摘 要：以2001—2008年中國上市公司作為研究樣本，實證分析各地區(qū)金融發(fā)展水平對上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平與企業(yè)的債務(wù)期限負相關(guān)，地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，上市公司獲得的長期債務(wù)越少。進一步研究發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，國有上市公司能夠獲得更多的長期債務(wù)，而隨著金融發(fā)展水平的提高，非國有上市公司能夠獲得更多的長期債務(wù)；與非國有上市公司相比，國有上市公司在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)長期債務(wù)下降得更顯著。因此，金融發(fā)展水平的提高有助于抑制政府干預(yù)對企業(yè)的影響，也有助于長期信貸資源流向非國有企業(yè)。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；控股權(quán)性質(zhì)；債務(wù)期限結(jié)構(gòu)；政府干預(yù)；模型

中圖分類號：F832 文獻標識碼：A 文章編號：

2095-3283（2016）09-0111-06

[作者簡介]周林濤（1977-），男，河南許昌人，會計師，清華大學(xué)MPAcc，研究方向：財務(wù)管理。

一、引言

債務(wù)融資是企業(yè)重要的財務(wù)決策行為，而債務(wù)期限則是債務(wù)契約的重要內(nèi)容，它規(guī)范著債權(quán)人與債務(wù)人的權(quán)利與義務(wù)。債務(wù)期限越長，未來的不確定性越高，風(fēng)險越大，債權(quán)人在提供貸款時就會更注重外部的履約機制（Myers，1977）。相對于長期債務(wù)融資，短期債務(wù)融資能夠讓銀行及時、經(jīng)常地獲得有關(guān)貸款企業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營方面的信息，從而有利于銀行對企業(yè)進行更加緊密的監(jiān)督與控制。而企業(yè)要想獲得更多的長期債務(wù)融資，就必須向銀行提供更多的信息或擔(dān)保，銀行為此也要進行更多的監(jiān)督（Diamond，1991），因此，銀行體系將短期債務(wù)作為解決信息不對稱問題的重要手段。

金融發(fā)展水平的提高有助于減少潛在的信息不對稱問題，銀行因而愿意為企業(yè)提供長期貸款（Barclay and Smith，1995），Diamond（1991）認為，金融體系越不發(fā)達，銀行越愿意用短期貸款作為控制借款人機會主義行為的一種方式。一個發(fā)達和有效的金融體系能夠減少短期貸款作為公司治理機制的重要性，或者減少短期貸款作為解決信息不對稱和契約不完全性問題的重要性。Demirguc-Kunt和Maksimovic（1999）的研究則為此提供了進一步的證據(jù)，在金融體系發(fā)展較好的國家，企業(yè)獲得的債務(wù)融資期限相對較長。

但以上研究的一個重要前提條件是，銀行的信貸決策不受政府部門或政府官員的干預(yù)，銀行完全根據(jù)經(jīng)濟原則進行信貸決策，而這一前提條件在目前的中國是難以滿足的。中國銀行部門的一個顯著特征是國有商業(yè)銀行占主導(dǎo)地位，這就為政府部門干預(yù)銀行信貸資源的分配奠定了基礎(chǔ)，公有產(chǎn)權(quán)的背景下，銀行的決策常常受到政府干預(yù)，特別是中國的財政分權(quán)體制改革和GDP的政績考核指標導(dǎo)向，使得地方政府有較強動機對金融機構(gòu)信貸決策和信貸行為進行干預(yù)。地方政府為了推動本地經(jīng)濟的發(fā)展，或者通過財政補貼降低企業(yè)違約的可能，從而使企業(yè)更容易從銀行取得長期借款；或者通過對銀行借貸決策的影響，幫助企業(yè)獲得貸款，為了降低官員輪換對貸款成本的影響，這種貸款更多的是長期貸款（Fan等，2004）。

在經(jīng)濟轉(zhuǎn)軌過程中，各地區(qū)銀行改革進程的不同導(dǎo)致了我國各地區(qū)金融發(fā)展水平的不同（Brandt and Li，2003），比如，東部沿海地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境較佳，金融發(fā)展相對充分；而中西部地區(qū)的金融業(yè)則被四大國有商業(yè)銀行高度壟斷，金融發(fā)展水平相對落后。在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，國有銀行占據(jù)市場的壟斷地位，而且銀行的獨立性相對較低，信貸決策更容易受到地方政府的干預(yù)，所以當?shù)氐钠髽I(yè)越能夠獲得較長的貸款期限。相反，在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，隨著競爭主體的增加，銀行的獨立性相對較高，當?shù)卣畬︺y行的信貸決策的干預(yù)相對比較困難。在這種情況下，銀行更多地基于經(jīng)濟原則而不是地方政府的干預(yù)進行信貸決策，銀行與企業(yè)之間可以更加自由地達成貸款契約（余明桂、潘紅波，2008）。

