí)分類，包括13個(gè)門類，91大類和288個(gè)中類。該指引判斷某一上市公司行業(yè)的方法：當(dāng)公司在某一行業(yè)的營業(yè)收入比重大于或等于50%，該公司便被歸入這一行業(yè)；當(dāng)公司沒有一個(gè)行業(yè)的營業(yè)收入大于或等于50%，而它在某一行業(yè)的營業(yè)收入比重超過其他行業(yè)30%時(shí)，該公司被歸為該行業(yè)。否則，公司被歸為綜合類。）來劃分上市公司所屬的行業(yè)。表1是樣本及其所在行業(yè)的統(tǒng)計(jì)，可以看出，中國上市公司中將近60%的公司屬于制造業(yè)。
表1 中國上市公司的行業(yè)分布情況
行業(yè)門類（行業(yè)代碼）
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
農(nóng)林牧漁業(yè)（a）
14
17
25
26
27
31
35
36
37
37
37
37
采掘業(yè)（b）
5
7
10
11
11
16
19
19
21
21
21
21
制造業(yè)（c）
440
498
590
623
668
711
776
786
804
804
803
801
水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)（d）
35
37
44
48
50
53
60
61
61
61
61
61
建筑業(yè)（e）
11
13
14
15
17
22
26
26
28
28
28
28
交通 運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)（f）
27
31
42
44
49
53
56
58
60
61
60
59
信息技術(shù)業(yè)（g）
52
55
62
64
69
77
82
83
86
86
86
86
批發(fā)和零售貿(mào)易（h）
72
74
84
85
88
88
90
90
90
90
90
90
房地產(chǎn)業(yè)（j）
45
47
53
54
55
55
57
57
59
59
59
59
社會(huì) 服務(wù)業(yè)（k）
25
28
34
36
37
37
38
38
40
40
40
40
傳播與文化業(yè)（l）
9
9
9
10
10
10
10
10
10
10
10
10
綜合類（m）
67
72
73
73
74
74
74
74
74
74
74
74
總計(jì)
802
888
1040
1089
1155
1227
1323
1338
1370
1371
1369
1366
中國上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的總體特征
一、中國上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的趨勢(shì)分析
表2 1992年-2006年中國上市公司債務(wù)融資趨勢(shì)分析
年份
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
平均
總負(fù)債/總資產(chǎn)
0.526
0.493
0.464
0.454
0.458
0.455
0.473
0.494
0.506
0.542
0.621
0.639
0.51
流動(dòng)負(fù)債/總資產(chǎn)
0.42
0.401
0.386
0.382
0.39
0.388
0.4
0.422
0.434
0.468
0.548
0.56
0.433
長期負(fù)債/總資產(chǎn)
0.105
0.092
0.078
0.072
0.069
0.066
0.074
0.071
0.073
0.073
0.073
0.078
0.077
流動(dòng)負(fù)債/總負(fù)債
0.798
0.813
0.832
0.841
0.85
0.853
0.843
0.854
0.855
0.864
0.881
0.876
0.847
長期負(fù)債/總負(fù)債
0.2
0.187
0.168
0.158
0.149
0.146
0.157
0.144
0.143
0.135
0.118
0.122
0.152
銀行信用比率
0.462
0.493
0.479
0.492
0.488
0.492
0.494
0.478
0.486
0.477
0.453
0.456
0.479
注：除2006年的數(shù)據(jù)為各公司的中報(bào)外，其余各年均為年報(bào)。銀行信用比率為短期借款與長期借款之和與全部負(fù)債之比。
表2統(tǒng)計(jì)了中國上市公司自1995年到2006年12年的總體資產(chǎn)負(fù)債率、流動(dòng)負(fù)債比率、長期負(fù)債比率、流動(dòng)負(fù)債占總負(fù)債的比率、長期負(fù)債占總負(fù)債的比率以及銀行信用比率的變化情況，其中12年的平均值分別為51%、43.4%、7.7%、84.7%、15.2%和47.9%。圖1直觀的顯示了1995年-2006年中國上市公司的債務(wù)融資趨勢(shì)。
中國上市公司的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)中，從期限結(jié)構(gòu)的分類來看，期限短的流動(dòng)負(fù)債占絕對(duì)的主導(dǎo)地位，而期限長的長期負(fù)債則只占一個(gè)較小的比重，這表明中國上市公司偏好期限短、流動(dòng)性好的流動(dòng)負(fù)債。從債務(wù)資金的來源來看，銀行信貸是企業(yè)債務(wù)資金的主要來源。從1995年至2006年12年的時(shí)序特征來看，中國上市公司的總體資產(chǎn)負(fù)債比率約為1/2左右，12年間呈u形變化，即1995年該比率為52.6%，之后逐年遞減，2000年該比率為45.54%，從2001年該比率開始回升，到2006年達(dá)到63.86%，說明中國上市公司通過債務(wù)籌集公司 發(fā)展 所需資金的趨勢(shì)在不斷增強(qiáng)；流動(dòng)負(fù)債比率偏高，也呈u形變化，即1995年該比率為42%，之后逐年遞減，到2000年該比率為38.83%，2001年該比率開始逐年上升，到2006年該比率為55.91%；長期負(fù)債比率很低，且呈逐年下降的趨勢(shì)，1995年該比率為10.5%，1999年該比率下降到最低點(diǎn)6.85%，之后又有所回升，到2006年該比率上升到7.82%；流動(dòng)負(fù)債占總負(fù)債的比重呈逐年上升的趨勢(shì)，1995年為79.8%，到2005年達(dá)到最高點(diǎn)88.1%；長期負(fù)債占總負(fù)債的比重則呈逐年下降的趨勢(shì)，1995年為20%，到2005年達(dá)到最低點(diǎn)11.8%，2006年該比重有所回升，為12.2%。
從圖1可以看出，在2000年以前，中國上市公司的總體資產(chǎn)負(fù)債比率呈逐年遞減趨勢(shì)，長期負(fù)債占總負(fù)債的比率也呈遞減趨勢(shì)，而流動(dòng)負(fù)債占總負(fù)債的比率仍呈上升趨勢(shì)，表明企業(yè)負(fù)債率的降低，主要是由于長期負(fù)債的減少造成的，這可能與在1996-1999年間央行連續(xù)7次的降息有關(guān)，企業(yè)為了避免長期債務(wù)的利息率風(fēng)險(xiǎn)而采取減少長期債務(wù)融資或用短期債務(wù)融資來替代長期債務(wù)融資的方式，以降低利息率風(fēng)險(xiǎn)，從而降低債務(wù)融資成本。
圖1 1992年-2006年中國上市公司的債務(wù)融資趨勢(shì)圖
二、中國上市公司短期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)狀況
表3列出了1995年至2006年12年間短期債務(wù)所反映的與企業(yè)具有債權(quán)債務(wù)關(guān)系的利益相關(guān)者與企業(yè)之間的債權(quán)債務(wù)關(guān)系。從表3可以看出：（1）中國上市公司的短期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)中，短期借款所占的比重最大，平均為38.36%。（2） 其次是應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款和預(yù)收賬款與代銷商品款，這三項(xiàng)指標(biāo)所反映的是企業(yè)之間的往來所形成的資金占用關(guān)系，占流動(dòng)負(fù)債的比率平均為33.39%；其中又以應(yīng)付賬款所占的比重最高，平均占18.76%。（3） 至于企業(yè)來自職工和股東的債務(wù)融資所占流動(dòng)負(fù)債的比重不大，分別為1.84%和3.54%。（4） 從這12年的時(shí)序特征來看，短期借款占流動(dòng)負(fù)債的比重呈逐年遞減的趨勢(shì)，1995年該比重為40.14%，2006年下降為34.19%；而商業(yè)信用（企業(yè)相互往來所產(chǎn)生的資金占用）占流動(dòng)負(fù)債的比重有上升的趨勢(shì)，由1995年的28.26%上升到2006年的41.88%；再者，從表2可知流動(dòng)負(fù)債呈逐年上升的趨勢(shì)。這可能有兩個(gè)原因：第一，銀行信貸的有限性；第二，隨著銀行商業(yè)化改革的深入，銀行的風(fēng)險(xiǎn)意識(shí)逐漸增強(qiáng)，而上市公司業(yè)績又呈下滑趨勢(shì)，故出現(xiàn)“惜貸”現(xiàn)象。企業(yè)為了籌集到企業(yè)發(fā)展所需要的資金而采取了用商業(yè)信用來替代銀行信貸的債務(wù)融資方式。這也是在中國債務(wù)融資渠道單一的情況下企業(yè)理性選擇的結(jié)果。（5）企業(yè)對(duì)職工工資的拖欠在不斷上升，1995年為1.17%，2003年上升到2.09%，對(duì)股東支付股利等的拖欠卻在下降，這間接的表明企業(yè)為了滿足經(jīng)營發(fā)展的資金需求，在盡力為企業(yè)保留發(fā)展所需要的資金。
表3 短期債務(wù)所反映的各債權(quán)人與企業(yè)之間的債權(quán)債務(wù)關(guān)系
年份
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
平均
企業(yè)與銀行
40.14
41.98
41.29
42.47
40.1
37.77
38.13
36.57
37.33
36.38
33.91
34.19
38.36
企業(yè)與企業(yè)
28.26
28.91
28.75
28.5
28.14
29
30.97
35.73
39.26
39.55
41.75
41.88
33.39
企業(yè)與職工
1.17
1.34
1.57
2.17
2.31
2.12
2.14
2.1
2.09
2.06
1.2
1.78
1.84
企業(yè)與股東
7.46
4.59
4.53
4.42
4.6
5.55
4.81
4.23
0.37
0.31
0.44
1.18
3.54
企業(yè)與其他債權(quán)人
22.98
23.17
23.85
22.57
24.85
25.53
23.94
21.37
20.95
21.67
21.92
20.97
22.81
注：各指標(biāo)的結(jié)構(gòu)比率是各指標(biāo)的平均值與全部流動(dòng)負(fù)債平均值之比?！捌髽I(yè)與銀行”之間的債權(quán)債務(wù)是指“短期借款”；“企業(yè)與企業(yè)”之間的債權(quán)債務(wù)指“應(yīng)付票據(jù)、應(yīng)付賬款和預(yù)收賬款與代銷商品款之和”，即商業(yè)信用；“企業(yè)與職工”之間的債權(quán)債務(wù)是指“應(yīng)付工資與福利”；“企業(yè)與股東”之間的債權(quán)債務(wù)是指“應(yīng)付股利與利息”；“企業(yè)與其他債權(quán)人”之間的債權(quán)債務(wù)是指“應(yīng)交稅金、其他應(yīng)交應(yīng)付款、預(yù)提費(fèi)用、一年內(nèi)到期的長期債務(wù)以及其他流動(dòng)負(fù)債之和”。
三、中國上市公司長期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)狀況
表4列出了1995年-2006年中國上市公司長期債務(wù)融資的結(jié)構(gòu)特征，可以看出，中國上市公司的長期負(fù)債中長期借款占絕對(duì)主導(dǎo)地位，平均為78.59%；其次是長期應(yīng)付款，主要反映的是上市公司采用補(bǔ)償貿(mào)易方式下引進(jìn)國外設(shè)備價(jià)款、應(yīng)付融資租入固定資產(chǎn)租賃費(fèi)等，平均為13.88%；至于應(yīng)付債券，它所反映的是上市公司采用發(fā)行債券的方式來為公司籌集長期資金的情況，在長期負(fù)債中所占的比重很小，僅為2.92%。從這12年的時(shí)序特征來看，長期借款和應(yīng)付債券占長期負(fù)債的比重呈逐年遞增的趨勢(shì)，說明上市公司越來越多的利用銀行貸款和債券市場(chǎng)籌集長期資金，而長期應(yīng)付款占長期負(fù)債的比重則呈逐年遞減的趨勢(shì)，意味著中國上市公司采用補(bǔ)償貿(mào)易籌集長期資金的比重越來越小，這可能是由于近年來外商多以設(shè)備作為直接投資進(jìn)入中國而造成的。
表4 1995年-2006年中國上市公司長期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)特征
年份
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
平均
長期借款
70.06
71.92
71.09
74.21
78.19
83.22
82.61
80.58
82.21
81.43
82.97
84.6
78.59
應(yīng)付債券
1.83
1.59
1.86
2.76
2.64
2.7
0.8
1.8
3.63
6.25
5.03
4.2
2.92
長期應(yīng)付款
24.54
23.41
23.7
20.27
17.71
10.56
11.7
9.96
6.06
7.2
5.71
5.69
13.88
住房周轉(zhuǎn)金
0.084
-0.13
-0.13
0.247
-0.283
-1.03
-0.1
專項(xiàng)應(yīng)付款
0.048
0.058
0.05
1.1
1.28
1.4
1.34
1.55
1.57
0.7
其他長期負(fù)債
3.15
3.16
3.44
2.5
1.63
4.48
3.81
6.38
6.7
3.96
4.73
3.94
3.99
注：各指標(biāo)的結(jié)構(gòu)比率是各指標(biāo)的平均值與全部長期負(fù)債平均值之比。
表5 1995年-2006年中國上市公司長期借款為0的樣本分布
年份
1995
1996
1997
1998
1999
2000
2001
2002
2003
2004
2005
2006
長期借款為0的公司數(shù)
220
250
333
342
416
434
476
488
480
508
531
514
占總樣本比率
27.43
28.15
32.02
31.41
36.02
35.37
35.98
36.47
35.04
37.05
38.79
37.63
長期負(fù)債為0的公司數(shù)
104
118
157
145
179
219
291
274
237
229
240
217
占總樣本比率
12.97
13.29
15.1
13.32
15.5
17.85
22
20.48
17.3
16.7
17.53
15.89
應(yīng)付債券不為0的公司數(shù)
45
47
54
45
44
41
14
18
30
38
37
40
占總樣本比率
5.61
5.29
5.19
4.13
3.81
3.34
1.06
1.35
2.19
2.78
2.7
2.93
