債務(wù)融資對企業(yè)業(yè)績影響的實證研究—基于20092012上市公司的經(jīng)驗分析

1、債務(wù)融資對企業(yè)績效影響的實證研究基于2009-2012年上市公司的經(jīng)驗分析摘要：資本結(jié)構(gòu)理論表明一方面?zhèn)鶆?wù)融資能夠抵減公司所得稅，降低代理成本，減少信息不對稱造成的損失以及傳遞公司發(fā)展前景信號，另一方面?zhèn)鶆?wù)融資卻又帶來一定財務(wù)風險，增加公司破產(chǎn)成本。合理的債務(wù)融資能否對公司的業(yè)績產(chǎn)生促進作用，以及債務(wù)融資如何優(yōu)化，以最大限度地提高企業(yè)績效，是一個值得研究的問題。采用2009-2012年滬深兩市281家上市公司財務(wù)指標構(gòu)成1124個研究樣本，通過因子分析構(gòu)建上市公司績效綜合指標，并建立公司績效與債務(wù)總水平和債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)的多元回歸分析，探究債務(wù)融資對我國上市公司經(jīng)營績效的影響效應(yīng)。實證結(jié)果表明

2、，我國上市公司公司績效與資產(chǎn)負債率、短期負債率和長期負債率均存在顯著負相關(guān)關(guān)系，而且短期負債對企業(yè)業(yè)績的負面影響大于長期負債。關(guān)鍵詞：債務(wù)融資 企業(yè)績效 因子分析 多元回歸一、 問題提出債務(wù)融資是公司的重要財務(wù)決策，其比率水平的高低代表著一種特定的公司治理結(jié)構(gòu)，有關(guān)債務(wù)融資的治理效應(yīng)一直是學術(shù)界關(guān)注的焦點。債務(wù)融資的治理效應(yīng)主要表現(xiàn)在債務(wù)融資的稅盾效應(yīng)、債務(wù)融資對股東和經(jīng)理人員的激勵和約束、債務(wù)融資的信號傳遞以及債務(wù)融資的破產(chǎn)機制和控制權(quán)的“相機分配”等幾個方面。債務(wù)融資的治理效應(yīng)是否有效依賴于資本市場是否完善、金融體制是否健全等，有效的債務(wù)治理可以降低代理成本，減少信息不對稱，改善公司經(jīng)營狀

3、況，提高公司經(jīng)營績效。然而目前我國經(jīng)濟仍處于轉(zhuǎn)軌時期，金融體制不健全和資本市場不成熟制約我國上市公司債務(wù)治理效應(yīng)。那么，我國上市公司債務(wù)治理是否有效，債務(wù)融資對上市公司治理和業(yè)績是否存在顯著影響？本文通過采用2009-2012年滬深兩市281家上市公司財務(wù)指標構(gòu)成研究樣本，通過因子分析構(gòu)建上市公司績效綜合指標，并建立公司績效與債務(wù)總水平和債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)的多元回歸分析，探究債務(wù)融資對我國上市公司經(jīng)營績效的影響效應(yīng)。文章的結(jié)構(gòu)如下：第二節(jié)回顧國內(nèi)外學者關(guān)于債務(wù)融資對公司業(yè)績的影響的理論和實證研究；第三節(jié)介紹變量選取及樣本處理；第四節(jié)是構(gòu)建多元回歸模型進行實證檢驗；最后，第五節(jié)總結(jié)研究結(jié)論并提出一

4、些建議。二、 文獻回顧現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論研究始于MM定理：在完全市場的嚴格假定下，一個公司的企業(yè)價值與資本結(jié)構(gòu)無關(guān)。后來的研究中，學者們放寬完全市場的假設(shè)條件，在修正的MM定理中引入稅盾作用，認為企業(yè)價值隨債務(wù)的增加而上升，直至企業(yè)完全采取債務(wù)融資。之后學者又考慮到債務(wù)的增加會帶來財務(wù)風險，因此引入破產(chǎn)成本，認為企業(yè)的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)應(yīng)根據(jù)債務(wù)融資帶來的企業(yè)價值增加和債務(wù)引起的破產(chǎn)成本權(quán)衡而定。20世紀70年代開始，許多國外學者開始從其他理論出發(fā)尋求企業(yè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的決定，以信息不對稱理論為中心的新資本結(jié)構(gòu)理論逐漸替代了傳統(tǒng)的資本結(jié)構(gòu)理論。新資本結(jié)構(gòu)理論從多方面反映了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)在信息不對稱條件下是

