公司债务期限结构

公司债务期限结构（精选7篇）

公司债务期限结构 篇1

在世界各国, 公司债务期限违约是普遍存在的, 对于公司债务期限结构与违约风险二者之间关系的研究也已经有数十年的历史了。对于公司债务期限结构与违约风险之间的关系在业界存在几种常见的模型, 这些模型是目前用于公司债务期限结构的研究与违约风险预测的主要模型。这几种常见的模型包括结构模型在研究的过程中把公司的债务作为企业的资产, 造成企业违约风险的主要因素就是企业在市场中的市值变化。公司债务的违约风险指的就是企业的债务期限到期时间低于某一约定的临界值概率。结构模型不仅和企业的资本结构有关, 而且与所制定的临界的阈值有关。该模型认为违约的概率和公司债务的期限是正相关的, 公司债务期限较短的违约情况较为少见。在简约模型中将违约的情况定义为突发事件, 一般认为违约事件发生的概率是符合泊松分布的, 该模型在评估企业违约风险的过程中不需要借助其他相关的企业参数来对企业的风险进行评估, 该模型直接利用企业市场价格以及价差, 并且在该模型认为短期的违约概率是存在的。最后一种模型为不完备的信息模型, 该模型认为企业的价值以及企业的债务期限违约的阈值是在不断变化的, 而且债权人没有掌握这些变化的主导因素, 该模型是结合结构模型通过违约的趋势来对违约的概率以及债券进行定价, 该模型主要认为企业存在短期的违约风险, 而风险溢价应该包含在债券定价的过程中。

一、违约风险模型

在模型建立的过程中首先认为负债公司的资产价值是符合几何布朗运动的规律的。另外, 该模型还对于其他的一些情况做了如下的说明。第一个是关于市场方面的建设, 假设市场不存在摩擦, 并且在市场中不会产生交易的成本以及不会产生税收。企业的资产可以不限制地进行分割, 而且企业的资产还可以进行不限制次数的交易, 不存在卖空的限制, 也不存在借贷之间的差价。在市场没有无风险获取利润的情况。年利率不存在风险并且是不便的, 按照复利的方式来计算贴现值。另外一方面是关于企业价值的假设, 模型认为公司的价值符合几何布朗运动。关于公司的债务还包括长期的债务和短期的债务, 公司必须在债务到期之前来归还本息。在企业的债务到期之后, 公司不会以任何的现金的形式来进行支付, 也就是公司在债务期间的债务结构是相对较为稳定的, 另外违约的风险只会发生在债务的到期日才会出现。由于公司的资产可以用股权的价值来进行衡量, 在将公司的债务进行长期和短期划分之后, 公司股票的价值就不单单指的是期权的价值而是一种复合期权, 通过系列的推导可以得出公司长期和短期的违约风险。

二、债务期限结构与违约风险

1.不同资产水平下的债务期限结构与违约风险

根据本文所依据的模型, 并利用上市公司的数据来对企业的债务期限风险进行计算。通过计算得到如下的结果:如果债务的期限在5年以内, 那么短期的债务期限是1年, 而无风险利率的数值是取自我国2010年的贷款基准利率。负债水平主要是指公司的负债比率, 通过研究说明公司的资产收益大约为公司资产的17%, 而并不是费头子公司的24%, 通过对大量公司资产收益的研究发现其均值均为0.17, 因而本研究将数值限定在0.17~0.3之间对方差取值进行研究。从研究的结果可以看出, 在同一个资产风险层次中, 如果公司短期的债务所占的比重不断升高的话, 那么公司违约的概率都是首先会大幅地下降, 然后会呈现出上升的态势, 也就是常说的倒U关系。但是和公司长期的债务不同, 如果存在于不同的风险水平中, 公司的违约概率最小值也会产生相应的变化, 比如在方差的数值约在020的时候, 企业的违约概率在当短期的债务比例达到05 的时候降到了最低, 而在方差的数值为30的时候, 企业的违约概率就会在06的时候到达最低。因而说明, 当公司的资产水平提高的过程中通过增加企业短期的债务比例会在一定程度上降低企业存在的违约风险。通过研究还发现, 随着方差数值的进一步增大, 公司违约的概率也在逐渐变大, 因而在影响公司违约概率的因素中, 公司资产风险的水平也是一个重要因素。

2.不同负债水平下的公司债务期限结构与违约概率之间的关系

在该部分的研究中对于不同负债水平下的债务期限结构与公司违约概率之间的关系进行了实例分析与计算, 通过上述结果可以看出, 在公司的不同债务的水平上, 公司的债务比例和违约的情况存在着倒U的关系, 但是不同的负债水平下也会存在着些许的差异。也就是说, 如果公司的债务水平不同, 那么公司违约概率的最低点在倒U曲线位置会存在着不同程度的问题。随着公司负债水平比例的改变, 最为合理的短期的债务比例越来越少, 也就是当公司的负债水平增加的过程中, 随着违约风险的不断增大, 延长公司债务的期限是较为合理的。

三、债务期限结构与违约风险关系实例研究

1.实例研究过程中的变量及参数假设

在我国, 绝大多数上市公司的短期债务的比例都占到公司自身债务的70%以上, 根据本研究所推导的理论模型, 在公司的短期债务比例较高的时候, 应该是处于公司债务违约概率的快速增长阶段, 也就是公司违约的风险在不断变大, 即公司短期债务的比例和违约的风险二者是正相关的关系。该理论的模型对于资产的收益波动以及负债的水平和公司的违约的概率也呈现出相关变化的规律。所以本实例研究基于上述过程做出了如下假设:

首先, 认为我国上市公司中的短期债务的比例与公司违约风险二者是正相关的关系。其次, 认为我国上市公司的资产收益的波动比例与企业的违约风险呈现正相关的关系。此外, 我国上市公司的负债水平和我国公司的违约风险也呈现出正相关的关系。

在选取样本数据的过程中需要注意样本的选择方法, 因为违约的风险不具备可以观察的性质, 因而在选取样本数据的过程中目前存在两种主要的方法:一种选取样本数据的方法是以目前我国上市公司的数据为研究样本, 通过对数据的研究来得到每个公司财务风险值并将该数值作为公司违约概率的代替指标;另外一种样本数据选择的方法是将公司分为目标组和违约组, 并且用同等数量的非ST公司作为相应的对比组, 并且利用二值变量受对违约的概率和各个变量之间的关系进行研究。因为财务风险数值本身的计算存在着很多的影响因素, 因而也存在着很大的不确定性, 在计算的过程中需要借助大量的财务指标, 需要得到的计算数值来计算各个财务指标之间的回归关系。因而本实例研究采用的第二种方法选择的是样本以及相应的变量。

可以将解释变量定位二值变量, 即当为ST公司的时候取值为1, 如果不是ST公司的话那么取值为0。解释变量包括公司的债务期限结构、资产收益的波动、负债的情况和债务期限的结构变量等。另外, 根据某些研究公司的盈利情况和资产的周转率和短期债务的能力也会对公司的违约概率产生影响。本研究中增加了资产净利率参数、资产的周转率参数以及公司短期的债务偿债能力风险等这些变量, 来研究违约风险。

2.潜在违约组与对比组统计量对比分析

本文对于样本数据的各个数据变量的统计特征进行分析计算, 通过计算样本数据中每个变量所对应的JB数值都比较大, 因而可以看出数据不服从正态分布, 均值比较的参数t检验法以及模型分析过程中的最小二乘法不适应该统计量的计算, 通过查看数据的直方图发现数据呈现较为明显的尖峰分布。本文利用独立的样本的非参数检验法来对潜在的组各个变量的均值差异的显著性进行研究。这种方法不要求数据严格地服从正态分布, 通过计算两组数据的变量的均值均存在较为明显的显著的差异。从数据看出对比组的平均的短债的比例要比潜在的违约违约概率小, 同时对比组的负债率以及资产的收益波动了也会比潜在的违约组要小, 而净资产理论以及总的资产的流转率比潜在的违约组违约概率要大。

3.回归模型与结果解析

(1) 模型设定及其有效性的检验

用于研究公司治理中的违约风险的回归模型是Logit, 其有效性要高于其他的分析方法, 从而被广大研究者所采用, 其形式是:

本文从公司的潜伏性违约概率出发, 因变量pi取值为1;Xi为行向量, 是控制变量与解释变量所组成, β是列向量, 是待估系数所组成, εi为随机误差。

根据该模型进行回归结果的分析预测, 其准确度达到了88.36%, 而M c-fadden R2达到0.5960, LR似然比统计量的值241.282 2, 指标结果较为理想, 对于各解释变量系数也较为显著, 这说明了模型的有效性。

(2) 回归结果的分析

当短期债务的比例变量系数处于1%上, 表明其他因素在一定范围内, 短期的债务比例与违约风险是正比例的关系。当资产收益的波动率系数明显是正时, 说明资产风险的水平在提高, 那么违约风险也在增加。当负债比率的系数明显为正时, 说明公司的负债比率与违约风险成正比例关系。根据前面的假设1、2、3来看, 这里的3变量的回归模型结果都得到了充分的证明。

对控制变量回归模型的结果:当资产净利率的系数处于5%时是负, 这说明资产净利率和违约风险成反比例关系, 即呈现一高一低的趋势;总资产周转率系数明显为负时, 说明在提高总资产周转率的情况下会降低违约风险;而对于流动比率系数来看并不显著。

根据上述结果分析得出:公司的风险规避视角, 国内多数公司处于不佳的债务期限结构, 一般处于U形图右上方, 在这一范围内, 公司短期债务的比例与违约风险是正相关关系, 前者增加, 后者亦会增加。当提高公司的短债比例, 其违约概率的增加会引起很多连锁的坏账反应, 如增加银行坏账、降低信用。所以, 公司需要进行债务期限结构管理意识的提高, 合理短债比例;政府则需为公司提供举借债务的良好环境, 使公司有较好的长债融资路径。

(3) 稳健性的检验

对于结果稳健性检验, 在其他变量情况不变时, 采用短期银行借款比例, 重做模型回归。其结果:原回归结果和当前的各解释变量回归系数符号相一致, 公司短借款变量的水平要高于原回归结果, p值=0.000 3, 而负债比例与流动比率系数有了提高, 而资产波动率水平则稍微降低。从整体上看, 模型回归结果处于稳健状态, 对于金融机构和公司债权债务关系的解释回归结果进行了有力证明。

四、结束语

本文利用短期的复合期权来对公司的债务期限结构与违约风险之间的关系进行了研究, 通过对数据的模拟得出了二者之间的关系, 并且利用该模型对二者之间的关系进行了实例的研究, 最终得到如下的结论:

(1) 如果公司的风险水平一定, 负债比例确定的话, 那么公司的短期债务和公司的违约风险之间存在着倒U的关系, 也就是说公司短期债务比例的变化会对公司的违约风险产生一定的影响, 短时期内增加短期债务的比例会在一定程度上降低公司违约的概率。在某些外部因素一定的情况下, 对于一个公司来讲最优化的长短期债务结构的组合对于一个公司来讲是存在的。

(2) 在企业的风险资产水平和企业的负债率发生变化的情况下, 对于一个公司来讲其最优的债务期限结构也会发生相应的变化:如果公司的资产收益率产生较大的波动, 那么短期内的债务比例会产生较大程度的提高。随着资产风险的进一步增加, 适当地缩短企业自身的债务周期是非常关键的。如果公司的负债比例增加, 那么企业最优的短期债务比例就会降低, 也就是企业在负债水平较高的情况下, 适当地延长企业的债务期限对于降低企业的违约风险是十分有利的。

(3) 在其他参数变量相对固定的情况下, 企业资产收益波动越大, 企业的负债率越高, 那么公司违约的概率就越大。通过利用我国上市公司的数据来对公司的债务期限结构与公司违约风险之间的关系进行研究发现:我国上市公司的短期负债率比较高, 所以两者之间的呈现倒U的关系;对于公司来讲, 如果继续扩大自身短期的债务, 那就会造成很大的违约风险, 对于我国的信用体系以及我国的金融体系都会造成很大程度的冲击。

参考文献

[1]栾天虹, 陆乐.公司治理机制对债务期限结构影响的实证分析——沪深300大型企业与中小板块企业的比较分析[J].经济问题, 2012 (8) :114-117.