從表5 可以看出，盡管銀行信貸是企業(yè)長期債務(wù)資金的主要來源，但有相當(dāng)大比率的上市公司 ，其長期借款為0，甚至于有16.49%的企業(yè)根本就不使用長期債務(wù)，所有的債務(wù)資金全部來源于期限短、流動(dòng)性好的流動(dòng)負(fù)債。并且，從圖2可以看出，在2001年以前，上市公司的債務(wù)融資完全依賴于短期流動(dòng)負(fù)債而根本就不使用長期負(fù)債的趨勢(shì)在增強(qiáng)，從2002年起這一趨勢(shì)又有所下降；而長期借款為0的公司占總樣本的比率呈逐年上升的趨勢(shì)，表明越來越多的企業(yè)開始尋求銀行以外的融資渠道來籌集公司發(fā)展所需的長期資金。從應(yīng)付債券不為0的樣本分布來看，通過發(fā)行債券來籌集長期資金的公司很少，并且從1995年到2001年，通過發(fā)行債券來籌集長期資金的公司占總樣本的比率呈遞減的趨勢(shì)，這是由于我國企業(yè)債券市場(chǎng)不發(fā)達(dá)，導(dǎo)致我國上市公司債務(wù)融資方式單一的必然結(jié)果。從2002年起，這一趨勢(shì)有所扭轉(zhuǎn)，通過發(fā)行債券來籌集長期資金的公司占樣本的比率開始呈現(xiàn)上升的趨勢(shì)，但趨勢(shì)并不十分明顯（圖2），表明我國迫切需要大力發(fā)展企業(yè)債券市場(chǎng)，為我國上市公司融資渠道多元化提供支持。
圖2 1992年-2006年
一、 中國 上市公司各行業(yè)門類債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的統(tǒng)計(jì) 分析
1 . 行業(yè)門類各負(fù)債比率的描述性統(tǒng)計(jì)
表6為分別對(duì)除 金融 、保險(xiǎn)業(yè)以外的12個(gè)行業(yè)門類總體資產(chǎn)負(fù)債比率、流動(dòng)負(fù)債比率和長期負(fù)債比率從1995年至2006年12年平均值的描述性統(tǒng)計(jì)。從表6可以看出：① 制造業(yè)、建筑業(yè)、信息技術(shù)業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易、房地產(chǎn)業(yè)和綜合類等行業(yè)的總體資產(chǎn)負(fù)債率較高，平均值在50%以上，其中又以建筑業(yè)的總體資產(chǎn)負(fù)債率水平為最高，平均值為60.59%；其他行業(yè)的總體資產(chǎn)負(fù)債率水平居中，平均值在40%和50%之間。② 建筑業(yè)、批發(fā)和零售貿(mào)易以及房地產(chǎn)業(yè)等的流動(dòng)負(fù)債比率很高，平均值在50%以上，其中又以建筑業(yè)的流動(dòng)負(fù)債率水平為最高，平均值為54.76%；農(nóng)林牧漁業(yè)、采掘業(yè)、制造業(yè)、信息技術(shù)業(yè)、 社會(huì) 服務(wù)業(yè)、傳播與文化業(yè)以及綜合類等的流動(dòng)負(fù)債比率居中，平均值在30%和50%之間；水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和 交通 運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的流動(dòng)負(fù)債比率較低，平均值在30%以下。③ 與流動(dòng)負(fù)債比率相比，所有行業(yè)的長期負(fù)債比率都顯得十分低，其中只有采掘業(yè)、水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的長期負(fù)債比率平均值在10%以上，而其他行業(yè)均低于10%。
因此，可以看出，中國的管制型行業(yè)，如水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的總體資產(chǎn)負(fù)債比率和流動(dòng)負(fù)債比率較其他行業(yè)低，而長期負(fù)債比率則較其他行業(yè)高。原因可能有兩個(gè)：第一，管制型行業(yè)的利潤較高，而在中國高利潤公司偏好于股權(quán)融資或內(nèi)部融資，從而使其總體負(fù)債水平相對(duì)較低；同時(shí)中國管制型行業(yè)的上市公司都是當(dāng)?shù)剌^好的 企業(yè) ，容易從銀行貸到長期貸款，因而其長期負(fù)債率比其他行業(yè)高。第二，水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)中的企業(yè)，大多屬于壟斷性企業(yè)。產(chǎn)品大多不存在更新?lián)Q代 問題 ，收益風(fēng)險(xiǎn)主要是需求不足，而不是競爭引起的。產(chǎn)品或服務(wù)的價(jià)格比較穩(wěn)定，業(yè)務(wù)收益波動(dòng)程度較低、也比較穩(wěn)定，而且具有一次性投資規(guī)模大、后續(xù)投資小、投資回收期長等特征，因而不難推斷其長期負(fù)債率比其他行業(yè)高的結(jié)論。
表6 中國上市公司行業(yè)門類各負(fù)債比率的描述性統(tǒng)計(jì)（12年平均值）
行業(yè)代碼
a
b
c
d
e
f
g
h
j
k
l
m
平均
總負(fù)債/總資產(chǎn)
46.8
47.01
51.74
42.58
60.59
40.55
51.26
55.78
56.7
40.74
47.11
55.06
51.08
20.28
14.68
51.27
18.81
12.26
20.14
27.63
30.32
41.18
20.18
38.38
30.97
44.8
流動(dòng)負(fù)債/總資產(chǎn)
40.94
35.02
44.04
26.03
54.76
25.8
47.42
51.63
50.38
31.61
41.75
47.79
43.31
19.72
13
48.81
13.57
15.27
16.07
27.6
30.18
41.53
18.58
37.7
23.91
42.63
長期負(fù)債/總資產(chǎn)
6.8
11.97
7.69
16.31
5.83
14.7
3.83
4.12
6.3
8.95
5.35
7.23
7.71
8.08
11.96
11.37
15.63
7.47
15.86
5.86
6.46
7.82
10.32
7.5
16.6
12.46
注：表格中上方的數(shù)字表示均值，下方的數(shù)字表示標(biāo)準(zhǔn)差。行業(yè)代碼標(biāo)識(shí)同表1，以下各表同。
2 . 行業(yè)門類短期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)分布
表7 中國上市公司各行業(yè)門類短期負(fù)債結(jié)構(gòu)分布（12年平均值）
行業(yè)代碼
短期借款
應(yīng)付票據(jù)
應(yīng)付賬款
預(yù)收賬款與代銷商品款
應(yīng)付工資與福利
應(yīng)付股利、利息
應(yīng)交稅金
其他應(yīng)交、應(yīng)付款
預(yù)提費(fèi)用
一年內(nèi)到期的其他長期債務(wù)
其他
a
44.24
4.92
13.07
6.08
2.94
2.6
2.53
19.57
0.99
2.73
0.29
b
21.09
9.68
23.44
7.1
3.4
2.44
5.65
20.23
0.46
5.88
0.63
c
39.96
7.52
20.55
7.44
2.09
3.44
2.61
9.08
1.41
5.07
0.77
d
32.64
1.65
12.04
3.29
2.06
10.06
6.11
17.49
1.65
12.37
0.68
e
26.81
1.45
27.03
18.77
2.99
1.46
3.16
13.98
1.31
1.87
1.14
f
31.89
2.65
11.91
1.61
1.55
5.75
2.98
16.54
9.13
15.09
0.87
g
31.58
5.85
25.58
10.08
1.6
2.37
1.91
12.93
1.79
5.83
0.66
h
42.52
9.74
19.67
10.29
1.41
2.42
0.31
10.24
0.65
2.37
0.3
j
40.96
1.39
11.21
17.08
1.02
2.88
2.88
14.16
3.89
4.03
0.48
k
38.37
1.87
12.18
10.05
1.58
5.14
2.99
19.02
0.9
7.38
0.52
l
45.6
3.62
12.62
8.23
0.95
6.23
1.82
11.41
2.55
4.88
2.11
m
46.31
4.1
13.13
9.83
0.98
3.09
1.47
13.37
1.91
3.72
2.03
注：各指標(biāo)的結(jié)構(gòu)比率是各指標(biāo)的平均值與全部流動(dòng)負(fù)債平均值之比。
表7給出了中國上市公司各行業(yè)門類短期負(fù)債結(jié)構(gòu)的分布情況，表格中的數(shù)據(jù)為1995年至2006年12年的平均值。觀察表7可以得出：（1） 從短期借款來看，采掘業(yè)和建筑業(yè)的短期借款占流動(dòng)負(fù)債的比重相對(duì)較低，12年的平均值分別為21.09%和26.81%，其他行業(yè)的短期借款占流動(dòng)負(fù)債的比重的平均值均在30%以上，這說明銀行貸款仍是大部分行業(yè)短期負(fù)債的主要來源。（2） 從商業(yè)信用來看，水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的商業(yè)信用占流動(dòng)負(fù)債的比重偏低，12年的平均值分別為16.98%和16.17%；農(nóng)林牧漁業(yè)、房地產(chǎn)業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)、傳播與文化業(yè)和綜合類行業(yè)的商業(yè)信用占流動(dòng)負(fù)債的比重居中，平均值在20%至30%之間；采掘業(yè)、制造業(yè)、建筑業(yè)、信息技術(shù)業(yè)和批發(fā)與零售貿(mào)易行業(yè)的商業(yè)信用占流動(dòng)負(fù)債的比重很高，平均值在30%以上。從商業(yè)信用的內(nèi)部分布情況來看，大部分行業(yè)都是應(yīng)付賬款占商業(yè)信用的比重較高，其次是預(yù)收賬款與代銷商品款，應(yīng)付票據(jù)占商業(yè)信用的比重最低。（3） 從企業(yè)與職工的債權(quán)債務(wù)關(guān)系來看，大部分行業(yè)的應(yīng)付福利與工資占流動(dòng)負(fù)債的比重都很低，其中最高的行業(yè)為采掘業(yè)，但平均值也不過為3.4%，最低的行業(yè)為傳播與文化業(yè)，平均值為0.95%。（4）從企業(yè)與股東的債權(quán)債務(wù)關(guān)系來看，大部分行業(yè)的應(yīng)付股利和利息占流動(dòng)負(fù)債的比重都很低，但水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)的應(yīng)付股利和利息高于其他行業(yè)，平均值為10.06%，比最低的行業(yè)高出了近7倍；另外，交通運(yùn)輸與倉儲(chǔ)業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)和傳播與文化業(yè)的應(yīng)付股利和利息占流動(dòng)負(fù)債的比重平均值也都在5%以上。（5） 從除上述流動(dòng)負(fù)債以外的其他流動(dòng)負(fù)債來看，大部分行業(yè)的應(yīng)交稅金占流動(dòng)負(fù)債的比重很低，其中最高的行業(yè)為水電煤氣生產(chǎn)行業(yè)，但也不過為6.11%，最低的行業(yè)為批發(fā)與零售貿(mào)易，僅為0.31%；其他應(yīng)交應(yīng)付款的比重相對(duì)較高，除了制造業(yè)以外，其他行業(yè)的比重均在10%以上；大部分行業(yè)的預(yù)提費(fèi)用占流動(dòng)負(fù)債的比重都很低，平均值一般在1%至3%之間，但交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的比重較高，平均值達(dá)到9.13%；除了水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)以外，大部分行業(yè)的一年內(nèi)到期的其他長期債務(wù)占流動(dòng)負(fù)債的比重都在10%以內(nèi)，這與本文在前面得出的關(guān)于水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)和交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的長期負(fù)債比率較其他行業(yè)高的結(jié)論相一致。
3 . 行業(yè)門類長期債務(wù)融資結(jié)構(gòu)分布
表8給出了中國上市公司各行業(yè)門類長期負(fù)債結(jié)構(gòu)的分布情況，表格中的數(shù)據(jù)為1995年至2006年12年的平均值。從表8可以看出：（1）從長期借款來看，除了交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)外（平均值為43.87%），其他行業(yè)的長期借款在長期負(fù)債中所占的比重都占絕對(duì)優(yōu)勢(shì)，其中又以采掘業(yè)為最高，平均值為96.15%，這說明銀行的長期貸款是各行業(yè)長期負(fù)債的主要資金來源。（2） 從長期應(yīng)付債券來看，除了傳播與文化業(yè)外（平均值為13.39%），大部分行業(yè)的應(yīng)付債券占長期負(fù)債的比重都比較低，尤其是農(nóng)林牧漁業(yè)和建筑業(yè)等，平均值僅為0.2%左右，這說明對(duì)大部分行業(yè)而言，債券融資并非企業(yè)融資的主要渠道。（3）從長期應(yīng)付款來看，交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的長期應(yīng)付款占長期負(fù)債的比重遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他行業(yè)，平均值為44%。究其原因可以發(fā)現(xiàn)，交通運(yùn)輸、倉儲(chǔ)業(yè)的長期應(yīng)付款占長期負(fù)債的比重從1995年以來基本上呈逐年遞減的趨勢(shì)，該比重最高的年份是1997年，高達(dá)74.75%，到2006年，該比重仍高達(dá)16.94%，因此12年的平均值達(dá)到44%也就不奇怪了。另外，水電煤氣生產(chǎn)供應(yīng)業(yè)、建筑業(yè)、社會(huì)服務(wù)業(yè)和傳播與文化業(yè)等的長期應(yīng)付款占長期負(fù)債的比重的平均值也都在10%以上，這說明一部分行業(yè)企業(yè)樂于采用補(bǔ)償貿(mào)易方式或融資租入固定資產(chǎn)的方式來為企業(yè) 發(fā)展 籌集資金。
表8 中國上市公司各行業(yè)門類長期負(fù)債結(jié)構(gòu)分布（12年平均值）
行業(yè)代碼
a
b
c
d
e
f
g
h
j
k
l
m
長期借款
85.47
96.15
85.33
84.06
85.76
43.87
90.26
88.61
82.6
63.1
71.54
84.39
應(yīng)付債券
0.19
1.51
3.49
4.61
0.2
1.47
1.23
0.72
5.69
4.66
13.39
3.17
長期應(yīng)付款
8.88
1.89
7.24
10.71
11.94
44
3.71
6.88
7.67
14.41
10.44
9.35
住房周轉(zhuǎn)金
0.25
-0.1
-0.13
-0.08
0.29
-0.11
0.12
-0.52
0.35
-0.05
-1.01
-0.05
專項(xiàng)應(yīng)付款
3.05
0.04
1.46
0.42
0.37
0.22
1.77
1.27
0.13
0.57
1.27
0.55
其他長期負(fù)債
2.15
0.56
2.76
0.31
1.44
10.72
2.9
3.17
3.56
17.56
4.37
2.78
注：各指標(biāo)的結(jié)構(gòu)比率是各指標(biāo)的平均值與全部長期負(fù)債平均值之比。
二、門類行業(yè)間債務(wù)融資結(jié)構(gòu)差異檢驗(yàn)