5、如何影響企業(yè)經(jīng)營行為和企業(yè)業(yè)績，為企業(yè)融資提供科學的理論依據(jù)，其主要包括代理成本理論、激勵理論、優(yōu)序融資理論、控制權(quán)理論等。Jensen和Meckling（1976）認為，現(xiàn)代股份制企業(yè)普遍存在股東和經(jīng)理人員的沖突。由于經(jīng)理可以任意揮霍公司資產(chǎn)以滿足個人私欲，而在其不擁有100%股權(quán)時不需要為這種揮霍付出完全的成本，故而公司的市場價值會減少。如果公司采取債務(wù)融資，當債務(wù)融資比例增加，股權(quán)融資比例相對減少，經(jīng)理所持股份占公司總股份的比例就會增加，經(jīng)理的揮霍成本增加，揮霍行為就會減輕，即債務(wù)融資能夠減少股東和經(jīng)理之間的代理成本。Grossman和Hart（1982）認為企業(yè)經(jīng)理的效用依賴于企業(yè)的生

6、存和發(fā)展，一旦企業(yè)破產(chǎn)或者被收購，經(jīng)理人往往面臨失業(yè)風險，那時他們將失去一切任職的好處。而公司的破產(chǎn)概率隨著負債的增加而增加，如果破產(chǎn)成本對公司經(jīng)理來說相對較高，即破產(chǎn)可能使經(jīng)理的聲譽受到損害或經(jīng)理不再對公司具有剩余控制權(quán)，那么，債務(wù)融資能夠能夠激勵經(jīng)理努力工作，減少經(jīng)理偷懶和在職消費的問題，進而提升企業(yè)價值。Myers和Majluf（1984）認為公司通過選擇不同的融資策略改變公司的資本結(jié)構(gòu)，可以向市場傳遞有關(guān)公司價值的信息，影響投資者的決策行為，達到影響公司市場價值目的。企業(yè)管理層對于企業(yè)經(jīng)營狀況了如指掌，而外部投資者對于這些內(nèi)部消息卻不知道。由于信息不對稱，外部投資者往往把企業(yè)發(fā)行股票融

7、資視為企業(yè)前景堪憂的信號，而把較高的負債率視為企業(yè)高質(zhì)量的信號。因此企業(yè)融資首選內(nèi)源融資，其次是負債融資，最后是股票融資，管理層往往通過增加負債來傳遞公司業(yè)績良好的信號，吸引投資者投資。Israel（1991）指出可以通過控制權(quán)在代表股東利益的經(jīng)理人和債權(quán)人之間的轉(zhuǎn)移來對經(jīng)理人進行監(jiān)督和約束。當企業(yè)經(jīng)營狀況惡化時，企業(yè)不能履行到期還本付息的義務(wù)，債權(quán)人就可以通過資產(chǎn)重組、破產(chǎn)等手段介入企業(yè)經(jīng)營，企業(yè)的控制權(quán)和剩余索取權(quán)就會從股東手中轉(zhuǎn)移到債權(quán)人手中。因此，合理的負債水平和債務(wù)結(jié)構(gòu)以及完善的破產(chǎn)程序，可以約束經(jīng)營者的行為，讓經(jīng)營者努力工作，更加專注公司業(yè)績的提升和企業(yè)價值最大化的實現(xiàn)。資本結(jié)構(gòu)理

8、論更多地支持債務(wù)融資能夠促進企業(yè)業(yè)績提升，但是國內(nèi)外學者關(guān)于債務(wù)融資與公司業(yè)績的相關(guān)性的實證研究卻存在兩種觀點，其中：Masulis和Ronald（1980）實證檢驗結(jié)果表明公司績效與公司負債水平表現(xiàn)出正相關(guān)性，當公司的資產(chǎn)負債率介于23%至45%之間時，對公司績效產(chǎn)生明顯的影響；Shah（1994）通過研究資本結(jié)構(gòu)變化和公司股票價格波動關(guān)系發(fā)現(xiàn)，當傳出公司負債增加消息時，公司股票價格大幅度上漲，當傳出公司負債減少時，股票價格大幅度降低。由此，他認為股票價格與公司的負債水平表現(xiàn)出正相關(guān)關(guān)系；陳曉和單鑫（1999）采用短期財務(wù)杠桿、長期財務(wù)杠桿與公司資本成本做回歸分析，研究發(fā)現(xiàn)，上市公司的資本成

