上市公司债务融资效应的实证检验基于多样化效应的关联性

1、上市公司债务融资效应的实证检验基于多样化效应的关联性3盒鹏经济刷刷ourtull 0/ fitulnce and economics 上市公司债务融资效应的实证检验一一基于多样化效应的关联性·李洋，吕沙本文以27-2011年中国土市公司为样本，基于税盾效应、财务杠杆效应、公司治理效应的关联性，对债务融资综合效应的影响因素进行实证检验。研究结果显示，无论上市公司盈利能力的强弱，提高资产负债率均能在不同程度上增强债务融资综合效应。盈利能力强的公司，三种效应同时增大，而税盾效应、公司治理效应与综合效应的关联性更强，应该适度扩大负债比例:盈利能力弱的公司，税盾效应的强化程度大于财务杠杆负效应

2、、公司治理效应的弱化程度，即税盾效应与综合效应的关联性更强，可以谨慎扩大负债比例，但要防止将来弱化程度增大而出现的不确定性。关键词债务融资;税盾效应;财务杠杆效应;公司治理效应:综合效应中图分类号1f8301>.91文献标识码a文霞编号16-169x(2013)08-66-06基金项目:国家自然科学基金项目资助项目(70972134);教育部人文社会科学青年基金项目(12yjc6361);四川省教育厅面上项目(125b103)。李洋(1981-)，四川夹江人，四川师范大学商学院讲师，研究方向为财务理论与实践;吕沙(1978-)，四川夹江人，四川师范大学商学院副教授，研究方向为财务与会计。

3、(四川成都610101 ) 一、引言且各种效应之间具有不同的关联性，建议后续研究modigliani和milier( 1963 )通过mm定理e首应着重分析债务融资的综合效应。本文采纳次引出债务融资的税盾效应，即在考虑企业所得税maurizio的观点，选择中国上市公司作为研究对象，的情况下，企业价值随着负债比例的增大而上升。实证检验债务融资多样化效应之间的关联性，有效b皿ter(1967)提出的破产成本理论揭示了财务杠杆揭示其综合效应的影响因素及利用途径，进而为上效应的实质，固定债务利息的存在会给股东带来额市公司克分发挥债务融资效应提供合理的依据。外的财务杠杆利益，同时也承担了相应的财务风险。

4、二、理论分析与研究假设jensen和meckling(1976)从代理成本的角度对债务债务利息具有三个基本特征:一是税前抵扣，产融资的控制权治理功效进行了开创性研究，成为公生税盾效应;二是固定额度，产生财务杠杆效应;三司治理效应的奠基石。债务融资引发的税盾效应、是刚性约束，产生公司治理效应。其一，债务利息的财务杠杆效应、公司治理效应之间相互作用、共同影税前抵扣使股东取得了税收层面上的额外收益，直响，但现有文献通常局限于某一方面效应，忽略了各接降低了企业所得税，税盾效应是债务融资的根本种效应的内在联系，而更为新颖的观点则转向了债性效应;其二，债务利息的固定额度成为财务杠杆务融资综合效应。王敏、刘

5、冬荣(26)曾对税盾、杠的支点，导致每股利润对息税前利润的变化更加敏杆、治理效应等进行综合研究，发现债务融资效应与感，使股东能够扩大股东财富，也承担了相应的财债务存量及增量成正比关系，表明上市公司利用债务风险，财务杠杆效应是债务融资的延续性效应;务融资有助于企业绩效的改善。maurizio等(2侃)9)其三，债务本息的刚性约束减少了经营者可支配的则进一步指出债务融资行为呈现出多样化的效应，自由现金流，约束和监控着经营者无效率的投资扩66五百上市公司债务融资效应的实证检验一一基于多样化效应的关联性张，缓解了股东与经营者之间的利益冲突，减少了股褒1债务融资综合效应的研究变量定义表债务融资变量变量权

6、的代理成本，提升了企业的经营绩效，公司治理效变量定义综合效应名称代码应是债务融资的高层级效应。税盾、杠杆、治理效应总负债/总资产，反映企业的债债务融资资产alr 务融资规模和资本结构现状，直是一个系统的整体，三者之间相互作用、共同影响，规模负债率接关单到三种效应的大小具有较强的关联性，最终产生债务融资的综合效应。息税利前用利润营/所债得务利支息，反映企利息保障业经付利息费用假设1:总资产收益率大于债务利息率的企业，税盾效应ipm 倍数的能力，指标值大于1是获取税提高负债比例会同时增大税盾效应、财务杠杆正效盾效应的前提息税前利润/税前利润，反映企应与公司治理效应，债务融资综合效应随着资产负财务杠