非參數(shù)檢驗(yàn)又稱為任意分布檢驗(yàn)（distribution-free test），它不考慮 研究 對(duì)象總體分布的具體形式，也不對(duì)總體參數(shù)進(jìn)行統(tǒng)計(jì)推斷，而是通過檢驗(yàn)樣本所代表的總體分布形式是否一致來得出統(tǒng)計(jì)結(jié)論。非參數(shù)檢驗(yàn)具有適用范圍廣，不論樣本來自的總體分布形式如何都可適用的優(yōu)點(diǎn)；然而，如果對(duì)符合用參數(shù)檢驗(yàn)的資料用非參數(shù)檢驗(yàn)，則會(huì)丟失信息，導(dǎo)致檢驗(yàn)效率下降，犯第ⅱ類錯(cuò)誤的可能性比參數(shù)檢驗(yàn)大。因此，為了得到更為精確的結(jié)論，本文同時(shí)采用參數(shù)和非參數(shù)檢驗(yàn)對(duì)1995年至2006年12年間中國上市公司12個(gè)門類行業(yè)間的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)差異進(jìn)行分析，其中參數(shù)檢驗(yàn)是指兩因素方差分析，即以“行業(yè)”和“年份”為因素，非參數(shù)檢驗(yàn)是指成組設(shè)計(jì)多個(gè)樣本比較的秩和檢驗(yàn)（kruksal-wallis檢驗(yàn)）。另外，為了進(jìn)一步對(duì)各門類行業(yè)彼此之間的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)差異程度進(jìn)行分析，本文采用scheffe法進(jìn)一步做均數(shù)間的兩兩比較。
1 . 各負(fù)債比率的差異檢驗(yàn)
表9是對(duì)1995至2006年12年各行業(yè)門類間的各種負(fù)債比率進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果。從表9的參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，不同年份以及不同門類行業(yè)間的各負(fù)債比率之間存在顯著差異，因?yàn)樗械膄值都在1%甚至更低的水平上顯著。另外，從f值來看，由于行業(yè)的f值都比年份相對(duì)應(yīng)的f值高，故可以得知各負(fù)債比率之間的差異更多的是由于行業(yè)差異而不是年份差異造成的。從表9的非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，所有的kruksal-wallis檢驗(yàn)卡方統(tǒng)計(jì)值都在1%的水平上顯著，進(jìn)一步表明門類行業(yè)間的各負(fù)債比率存在顯著差異。
表9 1995年至2006年中國上市公司各負(fù)債比率的差異檢驗(yàn)結(jié)果
負(fù)債比率
方差分析的f值（p值）
kruksal-wallis檢驗(yàn)
卡方檢驗(yàn)值（p值）
總體
年份
行業(yè)
總負(fù)債/總資產(chǎn)
17.35（0.0000）
14.47（0.0000）
20.23（0.0000）
72.124（0.0001）
流動(dòng)負(fù)債/總資產(chǎn)
35.23（0.0000）
15.07（0.0000）
55.40（0.0000）
105.545（0.0001）
長期負(fù)債/總資產(chǎn)
18.64（0.0000）
3.00（0.0015）
34.28（0.0000）
102.425（0.0001）
2 . 行業(yè)門類間短期債務(wù)結(jié)構(gòu)的差異檢驗(yàn)
表10是對(duì)1995至2006年12年各行業(yè)門類間短期債務(wù)結(jié)構(gòu)分布進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果。從表10的參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：（1）各年份的短期借款沒有區(qū)別，而各行業(yè)間的短期借款有顯著差別；（2） 年份因素和行業(yè)因素都對(duì)商業(yè)信用的差別有顯著 影響 ，且行業(yè)因素的影響更大；（3） 年份因素對(duì)企業(yè)與職工的債權(quán)債務(wù)沒有影響，而行業(yè)因素對(duì)其有顯著影響；（4）年份因素和行業(yè)因素都對(duì)企業(yè)與股東的債權(quán)債務(wù)有顯著影響，且年份因素的影響似乎更大；（5） 年份因素和行業(yè)因素都對(duì)企業(yè)與其他債權(quán)人之間的債權(quán)債務(wù)有顯著影響，且行業(yè)因素的影響更大。表10的非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步支持了門類行業(yè)間短期債務(wù)的結(jié)構(gòu)分布存在顯著差異的結(jié)論，因?yàn)樗械目ǚ綑z驗(yàn)值都在1%的水平上顯著。
表10 1995年至2006年行業(yè)門類間短期債務(wù)結(jié)構(gòu)分布的差異檢驗(yàn)結(jié)果
債務(wù)種類
方差分析的f值（p值）
kruksal-wallis檢驗(yàn)
卡方檢驗(yàn)值（p值）
總體
年份
行業(yè)
企業(yè)與銀行
10.30（0.0000）
1.12（0.3482）
19.48（0.0000）
85.158（0.0001）
企業(yè)與企業(yè)
30.49（0.0000）
10.13（0.0000）
50.85（0.0000）
103.834（0.0001）
企業(yè)與職工
10.10（0.0000）
1.58（0.1119）
18.61（0.0000）
92.631（0.0001）
企業(yè)與股東
13.09（0.0000）
13.57（0.0000）
12.61（0.0000）
32.062（0.0007）
企業(yè)與其他
21.76（0.0000）
4.22（0.0000）
39.30（0.0000）
102.426（0.0001）
從以上分析可知各行業(yè)間的短期借款有顯著差別，但對(duì)各門類行業(yè)彼此之間短期借款的差異程度尚不清楚，故本文采用scheffe法進(jìn)一步做均數(shù)間的兩兩比較（表11）。從表11可以看出，在5%的水平下，短期借款有多個(gè)檢驗(yàn)結(jié)果顯著，且顯著的結(jié)果比較均勻的分散在若干行業(yè)門類之間，行業(yè)間的短期借款差異主要是由于農(nóng)林牧漁業(yè)、采掘業(yè)、建筑業(yè)、交通運(yùn)輸和倉儲(chǔ)業(yè)、信息技術(shù)業(yè)、傳播與文化業(yè)和綜合類行業(yè)之間的差異引起的。
表11 12個(gè)行業(yè)門類間短期借款的scheffe檢驗(yàn)
行業(yè)
a
b
c
d
e
f
g
h
j
k
l
b
0.000
c
0.993
0.000
d
0.052
0.054
0.702
e
0.000
0.930
0.010
0.920
f
0.024
0.104
0.546
1.000
0.971
g
0.018
0.134
0.479
1.000
0.982
1.000
h
1.000
0.000
1.000
0.208
0.000
0.119
0.092
j
0.999
0.000
1.000
0.493
0.003
0.342
0.285
1.000
k
0.916
0.000
1.000
0.930
0.054
0.845
0.797
0.994
1.000
l
1.000
0.000
0.937
0.013
0.000
0.005
0.004
1.000
0.986
0.719
m
1.000
0.000
0.863
0.006
0.000
0.002
0.001
0.998
0.957
0.574
1.000
注：僅列出了p值。
3 . 行業(yè)門類間長期債務(wù)結(jié)構(gòu)的差異檢驗(yàn)
表12是對(duì)1995至2006年12年各行業(yè)門類間長期債務(wù)結(jié)構(gòu)分布進(jìn)行參數(shù)檢驗(yàn)和非參數(shù)檢驗(yàn)的結(jié)果。從表12的參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果可以看出：（1） 年份因素和行業(yè)因素都對(duì)企業(yè)長期借款有顯著影響，且行業(yè)因素的影響更大；（2）在1%的水平下，年份因素對(duì)應(yīng)付債券沒有影響，但在5%的水平下對(duì)應(yīng)付債務(wù)有顯著影響，行業(yè)因素則在1%甚至更低的水平上對(duì)應(yīng)付債券有顯著影響；（3）年份因素和行業(yè)因素對(duì)長期應(yīng)付款都有顯著影響，且行業(yè)影響較大；（4）年份因素對(duì)其他長期負(fù)債沒有顯著影響，而行業(yè)因素對(duì)其有顯著影響。表12的非參數(shù)檢驗(yàn)結(jié)果進(jìn)一步支持了門類行業(yè)間長期債務(wù)的結(jié)構(gòu)分布存在顯著差異的結(jié)論，因?yàn)樗械目ǚ綑z驗(yàn)值都在1%的水平上顯著。
表12 1995年至2006年行業(yè)門類間長期債務(wù)結(jié)構(gòu)分布的差異檢驗(yàn)結(jié)果
債務(wù)種類
方差分析的f值（p值）
kruksal-wallis檢驗(yàn)
卡方檢驗(yàn)值（p值）
總體
年份
行業(yè)
長期借款
17.53（0.0000）
3.96（0.0000）
31.10（0.0000）
79.976（0.0001）
應(yīng)付債券
3.44（0.0000）
2.06（0.0284）
4.82（0.0000）
39.798（0.0001）
長期應(yīng)付款
12.95（0.0000）
5.37（0.0000）
20.53（0.0000）
58.768（0.0001）
其他
4.94（0.0000）
0.87（0.5713）
9.01（0.0000）
53.466（0.0001）
注：“其他”是指“住房周轉(zhuǎn)金、專項(xiàng)應(yīng)付款與其他長期負(fù)債之和”。
結(jié) 論
通過對(duì)中國上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的總體特征進(jìn)行分析，發(fā)現(xiàn)在中國上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)中，流動(dòng)負(fù)債比率較高且呈逐年上升的趨勢(shì)，長期負(fù)債比率較低且呈逐年下降的趨勢(shì)；中國上市公司的債務(wù)融資有1/2左右是靠銀行信貸實(shí)現(xiàn)的，且這一比重在1995至2006年12年中的變化并不大。在中國上市公司的短期債務(wù)融資中，以銀行貸款為主，其次為企業(yè)之間的往來所形成的資金占用關(guān)系，至于企業(yè)來自職工和股東的債務(wù)融資所占流動(dòng)負(fù)債的比重不大。在中國上市公司的長期債務(wù)融資中，長期借款占絕對(duì)主導(dǎo)地位，其次是長期應(yīng)付款，至于應(yīng)付債券在長期負(fù)債中所占的比重很??；此外，盡管銀行信貸是企業(yè)長期資金的主要來源，但有相當(dāng)大比率的上市公司，其長期借款為0，甚至于有的企業(yè)根本就不使用長期債務(wù)。
通過分析中國上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的行業(yè)特征，發(fā)現(xiàn)各行業(yè)的總體資產(chǎn)負(fù)債率水平都比較高，12年的平均值都在40%以上；在1995至2006年12年間，大部分行業(yè)的總體資產(chǎn)負(fù)債率和流動(dòng)負(fù)債比率都經(jīng)歷了一個(gè)u形變化過程；在負(fù)債結(jié)構(gòu)中，流動(dòng)負(fù)債比重過高，長期負(fù)債比重偏低；中國受管制行業(yè)的長期負(fù)債比率相對(duì)高于其他行業(yè)，流動(dòng)負(fù)債比率相對(duì)低于其他行業(yè)；銀行貸款和商業(yè)信用是大部分行業(yè)短期負(fù)債的主要來源；長期借款是大部分行業(yè)長期負(fù)債的主要來源。
參考 文獻(xiàn) ：
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上市公司債務(wù)融資范文第3篇
隨著我國全流通時(shí)代的到來,股份所有制公司的所有權(quán)日益分散，委托問題越來越引起關(guān)注。盡管如此，大多數(shù)公司權(quán)益融資和公司治理之間對(duì)債務(wù)融資的關(guān)注十分缺乏。目前國外已經(jīng)對(duì)具有融資結(jié)構(gòu)的公司同時(shí)進(jìn)行了理論研究和實(shí)踐性探索，并且已經(jīng)取得了一些相關(guān)成果。Jensen（1986）研究認(rèn)為債權(quán)人對(duì)公司收益具有較大的影響，主要體現(xiàn)在債權(quán)集中程度上面。一般來說，如果債權(quán)集中，債權(quán)人內(nèi)部利益相關(guān)，他們比較容易產(chǎn)生共同的觀點(diǎn)，達(dá)成公司高層決策需要的成本則比較低，公司運(yùn)營效率就會(huì)高，反之，債權(quán)人需要相互溝通，談判來達(dá)到共同的目的。Demsetz, Villalonga（2001）認(rèn)為公司最重要的目的是為了能夠獲利，在市場(chǎng)競爭中得以生存，因此公司所做出的一切決策需要以公司利益最大化為前提，股東人行動(dòng)成本高出公司收益時(shí)候公司管理機(jī)制失效，而且債權(quán)人所有制不同會(huì)對(duì)公司收益產(chǎn)生深遠(yuǎn)的影響。袁顯平、柯大鋼（2006）認(rèn)為學(xué)者在分析債務(wù)時(shí)候，往往認(rèn)為企業(yè)所有債務(wù)是相同的，事實(shí)上不然，企業(yè)的債務(wù)期限不同，利潤優(yōu)先權(quán)也不一樣，企業(yè)管理結(jié)構(gòu)不同，收益也會(huì)不盡相同。張雪芳、劉春杰（2006）等人根據(jù)MM理論結(jié)合古典與當(dāng)論研究了這一問題并且對(duì)公司治理進(jìn)行了分析，他們認(rèn)為企業(yè)運(yùn)營成本和融資結(jié)構(gòu)有著不可分割的關(guān)系。本文沿用前任的研究成果，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的管理結(jié)構(gòu)和公司治理相關(guān)度十分高，合理的融資結(jié)構(gòu)能夠?qū)镜挠芾砥鸬礁牧甲饔?，并且減少公司運(yùn)營成本。不合理的融資結(jié)構(gòu)會(huì)對(duì)公司產(chǎn)生負(fù)面效果，增加企業(yè)運(yùn)營成本的同時(shí)降低公司的實(shí)際存在價(jià)值。也就是說，融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司的整體運(yùn)營具有深遠(yuǎn)的影響。本文的研究目的是根據(jù)中國現(xiàn)在市場(chǎng)實(shí)際情況確立最合理的融資結(jié)構(gòu)與融資方式，進(jìn)而提升公司的管理效率，使得公司在激烈的市場(chǎng)競爭中達(dá)到利益最大化。
二、研究設(shè)計(jì)
（一）研究假設(shè)已有研究分析表明，債務(wù)融資的治理效應(yīng)必然促進(jìn)企業(yè)價(jià)值增長，即適當(dāng)?shù)膫鶆?wù)融資會(huì)優(yōu)化公司治理結(jié)構(gòu)、提高治理水平，從而提升企業(yè)價(jià)值。國內(nèi)外大量的實(shí)證研究證明，公司治理水平與企業(yè)價(jià)值之間是正相關(guān)的。原紅旗（2003）借助指標(biāo)CGI及中國實(shí)際數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析，發(fā)現(xiàn)我國上市公司治理水平確實(shí)對(duì)企業(yè)價(jià)值有高度顯著的正向促進(jìn)作用，并隨著改革深入和證券市場(chǎng)的規(guī)范化，呈現(xiàn)出逐年增強(qiáng)的趨勢(shì)。因此，提出假設(shè)：
假設(shè)1：債務(wù)融資治理效應(yīng)與企業(yè)價(jià)值顯著正相關(guān)
通常情況下，公司盈利能力越高，公司的價(jià)值也就會(huì)越高
假設(shè)2：公司盈利能力與公司價(jià)值顯著正相關(guān)
研究表明，公司規(guī)模對(duì)公司價(jià)值的影響主要體現(xiàn)在公司業(yè)績這一方面。國內(nèi)外已有不少研究者用公司規(guī)模作為變量解釋公司的價(jià)值增長，他們認(rèn)為公司價(jià)值增長可以解釋為公司規(guī)模擴(kuò)張的結(jié)果。
假設(shè)3:公司規(guī)模與公司價(jià)值顯著正相關(guān)