[2]边琳丽, 刘泽惠.陕西省上市公司债务期限结构的实证研究[J].全国商情 (理论研究) , 2012 (14) :37-38.

上市公司债务融资期限结构研究 篇2

债务融资作为公司的一项重要财务决策行为, 对公司的经营发展具有决定性的影响, 而公司债务融资最重要的决策之一是如何选择债务的期限结构。债务期限结构是指公司的总负债中长期债务和短期债务的构成结构及其各自所占的比例, 它是债务契约的重要内容, 规定着债权人和债务人的权利和义务。伴随着相关理论的发展, 国内外学者对公司债务期限结构已经作了许多的研究, 主要形成了有关债务期融资期限结构的四种理论假说, 分别为代理成本假说, 信息不对称假说, 税收假说和期限匹配原则。

二、上市公司债务期限结构的现状分析

(一) 我国上市公司债务融资期限结构的总体现状

我国上市公司的债务融资水平总体较低, 期限结构中短期债务占据着绝对的主导地位。本文根据Wind数据库的资料, 对我国上市公司1998年至2007年的债务期限结构情况进行了对比分析, 图1是关于我国深沪两市上市公司1999年~2007年的资产负债率、短期负债比例和长期负债比例的对比分析图。

从图1中我们可以发现, 我国上市公司的资产负债率较低, 在2001年前只有45%左右, 从2001年开始持续上升, 近年来已超出60%, 但与西方国家相比, 还是较低的。根据上海证券交易所研究报告《中国上市公司的资本结构》的研究结果, 发达国家的外源融资中, 债务融资比重占有绝对的优势, 平均在70%以上。在我国上市公司的债务期限结构中, 短期负债比率很高, 持续保持在80%以上, 且从2000年到2009年总体呈逐年上升的趋势。虽然期间有稍微的下降, 但总体是不断上升的。而长期负债则较低且呈逐年下降的趋势, 总是保持在20%以下。这表明短期负债在我国上市公司中占据着绝对主导的地位。

(二) 短期负债在我国上市公司占主导地位的原因

造成负债短期化现象的主要原因在于:其一, 我国上市公司自身的特点因素。基于上市公司自身资金需求的特点, 一方面公司用短期循环债务替代了长期债务, 另一方面公司业务发展所需的长期资金大部分都通过股权融资的方式解决了。而且短期负债具有期限较短、流动性较好的特点, 所以它已成为上市公司首选的债务融资方式。万潮领等 (2002) 认为, 中国上市公司进行长期融资选择时普遍存在的股权融资偏好以及上市之前对长期债务大量剥离的行为导致了上市公司的负债绝大部分来源于短期负债。其二, 我国的制度背景因素。我国的债券市场发展不充分, 其规模和品种都相对股票市场少很多, 所以它无法满足公司长期融资的需要。银行作为我们主要的金融企业, 考虑到风险因素, 对长期贷款的限制比短期贷款严格, 对企业来说, 短期贷款更容易取得。由于法律的不健全, 债权人无法得到很好的保护, 因此他们更倾向于风险较小的短期贷款。

三、上市公司债务期限结构的影响因素

(一) 影响债务期限结构的外部因素

上市公司作为一个经济体系的主体, 它的经济活动很大程度上受到外部环境的影响。外部因素主要包括我国的金融发展程度及金融制度, 公司治理制度, 以及政府干预对上市公司的影响。

其一, 金融发展程度及制度的完善对债务期限结构的影响。江伟、李斌 (2006) 通过对我国各地区金融发展的差距研究了金融发展程度对公司债务融资决策的影响, 得出结论, 金融发展程度越高, 公司的的短期债务比例越高, 有助于那些依赖无形资产投资的公司获得短期债务融资。而金融制度的发展直接影响公司的债务期限结构, 金融制度越完善, 公司对期限长短的选择越多, 上市公司可以选择较长期的债务融资期限。在我国, 由于银行仍然在金融体系中占主导地位, 银行的偏好很大程度上左右着公司期限结构的选择。银行由于出于经营流动性和风险的考虑, 更偏好于发放短期贷款, 所以我国公司更多的是拥有短期的债务期限。

其二, 公司治理制度的影响。债务合同的签订、执行受到法律保护程度的影响, 投资人的利益保护与公司治理密切相关。投资者认为公司融资是一种风险投资, 而内部人可以通过许多途径攫取利益, 从而影响到外部投资者的收益。在很多情况下, 外部投资者受到的保护程度不够, 利益受到严重损害。因此, 在公司制度不完善的情况下, 投资人为了保护自身的利益, 会倾向于风险较低的短期债务融资。

其三, 政府干预的影响。政府的政策导向直接关系到企业的经营决策活动。以国有企业为例, 政府倾向于向国有企业转嫁政策性负担来实现社会目标, 且以行政干预为主要方式。国有控股企业可以利用政府干预的因素来降低企业的融资成本。由于政府援助的存在, 为企业的贷款形成潜在的担保, 使债权人降低了风险意识, 投资人在进行风险评估时, 考虑到政府援助的存在, 倾向于具有政府背景的上市公司, 因此它更容易取得长期债务。

(二) 影响债务期限结构的内部因素

影响债务期限结构的内部因素主要是指公司内部的影响, 主要与公司的特性及内部治理结构有关。

其一, 公司的特征主要包括公司规模, 成长性及管制性。公司的规模。对于规模较大的公司来说, 它存在的信息不对称的问题相对于小公司来说程度较轻, 因此, 大企业相对来说比较容易从长期债务市场融到资。另一方面, Jalilvand和Harris (1984) 的研究表明, 大公司需要的剩余资金较多, 所以大公司更倾向于发行长期债务。加上规模大的公司具有更好的声誉和雄厚的资金, 所以更容易获得银行等金融机构和其他投资人的信任, 因而更容易获得长期债务。而小公司由于股东与债券人之间的代理问题更为严重, 为了降低风险, 通常更偏好于短期债务。因此, 公司规模与债务的期限结构呈正相关变化的关系。成长性。Myers (1977) 认为, 短期债务能够减轻投资不足问题。对于目前我国大部分上市公司来说, 股东与债权人之间代理问题还很严重, 成长机会导致了更严重的直接债务的代理成本, 尤其对于处于成长阶段的上市公司, 成长机会较多, 股东为了保护自己的收益, 会放弃一些项目, 从而导致投资不足。由于成长机会多的企业偏好期限较短的债务, 所以公司的成长性与债务期限结构呈负相关的关系。公司的管制性。由于管制性企业的经营者不能随意做出投资决策, 要受到一定程度上的约束, 这种约束, 缓解了企业因资产替代行为产生的代理成本, 因此, 管制性企业长期债务融资的比例相对较高, 而短期债务融资比例相对较低 (Smith, 1986) 。

其二, 内部治理结构主要指股东持股比例对债务期限的影响。

大股东持股比例。现在的研究结构普遍认为, 第一大股东持股比例和债务期限结构呈负相关的关系。Inderst和Muller (1999) 认为控股股东持股比例较大时, 控股股东和债务人之间代理问题会加剧, 因为控股股东会迫使管理者从事资产替代和投资不足, 以便从债权人手中夺取资金, 获得更多的收益。事实上, 由于股东与债权人之间处于信息部对称地位, 股东为了自己的利益, 会实施降低公司在外负债的投资战略。这样的话股东人执行的投资战略会损害到债权人的利益。因此当股东比例越高时, 在决策上就会作出越有利股东的决策, 这样股东与债权人的利益冲突会严重加剧。此时, 债权人可以依靠向公司发放短期贷款, 迫使公司定期向债权人支付现金流来实现债权人对公司的监督, 缓解股东和债权人之间的代理成本 (Jensen&Meckling, 1976) 。

管理层持股比例。由于现在公司的特征是管理权和所有权相分离, 因而会出现管理者与股东利益不一致的情况, 管理者做出的投资决策往往更有利于自己的利益, 从而加重了管理者和股东之间的代理问题。最近的相关研究表明, 随着管理层持股比例的增加, 反而会出现利益趋同效应, 即管理者与股东利益趋向一致。在此情况下, 管理层持股反而会减轻了管理者和股东之间的利益冲突。此时公司更倾向于长期债务, 以避免债务市场的外部监管。因此, 管理者持股和债务期限结构正相关。

四、上市公司债务期限结构优化建议

通过上文的分析, 我们可以看到, 我国上市公司债务融资期限结构, 既受到公司外部环境因素的影响, 又与公司内部特性与治理结构有关。根据我国上市公司债务期限结构的现状和存在的问题及原因, 要优化债务期限结构短期化的结构, 必须从内外两方面的影响因素入手。

(一) 从外部环境来优化债务期限结构

其一, 要完善法律制度, 从而公司的融资活动营造良好的外部环境。我国目前的金融市场, 信用机制不够健全, 债券人的合法权益得不到有效的保护。为此, 必须建立健全法律保障体系, 我们可以借鉴国外发达经济的一些做法, 如建立债券持有人会议制度和破产债权人自治制度以及建立一个有效的偿债保障机制, 以此来保护债权人在各方面的利益。只有这样才能为公司债务期限结构创造良好的环境。其二, 加快发展我国公司债券市场, 不断拓展债务融资渠道。债券市场发展不充分, 使我国上市公司债权期限结构趋于短期化的不合理状态。因此我们应该积极采取措施, 来发展债券市场。首先, 合理界定公司债券的发行主体, 尤其是建立银行与上市公司的债权债务关系, 使银行信贷一定程度上约束公司的债务行为。其次, 完善债券投资机构, 加大投资者的培育力度;建立多层次债券交易市场体系, 提高企业债券的流动性。其三, 推动利率市场化, 构建有效的市场机制。允许债券发行者根据自身的状况决定债券发行利率, 实现债券的定价市场化, 刺激投资者对债券的投资, 从而促进债券市场的发展。其四, 建立完善信用评级体系, 完善信用评级机构, 为投资者的投资决策提供正确的依据, 从而促进公司债券市场的发展。

上市公司要注重自身债务期限结构同外部环境的协调发展。由于外部环境是处在不断变化之中的, 所以公司要时刻注意外部环境发展变化, 尤其经济形势和国家的经济政策, 根据外部的宏观经济环境来调整自己的债务策略, 使债务融资结构更好的适应外部经济的发展, 确定合理的债务期限结构。