7、业息税前利润的变动对每股乖1idfl 债率的上升而增强。杆单数润的影响程度，量化财务杠杆效应的大小企业的盈利能力较强，总资产收益率大于债务净利润/净资产，反映企业权益利息率，息税前利润扣除利息费用后需要缴纳所得财务杠杆净资产资本的获利能力，指标值大于总roe 效应收益率资产收益率是获取财务杠杆正税。如果企业提高负债比例，一方面能够抵减更多效应的表现税负，增大税盾效应;另一方面能够进一步提高净资息税前利润/总资产，反映企业总资产资产利用的综合效果，指标值大产收益率，增大财务杠杆正效应;同时还能够约束自roa 收益率于债务利息率是获取财务杠杆正效应的前提由现金流量的支配权和代理戚本，激励经营者的个

8、h总资产，自然对数消除了公司人利益和治理力度，增大公司治理效应。三种效应公司size 规模绝对额的差异，反映信息不规模共同导致债务融资综合效应增强，但各自的影响程对称的程度和代理成本的高低主营业务收入/净资产，相对数度不一致，与综合效应之间的关联性还需要进行后公司公司治理grow 消除了公司规模的差异，反映利成长性续的实证检验。效应润增长程度和未来发展前景经营活动现金流/净资产，相对假设n.总资产收益率小子债务利息率的企业，经营数消除了公司规模的差异，反映ocf 提高负债比例会增大税盾效应、财务杠杆负效应，减现金流经营者对自由现金流的支配权以及经营风险小公司治理效应，债务融资综合效应随着资产负

9、债率的上升呈现不确定性o(二)样本选取与数据来源企业的盈利能力较弱，总资产收益率小于债本文以中国上市公司作为研究对象，考虑到不务利息率，但在持续经营假设下息税前利润必须同区域的覆盖面，首先按照我国的地理位置特征划足以弥补债务利息，税前利润仍然大于零，同样需分为东北、西北、西南、华北、华中、华东、华南7个样要缴纳所得税。如果企业提高负债比例，一方面能本区域，然后从每个区域中独立、随机地抽取样本。够抵减更多税负，增大税盾效应;另-方面则会进为了保证样本数据的稳定性和连续性，本文以一步降低净资产收益率，增大财务杠杆负效应;同2007-2011年作为考察时限，规避单个年度的异常时还会降低经营者的个人利

10、益，扩大股东与经营值，在剔除st等财务状况迥异、数据不足时限与金者之间的矛盾冲突，增加代理成本，减小公司治理融类公司后，每个区域选择了35家发行a股的公效应。此时应该比较三种效应对综合效应的影响司，最终得到245家公司作为研究样本。连续5年的程度:若税盾效应的强化程度大于财务杠杆负效样本数据均来源于ccer中国经济研究中心数据库应、公司治理效应的弱化程度，导致债务融资综合以及巨潮资讯网披露的年报资料，并经过手工整理，效应增强;若税盾效应的强化程度小子财务杠杆数据分析通过spss17.0统计软件完成。负效应、公司治理效应的弱化程度，导致债务融资四、实证检验综合效应减弱。(一)主成分分析三、研究设

11、计本文运用主成分分析法首先对表1中8个原变(一)研究变量量alr、ipm、dfl、roe、roa、size、grow、ocf进三种效应是一个系统的整体，不能将其简单割行线性组合，剔除了各原变量之间的重叠因素，从裂，本文8个变量紧密围绕债务融资综合效应构成而得到新的组合变量(主成分)，提取的主成分不仅了一套指标体系，如表l所示:保留了原变量的大部分信息，而且彼此不相关。然jrl否67金融与经济2013 后，将各主成分按累计贡献率的大小进行加权平均，+o.068roa-0.046size+0.199grow -0.0790cf 得到反映债务融资效应的综合指标。f: ;=-o.044alr-o.09

12、7ipm+o.oi6dfl+o.682roe (3) 1.相关性检验-o.223roa-0. 123size+o.749grow-0. 1420cf kmo检验判断变量之间的偏相关是否较小，f=-0.092alr+0.04lipm+0.02dfl-o.264roe (4) 4bartlett检验判断相关阵是否为单位阵。本文kmo+0.095roa -0.03size+o.091 grow +0.9630cf 值为0.571，大于0.5，说明原变量之间信息的重叠程f=-0.3alr-o.078ipm-0.014dfl+0.919roe (5) s度较高，适合做因子分析;bartlett检验的显著