通常情況下，公司成長性指標(biāo)越好，公司價(jià)值便價(jià)值越大。
假設(shè)4：公司成長能力與公司價(jià)值顯著正相關(guān)
（二）樣本選取與數(shù)據(jù)來源本文研究的樣本主體是國內(nèi)A股上市公司。目前為止，由于2013年的年報(bào)數(shù)據(jù)尚未進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，因此本文選取的研究區(qū)間為2010年至2012年。原始樣本為2010年12月31日前上市的所有A股公司。并且，為避免受到新股和債務(wù)融資率指標(biāo)在計(jì)算中的影響，使用凈債務(wù)指標(biāo)；同時(shí)，為了確保數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)的精確度和客觀性，本了如下剔除：排除所有金融保險(xiǎn)類的公司；排除異常數(shù)據(jù)（凈資產(chǎn)收益率ROE小于－1000%）；排除數(shù)據(jù)不完整的公司。經(jīng)過統(tǒng)計(jì)，符合這樣條件的數(shù)據(jù)有2967組。樣本數(shù)據(jù)來源于wind資訊。
（三）變量定義 本文選取了如下變量：（1）被解釋變量。反映企業(yè)績效指標(biāo)的指標(biāo)有： ROE（凈資產(chǎn)收益率）、ROA（總資產(chǎn)收益率）和CPM（主營業(yè)務(wù)利潤率） 等。本文選取總資產(chǎn)收益率 ROA 作為描述企業(yè)績效的指標(biāo)。理由主要如下：凈資產(chǎn)收益率 ROE只能體現(xiàn)自有資本獲取收益的能力，而不能展現(xiàn)債權(quán)形式資源投資的影響；另外，由于凈資產(chǎn)收益率ROE考慮了債務(wù)融資的杠桿效應(yīng)，因此難以獨(dú)立體現(xiàn)負(fù)債的治理效應(yīng)。例如，在凈資產(chǎn)收益率較高的情況，公司可能表現(xiàn)為過高的負(fù)債，而凈資產(chǎn)收益率較低的情況只能反映該公司的融資策略可能相對(duì)保守，卻不能直接得證明債務(wù)治理的優(yōu)劣。但是，對(duì)于總資產(chǎn)收益率ROA而言，它不但可以反映上市公司全部資源投資的貢獻(xiàn)，同時(shí)公司資產(chǎn)的綜合利用效果得到了很好地體現(xiàn)。由此，我們根據(jù)分析和經(jīng)驗(yàn)選擇總資產(chǎn)收益率作為研究的指標(biāo)，并且認(rèn)為基于該指標(biāo)的分析效果會(huì)更合適。（2）解釋變量。主要包括：債務(wù)融資率（DFA）。上市公司該年債務(wù)融資凈額占年末該上市公司總資產(chǎn)的比率。為了體現(xiàn)作為樣本的上市公司的債務(wù)融資的實(shí)際情況，本文選用樣本上市公司該年的負(fù)債總額（短期負(fù)債、長期借款、流動(dòng)負(fù)債、應(yīng)付債券）和上一年的負(fù)債總額之差作為本年的凈債務(wù)（債務(wù)融資凈額）。同時(shí)，上市公司的債務(wù)融資狀況利用債務(wù)融資凈額占總資產(chǎn)比例（DFA）來描述。資產(chǎn)負(fù)債率（DE）。年度總負(fù)債占總資產(chǎn)的比率。（3）控制變量。凈資產(chǎn)收益率（ROE）。凈利潤和平均股東權(quán)益的比率。該指標(biāo)在衡量上市公司盈利能力時(shí)十分重要。本文加入ROE主要是因?yàn)楣居芰?duì)公司價(jià)值的影響十分明顯。公司規(guī)模（SIZE）。公司規(guī)模在衡量公司價(jià)值的眾多變量中有著舉足輕重的地位。本文采用公司年末總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值作為衡量公司規(guī)模的指標(biāo)。公司成長能力（DO）。公司成長能力（DO）通常用凈利潤增長率表達(dá)，一般是將當(dāng)年凈利潤和去年凈利潤之差比上去年凈利潤。
（四）模型建立 根據(jù)以上的分析并借鑒國內(nèi)外學(xué)者的相關(guān)研究文獻(xiàn)，擬建立如下模型：
ROAi，t=?琢i+?茁1（DFA）i，t+?茁2ROEi，t+?茁3ln（SIZEi，t）+?茁4DOi，t+?著i，t（1）
ROAi，t=?琢i+?茁1（DE）i，t+?茁2ROEi，t+?茁3ln（SIZEi，t）+?茁4DOi，t+?著i，t （2）
其中 i 表示公司，t 表示年份。備注：由于在考察公司價(jià)值變化影響的時(shí)候，許多變量的絕對(duì)值也會(huì)發(fā)生相應(yīng)地變化，因此可能會(huì)出現(xiàn)誤差，因此上述模型均使用相對(duì)量（增長率、比率或?qū)?shù)值）作為變量。
三、實(shí)證檢驗(yàn)分析
（一）描述性統(tǒng)計(jì)從表（1）中，可以看出：就資產(chǎn)負(fù)債率而言，三年的總體資產(chǎn)負(fù)債率在 50％左右，并呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢(shì)。2010 年至2012年平均值分別為 46.6%、49.0%、50.9%。就債務(wù)融資率來講，3 年來，上市公司的債務(wù)融資率也在小幅上升，這與資產(chǎn)負(fù)債率小幅上升的趨勢(shì)是一致的。上市公司的 3 年績效情況來看，總資產(chǎn)收益率在 4％上下浮動(dòng)；而凈資產(chǎn)收益率在經(jīng)過 2010年到 2012年的上漲后，在 2004 年反而是負(fù)增長。這與我國股市持續(xù)低迷有關(guān)。尤其自 2010年以來，到 2012年連續(xù)下跌，使得上市公司的市場(chǎng)價(jià)值大大縮水。凈資產(chǎn)收益率的下降與總資產(chǎn)收益率的相對(duì)穩(wěn)定，說明債務(wù)融資對(duì)公司治理起到了一定的作用。
（二）相關(guān)性分析由相關(guān)性表（2）和表（3），幾個(gè)變量間的Pearson相關(guān)系數(shù)的顯著水平均不顯著，這表明變量間相對(duì)是相互獨(dú)立的，該相關(guān)系數(shù)證明該表所選樣本的數(shù)據(jù)是有效的。
（三）回歸分析從兩個(gè)模型的回歸系數(shù)表（4）和表（5）來看，債務(wù)融資率與資產(chǎn)負(fù)債率與總資產(chǎn)收益率之間是負(fù)相關(guān)關(guān)系。具體分析如下：（1）模型1檢驗(yàn)。首先，總資產(chǎn)收益與凈資產(chǎn)收益率呈正相關(guān)性，這和前文的假設(shè)相符，說明當(dāng)企業(yè)的盈利水平增強(qiáng)后，企業(yè)的價(jià)值將會(huì)增大。其次，公司規(guī)模與總資產(chǎn)收益率之間顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為1.456，這與原假設(shè)也基本符合，顯著概率0.000遠(yuǎn)小于1%，說明非常顯著。其意義為在一定條件下，公司規(guī)模的增大也會(huì)使得公司價(jià)值產(chǎn)生增值。而公司成長性指數(shù)DO與總資產(chǎn)收益率呈現(xiàn)顯著的正相關(guān)性，相關(guān)系數(shù)為0.001，T統(tǒng)計(jì)量為12.603，顯著概率遠(yuǎn)小于1%，說明公司價(jià)值隨著公司成長性改善而增大。債務(wù)融資率與總資產(chǎn)收益率的相關(guān)系數(shù)為-0.042，此處與原假設(shè)有偏差，即當(dāng)債務(wù)融資增多后，反而會(huì)使公司的價(jià)值減小。此處的負(fù)相關(guān)性可以用經(jīng)濟(jì)學(xué)原理中的“時(shí)滯效應(yīng)”來解釋，即某年度的債務(wù)融資引起的治理效應(yīng)通常要延后一年反映出來，有時(shí)候甚至延遲更長時(shí)間。這說明債務(wù)融資率的增大并不能保證公司價(jià)值的增加。（2）模型2檢驗(yàn)。首先，總資產(chǎn)收益與凈資產(chǎn)收益率呈正相關(guān)性，這和前文的假設(shè)相符，說明當(dāng)企業(yè)的盈利水平增強(qiáng)后，企業(yè)的價(jià)值將會(huì)增大。其次，公司規(guī)模與總資產(chǎn)收益率之間顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為1.534，這與原假設(shè)也基本符合，其意義為在一定條件下，公司規(guī)模的增大也會(huì)使得公司價(jià)值產(chǎn)生增值。資產(chǎn)負(fù)債率DE的參數(shù)位-0.06，而T統(tǒng)計(jì)量有非常顯著的解釋程度，顯著水平位0.000
上市公司債務(wù)融資范文第4篇
傳統(tǒng)理論下，股權(quán)融資和債務(wù)融資的選擇更多考慮融資成本問題，而在新資本結(jié)構(gòu)理論下融資模式和財(cái)務(wù)治理理論相結(jié)合，融資模式可發(fā)揮財(cái)務(wù)治理作用，成為一種財(cái)務(wù)治理手段。就融資順序而言，國外普遍奉行啄食理論。Jensen和Meckling（1977）第一次將企業(yè)融資與成本聯(lián)系起來，認(rèn)為由于企業(yè)內(nèi)外部利益相關(guān)者之間的利益沖突不同，成本主要分為股權(quán)成本和債權(quán)成本。當(dāng)經(jīng)理層對(duì)企業(yè)的絕對(duì)投資額一定時(shí)，增加企業(yè)債務(wù)融資的比例，經(jīng)理層的股權(quán)比例會(huì)相應(yīng)增加，從而激勵(lì)經(jīng)理層努力經(jīng)營，降低股權(quán)成本。Harris和Raviv（1988）指出企業(yè)不同債務(wù)比例會(huì)導(dǎo)致不同的控制權(quán)轉(zhuǎn)移模式或行為。低債務(wù)比率的企業(yè)可能會(huì)被標(biāo)價(jià)收購；高債務(wù)比率的企業(yè)可能會(huì)被杠桿收購；中間債務(wù)比例則使控制權(quán)在各利益相關(guān)者間形成競爭狀態(tài)。張春霖（1995）指出我國國有企業(yè)存在嚴(yán)重的內(nèi)部人控制問題，提出可以通過改變?nèi)谫Y機(jī)構(gòu)的性質(zhì)緩解該問題。于東智（2003）研究表明我國上市公司債務(wù)治理失效，企業(yè)績效與負(fù)債比率負(fù)相關(guān)。鄧?yán)颍?007）研究表明我國銀行債權(quán)對(duì)債務(wù)人內(nèi)部治理沒有顯著的治理效應(yīng)，銀行貸款率與企業(yè)績效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。作為主要的債權(quán)人，銀行并沒有發(fā)揮有效的監(jiān)督和約束作用。我國正處于經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌時(shí)期，證券市場(chǎng)發(fā)展不完善，投資者盲目投資，股權(quán)融資成為企業(yè)融資的首選，而融資成本低很多的債務(wù)融資被冷落，嚴(yán)重違背融資的決策標(biāo)準(zhǔn)。其次，銀行借款是企業(yè)主要的債務(wù)來源，理論上銀行是最優(yōu)的外部監(jiān)管人，但我國銀行和國有企業(yè)的同源性導(dǎo)致銀企不能成為獨(dú)立的市場(chǎng)主體，銀行缺乏治理參與的動(dòng)力。另外，我國債券融資嚴(yán)重不足，債券市場(chǎng)嚴(yán)重滯后。2010年滬深兩市全年股票融資接近9000億元，相比之下，同年我國共發(fā)行165只企業(yè)債券，規(guī)模只有3627.03億。事實(shí)上，我國交通運(yùn)輸業(yè)基本完成了股份制改革，股票融資市場(chǎng)不再是交通運(yùn)輸上市公司主要融資市場(chǎng)，而龐大的銀行體系和成長的債券市場(chǎng)才是企業(yè)未來的主要融資市場(chǎng)。同時(shí)債權(quán)人是企業(yè)重要的利益相關(guān)者，其提供資金甚至超過股東，對(duì)公司治理具有重大的影響。因此重點(diǎn)分析債務(wù)融資的財(cái)務(wù)治理效應(yīng)和債權(quán)人在財(cái)務(wù)治理中的作用對(duì)完善交通運(yùn)輸業(yè)企業(yè)的治理具有十分重要的理論意義和實(shí)踐意義。
二、研究設(shè)計(jì)
（一）研究假設(shè) 本文基于前人研究，提出以下假設(shè)：
假設(shè)1：在我國交通運(yùn)輸上市公司中，債務(wù)融資率與顯性成本負(fù)相關(guān)
假設(shè)2：在我國交通運(yùn)輸上市公司中，債務(wù)融資率與隱性成本負(fù)相關(guān)
假設(shè)3：隨著我國交通運(yùn)輸企業(yè)整體債務(wù)率的升高，企業(yè)的經(jīng)營績效越低，債務(wù)比率與公司績效負(fù)相關(guān)
假設(shè)4：短期債務(wù)和長期債務(wù)均與公司績效負(fù)相關(guān)，但與短期債務(wù)相比，長期債務(wù)在我國交通運(yùn)輸企業(yè)的治理效應(yīng)更差
假設(shè)5：銀行貸款率與公司績效負(fù)相關(guān)，債券融資率與公司績效正相關(guān)
假設(shè)6：在我國交通運(yùn)輸上市公司中，融資租賃率與企業(yè)績效負(fù)相關(guān)
（二）樣本選取和數(shù)據(jù)來源 本文選取我國滬深兩市的所有A股交通運(yùn)輸類上市公司。時(shí)間窗口為后股改2006年至2010年。本文要求所有樣本公司必須是2008年之前上市并到2010年仍然存在。為了保障數(shù)據(jù)的有效性，本文在篩選數(shù)據(jù)時(shí)按照以下標(biāo)準(zhǔn)：剔除被PT或ST的交通運(yùn)輸類上市公司；剔除數(shù)據(jù)不完整或缺失的交通運(yùn)輸類上市公司；剔除08年以后上市的公司。最后本文得到71家交通運(yùn)輸上市公司的數(shù)據(jù)。其中2006年61個(gè)樣本，2007年65個(gè)樣本，2008年71個(gè)樣本，2009年71個(gè)樣本，2010年71個(gè)樣本，共339個(gè)樣本。所有數(shù)據(jù)均來自銳思金融數(shù)據(jù)庫和國泰安數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理軟件使用excel2007和stata13版。
（三）變量選取 本文選取如下變量：（1）被解釋變量。第一，顯性成本。顯性成本表現(xiàn)為在職消費(fèi)。由于經(jīng)理層的在職消費(fèi)大多在公司的管理費(fèi)用中列支，因此本文選用管理費(fèi)用率表示。第二，隱性成本。隱性成本的結(jié)果可觀察，但很難證實(shí)，無法準(zhǔn)確衡量。但隱性成本表現(xiàn)為過度投資，過度投資則會(huì)導(dǎo)致企業(yè)的投資效率低下。因此可以用投資效率的高低來衡量過度投資的結(jié)果。本文選用凈資產(chǎn)收益率替資效率。第三，公司績效。為了更好地反映企業(yè)績效，本文選取了總資產(chǎn)凈利率、資產(chǎn)報(bào)酬率和主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)利潤率三個(gè)指標(biāo)作為我國交通運(yùn)輸上市公司財(cái)務(wù)治理總體績效的替代變量?？傎Y產(chǎn)凈利率反映企業(yè)整體資產(chǎn)的經(jīng)營情況和獲利能力，可以較好的反映企業(yè)績效。資產(chǎn)報(bào)酬率（息稅前利潤/總資產(chǎn)）選擇的息稅前利潤作為分子，能夠剔除債務(wù)杠桿效應(yīng)、節(jié)稅效應(yīng)等因素的干擾。主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)利潤率代表了企業(yè)的核心競爭力，有利于企業(yè)核心發(fā)展主營業(yè)務(wù)，提高經(jīng)營者管理水平和產(chǎn)品競爭力。（2）解釋變量。主要包括：資產(chǎn)債率、短期債務(wù)率、長期債務(wù)率、銀行借款率、融資租賃率等。其中在會(huì)計(jì)上，融資租賃以“長期應(yīng)付款”賬戶記錄，所以本文用長期應(yīng)付款率替代融資租賃率。（3）控制變量。公司規(guī)模。公司規(guī)模影響企業(yè)績效，規(guī)模越大，成本、公司績效等越大。本文將用總資產(chǎn)的對(duì)數(shù)表示公司規(guī)模。企業(yè)成長性。公司成長性越好，經(jīng)營業(yè)績?cè)郊选１疚挠弥鳡I業(yè)務(wù)增長率表示企業(yè)成長性。自由現(xiàn)金流量。企業(yè)的自由現(xiàn)金流量對(duì)顯性成本和隱性成本都產(chǎn)生影響。當(dāng)企業(yè)現(xiàn)金流量豐富時(shí)，由于股權(quán)激勵(lì)不足和內(nèi)部人控制因素，經(jīng)理層傾向于更多在職消費(fèi)和無效投資。第一大國股東持股比例。企業(yè)的股權(quán)集中度影響著企業(yè)績效。一般而言，股權(quán)集中度越高，控股股東基于控制的公共利益所產(chǎn)生的正面激勵(lì)也越高，控股股東越有可能保持對(duì)經(jīng)理層的有效控制，從而提高企業(yè)績效。國有股比例。我國交通運(yùn)輸企業(yè)為公益事業(yè)型行業(yè)，國有成份高，所有者缺位和內(nèi)部人控制現(xiàn)象嚴(yán)重，對(duì)公司的成本和公司績效產(chǎn)生不良影響。因此該變量也必須考慮。具體變量定義見表（1）。