(二) 从公司的内部治理环境来优化债务融资期限结构

上市公司应从公司治理的以下几个方面着手完善债务融资期限结构。其一, 完善公司治理结构, 使上市公司的股权结构更加合理。我国上市公司目前仍存在着一股独大的现状。这种情况造成的内部控制问题直接影响了公司的融资决策。我们要做的是增加其他股东如法人股的比例, 发展多元化的投资主体, 以此来制衡国有股东的决策行为, 只有这样才能抑制一股独大的局面, 同时调动个人投资者的积极性和加强监控作用, 改变债务融资短期化的现状。建立和完善管理层持股制度。我国管理层持股比例较低, 使得管理者在经营过程中缺乏积极性。只有给予管理层相当的股权份额, 才能促使他们作出合理的经营决策, 与股东利益趋于一致, 从而减轻代理成本问题, 提高公司的治理水平。其二, 注重公司的自身特征。不同行业, 不同公司, 所具有的特征不同, 适合的债务期限结构也不相同。因此, 公司在作出融资决策时, 应该充分考虑公司的特征, 如公司规模, 成长性及盈利能力等。只有结合自身的公司特征, 考虑到自身的特点和优势, 才能对债务期限结构作出合理的选择。

参考文献

[1]万潮领等:《上市公司的外部资金来源问题研究》, 《上证研究》2002年第3期。[1]万潮领等:《上市公司的外部资金来源问题研究》, 《上证研究》2002年第3期。

[2]袁卫秋:《债务期限结构理论综述》, 《会计研究》2004年第10期。[2]袁卫秋:《债务期限结构理论综述》, 《会计研究》2004年第10期。

[3]周晓华:《我国上市公司债务期限结构影响因素研究》, 西南交通大学2008年硕士学位论文。[3]周晓华:《我国上市公司债务期限结构影响因素研究》, 西南交通大学2008年硕士学位论文。

[4]肖作平、李孔:《负债到期结构:理论和证据》, 《证券市场导报》2004年第3期。[4]肖作平、李孔:《负债到期结构:理论和证据》, 《证券市场导报》2004年第3期。

[5]周品芬:《我国上市公司债务期限结构研究》, 西南财经大学2008年硕士学位论文。[5]周品芬:《我国上市公司债务期限结构研究》, 西南财经大学2008年硕士学位论文。

[6]Jalilvad, A, R Harris.Corporate behavior in adjusting to capital structure and divided targets:all econometric study, Journal of Finance 1984 (39) :127-145[6]Jalilvad, A, R Harris.Corporate behavior in adjusting to capital structure and divided targets:all econometric study, Journal of Finance 1984 (39) :127-145

[7]Myers, S.C-Determinants of corporate borrowing.Journal of Financial Economics, 1977 (5) :146-176[7]Myers, S.C-Determinants of corporate borrowing.Journal of Financial Economics, 1977 (5) :146-176

公司债务期限结构 篇3

关键词：制度环境,债务期限,市场化程度

一、引言

债务期限结构是资本结构的重要组成部分,也是公司在进行融资决策时需要考虑的重要因素。公司融资选择受一系列因素的影响,不仅与公司特征和公司治理等因素有关,还与制度环境有着密切的关系。Demirguc-Kunt and Maksimovic(1999)通过对30个国家的公司债务期限的研究,他们发现股票市场相对活跃的国家里的大型企业有着更多的长期债务,政府对行业的补贴和长期债务的使用呈正相关关系。Giannetti(2003)研究发现如果法律不能充分保证债权人的权利,债权人会通过短期借款来控制企业的机会主义行为。孙铮、刘凤委和李增泉(2005)发现公司债务期限和市场化程度负相关,政府干预程度越高的地区,公司的债务期限越长。Kai Li et al.(2007)发现制度发展水平越高的地区,公司的债务期限水平越低。肖作平(2007)发现制度环境是影响公司债务期限结构选择的重要因素,不同地区的公司债务期限存在着显著差异。市场化程度越高的地区,公司的债务期限越短,经济发展水平越高的地区,公司的债务期限越短。Fan et al.(2008)发现公司融资选择取决于公司特征和制度环境等一系列因素的影响,较弱的法律制度和政府腐败较多的国家会导致较高的债务比率和较短的债务期限。Kirch and Terra(2012)研究发现,一个国家的制度质量对公司长期债务水平有显著正的影响。Tiziana La Rocca(2012)采用1996年至2000年9515家意大利中小企业非金融类公司的数据,解释了意大利中小企业资本结构和债务期限选择在区域间的差异,中小企业能够依靠当地发展水平高的制度更容易地获得外部资金来源,一个有效的区域金融体系会促进小公司获得贷款,并且能够使公司用较低的成本获得贷款,执法体系效率越高地区的公司更容易获得长期借款。我国作为一个发展中国家,目前正处于经济转轨的时期,由于地域的辽阔,各省(区)的制度环境差异较大。这些制度因素如何影响着我国公司的债务期限结构,是本文研究的重点。本文以我国2005至2009年在沪、深上市的1042家非金融公司为样本,实证检验市场化程度、产品市场发展程度、金融市场发展程度、法律环境和政府干预程度等制度环境因素怎样影响公司债务期限选择。

二、研究设计

(一)研究假设

Giannetti(2003)以法律执行、金融发展水平等制度变量作为债权人保护程度的代理变量,研究发现,在债权人保护好的国家中,经营回报高度不稳定行业的企业更容易获得长期贷款。Kirch and Terra(2012)认为,一个国家的制度环境越好,长期债务水平越高。市场化程度在本文中作为度量制度环境质量的一个综合指标。当地的市场化程度越高,债权人保护程度越高,制度环境的质量就越好,公司的长期债务越多。因此假设:

假设1:公司债务期限水平与市场化程度正相关

产品竞争市场的发展程度与公司治理有着密切的关系,在竞争激烈的产品市场环境下,公司的高层管理者为了提高自己的业绩水平和声誉,减少了机会主义行为发生的可能性,使得公司治理水平得到提高。公司治理质量的提高有利于股权融资偏好的缓解,从而在融资决策时选择更少的权益融资和更多的长期债务融资。因此假设:

假设2:公司债务期限水平与产品市场发展程度正相关

Demirguc-Kunt and Maksimovic(1999)研究发现,在金融市场越活跃的国家,公司的债务期限结构水平越高。Barclay and Smith(1995)研究表明,由于短期借款能够为道德风险提供保障,发展水平和规范化水平高的金融体系能够为企业提供更多的长期借款,减少信息不对称。由于发展水平较高的金融市场能够更好地保护债权人利益,债权人更愿意将长期借款贷给公司。因此假设:

假设3:公司债务期限水平与金融市场发展程度正相关

La Porta et al.(1998)研究发现,法律制度包括法律的内容和法律的有效执行性,有效的法律制度能够保障合同的执行,从而减缓代理问题。Giannetti(2003)认为,法律制度越好的国家,对债权人的保护越好,公司越容易获得更多的长期借款。Tiziana La Rocca(2012)发现法律执行的有效性影响着债务期限结构,法律执行效率越差的地区,公司使用更多的短期借款。如果地区执法系统能够提供有效的债权人保护,银行就不会过于担心企业的机会主义行为,企业就更容易获得成本较低的长期债务。因此假设:

假设4:公司债务期限水平与法律环境水平正相关

Demirguc-Kunt and Maksimovic(1999)为,政府对公司的补贴与公司获得的长期债务有关,由于隐含担保的关系,政府补贴越多的公司获得长期借款越多。Khwaja and Mian(2005)认为,国有银行更容易将贷款给那些有着政府关系的公司并给予贷款方面的优惠,即使这些公司的违约率较高。Yupana et al.(2006)认为,公司凭借政府背景的支持,更容易取得银行的长期借款。因此,有着政府背景的公司债务期限更长,即使公司的违约风险较高或者已经出现违约,银行也会得到来自政府对这些公司的补贴。因此假设:

假设5:公司债务期限水平与政府干预程度正相关

(二)样本选取和数据来源

本文选取2005年至2009年深、沪上市公司为样本,剔除数据缺失不全公司、ST和*ST类公司,得到1042家非金融类上市公司数据。各项财务数据来自中国经济金融数据库(CCER),制度环境各项数据来自樊纲等(2011)。

(三)变量定义和模型建立

本文选取了如下变量:(1)被解释变量。债务期限是指总负债中长期负债所占的比例。为了提供稳健的结论,采用两个指标来度量公司的债务期限结构,即:(1)长期债务占总债务的比重(LD)=长期债务/总债务;(2)长期借款占总借款的比重(LBD)=长期借款/(长期借款+短期借款+一年到期的长期借款)。(2)解释变量。MAR:市场化程度;数值越大,市场化程度越高;预期符号为正。PRO:产品市场发展程度;数值越大,产品市场发展程度越高;预期符号为正。FIN:金融市场发展程度;数值越大,金融市场发展程度越高;预期符号为正。LAW:法律环境;数值越大,法律环境越好;预期符号为正。GOV:政府干预程度;数值越大,政府干预程度越低;预期符号为负。(3)控制变量。SIZE:公司规模;总资产的自然对数;预期符号为正。ROA:盈利能力;净利润与总资产之比;预期符号为正。GROW:公司成长性;资产的市场价值与账面价值之比;预期符号为正。TANG:资产结构;固定资产净值与总资产之比;预期符号为正。IND:行业虚拟变量;此变量用来控制行业因素的影响。按证监会的分类标准,除制造业进一步细分为10个小类外,其他行业以大类为准,共有22个行业。为了研究制度环境因素如何影响公司债务期限水平,并避免代理变量之间的多重共线性,所以建立如下的回归模型对代理变量分别进行回归:

其中,i=1,……,N(N=1024);t=1,……,T(T=5);债务期限用变量DM表示,并且用长期债务占总债务比重(LD)和长期借款占总借款比重(LBD)两个指标来度量;检验变量与控制变量的解释见前;C为截距项;β0为回归系数;α和γ为回归系数向量;INDit为行业虚拟变量(共21个);μit为随机误差项。

三、实证检验分析

(一)描述性统计

表(1)提供了研究变量的描述性统计量。可以发现,各省(区)的市场化程度、产品市场发展程度、金融市场发展程度、法律制度环境、和政府干预指数的均值(中值)分别是8.2189(8.3100),8.1483(8.5700),5.5328(5.6500)和8.9279(9.2800),标准差分别为1.9470,1.3852,1.4946,4.6316和1.4662,说明各省份间的制度环境呈现出较大的差异。

