4.4.1 基本回归模型及回归方法
为研究我国上市公司债务期限结构的微观影响因素，我们使用的基本回归模型如下：
LDEBTMAT（AVDEBTMAT）= β0 + β1 INC + β2 LASSETMAT（AVASSETMAT）+β3 LEV+β4 WEAK+β5 MED+β6 STRONG+β7 MV/BV+β8 SIZE+U
模型中各变量的定义如前所述，其中 U为干扰项。另外，有一点需说明的是，由于我们采用了百分比（LDEBTMAT）和平均数（AVDEBTMAT）两种方式来度量我国上市公司的债务期限结构，与此相对照，资产期限也使用了百分比（LASSETMAT ）和平均数（AVDEBTMAT）这两种方式。于是，在对模型进行估计时，LDEBTMAT与 LASSETMAT相对应，AVDEBTMAT则与AVASSETMAT相对应。
为检验我国上市公司的债务期限结构决定模型，我们使用了截面回归（cross-sectional regression）、混合时间序列横截面回归（pooled time-series cross-sectional regression）以及固定作用回归（fixed effect regression）三种回归方法对我国上市公司的债务期限结构模型进行了估计。截面回归是使用223个样本公司的时间序列平均值，它们是由上市公司的1 784 （223×8 ）个年观察值按样本公司计算而来的，每个变量对每个上市公司来说只有一个数据值。混合回归虽说考虑到了数据的截面和时间序列差异，但混合回归的估计量不能清楚地说明变量之间的相关性是由企业内还是由企业之间的估计量之间的相关性所形成的。并且混合回归不可能满足标准的OLS的假定，即误差项是独立的，t-统计值潜在地被高估。而截面回归则可排除残差连续相关的问题，同时也能显示出企业之间的相互作用，故采用截面回归是必要的。其不足之处是，截面回归没有利用变量观察值中的任何时间序列差异。企业内的作用是采用固定作用回归来进行估计的。用这种方式我们能得到在公司与公司的变量之间的相关性。固定作用回归与混合回归不同的是，它不仅考虑了数据的截面和时间序列差异，而且还考虑到了特定企业回归的截距问题。如果企业在所忽略的变量上存在显著差异或者对所包括在内的变量的敏感性有显著差异的话（这被限制为所有的企业都具有相同的斜率），固定作用回归可允许回归线进行移动。由于在混合回归中，对每个企业都增加一个独立的（separate）截距会使计算无效，于是，我们采用了对每个企业增加一个虚拟变量的办法。固定作用回归的不足是它忽略了来自企业间差异的大部分信息。正基于各种回归方法均有其优势与弊端，且相互之间具有一定的互补性，因此，我们同时使用这三种回归方法，以降低因回归方法而造成的检验结果的偏差。
4.4.2 回归结果及分析
为检验我国上市公司债务期限结构假设，本书使用了两类被解释变量———长期负债与总负债比（LDEBTMAT）和平均债务期限（AVDEBTMAT），同时匹配了两类资产期限———比率数资产期限（LASSETMAT）与平均资产期限（AVASSETMAT）。对每个回归模型均采用了截面回归、混合回归与固定作用回归三种回归方法来对相关解释变量的系数进行估计。
我国上市公司债务期限结构对相关解释变量的线性回归结果如表4-12和表4-13所示。两个表的不同点是，表4-12中的因变量是用比率数表示的债务期限结构———长期负债比总负债（LDEBTMAT），回归结果的差异不大。在这六个回归中，方差膨胀因子VIF均小于10 ，说明解释变量之间的共线性不严重。回归结果的具体分析如下：
公司资产质量的替代指标INC在六个回归中的估计系数都显著的为负（t-值为-23.285~-5.759，Sig。均为0）。这表明每单位资产所带来的主营业务收入越多的公司，就越倾向于使用较多的短期债务。验证了资产特征假设4.1.