9、本與長期財務(wù)杠桿顯著負相關(guān)，而與短期財務(wù)杠桿沒有顯著相關(guān)性，由于企業(yè)價值隨著企業(yè)資本成本的降低而增加，這也意味著長期債務(wù)融資與企業(yè)價值正相關(guān)；汪輝（2003）采用債務(wù)融資凈額與年末企業(yè)總資產(chǎn)的比值衡量債務(wù)融資標，以托賓Q值衡量企業(yè)公司績效，選取1998年到2000年A股上市公司數(shù)據(jù)進行回歸分析，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負債率較低的公司債務(wù)融資率與企業(yè)價值顯著正相關(guān)，而在資產(chǎn)負債率偏高的公司中這種正相關(guān)關(guān)系表現(xiàn)不顯著。另一方面Friend、Timan（1988）和Hpoitevin（1989）等實證研究卻表明企業(yè)的獲利能力與其債務(wù)水平呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。國內(nèi)也有學者實證研究表明企業(yè)盈利能力與負債水平負相關(guān)。李義超、

10、蔣振聲（2001）采用截面分析與TSCS分析方法對我國上市公司資本結(jié)構(gòu)與公司業(yè)績的關(guān)系進行實證研究，認為兩者之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系；呂長江、韓慧博（2001）采用逐步回歸的方法，考察企業(yè)凈資產(chǎn)收益率與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)負債率與企業(yè)獲利能力負相關(guān)；于東智（2003）以總資產(chǎn)收益率衡量公司業(yè)績，將資產(chǎn)負債率、行業(yè)、公司種類、年度啞變量作為解釋變量進行回歸分析，得出負債比例與公司業(yè)績之間顯著負相關(guān)的結(jié)論，并把這一現(xiàn)象歸咎于我國債務(wù)融資對上市公司約束力不強。綜上所述，現(xiàn)有文獻關(guān)于債務(wù)融資與公司業(yè)績的關(guān)系的實證研究不僅存在分歧，而且現(xiàn)有文獻的研究也存在一些不足：（1）我國的實證研究主要集中在20

11、05股權(quán)分置改革之前，股權(quán)分置改革之后關(guān)于債務(wù)融資與公司業(yè)績的關(guān)系需要進一步研究；（2）傳統(tǒng)文獻只是簡單地選擇一些財務(wù)指標來衡量公司業(yè)績和債務(wù)融資水平，特別企業(yè)業(yè)績是個綜合指標，單純選用凈利潤、凈資產(chǎn)收益率、每股收益等個別指標缺乏代表性；（3）傳統(tǒng)文獻更多研究債務(wù)融資總水平與公司業(yè)績的關(guān)系，而忽略了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對公司業(yè)績的影響?；谝陨喜蛔悖疚膶⒉捎?009-2012年滬深兩市281家上市公司財務(wù)指標構(gòu)成研究樣本，通過因子分析法構(gòu)建公司績效綜合指標，并建立公司業(yè)績與債務(wù)融資總水平、債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)之間的多元回歸模型，探究債務(wù)融資總水平和期限結(jié)構(gòu)對我國上市公司經(jīng)營業(yè)績的影響。三、 變量選?。ㄒ?/p>

12、）變量選取1、被解釋變量計算公司綜合績效指標F度量公司業(yè)績，公司綜合績效指標F是一個綜合反映公司績效的指標。本文選取7個反映公司績效的財務(wù)指標：凈資產(chǎn)收益率ROE、總資產(chǎn)凈利潤率、銷售凈利率、總資產(chǎn)報酬率ROA、每股收益EPS、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量、資本積累率RCA，然后對這7個財務(wù)指標進行主成分分析，挑選出反映這7個指標的主成分，通過轉(zhuǎn)換計算公司綜合績效指標F。2、解釋變量資產(chǎn)負債率DAR反映公司資本結(jié)構(gòu)，采用資產(chǎn)負債率來度量公司債務(wù)融資總水平。為了進一步反映公司債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)對公司業(yè)績的影響，引入流動負債比率（SDR）和長期負債比率（LDR）來度量公司債務(wù)融資的期限結(jié)構(gòu)。3、控制變量公