13、性概+0.072roa+0.156size-0.118grow-o.0230cf 率sig.为0，小于显著性水平0.05，说明原变量之间f=-0.043alr+0.09ipm+0.995dfl+0.062roe (6) 具有较强的相关性，符合因子分析的前提条件。-o.095roa-o.016size-0.033grow +o.0280cf 2.提取主成分将6个主成分的得分fi、民、f3、瓦、巴、民分别乘通过各成分的特征根、方差贡献率和累计贡献以各自的方差贡献率，再除以累计贡献率，即可得率，以此判断主成分解释原变量的信息涵盖量。到样本公司债务融资效应的综合指标，本文用变量spssi7.0软件提取

14、了前6个主成分，累计贡献率达代码dfci表示:到85.819%，满足其达到85%以上的条件，ilp前620.079 t.; , 19.397 t.; , 13.735 t.; , 11.127 dfci= 85.819 185819 2+百五百3+百五百4个主成分包含了原变量的大部分信息。10.955 t; _ 8.528 3.因子的命名解释一一一:fs+一一一-:.f (7) 85.819 -0 85.819 表2给出了8个原变量对6个主成分的因子载由于篇幅限制，245家样本公司27-2011年荷矩阵，得到各主成分与各原变量之间的相关系数，矶、f2、r、凡、巴、凡、dfci的具体得分从赂。以

15、此对各主成分作出经济解释。由表2可知，主成(二)相关分析分1在ipm上有较高的载荷，可以用来衡量税盾效比较各原变量对各主成分的影响程度，可以看应;主成分2在alr上有较高的载荷，可以用来衡出roa，size在各主成分上的载荷相对较小，对债量债务融资规模;主成分3在grow上有较高的载务融资综合效应的影响程度较弱。因此，本文剔除荷，可以用来衡量公司治理效应;主成分4在ocfroa、size这2个变量，最终保留alr，lpm、roe、上有较高的载荷，可以用来衡量公司治理效应;主dfl、grow、ocf这6个变量作为债务融资综合效成分5在roe上有较高的载荷，可以用来衡量财务应的相关变量。为了进一步

16、验证6个原变量是否还杠杆效应;主成分6在dfl上有较高的载荷，可以具有较高的重叠度，本文运用相关分析来判定变量用来衡量财务杠杆效应。之间的拟合优度及多重共线性，为构建多元钱性回襄2旋转后的国子戴荷矩阵归模型提供依据。如果相关系数的绝对值大于0.5，com-alr ipm dfl roe roa slze grow ocf donent 且在统计学上具有显著性，则不适合作为回归变1 0.045 0.793 -0.032 0.534 0.439 -0.016 -0.133 0.050 量，应该剔除。2 0.944 0.076 0.065 -0.311 -0.023 0.079 0.347 -0.0

17、28 相关分析结果显示，两两研究变量之间相关系3 0.080 0.058 -0.022 0.662 -0.但6o.3 0.775 0.120 数的绝对值均小于0.5，可以判定各变量之间的拟4 -0.032 0.010 -0.006 -0.121 0.047 0.056 0.316 0.969 合优度较好，适合进行回归分析。同时，在后续的多5 0.079 -0.俑90.026 0.897 0.040 0.181 o.的60.053 元回归中发现，所有的vif值都小于2，表明回归方6 0.069 0.075 0.991 -0.011 -0.113 0.026 -0.028 -0.005 程不存在多

18、重共线性问题，本文使用的研究变量是有效的。4.计算综合指标(三)回归分析根据因子得分系数矩阵，据此推导6个主成分在主成分分析的基础上，本文运用回归分析法的得分模型，分别为fhfz、矶、凡、fs、fóo从数量上考察税盾效应、财务杠杆效应、公司治理f=0.i06alr+0.531ipm+0.012dfl+0.186roe (1) 1效应分别对dfci的影响程度，以此揭示债务融资+0. 153roa+0.oo5size-0.201 grow +o.06ocf 多样化效应之间的关联性，进而得出研究结论。ffo.873alr+0.139ipm-0.06idfl-0.329roe (2) 68页