因此，中國金融發(fā)展水平的提高對企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)存在著兩種相反的效應(yīng)，一是金融發(fā)展有利于降低銀行與企業(yè)之間的信息不對稱，進而有助于企業(yè)獲取長期債務(wù)融資；二是金融發(fā)展能夠抑制政府對企業(yè)的干預(yù)，可使企業(yè)的長期債務(wù)融資減少。那么，金融發(fā)展水平提高對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的凈效應(yīng)是什么？此外，在政府干預(yù)相同的背景下，如果金融體系的發(fā)展水平較低，國有銀行可能出于政治目的而非盈利目的為國有企業(yè)提供更多的長期債務(wù)融資（Brandt and Li，2003）。因此，當國有企業(yè)需要長期債務(wù)融資時，國有銀行可能會減少對國有公司的信息或擔(dān)保需求，同時也較少考慮對國有公司的未來監(jiān)督，相反，當非國有企業(yè)需要長期債務(wù)融資時，國有銀行會更多地考慮盈利目的，從而提出較高的貸款標準（江偉、李斌，2006）。另一方面，國有企業(yè)通常比非國有企業(yè)存在更為軟化的預(yù)算約束，當公司陷入財務(wù)困境時，政府更愿意為國有上市公司提供援助（Brandt and Li，2003），由此降低了國有企業(yè)對長期債務(wù)的違約可能性，因此國有銀行也愿意為國有企業(yè)提供更多的長期債務(wù)融資。那么，隨著金融發(fā)展水平的提高，銀行對非國有企業(yè)與國有企業(yè)長期債務(wù)的差異是否會有所變化？ 本文試圖通過檢驗各地區(qū)金融發(fā)展水平與上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系、不同控股權(quán)性質(zhì)的上市公司在金融發(fā)展水平不同地區(qū)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)來回答上述問題。

二、研究設(shè)計

（一）模型設(shè)定與變量定義

我們首先需要檢驗金融發(fā)展與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，設(shè)定的模型（1）如下：

其中，被解釋變量Maturity表示企業(yè)債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)，我們在實證過程中采用長期借款占總借款（長期借款與短期借款之和）的比重來代表債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。同時，為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文還選用了長期負債占總負債的比重作為補充。

解釋變量Financial是金融發(fā)展變量，考察金融發(fā)展對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的效應(yīng)。我們采用樊剛等（2009）編制的中國各地區(qū)市場化指數(shù)中的金融業(yè)市場化指數(shù)作為金融發(fā)展的代理變量，這一指數(shù)的計算由兩部分構(gòu)成，包括金融業(yè)的競爭指數(shù)（非國有金融機構(gòu)吸收的存款占整個金融機構(gòu)吸收存款的比重）和信貸資金分配的市場化指數(shù)（金融機構(gòu)貸款中非國有企業(yè)貸款所占比重）①。指數(shù)越高，代表該地區(qū)金融發(fā)展水平越高②。

本文各模型的控制變量由企業(yè)規(guī)模、有形資產(chǎn)比率、資產(chǎn)利潤率和企業(yè)年齡構(gòu)成，其中Size代表企業(yè)規(guī)模，以總資產(chǎn)的自然對數(shù)表示。Col代表有形資產(chǎn)比率，定義為有形資產(chǎn)總額與總資產(chǎn)的百分比，用來衡量企業(yè)的抵押品價值。Roa代表資產(chǎn)利潤率，定義為凈利潤與總資產(chǎn)的百分比，用來衡量企業(yè)的盈利能力。Age代表企業(yè)年齡，以企業(yè)自成立以來的年數(shù)加1的自然對數(shù)表示。下文中各模型的控制變量與模型（1）相同。

為了檢驗在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)，非國有企業(yè)與國有企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的差異是否有所變化，我們構(gòu)造回歸模型（2）：

