嚴佳

【摘要】近年來，世界經濟溫和復蘇，中國經濟轉型不能放緩。股票市場的過度波動為企業(yè)等融資帶來了資金與風險。同時，部分公司的杠桿率持續(xù)上升，債務負擔沉重。因此，迫切需要對公司的融資規(guī)模和結構進行深入探索。本文以中國上市公司為樣本，對我國2010～2014年的債務融資與績效的關系進行了實證研究。結果表明，資產負債率與企業(yè)績效呈負相關的關系，短期債務融資利率和長期債務融資利率與企業(yè)績效負相關。

【關鍵詞】債務融資；債務期限；企業(yè)績效

【中圖分類號】F275

一、引言

根據(jù)債務融資的相關理論，債務融資不僅可以降低企業(yè)所得稅成本，發(fā)揮稅收保護作用，還可以降低代理成本，對經營者施加約束和激勵等公司治理效應。同時還可以減少信息不對稱給公司帶來的損失，輸出公司有發(fā)展前景的信號。另一方面，債務也會給公司帶來一定的財務風險，增加公司的破產成本。因此，一定規(guī)模的債務融資可以提升公司的績效。同時，我國股票市場的波動性增加了股權融資的風險性，因而上市公司債務融資的期限結構、組成的結構及其效率和合理化的問題需得到迫切關注。

現(xiàn)階段，從社會背景看，一方面，研究債務融資與公司績效的關系能夠為當前階段企業(yè)的發(fā)展作出一定的貢獻，可以提高公司和個人對債務的正確認識，把握正確的資產融資理念，也對我國的市場經濟有促進作用。另一方面主要表現(xiàn)在企業(yè)資本的結構的完善，債務融資可以改變公司的整體的結構，把債權人治理理念引入公司治理之中，這也將提高企業(yè)內部治理效率，從而促進企業(yè)的進一步發(fā)展。

基于債務融資和公司績效的相關理論，本文選取2010～2014年非金融上市公司為切入點，從債務的規(guī)模、債務的期限和債務構成三個方面進行實證研究，探討債務融資對公司績效的影響。

二、理論回顧

（一）債務規(guī)模與企業(yè)績效

近年來，債務的規(guī)模與公司績效之間的關系一直是學者們的熱門話題，但各學者的研究成果并不完全一致。洪愛梅（2007）利用滬深兩市上市的電子公司樣本以研究債務融資與企業(yè)績效的關系，結果得出債務的總體的規(guī)模與公司的業(yè)績呈現(xiàn)顯著的負相關的關系。另一些學者如蘇新龍、張海燕等（2010）得出了完全相反的結論。他們通過將賬面價值比率和股本回報率這兩個指標作為公司業(yè)績的替代變量，得出債務融資的水平與企業(yè)績效存在顯著正相關的關系這一結論，這也說明研究結果受到樣本選擇和指標選擇的影響。

（二）債務期限的結構與企業(yè)績效

同樣，在研究債務期限的結構方面的研究也存在不同聲音。部分學者認為短期負債總額對公司業(yè)績存在正向影響，而長期負債總額對公司業(yè)績存在負向影響。例如，王偉（2008）認為短期債務融資的偏好有利于企業(yè)績效的提升。朱德勝（2008）通過對制造業(yè)企業(yè)樣本的研究，得出短期負債率與企業(yè)績效存在顯著負向的關系這一結論。但是，胡遠成（2011）和趙全梅（2012）認為上市公司的業(yè)績與長期債務的比例存在顯著的正相關的關系。債務的期限的結構與企業(yè)績效的關系到底如何仍然值得進一步研究。

（三）債務組成的結構與企業(yè)績效

對于債務組合的結構的研究，選擇不同解釋變量的結果也可能會帶來不同的結果。閆華紅（2009）將Tobins Q值作為企業(yè)績效的衡量指標，得出銀行借款、商業(yè)信用與企業(yè)績效存在負相關的關系的結果。同時，當選擇凈資產收益率作為衡量變量時得出的結果卻完全不同（陳文浩，2012）。這說明在之后的討論中應當注意衡量指標的選取以及研究結果的穩(wěn)健性檢驗。

三、研究設計

（一）研究假設

理論上說，債務融資對企業(yè)績效理論上既存在正向影響，又存在負向影響。首先，一定程度的負債對企業(yè)具有促進作用。合理的負債對于公司治理的結構的完善、代理問題的解決以均能產生正向作用，從而對企業(yè)績效存在促進作用。其次，較高的財務杠桿有害于企業(yè)的償債能力，對企業(yè)的長期運營也存在不良的影響，從而對企業(yè)績效存在消極作用。尤其是現(xiàn)階段，我國資本市場仍然不完善，債務融資的規(guī)模、期限及債務融資的結構中仍然存在許多不合理的現(xiàn)象。鑒于我國資本市場存在巨大的波動性債務融資對企業(yè)績效的正向效應遞減，負向效應得到加劇。據(jù)此，本文提出假設1：企業(yè)績效與企業(yè)資產負債率之間存在負相關的關系。

