黃曉波++蒯盼賢++謝暢

摘要：上市公司的融資結(jié)構(gòu)是否合理直接影響公司價(jià)值最大化的實(shí)現(xiàn)和公司的可持續(xù)發(fā)展，債務(wù)融資作為上市公司融資的主要途徑之一，其結(jié)構(gòu)的合理性至關(guān)重要。本文以農(nóng)業(yè)上市公司2011—2014年數(shù)據(jù)為樣本，運(yùn)用因子分析的方法計(jì)算出公司績效的綜合水平，并用回歸分析的方法探尋債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)與公司績效之間的關(guān)系，揭示農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)期限安排的合理性及存在的問題，以期對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)融資決策提供借鑒和幫助。

關(guān)鍵詞：農(nóng)業(yè)上市公司 公司績效 債務(wù)融資 因子分析

一、引言

基于Modigliani和Miller（1958）建立的現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論，關(guān)于公司債務(wù)融資與公司績效關(guān)系的研究經(jīng)久不衰。我國學(xué)者對(duì)于債務(wù)融資與公司績效關(guān)系的研究很多，但多拘泥于以所有上市公司為研究對(duì)象，并未細(xì)致到某個(gè)具體行業(yè)企業(yè)的債務(wù)融資與經(jīng)營績效關(guān)系，因此就債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營績效影響的研究很少。本研究擬對(duì)具有顯著特征的農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的關(guān)系進(jìn)行分析。

農(nóng)業(yè)上市公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)十分特殊。我國的農(nóng)業(yè)上市公司長期負(fù)債比率平均水平較低，據(jù)統(tǒng)計(jì)2011—2014年僅為17.78%，其中有6家農(nóng)業(yè)上市公司個(gè)別年度的長期債務(wù)比率為0，與發(fā)達(dá)國家平均50%—70%的比例相比差距懸殊。如此明顯的差異表明我們需要對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司的經(jīng)營進(jìn)行進(jìn)一步分析研究。在這一背景下，研究我國農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)與公司績效的關(guān)系，尋找債務(wù)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化方向，將有助于科學(xué)指導(dǎo)我國農(nóng)業(yè)融資方式，為調(diào)整農(nóng)業(yè)融資結(jié)構(gòu)提供重要的理論依據(jù)。

二、文獻(xiàn)綜述和理論分析

作為企業(yè)的一種重要融資方式，債務(wù)融資對(duì)公司績效及企業(yè)發(fā)展產(chǎn)生了重要影響，為此不少學(xué)者就債務(wù)融資與公司績效的關(guān)系進(jìn)行了大量的理論與實(shí)證研究，但對(duì)于債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與公司績效之間關(guān)系的系統(tǒng)研究還非常少。童盼（2005）利用我國A股上市公司的數(shù)據(jù)研究了負(fù)債期限結(jié)構(gòu)對(duì)投資規(guī)模的影響，結(jié)果表明短期負(fù)債不僅帶來代理成本，而且其代理成本甚至可能高于長期負(fù)債的代理成本。孫敏（2009）以我國非金融類上市公司2005—2008年的平衡面板數(shù)據(jù)為樣本，就上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司績效的影響進(jìn)行了研究。研究表明：我國上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與公司績效存在U型關(guān)系。當(dāng)長期債務(wù)比例低于27.97%時(shí)，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與公司績效負(fù)相關(guān)；當(dāng)長期債務(wù)比例高于27.97%時(shí)，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與公司績效正相關(guān)。梅波（2009）基于我國A股上市公司的實(shí)證研究分析，發(fā)現(xiàn)我國上市公司大量使用短期債務(wù)，占總負(fù)債的86.6%，而長期債務(wù)只有13.4%，還發(fā)現(xiàn)長期債務(wù)對(duì)公司價(jià)值具有正效應(yīng)，確實(shí)應(yīng)該提高長期債務(wù)的比例。張榮艷、章愛文和白夏茜（2013）以滬市100家上市公司為樣本研究負(fù)債融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司績效的影響，結(jié)果表明：不同的負(fù)債期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司業(yè)績的影響均起到負(fù)面效應(yīng)；不同的債務(wù)類型表現(xiàn)出對(duì)公司績效產(chǎn)生較顯著的負(fù)面影響。