解釋變量Private是表示企業(yè)控股權(quán)性質(zhì)的虛擬變量，如果企業(yè)是非國有企業(yè)，則取值為1，否則取值為0，用來區(qū)分所有權(quán)性質(zhì)對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響的差異，如果β2<0，則表示非國有企業(yè)獲得的長期債務(wù)少于國有企業(yè)，反之，則表示非國有企業(yè)獲得的長期債務(wù)多于國有企業(yè)，本文采用上市公司實際控制人性質(zhì)作為區(qū)分企業(yè)控股權(quán)的標準，如果實際控制人為各級政府及其下屬部門的為國有公司，其它屬于非國有公司。

我們還設(shè)置了交乘項Financial×Private用來檢驗隨著金融發(fā)展水平的變化，控股權(quán)性質(zhì)對企業(yè)長期債務(wù)的影響會有怎樣的變化。

此外，我們還希望按照子樣本檢驗國有企業(yè)與非國有企業(yè)在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的變化是否存在差異，因此構(gòu)造回歸模型（3）：

解釋變量FinancialD中是表示金融發(fā)展水平的啞變量，如果企業(yè)所在省份當年的金融業(yè)市場化指數(shù)大于樣本中位數(shù)時，則將這個啞變量定義為1，否則為0。我們主要比較根據(jù)國有與非國有子樣本回歸的系數(shù)絕對值大小和顯著性水平。

此外，在本文的所有模型中還設(shè)置了年度虛擬變量Year來控制時間對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的可能影響，我們還設(shè)置了行業(yè)虛擬變量Industry來控制未觀察到的行業(yè)差異對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)可能產(chǎn)生的影響，根據(jù)中國證監(jiān)會的行業(yè)分類代碼，我們除了將制造業(yè)按二級代碼分類外，其余行業(yè)按一級代碼分類。各模型所涉及的變量及定義如表1所示。

（二）樣本與數(shù)據(jù)

本文所用上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)來自于國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫，以在2001—2008年具有完整財務(wù)信息的A股上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，我們按照以下標準對數(shù)據(jù)進行了篩選：（1）剔除了金融類上市公司，因為這些公司的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)與普通公司存在很大區(qū)別；（2）剔除了ST、*ST公司；（3）剔除了資產(chǎn)小于負債的公司；（4）剔除了銀行借款、資產(chǎn)、負債等關(guān)鍵變量缺失的樣本，共獲得884家樣本公司，6892個樣本觀測值。由于許多樣本的被解釋變量為0③，因此本文采用Tobit模型回歸。為了防止數(shù)據(jù)的異常值干擾實證的結(jié)果，論文采用winsorization的方法對連續(xù)變量兩端的異常值在1%的水平下進行了處理，即對所有小于1%分位數(shù)和大于99%分位數(shù)的變量，令其值分別等于1%分位數(shù)和99%分位數(shù)。文中所有的數(shù)據(jù)整理、計算與實證檢驗均利用STATA11軟件完成。

三、實證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計與相關(guān)性檢驗

在進行正式的回歸分析之前，我們首先進行描述性統(tǒng)計與相關(guān)性檢驗。主要變量的描述性統(tǒng)計如表2所示，我們除了對整體樣本進行描述性統(tǒng)計以外，還按照金融發(fā)展水平和上市公司的控股權(quán)性質(zhì)區(qū)分不同的子樣本也進行了描述性統(tǒng)計。從表2中可以看出，整體樣本的Maturity1均值為024，說明我國上市公司的長期借款平均占總借款的24%，而Maturity2的均值為01275，也就是上市公司長期債務(wù)平均占總債務(wù)的12%。觀察各子樣本的統(tǒng)計結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，企業(yè)債務(wù)期限的均值都要低于金融發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)，因此初步判斷，企業(yè)的債務(wù)期限與金融發(fā)展水平負相關(guān)，金融發(fā)展水平越高，企業(yè)獲得的長期債務(wù)越少。而國有樣本平均的債務(wù)期限都高于非國有企業(yè)也符合我們的設(shè)想。此外，金融發(fā)展水平較高地區(qū)的金融業(yè)市場化指數(shù)Financial均值為824，較低地區(qū)的均值約為5，也說明中國各地區(qū)金融發(fā)展水平的差異較大。國有樣本與非國有樣本的金融業(yè)市場化指數(shù)Financial均值基本相等，也說明國有企業(yè)與非國有企業(yè)分布比較平均，不會由于分布不均衡給實證結(jié)果造成偏差。

