债务融资对企业业绩影响的实证研究—基于20092012上市公司的经验分析

1、债务融资对企业绩效影响的实证研究基于2009-2012年上市公司的经验分析摘要：资本结构理论表明一方面债务融资能够抵减公司所得税，降低代理成本，减少信息不对称造成的损失以及传递公司发展前景信号，另一方面债务融资却又带来一定财务风险，增加公司破产成本。合理的债务融资能否对公司的业绩产生促进作用，以及债务融资如何优化，以最大限度地提高企业绩效，是一个值得研究的问题。采用2009-2012年沪深两市281家上市公司财务指标构成1124个研究样本，通过因子分析构建上市公司绩效综合指标，并建立公司绩效与债务总水平和债务融资期限结构的多元回归分析，探究债务融资对我国上市公司经营绩效的影响效应。实证结果表明

2、，我国上市公司公司绩效与资产负债率、短期负债率和长期负债率均存在显著负相关关系，而且短期负债对企业业绩的负面影响大于长期负债。关键词：债务融资 企业绩效 因子分析 多元回归一、 问题提出债务融资是公司的重要财务决策，其比率水平的高低代表着一种特定的公司治理结构，有关债务融资的治理效应一直是学术界关注的焦点。债务融资的治理效应主要表现在债务融资的税盾效应、债务融资对股东和经理人员的激励和约束、债务融资的信号传递以及债务融资的破产机制和控制权的“相机分配”等几个方面。债务融资的治理效应是否有效依赖于资本市场是否完善、金融体制是否健全等，有效的债务治理可以降低代理成本，减少信息不对称，改善公司经营状

3、况，提高公司经营绩效。然而目前我国经济仍处于转轨时期，金融体制不健全和资本市场不成熟制约我国上市公司债务治理效应。那么，我国上市公司债务治理是否有效，债务融资对上市公司治理和业绩是否存在显著影响？本文通过采用2009-2012年沪深两市281家上市公司财务指标构成研究样本，通过因子分析构建上市公司绩效综合指标，并建立公司绩效与债务总水平和债务融资期限结构的多元回归分析，探究债务融资对我国上市公司经营绩效的影响效应。文章的结构如下：第二节回顾国内外学者关于债务融资对公司业绩的影响的理论和实证研究；第三节介绍变量选取及样本处理；第四节是构建多元回归模型进行实证检验；最后，第五节总结研究结论并提出一

4、些建议。二、 文献回顾现代资本结构理论研究始于MM定理：在完全市场的严格假定下，一个公司的企业价值与资本结构无关。后来的研究中，学者们放宽完全市场的假设条件，在修正的MM定理中引入税盾作用，认为企业价值随债务的增加而上升，直至企业完全采取债务融资。之后学者又考虑到债务的增加会带来财务风险，因此引入破产成本，认为企业的最优资本结构应根据债务融资带来的企业价值增加和债务引起的破产成本权衡而定。20世纪70年代开始，许多国外学者开始从其他理论出发寻求企业最优资本结构的决定，以信息不对称理论为中心的新资本结构理论逐渐替代了传统的资本结构理论。新资本结构理论从多方面反映了企业资本结构在信息不对称条件下是

5、如何影响企业经营行为和企业业绩，为企业融资提供科学的理论依据，其主要包括代理成本理论、激励理论、优序融资理论、控制权理论等。Jensen和Meckling（1976）认为，现代股份制企业普遍存在股东和经理人员的冲突。由于经理可以任意挥霍公司资产以满足个人私欲，而在其不拥有100%股权时不需要为这种挥霍付出完全的成本，故而公司的市场价值会减少。如果公司采取债务融资，当债务融资比例增加，股权融资比例相对减少，经理所持股份占公司总股份的比例就会增加，经理的挥霍成本增加，挥霍行为就会减轻，即债务融资能够减少股东和经理之间的代理成本。Grossman和Hart（1982）认为企业经理的效用依赖于企业的生