13、司規(guī)模。公司規(guī)模越大，公司可以使用的資源就越多，公司投資機會也更多，公司績效就越突出。本文采用總資產(chǎn)的自然對數(shù)（Ln（Asset）來衡量公司的規(guī)模。公司成長能力。一個成長能力突出，有未來前景的公司往往會吸引更多的關(guān)注，其所能獲得的資源和投資機會就會增多，成長能力對公司業(yè)績有促進作用。本文采用營業(yè)收入增長率（GI）衡量公司成長能力。公司流動性。企業(yè)正常運轉(zhuǎn)必須要有一定的流動資產(chǎn)作為保障，流動性強的公司在經(jīng)營決策和投資上更具有自由性和可操作性，流動性對公司業(yè)績有保障作用。本文采用流動比率（LIQU）衡量公司流動性。4、虛擬變量行業(yè)虛擬變量。不同行業(yè)的上市公司債務(wù)融資水平可能存在顯著差異。本文設(shè)置I

14、Dn（n=1，2、3、4）作為代表樣本涉及的5個行業(yè)的虛擬變量來控制行業(yè)水平差異多帶來的影響，他們依次為：制造業(yè)、批發(fā)和零售、房地產(chǎn)、電子信息技術(shù)、交通運輸。本文以制造業(yè)為基準，ID1、ID2、ID3、ID4分別代表批發(fā)和零售、房地產(chǎn)、電子信息技術(shù)、交通運輸業(yè)。行業(yè)虛擬變量取值為如果某個樣本屬于該行業(yè)，取值為1，否則取0。年度虛擬變量。各年的數(shù)據(jù)之間可能存在相異性。本文以2009為基準，YD1、YD2、YD3分別代表2010、2011、2012年的虛擬變量。年度虛擬變量取值為如果某個樣本屬于該年，取值為1，否則取0。（二）樣本選取本文主要研究我國上市公司債務(wù)融資與企業(yè)業(yè)績之間的相關(guān)性，選取20

15、09-2012年共4年的上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)，按以下標準對原始數(shù)據(jù)進行篩選：（1）剔除ST、*ST類公司，這類公司已連續(xù)虧損兩年以上，財務(wù)狀況出現(xiàn)問題，其財務(wù)數(shù)據(jù)的可靠性不可信；（2）由于金融類上市公司資本結(jié)構(gòu)存在特殊性，剔除金融類上市公司；（3）剔除財務(wù)指標為空缺、無法獲得財務(wù)指標數(shù)據(jù)和存在異常財務(wù)數(shù)據(jù)的上市公司。經(jīng)過以上條件篩選后，本文保留了281家上市公司，時間跨度為2009-2012年4年，總共1124個研究樣本。四、 實證檢驗（一）主成分分析：公司綜合績效指標F構(gòu)建本文選取7個反映公司績效的財務(wù)指標：凈資產(chǎn)收益率ROE、總資產(chǎn)凈利潤率ROA、資產(chǎn)報酬率RAR、銷售凈利率ROS、每股收益E

16、PS、資本積累率RCA、每股經(jīng)營活動現(xiàn)金凈流量Cash進行主成分分析，在此之前先進行因子分析。1、主成分分析檢驗采用KMO和Bartlett檢驗檢驗標準化后的數(shù)據(jù)是否適合做主成分分析，表4.1是檢驗結(jié)果。表4.1 KMO 和 Bartlett檢驗取樣足夠度的 Kaiser-Meyer-Olkin度量。0.711Bartlett 的球形度檢驗近似卡方4551.981df21Sig.0.000從表4.1可以看出，KMO檢驗值為0.711，介于0.70.8之間，說明各個績效指標間的相關(guān)程度沒有太大的差異，適合做因子分析。Bartlett球形檢驗的結(jié)果可知，近似卡方為4551.981，顯著性概率為0.

17、000，則相關(guān)系數(shù)矩陣顯著不是單位矩陣，因此，對于研究樣本的各個績效指標做主成分分析時非常合適的。2、主成分因子提取表4.2 解釋的總方差成份初始特征值提取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入合計方差%累積 %合計方差%累積 %合計方差%累積 %13.07543.92743.9273.07543.92743.9272.55836.54436.54421.06515.20759.1341.06515.20759.1341.54722.10358.64731.00114.30573.4401.00114.30573.4401.03614.79373.44040.83911.98085.41950.6148.7