在六个回归中，LEV与债务期限 LDEBTMAT和 AVDEBT-MATP之间均存在显著地正相关（t-值范围为2.784~10.223 ，Sig。均为0 ）。这表明使用债务资金较多的上市公司倾向于使用较多的长期债务，同时也说明随着杠杆水平的增加，上市公司用延长债务期限的方式来抵消较高流动性风险的可能性。资产特征假设4.2得到验证。这一结果支持了戴蒙德（Diamond，1991；1993）和夏普（Sharp，1991）关于债务杠杆较高的企业会选择较长的债务期限以避免非效率清算的预期，支持了巴克利和史密斯（Barclay and Smith，1995 ）、思托赫斯和毛尔（Stohs and Mauer，1996）以及利兰德和托夫特（Leland and Toft，1996）关于债务期限随债务杠杆水平的增加而提高的论断；也与我国一些学者的研究结果相一致（杨胜刚、何靖，2007；肖作平，2007；谭小平，2008；等）。
回归结果对由资产期限特征所决定的期限匹配假设4.3提供了强有力的支持。与债务期限和资产期限的相关性分析结果一样，企业的债务期限显著地与资产期限正相关，表明资产期限较长的公司使用期限较长的债务。分别在两类债务期限因变量的三种回归中，资产期限的系数都显著地正相关于债务期限。例如在表4-12中的混合回归（二）中，在其他方面都一样的情况下，资产期限增加1个百分点，债务期限则增加0.335个百分点。表4-12显示的是LASSETMAT对LDEBTMAT的回归影响；表4-13中显示的则是AVASSETMAT对AVDEBTMAT的回归影响。这一结果与大多数实证结论相一致，符合资产与债务的期限匹配原则。
回归结果对整体财务实力假设表示出一定的支持。与所预测的一样，整体财务实力弱的上市公司，随着财务实力的增强，企业趋向于使用长期债务来融资，从而其债务期限增加。在所有回归中，WEAK的系数均显著地为正。而整体财务实力较好的上市公司（Z>；3），则有使用较多短期债务的趋势。在两类因变量的混合回归与固定作用回归的4个回归结果中，STRONG的系数则都显著地为负。但值得我们注意的是，在这四个回归中，变量STRONG的t-值要比变量WEAK的t-值小得多；另外，在两个截面回归中，变量STRONG的系数均不显著，而变量MED的系数仍显著地为正。存在两种可能的解释：（1）因上市公司的财务实力会随着时间的变化而发生变化，具有时序特征，不太适合用截面回归法。（2）由于宏观环境的影响，我国上市公司整体债务期限结构较短，所选的样本公司在样本期间内，流动负债比率平均达到了85.41%，表明我国上市公司对短期债务的依赖程度可见一斑，对于财务实力较好（Z>；3 ）的上市公司，其债务期限已较短，平均为8.42%。于是，财务实力相对较强的上市公司再进一层地使用大量短期债务的空间不大，否则就会形成全部依赖短期债务的局面，这显然会使其财务风险太大。因此，整体财务实力强的上市公司不可能再去过度地采用大量的短期债务融资。
回归结果与代理成本假说一致，在这六个回归中，代理成本假说的企业成长选择的替代指标MV/BV的系数均显著地为负。除了回归（1 ）和回归（6 ）中MV/BV的系数是在10%的水平显著外，其余的四个回归中，MV/BV的系数均是在1%的水平显著。这使我国上市公司使用短期债务来降低代理成本得到了实证上的支持。这一结果也与我们前面宏观分析的结果相一致，进一步证实了快速发展的国民经济为企业提供了更多的成长机会，从而企业趋向于使用更多的短期债务来降低代理成本。我国一些研究学者也得出了相一致的结论（如肖作平，2007；谭小平，2008）。
然而，对于企业规模对债务期限的影响，在这六个回归中，只有回归（1 ）和回归（2 ）中SIZE的系数显著地为正，在其余的四个回归中，SIZE的系数均不显著，并且其符号有的为正，有的为负。这可能是由于解释变量之间并不是相互排斥而是存在一定的相关性所造成的。在各解释变量的相关性分析中，我们可知，变量 MV/BV与 SIZE之间的相关性系数较大，为 -0.431.