6、存和发展，一旦企业破产或者被收购，经理人往往面临失业风险，那时他们将失去一切任职的好处。而公司的破产概率随着负债的增加而增加，如果破产成本对公司经理来说相对较高，即破产可能使经理的声誉受到损害或经理不再对公司具有剩余控制权，那么，债务融资能够能够激励经理努力工作，减少经理偷懒和在职消费的问题，进而提升企业价值。Myers和Majluf（1984）认为公司通过选择不同的融资策略改变公司的资本结构，可以向市场传递有关公司价值的信息，影响投资者的决策行为，达到影响公司市场价值目的。企业管理层对于企业经营状况了如指掌，而外部投资者对于这些内部消息却不知道。由于信息不对称，外部投资者往往把企业发行股票融

7、资视为企业前景堪忧的信号，而把较高的负债率视为企业高质量的信号。因此企业融资首选内源融资，其次是负债融资，最后是股票融资，管理层往往通过增加负债来传递公司业绩良好的信号，吸引投资者投资。Israel（1991）指出可以通过控制权在代表股东利益的经理人和债权人之间的转移来对经理人进行监督和约束。当企业经营状况恶化时，企业不能履行到期还本付息的义务，债权人就可以通过资产重组、破产等手段介入企业经营，企业的控制权和剩余索取权就会从股东手中转移到债权人手中。因此，合理的负债水平和债务结构以及完善的破产程序，可以约束经营者的行为，让经营者努力工作，更加专注公司业绩的提升和企业价值最大化的实现。资本结构理

8、论更多地支持债务融资能够促进企业业绩提升，但是国内外学者关于债务融资与公司业绩的相关性的实证研究却存在两种观点，其中：Masulis和Ronald（1980）实证检验结果表明公司绩效与公司负债水平表现出正相关性，当公司的资产负债率介于23%至45%之间时，对公司绩效产生明显的影响；Shah（1994）通过研究资本结构变化和公司股票价格波动关系发现，当传出公司负债增加消息时，公司股票价格大幅度上涨，当传出公司负债减少时，股票价格大幅度降低。由此，他认为股票价格与公司的负债水平表现出正相关关系；陈晓和单鑫（1999）采用短期财务杠杆、长期财务杠杆与公司资本成本做回归分析，研究发现，上市公司的资本成

9、本与长期财务杠杆显著负相关，而与短期财务杠杆没有显著相关性，由于企业价值随着企业资本成本的降低而增加，这也意味着长期债务融资与企业价值正相关；汪辉（2003）采用债务融资净额与年末企业总资产的比值衡量债务融资标，以托宾Q值衡量企业公司绩效，选取1998年到2000年A股上市公司数据进行回归分析，发现资产负债率较低的公司债务融资率与企业价值显著正相关，而在资产负债率偏高的公司中这种正相关关系表现不显著。另一方面Friend、Timan（1988）和Hpoitevin（1989）等实证研究却表明企业的获利能力与其债务水平呈现负相关关系。国内也有学者实证研究表明企业盈利能力与负债水平负相关。李义超、

10、蒋振声（2001）采用截面分析与TSCS分析方法对我国上市公司资本结构与公司业绩的关系进行实证研究，认为两者之间存在显著的负相关关系；吕长江、韩慧博（2001）采用逐步回归的方法，考察企业净资产收益率与企业资本结构的关系，发现负债率与企业获利能力负相关；于东智（2003）以总资产收益率衡量公司业绩，将资产负债率、行业、公司种类、年度哑变量作为解释变量进行回归分析，得出负债比例与公司业绩之间显著负相关的结论，并把这一现象归咎于我国债务融资对上市公司约束力不强。综上所述，现有文献关于债务融资与公司业绩的关系的实证研究不仅存在分歧，而且现有文献的研究也存在一些不足：（1）我国的实证研究主要集中在20