稅收經(jīng)典理論認(rèn)為在利率確定和收益曲線向上傾斜時(shí)，公司發(fā)行長期債務(wù)是有利的，因?yàn)檩^短期債務(wù)而言，長期債務(wù)具有更高的稅盾，從而減少了公司的預(yù)期稅負(fù)，因此增加了公司價(jià)值?；谏鲜鰢鴥?nèi)外實(shí)證研究和經(jīng)典理論，本研究的初步理論判斷是長期債務(wù)融資對(duì)于農(nóng)業(yè)上市公司經(jīng)營績效具有正向影響?；诖伺袛啵疚奶岢鲆韵录僭O(shè)：

假設(shè)：我國農(nóng)業(yè)上市公司長期債務(wù)融資與公司績效具有正相關(guān)關(guān)系。

三、農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司績效影響的實(shí)證分析

（一）樣本選擇。本文研究債務(wù)融資期限與公司績效的關(guān)系依據(jù)我國農(nóng)業(yè)上市公司2011—2014年的面板數(shù)據(jù)。在選取樣本時(shí)，剔除了數(shù)據(jù)庫中財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常（ST和*ST）、數(shù)據(jù)缺失及財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)存在極端異常值的樣本，最終選擇了35家農(nóng)業(yè)上市公司。數(shù)據(jù)選自國泰安數(shù)據(jù)庫。由于各個(gè)指標(biāo)數(shù)據(jù)具有差異性，本文對(duì)所有的數(shù)據(jù)進(jìn)行Z-SCORE標(biāo)準(zhǔn)化，標(biāo)準(zhǔn)化公式為：

z=（x-μ）/σ （1）

其中，z為標(biāo)準(zhǔn)分?jǐn)?shù)，μ為均值，σ為標(biāo)準(zhǔn)差。

（二）指標(biāo)體系構(gòu)建。見表1。

（三）模型設(shè)計(jì)?；谝陨侠碚摷僭O(shè)，本文構(gòu)建如下回歸模型：

Fit=α+β1DMit+β2CRit+β3SIZEit+β4SDRit+β5LDRit+β6BDRit+μit

模型中，F(xiàn)it、DMit、CRit等代表第i個(gè)公司第t年的財(cái)務(wù)指標(biāo)，α為常數(shù)項(xiàng)，β為參數(shù)向量，μit為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。

（四）因子分析。本研究將農(nóng)業(yè)上市公司的償債能力、發(fā)展能力、盈利能力、營運(yùn)能力作為反映農(nóng)業(yè)上市公司績效的主要衡量指標(biāo)，分別選取了流動(dòng)比率、速動(dòng)比率、總資產(chǎn)增長率、營業(yè)利潤增長率、營業(yè)收入增長率等10項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)作為本研究的最終綜合績效評(píng)價(jià)指標(biāo)體系，如表2所示。

利用SPSS 19.0對(duì)上述10個(gè)指標(biāo)進(jìn)行因子分析，從表3可以看出，KMO測度值為0.627，大于0.6，說明各績效指標(biāo)間的相關(guān)程度沒有太大差異，很適合做因子分析。而從Bartlett球形檢驗(yàn)的結(jié)果可以看出，顯著性概率sig.=0.000，小于0.01，可以認(rèn)為相關(guān)系數(shù)矩陣顯著不是單位陣，因此對(duì)選定的績效指標(biāo)做因子分析是合適的。

