債務融資結構對公司治理效應影響的實證研究畢業(yè)論文

1、<p>　　論文題目：債務融資結構對公司治理效應影響的實證研究</p><p><b>　　目 錄</b></p><p><b>　　摘 要I</b></p><p>　　AbstractII</p><p><b>　　1緒論1</b></p>

2、<p><b>　　1.1選題背景1</b></p><p><b>　　1.2研究意義1</b></p><p><b>　　1.3研究方法2</b></p><p>　　1.4研究內容與論文框架2</p><p><b>　　2文獻綜述4&

3、lt;/b></p><p>　　2.1基于債務融資結構的公司治理效應概念界定4</p><p>　　2.2國外研究綜述4</p><p>　　2.2.1代理成本理論和最優(yōu)融資結構理論4</p><p>　　2.2.2信息不對稱理論下的債務治理效應5</p><p>　　2.2.3債務融資對控制權轉移的影

4、響5</p><p>　　2.3國內研究綜述6</p><p>　　2.3.1債務融資治理的正效應6</p><p>　　2.3.2債務融資治理的負效應6</p><p>　　2.3.3債務融資治理的其他效應7</p><p>　　3債務融資結構對公司治理效應影響的理論分析8</p><

5、p>　　3.1債務期限結構對公司治理效應影響的理論分析8</p><p>　　3.1.1短期借款對公司治理效應影響的理論分析8</p><p>　　3.1.2長期借款對公司治理效應影響的理論分析8</p><p>　　3.2債務類型結構對公司治理效應影響的理論分析9</p><p>　　3.2.1銀行借款對公司治理效應影響的理論

6、分析9</p><p>　　3.2.2商業(yè)信用負債對公司治理效應影響的理論分析10</p><p><b>　　4研究設計12</b></p><p>　　4.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來源12</p><p>　　4.2變量的設計13</p><p>　　4.2.1被解釋變量13</p&

7、gt;<p>　　4.2.2解釋變量14</p><p>　　4.2.3控制變量14</p><p>　　4.3模型建立14</p><p>　　5債務融資結構對公司治理效應影響的實證研究16</p><p>　　5.1綜合績效指標的主成分計算17</p><p>　　5.2樣本指標的描述性統(tǒng)計

8、18</p><p>　　5.2.1債務期限結構的描述性統(tǒng)計18</p><p>　　5.2.2債務類型結構的描述性統(tǒng)計19</p><p>　　5.2.3公司治理效應的描述性統(tǒng)計22</p><p>　　5.3相關性分析23</p><p>　　5.4線性回歸分析24</p><p&g

9、t;　　5.4.1針對債務期限結構的線性回歸分析24</p><p>　　5.4.2針對債務類型結構的線性回歸分析27</p><p>　　5.5實證結論30</p><p>　　6相關建議、研究局限及展望32</p><p>　　6.1相關建議32</p><p>　　6.2研究局限33</p>

10、;<p>　　6.3研究展望34</p><p><b>　　參考文獻35</b></p><p><b>　　附錄37</b></p><p><b>　　摘 要</b></p><p>　　企業(yè)的生存和發(fā)展離不開資本，資本的籌集不僅滿足了企業(yè)生存和發(fā)展

11、的需要，它還體現(xiàn)了資本所有者與企業(yè)之間、資本所有者與企業(yè)經(jīng)營者之間以及不同資本所有者之間的關系。這種關系構成了資本籌集與公司治理之間的聯(lián)系。債務融資是資本籌集的一個重要方面。</p><p>　　本文將債務融資結構分為債務期限結構和類型結構，并就二者對公司治理效應的影響進行研究。本文首先通過相關理論分析提出假設，對反映因變量的10項指標進行主成分計算。再對樣本公司的債務融資結構現(xiàn)狀進行了描述性統(tǒng)計分析，以期對債務

12、融資結構的現(xiàn)狀有個整體了解。然后對全樣本變量進行相關分析，最后運用多元回歸方法構建回歸模型進行實證分析。本文研究得出，期限結構中短期借款與公司治理效應負相關；長期借款與公司治理效應正相關；類型結構中銀行借款、商業(yè)信用負債與公司治理效應均呈正相關。因此，我們可以從調整不同債務之間的比例入手改善上市公司的債務治理效應，同時也要兼顧發(fā)展并完善債權市場、拓寬債務融資渠道、加快國有商業(yè)銀行改革以及完善破產(chǎn)機制、保護債權人權利。</p>

13、<p>　　關鍵詞: 債務融資結構；債務期限結構；債務類型結構；公司治理效應</p><p><b>　　Abstract</b></p><p>　　The survival and development of enterprise cannot leave the capital . Raising capital not only meets t

14、he enterprises’ survival and development needs, but also reflect the relation between capital owners ,enterprises and enterprises oprators .This relation constitutes the relation between raising capital and corporate gov

15、ernance. Debt financing is an important aspect of raising capital. </p><p>　　The debt financial structure will be divided into debt maturity structure and debt type structure in this paper. This paper puts f

16、orward hypothesis through theoretical analysis. Then it makes descriptive analysis on the existing condition of sample companies’ debt financing structure. And then adopting correlation analysis and multiple regression,

17、the impacts of debt financing structure on corporate governance effect are tested. The tests show that commercial credit and bank loan in type struct</p><p>　　Keywords: debt financing structure; debt maturi

18、ty structure; debt type structure; corporate governance effect</p><p><b>　　1緒論</b></p><p><b>　　1.1選題背景</b></p><p>　　我國資本市場自90年代以來取得長足進步，但仍存在一些問題，表現(xiàn)在：（1）我國上市公

19、司融資結構失衡，企業(yè)融資主要以間接融資為主，直接融資相對落后；（2）上市公司偏好股權融資；（3）短期債務比例較高；（4）股票市場的軟約束現(xiàn)象。這些問題影響著我國上市公司的資本結構。</p><p>　　公司治理是建立現(xiàn)代企業(yè)制度的核心，而資本結構又是影響公司治理的一個重要因素。企業(yè)的資本結構由股權融資和債務融資構成。相對于股權融資而言，債務融資具有兩個鮮明的特點：一是融資成本更低。二是它能有效緩解股權融資所產(chǎn)生的

20、委托代理問題，降低代理成本。適當比例的債務融資能夠對企業(yè)業(yè)績和市場價值提升起到促進作用。因此債務融資是現(xiàn)代公司治理中不可忽視的重要因素。</p><p>　　近年來我國學者對上市公司資本結構和公司治理的研究漸漸增多。但在己有的文獻中研究更多地集中在股權結構與公司治理之間的關系，而對資本結構的另一個重要方面——債務融資卻關注較少。國內近年也有學者開始從債務融資結構的角度來開展對公司治理效應的研究，如寧靜，宋曉滿（2