4.4.3 分类检验
1.股权结构
与发达国家的上市公司相比，我国上市公司的股权结构具有其自身的特色，即股权结构中有相当一部分股份为非流通股（国家股和法人股）。在我国，未流通股占大多数，而可流通股为总股份的1/3左右。而在这些尚未流通的股份中，又以国家股占绝对多数，并且1996~2003年呈现出增加的趋势。这主要是由于我国上市公司大多由国有企业通过股份制改造而上市的。为保持其国有性质，股权结构中存在大量的国家股和法人股，这些股份不可直接在市场中交易，也即不可流通。虽说股份制使企业享有法人所有权，国家只拥有终极所有权，不能干预企业的日常经营，从而弱化政府的行政干预职能，但股权结构决定股份制企业的性质。只要在股份制改造中国家股占主导地位，就难以冲破旧体制“政企不分”的怪圈。由于公司与作为投资者的国家的产权关系不清，国有股份过大，又没有对国有资产的约束和监督机制，势必会形成内部人控制。而在我国上市公司中又很少采用合理、有效的激励工具，导致上市公司高管层的收益与企业业绩无关，况且，我国上市公司执行董事、高管层显性的货币收益过低，使得现有的薪酬对其具有的激励与约束作用较弱，而公司的控制权收益则对执行董事和高管层具有较强的激励作用（曹凤岐、杨军，2004 ）。因此，执行董事、高管层为获得更大的控制权收益，就有动力盲目扩大上市公司的规模。于是，为安全和稳定地获得控制权收益，国家股占主导地位的上市公司自然会选择长期债务策略。另外，从债务担保的角度来看，由于国家股占主导地位，这样的上市公司在筹集长期资金时，国家无形地为它们起了担保作用。又由于我国债务资金的来源主要是银行信贷，而我国的银行业又以国有银行为主，国有银行与国有上市公司具有“同源代理”的关系，于是，国有上市公司相对于其他上市公司而言，有易于获得长期贷款的优势；再有就是，由于国有性质的上市公司代理链长，公司高管人员的主要动机是维持企业的稳定以获得自身收益，不会真正地从股东的角度出发，实现企业价值的最大化，更不会去投资风险大、回报率高的项目来提高企业价值。基于此，我们期望国家股占主导地位的上市公司使用较多的长期债务。为检验我国上市公司这一股权结构特性对债务期限结构的影响，我们设置股权结构哑变量STOCK DUMMY。国家股占总股份的比例大于和等于50%时，STOCK DUMMY为1 ，否则为0.我们期望此变量系数的符号为正。
表4-15中的模型1是引入股权结构哑变量（STOCK DUM-MY）后的混合回归结果（因变量为LDEBTMAT）。从回归结果来看，哑变量STOCK DUMMY的系数在5%的水平显著为正。这表明我国上市公司的债务期限结构的确受到了股权结构的影响。在国家股占绝对控股地位的上市公司有使用较多长期债务的趋势，从而具有较长的债务期限。然而，在引入股权结构哑变量后，对其他解释变量几乎没什么影响。
2.行业影响
有关行业对债务期限结构的影响，弗兰纳瑞（Flannery，1986）检验了在不对称信息下，企业的债务期限选择。它们把债务期限选择的行业差异归因于行业的信息不对称程度的差异上。他认为具有较大信息不对称特征的行业（如金融公司，相对于工业企业而言，它们的投资组合没有较好地对外披露）趋向于发行短期债务。后来，弗兰纳瑞（1994 ）又认为银行业应当选择短期融资来作为减少扭曲的投资激励的一种方式，因为银行业通常具有较高的杠杆水平，次优投资判断的机会多。代理成本导致这种判断的存在，主要是因为对投资者来说，银行业的资产是难以评估的，并且银行业存在大量资产替代的机会。史密斯（Smith，1986）认为受管制的企业相对不受管制的企业而言，管理者对将来投资决策的决策空间（managerial discretion ）较少。这种投资决策空间的减少降低了长期债务的逆向选择作用（如代理成本）。因此，受管制的企业比不受管制的企业的债务期限要长，如公用事业等。