11、05股权分置改革之前，股权分置改革之后关于债务融资与公司业绩的关系需要进一步研究；（2）传统文献只是简单地选择一些财务指标来衡量公司业绩和债务融资水平，特别企业业绩是个综合指标，单纯选用净利润、净资产收益率、每股收益等个别指标缺乏代表性；（3）传统文献更多研究债务融资总水平与公司业绩的关系，而忽略了债务期限结构对公司业绩的影响。基于以上不足，本文将采用2009-2012年沪深两市281家上市公司财务指标构成研究样本，通过因子分析法构建公司绩效综合指标，并建立公司业绩与债务融资总水平、债务融资期限结构之间的多元回归模型，探究债务融资总水平和期限结构对我国上市公司经营业绩的影响。三、 变量选取（一

12、）变量选取1、被解释变量计算公司综合绩效指标F度量公司业绩，公司综合绩效指标F是一个综合反映公司绩效的指标。本文选取7个反映公司绩效的财务指标：净资产收益率ROE、总资产净利润率、销售净利率、总资产报酬率ROA、每股收益EPS、每股经营活动现金净流量、资本积累率RCA，然后对这7个财务指标进行主成分分析，挑选出反映这7个指标的主成分，通过转换计算公司综合绩效指标F。2、解释变量资产负债率DAR反映公司资本结构，采用资产负债率来度量公司债务融资总水平。为了进一步反映公司债务融资期限结构对公司业绩的影响，引入流动负债比率（SDR）和长期负债比率（LDR）来度量公司债务融资的期限结构。3、控制变量公

13、司规模。公司规模越大，公司可以使用的资源就越多，公司投资机会也更多，公司绩效就越突出。本文采用总资产的自然对数（Ln（Asset）来衡量公司的规模。公司成长能力。一个成长能力突出，有未来前景的公司往往会吸引更多的关注，其所能获得的资源和投资机会就会增多，成长能力对公司业绩有促进作用。本文采用营业收入增长率（GI）衡量公司成长能力。公司流动性。企业正常运转必须要有一定的流动资产作为保障，流动性强的公司在经营决策和投资上更具有自由性和可操作性，流动性对公司业绩有保障作用。本文采用流动比率（LIQU）衡量公司流动性。4、虚拟变量行业虚拟变量。不同行业的上市公司债务融资水平可能存在显著差异。本文设置I

14、Dn（n=1，2、3、4）作为代表样本涉及的5个行业的虚拟变量来控制行业水平差异多带来的影响，他们依次为：制造业、批发和零售、房地产、电子信息技术、交通运输。本文以制造业为基准，ID1、ID2、ID3、ID4分别代表批发和零售、房地产、电子信息技术、交通运输业。行业虚拟变量取值为如果某个样本属于该行业，取值为1，否则取0。年度虚拟变量。各年的数据之间可能存在相异性。本文以2009为基准，YD1、YD2、YD3分别代表2010、2011、2012年的虚拟变量。年度虚拟变量取值为如果某个样本属于该年，取值为1，否则取0。（二）样本选取本文主要研究我国上市公司债务融资与企业业绩之间的相关性，选取20

15、09-2012年共4年的上市公司财务数据，按以下标准对原始数据进行筛选：（1）剔除ST、*ST类公司，这类公司已连续亏损两年以上，财务状况出现问题，其财务数据的可靠性不可信；（2）由于金融类上市公司资本结构存在特殊性，剔除金融类上市公司；（3）剔除财务指标为空缺、无法获得财务指标数据和存在异常财务数据的上市公司。经过以上条件筛选后，本文保留了281家上市公司，时间跨度为2009-2012年4年，总共1124个研究样本。四、 实证检验（一）主成分分析：公司综合绩效指标F构建本文选取7个反映公司绩效的财务指标：净资产收益率ROE、总资产净利润率ROA、资产报酬率RAR、销售净利率ROS、每股收益E

16、PS、资本积累率RCA、每股经营活动现金净流量Cash进行主成分分析，在此之前先进行因子分析。1、主成分分析检验采用KMO和Bartlett检验检验标准化后的数据是否适合做主成分分析，表4.1是检验结果。表4.1 KMO 和 Bartlett检验取样足够度的 Kaiser-Meyer-Olkin度量。0.711Bartlett 的球形度检验近似卡方4551.981df21Sig.0.000从表4.1可以看出，KMO检验值为0.711，介于0.70.8之间，说明各个绩效指标间的相关程度没有太大的差异，适合做因子分析。Bartlett球形检验的结果可知，近似卡方为4551.981，显著性概率为0.