21、010）[1]研究了債務期限結構對公司治理效應的影響，這為本文的研究提供了方向。本文試圖從債務融資內部結構著手，探討不同債務結構對公司治理效應的影響。</p><p><b>　　1.2研究意義</b></p><p>　　債務結構不僅僅體現(xiàn)了企業(yè)資本的不同來源，它還影響到企業(yè)權力在各個利益主體之間的分布。債務結構決定了各利益主體所受到的約束及激勵的程度，影響著公司治

22、理效應的發(fā)揮。也就是說，債務結構可通過債權特有作用的發(fā)揮及其合理配置來協(xié)調出資人和經(jīng)營者之間的利益和行為。</p><p>　　我國研究債務結構的學者較少，大多是在研究融資結構或債務融資整體的體系下進行的。即從公司資本結構進行探討，研究資產(chǎn)負債率或者債務融資率與公司價值的關系，從而反映債務融資的治理效應。</p><p>　　這雖然有助于公司重視股權融資和債務融資比例的配置，采取合理的融資

23、決策，優(yōu)化資本結構，但是未能夠提高公司對債務融資內部結構的關注。事實上，債務融資內部結構的差異對公司治理效應的影響也是不同的。通過對債務內部結構的選擇調整能夠進一步強化債務融資對公司治理效應的影響。</p><p>　　公司債務結構的安排是改善上市公司治理水平的有效途徑。在我國，債務融資還存在很多問題。例如：銀行信貸約束軟化、企業(yè)債券市場發(fā)展滯后等。在這種市場環(huán)境下，短期借款、長期借款、銀行借款、商業(yè)信用負債等的

24、比例與公司治理效應到底有什么關系。 本文以制造業(yè)上市公司為例，試從債務內部結構著手，探討其對公司治理效應的影響。</p><p><b>　　1.3研究方法</b></p><p>　　本文綜合運用了以下研究方法：描述性統(tǒng)計分析、主成分分析、相關分析、回歸分析。首先對反映上市公司績效的10個指標進行主成分計算，得到衡量被解釋變量的綜合績效指標P，再對各樣本指標進行描述

25、性統(tǒng)計分析，接著將因變量指標與自變量進行相關分析。然后根據(jù)實證研究的目標，建立多元線性回歸方程，通過SPSS17.0軟件對所收集的數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析，針對制造業(yè)上市公司債務結構對公司治理效應的影響進行研究。</p><p>　　1.4研究內容與論文框架</p><p>　　本文在國內外學者研究成果的基礎上，以制造業(yè)上市公司為研究對象，就上市公司債務融資結構對公司治理效應的影響進行實證

26、研究。所有研究內容將在理論分析的基礎和前提下進行撰寫，以部分制造業(yè)上市公司為樣本。本論文的具體研究內容為：</p><p>　　圖 1.1 論文框架</p><p><b>　　2文獻綜述</b></p><p>　　2.1基于債務融資結構的公司治理效應概念界定</p><p>　　公司治理的核心是把資本所有權、剩余控制

27、權、剩余索取權有效地分配和結合。從投資契約角度來看，公司治理的重點是保證公司資本提供者可以得到預期、合理的投資回報，而公司的債務結構恰恰是各資本投資者投資契約的組合表現(xiàn)。公司債務結構的變化，伴隨著資金的轉移，自然會發(fā)生權利與義務的變化。各利益主體必然要對資金的使用、收益分配和控制等相關的權、責、利關系進行界定。在這一過程中，債權人為了保護自身的利益，一方面，要采取措施調動管理者的積極性；另一方面，又要對管理者進行必要的監(jiān)督與約束，而這又

28、是公司治理的核心內容。因而債務結構不同，各債權人采取的措施也不同，公司的治理結構和公司治理機制自然也不同，其治理效應當然也會不同。可見，不同債務結構的選擇隱含著公司不同治理機制的選擇，融資決策就是通過確定企業(yè)最優(yōu)債務結構，形成有效的制衡機制，約束代理人行為。所以有什么樣的債務結構就有什么樣的公司治理機制，債務結構的合理確定是公司有效治理的基礎，債務結構的選擇必將對公司治理機制及其效應產(chǎn)生重大影響，這種關系稱之為“基于債務融資結構的公司治

29、理效應”。</p><p><b>　　2.2國外研究綜述</b></p><p>　　2.2.1代理成本理論和最優(yōu)融資結構理論</p><p>　　融資結構理論的開創(chuàng)者Jensen和Meckling（1976）[2]認為，如果公司總體投資額和經(jīng)理層的投資額保持不變，則增加債務融資可以相對提高經(jīng)理擁有的股權比例，使經(jīng)理層與股東的目標趨于一致，從

30、而降低代理成本，進而優(yōu)化公司的治理。Jensen（1986）在他另一篇論文中指出，債務合約能減少企業(yè)自由現(xiàn)金流量，減少公司的代理成本。</p><p>　　Harris和Raviv（1990）[3]指出，在停業(yè)清算對股東更有利的情況下，經(jīng)理仍希望繼續(xù)當前的企業(yè)運營，這種沖突可以通過債權人強迫進行停止清算而得到緩和。</p><p>　　但是另外一方面，債務融資對代理成本存在一定的負面效應。

31、Diamond（1991）[4]指出，債務的償還是與公司破產(chǎn)相聯(lián)系的，因而從聲譽的角度出發(fā)，公司經(jīng)理傾向于選擇相對安全的項目，而股東追求的是期望回報的最大化，從這個角度來說，債務增加了代理成本。Mayers（1977）[5]論述了另一種代理成本。他發(fā)現(xiàn)在公司可能破產(chǎn)時，即使有新的凈現(xiàn)值為正的項目，股東也不會有激勵去投資，即可能會出現(xiàn)投資不足的問題，這是一種因害怕破產(chǎn)而引起的代理成本。</p><p>　　Jens

32、en 和 Meckling（1976）結合代理成本降低理論和債務融資的破產(chǎn)成本理論，提出了最優(yōu)融資結構理論。該理論認為，債務融資的增加，一方面會降低代理成本而提升公司績效，另一方面又由于破產(chǎn)成本的增加而降低公司績效，當債務融資的比例達到某一個合適值時，公司的經(jīng)營績效達到最優(yōu)。</p><p>　　2.2.2信息不對稱理論下的債務治理效應</p><p>　　隨著信息不對稱理論體系的建立，有

33、關債務融資治理效應的研究得到了進一步發(fā)展。Ross（1977）[6]在其建立的“激勵——信號”模型中引入了管理者的行為。管理者選擇企業(yè)的杠桿率從而確定企業(yè)的融資結構，外部投資者將企業(yè)的杠桿率當作企業(yè)質量好壞的信號，觀察到企業(yè)傳遞的信號后再評價企業(yè)的價值。Ross從分析中得出企業(yè)的市場價值與企業(yè)的杠桿率正相關的結論。</p><p>　　Leland和 Pyle（1977）[7]認為，企業(yè)提高杠桿率會使管理者的股權