我國的債務融資成本的結構中，流動負債占負債總額的比例較高。首先，相比于長期負債，流動負債一般償還期短，也就是說，如果短期負債出現(xiàn)問題，公司的資金鏈條會出現(xiàn)問題。其次，我國上市公司有用短期負債來彌補現(xiàn)金流不足的動機，而現(xiàn)金不足可以從側面反映出企業(yè)績效中存在的問題。相較短期負債，理論上長期負債可以業(yè)的優(yōu)化企業(yè)內部的結構的治理問題，增強企業(yè)法人的積極性，也對企業(yè)樹立正確的負債理念做出了一定基礎。但中國企業(yè)債務融資主要以流動負債為主，長期負債所占的比例較低。其次，我國企業(yè)長期負債的主要構成為銀行借款，但是由于我國商業(yè)銀行改制時間較短，對公司的約束力不足，因此治理作用會大打折扣。因此，長期負債對企業(yè)績效的負面影響大于正面影響。據(jù)此，本文提出假設2：公司的業(yè)績與現(xiàn)行負債率和長期負債率之間存在負相關的關系。

在經濟全球化的影響下，我國對經濟進行了多次改革，尤其對銀行的管理制度大大增強干預與指導。隨著銀行體系改革，不良貸款余額和不良貸款率的降低明顯改善。尤其隨著互聯(lián)網金融的發(fā)展和市場的逐步完善，銀行對企業(yè)企業(yè)貸款資金的使用、企業(yè)的經營計劃等活動的干預能力也逐漸加強。據(jù)此，本文提出假設3：公司的業(yè)績與銀行貸款占總資產和商業(yè)信貸占總資產的比例呈正相關的關系。

（二）變量選擇

為了驗證中國上市公司債務融資與公司績效的關系以及上述3個研究假設，本文選取了幾個關于債務融資的結構，期限和類型的指標。具體的變量的設計詳見表1。

（三）模型設計

根據(jù)前文構建的關系假設，構建多元線性回歸模型如下所示：

模型一：ROE=α+β1 dar+β2 size+β3 grow+μ

模型二：ROE=α+β1 sdar+β2 ldar+β3 size+β4 grow+μ

模型三：ROE=α+β1 bd+β2 cd+β3 pd+β4 od+β5 size+β6 grow+μ

（四）樣本選取及數(shù)據(jù)來源

1.樣本選取

本文選擇了2010年～2014年共5年的數(shù)據(jù)，并按下列規(guī)則對所選數(shù)據(jù)進行了簡單處理：①剔除了ST、*ST類的公司，該類公司財務數(shù)據(jù)的可靠性值得懷疑；②剔除了數(shù)據(jù)缺失或存在明顯偏誤的公司；③剔除了長期負債為0的公司及資產負債率為100%的公司；⑤剔除了金融、保險行業(yè)的上市公司，該類公司的披露指標與其他行業(yè)存在顯著差異。經過刪選，本文保留了654家公司，總共3 270個樣本進行實證研究。

2.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，所選樣本企業(yè)的行業(yè)分布如下。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

1.債務的融資規(guī)模

（1）資產負債率分布統(tǒng)計

從表3中可知：

①橫向來看，我國上市公司的資產負債率的值主要集中在40%～60%這個區(qū)間，主要集中在資產負債率為60%～80%和20%～40%的這兩個區(qū)間，可以間接的說明我國資產負債率的平均水平在40%～60%之間。

②縱向來看，隨著時間的推移，資產負債率位于0～20%和60%-80%區(qū)間的公司數(shù)目存在減少的趨勢，資產負債率為40%～80%區(qū)間的公司數(shù)目雖然存在波動，但是仍有比較明顯的漲幅，尤其在近些年企業(yè)增加很快。資產負債率在20%～40%區(qū)間的公司數(shù)目在2010～2012年略微下降，2013～2014年略約上升，總體變化不大。對于資產負債率在80%以上的企業(yè)數(shù)目有較明顯的增長。資產負債率較高說明企業(yè)具有較高的財務風險，如果進一步提高資產負債率，將危害到企業(yè)的正常運營。