对于我国各行业间的债务期限结构情况，在前面对债务期限结构的行业分析中，已探讨了行业对债务期限结构的影响，并且各行业的债务期限结构确实存在差异。在此，我们再次对行业因素进行分析，其主要意图是想了解行业与特定企业的自身特征因素对上市公司债务期限结构影响的相对重要性。本书的行业分类，是参照国家标准 GB/T4754 -94《国民经济行业分类与代码》中的产业划分原则，将股票行业按2001年4月证监会和两个交易所公布、规定的行业类属进行确认的五大类，即工业类、商业类、房地产类、公用事业类和综合类。我们以工业企业类上市公司为基准组。之所以选择工业类上市公司为基准组，主要是基于这样的考虑：（1）工业类上市公司相对其他类行业来说较成熟些。（2）在样本公司中，工业类上市公司的数量也较多。其他各行业类哑变量是这样规定的：商业类哑变量为1，如果观察值是来自商业类样本公司，否则为0；房地产类哑变量为1，如果观察值样本来自房地产类上市公司，否则为0；公用事业类哑变量为1，如果观察值样本属于公用事业类上市公司，否则为0；综合类哑变量为1，如果观察值的样本公司属于综合类上市公司，否则为0.接着，我们把各行业哑变量引入回归模型，重新对因变量为LDEBTMAT的混合回归进行估计。从回归结果来看，除了R2（从0.264增加到0.285）稍有所增大外，对其他变量而言，无论是估计系数的大小、t -值，还是显著性均没有什么实质性的影响。各行业类哑变量均与债务期限结构显著相关，但从整体上来看，行业因素对债务期限结构的影响并不大，R2仅提高了2.1%。这一证据表明，在决定上市公司的债务期限结构时，主要影响因素是上市公司的自身特征而不是上市公司的所属行业因素。
3.债务工具类型
虽说企业的债务融资结构与期限结构最终都是由企业的自身特征决定的，但毕竟债务工具的类型对债务期限结构存在着直接的影响，使用长期债务多的企业其债务期限也较长，而使用短期债务多的企业则债务期限短。为检验这一机械相关性，我们使用了债券哑变量（BOND DUMMY）和商业票据哑变量（COM PA-PER DUMMY）。之所以使用这两个哑变量，主要是由于：（1）公司债券一般具有较长的到期期限，属于长期债务的范畴；而商业票据则一般期限较短，属于短期债务的范畴。（2）债券与票据并非每个企业都使用，尤其是公司债券类债务工具，在样本企业中，使用率很低。对于债券哑变量与商业票据哑变量我们是这样设置的，债券哑变量BOND DUMMY为1，如果样本公司发行了长期债券，否则为0；商业票据哑变量COM PAPER DUMMY为1 ，如果样本公司使用了商业票据，否则为0.模型3表明，债券哑变量的系数显著地为正，而商业票据哑变量的系数则显著地为负。这表明，长期债券的使用确实会使上市公司的债务期限加长，而商业票据的使用则会缩短上市公司的债务期限结构。至于模型中引入债券哑变量和商业票据哑变量这两个哑变量后，债务期限结构的其他解释变量几乎都未受到什么影响。
4.税收假说和不对称信息假说
（1）税收假说
为检验税收假说，我们选用了两个替代指标———实际税率和期间结构。下面对这两个指标进行具体说明：
①实际税率（TAXRATE）。企业的实际税率由所得税与税前收益的比率来衡量（Stohs and Mauer，1996 ）。肯恩等（Kaneet al。，1985）的研究表明，最优债务期限结构由每期债务融资的税收好处和破产与债务发行成本（debt issue flotation costs）之间的权衡而决定。他们认为最优债务期限随着债务税收好处的减少而增加、随着发行成本的增加而增加以及随着企业价值反复无常变动的降低而增加。债务税收好处与债务期限之间反相关的理由是：当企业的税收好处减少时，企业提高它们的债务期限以确保剩余的债务税收好处不少于已摊销的发行成本。基于债务期限结构有关税收假说文献的预测，债务期限与企业的实际税率负相关。
对于我国上市公司的实际税率TAXRATE，则存在许多在经济上是不合理的年观察值。从实际税率描述性统计的频数分布中可知，有126个年观察值小于0 ，15个年观察值大于1 ，两者占总样本观察值的7.9%。为此，我们遵循费歇尔、赫因克尔和泽奇纳（Fisher，Heinkel and Zechner，1989）、思托赫斯和毛尔（Stohs and Mauer，1996）的做法，不是剔除异常值，而是把TAXRATE分成两个变量，TAXRATE1和TAXRATE2.当TAXRATE在0与1之间时，TAXRATE1等于 TAXRATE，TAXRATE2等于 0；当TAXRATE为其他值时，则TAXRATE1等于0，TAXRATE2则等于TAXRATE。