（四）模型建立 為了檢驗(yàn)假設(shè)，本文建立如下回歸模型：
回歸方程1：檢驗(yàn)債務(wù)融資對(duì)顯性成本的影響：RMET=C+β1DAR+β2SIZE+β3FCF+β4GROW+β5OWNI+β6SLATE+ζ（1）
回歸方程2：檢驗(yàn)債務(wù)融資對(duì)隱性成本的影響：ROE=C+β1DAR+β2SIZE+β3FCF+β4GROW+β5OWNI+β6SLATE+ζ（2）
回歸方程3：檢驗(yàn)整體債務(wù)對(duì)公司績效的影響：ROA=C+β1DAR+β2SIZE+β3FCF+β4GROW+β5OWNI+β6SLATE+ζ（3）
ROAEBT=C+β1DAR+β2SIZE+β3FCF+β4GROW+β5OWNI+β6SLATE+ζ（4）
ROMBT=C+β1DAR+β2SIZE+β3FCF+β4GROW+β5OWNI+β6SLATE+ζ（5）
回歸方程4：檢驗(yàn)債務(wù)期限的財(cái)務(wù)治理效應(yīng)
ROA=C+β1SDAR+β2LDAR+β3SIZE+β4FCF+β5GROW+β6OWNI+β7STATE+ζ（6）
ROAEBT=C+β1SDAR+β2LDAR+β3SIZE+β4FCF+β5GROW+β6OWNI+β7STATE+ζ（7）
ROMBT=C+β1SDAR+β2LDAR+β3SIZE+β4FCF+β5GROW+β6OWNI+β7STATE+ζ（8）
回歸方程5：檢驗(yàn)債務(wù)來源的財(cái)務(wù)治理效應(yīng)，主要包括銀行貸款和企業(yè)債券
ROA=C+β1ROBL+β2RZQ+β3RZZ+β4SIZE+β5FCF+β6GROW+β7OWNI+β8SLATE+ζ（9）
ROAEBT=C+β1ROBL+β2RZQ+β3RZZ+β4SIZE+β5FCF+β6GROW+β7OWNI+β8SLATE+ζ（10）
ROMBT=C+β1ROBL+β2RZQ+β3RZZ+β4SIZE+β5FCF+β6GROW+β7OWNI+β8SLATE+ζ（11）
三、實(shí)證檢驗(yàn)分析
（一）描述性統(tǒng)計(jì) 表（2）報(bào)告了全部樣本、國有控股樣本和非國有控股樣本的基本描述性統(tǒng)計(jì)。從表中看出：（1）無論是總體還是國有控股或非國有控股的上市公司，第一大股東持股比例均值和中位數(shù)分別為45.16%和45.61%，其中國有控股樣本股權(quán)集中度略高，高于非國有控股上市公司第一大股東大多為控股股東。（2）總體上看，我國交通運(yùn)輸業(yè)多為國有企業(yè)或國有控股企業(yè)。國有股比例均值和中位數(shù)分別為33.34%和35.03%，均高于25%的最低限制，處于優(yōu)勢(shì)表決地位。（3）從業(yè)績水平上看，國有控股的三個(gè)指標(biāo)-總資產(chǎn)凈利率7.06%、資產(chǎn)報(bào)酬率9.89%、主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)凈利率11.58%均略高于非國有控股的6.08%、8.84%和10.8%。這可能預(yù)示著適量的國有股權(quán)在某種程度上有助于提高公司業(yè)績。（4）從投資效率上看，非國有控股的凈資產(chǎn)收益率9.88%略高于國有控股的9.73%，說明國有控股企業(yè)經(jīng)理層更注重構(gòu)建“企業(yè)帝國”，投資效率低。（5）從負(fù)債水平上看，全部樣本資產(chǎn)負(fù)債率均值和中位數(shù)分別為42.08%和39.87%，說明我國交通運(yùn)輸上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率偏低，與國際水平相差較大，這可能與我國企業(yè)債券市場(chǎng)不發(fā)達(dá)有關(guān)。同時(shí)，國有控股上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率37.8%遠(yuǎn)低于非國有控股上市公司的47.1%，說明國有控股企業(yè)并未積極采取債務(wù)融資工具，發(fā)揮負(fù)債的積極治理效應(yīng)。
（二）相關(guān)性分析 表（3）中列出了所有變量的Pearson相關(guān)系數(shù)?？煽闯觯海?）三個(gè)績效指標(biāo)（ROA，ROAEBT，ROMBT）的相關(guān)系數(shù)較大，分別為0.9691、0.7262、0.7738，且均在1%水平下顯著，說明三個(gè)績效指標(biāo)關(guān)聯(lián)性強(qiáng)，均能良好的反映績效。另外，凈資產(chǎn)收益率指標(biāo)和三個(gè)績效指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)較大，分別為0.8160、0.8077、0.6282，說明ROE和三個(gè)績效指標(biāo)的關(guān)聯(lián)度較大，可用于反映企業(yè)績效。（2）ROE和三個(gè)績效指標(biāo)ROA、ROAEBT、ROMBT均與資產(chǎn)負(fù)債率DAR顯著負(fù)相關(guān)，表明債務(wù)比例的增加降低了公司績效，我國交通運(yùn)輸上市公司的債務(wù)治理效應(yīng)弱化，這和預(yù)期假設(shè)一致。（3）管理費(fèi)用率RMET和短期債務(wù)比SDAR顯著正相關(guān)，與長期債務(wù)比LDAR顯著負(fù)相關(guān)，說明短期債務(wù)并沒有因?yàn)楝F(xiàn)時(shí)償還壓力有效限制經(jīng)營者在職消費(fèi)，相反長期債務(wù)因?yàn)槲磥憩F(xiàn)金流預(yù)留而對(duì)在職消費(fèi)起到限制作用。（4）ROE和三個(gè)績效指標(biāo)均有長期債務(wù)比例LDAR、銀行借款率ROBL顯著負(fù)相關(guān)，說明銀行未能對(duì)負(fù)債企業(yè)進(jìn)行良好的監(jiān)督約束作用。（5）就債務(wù)結(jié)構(gòu)內(nèi)部而言，資產(chǎn)負(fù)債率DAR、長期債務(wù)比率LDAR和銀行借款率ROBL顯著正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)分別為0.6561，0.7870，0.7225，說明債務(wù)融資中銀行借款占比較大，且銀行借款大多為長期貸款。這說明交通運(yùn)輸上市公司債務(wù)融資中主要采取長期貸款方式，負(fù)債融資渠道單一。
（三）回歸分析 本文進(jìn)行了如下回歸：（1）假設(shè)1的實(shí)證結(jié)果。從表（4）中可看出：第一，資產(chǎn)負(fù)債率與管理費(fèi)用率正相關(guān)，在10%水平上顯著。說明在我國交通運(yùn)輸行業(yè)中，隨著企業(yè)負(fù)債的增加，經(jīng)理層并沒有減少在職消費(fèi)，債務(wù)融資在對(duì)經(jīng)理層的約束限制有限，成本并沒有降低。這與假設(shè)1基本一致。第二，企業(yè)規(guī)模和管理費(fèi)用率顯著負(fù)相關(guān)，說明隨著企業(yè)規(guī)模的擴(kuò)大，管理費(fèi)用支出反而得到有效控制，這可能是因?yàn)槠髽I(yè)規(guī)模擴(kuò)大之后，公司管理制度和內(nèi)部控制制度得到優(yōu)化，費(fèi)用支出嚴(yán)格按照制度，因此管理費(fèi)用支出受到約束。第三，第一大股東持股比例與管理費(fèi)用率正相關(guān)，在10%水平上顯著，說明隨著控股股東持股比例的增加，控股股東反而減少了對(duì)經(jīng)理層的監(jiān)督，經(jīng)理層在職消費(fèi)更容易。企業(yè)成長性和國有股比例與管理費(fèi)用率均表現(xiàn)為負(fù)相關(guān)，均未通過10%的顯著性檢驗(yàn)，回歸結(jié)果沒有說服力。（2）假設(shè)2的實(shí)證結(jié)果。從表（5）中可看出：第一，資產(chǎn)負(fù)債率和凈資產(chǎn)收益率顯著負(fù)相關(guān)，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)。說明在我國交通運(yùn)輸業(yè)中隨著企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率的升高，經(jīng)理層的過度投資行為并未受到多大限制，相反經(jīng)理層更傾向于增加負(fù)債來構(gòu)建企業(yè)帝國，進(jìn)行過度投資。這與假設(shè)2一致。第二，第一大股東持股比例與凈資產(chǎn)收益率顯著正相關(guān)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這說明了控股股東對(duì)企業(yè)投資有利益協(xié)調(diào)效應(yīng)，控股股東由于其持股比例較大，有足夠的動(dòng)力監(jiān)督經(jīng)營者的行為，可避免股權(quán)分散情況下小股東搭便車而造成的監(jiān)管不力的現(xiàn)象，同時(shí)足夠投票權(quán)可保證控股股東本身或其代表直接參與企業(yè)經(jīng)營，從而促進(jìn)企業(yè)的投資效果。相反，國有股比例與凈資產(chǎn)收益率負(fù)相關(guān)，且通過了1%的顯著性檢驗(yàn)。這說明國有控股對(duì)限制經(jīng)理層過度投資行為是無效的。這與預(yù)期的假設(shè)一致。股權(quán)集中度高有助于限制經(jīng)理層過度投資行為，但如果控股股東性質(zhì)為國有，則恰恰相反，經(jīng)理層的過度投資行為更嚴(yán)重。第三，企業(yè)成長率、自由現(xiàn)金流量和凈資產(chǎn)收益率的回歸系數(shù)為正，說明隨著企業(yè)成長的加快和自由現(xiàn)金流量的增多，企業(yè)有更多資金進(jìn)行投資，且投資效果較好。（3）假設(shè)3的實(shí)證結(jié)果。從表（6）中數(shù)據(jù)可以看出：第一，資產(chǎn)負(fù)債率和三個(gè)績效指標(biāo)――總資產(chǎn)凈利率、資產(chǎn)報(bào)酬率、主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)利潤率――均顯著負(fù)相關(guān)，且通過1%的顯著性檢驗(yàn)。這說明我國交通運(yùn)輸上市公司負(fù)債越高，企業(yè)的經(jīng)營績效越差，債務(wù)融資在公司治理中表現(xiàn)消極，未起到良好的財(cái)務(wù)治理效果。這與文預(yù)期的假設(shè)3一致。第二，三個(gè)模型中第一大股東持股比例的系數(shù)顯著為正，均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，表明控股股東持股比例的增加有助于提高公司績效，即股權(quán)集中度與公司績效正相關(guān)。La Porta（1999）認(rèn)為投資者法律保護(hù)較弱的國家股權(quán)集中是股東對(duì)自身利益保護(hù)的結(jié)果，因?yàn)闆]有公司控制權(quán)的小股東面臨著利益被盤剝的被動(dòng)局面，而大股東有足夠的動(dòng)力監(jiān)督經(jīng)營者行為，具有積極的治理效應(yīng)。本文的結(jié)果體現(xiàn)了這一點(diǎn)。與此相反，三個(gè)模型中國有股比例系數(shù)均顯著為負(fù)，模型三和五通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，模型四通過了10%的顯著性檢驗(yàn)。這在一定程度上表明隨著國有股比例的增加，其行政干預(yù)的攫取之手對(duì)公司績效產(chǎn)生負(fù)面影響?？梢?，股權(quán)集中度越高，對(duì)控股股東基于控制的公共利益所產(chǎn)生的正面激勵(lì)也越高，控股股東越有可能保持對(duì)經(jīng)理稱的有效控制，從而提高企業(yè)績效；但如果控股股東為國有，國有股比例越高，對(duì)公司產(chǎn)生的負(fù)面效應(yīng)越大，是一只攫取之手。第三，三個(gè)模型中自由現(xiàn)金流量系數(shù)為正，且均通過了5%的顯著性檢驗(yàn)，表明自由現(xiàn)金流量的增加有助于企業(yè)績效，這和“自由現(xiàn)金流量假說”相悖，這可能與我國交通運(yùn)輸業(yè)的行業(yè)特點(diǎn)有關(guān)。三個(gè)模型中，企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模系數(shù)均為負(fù)，模型三和四不顯著，模型五顯著，說明企業(yè)規(guī)模對(duì)我國交通運(yùn)輸上市公司的績效不顯著。（4）假設(shè)4的實(shí)證結(jié)果。表（7）三個(gè)模型中調(diào)整的R2分別為0.2461，0.2446，0.2032，擬合程度基本可以接受。從表中數(shù)據(jù)可以看出：第一，模型六和模型七中長短期債務(wù)比的回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，模型八中長期債務(wù)比的系數(shù)顯著為負(fù)，短期債務(wù)比的系數(shù)為負(fù)，但不顯著?？傮w而言，無論是長期債務(wù)還是短期債務(wù)，隨著債務(wù)比例的增加，公司業(yè)績反而降低。這與假設(shè)3一致。第二，三個(gè)模型中，短期債務(wù)比的系數(shù)絕對(duì)值遠(yuǎn)小于長期債務(wù)比的系數(shù)絕對(duì)值，和本文預(yù)期的假設(shè)一致，表明在我國交通運(yùn)輸上市企業(yè)中，和短期債務(wù)融資相比，經(jīng)理層更傾向于借入長期債務(wù)，長期債務(wù)使經(jīng)理層無需面臨短期的償還壓力，可自由構(gòu)建企業(yè)帝國，導(dǎo)致企業(yè)經(jīng)營績效差。（5）假設(shè)5和假設(shè)6的實(shí)證結(jié)果。表（8）三個(gè)模型的調(diào)整值分別為0.2207，0.2483，0.2832，擬合程度基本可以接受。從表中數(shù)據(jù)可以看出：第一，三個(gè)模型中銀行借款率的系數(shù)顯著為負(fù)，均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，說明銀行存款在我國交通運(yùn)輸上市公司中的治理作用表現(xiàn)消極，銀行借款比例的增加反而使公司績效降低。這是因?yàn)槲覈煌ㄟ\(yùn)輸上市公司多為國有企業(yè)，銀行作為債權(quán)人在監(jiān)督約束經(jīng)營者或參與公司治理方面缺乏獨(dú)立性，兩者難以形成嚴(yán)格的債權(quán)債務(wù)關(guān)系。第二，三個(gè)模型中債券融資率的系數(shù)均為正，說明債券的增加有助于我國交通運(yùn)輸上市公司績效的提高，債券融資能夠起到良好的治理作用。但三個(gè)模型中系數(shù)的顯著性均不高，這可能是樣本數(shù)量的局限性而致。第三，三個(gè)模型中融資租賃率的系數(shù)均顯著為負(fù)，其中模型九和模型十中系數(shù)均通過1%的顯著性檢驗(yàn)，模型十一通過5%的顯著性檢驗(yàn)，表明在我國交通運(yùn)輸上市公司中增加融資租賃反而降低了企業(yè)績效，融資租賃模式在交通運(yùn)輸企業(yè)的財(cái)務(wù)治理中未起到良好的治理效果。