34、相對比重上升。擁有高質量項目的管理者可通過提高杠桿率的方式向外部投資者傳遞其投資項目是優(yōu)良項目的信號。他們的研究也表明杠桿率與企業(yè)的市場價值存在正相關的關系。</p><p>　　2.2.3債務融資對控制權轉移的影響</p><p>　　Israel（1989）[8]對融資結構與控制權爭奪市場的關系進行研究。他認為當公司面臨被收購時，發(fā)行債務將可能導致公司價值的提高。Stulz（1990）

35、[9]指出公司債務水平的變化會導致經(jīng)理擁有的投票權比例變化，進而影響公司代理權及控制權爭奪的結果。</p><p>　　Aghion和Bolton（1992）[10]模型證明，債務融資量的選擇也就是控制權在不同證券持有人之間的分配，最優(yōu)的負債比例是在該負債水平上導致企業(yè)破產(chǎn)時將控制權從股東轉移給債權人時的最優(yōu)負債比例。該思想被Hart 和Moore（1989，1994）[11]等人接受，并應用于最佳債務合同的研究

36、中。</p><p><b>　　2.3國內研究綜述</b></p><p>　　2.3.1債務融資治理的正效應</p><p>　　汪輝（2003）[12]以 Tobin’s Q 和市凈率為價值指標，就1998—2000年的數(shù)據(jù)對上市公司的“債務融資率”與公司價值進行了回歸檢驗。他得出了在我國上市公司中，債務融資相對于股權融資而言比重不大。他

37、放棄了資產(chǎn)負債率，自行設定年度負債的增減變動除以年末總資產(chǎn)為新的“債務融資率”，這一設定使得債務融資率與價值指標的檢驗結果為顯著正相關，發(fā)現(xiàn)總體上債務融資具有加強公司治理、提高公司市場價值的作用，但是對于少數(shù)資產(chǎn)負債率非常高的公司而言，這種作用并不顯著。</p><p>　　譚昌壽（2004）[13]在債務融資治理效應的理論與實證研究中，以深市和滬市的上市公司2000—2002年的數(shù)據(jù)為基礎，對我國上市公司的債務

38、融資治理效應進行了實證分析，結果表明凈資產(chǎn)收益率與負債率、債務融資率均具有顯著的正相關關系，但系數(shù)值相對較小，Tobin’s Q 值與負債率、債務融資率的關系不明顯。說明我國上市公司債務融資起到了一定的治理作用，但其效果有限。楊圣娟（2006）[14]選取了2001—2004年民營上市公司年報的數(shù)據(jù)，實證研究結果表明我國民營上市公司的債務融資起到了一定的治理作用。</p><p>　　2.3.2債務融資治理的負效

39、應</p><p>　　文宏（2000）[15]對上市公司收益水平和負債水平的關系進行實證分析，結果發(fā)現(xiàn)從上市公司整體角度看，企業(yè)經(jīng)營績效與總資產(chǎn)負債率呈現(xiàn)出顯著的負相關關系，即資產(chǎn)負債越高，企業(yè)經(jīng)營效率越低。杜瑩、劉立國（2002）[16]對1998年上市的106 家上市公司從1999—2001年的資產(chǎn)負債率與績效指標進行了回歸檢驗，回歸結果表明，債務融資的治理效應對公司績效產(chǎn)生了明顯的負面影響，說明債務融資在

40、公司治理中沒有發(fā)揮出應有的作用，即債務融資治理表現(xiàn)出無效性。肖作平（2003）[17]以 Tobin' s Q 為公司價值指標，對1994年7月1日之前上市的220家公司的資產(chǎn)負債率與公司價值進行了回歸檢驗，也得到了負相關的結論。于東智（2003）[18]按照證監(jiān)會的標準詳細區(qū)分上市公司所屬的行業(yè)，以1997—2000年的數(shù)據(jù)檢驗了資產(chǎn)負債率與績效指標的關系，其結論依然是負相關。</p><p>　　2.

41、3.3債務融資治理的其他效應</p><p>　　張錦銘（2006）[19]利用區(qū)間數(shù)據(jù)檢驗方法，實證結論表明上市公司經(jīng)營績效與債務融資比率的關系呈近似“倒 U”型，上市公司債務融資比率的最優(yōu)值為30%左右。王滿四（2005）[20]運用實證分析方法研究債務融資的公司治理效應，在不考慮環(huán)境因素時，債務對公司治理效應的影響，得出了我國公司債務沒有發(fā)揮公司治理的正向效應的結論。在考慮環(huán)境因素時債務同樣對公司治理表現(xiàn)出

42、無效性和極端的“弱化和惡化”。</p><p>　　從以上綜述可以看出，對于債務融資與公司治理效應，國外的大部分學者研究的結果都支持債務融資對公司存在積極的治理效應，國內大部分學者研究的結果則不太一致，多體現(xiàn)為債務治理的無效性。</p><p>　　以往的研究主要存在以下問題：在分析債務融資的治理效應時，傾向于將公司的所有債務視為同質的，沒有再將債務融資內部進行結構劃分，而只是研究債務整體

43、（相對于權益整體）的治理效應。研究的角度較為單一，主要是從資本結構入手來進行探討，確定資產(chǎn)負債率或者債務融資率與公司業(yè)績之間的相關關系。忽略了債務的期限、類型等內部結構性因素對治理效應的影響。事實上，公司發(fā)行的債務在期限結構、類型結構等方面存在很大區(qū)別。不同的債務融資結構安排，必然導致債務融資治理效應存在差異。例如：短期借款和長期借款都具有公司治理效應，但側重點則有所不同。債務類型結構中商業(yè)信用、銀行信貸、企業(yè)債券等債務類型在克服債務代

44、理成本方面各有其優(yōu)勢和不足。</p><p>　　因此，基于已有的研究，綜合考慮上市公司債務期限、債務類型等結構性因素，本文擬就我國制造業(yè)上市公司的債務融資結構對公司治理效應的影響進行實證研究。</p><p>　　3債務融資結構對公司治理效應影響的理論分析</p><p>　　3.1債務期限結構對公司治理效應影響的理論分析</p><p>

45、;　　3.1.1短期借款對公司治理效應影響的理論分析</p><p>　　從借款的內部期限結構來看，短期借款和長期借款由于在款項的取得條件、程序以及資金的使用和償還都有所不同，對控制權可能發(fā)生的轉移影響也是不一樣的，因而，債務期限結構對公司治理效應的影響是存在差異的。</p><p>　　短期借款在企業(yè)的銀行借款中占據(jù)主要部分，短期貸款普遍使用的原因在于其始終是金融機構貸款的主導產(chǎn)品，較長