（2）資產負債率統(tǒng)計

從表4可知，2010～2014年我國上市公司資產負債率的均值都超過了50%，且隨著時間的推移，其均值總體呈現(xiàn)略微上漲的趨勢。

結合表3來看，我國上市公司資產負債率存在明顯的上升趨勢，主要是資產負債率位于40%～60%區(qū)間和一部分資產負債率位于80%以上區(qū)間內的企業(yè)增加企業(yè)負債而導致的。我國債務融資的制度還不夠健全，存在著很大的缺陷。企業(yè)資產負債的增加不僅不能說明我國公司意識到債務融資的重要性，反而說明非理性負債增多，且其會對企業(yè)績效產生負面影響。

2.債務融資期限的結構統(tǒng)計

根據(jù)流動性，可以把負債分為流動負債和長期負債。由表5可知，2010～2014年流動負債占總負債比重的均值均在40%以上，且近五年方差均在0.032左右，表示流動負債率變化不大，說明我國上市公司傾向于流動負債融資?？傌搨辛鲃迂搨壤^高，往往會給公司帶來一定的償債風險。相比流動負債而言，長期負債具有一定的穩(wěn)定性（表6）。我國債務市場尚不完善，而銀行為了降低營運風險，一般傾向于發(fā)放短期貸款，因此我國公司流動負債率偏高。

3.債務融資的結構分布統(tǒng)計

根據(jù)負債的來源，可以將負債分為銀行借款、商業(yè)信用、債券融資和其他負債等。由表7可知，2014年我國的負債的結構中，銀行借款占據(jù)了 33%左右，商業(yè)信用占據(jù)33%左右，這兩類成為我國上市公司負債的主要來源。而在比較完善的資本市場，公司應該把發(fā)行債券取得的資金作為主要的負債，而不是主要依靠向銀行借款及商業(yè)信用來負債經營。在當前我國的融資市場也在不斷擴大，很多企業(yè)都進入融資市場，融資市場的運行有效的減少了企業(yè)的資金壓力，也給閑散閑置的資金有了創(chuàng)造二次利潤的機會。縱向比較2010～2014年，我國銀行借款在負債中所占比例逐年降低，但降幅不大；商業(yè)信用在負債中所占比率略有下降；債券融資在負債中的比重逐年上升，但增幅不大，對企業(yè)績效的作用不明顯。

4.企業(yè)績效的統(tǒng)計分析

從表8可知，所選取的樣本在企業(yè)績效方面差異較大。2010～2014年間，企業(yè)凈資產收益率波動明顯，總體呈現(xiàn)下降趨勢。結合表3可粗略看出，資產負債率上升的大背景，對企業(yè)績效產生了負效應。這同國外一些資本市場成熟的上市公司主要依靠資產債務來運行企業(yè)的情況相反。目前，我國債務融資制度還不健全，存在股權和債權的結構不合理，流動負債和長期負債的結構不合理等問題。

（二）相關系數(shù)分析

1.債務的融資規(guī)模

由表9可以看出，dar對roe具有顯著的負效應，說明dar可以很好解釋roe。負效應與之前的粗略估計結果相同。

2.債務融資的期限結構

3.債務融資的組成結構

由表11可以看出，商業(yè)信用cd對roe具有顯著的正效應，而債務融資的其他組成部分對企業(yè)績效的影響不顯著，或說明企業(yè)債務融資的結構不合理。

（二）回歸分析及多重共線性檢驗

1.債務的融資規(guī)模

由表12和表13可知：

①D-W值接近于2，說明模型中的隨機誤差項不具有自相關性。模型中dar、size、grow的VIF值均小于2，說明各變量不存在共線性問題，該模型是比較合適的。

②可決系數(shù)R-squared為0.0425，經過修正后為0. 0416，F(xiàn)值為48.35，回歸方程在99%的顯著性水平下總體線性成立。根據(jù)可決系數(shù)的值判定，該模型的擬合度不高，是因為我國的上市公司的企業(yè)績效不僅受到債務融資、公司的規(guī)模、公司成長能力等各種因素的影響，還受到更多不能量化的國家宏觀經濟環(huán)境、國家政策等因素的影響。在沒有考慮宏觀環(huán)境、國家政策等影響的情況下，該擬合度基本被認為可以接受的，模型是有說服力的。

③模型一中，dar、size、grow和常數(shù)的t值的絕對值都超過了2，而P值均極小，說明這幾個自變量與因變量roe的線性的關系比較明顯，在99%的水平上顯著，其回歸系數(shù)是有意義的。資產負債率的P值小于0. 01，資產負債率和企業(yè)績效在99%的水平上顯著，資產負債率的回歸系數(shù)為-0.306，說明公司的資產負債率每上升1%，企業(yè)績效會下降0.306%。綜上所述，所得結果符合假設1。

2.債務融資的期限結構統(tǒng)計

由表14和表15可知：

①D-W值為1.996，接近于2，說明模型中的隨機誤差項不具有自相關性，模型中自變量sdar、ldar、size、grow的VIF值都小于2，說明模型中各個自變量不存在共線性問題，由此說明該模型是比較合適的。