上市公司債務(wù)融資范文第5篇
關(guān)鍵詞：貨幣政策；債務(wù)融資；會(huì)計(jì)穩(wěn)健性
文章編號(hào)：1003-6636（2013）02-0055-08；中圖分類號(hào)：F230；文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A
一、引言
會(huì)計(jì)穩(wěn)健性（Conservatism），即會(huì)計(jì)謹(jǐn)慎性（Prudence），指在不確定的條件下， 需要運(yùn)用判斷作出必要估計(jì)時(shí)包含的一定程度的審慎， 比如資產(chǎn)或收益不可高估，負(fù)債或費(fèi)用不可低估（IASB，2008）。早在中世紀(jì)，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性作為一項(xiàng)計(jì)量原則，在商業(yè)活動(dòng)中得到了廣泛的應(yīng)用。在14世紀(jì)早期，Henley在其著作《家政》中建議從事莊園賬目審計(jì)的人員保持“忠誠和謹(jǐn)慎”。Bliss（1924）[1]最早完整給出穩(wěn)健性的定義，他將穩(wěn)健性表述為“預(yù)見所有可能的損失，但不預(yù)期任何不確定的收益”。我國2006年2月新頒布的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》對(duì)穩(wěn)健性的定義如下：穩(wěn)健性要求企業(yè)對(duì)交易或者事項(xiàng)進(jìn)行會(huì)計(jì)確認(rèn)、計(jì)量和報(bào)告時(shí)保持應(yīng)有的謹(jǐn)慎，不應(yīng)高估資產(chǎn)或者收益、低估負(fù)債或者費(fèi)用。Watts（2003）[2]認(rèn)為，穩(wěn)健性是會(huì)計(jì)政策的基本特征之一，其起源就是為了滿足企業(yè)債權(quán)人對(duì)會(huì)計(jì)報(bào)告可靠性的需要。有關(guān)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的研究主要集中在四個(gè)方面：第一，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在性研究；第二，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性形成動(dòng)因的研究；第三，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性計(jì)量方法的研究；第四，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性經(jīng)濟(jì)后果的研究。在我國，國有經(jīng)濟(jì)占主導(dǎo)地位，且我國經(jīng)濟(jì)尚處于新興與轉(zhuǎn)軌時(shí)期，在此背景下，對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性動(dòng)因及經(jīng)濟(jì)后果的研究顯得很重要。有關(guān)穩(wěn)健性形成動(dòng)因的研究，Watts（2003）[3]294根據(jù)大量的實(shí)證研究結(jié)果將穩(wěn)健性形成的原因歸為四個(gè)方面：契約、股東訴訟、管制及稅收，其中契約因素對(duì)穩(wěn)健性的需求正成為國內(nèi)外研究的焦點(diǎn)，尤其是債務(wù)契約。
貨幣政策是各國政府干預(yù)和調(diào)節(jié)宏觀經(jīng)濟(jì)的重要手段。Gertler and Gilchrist（1994）[4]指出當(dāng)貨幣政策發(fā)生變化時(shí)，企業(yè)面臨的宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境隨之發(fā)生變化，企業(yè)、債權(quán)人及股東的行為也將發(fā)生變化。本文將進(jìn)一步豐富宏觀經(jīng)濟(jì)政策① ①宏觀經(jīng)濟(jì)政策包括經(jīng)濟(jì)周期、財(cái)政政策、貨幣政策、收入分配政策、對(duì)外經(jīng)濟(jì)政策、匯率政策、產(chǎn)業(yè)政策、信貸政策等。與微觀企業(yè)行為② ②微觀企業(yè)行為包括公司治理、商業(yè)模式、財(cái)務(wù)管理、會(huì)計(jì)政策、內(nèi)部控制、稅務(wù)籌劃、融資活動(dòng)及投資活動(dòng)等。關(guān)系的研究，借鑒宏觀經(jīng)濟(jì)政策研究的成果，在微觀層面上分析宏觀經(jīng)濟(jì)政策的微觀傳導(dǎo)機(jī)制。[5]選取宏觀經(jīng)濟(jì)政策如貨幣政策研究對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的影響是學(xué)術(shù)界探討得比較少的領(lǐng)域，本文意在探究宏觀經(jīng)濟(jì)政策之貨幣政策與微觀企業(yè)行為之會(huì)計(jì)政策即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系，之所以將貨幣政策、債務(wù)融資與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性放在一起進(jìn)行研究，是基于這樣的設(shè)想即當(dāng)貨幣政策進(jìn)入緊縮期時(shí)，往往經(jīng)濟(jì)發(fā)展速度放緩，企業(yè)面臨的風(fēng)險(xiǎn)和不確定性因素增加，經(jīng)營困難的可能性也將提高。此時(shí)，一方面企業(yè)增加銀行信貸，另一方面銀行對(duì)企業(yè)未來的盈利及償債能力更加難以判斷，導(dǎo)致放貸意愿減弱。在此情況下，企業(yè)為了獲取銀行貸款，會(huì)選擇更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策，向銀行傳遞自身盈利能力和償債能力的信號(hào)。[5]52可見，在貨幣政策緊縮期，作為債權(quán)人的銀行和作為債務(wù)人的企業(yè)之間存在信貸方面的博弈，而這種博弈導(dǎo)致了企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的選擇。
二、文獻(xiàn)回顧、理論分析與研究假設(shè)
饒品貴，姜國華（2011）[6]56采用Khan and Watts（2009）[7]136公司層面會(huì)計(jì)穩(wěn)健性模型驗(yàn)證了貨幣政策緊縮階段，企業(yè)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更高。貨幣經(jīng)濟(jì)學(xué)研究證據(jù)表明貨幣政策在對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的作用上存在非對(duì)稱性，即擴(kuò)張性貨幣政策在拉動(dòng)經(jīng)濟(jì)增長方面乏力，而緊縮性貨幣政策對(duì)遏制經(jīng)濟(jì)過熱效果顯著。[8]基于此，學(xué)者們較多研究緊縮性貨幣政策對(duì)實(shí)體經(jīng)濟(jì)的影響，本文也不例外。就理論分析而言，貨幣政策緊縮期經(jīng)濟(jì)增長速度放緩，企業(yè)將會(huì)面臨更大不確定性，且使投資者與企業(yè)的信息不對(duì)稱增加，促使企業(yè)采用更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策；另一方面，銀根緊縮將使得企業(yè)的借款成本增加，而穩(wěn)健性高的企業(yè)其借款成本較低（Ahmed，2002）。[9]融資成本是企業(yè)生存和發(fā)展的關(guān)鍵因素，因此，在貨幣政策緊縮期企業(yè)愿采取更穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策以降低其融資成本。綜上，提出如下假設(shè)：
假設(shè)1：貨幣政策緊縮期企業(yè)會(huì)選擇更穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策。
Watts（2003）[3]294指出契約特別是債務(wù)契約① ①債務(wù)契約指債權(quán)人與企業(yè)之間存在信息不對(duì)稱，債權(quán)人會(huì)通過在債務(wù)合約中加入一些限制性條款，如要求企業(yè)的盈利能力、資產(chǎn)負(fù)債率比重、利息保障倍數(shù)等達(dá)到一定水平，限制現(xiàn)金股利發(fā)放等，以此限制企業(yè)對(duì)債權(quán)人的不利行為。是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性產(chǎn)生的最主要原
因。債務(wù)融資是借貸雙方的契約行為，當(dāng)債務(wù)方債務(wù)比例比較高的時(shí)候，債權(quán)方就更有約束債務(wù)方的動(dòng)力。當(dāng)債務(wù)比例越高時(shí)，作為舉債方的企業(yè)面臨破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)增加，此時(shí)債權(quán)人越發(fā)關(guān)注債務(wù)人的履約情況，對(duì)盈利能力的關(guān)注讓位于對(duì)償債能力的關(guān)注，從而迫使企業(yè)采用更穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策。Khan and Watts（2009）[7]137研究表明債務(wù)比例高則會(huì)計(jì)穩(wěn)健性強(qiáng)。春，孫林巖（2006）[10]實(shí)證研究表明銀行債務(wù)比例上升，則會(huì)計(jì)穩(wěn)健性增強(qiáng)。徐昕，沈紅波（2010）[11]通過我國A股上市公司的數(shù)據(jù)研究表明銀行貸款比例與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性顯著正相關(guān)。饒品貴，姜國華（2011）[6]64采用Khan and Watts會(huì)計(jì)穩(wěn)健性模型實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)債務(wù)多的企業(yè)其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更高。但趙春光（2004）[12]認(rèn)為我國上市公司會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是制度和監(jiān)管造成的，上市公司并未自愿提高會(huì)計(jì)穩(wěn)健性；他還認(rèn)為在我國債務(wù)主要來自國有商業(yè)銀行，受行政制約，而不受債務(wù)契約限制，所以，債務(wù)因素在中國并不能引起自愿的會(huì)計(jì)謹(jǐn)慎要求。孫錚、劉鳳委、李增泉（2005）[13]認(rèn)為在我國債權(quán)人法律保護(hù)意識(shí)不夠健全，以政府干預(yù)為主的聲譽(yù)機(jī)制是企業(yè)貸款行為的主要外部履約機(jī)制。聲譽(yù)較好的企業(yè)因具有“政治關(guān)系”往往能夠獲得更多貸款，即獲得更多銀行信貸的企業(yè)往往是那些有“政治關(guān)系”、有較好聲譽(yù)的企業(yè)。因此，銀行可能會(huì)對(duì)貸款金額較大的企業(yè)進(jìn)行債務(wù)約束的力度降低，這樣反而對(duì)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的要求降低了，從而導(dǎo)致債務(wù)人在進(jìn)行會(huì)計(jì)政策選擇時(shí)，放松了自身謹(jǐn)慎性會(huì)計(jì)選擇。綜上，提出如下研究假設(shè)：
假設(shè)2：債務(wù)人債務(wù)比例越高，其會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反而降低。
三、研究設(shè)計(jì)
（一）模型選擇及變量定義
1.應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型
縱觀會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的度量方法，國外使用比較多的是盈余-股票回報(bào)模型（Basu，1997） 和應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型（Ball和Shivakumar，2005），這兩種方法在國內(nèi)有關(guān)會(huì)計(jì)穩(wěn)健性實(shí)證研究中也廣為采用。不過，我國證券市場(chǎng)在2007年至2011年間波動(dòng)較大，使得我國上市公司的股票回報(bào)率波動(dòng)較大，特別是在2008、2009年間，比如大盤上證綜合指數(shù)從2007年的最高點(diǎn)612404跌至2008年的最低點(diǎn)166493，后又反彈至2009年的最高點(diǎn)347801，又到2010年最低點(diǎn)231974，后至2011年的最高點(diǎn)306746，絕大多數(shù)上市公司的股價(jià)均劇烈波動(dòng)，因此使用盈余-股票回報(bào)模型可能會(huì)帶來偏差。另外，我國資本市場(chǎng)發(fā)展時(shí)間不長，還不是很完善，特別在2005年9月股權(quán)分置改革全面推行的背景下，股票的價(jià)格摻雜著諸多噪音，不能及時(shí)有效的反映企業(yè)的好消息和壞消息，即Basu計(jì)量模型未必適應(yīng)當(dāng)前的中國資本市場(chǎng)，因此，綜上兩方面的原因，本文采用應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型，即：
Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+εi，t
ACCt，t表示i公司t期的應(yīng)計(jì)項(xiàng)除以期初總資產(chǎn)，其值等于t期營業(yè)利潤② ②根據(jù)夏立軍（2003）的實(shí)證研究結(jié)果表明采用線下項(xiàng)目前總應(yīng)計(jì)項(xiàng)更能有效揭示盈余管理，因此這里在計(jì)算總應(yīng)計(jì)項(xiàng)時(shí)使用營業(yè)利潤，而不是凈利潤。減t期經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量。CFOi，t表示i公司t期經(jīng)營現(xiàn)金凈流量除以期初總資產(chǎn)。DCFOi，t為虛擬變量，當(dāng)CFOi，t小于0時(shí)，DCFOi，t取1，反之取0。CFOi，t*DCFOi，t為交互項(xiàng)目，表示應(yīng)計(jì)項(xiàng)目對(duì)負(fù)經(jīng)營現(xiàn)金凈流量的關(guān)系。εi，t為i公司t年殘差項(xiàng)。Ball and Shivakumar（2005）[14]認(rèn)為應(yīng)計(jì)項(xiàng)目在該模型中主要起到兩個(gè)作用：一是減少現(xiàn)金流的“噪音”；二是對(duì)未實(shí)現(xiàn)的收益和損失進(jìn)行不對(duì)稱的確認(rèn)?；诘谝粋€(gè)作用，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目與現(xiàn)金流間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，α1預(yù)期為負(fù)；第二個(gè)作用表明損失比收益更能及時(shí)得到反應(yīng)，或者說壞消息（負(fù)經(jīng)營現(xiàn)金流）在應(yīng)計(jì)項(xiàng)目中得到及時(shí)反映，若α3系數(shù)顯著為正，則應(yīng)計(jì)項(xiàng)目與負(fù)經(jīng)營現(xiàn)金流間的正相關(guān)性會(huì)更強(qiáng)，該模型不但能夠檢驗(yàn)應(yīng)計(jì)項(xiàng)目減少經(jīng)營現(xiàn)金流的“噪音”，而且能夠驗(yàn)證會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在性。模型中的α1為“好消息”的反應(yīng)系數(shù)，α1+α3為“壞消息”的反應(yīng)系數(shù)，若α3顯著為正，則α1+α3大于α1，表示應(yīng)計(jì)項(xiàng)更及時(shí)反應(yīng)“壞消息”，且α3系數(shù)越大，則會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)。