表3是主要變量的pearson相關(guān)系數(shù)表，從表中可以看出，Maturity1和Maturity2與金融業(yè)市場化指數(shù)Financial之間都存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，這與在描述性統(tǒng)計中的判斷一致，即金融發(fā)展與企業(yè)的債務(wù)期限負相關(guān)，金融發(fā)展水平越高，企業(yè)獲得的長期債務(wù)越少。Maturity1和Maturity2與控股權(quán)性質(zhì)Private之間也都存在顯著的負相關(guān)關(guān)系，與描述性統(tǒng)計中的判斷也一致，說明國有企業(yè)相比非國有企業(yè)能夠獲得更多的長期債務(wù)。但我們需要慎重對待這些初步的相關(guān)性檢驗，因為兩兩之間的相關(guān)系數(shù)并沒有控制其它可能的影響因素，下文將在控制了企業(yè)特征、年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)之后，對以上關(guān)系進行更嚴格的檢驗。其它財務(wù)指標之間的相關(guān)系數(shù)，以及金融業(yè)市場化指數(shù)Financial與控股權(quán)性質(zhì)Private相關(guān)系數(shù)的絕對值都不超過02，表明它們之間不存在嚴重的多重共線性問題。

（二）回歸結(jié)果分析

企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展水平之間存在什么關(guān)系，表4是模型（1）的回歸結(jié)果，從表中可以看出，在Tobit模型回歸結(jié)果中，F(xiàn)inancial的系數(shù)都在1%的水平下顯著為負，表明金融發(fā)展水平越高，企業(yè)獲得的長期債務(wù)越少，金融發(fā)展對企業(yè)獲取長期債務(wù)融資存在的凈效應(yīng)為負。我們同時采用了帶有穩(wěn)健標準差的OLS回歸進行對比，結(jié)果并沒有改變。

在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)，非國有企業(yè)與國有企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)存在怎樣的差異，表5是模型（2）的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在Tobit模型回歸中，當加入控股權(quán)性質(zhì)的啞變量Private及其與Financial的交乘項時，F(xiàn)inancial的系數(shù)依然在1%的水平下都顯著為負，Private的系數(shù)也在1%的水平下都顯著為負，表明整體上非國有上市公司獲得的長期債務(wù)低于國有上市公司。交乘項Financial×Private的系數(shù)都在1%的水平下顯著為正，表明隨著金融發(fā)展水平的提高，Private的系數(shù)會由負變?yōu)檎@一回歸結(jié)果也表明在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，與非國有企業(yè)相比，國有企業(yè)能夠獲得更多的長期債務(wù)，而隨著金融發(fā)展水平的提高，銀行提供給不同控股權(quán)企業(yè)長期債務(wù)的差異會逐漸變小，非國有企業(yè)能夠獲得更多的長期債務(wù)。帶有穩(wěn)健標準差的OLS回歸結(jié)果也沒有發(fā)生改變。

國有企業(yè)與非國有企業(yè)在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的變化是否存在差異，我們把所有企業(yè)按照控股權(quán)性質(zhì)分為國有與非國有兩個子樣本分別按照模型（3）進行回歸，表6是實證結(jié)果，由于篇幅所限，我們只報告了模型的回歸結(jié)果，從表中可以看出，在國有樣本的回歸中，表示金融發(fā)展水平較高的啞變量FinancialD的系數(shù)都在1%的水平下顯著為負，表示金融發(fā)展水平較高地區(qū)的國有上市公司長期債務(wù)低于金融發(fā)展水平較低地區(qū)的國有上市公司。而在非國有樣本的回歸中，F(xiàn)inancialD系數(shù)雖然仍然顯著為負，但顯著性水平只有5%，而且系數(shù)的絕對值均小于國有樣本，表明在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)，國有上市公司之間長期債務(wù)的差異比非國有上市公司的差異更顯著，同時也表明金融發(fā)展程度的變化對國有企業(yè)的影響可能會更加明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗

本文所用金融發(fā)展的代理變量是樊剛等（2009）編制的中國各地區(qū)市場化指數(shù)中的金融業(yè)市場化指數(shù)，為了檢驗?zāi)Ｐ秃徒Y(jié)果的穩(wěn)健性，我們參照盧峰、姚洋（2004）的方法，采用除國有四大銀行以外的其它銀行的信貸份額占當?shù)匦刨J總額的比例作為金融發(fā)展的替代變量④。在把金融發(fā)展的替代變量帶入模型（1）—（3）對整體樣本和子樣本重新進行檢驗之后，模型的結(jié)果并沒有實質(zhì)性的差異，說明我們的實證結(jié)果是穩(wěn)健的。