46、期借款而言更容易獲得，并且在企業(yè)取得短期貸款的過程中并不受信用等級的過分約束，在各類企業(yè)中都廣泛使用。理論上，短期借款對于經(jīng)理的激勵和約束的最大作用力來自其流動性壓力，但是企業(yè)存在大量短期借款的現(xiàn)實說明流動性壓力并未發(fā)揮作用。由于短期借款的取得條件并不如長期借款那樣嚴格，并在使用過程中由于期限較短，銀行業(yè)沒有動力進行嚴格的監(jiān)管，無法對企業(yè)經(jīng)理層的經(jīng)營行為進行有效監(jiān)督，從而無法降低代理成本。而且短期借款使用成本較低，辦理手續(xù)簡便，一般情況

47、下能夠循環(huán)使用，短期借款的這些特點使得其作為債務自身的激勵和約束力有所下降。</p><p>　　因此，本文針對短期借款與公司治理效應的關系提出如下假設：</p><p>　　H1：短期借款與公司治理效應關系不顯著或者負相關。</p><p>　　3.1.2長期借款對公司治理效應影響的理論分析</p><p>　　針對長期借款而言，在我國上市

48、公司中，整體所占的比重較低，但由于銀行對長期借款的取得、使用和歸還都具有一定的要求，如長期借款協(xié)議中一般都有相應的保護性條款，包括對借款企業(yè)流動資金保持量的規(guī)定、對支付現(xiàn)金股利和再購入股票的限制、對資本支出規(guī)模限制、限制其他長期債務；定期提供財務報表，不準在正常情況下出售較多資產(chǎn)，定期清償繳納稅金和其它到期債務，不準以任何資產(chǎn)作為其他承諾的擔?；虻盅?、不準貼現(xiàn)應收票據(jù)或出售應收賬款；?？顚Ｓ玫?。這些條款的運用對保護銀行權利起到很好的作用

49、，也給經(jīng)理的日常經(jīng)營行為造成一定的壓力，激勵經(jīng)理提高資金的使用效率，進而促進公司治理效應的提高。另外，企業(yè)長期借款更易受到宏觀經(jīng)濟政策調控的影響，如在2008年國際金融危機之前，我國一直實行從緊的貨幣政策，商業(yè)銀行銀根緊縮，對于長期借款的審核和批準更加嚴格，從而使得企業(yè)有動力去提高項目質量，以爭取到借款資金的支持。在銀行風險控制程序中，對長期借款除了少數(shù)信用好的企業(yè)可以信用擔保外，在多數(shù)長期借款業(yè)務發(fā)生中需要進行動產(chǎn)或不動產(chǎn)的抵押擔保，

50、且由于單筆金額較大，一旦出現(xiàn)違約行為對企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營會產(chǎn)生更大的不利影響，可能會直接威脅到經(jīng)</p><p>　　由此可以看出，長期借款本身的約束和外在環(huán)境的影響，使得銀行給予了長期借款更多的關注和監(jiān)控，在信息不對稱的情況下，對企業(yè)的經(jīng)理層來講，相對于短期借款，經(jīng)理的日常行為會更多地受到來自長期借款各項保護性條款和銀行監(jiān)督的壓力，并更關注長期借款和有關項目的進展以及長期借款本息的償還問題，進而減少經(jīng)理的道德風險問

51、題，而形成更為有效的激勵和約束。</p><p>　　因此，本文針對長期借款與公司治理效應的關系提出如下假設：</p><p>　　H2：長期借款與公司治理效應呈正相關的關系。 </p><p>　　3.2債務類型結構對公司治理效應影響的理論分析</p><p>　　根據(jù)我國上市公司債務融資結構的現(xiàn)狀，由于發(fā)行企業(yè)債券的上市公司數(shù)量很少，且集

52、中于少數(shù)幾個行業(yè)，債券發(fā)行都有一定特殊目的，因此本文對于債務類型結構的研究主要集中于商業(yè)信用負債比例和銀行借款比例對公司治理效應的影響。商業(yè)信用和銀行借款兩種類型的債務其實反映了債權的集中度問題，商業(yè)信用屬于債權集中度分散的債務，銀行借款則屬于集中度較高的債務，二者對公司治理效應的影響可以從債權集中度的角度出發(fā)進行分析。</p><p>　　3.2.1銀行借款對公司治理效應影響的理論分析</p>&

53、lt;p>　　所謂債權集中度，是指企業(yè)債權融資的數(shù)量分布狀況，即債權人的數(shù)目以及各債權人持有的債權份額。債權集中度決定了債權人集體行動的效率。集中度高，債權人內部達成協(xié)議與采取一致行動的交易成本就低，債權人對公司治理效應的影響就越有效。</p><p>　　在中國上市公司債務結構中，公司債券融資比重很小，銀行債務比重較大，銀行是中國上市公司的一個較大的債權人，是所有參與公司治理的債權人的主要代表。就銀行借款

54、而言,通常具有金額較大、債權人為專業(yè)金融機構且債權高度集中的特點，因而不存在債權人之間相互溝通、談判、采取一致行動的成本。另外，銀行作為專業(yè)金融機構，不僅有能力收集和處理貸款前、后的企業(yè)信息以減少信息不對稱問題，事后進行監(jiān)督，對企業(yè)經(jīng)理層的經(jīng)營活動進行干涉和對債權資產(chǎn)進行保護，而且當企業(yè)面臨破產(chǎn)時，能夠及時取得對企業(yè)的控制權，并采取相應措施。所以，銀行債務的使用能強化公司治理效應。</p><p>　　因此，本文

55、針對銀行借款與公司治理效應的關系提出如下假設：</p><p>　　H3：銀行借款對公司治理效應有顯著的正向影響。</p><p>　　3.2.2商業(yè)信用負債對公司治理效應影響的理論分析</p><p>　　債權集中度分散將使債權人之間相互溝通、談判、采取一致行動的成本提高。當債權人對達成一致協(xié)議與采取集體行動的成本預期高于參與公司治理可以獲得的收益預期時，分散的債

56、權人對公司治理的激勵效果就會大大降低。除了債權人之間的交易成本過高的原因之外，分散的債權結構會引起債權人中間出現(xiàn)“搭便車”問題，即每個債權人由于債權份額低，參與公司治理的收益不足以彌補為之付出的成本，而總是希望別的債權人提供這種行動。結果是所有債權人都無法發(fā)揮自身債權所具有的激勵約束機制。</p><p>　　商業(yè)信用負債的債權結構分散,會引起的債權人參與公司治理機制的失效，不僅使企業(yè)在破產(chǎn)之前的經(jīng)營風險不能得到