(二)回归分析

本文对数据进行了F检验和Hausman检验,结果表明本论文研究数据更适合采用混合回归模型,同时为了修正异方差,采用广义最小二乘法(GLS)进行回归,结果见表(2)。可以发现:(1)公司债务期限水平与市场化程度显著负相关,与假设1相反。表明我国的制度因素与公司债务期限结构的关系与其他国家有所不同。在我国市场化程度较高的省(区),政府补助、担保企业等干预行为相对较少,公司获得银行长期贷款的可能性较小;市场化程度高的省(区)里,长期融资种类更加丰富,不再局限于长期借款;同时,市场化程度高的省(区)对银行改革中长期借款的收紧更为严格。(2)公司债务期限水平与产品市场发展程度显著负相关,与假设2相反。这是由于公司所在地区的产品市场发展程度越高,投资者会认为其公司治理质量越好,更加愿意给这样的公司提供长期权益资本,由此降低了公司对长期债务资金的依赖。(3)金融市场发展程度越高的省(区),公司的债务期限水平越低,与假设3不一致。这是因为金融市场越发达的地区,为企业融资的多样化提供了更多的机会,公司倾向于用权益资本替代长期债务。另外,在当前的银行改革下,银行对公司的借款行为进行了标准限定,金融市场越发达地区的改革越有力,更加限制了风险较高的长期贷款,更倾向于短期贷款。(4)公司债务期限水平与法律环境显著负相关,与假设4不一致。这可能是因为:在法律制度环境越好的省(区)里,法律执行的质量更高,能够有效地保护投资者利益被内部人侵占,因此外部投资者更愿意提供权益资本。在法律制度环境好的省(区),而且由于法律的有效性较高,更加能够确保资本市场交易的公平性和透明性,保障了权益资金的安全流动。此外,由于所有者拥有的是剩余索赔权,比起债权人而言,股权持有者对投资者保护的敏感性更高,因此当投资者保护的法律环境改善时,权益资本会相应增加,使得公司减少了对长期债务融资的依赖。(5)政府干预程度越高(政府干预程度指数越低)的省(区),公司的债务期限水平越高,验证了假设5。这一实证研究结果表明政府干预行为在公司和债务期限结构的关系中扮演着重要的角色,有着政治背景的公司能够获得更多的长期借款。政府通过担保、补贴或救助企业等方式给予企业相应的支持,这样企业就能获得银行更多的长期借款。

四、结论

公司债务期限结构 篇4

(一) 国外文献

作为资本结构决策的一个必然组成部分, 债务期限结构问题在20世纪70年代一经Morris提出, 便受到了国内外学者的广泛关注。Morris认为“无论何时, 只要公司借入资金, 它就必须同时决定新债务的期限”, 所以, 债务期限结构的决策是“执行到期未偿还债务的赎回决策的延伸。”从国外的研究成果来看, 对这一问题的研究大致循着两个方向, 一批学者 (Jenson, 1986;Flannery, 1986;Diamond, 1991;Hartand Moore, 1995等) 从微观层面的企业特征因素出发, 强调企业应选择与自身发展战略一致或保证自身价值最大化的债务契约, 从而产生最优的融资期限结构。这一方向形成的具有代表性的理论包括期限匹配假说、代理成本假说、信号传递假说、税收假说、清算风险假说、发行成本假说以及利率风险假说等, 学者们识别出了包括资产期限、公司成长性、自由现金流量、公司规模、行业管制、公司质量、信息不对称程度、实际税率、利率期限结构在内的诸多债务期限结构微观影响因素, 并就这些影响因素在西方发达资本市场国家背景下进行了广泛的检验和求证。近年来, 少数国外学者 (Demirguc-Kunt and Msksimovic, 1999;Diamond and Rajan, 2000和Giannetti, 2003等) 开始另辟蹊径, 关注制度环境等宏观因素对债务期限结构选择的影响, 认为公司特征因素是通过制度环境因素来影响公司融资政策选择的。Rajan和Zingales (1995) 从税法、破产法、银行和证券市场的发展状况、所有权模式以及公司控制权市场等方面对G-7国家的制度背景进行的分析表明, 公司债务期限结构的选择受到制度因素的影响。Fan and Titman (2003) 对39个不同国家的公司债务期限结构的研究发现, 法律制度、税收体系、信息环境和资本供应者特征等因素造成的制度环境差异对公司债务期限结构选择起着重要作用。

(二) 国内文献

与国外方兴未艾的债务期限结构研究状况相比, 国内关于债务期限结构的研究才刚刚起步, 现阶段主要是联系我国这个处于转型期的最大的发展中国家的特殊的经济制度背景, 对国外债务期限结构理论的研究成果进行证实和证伪, 尚没有形成独有的理论观点和系统的研究体系, 大量的经验研究也主要集中在公司特征因素层面。如韩德宗、向凯 (2003) ;雷森 (2004) ;肖作平 (2005、2007) ;袁卫秋 (2005) ;杨兴全、宋惠敏 (2006) ;杨胜刚、何靖 (2007) 等学者都分别选取了国外经典理论假说中的若干公司特征影响因素, 建立线性回归模型, 对影响国内上市公司的债务期限结构的微观因素进行了验证和识别, 提供了有意义的研究成果。由于中国具有与西方国家不同的制度环境, 并且各个省份、自治区、直辖市在经济发展水平、金融市场发育状况、法治环境以及市场化进程等方面都存在较大差异, 本文试图从不同区域之间的这些差异入手, 对我国上市公司注册地所在区域宏观因素与债务期限结构之间的关系进行检验和分析, 以期进一步完善国内债务期限结构问题的研究框架, 补充相关经验证据。

二、研究设计

(一) 研究假设

宏观经济水平对公司债务期限结构的影响可以从以下两个角度来考虑:从供给方的角度看, 经济规模、结构和效率决定了其对于金融机构的服务需求以及金融市场的活跃程度;从需求方的角度看, 宏观经济增长导致了企业外部投资机会的增加, 宏观经济的膨胀或紧缩影响了不同期限债务的成本和收益, 由此会对企业的债务期限选择产生重要影响。Demirguc-Kuntand Msksimovic (1999) 的实证研究表明, 经济发展水平与债务期限结构在相同阶段存在共变关系。选择人均GDP作为反映地区整体宏观经济状况的最具概括性的指标, 同时结合考虑该地区的固定资产投资增长状况, 提出以下假设:

假设1:地区经济发展水平越高, 债务期限结构越高

地区金融机构和资本市场的发展状况会影响企业债务期限结构的选择。金融机构发达的直接效应就是带来更为富足的资金供给, 具有竞争力的企业因此得以规模扩张。Barclayand Smith (1995) 认为发达而制度严谨的金融系统可以提供更多的长期债务, 减少信息不对称的潜在问题。关于资本市场与债务期限结构的关系, Grossman (1976) 的研究表明, 上市公司的股价至少部分地反映了见多识广的投资者所拥有的信息, 这些信息的披露降低了金融机构为上市公司提供贷款的风险, 增加了长期贷款的可能性, 在资本市场上不发达的情形下, 这一信息效应表现得更加明显。分别以金融机构发展规模和金融深度来替代金融机构发展水平, 以该地区上市公司的股票市场资本化率来代表资本化程度, 假设如下:

假设2:金融机构发展水平越高, 债务期限结构越高

假设3:资本化程度越高, 债务期限结构越高

Demirguc-Kuntand Msksimovic (1999) 的研究表明, 在剔除企业内部因素影响的前提下, 对投资者法律保护程度较好的国家企业长期债务比例更高;同时, 政府对相关行业的资助将有助于这类行业获得较多的长期贷款。孙铮等 (2005) 研究发现, 在我国, 由于缺乏保护债权人的法律环境, 政府干预实际上作为司法体系的替代机制, 起到了降低债务契约的履约成本、帮助企业获得长期贷款的作用。在这里引入中国经济改革研究基金会国民经济研究所编制的市场化指数这一指标, 本文认为, 市场化程度的提高意味着政府干预的减少, 同时也意味着民间可利用资金渠道增加, 债务成本和债务期限将更为灵活, 较高的市场化程度可能导致较低的债务期限结构。

假设4:地区市场化程度越高, 债务期限结构越低

(二) 样本选择和数据来源

本文以Wind中国金融数据库2001-2005年报告合并资产负债表的A股公司为样本对象, 按照宪法规定的行政区划, 将所有样本公司依其注册地进行分类, 考察对象包括31个不同的省、自治区、直辖市 (不含香港、澳门、台湾) 共计6429家上市公司。各地区人均GDP、固定资产投资增长率、金融机构存款总额、贷款总额等数据分别取自《中国统计年鉴》和《中国金融统计年鉴》, 市场化指数取自《中国市场化指数——各省区市场化相对进程2006年度报告》。

(三) 债务期限结构的度量

关于债务期限结构的度量, 主要有以下三种方式:现存长期或短期债务与企业总债务的百分比, 如Barclayand smith (1995) ;企业总负债各组成部分到期期限的账面加权平均值, 如Kim, Mauerand Stochs (1995) ;新发行的债务工具的到期期限, 如Guedesand Opler (1996) 。前两种属于“资产负债表法”, 第三种属于增量法。各种度量方法都有其优点和缺点, 如增量法适合于检验状态变量随时间变动的理论 (如信号传递假说) , 但这一方法的考察样本主要集中于公开发行的企业债券, 排除了银行信贷等其他类型的债务, 局限十分明显。限于数据, 本文采用长期债务占总债务的百分比来度量债务期限结构。

(四) 变量及模型设计

由于模型仅就我国各省区的数K据资料进行研究, 横截面单元并非从一个较大的样本中随机抽取, 因而本文建立固定效应变截距模型 (通过了Hausman检验) 如下:Yit=α+Σβk Xitk+μi+γt+εit。其中Y为被解释变量;X为解释变量;i代表不同的地区截面单元;t代表不同的年份;μi为截面随机误差分量, 代表不同地k=区1公司特征的异质性, 这些特征在一定时期内可以看作是稳定的;γt为时间随机误差分量, 代表各截面单位共有的制度环境因素 (如成文法环境、企业和金融机构的产权体制、通货膨胀率、利率期限结构等) 随时间变化的特定影响;εit表示混和随机误差。变量定义如 (表1) 所示。

三、实证结果分析

(一) 描述性统计

(表2) 报告了不同区域样本公司债务期限结构的均值、中值、标准差以及观测样本总数, 并按照均值的降序进行了排列, 同时以债务期限结构均值高于或低于15%为限进行了分组。从 (表2) 可见, 混合样本 (2001年至2005年) 债务期限结构均值最高的为海南省27.97%, 最低的为江苏省, 仅为8.17%, 不同地区之间上市公司的债务期限结构存在着较大差异。相对而言, 经济较发达地区上市公司债务期限结构偏低, 统计数据表明, 低债务期限结构组共包括15个区域, 直辖市以及经济比较发达的华东、华南沿海省份基本都囊括于低期限结构组。与之相反, 经济相对落后、市场化程度偏低的西部、中部省份则大多具有较高的债务期限。 (图1) 更为直观地描述了不同地区上市公司债务期限结构均值的分布情况。将不同年份的债务期限结构均值折线图加以叠加, 发现同一区域上市公司不同年份的债务期限结构均值波动幅度基本较小, 这表明区域因素可能稳定地影响着债务期限结构的选择。