②期间结构（TERM）。期间结构由10年期国库券的票面利率与1年期国库券的票面利率之差来替代。根据布瑞克和拉维德（Brick and Ravid，1985；1991）的研究，在利息率确定的情况下，当收益曲线向上倾斜时，对企业来说发行长期债务是有利的。于是，我们期望债务期限与TERM之间正相关。
（2）不对称信息假说
不对称信息假说模型就是考虑当借款人（企业）对他们的信用质量（credit quality ）具有私人信息时，有关借款人（企业）对其债务期限选择问题的研究。有关这方面的研究文献主要有弗兰纳瑞（Flannery，1986 ）、罗宾斯和沙驰伯格（Robbinsand Schatzberg，1986）、卡乐和尼奥（Kale and Noe，1990）以及戴蒙德（Diamond，1993）。根据是否可能存在分离均衡（sepa-rating equilibrium），这些模型能被分为信号模型（signalling mod-els）和逆向选择模型（adverse selection models ）（Gudeds andOpler，1996）。在信号模型中，投资者从借款人（企业）对债务期限的选择来推断其所拥有的私人信息。由于短期债务对价格低估不敏感，因此，债务被低估的企业会选择到期期限短的短期债务，反之亦然，债务被高估的企业则会选择长期债务。于是，企业可通过债务期限的选择向存在信息不对称的市场传递其质量信息。在逆向选择模型中，私人信息并未被揭示（reveal ）出来，企业对债务期限的选择是想使私人信息对债务融资成本的影响降低到最小。逆向选择模型的关键洞察力（key insight ）就在于，他们认为不对称信息会导致人们对短期债务的偏见。此种偏见之所以会发生是因为具有利好内部信息的借款人避免使用长期债务来锁定他们的融资成本。因此，他们期望能在有更多利好信息的期间来使用长期债务。
根据信号模型，质量好的企业会选择短期债务来向市场传递其质量信息。然而，在所有信号理论的文献中，都没有用一种从实证上可观察到的方式来定义企业的质量。为获得可从实证上来检验的企业质量替代指标，我们遵循巴克利和史密斯（Barclayand Smith，1995）、思托赫斯和毛尔（Stohs and Mauer，1996 ）的做法，用企业未来盈余的变化（ΔEPS ）作为企业质量的替代指标。之所以使用企业未来盈余的变化来替代企业质量，是因为企业内部人是用将来盈余的变化来预计企业质量的变化（Stohs and Mauer，1996）。ΔEPS为下一年的每股盈余与本年每股盈余之差除以本年的每股价格。弗兰纳瑞（Flannery，1986）信号模型预测在债务期限与ΔEPS之间存在负相关。
为检验逆向选择模型，我们选择企业的年龄（YEAR ）作为信息不对称程度的替代指标（Scherr and Hulburt，2001 ）。因为老企业建立的时间较长，市场对其较为了解，一般具有较低的不对称信息水平。为度量企业年龄对债务期限的影响，我们使用上市公司的上市年龄加上1的自然对数来表示，即YEAR=Ln （1+上市公司的上市年龄）。我们期望具有较大信息不对称的年轻的上市公司使用更多的短期债务（Guedes and Opler，1996 ），即YEAR与债务期限正相关。
为联合检验文献中有关债务期限选择的各种假说，我们把检验税收假说的替代指标实际税率TAXRATE、期间结构TERM和检验不对称信息假说传递企业质量信息的替代指标ΔEPS、代表信息不对称程度的替代指标YEAR引入到我们的模型，并使用混合回归法重新对其进行估计。回归结果如表4-17中的模型4和模型5所示。模型4中的实际税率未考虑极端值的影响，直接引入变量TAXRATE；而模型5则是考虑到极端值对回归结果的影响，将TAXRATE1和TAXRATE2引入模型中。从回归结果（模型4和模型5）来看，在所引入的4个替代变量中，检验税收假说的两个替代指标均不显著，并且TERM指标还出现了相反的符号。这表明在我国，上市公司债务期限的选择并不支持税收假说。也就是说，我国上市公司在用不同期限的债务进行融资时，并没有考虑不同期限的债务所带来的税收好处。可能的解释是：（1）整体国民经济的快速增长带动着上市公司的快速成长，资金需求大于资金供给，上市公司急需资金来扩展或维持上市公司的发展速度，属于资金卖方市场。而我国上市公司的债务融资环境并不宽松，企业债券市场不发达，上市公司的债务资金来源渠道单一，主要为银行贷款，占总债务融资的50.17%。因此，上市公司更多的是考虑满足公司的资金需求，而未去考虑不同期限债务所带来的税收好处。（2）国家对上市公司有税收优惠政策，整体税率并不高，不同期限债务所带来的税收好处还未达到足以能激励上市公司来考虑税收好处的程度。另外，还有一个可能的解释是，上市公司通过其他手段获得的税收好处可能要比用债务期限来获得的税收好处来得快而多。