從表4的特征值可以看出，第一個(gè)特征值為3.323，大約占方差貢獻(xiàn)率的32.296%；第二個(gè)特征值為1.935，大約占方差貢獻(xiàn)率的19.35%；第三個(gè)特征值為1.178，大約占方差貢獻(xiàn)率的11.779?；诶鄯e貢獻(xiàn)率大于80%的共識(shí)，我們選取了五個(gè)主成分，可以看到第五個(gè)主成分特征值為0.951，非常接近于1。前五個(gè)公共因子的特征值占去方差的83.83%，說明前五個(gè)因子提供了原始數(shù)據(jù)的足夠信息。由SPSS統(tǒng)計(jì)軟件自行篩選出的這五個(gè)主成分分別為F1、F2、F3、F4、F5。因此，根據(jù)前五個(gè)公共因子的方差貢獻(xiàn)率做因子的權(quán)數(shù)調(diào)整：

W1=0.32296/0.8343=0.3871

W2=0.19350/0.8343=0.2319

W3=0.11779/0.8343=0.1412

W4=0.10498/0.8343=0.1258

W5=0.09508/0.8343=0.1140

以每個(gè)公共因子的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)調(diào)整后構(gòu)造的績效綜合得分函數(shù)為：

F=W1×F1+W2×F2+W3×F3+W4×F4+W5×F5

這樣原有10個(gè)績效指標(biāo)的信息便集中到一個(gè)綜合績效指標(biāo)（F）中了。

（五）回歸分析。

1.變量描述性統(tǒng)計(jì)。從表5中可見，我國農(nóng)業(yè)上市公司的綜合績效（F）均值為0.001，這反映了我國農(nóng)業(yè)上市公司的綜合績效整體上還處于較低水平；標(biāo)準(zhǔn)差值為0.502，表明農(nóng)業(yè)上市公司綜合業(yè)績水平離散程度較大。從債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)來看，農(nóng)業(yè)上市公司長期債務(wù)比率（DM）均值僅為0.177，說明大部分農(nóng)業(yè)上市公司偏好短期負(fù)債融資。前十大股東持股比例（CR）最大值為80.093%，均值為55.336%，說明農(nóng)業(yè)上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)較為集中，一股獨(dú)大的現(xiàn)象普遍存在。農(nóng)業(yè)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率（DBR）平均為41.50%，可見，農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)總體水平低于上市公司整體水平（51.49%），可能的原因是由于我國資本市場發(fā)展不平衡，大部分農(nóng)業(yè)上市公司傾向于股權(quán)融資造成的。

2.單方程OLS回歸分析。通常面板數(shù)據(jù)模型主要包括混合效應(yīng)模型、固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型三類。為了使研究使用的模型更為準(zhǔn)確，本文將以上選取的有關(guān)變量數(shù)據(jù)代入模型中，分別運(yùn)用固定效應(yīng)模型和隨機(jī)效應(yīng)模型對(duì)回歸方程進(jìn)行估計(jì)，然后對(duì)這兩種模型進(jìn)行Hausman檢驗(yàn)，以確定合適的面板數(shù)據(jù)模型。

（1）隨機(jī)效應(yīng)模型。運(yùn)用STATA軟件對(duì)所選面板數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸，設(shè)定為隨機(jī)效應(yīng)模型，回歸結(jié)果見表6。

（2）固定效應(yīng)模型。固定效應(yīng)模型回歸結(jié)果見表7。

（3）hausman檢驗(yàn)。從表6和表7的回歸結(jié)果可以看出，兩種模型回歸結(jié)果較為類似，為了進(jìn)一步檢驗(yàn)是建立固定效應(yīng)模型還是隨機(jī)效應(yīng)模型，本文進(jìn)行了Hausman檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果如表8所示。

從表8可以看出Hausman檢驗(yàn)的Prob=0.0001<0.05，說明應(yīng)建立固定效應(yīng)模型。因此根據(jù)表8的檢驗(yàn)結(jié)果，本文將依據(jù)固定效應(yīng)模型（表7）的估計(jì)結(jié)果來分析模型。