17、000，则相关系数矩阵显著不是单位矩阵，因此，对于研究样本的各个绩效指标做主成分分析时非常合适的。2、主成分因子提取表4.2 解释的总方差成份初始特征值提取平方和载入旋转平方和载入合计方差%累积 %合计方差%累积 %合计方差%累积 %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。运用SPSS进行主成分分析，以特征值为1为标准，总共提取3个主成分：其中成分1的特征值为3.075，方差贡献率43.927%；其中成分2的特征值为1.065，方差贡献率15.207%；成分3的特征值为1.001，方差贡献率14.305%。三个主成分方差贡献率为73.44%，接近80%，则三个主成分因子基本覆盖了原始数据的信息。这里记三个主成分因子：F1、F2、F3，以每个公共因子的方差贡献率作为权数，可以构造公司综合绩效指标F： （1）3、主成分因子计算主成分分析提取了公司绩效的三个主成分

19、因子，因此可以根据成分得分系数矩阵得到三个主成分因子函数，表4.3给出了三个主成分因子的得分系数。4.3 成份得分系数矩阵成份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。 旋转法 :具有 Kaiser 标准化的正交旋转法。 表4.3给

20、出了三个主成分的得分系数矩阵，可以计算七个主成分函数：（2）因此，根据主成分得分函数（2）和公司综合绩效指标函数（1），就可以得到上市公司的综合绩效指标F。（二）模型建立本文采用OLS法来考察企业绩效与公司债务融资及控制变量的关系，模型为：（1）考察上市公司债务融资整体状况对企业业绩的影响，这里采用资产负债率衡量工资总体债务融资： （3）（2）考察债务融资期限结构对公司绩效的影响，引入流动负债比率SDR和长期负债比率LDR来衡量公司债务融资期限结构： （4）为了避免流动负债比率与长期负债比率存在完全共线性问题，本文以资产为权数计算流动负债比率和长期负债比率，即流动负债比率（SDR）=流动负债/

21、总资产=原始流动负债比率*负债/总资产长期负债比率（LDR）=长期负债/总资产=原始长期负债比率*负债/总资产（三）数据分析1、描述性统计表4.4分年度给出了样本中上市公司综合绩效指标、资产负债率、短期负债率、长期负债率、营业收入增长率和流动性的描述统计。2009-2012年中样本中上市公司平均资产负债率为51.95%，表明我国上市公司负债水平处于合理水平；但是我国上市公司短期债务融资比率为77.6%，长期债务融资比率为22.42%，表明我国债务融资期限结构不合理，短期负债明显高于长期负债水平；而对于控制变量，我国上市公司营业收入增长率为3.67%，表明我国上市公司具有成长力，而流动比率为2.

22、0127，表明我国上市公司资产流动性管理较好。表4.4 描述统计量N极小值极大值均值标准差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、多元回归模型债务融资总体状况对企业业绩的影响首先，考察债务融资总体状况对企业业绩的影响，采用(3)式的回归模型，利用Eviews进行回归分析：表4

23、.5 多元回归模型一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回归结果可以

26、得到：（1）模型拟合优度R2为0.362，表明资产负债率、公司规模、公司成长能力和公司流动性等4个因素对公司绩效的解释能力为36.2%，模拟拟合优度不是很高，但是考虑我国上市公司绩效不仅受到债务融资、公司规模、公司成长能力和公司流动性等微观因素影响，还受到像国家宏观经济、国家政策等宏观因素影响，在没有考虑这些宏观因素，模拟的解释能力还是比较令人信服的。该模型F值对应的概率临界值P=0.000，表明回归方程是显著的，即资产负债率、公司规模、公司成长能力和公司流动性联合起来对公司绩效具有显著影响。（2）公司债务融资整体水平与企业绩效显著负相关。模型中资产负债率DAR系数为-1.351，表明我国上市