(二) 参数和非参数检验

针对上述统计性描述所观察到的不同区域债务期限结构的差异, 进一步对差异的统计显著性加以检验。非参数检验又称任意分布检验 (distribution-freetest) , 它不考虑研究对象总体分布的具体形式, 也不对总体参数进行统计推断, 而是通过检验样本所代表的总体分布形式是否一致来得出统计结论, 因而具有方法简便, 适用性强的优点, 但非参数检验的效率一般比较低, 如果对适宜参数检验的资料采用非参数检验, 很可能会丢失信息, 导致犯第Ⅱ类错误的可能性增大。为了得到更为准确的结论, 本文同时采用非参数和参数检验对2001—2005年我国上市公司不同地区间的债务期限结构差异进行分析 (见表3) , 其中参数检验是指两因素方差分析 (ANOVA) , 分别以“地区”和“年度”为因素;非参数检验是指多个独立样本比较的Kruskal-Wallis检验和中位数检验。参数检验中地区因素F统计量为15.057, Kruskal-Wallis检验和中位数参数和非参数检验都支持了不同区域间上市公司债务期限结构存在显著差异的结论。同时, 从两因素方差分析可知, 相比于地区因素, 年度差异的F统计量为1.849, 且在常规置信水平上不显著, 因而区域债务期限结构差异主要是由地区因素而不是年度因素造成的。

注:“*”表示10%的显著水平;“**”表示5%的显著水平;“***”表示1%的显著水平

(三) 回归分析

(表4) 报告了面板数据固定效应回归的结果, 为了减少截面数据造成的异方差的影响, 在方程的回归中运用了广义最小二乘法 (GLS) 估计技术。回归1对全部解释变量进行了回归, 加权条件下, 调整可决系数为0.826118, 拟合情况良好;同时DW检验值和F检验也都比较理想;考虑到回归1中PINV和CAP回归系数的t统计量高度不显著, 因而在回归2中剔除了这两个解释变量, 回归2显示的统计结果与回归1基本类似, 拟合优度有所上升。从回归结果可以看到: (1) 与Demirguc-Kunt and Msksimovic (1999) 和Korajczyk and Levy (2003) 等的研究结论相一致, 各地区人均GDP水平与债务期限结构呈正向关系。人均GDP的高低反映了经济发达程度, 处于经济发达地区的公司投资机会相对较多, 公司对盈利水平的预期上升, 此时公司会倾向于较长期限的债务融资;同时, 从体系性风险的角度看, 当经济增速较大时违约风险降低, 此时金融机构发放长期贷款的意愿也会有所增强, 这些都构成了经济发展水平与债务期限结构间的共变关系。有趣的是可以发现各地区固定资产投资增长水平与债务期限结构之间的关系并不显著, 可能的解释是:其一, 期限匹配假说对于我国的融资环境而言并不完全适用。Fanand Titman (2003) 对包括我国在内的39个国家 (地区) 上市公司债务期限结构的研究发现, 我国上市公司的债务期限结构比例在39个国家地区中排名倒数第一, 债务期限结构明显偏低, “短贷长用”的错配现象严重;其二, 固定资产投资的增长造成了负债绝对值的增加, 但长、短期债务的结构比率并未发生明显改变。 (2) 分别使用了地区金融机构的存款和贷款与GDP的比值来度量金融机构的发达程度, 两者都在1%的水平上显著, 但是参数估计值相反。对于金融机构规模与债务期限结构所表现出的反向关系, 可以推断由于样本期间正值多家金融机构实施重组再造, 随着市场参与程度的提高, 金融机构对资本实力、资产质量以及风险控制方面的要求渐次加强, 加之银行监管机构关于存贷比、资本充足率、资金运用程度及风险权重认定的监管措施的不断落实到位, 可能导致了这一过渡期内银行的存款规模与债务期限结构出现了反向关系。从各地金融发展深度看, 根据2001年至2005年的《中国区域金融运行报告》, 这一期间全国大部分地区金融机构贷款增速在10%-13.5%之间, 信贷结构进一步优化, 中长期贷款的增速明显高于短期贷款的增速, 这一报告内容与可以得到的债务期限结构与金融深度正相关这一回归结果完全一致。股票市场资本化率指标统计检验不显著, 这说明现阶段在我国上市公司债务融资中股票市场的信息效应不明显, 股权融资可能对长期债务融资起到了部分直接替代作用。 (3) 市场化程度与债务期限结构的回归结果与国内学者孙铮等 (2005) 、肖作平 (2007) 的经验研究相一致, 符合本文的理论预期。在我国债权人整体法律保护体系不健全的情况下, 政府干预成为金融机构发放中长期贷款的“信用保证”, 市场化程度越低的地区, 这种“政治关系”表现得越明显, 债务期限结构越高。

四、结论

资源禀赋、历史沿革以及截面政策的不同造成了我国各个省、自治区、直辖市在经济发展水平、金融机构及资本市场发展状况、法治环境和市场化进程等方面都存在着相当大的差异, 而这些地区特征差异因素又对分布在该区域的上市公司的债务期限结构的选择形成了不同程度的影响。本文采用参数和非参数的检验以及面板数据固定效应回归等分析方法对此进行了检验研究, 结果表明:不同区域的上市公司债务期限结构存在显著的差异, 且这一差异主要是由地区特征因素而非年度因素造成的;地区经济发展水平影响着公司债务期限结构的选择, 公司注册地经济发展水平越高, 债务期限结构越长;在样本考察期内, 地方金融发展深度与债务期限结构成正向关系, 地方金融机构发展规模与债务期限结构呈反向关系;市场化程度低的地区, 上市公司的债务期限结构偏高。

摘要：本文以2001年至2005年我国A股上市公司为考察样本, 对我国上市公司债务期限结构的区域差异进行了系统的研究。结果表明, 我国债务期限结构区域差异显著;地区经济发展水平、金融机构的发展状况以及市场化程度等区域宏观因素对债务期限结构的选择有着不同程度的影响。

关键词：债务期限结构,区域差异,经验研究

参考文献

[1]孙铮等:《市场化程度、政府干预与企业债务期限结构———来自我国上市公司的经验证据》, 《经济研究》2005年第5期。

[2]肖作平:《债务期限结构和区域因素———来自中国上市公司的经验证据》, 《证券市场导报》2007年第11期。

[3]樊纲、王小鲁、朱锦鹏:《中国市场化指数———各省区市场化相对进程2006年度报告, 经济科学出版社2006年。

[4]Demirguc-Kunt, Asil, and Maksimovic V., Institution, Financial Markets, and Firm Debt Maturity, Journal of Financial Economics, 1999.

公司债务期限结构 篇5

资本结构问题实际上是对企业最佳负债率及其结构的决策问题。 MM理论及其之前的传统资本结构理论都是将研究重点放在如何确定最优的债务权益比例上面, 对于企业债务资本的内部构成并不关注;直到1976年Jensen和Meckling提出了代理理论的分析框架, 此后Jensen、Myers等众多西方学者开始以代理理论的视角深入研究企业最优债务结构, 提出了具有划时代意义的资本结构理论学说。

值得一提的是, 历史进程中的市场化改革和政府非盈利干预的独特背景使得中国上市公司的债务结构表现出不同于西方上市公司的特点, 由于上市公司的融资结构在不同的行业具有不同的特性, 分行业研究债务融资结构更具有现实价值。 近年来,房地产行业在我国的经济发展中占有举足轻重的地位,如何抑制高速增长的房地产投资带来的市场泡沫成为国家的调控热点。 房地产行业是一个资本密集型行业,其资金来源高度依赖银行———单一的资金来源有助于将房地产行业的资本结构研究聚焦于债务期限之上。 鉴于此本文对我国房地产行业上市公司进行面板数据实证分析, 从代理理论角度研究债务期限对于房地产行业投资的约束作用, 以期为当前房地产行业的结构调节提供微观数据经验。

1文献综述

Jensen和Meckling (1976) 明确指出, 现代企业治理结构中存在着股东-经理层以及债权人-经理层两种委托代理关系。 在股东-经理层的委托代理关系中,经理有建造“企业帝国”的强烈动机,其个人效用是企业规模的增函数(Hart,1995),当企业拥有较多的自由现金流时,即使不存在好的投资机会,出于增加企业规模的个人私利, 经理会将这部分现金投资在那些净现值为负的项目上,从而产生过度投资行为(Jensen,1986)。 Myers(1977) 提出企业可以通过缩短负债期限来制造短期负债的流动性压力和再融资困境以减少过度投资的观点, 一方面短期债务的偿还压力较大,使企业被迫面临经常性削减自由现金流,另一方面管理层出于对再融资困境的考虑, 不得不更有效地利用资金以保证企业的流动性, 因此短期债务有利于对过度投资行为进行约束。

代理理论下, 当企业出现财务困境或是投资项目净收益较低时,债权人将获得盈利项目的绝大部分收益,新的投资机会将以牺牲股东利益为代价来补偿债权人, 因此尽管投资项目净现值为正,股东仍倾向拒绝它们,Ross(1973)称之为投资不足行为。 Myers(1977)认为,如果债务期限在投资项目生命周期之前,企业则拥有了与债权人重新签订贷款契约的机会。 因此在投资机会集中的企业使用期限较短的债务, 能够减轻投资不足的问题。 Parrino和Wcis Sach(1999) 对此进行了实证研究, 得出了期限越长的负债,股东债权人冲突越严重,代理成本越大的结论。

小企业承受的市场竞争风险较大,股权多集中于管理者,管理者与债权人的代理问题较为严重, 因此不得不依赖缩短债务期限以减少冲突。 大企业的代理问题和信息不对称问题相对较轻,良好的声誉和雄厚的有形资产使其更易被银行和其他投资人信任,因而更容易获得长期债务融资(Jalilvand-Harris, 1984)。 国内学者全林(2003)也论述了企业的规模与融资约束成反比,规模越小越可能面临融资约束问题,主要体现为债务融资比例低和融资期限短。

2实证研究

2.1样本的选择和变量定义

本文的研究样本为2008—2012年中国房地产上市公司,数据样本来源于和讯网财务数据,剔除了ST公司和只发行B股的公司,以及数据异常和指标缺失的公司,按照系统选样抽取了50家公司,5年共获得250个样本观测值。

既定债务总量下, 债务期限结构的确定等价于长期债务或短期债务其一的确定。 因此被解释变量最终定义为长期债务账面价值占债务总账面价值的比例, 用符号Y表示。 解释变量方面,本文采用资产的市场价值与账面价值之比(即托宾Q值)作为公司投资机会的代理变量,用以衡量投资不足行为,该变量表示为X1。在衡量公司的过度投资行为时选取自由现金流量=自由现金流 × 托宾Q值/ 总资产账面价值作为另一个自变量,用符号X2表示; 以公司总资产账面价值的对数作为公司规模的代理变量,并以符号X3表示。

2.2模型设计和基本假设

本文主要研究债务期限结构与代理理论中的投资过度、投资不足以及企业规模的关系, 采用计量软件EViews处理面板数据进行实证分析,其中会用到单位根检验、Hausman检验和F检验来确定回归模型,具体过程会在下一部分阐述。 现根据上述变量的设置,建立如下待检验的基本命题:

命题1:如果房地产行业普遍存在投资过度现象,则债务期限结构与自由现金流量关系显著,而与投资机会关系不显著;

命题2:短期债务对房地产过度投资具有约束作用;

命题3: 房地产行业的债务期限与企业规模呈正相关变化关系。

2.3实证结果

首先利用单位根检验分析数据的平稳性,结果见表1所示。检验结果表明, 各变量的相伴概率在95%的置信度下拒绝序列非平稳的原假设, 数据未呈现序列相关性应该是由于样本只选取了5年的时间跨度,各变量均是平稳的,因此可以直接进行模型构造。