57、及時控制，而且當企業(yè)處于破產(chǎn)點時，企業(yè)的經(jīng)營權也不能順利轉移給債權人。這種情況下，一個低效運營本應該實施破產(chǎn)的企業(yè)，其控制權依然滯留在已經(jīng)不能最優(yōu)地運用這種控制權的股東和經(jīng)理人手中，無疑使企業(yè)治理結構優(yōu)化和企業(yè)價值最大化的目標都難以實現(xiàn)。即使企業(yè)破產(chǎn)后控制權轉交給了債權人，在分散的債權結構下，債權人也難以做出最有效率的決策，從而不利于強化公司治理效應。</p><p>　　從以上分析可以看出，分散的商業(yè)信用與銀行

58、借款相比，由于交易成本過高的問題對提高公司治理效應并不能起到應有的激勵作用，尤其是在企業(yè)日常經(jīng)營過程中，對企業(yè)經(jīng)理的激勵效果并不顯著。</p><p>　　因此，本文針對商業(yè)信用負債與公司治理效應的關系提出如下假設：</p><p>　　H4：商業(yè)信用負債對公司治理效應有負面影響。</p><p><b>　　4研究設計</b></p&g

59、t;<p>　　4.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來源</p><p>　　本文選擇了在上海證券交易所和深圳證券交易所A股制造業(yè)上市公司2009—2011年的數(shù)據(jù)進行分析，樣本研究數(shù)據(jù)來自于同花順金融數(shù)據(jù)網(wǎng)。同時按照下面的原則進行了數(shù)據(jù)剔除：</p><p>　　(l)考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性、穩(wěn)定性，從上海證券交易所和深圳證券交易所A股制造業(yè)上市公司2009—2011年的數(shù)據(jù)中剔除了2005年

60、1月1日以后上市的公司。</p><p>　　(2)為了保持數(shù)據(jù)的穩(wěn)定性，在選取的上市公司中剔除被ST的公司。其經(jīng)營狀況惡化，并多伴有資產(chǎn)重組等特殊情況，考慮到他們的數(shù)據(jù)會對總樣本有影響，所以研究樣本中沒有包括此類公司。</p><p>　　(3)在數(shù)據(jù)的收集和處理過程中剔除了部分數(shù)據(jù)的缺失導致無法計算的上市公司以及資產(chǎn)負債率超100%的極端異常值的上市公司。因資產(chǎn)負債率大于100%的公司

61、不具有代表性，經(jīng)營狀況不穩(wěn)定，波動性大，對回歸分析結果產(chǎn)生不利影響。</p><p>　　(4)為了方便研究，消除行業(yè)因素的影響，本文只選取證監(jiān)會分類中的制造業(yè)類別公司的數(shù)據(jù)。制造業(yè)是一個傳統(tǒng)行業(yè)，和其他行業(yè)比起來，制造業(yè)歷史較悠久，體制較成熟，經(jīng)營模式也較固定，規(guī)模較大，投資較多，投資回收周期長，增長較平穩(wěn)。正是制造業(yè)有這些特點，使其財務指標的增長比較均衡，比較具有可預測性。而財務指標的均衡是建立模型的基礎，也

62、是模型預測準確性的重要依據(jù)。這是選取制造業(yè)作為研究對象的主要原因；其次，制造業(yè)具有明確的行業(yè)劃分標準；第三，上市公司中多數(shù)屬于制造業(yè)，使得模型的建立有比較多的樣本可供選擇；第四，數(shù)據(jù)易得并準確，上市公司的財務報表經(jīng)過正規(guī)程序審計，相對比較完整和準確。最終獲得52家樣本公司三年的數(shù)據(jù)，共156個樣本觀察值。</p><p><b>　　4.2變量的設計</b></p><p

63、>　　4.2.1被解釋變量</p><p>　　2007年南開大學公司治理研究中心發(fā)布的《中國公司治理評價報告》表明，公司治理指數(shù)高的公司股價能夠跑贏大盤，上市公司治理水平正成為投資者投資的重要參考。公司治理“100佳”上市公司的財務狀、企業(yè)業(yè)績和企業(yè)價值指標的表現(xiàn)，總體上好于樣本中的其他上市公司。</p><p>　　王懷軍（2008）[21]在《我國上市公司債務融資與公司治理效應

64、研究》中提出在對公司治理效應實際的評價中，公司治理的效應一般用公司績效來反映和度量，公司績效體現(xiàn)了公司治理的最終結果，公司績效良好則公司治理效應好，公司績效低下則治理機制存在問題，公司治理效應差。良好的公司治理特征對公司經(jīng)理人員能形成有效的激勵與約束，激發(fā)其多努力工作，少個人私利，從而會對公司績效產(chǎn)生直接影響，所以公司治理效應的高低最終會體現(xiàn)在公司績效指標的高低上。因此，本文借鑒以往學者的經(jīng)驗，用公司績效指標來量化公司治理效應。<

65、/p><p>　　反映公司績效的指標主要有財務績效及反映公司市場價值的托賓Q值。由于托賓Q值僅反映市場對未來的預期，還應該考慮反映企業(yè)已有經(jīng)營成果的指標，綜合財務績效。由于選擇績效指標時主觀因素影響較大，無法確定選取的指標就是科學、合理的，因此本文采取綜合評價法來得到一個綜合得分?？紤]到目前中國股市的特點和上市公司的實際情況，并參照財政部1999年公布的《國有資本金績效評價規(guī)則》，本文選取凈資產(chǎn)收益率、每股收益、每股

66、凈資產(chǎn)、資產(chǎn)收益率、主營業(yè)務利潤率、應收賬款周轉率、應收賬款回收期、存貨周轉率、存貨周轉率、存貨銷售期、債務資產(chǎn)比率10個指標來反映公司綜合績效。</p><p>　　企業(yè)經(jīng)營業(yè)績在上述10個指標中都可能會得到反映，將這些指標分別賦以權重構建綜合得分模型。關于權重的確定主要采用主成分分析法，這種方法的核心是對若干個指標進行主成分計算，提取適當多的公共因子，再以每個因子的方差貢獻率作為權數(shù)對各個因子的得分進行加權以

67、構造綜合得分函數(shù)。</p><p><b>　　4.2.2解釋變量</b></p><p>　?。?）債務期限結構：本文參照已有文獻的相關提法，以短期借款比例(SD)和長期借款比例(LD)來表示債務期限結構，即短期借款/總負債、長期借款/總負債。</p><p>　?。?）債務類型結構：本文參照已有文獻的相關提法，以銀行借款比例（BD）和商業(yè)信

68、用負債比例(CD)來反映債務的不同類型(由于企業(yè)債券在我國企業(yè)融資中所占比重不大，因此本文在債務類型的實證研究部分未以債券為研究對象)。即銀行借款/總負債、商業(yè)信用負債/總負債。</p><p><b>　　4.2.3控制變量</b></p><p>　　由于公司治理水平在很大程度上受到上市公司的公司規(guī)模、成長能力的影響，這種影響又不能通過債務結構表現(xiàn)出來，是無法控制