18、7794.19660.3795.42199.61770.0270.383100.00提取方法：主成份分析。運用SPSS進行主成分分析，以特征值為1為標準，總共提取3個主成分：其中成分1的特征值為3.075，方差貢獻率43.927%；其中成分2的特征值為1.065，方差貢獻率15.207%；成分3的特征值為1.001，方差貢獻率14.305%。三個主成分方差貢獻率為73.44%，接近80%，則三個主成分因子基本覆蓋了原始數(shù)據(jù)的信息。這里記三個主成分因子：F1、F2、F3，以每個公共因子的方差貢獻率作為權(quán)數(shù)，可以構(gòu)造公司綜合績效指標F： （1）3、主成分因子計算主成分分析提取了公司績效的三個主成分

19、因子，因此可以根據(jù)成分得分系數(shù)矩陣得到三個主成分因子函數(shù)，表4.3給出了三個主成分因子的得分系數(shù)。4.3 成份得分系數(shù)矩陣成份123Zscore(ROE)-0.0230.4360.045Zscore(ROA)0.2350.1740.105Zscore(RAR)0.2610.1330.085Zscore(ROS)-0.039-0.0850.952Zscore(EPS)0.352-0.073-0.065Zscore(RCA)-0.2050.613-0.156Zscore(Cash)0.438-0.413-0.165提取方法 :主成份。 旋轉(zhuǎn)法 :具有 Kaiser 標準化的正交旋轉(zhuǎn)法。 表4.3給

20、出了三個主成分的得分系數(shù)矩陣，可以計算七個主成分函數(shù)：（2）因此，根據(jù)主成分得分函數(shù)（2）和公司綜合績效指標函數(shù)（1），就可以得到上市公司的綜合績效指標F。（二）模型建立本文采用OLS法來考察企業(yè)績效與公司債務(wù)融資及控制變量的關(guān)系，模型為：（1）考察上市公司債務(wù)融資整體狀況對企業(yè)業(yè)績的影響，這里采用資產(chǎn)負債率衡量工資總體債務(wù)融資： （3）（2）考察債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，引入流動負債比率SDR和長期負債比率LDR來衡量公司債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)： （4）為了避免流動負債比率與長期負債比率存在完全共線性問題，本文以資產(chǎn)為權(quán)數(shù)計算流動負債比率和長期負債比率，即流動負債比率（SDR）=流動負債/

21、總資產(chǎn)=原始流動負債比率*負債/總資產(chǎn)長期負債比率（LDR）=長期負債/總資產(chǎn)=原始長期負債比率*負債/總資產(chǎn)（三）數(shù)據(jù)分析1、描述性統(tǒng)計表4.4分年度給出了樣本中上市公司綜合績效指標、資產(chǎn)負債率、短期負債率、長期負債率、營業(yè)收入增長率和流動性的描述統(tǒng)計。2009-2012年中樣本中上市公司平均資產(chǎn)負債率為51.95%，表明我國上市公司負債水平處于合理水平；但是我國上市公司短期債務(wù)融資比率為77.6%，長期債務(wù)融資比率為22.42%，表明我國債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)不合理，短期負債明顯高于長期負債水平；而對于控制變量，我國上市公司營業(yè)收入增長率為3.67%，表明我國上市公司具有成長力，而流動比率為2.

22、0127，表明我國上市公司資產(chǎn)流動性管理較好。表4.4 描述統(tǒng)計量N極小值極大值均值標準差F1124-3.887.560.00000.66226DAR11240.010.970.51950.19660SDR11240.071.000.77600.21661LDR11240.000.930.22420.21660GI1124-1.02922.353.671342.44273LIQU11240.0653.452.01273.29467有效的N11242、多元回歸模型債務(wù)融資總體狀況對企業(yè)業(yè)績的影響首先，考察債務(wù)融資總體狀況對企業(yè)業(yè)績的影響，采用(3)式的回歸模型，利用Eviews進行回歸分析：表4

23、.5 多元回歸模型一VariableCoefficientStd. Errort-StatisticProb.C-2.8994260.341062-8.5011700.0000DAR-1.3510000.125344-10.778330.0000LNASSET0.3810210.03712810.262310.0000GI0.0001280.0004350.2949040.7681LIQU0.0115380.0063531.8163170.0696ID10.0898570.0572681.5690670.1169ID2-0.0879820.059361-1.4821470.1386ID3-0.