（4）回歸結(jié)果分析。從表7的回歸結(jié)果可以看出：農(nóng)業(yè)上市公司的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)（DM）與公司績效在5%的置信水平上顯著正相關(guān)，即在農(nóng)業(yè)上市公司中長期債務(wù)占債務(wù)總額的比例越大，公司績效越好，驗(yàn)證了前文的假設(shè)。同時(shí)也可以看出，前十大股東持股比例（CR）與公司績效在1%的置信水平上顯著正相關(guān)，說明適當(dāng)?shù)墓蓹?quán)集中有利于公司績效的提升。資產(chǎn)負(fù)債率（DBR）與公司績效在1%的置信水平上顯著負(fù)相關(guān)，與國外的研究結(jié)果不一致，說明農(nóng)業(yè)上市公司治理效應(yīng)未得到發(fā)揮，導(dǎo)致財(cái)務(wù)杠桿失靈。另外，從回歸結(jié)果可以看出，公司規(guī)模、短期借款比率與公司績效關(guān)系不顯著。

四、對(duì)策與建議

農(nóng)業(yè)上市公司對(duì)于短期負(fù)債融資的過度依賴是其長期債務(wù)占債務(wù)總額比例較其他行業(yè)低的主要原因，實(shí)證分析表明農(nóng)業(yè)上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與公司績效呈顯著正相關(guān)，所以農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)改善融資結(jié)構(gòu)，適當(dāng)提高長期債務(wù)融資的比例。據(jù)此，本文針對(duì)農(nóng)業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)提出以下建議：

（一）大力發(fā)展債券市場。債券融資是指項(xiàng)目主體按法定程序發(fā)行的、承諾按期向債券持有者支付利息和償還本金的一種融資行為。債券融資可以降低代理成本，其利息可達(dá)到市場最低、最固定，大幅度降低了資本成本。由于其償還期長，不會(huì)使公司控制權(quán)架空，財(cái)務(wù)杠桿作用顯著。積極拓展公司債券融資渠道可以優(yōu)化公司債務(wù)結(jié)構(gòu)、增加債務(wù)期限組合合理性。因此，農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)以大力發(fā)展債券市場，尤其是長期債券市場的方式積極調(diào)整融資結(jié)構(gòu)。

（二）優(yōu)化公司內(nèi)部治理，優(yōu)化管理機(jī)制。公司治理的最終目標(biāo)是通過優(yōu)化管理決策，實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化。公司財(cái)務(wù)決策影響債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，股東、經(jīng)理人和債權(quán)人相互博弈達(dá)成最終結(jié)果。公司治理是債務(wù)期限合理化的關(guān)鍵，必須優(yōu)化管理機(jī)制，形成決策機(jī)制和對(duì)債權(quán)人的保護(hù)機(jī)制優(yōu)化公司負(fù)債融資的期限，進(jìn)而改變目前的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，使債務(wù)期限結(jié)構(gòu)趨于合理。

（三）積極拓展內(nèi)源融資。我國農(nóng)業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)不合理之處表現(xiàn)為：以外源融資為主導(dǎo)，內(nèi)源融資作輔助。這與優(yōu)序融資理論相悖。內(nèi)源融資具有自主性高、融資成本較低不會(huì)稀釋原有股東的每股收益和控制權(quán)、使股東獲得稅收上的好處的特點(diǎn)，應(yīng)為上市公司融資首選方式。農(nóng)業(yè)上市公司應(yīng)提高內(nèi)源融資比例，加快現(xiàn)代企業(yè)制度的建立，大膽創(chuàng)新，積極實(shí)踐，這是發(fā)展內(nèi)源融資的內(nèi)在制度保證，同時(shí)強(qiáng)化企業(yè)自我積累機(jī)制，提高企業(yè)自我積累能力，從機(jī)制、運(yùn)營和制度方面支持、保障內(nèi)源融資。

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