对于信息不对称假说的两个替代指标ΔEPS和YEAR，ΔEPS指标的系数虽与所预测的符号一致，但不显著。造成此结果的偏差，一种可能的解释是与我们所使用的方法有关。信号模型考虑的是企业用不同期限的债务来向市场传递企业质量的信息，也就是检验企业用不同期限的债务来融资时，市场对企业会有什么样的反应。一般而言，增量法比较适合用来检验信号模型。但由于我国债券市场不发达，上市公司债务融资时市场反映的数据难以获取，增量法不太适合我国实际情况，故未被采用。另一种可能的解释就是我国资本市场的无效率。
信息不对称程度的替代指标YEAR虽显著，但出现了相反的符号。这表明，不对称信息假说中的逆向选择模型在我国上市公司的债务期限选择中也未得到支持。然而，上市公司的上市年龄与债务期限结构显著地负相关，说明上市公司上市年龄越长，其债务期限越短，也就是说使用的短期债务就越多而长期债务则越少。这可能是由于我国证券市场发展结构的不平衡所造成的。从前面第3章可知，由于我国股票市场对企业债券市场的替代，导致了我国上市公司用股权融资来替代债权融资，尤其是用配股行为来替代长期债务融资。而上市公司的上市年限越长，进行配股的机会也就越多，上市公司用股本替代长期债务的程度就会越大，长期债务就越少。于是，表现出上市年龄与债务期限结构的负相关性。
5.代理假说的稳健性检验（robustness test）
无可否认，企业资产的市场价值与账面价值的比率MV/BV只能是企业成长选择的一个噪音替代指标。尤其是在我国，由于股权结构的特殊性，存在大部分非流通股，MV/BV作为成长选择的替代指标就更有待推敲。在债务期限结构决定的相关文献中，有关企业成长选择的其他可供选择的替代指标有广告、研究和开发费用与总资产比（Smith and Watts，1992 ），折旧与企业价值比，盈余—价格比（earning -price ratio ）等（Barclay andSmith，1995）。并且期望具有较低的研究开发费用、较多的折旧费用、较高的盈余—价格比的企业有较多的有形资产，投资机会集中有较少的成长选择。由于我国上市公司研究与开发费用不可获得，因此，我们选用折旧与企业价值比和盈余—价格比来作为企业成长选择的替代指标，并期望它们与债务期限结构之间存在正相关。但鉴于我国股权结构的特殊性，存在大量尚未流通股，我们对这两个指标进行了调整。具体调整过程为：①折旧与企业价值比（D/BV）中的企业价值采用资产的账面价值（BV），而不用市场价值（MV）；②盈余价格比（E/P）中的价格P，我们使用的是加权平均价格。其中加权平均价格P=流通股股数/总股数×每股价格+非流通股股数/总股数×每股净资产。为进一步检验债务期限结构选择中代理假说的稳健性，我们分别用折旧与企业价值比（D/BV）和盈余价格比（E/P）来替代MV/BV。表4 -17中的模型6是用 D/BV代替MV/BV；表4-17中的模型7则是用E/P来替代MV/BV。从模型6的结果来看，指标D/BV （折旧企业价值比）系数如所预测的一样，显著地为正。与表4-12中的混合回归（二）相比较，除STRONG的显著性水平稍有一点变化外（显著性水平由10%~5%），其他变量估计的系数和显著性水平都未发生实质性变化。模型7的结果与模型6的相似，指标E/P的系数也如所预测的一样，显著地为正。在用指标 E/P替代指标 MV/BV后，除变量STROGN的显著性水平存在变化外（10%~5%），其他变量的系数估计和显著性水平均未发生实质性的变化。因此，从模型6与模型7对代理假说的稳健性检验结果来看，我们可得出我国上市公司的债务期限选择对代理假说表示强有力支持的结论。