②可決系數(shù)R-squared為0.0368，經過修正的可決系數(shù)Adj R-squared為0.0.0356，F(xiàn)值為31.18，

回歸方程在99%的顯著性水平總體線性成立。同上文所述，該擬合度基本是被認為可以接受的，模型是有說服力的。

③模型二中的各個變量的回歸系數(shù)、t檢驗結果、P值。sdar、ldar、size、grow和常數(shù)的t值的絕對值都超過了2，說明自變量與因變量的線性關系比較明顯，而p值在99%的水平上顯著，其回歸系數(shù)是有意義的。流動負債率的回歸系數(shù)為-0.282，長期負債率回歸系數(shù)為-0.199，這說明流動負債率和長期負債率都與企業(yè)績效存在顯著的負相關的關系，且相對于長期負債，流動負債對企業(yè)績效的負向影響更大。由于我國上市公司中流動負債占全部負債均值在40%以上，過多的流動負債一方面會使得公司的投資容易出現(xiàn)短視行為，另一方面也會導致公司的融資成本進一步上升，給公司經營業(yè)績造成不利影響。綜上所述，所得結果符合假設2。

3.債務融資的組成結構

由表16和17可知：

①D-W值接近于2，說明模型中的隨機誤差項不具有自相關性，銀行借款bd和商業(yè)信用cd的方差膨脹因子大于2，其余均小于2，說明該模型不存在嚴重的多重共線性問題，相對比較合適。

②可決系數(shù)R-squared為0.0175，經過修正的可決系數(shù)Adj R-squared為0.0158，F(xiàn)值為9.6，在沒有考慮宏觀環(huán)境、國家政策等影響的情況下，擬合度基本是被認為可以接受的。

③模型三中的各個變量的回歸系數(shù)、t檢驗結果、P值。bd、cd、od、常數(shù)項的t值的絕對值都超過了2，說明這些自變量與因變量的線性的關系比較明顯。但同時，債券融資的t值的絕對值為1.56，小于2，且其P值為0.118，說明債券融資對企業(yè)績效的影響并不顯著。這可能是目前企業(yè)債券融資受限較多，因而債券的融資的規(guī)模較小所致，但仍需要進一步探討。在債務融資的組成的結構中，商業(yè)信用對企業(yè)績效具有極其顯著的正效應，cd的回歸系數(shù)為0.139，說明公司的商業(yè)信用融資率每上升1%，則企業(yè)績效上升0.139%，這與向?。?012）的研究結果存在矛盾。

五、研究結論及建議

首先，關于債務的融資的規(guī)模，中國上市公司的資產負債率與企業(yè)績效呈顯著負相關。本文表2中的描述性統(tǒng)計數(shù)據(jù)顯示，從2010～2014年，選定樣本公司的平均債務資產比率為53.33，處于較低范圍。因此，中國上市公司應謹慎對待債務融資，適當適當降低債務比例，不斷優(yōu)化資本的結構，進一步提升公司的業(yè)績。

分別從短期負債與長期負債上來看，在中國上市公司中，無論是短期負債還是長期負債都與公司的績效存在顯著的負相關關系。因為債務的頻繁到期，企業(yè)常常因為到期后不能及時償債務會帶來一定財務風險，從而對企業(yè)績效產生了負效應。由于中國上市公司普遍存在短期負債率高，長期負債比例低的現(xiàn)象，因此長期負債對公司的業(yè)績的積極影響難以發(fā)揮，與企業(yè)績效呈顯著負相關的關系。因此，中國上市公司應合理分配企業(yè)債務融資，避免金融風險惡化的潛在威脅。

最后，就債務的結構類型而言，銀行貸款比例，商業(yè)信用比率和其他債務比率與企業(yè)績效呈顯著正相關，債券融資比率與企業(yè)績效之間的相關性不顯著。出現(xiàn)這種情況是因為中國債券市場不發(fā)達，債券的發(fā)行門檻高，資金成本昂貴。商業(yè)信用是一種自發(fā)的責任，一般商業(yè)信用是在企業(yè)市場的各種交易中產生的。還有一些企業(yè)通過市場融資來獲取缺失資金，這些都為企業(yè)的發(fā)展帶來了一定的利處，如果企業(yè)能夠及時償還債務，并且可以使債務成為第二利潤，也將為公司帶來良好的企業(yè)業(yè)績。所以說我國政府應該加大對有關部門的整改，發(fā)揮培育市場債券和信貸市場，也可以對銀行實施相關的公司債務政策。為解決企業(yè)債務問題，我們將加大管理力度，完善債務管理制度。合理規(guī)劃商業(yè)信用風險，加強其他負債對公司的業(yè)績的積極影響。

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