27、公司资产负债率每增长1%，公司综合绩效减少1.351%，而其对应的P值为0.000，表明这种负相关关系在99%置信水平上统计显著。虽然我国债务融资整体水平与企业绩效显著负相关与当前流行的资本结构理论相违背，但是这与国内许多学者的实证研究却相一致（如李义超等（2001）、吕长江等（2001）、于东智（2003），产生这种现象主要因为一方面我国资本市场不完善，包括债权治理缺位，诉讼、破产等机制不完善，偿债保障机制存在缺陷，以及企业债券发展滞后等，这些因素使得上市公司债务治理功能很难正常发挥发挥，另一方面我国长期以来股权融资成本低，债务融资成本高，上市公司偏好股权融资，而业绩良好的公司更能在资本市场

28、融资，导致业绩好的公司反而具有较低债务水平。（3）对于控制变量，公司规模与企业业绩具有显著正相关关系，表明我国上市公司规模越大，公司绩效就越好；公司成长能力对企业业绩具有正向影响，但是这种作用并不显著；在90%的置信水平下，公司流动性对公司绩效也存在显著正向影响，表明公司流动资产越多，公司在经营决策和投资上更具有自由性和可操作性，进而促进公司业绩提升。（4）对于行业虚拟变量，批发和零售业和房地产行业业绩与制造业业绩没有出现明显的差异，但是电子信息技术和交通运输业业绩却显著低于制造业，表明我国行业之间的上市公司业绩存在一定的差异，目前我国制造业、批发和零售业和房地产处于较快发展，但是电子信息技术

29、和交通运输业发展存在滞后，特别交通运输业的上市公司业绩低于其他行业。对于年度虚拟变量，相对2009年，我国上市公司在2010、2011、2012年业绩平均比2009年低1.54%，4.81%，12.21%，这与我国经济走下坡路，GDP增长率逐年下降相一致，特别2012年上市公司业绩统计上显著低于其他年份，这很可能是2012年股市暴跌的重要诱因。3、多元回归分析债务融资期限结构对企业业绩的影响下面考察债务融资期限结构对公司绩效的影响，采用(4)式的回归模型，利用Eviews进行回归分析：表4.6 多元回归模型二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从债务期限结构对企业业绩影响的回归结构可以看出，公司流动负债和长期负债对企业业绩都

33、存在显著的负面影响，其中流动负债每增长1%，公司综合绩效约减少1.842%；长期负债每增长1%，公司综合绩效约减少1.145%，并且他们的t检验非常理想，均在99%置信水平上统计显著。而且可以发现，相对于长期负债，短期负债对企业绩效的负面影响更大一些，即DAR的系数为-1.842，而LAR的系数为-1.145。这主要是因为：（1）我国债券市场发展滞后，债务融资结构不合理，上市公司流动负债所占比重较大，而长期负债所占比重较低，以致长期负债对上市公司经营业绩的影响小于短期负债；（2）短期负债还本付息期短，过多的短期负债容易造成上市公司投资决策出现短视行为，这些公司偏好投资于那些收益率低但回收期限短

34、的项目，而放弃那些回收期较长收益率高的项目，降低公司业绩；（3）短期负债的利息成本具有较大的不确定性，企业必须不断更新债务以持续经营，短期负债比率高的上市公司常常面临较大的财务风险，这会增加公司融资成本，对公司的经营业绩造成不利影响。4、回归模型检验上述两个模型均得到了比较理想的回归结果，但是对于横截面数据建模，还需要检验异方差、多重共线性以及残差自相关性，以保证回归模型可信。本文以怀特检验、方差膨胀因子和D-W检验分别检验模型的异方差、多重共线性以及自相关性。（1）怀特检验表4.7给出了两个模型异方差的White检验结果，两个模型的异方差检验的临界概率P值均大于0.1，不能拒绝不存在异方差的