24、1533430.058166-2.6363030.0085ID4-0.2146210.058945-3.6410580.0003YD1-0.0153740.051629-0.2977820.7659YD2-0.0480760.051906-0.9262010.3545YD3-0.1221100.051993-2.3485770.0190R-squared0.362154   Mean dependent var-4.09E-08Adjusted R-squared0.355844   S.D. dependent var0.66225

25、6S.E. of regression0.609180   Akaike info criterion1.857212Sum squared resid314.3573    Schwarz criterion1.910855Log likelihood-1031.753    F-statistic57.39705Durbin-Watson stat1.863637    Prob(F-statistic)0.000000由表4.4回歸結(jié)果可以

26、得到：（1）模型擬合優(yōu)度R2為0.362，表明資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、公司成長能力和公司流動性等4個因素對公司績效的解釋能力為36.2%，模擬擬合優(yōu)度不是很高，但是考慮我國上市公司績效不僅受到債務(wù)融資、公司規(guī)模、公司成長能力和公司流動性等微觀因素影響，還受到像國家宏觀經(jīng)濟、國家政策等宏觀因素影響，在沒有考慮這些宏觀因素，模擬的解釋能力還是比較令人信服的。該模型F值對應(yīng)的概率臨界值P=0.000，表明回歸方程是顯著的，即資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模、公司成長能力和公司流動性聯(lián)合起來對公司績效具有顯著影響。（2）公司債務(wù)融資整體水平與企業(yè)績效顯著負相關(guān)。模型中資產(chǎn)負債率DAR系數(shù)為-1.351，表明我國上市

27、公司資產(chǎn)負債率每增長1%，公司綜合績效減少1.351%，而其對應(yīng)的P值為0.000，表明這種負相關(guān)關(guān)系在99%置信水平上統(tǒng)計顯著。雖然我國債務(wù)融資整體水平與企業(yè)績效顯著負相關(guān)與當前流行的資本結(jié)構(gòu)理論相違背，但是這與國內(nèi)許多學者的實證研究卻相一致（如李義超等（2001）、呂長江等（2001）、于東智（2003），產(chǎn)生這種現(xiàn)象主要因為一方面我國資本市場不完善，包括債權(quán)治理缺位，訴訟、破產(chǎn)等機制不完善，償債保障機制存在缺陷，以及企業(yè)債券發(fā)展滯后等，這些因素使得上市公司債務(wù)治理功能很難正常發(fā)揮發(fā)揮，另一方面我國長期以來股權(quán)融資成本低，債務(wù)融資成本高，上市公司偏好股權(quán)融資，而業(yè)績良好的公司更能在資本市場

28、融資，導(dǎo)致業(yè)績好的公司反而具有較低債務(wù)水平。（3）對于控制變量，公司規(guī)模與企業(yè)業(yè)績具有顯著正相關(guān)關(guān)系，表明我國上市公司規(guī)模越大，公司績效就越好；公司成長能力對企業(yè)業(yè)績具有正向影響，但是這種作用并不顯著；在90%的置信水平下，公司流動性對公司績效也存在顯著正向影響，表明公司流動資產(chǎn)越多，公司在經(jīng)營決策和投資上更具有自由性和可操作性，進而促進公司業(yè)績提升。（4）對于行業(yè)虛擬變量，批發(fā)和零售業(yè)和房地產(chǎn)行業(yè)業(yè)績與制造業(yè)業(yè)績沒有出現(xiàn)明顯的差異，但是電子信息技術(shù)和交通運輸業(yè)業(yè)績卻顯著低于制造業(yè)，表明我國行業(yè)之間的上市公司業(yè)績存在一定的差異，目前我國制造業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)和房地產(chǎn)處于較快發(fā)展，但是電子信息技術(shù)

29、和交通運輸業(yè)發(fā)展存在滯后，特別交通運輸業(yè)的上市公司業(yè)績低于其他行業(yè)。對于年度虛擬變量，相對2009年，我國上市公司在2010、2011、2012年業(yè)績平均比2009年低1.54%，4.81%，12.21%，這與我國經(jīng)濟走下坡路，GDP增長率逐年下降相一致，特別2012年上市公司業(yè)績統(tǒng)計上顯著低于其他年份，這很可能是2012年股市暴跌的重要誘因。3、多元回歸分析債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)對企業(yè)業(yè)績的影響下面考察債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，采用(4)式的回歸模型，利用Eviews進行回歸分析：表4.6 多元回歸模型二VariableCoefficientStd. Errort-StatisticPro