69、的。所以本文把它們放在控制變量中。</p><p><b>　?。?）公司規(guī)模</b></p><p>　　對于公司規(guī)模的度量，F(xiàn)riend，Lang，Wald等采用總資產(chǎn)自然對數(shù)，Titman ，Wessels，Rajan等采用主營業(yè)務收入的自然對數(shù)。主營業(yè)務收入的自然對數(shù)主要反映的是公司業(yè)務市場開拓情況，因此本文使用總資產(chǎn)的自然對數(shù)來衡量。</p>

70、<p><b>　?。?）成長能力</b></p><p>　　國外在對公司成長性進行衡量時，選取的變量較具有代表性的主要有公司資本性支出與公司銷售額的比例、折舊費用與公司銷售額的比例、公司研發(fā)費用與公司銷售額的比例、盈利價格比。在我國，由于較難獲得公司研發(fā)支出和廣告費用等方面的數(shù)據(jù)，我國學者衡量公司的成長性時，一般選用公司主營業(yè)務收入增長率指標。因此，本文采用公司主營業(yè)務收入增長

71、率指標。</p><p><b>　　4.3模型建立</b></p><p>　　為了檢驗前文所提出的假設，本文根據(jù)研究目的，建立兩個多元回歸模型，來研究制造業(yè)上市公司債務融資結構對公司治理效應的影響。模型1用于檢驗不同債務期限結構對公司治理效應的影響情況。模型2用于檢驗不同債務類型結構對公司治理效應的影響情況。模型具體如下：</p><p>

72、<b>　　模型1：</b></p><p><b>　　P=</b></p><p><b>　　模型2：</b></p><p><b>　　P=</b></p><p>　?。夯貧w分析結果中的常數(shù)項。：回歸分析結果中各變量的相關系數(shù)。ε：隨機誤差或者

73、殘差。</p><p>　　表4.1 研究變量一覽表</p><p>　　5債務融資結構對公司治理效應影響的實證研究</p><p>　　為了研究債務期限結構和類型結構對公司治理效應的影響，本章采用了一系列方法對樣本數(shù)據(jù)進行實證分析。首先為了得到度量被解釋變量的綜合績效指標，本文對反映企業(yè)績效的10個指標進行主成分計算，提取出4個公共因子，再以每個因子的方差貢獻率作

74、為權數(shù)對各個因子的得分進行加權以構造綜合得分函數(shù)。為了了解我國制造業(yè)上市公司的債務融資結構現(xiàn)狀，本文對全樣本的自變量指標進行了描述性統(tǒng)計分析，得到了樣本公司2009—2011年間債務融資結構的總體現(xiàn)狀。接著，為了研究不同債務結構與公司治理效應之間關系的密切程度和變化趨勢，并用適當?shù)慕y(tǒng)計指標描述出來，本文對全樣本數(shù)據(jù)進行了相關分析，由于存在控制變量，本文采取的是偏相關分析。最后，為了進一步研究債務結構與公司治理效應之間的關系，并把這種關系

75、進行量化，用函數(shù)表達出來，本文采用了多元線性回歸分析方法，構建出兩個回歸模型，并對模型的合理性進行檢驗。</p><p>　　5.1綜合績效指標的主成分計算</p><p>　　根據(jù)表5.1中特征根大于1以及累積的方差貢獻率在70%左右適合做主成分分析，從而確定主因子個數(shù)為4個。</p><p>　　表 5.1 各因子解釋的總方差</p><p&

76、gt;　　表5.2 成分得分系數(shù)矩陣</p><p>　　根據(jù)表5.1和表5.2可以得出因子得分函數(shù)：</p><p>　　根據(jù)因子得分函數(shù)可以計算各樣本的4個因子得分，然后得出企業(yè)績效的綜合得分函數(shù)： </p><p>　　5.2樣本指標的描述性統(tǒng)計</p><p>　　5.2.1債務期限結構的描述性統(tǒng)計</p><p&

77、gt;　　從表5.3和圖5.1中可以看到，2009—2011年的短期借款比例均值分別為29.42%、24.9%和22%，呈逐年下降趨勢，而且下降趨勢較為明顯。長期借款比例分別為11.7%、13.7%和12.4%，該比例基本穩(wěn)定，略有波動。三年來，短期借款的比例都明顯高于長期借款，這表明制造業(yè)上市公司更偏好期限短、流動性好的短期借款。但是，從圖5.1中可以看出，短期借款比例和長期借款比例的差距呈逐年縮小趨勢。其中2009年的短期借款均值是

78、長期借款的兩倍多。2010年短期借款比例較長期借款高11.2%，2011年短期借款比例較長期借款高約10%。</p><p>　　表 5.3 債務期限結構描述性統(tǒng)計量</p><p>　　圖 5.1 債務期限結構圖</p><p>　　然而，短期借款比例下降，長期借款比例上升的趨勢表明，之前存在的短期借款一定程度上長期化使用，銀行作為資金供給方和企業(yè)作為資金需求方相

79、互妥協(xié)默認因而降低了企業(yè)對長期借款需求的問題有所緩和。</p><p>　　5.2.2債務類型結構的描述性統(tǒng)計</p><p>　　從表5.4中可以看到，2009—2011年樣本公司的商業(yè)信用負債比例均值為38.71%、37.6%、40.01%。銀行借款比例均值分別為41.08%、38.59%、34.41%?？梢钥闯鲋圃鞓I(yè)上市公司的債務融資中，商業(yè)信用負債和銀行借款比例都比較高，商業(yè)信用負

80、債比例的均值連續(xù)三年都在37%以上，銀行借款比例雖然逐年下降，但是比例都在34%以上，說明企業(yè)的債務類型中商業(yè)信用負債和銀行借款占主要地位。</p><p>　　表 5.4 債務類型結構描述性統(tǒng)計量</p><p>　　其中2009年樣本公司的商業(yè)信用負債比例極小值為5%，極大值為80.3%，標準差達19.06%；2010年極小值為8.5%，極大值為77.5%，標準差達18.6%；2011

81、年極小值為5.1%，極大值為82.9%，標準差高達21.3%?？梢娚虡I(yè)信用負債比例在不同公司之間差距較大，而年度間波動幅度不大。</p><p>　　2009年樣本公司的銀行借款比例極小值為0，極大值為90.8%，標準差為20.69%；2010年極小值為0，極大值為86%，標準差為23.26%；2010年極小值為0，極大值為82.1%，標準差為22.46%?？梢娿y行借款比例的公司間差距較商業(yè)信用負債更大，年度間波