2修正Jones模型
Healy（1985）[15]根據(jù)應(yīng)計(jì)項(xiàng)是否容易受企業(yè)管理人員主觀判斷的影響將應(yīng)計(jì)項(xiàng)區(qū)分為操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)和非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，基于此，本文對(duì)Ball和Shivakumar（2005）的應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型進(jìn)行修改，即將應(yīng)計(jì)項(xiàng)區(qū)分為操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)和非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，而操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)正是學(xué)術(shù)界對(duì)盈余管理度量采用比較多的指標(biāo)，這樣首先便將論題轉(zhuǎn)到對(duì)盈余管理度量模型的選擇上來。國內(nèi)外學(xué)術(shù)界衡量盈余管理程度的模型使用比較多的是修正Jones模型，夏立軍（2003）[16]認(rèn)為分行業(yè)估計(jì)并采用線下項(xiàng)目① ①以營業(yè)利潤為界限，將營業(yè)利潤之上的項(xiàng)目稱為線上項(xiàng)目，它們被認(rèn)為大都是經(jīng)常性的；營業(yè)利潤之下的項(xiàng)目稱為線下項(xiàng)目，它們被認(rèn)為大都是偶然性的。線下項(xiàng)目前總應(yīng)計(jì)項(xiàng)=營業(yè)利潤-經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量；包括線下項(xiàng)目總應(yīng)計(jì)項(xiàng)=凈利潤-經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量。前總應(yīng)計(jì)利潤作為因變量估計(jì)特征參數(shù)的截面Jones模型最能夠有效揭示出盈余管理。劉大志（2011）[17]通過實(shí)證檢驗(yàn)的方法驗(yàn)證在中國的資本市場(chǎng)中采用分年度、分行業(yè)的修正Jones模型最能有效度量盈余管理。Subramanyam（1996）[18]通過實(shí)證研究結(jié)果表明截面Jones模型和修正截面Jones模型比時(shí)間序列模型更能有效揭示盈余管理行為。因此本文在求解盈余管理程度時(shí)建立修正Jones模型，并分年度、分行業(yè)求解，模型如下：
GTAi，tAi，t-1=a11Ai，t-1+α2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+α3PPEi，tAi，t-1+εi，t
NDAi，tAi，t-1=α11Ai，t-1+α2ΔREVi，t-ΔRECi，tAi，t-1+α3PPEi，tAi，t-1
DAi，t=GTAi，t/Ai，t-1-NDAi，t/Ai，t-1
GTAi，t 為i公司t年總應(yīng)計(jì)項(xiàng)，其值等于營業(yè)利潤減經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金流量凈額；Ai，t-1為i公司t-1年總資產(chǎn)；REVi，t為i公司t年的營業(yè)收入變化量；RECi，t為i公司t年應(yīng)收賬款凈額變化量；PPEi，t為i公司t年的固定資產(chǎn)價(jià)值② ②因我國2006年2月15日的新《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》規(guī)定資產(chǎn)負(fù)債表對(duì)固定資產(chǎn)金額的披露只披露凈值，因此基于數(shù)據(jù)的可獲取性，Jones模型及其修正模型中的固定資產(chǎn)價(jià)值均取凈值。；NDAi，t為i公司t年非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目；DAi，t為i公司t年操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)目。α1，α2，α3為行業(yè)特征參數(shù)；εi，t為i公司t年殘差。
在對(duì)修正Jones模型進(jìn)行行業(yè)分類時(shí)，行業(yè)分類標(biāo)準(zhǔn)按照中國證監(jiān)會(huì)2001年4月的《上市公司行業(yè)分類指引》，該《指引》將上市公司分13大類，因考慮到C類制造業(yè)數(shù)量眾多，基于此，本文對(duì)制造業(yè)按照二級(jí)代碼進(jìn)一步分類，考慮到需要的C2樣本數(shù)量過少（2008-2011年各年度均少于10），因此將其合并到C9其他制造業(yè)中；L類傳播與文化產(chǎn)業(yè)樣本量過少（各年度均小于10），直接將該類剔除，經(jīng)過這樣處理后共分19個(gè)行業(yè)。綜合后面樣本選擇中的剔除原則，各年樣本具體分布情況見表1。
3修正的應(yīng)計(jì)現(xiàn)金流模型
本文實(shí)證研究部分基本思路是采用Ball和Shivakumar（2005）的應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型，但將該模型中的應(yīng)計(jì)項(xiàng)分為操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)和非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，為了驗(yàn)證我國資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在性及其產(chǎn)生的根本原因，因此在應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流原始模型的基礎(chǔ)上另外增加包含操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)和非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)的模型，另外為了檢驗(yàn)前面提出的研究假設(shè)是否成立，因此模型的建立闡述如下：
（1）貨幣政策與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之模型建立
為了檢驗(yàn)假設(shè)1，并檢驗(yàn)我國資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性形成的原因，特分別建立模型1、模型2和模型3：
Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t
①
OperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t
②
NoperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4MPTC+α5MPTC×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）YEARn（n=2008-2011）+εi，t
③
2008年受美國次貸危機(jī)的影響，央行9月份開始下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，表明該年央行執(zhí)行適度寬松的貨幣政策。2009年金融危機(jī)波及國內(nèi)，經(jīng)濟(jì)發(fā)展出現(xiàn)不景氣局面，該年央行繼續(xù)實(shí)行寬松的貨幣政策。2010年國內(nèi)經(jīng)濟(jì)開始慢慢復(fù)蘇，央行利用貨幣政策調(diào)控宏觀經(jīng)濟(jì)發(fā)展，6次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，表明該年央行執(zhí)行的是緊縮性貨幣政策。2011年雖然央行6次上調(diào)存款準(zhǔn)備金率，但是該年11月又下調(diào)存款準(zhǔn)備金率，因此嚴(yán)格意義上，2011年不能認(rèn)為是從緊的貨幣政策。因此，2008年至2011年4年間，2010年為貨幣政策緊縮期① ①貨幣政策緊縮期的判斷根據(jù)中國人民銀行官方網(wǎng)站數(shù)據(jù)。。
在模型1、模型2和模型3中，OperAcci，t為操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，NoperAcci，t為非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)。MPTC貨幣政策緊縮期的虛擬變量，若在2010年，MPTC取1，否則取0。MPTC*CFOt*DCFOt為MPTC與CFOt*DCFOt的交互項(xiàng)，α5表示在貨幣政策緊縮階段，會(huì)計(jì)盈余對(duì)“壞消息”反應(yīng)系數(shù)的增量，若該系數(shù)顯著為正，表明在貨幣政策緊縮階段，應(yīng)計(jì)項(xiàng)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)更為及時(shí)，即說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更強(qiáng)。若假設(shè)1成立，該模型中的系數(shù)α5顯著為正，表明貨幣政策緊縮期要求會(huì)計(jì)穩(wěn)健性越強(qiáng)?？紤]到不同的行業(yè)、不同年份，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性可能差別較大或存在差異，所以模型中加入年度變量YEARn和行業(yè)變量INDUSTRy，變量含義：若樣本為當(dāng)年度取1，其余年度取0；樣本為某行業(yè)時(shí)取1，其余行業(yè)為0。3個(gè)模型中的其余變量定義同前文介紹的應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型一致。
（2）債務(wù)融資與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之模型建立
為了檢驗(yàn)假設(shè)2，并驗(yàn)證我國資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性形成的原因，特分別建立模型4、模型5和模型6：
Acci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t
④
OperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t
⑤
NoperAcci，t=α0+α1CFOi，t+α2DCFOi，t+α3CFOi，t×DCFOi，t+α4LOAN+α5LOAN×CFO×DCFO+αx（x=6，7，…，24）INDUSTRy（y=1，2，…，19）+αm（m=25，26，27，28）Yearn（n=2008-2011）+εi，t
⑥
模型4、模型5和模型6中，LOAN為資產(chǎn)負(fù)債率，其值等于負(fù)債總額與資產(chǎn)總額之比，用來表示企業(yè)總體負(fù)債水平，LOAN*CFOt*DCFOt為交互項(xiàng)，α5表示貸款比例提高時(shí)，應(yīng)計(jì)項(xiàng)對(duì)“壞消息”反應(yīng)系數(shù)的增量，若該系數(shù)顯著為正，表明貸款比例提高時(shí)，應(yīng)計(jì)項(xiàng)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)更為及時(shí)，即說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更強(qiáng)。相反，該系數(shù)顯著為負(fù)，則表明負(fù)債比例越高，則會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反而降低了。模型中控制變量分別為年度變量YEARn和行業(yè)變量INDUSTRy，其含義：若樣本為當(dāng)年度取1，其余年度取0；樣本為某行業(yè)時(shí)取1，其余行業(yè)為0。模型中其余變量的定義同前文介紹的應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型。
（二）樣本選擇
2006年2月15日國家財(cái)政部頒布新的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》，要求所有上市公司于2007年1月1日?qǐng)?zhí)行新的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》，新準(zhǔn)則與舊準(zhǔn)則有很大不同，考慮到選取的模型中需要上期資產(chǎn)指標(biāo)，為了使數(shù)據(jù)具有可比性，因此本文擬選擇2008年-2011年共4年的滬深A(yù)股上市公司作為研究樣本。在樣本篩選過程中，對(duì)如下樣本進(jìn)行剔除：（1）因金融行業(yè)的性質(zhì)和采用的會(huì)計(jì)準(zhǔn)則與其他行業(yè)有很大的差異，剔除金融類上市公司；（2）由于首次發(fā)行股票公司當(dāng)年的會(huì)計(jì)盈余和其他年份有很大的差異，剔除當(dāng)年IPO公司；（3）為了使數(shù)據(jù)更具有可比性，因此剔除ST類公司；（4）剔除ACC及CFO異常值的樣本，具體做法是剔除了其最大及最小部分1%的樣本；（5）剔除數(shù)據(jù)不全的公司。并綜合前文行業(yè)分類情況，最后選取樣本公司分布如下：2008年1022個(gè)樣本，2009年1105個(gè)樣本，2010年1176個(gè)樣本，2011年834個(gè)樣本，共4137個(gè)樣本。所用財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)及上市公司基本資料均來自國泰安CSMAR中國證券市場(chǎng)研究數(shù)據(jù)庫，本文模型采用SPSS190統(tǒng)計(jì)軟件進(jìn)行多元回歸。
四、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析
（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析