30、b.C-3.1603020.347094-9.1050430.0000LDR-1.1451530.137425-8.3329300.0000SDR-1.8416440.185773-9.9134120.0000LNASSET0.4045380.03752010.782040.0000GI5.20E-050.0004330.1199480.9045LIQU0.0145120.0063742.2765860.0230ID10.0506140.0580240.8722980.3832ID2-0.0705110.059255-1.1899610.2343ID3-0.1796760.058333-3.0

31、802050.0021ID4-0.1316320.063094-2.0862680.0372YD1-0.0161180.051360-0.3138230.7537YD2-0.0533900.051657-1.0335440.3016YD3-0.1238650.051724-2.3947270.0168R-squared0.371619    Mean dependent var-4.09E-08Adjusted R-squared0.364832    S.D. dependent var0.662256S.E. of regress

32、ion0.606001    Akaike info criterion1.847630Sum squared resid309.4955    Schwarz criterion1.905744Log likelihood-1025.368    F-statistic54.75297Durbin-Watson stat1.877613    Prob(F-statistic)0.000000從債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對企業(yè)業(yè)績影響的回歸結(jié)構(gòu)可以看出，公司流動負債和長期負債對企業(yè)業(yè)績都

33、存在顯著的負面影響，其中流動負債每增長1%，公司綜合績效約減少1.842%；長期負債每增長1%，公司綜合績效約減少1.145%，并且他們的t檢驗非常理想，均在99%置信水平上統(tǒng)計顯著。而且可以發(fā)現(xiàn)，相對于長期負債，短期負債對企業(yè)績效的負面影響更大一些，即DAR的系數(shù)為-1.842，而LAR的系數(shù)為-1.145。這主要是因為：（1）我國債券市場發(fā)展滯后，債務(wù)融資結(jié)構(gòu)不合理，上市公司流動負債所占比重較大，而長期負債所占比重較低，以致長期負債對上市公司經(jīng)營業(yè)績的影響小于短期負債；（2）短期負債還本付息期短，過多的短期負債容易造成上市公司投資決策出現(xiàn)短視行為，這些公司偏好投資于那些收益率低但回收期限短

34、的項目，而放棄那些回收期較長收益率高的項目，降低公司業(yè)績；（3）短期負債的利息成本具有較大的不確定性，企業(yè)必須不斷更新債務(wù)以持續(xù)經(jīng)營，短期負債比率高的上市公司常常面臨較大的財務(wù)風險，這會增加公司融資成本，對公司的經(jīng)營業(yè)績造成不利影響。4、回歸模型檢驗上述兩個模型均得到了比較理想的回歸結(jié)果，但是對于橫截面數(shù)據(jù)建模，還需要檢驗異方差、多重共線性以及殘差自相關(guān)性，以保證回歸模型可信。本文以懷特檢驗、方差膨脹因子和D-W檢驗分別檢驗?zāi)Ｐ偷漠惙讲睢⒍嘀毓簿€性以及自相關(guān)性。（1）懷特檢驗表4.7給出了兩個模型異方差的White檢驗結(jié)果，兩個模型的異方差檢驗的臨界概率P值均大于0.1，不能拒絕不存在異方差的

35、原假設(shè)，因此本文無需進行穩(wěn)健回歸來對原回歸模型進行修正。表4.7 White檢驗結(jié)果模型一模型二F-statistic1.456Prob0.142F-statistic1.509Prob0.114Obs*R-squared16.228Prob0.133Obs*R-squared18.429Prob0.103（2）方差膨脹因子表4.8給出了兩個模型的方差膨脹因子，根據(jù)經(jīng)驗判斷法，但0<VIF<10時不存在多重共線性，模型一、模型二涉及的自變量的方差膨脹因子大小均介于1至2之間，表明兩個模型不存在多重共線性問題。表4.8 方差膨脹因子表模型一模型二VariableVIF1/VIFVar

36、iableVIF1/VIFDAR1.840.544LDR1.950.512ID21.790.559ID21.800.556ID41.550.645ID41.800.557YD31.540.648SDR1.670.597ID11.540.648ID11.600.625YD21.530.654YD31.540.648YD11.520.656YD21.530.653ID31.400.713YD11.520.656LnAsset1.380.722LnAsset1.430.700LIQU1.330.754ID31.430.701GI1.030.967LIQU1.350.741-GI1.030.967（3