35、原假设，因此本文无需进行稳健回归来对原回归模型进行修正。表4.7 White检验结果模型一模型二F-statistic1.456Prob0.142F-statistic1.509Prob0.114Obs*R-squared16.228Prob0.133Obs*R-squared18.429Prob0.103（2）方差膨胀因子表4.8给出了两个模型的方差膨胀因子，根据经验判断法，但0<VIF<10时不存在多重共线性，模型一、模型二涉及的自变量的方差膨胀因子大小均介于1至2之间，表明两个模型不存在多重共线性问题。表4.8 方差膨胀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检验由表4.5、4.6的回归结果可以得到D-W值，模型一的D-W=1.864，模型二的D-W=1.878，两个模型的D-W值均接近2，表明两个模型均不存在自相关性问题。五、 研究结论通过上市公司债务融资与企业绩效的实证研究，可以得出以下几个结论：1、我国上市公司平均资产负债率为51.95%，上市公司债务融资处于合理水平。但是我国上市公司债务融资期限结构不合理，短期债务融资比率为77.6%，长期债务融资比率为22.42%，短期负债明显高于长期负债水平，这可能一方面因为我国银行出于风险考虑，普遍存在惜贷现象，特别长期贷款审批相当谨慎；另一方面因为我国企业债券市场发展滞后，上市公司长期债务融

38、资渠道不畅通，企业生产经营所需的长期资金更多依赖于银行短期贷款或股权融资。2、和西方发达市场的上市公司相比，我国上市公司债务融资总体水平对企业业绩表现出显著的负相关关系，这与西方资本结构理论存在分歧。出现这种现象一方面因为我国资本市场不完善，包括债权治理缺位，诉讼、破产等机制不完善，偿债保障机制存在缺陷，以及企业债券发展滞后等，使得我国上市公司债务治理功能很难正常发挥发挥，另一方面我国长期以来股权融资成本低，债务融资成本高，上市公司偏好股权融资，而业绩良好的公司更能在资本市场融资，导致业绩好的公司反而具有较低债务水平。3、通过对债务期限结构与企业业绩的关系分析，我国上市公司流动负债、长期负债均

39、对企业绩效存在显著的消极影响，但是流动负债对企业业绩的负面影响大于长期负债。这主要是因为：（1）我国债券市场发展滞后，债务融资结构不合理，上市公司流动负债占比77.6%，而长期负债所占比仅为22.4%，长期负债对上市公司经营业绩的影响小于短期负债；（2）短期负债还本付息期短，过多的短期负债容易造成上市公司投资决策出现短视行为，致使这些公司偏好投资于那些收益率低但回收期限短的项目，而放弃那些回收期较长收益率高的项目，降低公司业绩；（3）短期负债的利息成本具有较大的不确定性，企业必须不断更新债务以持续经营，短期负债比率高的上市公司常常面临较大的财务风险，这会增加公司融资成本，对公司的经营业绩造成不

40、利影响。4、我国上市公司规模与企业业绩具有显著正相关关系，上市公司规模越大，公司绩效就越好；公司成长能力对企业业绩具有正向影响，具有成长前景的上市公司能够获得更多的资源和投资机会，公司业绩提升较快；公司流动性对公司绩效存在显著正向影响，公司流动资产越多，公司在经营和投资决策上更具有自由性和可操作性，从而促进公司业绩提升。5、我国不同行业之间的上市公司业绩存在一定差异，我国制造业、批发和零售业以及房地产处于较快发展，但是电子信息技术和交通运输业发展却明显滞后，特别交通运输业的上市公司业绩显著低于其他行业。金融危机以来，我国经济疲软，GDP增长率逐年下降，在微观上变现为我国上市公司业绩明显下降，特

41、别2012年上市公司业绩显著低于其他年份，这在2012年股价暴跌得到充分印证。参考文献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.