82、動幅度也較大。</p><p>　　結合圖5.2，商業(yè)信用負債比例均值從2009年的38.71%增加到2011年的40.01%，2010年略有減少，呈逐年小幅波動上升的趨勢，也說明企業(yè)對商業(yè)信用這種融資方式的重視程度在不斷增加。期間銀行借款比例從2009年的41.08%以每年近3%的速度減少到34.41%，呈現(xiàn)逐年下降的趨勢，并且下降幅度大于商業(yè)信用的增加幅度。</p><p>　　圖 5

83、.2 債務類型結構圖</p><p>　　這可能是與銀行貸款利率的調整使得企業(yè)從銀行貸款的難度和成本增加有關，促使企業(yè)對商業(yè)信用資金的需求增大。2009年1月1日至2011年12月31日，我國短期（6個月內、6個月至1年）銀行貸款利率調整情況如圖5.3所示，3年中銀行短期貸款利率都呈上升趨勢。</p><p>　　圖 5.3 2009年-2011年銀行短期貸款利率</p>

84、<p>　　資料來源：和訊財經(jīng)網(wǎng)</p><p>　　5.2.3公司治理效應的描述性統(tǒng)計</p><p>　　從表5.5和圖5.4中可以看到，2009—2011年，樣本公司的公司綜合績效均值分別為17.10、19.52、16.73。</p><p>　　表 5.5 公司綜合績效描述性統(tǒng)計量</p><p>　　2009—2011年三

85、年中，企業(yè)綜合績效的極大值和極小值之間的差距都比較大，2009年的標準差達14.84，2010年達19.24，2011年達13.72，說明公司綜合績效值在不同企業(yè)之間差距較大，且這種差距在不同年度中變化也比較大。</p><p>　　圖 5.4 公司綜合績效描述性統(tǒng)計量</p><p><b>　　5.3相關性分析</b></p><p>　　

86、為了研究不同債務結構與公司治理效應之間關系的密切程度和變化趨勢，并用適當?shù)慕y(tǒng)計指標描述出來，本文對全樣本數(shù)據(jù)進行了相關分析，由于存在控制變量，本文采取的是偏相關分析，并得出相關數(shù)據(jù)如表5.6所示。</p><p>　　表5.6顯示了全樣本各變量之間的Pearson相關系數(shù)。分析結果表明，在把公司規(guī)模和公司成長能力作為控制變量時，債務融資期限結構中的短期借款與被解釋變量公司綜合績效指標的相關系數(shù)為-0.72，Sig

87、值大于0.05，相關性不顯著。說明短期借款的增加并不能強化公司治理效應，顯示出短期借款所具有的流動性壓力并不足以削弱經(jīng)理人員對短期資金的需求，短期借款的手續(xù)簡便和銀行對其監(jiān)控力度不夠的特點可能削弱了流動性對企業(yè)控制權的威脅。這驗證了本文提出的假設1，短期借款與公司治理效應之間關系不顯著。</p><p>　　負債期限結構中的長期借款與公司治理效應的相關系數(shù)為0.313，且Sig為0，小于0.01，表明長期借款與公

88、司治理效應之間存在顯著的正相關關系，說明長期借款的增加可能有利于實現(xiàn)企業(yè)債務融資的激勵和約束作用。這驗證了本文提出的假設2，長期借款與公司治理效應是正向相關的關系。</p><p>　　表 5.6 全樣本變量的相關分析</p><p>　　債務類型結構中的銀行借款比例與公司治理效應之間的相關系數(shù)為0.17，且Sig值為0.035，小于0.05，表明銀行借款與公司治理效應之間存在顯著的正相關

89、關系。銀行借款的債權集中度較高，能夠充分發(fā)揮其對企業(yè)經(jīng)理的激勵和約束作用，減少代理成本，而且銀行能減緩源于股東和債權人之間的信息不對稱問題和代理問題。尤其是對于發(fā)展中國家而言，更為重要，這些國家存在大量的中小型上市公司，它們的信息很難標準化后傳遞給資本市場。分析結果表明銀行有助于減少債務代理成本、減小信息不對稱程度并因此提高上市公司的治理水平，驗證本文假設3。</p><p>　　債務類型結構中的商業(yè)信用負債與公

90、司治理效應之間的相關系數(shù)為0.154，Sig為0.026，小于0.05，表明商業(yè)信用負債與公司治理效應之間存在顯著的正相關關系，不支持本文的假設4。</p><p>　　總結以上相關分析結果，短期借款與公司治理效應之間存在不顯著的負相關關系。長期借款與公司治理效應之間存在顯著的正相關關系。銀行借款與公司治理效應之間存在顯著正相關關系。商業(yè)信用負債與公司治理效應之間存在顯著正相關關系。</p><

91、;p>　　由于相關性分析只能描述自變量與因變量之間的變化趨勢，而不能對這種趨勢進行具體的量化描述。而回歸分析可以通過變量之間的數(shù)學表達式來定量描述變量之間的相關關系，這一數(shù)學表達式稱為經(jīng)驗公式，利用該公式可以根據(jù)自變量的取值來預測因變量的取值。為了對債務結構與公司治理效應之間的關系進行進一步的量化研究，本文接下來要對全樣本數(shù)據(jù)進行多元線性回歸分析。</p><p><b>　　5.4線性回歸分析&

92、lt;/b></p><p>　　5.4.1針對債務期限結構的線性回歸分析</p><p>　　利用 SPSS17.0，我們就上市公司債務期限結構對公司治理效應影響的回歸結果如下。表5.7表明模型的擬合優(yōu)度達到了21.8%，說明解釋變量對被解釋變量具有一定的解釋能力。D-W值是殘差的獨立性檢驗值，該值取汁范圍是0<D<4，與2越接近表示殘差與自變量越獨立，模型越不存在序列

93、相關問題。表7中D-W值為1.662，接近2，表明模型不存在序列相關問題。表5.8顯示了模型檢驗結果，回歸模型的Sig值為0，表明該模型具有顯著的統(tǒng)計上的意義。</p><p>　　表 5.7 模型擬合度檢驗</p><p>　　表 5.8 方差分析表</p><p>　　在多元回歸分析模型中，自變量之間存在的線性相關關系稱為多重共線性。多重共線性的存在會使系數(shù)估計

94、的標準誤差增大，從而會使得模型預測的精度大大降低。回歸分析結果中，特征值、條件指數(shù)、方差比例、容差和方差膨脹因子能夠反映模型的多重共線性問題。當有的特征值接近于0時，表明變量間具有高度的相關性，數(shù)據(jù)值的改變可能導致系數(shù)估計較大改變。條件指數(shù)大于15說明可能存在共線性的問題，條件指數(shù)大于30時，說明有嚴重的共線性問題。對于大的條件指數(shù)，如果同時存在兩個以上變量的方差分量大于50％，則說明這些變量間存在共線性的問題。表5.9顯示，各維度的特