19、立百上市公司债务融资效应的实证检验一一基于多样化效应的关联性1.回归变量dfci之间具有很强的线性关系，且总体上是显著本文以公式7计算的dfci作为被解释变量，的。以具有较高载荷的6个原变量alr、ipm、dfl、表5回归系数unstandard-standanlized-roe，grow、ocf作为解释变量。其中，dfci反映collinearity c回，fficientsizedcoefficients t sig. 债务融资综合效应;alr反映债务融资规模;ipmstd. toler-b beta vif eltor ance 反映税盾效应;dfl、roe反映财务杠杆效应;(con -

20、0.313 o.3 -125.101 o.创)()stant) grow、ocf反映公司治理效应。由此构建多元线性alr 0.196 o.创)()0.147 217.824 o.)() 0.908 1.102 回归模型:ipm 0.142 o.)() 0.983 520.819 o.)() 0.812 1.231 dfci=白。+?lxalr+?2xipm+自3xdfl+自4xroe+dfl 0.089 o.3 o.3 3.538 0.083 0.984 1.017 ?sxgrow+?ocf+ (8) roe 0.069 o.创)4o.创)()2.326 0.682 0.776 1.289 其

21、中:目。为常数项;?l、自2、?3、?4、自5、自6分别为各grow 0.107 o.1 o.5 178.405 o.侃)()0.887 1.127 解释变量的回归系数;为误差项，代表回归模型未ocf o.1 o.3 o.1 29.139 o.创)()0.969 1.032 包括的其他因素对债务融资综合效应的影响，是不能由alr、ipm、dfl，roe、grow、ocf与dfci之表5显示各变量的回归系数均大于0，且alr、间线性关系所解释的变异性。ipm、grow、ocf的sig.等于0，小于显著性水平2.回归结果0.05，说明通过了t检验，与dfci分别具有显著的，上市公司的盈利能力差别很

22、大，会对债务融资线性正相关关系;dfl的sig.为0.083，roe的sig.为多样化效应的关联性造成不同影响。为了保证回归0.682，大于显著性水平0.05，说明没有通过t检验，结果的准确性，本文以总资产收益率(roa)是否大与dfci分别具有不显著的线性正相关关系。同时，于债务利息率(rd)作为盈利能力强弱的衡量标准，各变量的vif值都接近1，说明对任何一个变量而分别对roa>rd和roa<rd的样本公司数据进行言，其他变量对其可解释程度均较低，各变量之间回归分析。据统计，roa>rd的样本公司27年的多重共线性较弱。112家，2008年114家，

23、29年68家，2010年115根据表5的回归系数，可以得到roa>rd样本家，2011年123家，2007-2011年共532家;roa<公司的多元回归模型如下:rd的样本公司2007年133家，2008年131家，dfci=-0.313+0.196alr+0.142ipm+0.089dfl+ 2009年177家，2010年130家，2011年122家，0.069roe+0.107grow+0.091ocf (9) 2007-2011年共693家。(2)roa<凡的样本公司回归结果如表6、7、8(i)roa>rd的样本公司回归结果如表3、

24、4、5所示:所示:表6回归统计表3回归统计std. eltor of the r n estimate 。std.eltor of the r n estimate 1.)(); 1.)() 0.0172477 693 1.lo; 1.)() 0.020 532 表7方姜分析sum of mean 表4方差分析df f sig squares square sum of mean df f sig regression 17905.013 6 2984.169 1.3e7 o.创)()squares square regression 546541.443 6 91090.240 2.212e

25、8 o.创)()residual 0.204 686 o.仪)()residual 0.216 525 o.创)()total 17905.217 692 total 546541.659 531 表6显示调整后的r2等于1，说明回归方程的2表3显示调整后的r等于1，说明回归方程的拟合优度很好;表7显示sig.等于0，小于显著性水平拟合优度很好;表4显示sig.等于0，小于显著性水0.05，说明alr、ipm、dfl，roe、grow、ocf与df?平0.05，说明alr、ipm、dfl，roe，grow、ocf与ci之间具有很强的线性关系，且总体上是显著的。五百69金融与经济2013.08

26、表8回归系数盾效应的强化程度大于财务杠杆负效应、公司治理unstandard-standardized-效应的弱化程度，进而增强了债务融资综合效应，collinearity lz坦dcoefficientscoefficients t sig. std. toler-因此，假设e部分成立。b beta vif error ance 据本文统计，利息保障倍数大于1的样本公司(con-0.292 o.2 -131.2 o.o stant) 有9511岛左右，即使盈利能力较弱，息税前利润仍然alr 0.195 o.o 0.667 3.947 0.098 0.855 1.169 可以弥补债务利息，随着