接下来利用Hausman检验确定模型的参数估计量是否存在个体效应以及其类型。 检验结果显示Chi-Sq.Statistic = 2.343 5, Prob. = 0.504 2, 模型在95%的置信水平下不拒绝存在随机个体效应的原假设,因此随机效应模型优于固定效应模型。 在相同置信度下的F检验结果为:F(147,50) = 0.685 7小于临界值1.50, 因此接受原假设认为变截距模型优于变系数模型。 最终本文采用的回归模型为变截距随机效应模型,样本估计模型为:

式中,i = 1,2,…,50 ;t = 1,2,…,5; C*i为各个截面成员的个体截距项。

从回归结果(表2)来看,投资机会的代理变量X1与长期债务负相关, 实证结果支持短期债务能够减轻由股东债权人代理冲突引发的投资不足问题的观点。 代表自由现金流量的变量X2与长期债务负相关,支持相对于长期债务,短期债务更有利于对过度投资行为进行约束的观点,命题2是成立的;但从显著性来看,房地产行业上司公司的样本数据显示变量X1在90%的置信度下显著而X2并不显著,因此命题1不成立,实证结果不支持我国房地产行业普遍存在投资过度现象。 代表公司规模的变量X3与公司长期债务呈现正相关关系并且在95% 的置信度下显著成立,因而命题3成立,我国的房地产行业公司规模越大,越容易获得长期债务融资。

说明:**表示在95%的水平上显著;*表示在90%的水平上显著。

3相关结论

通过实证检验,影响房地产行业的投资机会、自由现金流量和公司规模的表征变量与债务期限结构的运动方向与预期值一致, 实证结果支持理论界关于短期债务对由委托代理关系引发的投资不足和投资过度问题的约束作用;但与预期相反,房地产行业的投资机会对债务期限有显著影响, 而自由现金流量不显著,结论不支持房地产行业存在过度投资现象,对于是否存在投资不足现象或是投资过度和投资不足并存问题, 有待进一步检验。 综上,长期债务由于期限较长、发债规模受限,因而对经理人和股东的不良投资行为的制衡作用较弱, 而短期债务的增加可以在一定程度上对这些投资行为起到约束作用。 我国房地产行业的长期债务比率为27.84%, 相对于我国上市公司的长期债务比例均值14%(胡援成,2011)而言,仍可以结合自身公司的状况通过适度增加短期债务来调节投资行为,寻求最优的负债结构, 从而增加企业价值。

摘要：以代理理论为视角研究企业的资本结构具有划时代意义。本文选取2008—2012年中国房地产行业上市公司作为面板数据研究样本,检验了债务期限结构与企业规模及投资行为的关系。实证结果表明:房地产行业的短期债务对由委托代理关系引发的投资不足和投资过度问题具有约束作用,其债务期限结构又与企业规模存在显著正相关关系。

公司债务期限结构 篇6

随着中国经济的高速发展,民营企业已经成为我国经济发展过程中不可或缺的重要力量。但民营经济在高速发展的同时也面临着诸多障碍和困难,这些障碍与困难有来自市场准入方面的(胡旭阳,2006;罗党论和唐清泉,2009),也有治理结构和产权保护方面的(吴文锋、吴冲锋和刘晓薇,2008)。但对我国民营企业发展影响最深刻、限制最大最直接的因素莫过于融资困难,尤其表现为债务融资受到极大的约束。债务融资作为企业融资的主要方式之一,对企业的发展至关重要。在我国,由于债权人的法律保护不够、信息不对称现象较为严重(Allen & Qian,2003),另外,再加上我国民营企业普遍受到来自所有制方面的“歧视”(林毅夫和李永军,2001), 导致银行较少愿意为民营企业提供银行信贷融资。改革开放以来,我国市场化进程已经取得了举世公认的成就,但由于资源禀赋、地理位置和国家政策的不同,我国各地区的经济发展水平不均衡,市场化程度差异较大(樊纲和王小鲁,2011)。在市场化程度较高的地区,由于率先实行了政企分开的市场化政策,加上国有银行的市场化改革更加深入,政府参与企业经营和银行借贷的程度要低于市场化程度较低的地区,相对来讲,企业可以通过竞争性的手段获得自身发展所需要的资源。孙铮、刘凤委和李增泉(2005)指出,在银行和企业产权共有的制度环境下,“政治关系”是一种重要的声誉机制。胡旭阳(2006)以浙江省2004年民营百强企业为样本,研究发现民营企业家的政治身份通过传递民营企业质量信号降低了民营企业进入金融业的壁垒,提高了民营企业的资本获得能力,促进了民营企业的发展。由此可见,相对于民营企业而言,在经济转轨过程中,政治关联很可能就是这种替代机制的重要组成部分。基于以上背景,本文以在沪深交易所上市的A股民营上市公司为样本,以市场化进程作为切入点,分析民营上市公司的政治关联是否能够作为有利于克服市场的不完善,帮助民营企业获得长期银行借款,缓解企业的融资约束,促进民营企业的长效发展。

二、研究设计

(一)研究假设政治关联对民营企业长期债务融资的影响主要体现在以下方面:首先,政府干预银行的信贷政策为企业长期债务融资提供直接的便利。尤其是中国的商业银行主要是国有银行,受政府的控制和主导。因此,民营企业与政府建立良好的关系,可以影响政府的政策制定,为民营企业融资提供便利。其次,政治关联可以为民营企业的长期借款提供了隐性担保和法律保护的替代机制。具有政府背景的民营企业在面临财务困境的时候可以获得来自政府的更多补助,可以为企业提供隐性担保的作用。再次,税收因素同样会影响企业获取长期债务融资。税收政策会影响企业债务融资、股权融资和股利分配政策,由于债务的抵税效应,面临不同的税收制度企业会采取不同的融资策略。民营企业的政治关联有利于企业享受更优惠的税率,因此,它对企业长期债务融资势必会产生影响。最后,民营企业的政治关联可以作为一种重要的声誉机制减少银行与企业之间的信息不对称程度。民营企业的政治关联向社会传递了企业良好的财务状况和经营能力,传递了企业相当的实力和、规模以及良好的质量,有利于降低银行与企业之间的信息不对称,进而影响企业长期债务契约的签订。基于以上分析,本文提出研究假设1:

假设1:民营企业高管政治关联与长期借款占总借款的比重正相关

中国正在经历从计划经济向市场经济转轨的过程。在不同的地区政治关联对民营企业信贷融资的影响程度会不同,在市场化程度较高的地区,由于率先实行了政企分开的市场化政策,加上国有商业银行的市场化改革相对更加深入,政府参与企业经营和银行借贷的程度要低于市场化程度较低的地区。在这种情况下,政治关联作为替代性的非正式机制无论是出于降低企业与银行的信息不对称还是作为隐性担保机制减少企业事后道德风险,对帮助民营企业获得银行信贷资金就显得尤为重要。基于以上分析,本文提出研究假设2:

假设2:企业所在地区的市场化程度越低,民营企业高管政治关联与长期借款占总借款的比重的正相关关系越强

(二)样本选择与数据来源本文选取2007年至2011年中国民营上市公司为研究样本。在此基础上,还对样本做了如下方面的处理:剔除财务和公司治理变量缺失数据的样本;将本年和上年资不抵债(资产负债率大于1)的上市公司作为异常值剔除;剔除财务数据异常极端的样本(营业收入增长百分比超过10)。最后得到1577个样本观测值,其中政治关联样本为484个,占总样本的30.69%,各样本年度分布如表(1)所示。从表(1)可以看出,观测值在2009年和2010年出现低谷,随后又开始上升,除了金融危机环境后,大部分民营企业业绩下滑的原因之外,在选取样本时把资产负债率大于1的样本作为异常值予以剔除,这也在一定程度上导致了样本值发生先降后升的现象。政治关联样本所占比例维持在30%左右,也即我国有大约1/3左右的民营上市公司具有政治关联性。本文采用的数据可分为两个部分,第一部分上市公司财务相关数据来自CSMAR数据库中的公司财务年报数据,市场化进程选取樊纲等(2011) 编制的我国各地区市场化指数体系中的各地区市场化进程总指数;第二部分民营上市公司的政治关联数据是我们手工整理。

(三)研究模型与变量定义本文借助Excel和SPSS16.0作为计算和回归分析的基本工具。为了验证假设1,运行如下的OLS回归模型:

在方程(1)中,Loan_line是被解释变量,即企业债务期限结构变量,用长期借款与总借款的比值衡量。解释变量Pol为企业是否有政治关联哑变量,取1表示有政治关联,取0表示无政治关联。借鉴Li等(2008)、Fan等(2007)做法,结合我国公司高管除了总经理、 CEO外,还有公司称之为总裁,本文对政治关联的定义为:如果民营上市公司的董事长或者CEO或者总经理或者总裁曾任或现任政府官员(包括国家级、省级、地市级、县级、乡级小同),或现为人大代表(包括国家级、省级、地市级、县级),或现为政协委员,或现为党代表(包括国家级、省级、地市级、县级),则称该公司具有政治关联,否则无政治关联。

在模型中还控制了以下一些可能影响企业债务融资的因素。Size表示企业规模,用总资产的自然对数表示。ROA表示企业业绩, 用总资产净利率表示。许多研究都发现,size、ROA和银行信贷规模之间都呈显著的正相关关系(Rajan和Zingales,1998;Fan等,2008), 表明企业规模越大、业绩越好,越容易获得银行贷款。因此,我们预计这两个变量的回归系数显著为正。Lev表示企业的资产负债率, 用总负债与总资产的比值衡量。江伟和李斌(2006)发现,资产负债率越高,越容易获得长期贷款。因此,我们预计其回归系数显著为正。Growth表示企业的成长性,用过去3年营业收入年平均增长率表示。Fan等(2008)发现企业成长性越好,企业获得银行信贷的规模越大,因此,预计其回归系数显著为正。Tangible表示企业的资产结构,用固定资产与总资产的比值表示。此外,考虑到公司治理(Top1)和行业属性(industry)对企业债务融资的可能影响。公司治理变量Top1,表示第一大股东持股比例,用第一大股东持股数与总股数之比表示。另外,借鉴Fan等(2007)、罗党论和唐清泉(2009)的做法,如果企业所处的行业是电力、电信、石油、有色金属、钢铁、开采、烟草、铁路、航空、邮政、金融、房地产、自来水等行业,则将industry定义为1,表示处于管制性行业,否则为0,并预计其系数为正。 我们还控制了企业经营年度(listage),因为企业经营时期越长,其公司治理结构越完善,运作越规范,可能对企业的银行信贷融资形成影响。最后,还设置了年度虚拟变量(year)进行控制,其中以2007年为基准年,共设置4个虚拟变量。

为验证假设2,运行如下的OLS回归模型:

方程(2)是在方程(1)的基础之上,增加了市场化进程变量(Market),和政治关联哑变量(Pol)与市场化进程(Market)的交叉项(Pol·Market),用来检验在不同地区,政治关联的贷款效应是否存在显著的差异性。根据Li等(2006) 的指标设置,使用樊纲等(2011)编制的我国各地区的市场化指数体系中的各地区市场化进程总指数,并在此基础上作如下处理:将企业所在省份的市场化指数减去所有31个省份的中位数,然后再取减去后所得到的数值作为衡量地区市场化进程的变量(Market)。经过此番处理之后,根据假设2,交叉变量Pol·Market的预期符号应该为负。另外需要说明的是,由于在樊纲等(2011)编制的市场化指数中,我们目前只得到截至2009年的数据,为此在对方程(2)进行回归时,我们相应的只选取了2007年至2009年共845个样本进行检验。所以,在方程(2)中, 我们只设置了2008年和2009年两年的年度虚拟变量。各变量的具体定义与衡量见表(2)所示。

注:政治关联样本中所标注的*表示其和非政治关联样本对相应变量所进行的差异检验,***、**、*分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著。

三、实证检验分析

(一)描述性统计表(3)列出了政治关联组和非政治关联组的民营企业在银行贷款期限方面的差异。其中的数据显示,高管具有政治关联的民营企业其长期银行借款占银行借款总额比例(loan_line)的均值和中位数分别为36.45%、29.55%,比高管没有政治关联的民营企业的长期银行借款占银行借款总额的比例的均值26.69%和中位数9.04%分别显著高出9.76%和20.51%,且均值和中位数都在1%的水平上显著。上述分析表明,民营企业的政治关联可能会给企业在获取长期银行借款方面提供便利性,这一结果初步支持了本文提出的假设1。表(4)报告了解释变量市场化进程(Market) 的描述性统计,其中Market_1是未经标准化处理过的数据,可以看出全国平均市场化进程指数为8.792,中位数为8.78。市场化水平最高地区的指数在11.8的水平,而最低只有0.38,标准差为2.1767,可以看出在我国,不同地区市场化发展水平存在很大的差异性。在Market_2(用樊纲等(2011)编制的市场化进程指数减去31个省份的中位数之后所得到的指数,这也是本文回归时所采用的样本数据) 这一行反映出了类似的问题,均值(-0.0880)小于中位数(0.0),表明总体上而言,我国市场化进程较慢,市场发展水平还处在较低位。最大值为2.9、最小值为-8.6400、标准差为2.1722,同样表明我国各地区之间市场发展水平的差异性。表(5)报告了控制变量的描述性统计,将样本区分为政治关联样本和非政治关联样本来看,我们发现高管具有政治关联的民营企业在资产规模(size)、盈利能力(ROA)、 成长性水平(Growth)、第一大股东持股比例(Top1)、固定资产占总资产的比例(Tangible) 的均值和中位数都高于非政治关联样本企业。而政治关联样本企业的财务杠杆水平(Lev)(均值51.36%,中位数51.75%)较非政治关联样本企业(均值52.47%,中位数53.22%)的要小,但是二者差异并不明显。特别地,高管存在政治关联的民营企业其盈利能力显著高于高管没有政治关联的企业(均值在1%的水平上显著,中位数在5%水平上显著);政治关联民营企业营业收入连续三年平均保持22.96%的增长水平,中位数为14.84%,都显著高于非政治关联样本企业(均值15.06%,中位数11.05%),且均值和中位数都在5%水平显著。综合上述分析,我国民营企业财务风险相对于非政治关联民营企业要低,其他一些企业特征变量都表现出比高管不具有政治关联的民企业较高的水平,并且在盈利能力和成长性水平上表现出显著的差异性。

注:政治关联样本中所标注的* 表示其和非政治关联样本对相应变量所进行的差异检验,***、**、* 分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著。

注:上表中***、**、* 分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著。

注:上表列示了对应变量的回归系数,系数下括号内为对应的t值,同时还列示了调整的R2、F统计量和样本数N。Intercept表示常数项,***、 **、* 分别表示在1%、5%、10%显著性水平下显著。

(二)相关性分析表(6)报告了各变量的简单相关系数。从表中可以看出,政治关联(Pol)与银行贷款期限(lone_line)之间存在显著的正相关关系(Pearson系数),表明在不考虑其他因素的影响下, 政治关联有助于企业获得更长的贷款期限。这一结论与Claessens等(2008)、胡旭阳(2006)、罗党论和唐清泉(2009)得出的政治关联有助于降低企业的融资约束并且有利于企业获得更长的贷款期限的结论一致。市场化程度(Market)与银行贷款期限(lone_line)显著正相关(5%水平显著),表明在不考虑其他外界因素的影响下,地区市场化程度越高,企业获得银行借款的期限越长。另外,企业规模(size)、财务杠杆(Lev)、成长性水平(Growth)、企业是否处于管制性行业(Industry)与银行贷款期限之间都表现出显著地正相关关系。说明企业规模越大、成长性水平越高、企业处于管制性行业,越有利于企业获得更长的贷款期限。数据同样显示,第一大股东持股比率(Top1)与银行贷款期限之间也存在高度的正相关关系(在1% 水平上显著),表明大股东在企业银行信贷资金的配置过程中,尤其是对企业获得长期银行借款发挥着重要的作用。

(三)回归分析表(7)报告了政治关联、各地区市场化进程对银行贷款期限的影响。报告结果显示,两个模型均在1%的显著性水平通过了检验。模型(1)调整后的R2为15.3%,F值为14.855;模型(2)调整后的R2为15.1%,F值为12.547。两个模型都通过了F检验。 在模型(1)中,我们在控制了企业的特征变量和行业属性变量之后,发现政治关联(Pol)对银行贷款期限具有显著的正向影响,系数为0.064,并且在1%水平上高度显著。表明政治关联能够提高我国民营企业的贷款期限,或者意味着具有政治关联的民营企业相对于没有政治关联的民营企业能够获得更多的长期银行贷款,这个结论与假设1的预期一致。从企业特征变量和行业属性来看,企业规模(size)、成长性(Growth)、第一大股东持股比例(Top1)的系数分别在在1%、1%和5%的水平上显著为正。表明,我国民营企业规模(size)越大、成长性(growth)越好、第一大股东持股比例(Top1)越高,民营企业获得贷款期限越长。行业属性(industry)的回归系数为0.133,并且在1%水平高度显著。表明,处于电信、石油、金融等管制性行业的企业,越容易获得长期银行贷款。类似的,模型(2)检验了政治关联与市场化进程构成的交叉变量对银行贷款期限的影响。在该模型中,政治关联(Pol)的系数在1%的水平上显著为正,与模型(1)的结论一致。交叉变量Pol·Market的系数在5%水平上显著为负,这表明,在市场化进程越弱的地区,政治关联在促进民营企业获得更长的贷款期限的作用更大,这个结果与假设2的预期一致。从企业特征变量和行业属性来看,企业规模(size)、成长性(Growth)、第一大股东持股比例(Top1)的系数分别在在1%、1%和5%的水平上显著为正。表明,我国民营企业规模(size)越大、成长性(growth)越好、第一大股东持股比例(Top1)越高,民营企业获得贷款期限越长。行业属性(industry)的回归系数为0.133,并且在1%水平高度显著。表明,处于电信、石油、金融等管制性行业的企业,越容易获得长期银行贷款。

四、结论

公司债务期限结构 篇7

2005年我国开始股权分置改革, 经过7年的努力取得了巨大的成功。企业融资模式向市场经济体制下多元融资模式发展。但是国内研究多集中于股权融资, 而忽略了债务期限结构的重要性。债务融资结构是企业利益相关者之间相互博弈的结果, 不同的债务融资结构直接决定了企业控制权在利益主体之间的分配转移, 进而决定了不同的公司治理模式。反过来在一定的公司治理框架下, 融资决策作为各利益相关者在制度约束下得博弈结果, 又会改变现存的融资结构。因此, 依托我国特殊国情和制度背景, 深入研究我国上市公司的债务期限结构, 特别是内部治理对于债务期限结构的影响, 能够促进企业融资理论的进一步发展, 在其现实意义上, 可以提高企业融资的规范性, 降低企业的经营风险和财务风险。对于协调企业各利益相关者之间的矛盾也有着积极影响。

二、文献综述

(一) 国外文献

债务期限结构理论的研究在20世纪70年代兴起于国外, 梅耶斯 (M yers, 1977) 对债务期限结构的系统深入的研究被认为是这一研究领域的兴起。之后众多学者纷纷从不同角度对债务期限结构进行了研究与探索。Barea、H augen和Senbet (1980) 认为, 与长期负债相比, 由于短期债券的价格对企业资产变动相对不敏感, 出于对资产替代行为的抑制, 公司应适当降低负债期限或选择短期负债。Jensen (1986) 研究表明股东为了避免管理者的过度投资行为, 会采取增加负债, 特别是短期负债的比例减少企业存在的过度现金流。W illianm son (1988) 认为股本和债务与其说是融资工具, 不如说是控制与治理结构。H art (1995) 、Flannery (1986) 、K ale和N oe (1990) 从信号传递理论研究表明当企业内部经营者与外部投资者相比处于信息优势时, 外部投资者根据债务期限结构判断企业质量, 劣质企业内部人则会根据这种偏好, 选择短期债务以模仿高质量企业的融资模式误导投资者。Berger等 (1997) 通过研究负债比率与公司治理机制的关系发现, 如果管理层受治理机制的约束程度较低那么将会选择低于企业价值最大化的债务融资比率。Stulz (2000) 认为短期债务到期时间短, 企业频繁地发行短期债务, 市场上的投资者、信用评级机构会加强对企业的监督。因此管理者倾向于选择长期债务, 以保护自己的利益。Pornsit和Jiraporn等 (2007) 也认为在管理层面对弱势的股东时, 会降低对短期债务的使用以减少外部监督带来的不便。Jarrad和K ai (2007) 发现强势的董事会将会迫使公司选择更多的短期债务。D iam ond (1991) 在假设管理者与股东利益一致条件下, 研究了管理者对于债务期限结构的选择。D atta等 (2005) 进一步放宽戴蒙德的假设条件, 预期债务期限结构会随管理者拥有股权的多少不同而不同。

(二) 国内文献

债务期限结构研究在我国起步于近几年。无论从研究范围还是研究深度都远不及国外。杨兴权 (2004) 和袁卫秋 (2004) 同时研究了债务期限结构的影响因素。潘敏 (2002) 通过在戴蒙德 (diam ond, 1991) 的模型中引入企业家的自有资本和投资项目清算价值的不确定性等因素, 探讨了自有资本与长期债务、短期债务之间的联系。童盼 (2005) 主要研究了债务期限结构对投资的影响。肖作平 (2005) 研究了实际所得税率与债务期限结构的相关关系。陈文浩等 (2007) 通过行业、规模、竞争程度等要素对债务期限结构进行了相关研究。何靖 (2007) 从债务期限的代理成本角度, 分析了企业规模与债务期限的关系。袁卫秋 (2008) 对系统的研究了债务期限结构与公司治理的关系, 认为公司治理与债务期限结构存在相互影响的关系。

三、研究设计

(一) 研究假设

对于股权集中度与债务期限结构的关系, 国内外学者分为三种观点。第一种观点认为股权集中度与债务期限结构正相关。M itchell等 (1991) 研究发现, 较大的持股比例会加重控股股东和债务人之间的代理问题, 控股股东可能会利用手中的权利迫使管理层做出一些损害债权人利益的行为, 比如资产替代和投资不足等。因此倾向于选择长期债务。第二种观点认为股权集中度与债务期限负相关, Shleifer和V ishney (1997) 认为股权的集中或大股东的存在会减少管理者机会主义机会, 减少代理冲突和代理成本, 降低管理者对长期债务的使用比例。第三种观点认为股权集中度与债务期限结构成U型关系。王泽填等 (2008) 发现第一大股东持股比例在较低时倾向选择短期负债, 反之倾向于选择长期负债。根据M itchell等人的观点提出假设:

假设1:第一大股东的持股比例与债务期限结构正相关

对于管理者持股比例与债务期限结构的研究, Jensen和M eckling (1976) 认为管理者持股有助于使管理者和股东的长期利益相一致。由于管理层拥有股权后变为公司的股东, 其行为决策将倾向于维护公司利益, 减少在职消费, 提高公司整体价值。股东与管理层的矛盾缓和, 企业可能不再选择利用短期债务对管理层进行监督。D atta等 (2005) 通过实证研究, 最早检验了管理者持股比例与债务期限结构的关系, 发现管理层的持股比例越高, 企业的债务期限结构越短, 债务期限结构与管理层持股比例城府相关。据此假设:

假设2:管理者持股比例与债务期限结构负相关

对于董事会规模与债务期限结构的研究。Jensen (1993) 研究认为庞大董事会的规模将导致决策过程的迟缓, 降低决策效率。H arford等 (2006) 发现有效的董事会将使管理层选择较短的债务期限。因为有效的董事会监督可以减少股东与经营者之间冲突, 减少经营者因过度使用长期债务引起的价值下降。据此提出假设:

假设3:董事会规模与债务期限结构成正相关

独立董事在管理层进行融资决策时, 能够监督股东及管理层的决策, 使之与企业价值最大化目标一致。Jensen (1993) 证实了独立董事能有效地监督决策层的机会主义行为。Fam a和Jensen (1983) 发现独立董事在经理人市场上比较注重自己声誉, 促使其更好的利用财务杠杆所发挥的经济效益, 抑制内部人资产替代行为, 减少内部人对长期负债的使用规模, 保护中小股东利益。据此假设:

假设4:独立董事比例与债务期限结构成负相关

从信号传递理论来说, 流通股股东主要是个人股东, 可随时通过“用脚投票”对内部人产生制约, 企业管理层为了避免股价较大程度的波动, 会减少长期债务的比例向外部投资者传递企业优质的信息 (G oswam i, 2000) 。此外, 我国2005年实行了股权分置改革极大的提高了流通股的比例, 加强了外部监督力度。孙辉 (2006) 提出, 股权分置改革抑制了“一股独大”结构下大股东权力滥用, 非流通股股东与流通股股东利益趋于一致, 长期债务会进一步减少, 从而使得债务期限结构趋于合理。据此提出假设:

假设5:流通股比例与债务期限结构负相关

对于领导权结构 (即董事长兼任总经理两职合一情况) 与债务期限结构的研究, Fam a and Jensen (1983) 认为公司决策权与管理权基于一人之手降低了董事会监督高层管理者的有效性。这使得大股东权利被过度放大, 拥有更多追求自身利益而非股东利益的权力, 对外部股东和债权人的侵害倾向加剧。为了减少外部利益相关者监督, 两职合一的内部人, 会选择较多的长期债务。据此假设:

假设6:两职合一与债务期限结构负相关

(二) 变量定义

变量定义见表 (1) , 主要包括: (1) 被解释变量。对债务期限的衡量国内外没有统一的方法, 且由于在中国上市公司所披露的信息中, 无法获得各种债务工具的详细信息, 如债务到期期限。因此本文采用国内学者杨兴全 (2004) 、袁卫秋 (2004) 衡量债务期限结构的方法, 即长期负债与总债务之比来衡量。 (2) 解释变量。根据上文的研究假设, 本文依次选取股权集中度、管理者持股比例、董事会规模、独立董事比例、领导结构、流通股比例六个解释变量来研究公司治理对于债务期限结构的影响。 (3) 控制变量。控制变量是用来控制其他非公司治理因素对债务期限结构的影响。参照国内外相关研究, 选取以下控制变量:一是公司规模。规模较大的企业通常需要较多的剩余资金, 所以倾向于发行长期债务 (Jalilvand and H arris, 1984) 。而小企业在市场竞争中失败的概率较高, 往往难以进入长期债务市场 (W hited, 1992) 。二是实际税率。根据K ane (1985) 等人的理论, 债务期限结构与企业的实际税率负相关。Stohs和M auer的研究为这一观点提供了经验证据。

*以上所有比率关系结果都百分数表示

(三) 模型建立

为了检验各解释变量与债务期限结构的关系, 建立如下回归模型:LD=α0+α1Top1it+α2Mshareit+α3Bosizeit+α4DRit+α5PLit+α6LSit+α7Sizeit+α8Etrit+εit

其中α0为截距;αi (i=1、2、3、4……8) 为回归模型系数εit为随机扰动。

(四) 样本选择与数据来源

本文研究选取2007年12月31日前在上海交易所上市的公司为样本, 以2008—2010年相关数据进行实证分析, 并按照以下原则进行数据筛选: (1) 剔除金融行业的公司样本; (2) 剔除数据不全的公司样本; (3) 剔除债务期限结构小于0或大于100%的异常值公司; (4) 由于国内投资者关注的主要是A股, 且B股和H股对A股的信息披露有所影响, 所以剔除了同时发行B股或者H股的A股上市公司。筛选后得到827家公司, 2487个观测样本年。本文研究所使用的数据来源于国泰安公司的CSM A R数据库。

四、实证检验分析

(一) 描述性统计

从表 (2) 描述性统计结果可以看出债务期限结构的平均值为16.043%、中位数为7.769%, 说明我国上市公司的债务主要以短期为主。公司治理变量特征如下: (1) 表中反映出上市公司第一大股东持股比例均值高达37.31%, 其中最高比例达到86.42%; (2) 管理层0.78935%的总体持股比例, 不论是从绝对值和相对比较来说都是非常低。中位数为0, 股权激励对于管理层的激励较小; (3) 样本公司董事会中的董事人数最多为17人, 最少为9人, 平均为9.3035人, 基本上在《公司法》规定的范围内; (4) 平均来说, 有36.29%的董事是独立董事, 从董事长与总经理两职设置情况来看, 超过90%的公司董事长与总经理职务相分离。

(二) 相关性分析从表 (3) 可以看出各变量相关系数明显小于0.5, 因此初步判断个变量之间不存在线性相关。可以进一步使用

多元线性回归研究解释变量与被解释变量的关系。

(三) 回归分析

本文采用本文用Eviews5.1对模型进行检验。

检验结果如表 (4) 所示。 (1) 第一大股东持股比例与债务期限结构正相关, 并且在1%的水平上显著, 假设H 1得到验证。这与M itchell等 (1991) 的研究结论相一致。过高的持股比例会导致大股东的自利行为, 侵害债权人及中小股东利益, 为了减轻外部压力, 大股东倾向于选用长期债务。另外, 具有更集中股权的企业有能力获得更多的长期债务, 因为贷款人感觉更安全 (O zgur, 2006) 。 (2) 管理层持股比例系数为负, 但未通过显著性检验。从描述性统计可看出, 管理层持股比例太低, 导致激励作用不够显著。M archica (2006) 分析了内部股东所有权对债务期限的作用, 当管理者持股比例较低时, 管理者倾向于延长债务以避免流动性风险的期望成本。 (3) 董事会规模对债务期限结构影响符合假设但不显著, 独立董事比例与债务无期限结构负相关但也不显著, 说明董事会中的独立董事有助于提高企业债务结构的合理性, 但是并没有完全发挥其作用。 (4) 流通股比例于债务期限结构负相关, 并在5%的水平上显著。在外部资本市场监督中流通股的市场约束高于非流通股。流通股比例的越高, 对公司改善治理的压力越大, 更能有效的控制经营者的机会主义行为, 减少长期债务水平 (杨兴全, 2005) 。 (5) 董事长和总经理两职合一的系数是负的但不显著, 这与提出的研究假设基本相吻合。 (6) 企业规模与实际税率这两个控制变量对债务期限结构的影响均显著为正, 验证了何靖 (2007) 和肖作平 (2005) 的结论。

五、结论与建议

本文通过采用多元线性回归模型, 运用沪市A上市公司2008年至2010的数据, 通过实证检验验证了公司内部治理与债务期限结构结构之间有着密切的联系。通过检验发现, 股权集中度流通股比例、流通股比例、公司规模、实际税率对债务期限结构结构选择有显著影响。其中证实了公司股权集中度与债务期限结构有明显的正相关关系。其他变量虽然没有通过显著性检验, 但是预测符号与实证结果完全一致, 因此, 通过提高公司治理效率是优化债务期限结构的有效途径。针对公司治理对债务期限结构选择的影响, 提出以下建议: (1) 逐步改变我国上市公司股权结构中所存在的“一股独大”的局面, 有计划、有步骤地降低国有股的比例来实现, 实现上市公司股权结构多元化, 让更多的中小股东参与公司的经营管理决策中来, 同时进一步提高管理层的持股比例, 避免管理者的投机行为, 优化上市公司的股权结构。 (2) 董事会制度是监督内部人懈怠行为, 维护所有者权益的重要保障。面对董事会目前存在的相关问题, 上市公司应当加强董事会的管理, 优化内部结构, 提高决策效率和决策的有效性, 进一步完善两职分离制度, 实现对董事长、总经理之间的相互制约, 减少内部人存在对股东权益的侵害。通过加强独立董事对公司决策的参与度, 充分尊重独立董事的权利, 强化企业的政策制定, 监督企业的政策执行, 减少管理层对股东的侵害;对于怠于履行责任的独立董事, 企业应当从企业利益出发及时采取相应措施提高其积极性或者解除其职务。本文研究还存在如下不足:第一, 由于我国证券市场发展较晚, 比起西方发达还不够成熟, 证券市场行为不够规范, 加之股权分置改革时间较短对股票市场的影响尚未完全显现, 给本文样本的选择带来了固有的局限。第二, 基于我国上市公司有关债务期限披露的局限, 无法获得债务期限的具体信息, 从而选择了较为粗糙的平均债务期限来衡量。这可能会给研究结果带来偏差, 也可能会导致系数与显著水平缺乏一定的稳定性。

摘要：本文以沪市A股上市公司为样本, 选取2008年至2010年公司治理指标, 对公司内部治理对债务期限结构选择的影响进行了实证分析。结果表明:内部治理结构对债务期限选择有较大影响;公司内部治理结构与债务期限结构选择具有内在联系。据此对优化上市公司债务期限结构, 提高治理效率提出了相关建议。

关键词：上市公司,公司治理,债务期限结构

参考文献

[1]肖作平:《中国上市公司资本结构影响因素研究》, 《西安交通大学硕士学位论文》2004年。

[2]袁卫秋:《债务期限结构理论综述》, 《会计研究》2004年第10期。

[3]袁卫秋:《我国上市公司的债务期限结构研究》, 《会计研究》2005年第12期。

[4]陈文浩:《企业债务期限结构的行业特征——基于中国上市公司的实证研究》, 《上海财经大学学报》2007年第4期。

[5]王泽填:《股权结构与公司债务期限结构的关系研究》, 《山西财经大学学报》2009年第9期。

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