95、征值都大于0，條件指數(shù)都小于15，方差分量都小于50%。</p><p>　　表 5.9 多重共線性診斷</p><p>　　容差是某一自變量不能被其它變量解釋的變差占其總變差的百分比。因此容差越小表明該變量與其它變量的相關性越強。方差膨脹因子刻畫了相比多重共線性不存在時回歸系數(shù)估計的方差增大了多少。該值（VIF）的經(jīng)驗值為10，大于10時，存在共線性問題，越大說明多重共線性問題越嚴重。表

96、5.10顯示，自變量容差都明顯大于0.5，方差膨脹因子都在1附近，遠小于10，各維度的特征值均不等于0。因此，綜合以上數(shù)據(jù)分析結果，表明模型不存在多重共線性問題。</p><p>　　表 5.10 回歸分析結果</p><p>　　表5.10的回歸方程系數(shù)顯示了在控制了企業(yè)規(guī)模和成長能力的情況下，反映企業(yè)短期借款和長期借款對公司治理效應的影響情況。從回歸方程系數(shù)表中可以看到，短期借款的系數(shù)

97、為-9.9，Sig值為0.235，大于0.05說明短期借款與公司治理效應之間的負相關關系并不顯著，與相關分析結果一致，再次驗證了本文的假設1。說明短期借款與公司治理效應的關系從整體來看不能發(fā)揮其流動性壓力大的優(yōu)勢。</p><p>　　長期借款的系數(shù)為32.857，且Sig值為0，表明長期借款與公司治理效應之間的關系為顯著正相關。這一結果也與相關性分析結果一致。說明由于長期借款的期限長，不確定性更大的特點，讓銀行

98、對長期借款給予了更多的關注和監(jiān)控，在信息不對稱的情況下，對經(jīng)理的日常行為可產(chǎn)生更多的激勵和約束，降低企業(yè)經(jīng)理道德風險發(fā)生的可能性，促使其更關注與長期借款相關的項目進展以及長期借款本息償還的問題，能夠有效降低代理成本從而有利于治理效應的提高，驗證了本文假設2。</p><p>　　圖5.5和圖5.6所示為標準化殘差直方圖和標準化殘差正態(tài)P-P圖。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，殘差具有正態(tài)分布的趨勢，因此可以認為回歸模型1是健康的

99、。</p><p><b>　　P1=</b></p><p>　　圖 5.5 標準化殘差直方圖</p><p>　　圖 5.6 回歸標準化殘差的標準P-P圖</p><p>　　5.4.2針對債務類型結構的線性回歸分析</p><p>　　利用 SPSS17.0，我們就上市公司債務類型結構對公司

100、治理效應影響的回歸結果如下。表5.11顯示模型的擬合優(yōu)度達到了16.5%，說明解釋變量對被解釋變量具有一定的解釋能力。D-W值為1.375，說明模型不存在序列相關問題。</p><p>　　表5.11 模型擬合度檢驗</p><p>　　表5.12的方差分析表顯示了模型檢驗結果，回歸模型的Sig值為0，表明該模型具有顯著的統(tǒng)計上的意義。</p><p>　　表 5.

101、12 方差分析表</p><p>　　表5.13和表5.14顯示，自變量容差都明顯大于0.5，方差膨脹因子都遠小于10，各維度的特征值均不等于0，說明模型不存在多重共線性問題。</p><p>　　表 5.13 多重共線性診斷</p><p>　　表5.14的回歸方程系數(shù)顯示了在控制了企業(yè)規(guī)模和成長能力的情況下，企業(yè)商業(yè)信用負債和銀行借款對公司治理效應的影響情況。從

102、回歸方程系數(shù)表中可以看到，銀行借款系數(shù)為21.77，Sig值為0.002，小于0.05，表明銀行借款對公司治理效應能夠起到積極作用。</p><p>　　表 5.14 回歸分析結果</p><p>　　銀行借款作為負債融資的最主要來源，具有金額較大、期限長、債權集中度高、債權人是專業(yè)性的借貸機構的特點，銀行可以充分利用內部信息加強對融資企業(yè)的評價、監(jiān)督，因而其對債務人的約束力較強，能減緩源

103、于股東和債權人之間的信息不對稱問題和代理問題，從而有利于提高公司治理效應。</p><p>　　商業(yè)信用負債的系數(shù)為16.07，Sig值為0.02，小于0.05說明商業(yè)信用負債與公司治理效應之間存在顯著的正相關關系，與相關分析結果一致。說明在單獨引入銀行借款比例和商業(yè)信用負債比例的分析中，得到了商業(yè)信用負債能夠對提高公司治理效應起到積極作用。</p><p>　　本文分析，可能由于商業(yè)信用

104、負債因債權集中度低而導致其不能發(fā)揮激勵作用只能在企業(yè)瀕臨破產(chǎn)或者已經(jīng)破產(chǎn)的情況下得到體現(xiàn)，就大多數(shù)處于正常經(jīng)營狀態(tài)的企業(yè)而言，商業(yè)信用負債因債權集中度低而對公司治理效應產(chǎn)生的消極影響得不到體現(xiàn)。另外，商業(yè)信用負債相對于銀行借款來說是“外源性融資”，是“硬約束”，實質上主要是商品的賒購，是對銀行信用的有效補充。</p><p>　　圖5.7和圖5.8所示為標準化殘差直方圖和標準化殘差正態(tài)P-P圖。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，殘

105、差具有正態(tài)分布的趨勢，因此可以認為回歸模型2是健康的。</p><p><b>　　P2=</b></p><p>　　圖 5.7 標準化殘差直方圖</p><p>　　圖 5.8 回歸標準化殘差的標準P-P圖</p><p><b>　　5.5實證結論</b></p><p&g

106、t;　　從債務融資整體來看，對公司治理效應的影響主要通過對經(jīng)理層激勵、信號傳遞與控制權轉移三個方面進行體現(xiàn)的。但由于債務融資內部結構的不同，不同債權人有著不同的訴求，不同性質的債務所帶來的激勵或約束作用不同，因此對債務融資與公司治理效應之間的關系需要從債務融資內部結構的角度進行分析。本文分析了債務融資期限結構中短期借款和長期借款對公司治理效應的影響，以及債務類型結構中銀行借款和商業(yè)信用負債對公司治理效應的影響。通過理論分析和實證分析得出

107、以下結論：</p><p>　　（1）債務融資對公司治理效應的影響會因債務內部結構的不同而有所不同。企業(yè)在進行債務融資的過程中需要對債務內部結構進行考量。</p><p>　?。?）制造業(yè)上市公司債務融資中短期借款比例與公司治理效應存在不顯著的負相關關系。短期借款因更容易取得、資金成本較低以及缺少嚴格的監(jiān)管而得到廣泛的使用，但這樣的特點使得短期借款對流動性的約束降低。數(shù)據(jù)分析結果顯示，短期