37、）D-W檢驗由表4.5、4.6的回歸結(jié)果可以得到D-W值，模型一的D-W=1.864，模型二的D-W=1.878，兩個模型的D-W值均接近2，表明兩個模型均不存在自相關(guān)性問題。五、 研究結(jié)論通過上市公司債務(wù)融資與企業(yè)績效的實證研究，可以得出以下幾個結(jié)論：1、我國上市公司平均資產(chǎn)負債率為51.95%，上市公司債務(wù)融資處于合理水平。但是我國上市公司債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)不合理，短期債務(wù)融資比率為77.6%，長期債務(wù)融資比率為22.42%，短期負債明顯高于長期負債水平，這可能一方面因為我國銀行出于風險考慮，普遍存在惜貸現(xiàn)象，特別長期貸款審批相當謹慎；另一方面因為我國企業(yè)債券市場發(fā)展滯后，上市公司長期債務(wù)融

38、資渠道不暢通，企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營所需的長期資金更多依賴于銀行短期貸款或股權(quán)融資。2、和西方發(fā)達市場的上市公司相比，我國上市公司債務(wù)融資總體水平對企業(yè)業(yè)績表現(xiàn)出顯著的負相關(guān)關(guān)系，這與西方資本結(jié)構(gòu)理論存在分歧。出現(xiàn)這種現(xiàn)象一方面因為我國資本市場不完善，包括債權(quán)治理缺位，訴訟、破產(chǎn)等機制不完善，償債保障機制存在缺陷，以及企業(yè)債券發(fā)展滯后等，使得我國上市公司債務(wù)治理功能很難正常發(fā)揮發(fā)揮，另一方面我國長期以來股權(quán)融資成本低，債務(wù)融資成本高，上市公司偏好股權(quán)融資，而業(yè)績良好的公司更能在資本市場融資，導(dǎo)致業(yè)績好的公司反而具有較低債務(wù)水平。3、通過對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與企業(yè)業(yè)績的關(guān)系分析，我國上市公司流動負債、長期負債均

39、對企業(yè)績效存在顯著的消極影響，但是流動負債對企業(yè)業(yè)績的負面影響大于長期負債。這主要是因為：（1）我國債券市場發(fā)展滯后，債務(wù)融資結(jié)構(gòu)不合理，上市公司流動負債占比77.6%，而長期負債所占比僅為22.4%，長期負債對上市公司經(jīng)營業(yè)績的影響小于短期負債；（2）短期負債還本付息期短，過多的短期負債容易造成上市公司投資決策出現(xiàn)短視行為，致使這些公司偏好投資于那些收益率低但回收期限短的項目，而放棄那些回收期較長收益率高的項目，降低公司業(yè)績；（3）短期負債的利息成本具有較大的不確定性，企業(yè)必須不斷更新債務(wù)以持續(xù)經(jīng)營，短期負債比率高的上市公司常常面臨較大的財務(wù)風險，這會增加公司融資成本，對公司的經(jīng)營業(yè)績造成不

40、利影響。4、我國上市公司規(guī)模與企業(yè)業(yè)績具有顯著正相關(guān)關(guān)系，上市公司規(guī)模越大，公司績效就越好；公司成長能力對企業(yè)業(yè)績具有正向影響，具有成長前景的上市公司能夠獲得更多的資源和投資機會，公司業(yè)績提升較快；公司流動性對公司績效存在顯著正向影響，公司流動資產(chǎn)越多，公司在經(jīng)營和投資決策上更具有自由性和可操作性，從而促進公司業(yè)績提升。5、我國不同行業(yè)之間的上市公司業(yè)績存在一定差異，我國制造業(yè)、批發(fā)和零售業(yè)以及房地產(chǎn)處于較快發(fā)展，但是電子信息技術(shù)和交通運輸業(yè)發(fā)展卻明顯滯后，特別交通運輸業(yè)的上市公司業(yè)績顯著低于其他行業(yè)。金融危機以來，我國經(jīng)濟疲軟，GDP增長率逐年下降，在微觀上變現(xiàn)為我國上市公司業(yè)績明顯下降，特

41、別2012年上市公司業(yè)績顯著低于其他年份，這在2012年股價暴跌得到充分印證。參考文獻1Jensen Michael,William Mechling. Theory of the Corporate: Managerial Behavior、Agency Costs and Capital StructureJ. Journal of Financial Economics, 1976(3):305-602.2Grossman, Hart. Corporate Financial Sturcture and Managerial IncentivesJ. University of Chicago Press, 1982(5):107-144.3Myers, Majluf.