對(duì)模型主要變量進(jìn)行描述性分析，結(jié)果見表2。由表2統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示，ACC的均值為-00004，說明就平均而言，樣本公司獲得了負(fù)的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目，最小值、最大值分別為-07152、13002，表明不同公司間的應(yīng)計(jì)項(xiàng)目差別較大；OperAcc均值為00782，說明就平均而言，樣本公司的操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)為正值，最小值、最大值分別為803216×10-6、12617，表明不同樣本公司操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)差別較大。NoperAcc均值為-00785，說明就平均而言，樣本公司的非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)為負(fù)值，最小值、最大值分別為-14062、03223，表明不同公司間的非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)有一定差異。CFO均值為00593，說明就平均而言樣本公司獲得了正的經(jīng)營凈現(xiàn)金流量，最小值、最大值分別為-07321、10747，表明不同公司間的經(jīng)營活動(dòng)凈現(xiàn)金流量差別較大，DCFO均值為02219，該變量為虛擬變量，說明有2219%的樣本公司經(jīng)營現(xiàn)金凈流量為負(fù)；MPTC為貨幣政策緊縮期的虛擬變量，其均值為02843，表明有2843%的樣本公司處于貨幣政策緊縮期；LOAN均值為04926，說明多數(shù)樣本公司資產(chǎn)負(fù)債率處于1∶2，最小值、最大值分別為00071、12624，表明不同公司間的資產(chǎn)負(fù)債率差別較大。
（二）多元回歸結(jié)果與分析
模型1、模型2和模型3回歸結(jié)果見表3，現(xiàn)將各模型回歸結(jié)果分析如下：1模型1回歸結(jié)果中，CFO系數(shù)顯著為負(fù)，與應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流原始模型一致，驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)抵減經(jīng)營現(xiàn)金流“噪音”的作用，但是CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)卻顯著為負(fù)，與應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型矛盾；2模型2回歸結(jié)果中，CFO系數(shù)顯著為正，該結(jié)論與應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型的符號(hào)相反，且CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，與應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型矛盾；3模型3回歸結(jié)果中，CFO的系數(shù)顯著為負(fù)，驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)（確切的說是應(yīng)計(jì)項(xiàng)中的非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)）抵減經(jīng)營現(xiàn)金流“噪音”的作用，且CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)在1%顯著水平為正，進(jìn)一步驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)更及時(shí)確認(rèn)“壞消息”，即我國資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性得到檢驗(yàn)。根據(jù)模型3的回歸結(jié)果，可以得出這樣的結(jié)論：我國會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是存在的，不過穩(wěn)健性既不是應(yīng)計(jì)項(xiàng)造成的，也不是操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)產(chǎn)生的，而根源于非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)。這一結(jié)論的原因在于應(yīng)計(jì)項(xiàng)（非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)）能夠及時(shí)確認(rèn)經(jīng)濟(jì)損益，但主要是出于對(duì)未來情況的預(yù)測(cè)，而非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)主要是對(duì)公司未來損益的預(yù)測(cè)，因此，非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)更能夠體現(xiàn)及時(shí)確認(rèn)經(jīng)濟(jì)損益的作用?；诖耍^續(xù)分析模型3的回歸結(jié)果：在模型3的回歸結(jié)果中，在驗(yàn)證我國上市公司中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性存在的前提下，MPTC*CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)為00467，且在1%顯著水平上為正，表明在貨幣政策緊縮階段，應(yīng)計(jì)項(xiàng)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)更為及時(shí)，即說明會(huì)計(jì)穩(wěn)健性更強(qiáng)，假設(shè)1得到檢驗(yàn)。
模型4、模型5和模型6回歸結(jié)果見表4，各模型回歸結(jié)果分析如下：1模型4回歸結(jié)果中，CFO系數(shù)顯著為負(fù)，驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)抵減經(jīng)營現(xiàn)金流“噪音”的作用，但CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，與應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型矛盾；2模型5回歸結(jié)果中，CFO系數(shù)顯著為正，且CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)顯著為負(fù)，均與應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流模型矛盾；3模型6回歸結(jié)果中，CFO系數(shù)顯著為負(fù)，驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)抵減經(jīng)營現(xiàn)金流“噪音”的作用，且CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)在1%顯著水平上為正，表明應(yīng)計(jì)項(xiàng)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)更為及時(shí)，進(jìn)一步驗(yàn)證了我國資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性是存在的，不過其是由非操控性應(yīng)計(jì)現(xiàn)造成的。而且在模型6的回歸結(jié)果中，LOAN*CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)在5%顯著水平上為負(fù)，說明非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)對(duì)“壞消息”的反應(yīng)系數(shù)增量為負(fù)增量，表明負(fù)債比例越高，使非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)確認(rèn)“壞消息”（負(fù)經(jīng)營現(xiàn)金流）沒有確認(rèn)“好消息”及時(shí)，則會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反而降低了。這一回歸結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2的正確性。
五、敏感性測(cè)試
為了使研究結(jié)論更可靠、更真實(shí)，現(xiàn)對(duì)模型進(jìn)行敏感性測(cè)試。前面已經(jīng)分年度、分行業(yè)通過Jones模型求解了操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)、非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，但在實(shí)證研究中采用了面板數(shù)據(jù)檢驗(yàn)假設(shè)1和假設(shè)2。結(jié)果也驗(yàn)證了我國上市公司中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在，并證實(shí)了假設(shè)1和假設(shè)2的正確性。但在敏感性測(cè)試中將采用截面數(shù)據(jù)即分年度對(duì)2008-2011年各年數(shù)據(jù)分別進(jìn)行多元回歸，這里需要說明的一點(diǎn)是：前面已經(jīng)通過模型3和模型6驗(yàn)證了會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在性，且產(chǎn)生于非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，此外也驗(yàn)證了假設(shè)1和假設(shè)2的正確性。在敏感性測(cè)試中主要就是進(jìn)一步檢驗(yàn)?zāi)Ｐ?和模型6回歸結(jié)果的真實(shí)性，因此這里選擇3和模型6作敏感性分析（其實(shí)對(duì)模型1、模型2、模型4和模型5選取截面數(shù)據(jù)進(jìn)行多元回歸，其結(jié)果與前面結(jié)論是一致的，因篇幅關(guān)系，該部分內(nèi)容省略）?，F(xiàn)將模型6的回歸結(jié)果列于表5：
現(xiàn)對(duì)表5分析如下：12008—2011年各年度CFO的系數(shù)均在1%顯著水平上為負(fù)，驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)（非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)）抵減經(jīng)營現(xiàn)金流“噪音”的作用；22008—2011年各年度，CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)均在1%顯著水平上為正，驗(yàn)證了應(yīng)計(jì)項(xiàng)（非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)）更能及時(shí)確認(rèn)“壞消息”（負(fù)經(jīng)營現(xiàn)金流），即檢驗(yàn)了我國資本市場(chǎng)中會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在性。而且CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)從2008年到2011年依次為03536、03643、05963和05162，這一回歸結(jié)果說明我國會(huì)計(jì)穩(wěn)健性不但是存在的，而且2007年1月1日上市公司執(zhí)行新會(huì)計(jì)準(zhǔn)則后，會(huì)計(jì)穩(wěn)健性總體逐年在增加，不過在2010年交互項(xiàng)系數(shù)為05963，在4個(gè)年度中是最大的，不但大于2008年、2009年的，而且大于2011年的。為什么會(huì)出現(xiàn)這種情況，可能的原因就在于2010年為貨幣政策緊縮期，這一回歸結(jié)果無疑進(jìn)一步證實(shí)在貨幣政策緊縮期，會(huì)計(jì)政策更加穩(wěn)??；32008—2011年各年度，除2009年LOAN*CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)但不顯著外，其余3年中LOAN*CFO*DCFO交互項(xiàng)系數(shù)均在1%或5%顯著水平上為負(fù)，這進(jìn)一步驗(yàn)證了負(fù)債比例越高，使得非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)更加不能及時(shí)確認(rèn)“壞消息”（負(fù)經(jīng)營現(xiàn)金流），即會(huì)計(jì)穩(wěn)健性反而降低了。以上進(jìn)行的敏感性測(cè)試，不但進(jìn)一步證實(shí)了我國會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的存在性，且是非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)造成的，而且回歸結(jié)果有力地檢驗(yàn)了假設(shè)1和假設(shè)2的正確性。
六、研究結(jié)論與啟示
本文采用2008—2011年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù)作為研究樣本，通過Ball和Shivakumar（2005）的應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流修正模型實(shí)證檢驗(yàn)了貨幣政策、債務(wù)融資與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性之間的相關(guān)性。實(shí)證研究結(jié)果表明：我國上市公司的會(huì)計(jì)政策具有穩(wěn)健性，且穩(wěn)健性根源于應(yīng)計(jì)項(xiàng)中的非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)；貨幣政策緊縮期因企業(yè)面臨更大的不確定性，潛在的風(fēng)險(xiǎn)增加，在此情況下，企業(yè)將會(huì)采取更加穩(wěn)健的會(huì)計(jì)政策。根據(jù)Watts（2003）的實(shí)證研究結(jié)果表明穩(wěn)健性產(chǎn)生的原因主要有債務(wù)契約、股東訴訟、管制及稅收，而且其認(rèn)為債務(wù)契約是會(huì)計(jì)穩(wěn)健性形成的最主要原因，但本文實(shí)證研究結(jié)論并未驗(yàn)證Watts的說法，而是得出相反的結(jié)論：債務(wù)比例越高、會(huì)計(jì)穩(wěn)健性卻降低了。也許正如趙春光（2004）所言：我國上市公司會(huì)計(jì)盈余穩(wěn)健性是制度和監(jiān)管造成的；我國債務(wù)融資受行政制約，而不受債務(wù)契約限制，債務(wù)契約在中國并不能引起自愿的謹(jǐn)慎要求。
本文從宏觀經(jīng)濟(jì)角度并結(jié)合債務(wù)融資研究其與會(huì)計(jì)穩(wěn)健性的關(guān)系，基于該視角研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，研讀現(xiàn)有文獻(xiàn)發(fā)現(xiàn)并不多見，且選取的樣本為新的《企業(yè)會(huì)計(jì)準(zhǔn)則》頒布后的上市公司數(shù)據(jù)，無疑更具有現(xiàn)實(shí)意義?？梢钥紤]從宏觀經(jīng)濟(jì)角度研究會(huì)計(jì)穩(wěn)健性，此為本文啟示一；在實(shí)證研究上，為了避免股價(jià)波動(dòng)的影響，對(duì)穩(wěn)健性的計(jì)量沒有采用Basu模型（盈余/股票回報(bào)模型），而是采用了Ball和Shivakumar（2005）的應(yīng)計(jì)-現(xiàn)金流計(jì)量模型，目的是探索該模型在我國資本市場(chǎng)中的應(yīng)用。但具體使用該模型時(shí)應(yīng)將應(yīng)計(jì)項(xiàng)區(qū)分為操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)和非操控性應(yīng)計(jì)項(xiàng)，此為啟示二。
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