27、负债比例的上升也能增大ipm 0.144 o.)() 0.667 511.075 o.)() 0.982 1.018 税盾效应;而总资产收益率小于债务利息率的样本dfl 0.091 0.0 0.053 404.926 o.)() 0.981 1.019 公司超过50%，绝大多数公司在提升负债比例时只roe 0.143 o.5 o.3 26.033 0.921 1.085 o.o 会进一步降低净资产收益率，增大财务杠杆负效grow o.)() -0.110 0.061 -394.422 o.仪)()0.690 1.450 应;同时，这类公司的绩效较差，扩大债务规模会形o.)() ocf -0.1

28、05 o.3 o.5 -34.254 0.782 1.279 成还本付息的硬约束，对自由现金流造成冲击，增l 一一表8显示alr的回归系数大于0，且sig.为加了财务负担，无法发挥公司治理效应的积极作0.098，大于显著性水平0.05，说明没有通过t检验，用。此时提高资产负债率，税盾效应对综合效应的与dfci具有不显著的线性正相关关系;ipm、dfl，强化程度，财务杠杆负效应、公司治理效应对综合roe的回归系数大于0，且sig.等于0，小于显著性效应的弱化程度均较为显著，三种效应相互博弈，水平0.05，说明均通过了t检验，与dfci分别具有债务融资综合效应随着资产负债率的上升呈现不显著的线性正

29、相关关系;grow、ocf的回归系数小确定性。但根据回归结果，债务融资综合效应与资子0，且sig.等于0，同样通过了t检验，与dfci分别产负债率不显著正相关，说明税盾效应的强化程度具有显著的线性负相关关系。同时，各变量的vif大于财务杠杆负效应、公司治理效应的弱化程度，值都接近1，多重共线性较弱。从而增强了债务融资综合效应，但不具有显著性。根据表8的回归系数，可以得到roa<rd样本所以需要注意的是，盈利能力较弱的上市公司必须公司的多元回归模型如下:防止财务杠杆负效应、公司治理效应将来的弱化程dfci 度增大，最终导致债务融资综合效应随着资产负债=-0.292 +0.195al

30、r +0. 144ipm +0.091 dfl+ 0.143roe-0. llgrow-o. 1050cf (10) 率的上升而减弱。3.回归结果解释因此，对于盈利能力较弱的上市公司来说，税盾(1)盈利能力较强(roa>阳)的样本公司，债务效应与债务融资综合效应之间具有更大的关联性，融资综合效应与债务融资规模(alr)显著正相关，财务杠杆效应、公司治理效应与债务融资综合效应与税盾效应(ipm)显著正相关，与财务杠杆正效应之间的关联性则相对较小。(dfl、roe)不显著正相关，与公司治理效应五、研究结论(grow、ocf)显著正相关。由此说明我国上市公司综上所述，本文得出以下研究结

31、论:无论盈利能具有较强的盈利能力时，适度提高资产负债率会同力的强弱，我国上市公司均能在不同程度上发挥债时增大税盾效应、财务杠杆正效应、公司治理效应，务融资的积极作用。盈利能力较强的公司，提高资进而增强了债务融资综合效应，因此，假设i成立。产负债率会同时增大税盾效应、财务杠杆正效应、但各种效应的影响程度不间，与综合效应之间的关公司治理效应，进而增强了债务融资综合效应，可联性也就不一致。以适度扩大负债比例。其中，税盾效应、公司治理效(2)盈利能力较弱(roa<rd)的样本公司，债务应与综合效应之间具有更大的关联性。盈利能力较融资综合效应与债务融资规模(alr)不显著正相弱的公司，提高

32、资产负债率会增大税盾效应、财务关，与税盾效应(ipm)显著正相关，与财务杠杆负效杠杆负效应，减小公司治理效应，但税盾效应的强应(dfl，roe)显著正相关，与公司治理效应化程度大于财务杠杆负效应、公司治理效应的弱化(grow、ocf)显著负相关。由此说明我国上市公司程度，同样增强了债务融资综合效应，但需要谨慎具有较弱的盈利能力时，提高资产负债率会增大税负债，防止将来弱化程度增大而出现的不确定性。盾效应、财务杠杆负效应，减小公司治理效应，但税其中，税盾效应与综合效应之间具有更大的关联70页刃7上市公司债务融资效应的实证检验-一一基于多样化效应的关联性性。本文的研究揭示了债务融资效应在不同盈利水s

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