此外，由于本文的樣本觀測值在各地區(qū)間的分布呈現(xiàn)出較大的差異，在金融發(fā)展水平比較高的地區(qū)，樣本觀測值有4000多個，而在金融發(fā)展水平比較低的地區(qū)，樣本觀測值只有2000多個。為了消除不同地區(qū)間樣本數(shù)量的差異對本文檢驗結(jié)果可能造成的偏差，我們又剔除了樣本數(shù)最多的上海（1096個）和廣東（915個）、樣本數(shù)最少的青海（71個）和西藏（73個），重新對模型（1）—（3）的整體樣本和子樣本進行穩(wěn)健性檢驗，檢驗結(jié)果基本沒有發(fā)生變化，說明不同地區(qū)間樣本數(shù)的差異不會對上述檢驗結(jié)果造成偏差⑤。

四、結(jié)論與啟示

本文以2001—2008年中國上市公司作為研究樣本，實證分析各地區(qū)金融發(fā)展水平對上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響。實證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，上市公司獲得的長期債務(wù)越少。進一步的研究發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，國有上市公司能夠獲得更多的長期債務(wù)，而隨著金融發(fā)展水平的提高，非國有上市公司能夠獲得更多的長期債務(wù)。與非國有上市公司相比，國有上市公司在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)長期債務(wù)下降得更顯著。雖然研究結(jié)論表示企業(yè)的債務(wù)期限與所在地區(qū)的金融發(fā)展水平負相關(guān)，但也意味著金融發(fā)展有助于抑制政府干預(yù)對企業(yè)的影響，同時金融發(fā)展水平的提高也有助于長期信貸資源流向更有效率的非國有企業(yè)。因此，中國應(yīng)當加快提升金融發(fā)展水平，促進銀行成為真正獨立的決策主體，使長期信貸資源的配置更有效率。

[注釋]

①由于樊剛等（2009）的數(shù)據(jù)截至2007年，對于2008年的指數(shù)，我們按照通常做法根據(jù)2005—2007年指數(shù)的平均值來代替，我們在實證過程中也曾采用2006—2007年指數(shù)的平均值和2004—2007年指數(shù)的平均值來代替，結(jié)果并沒有顯著差異。實際上，我們對僅包括2001—2007年的子樣本進行檢驗時，結(jié)果也沒有顯著差異。

②我們不能否認存在上市公司跨省貸款的情況，但中國占主導(dǎo)地位的四大國有商業(yè)銀行在每一級行政區(qū)域都建立了自己的分支機構(gòu)，分支機構(gòu)一般不允許跨地區(qū)放出貸款，所以本文的檢驗結(jié)果基本不受跨省貸款的影響。

③我們注意到其中有2058個樣本觀測值的長期借款為0，1378個樣本觀測值的長期負債為0。

④數(shù)據(jù)來自于2001—2008年《中國金融年鑒》與各省份的統(tǒng)計年鑒。

⑤由于篇幅所限，這些實證結(jié)果在文中沒有列出，感興趣的讀者可以向作者索取。

[參考文獻]

[1]樊剛，王小魯，朱恒鵬.中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2009年報告[M].北京：經(jīng)濟科學(xué)出版社，2009.

[2]江偉，李斌.制度環(huán)境、國有產(chǎn)權(quán)與銀行差別貸款[J].金融研究，2006（11）：116-126.

[3]余明桂，潘紅波.政府干預(yù)、法治、金融發(fā)展與國有企業(yè)銀行貸款[J].金融研究，2008（9）：1-22.

[4]Barclay， M. J. and Smith， C.W. Jr. The Maturity Structure of Corporate Debt[J]. Journal of Finance， 1995 （50）： 609- 631.

[5]Demirguc-Kunt， A. and Maksimovic， V. Institutions， Financial Markets， and Firm Debt Maturity[J]. Journal o f Financial Economics， 1999 （54）： 295-336.

[6]Diamond， D.W. Debt Maturity Structure and Liquidity Risk[J]. Quarterly Journal of Economics， 1991 （106）： 709-737.

[7]Fan， J.， Titman. S. and Twite， G. An International Comparison of Capital Structure and Debt Maturity Choices[R]. Working Paper， 2003， from www.ssrn.com.

[8]Brandt， L. and Li， H. Bank Discrimination in Transition Economies： Ideology， Information， or Incentives？[J]. Journal of Comparative Economics， 2003 （31）： 387-413.

[9]Myers， S. C. Determinants of Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics， 1977 （5）： 147-175.

（責(zé)任編輯：郭麗春）