基于煤炭企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的回歸對比分析

　　【摘要】 負(fù)債經(jīng)營是煤炭企業(yè)的常態(tài)，債務(wù)償還風(fēng)險是債務(wù)融資的必然產(chǎn)物。對長期債務(wù)風(fēng)險進(jìn)行研究發(fā)現(xiàn)，最佳債務(wù)期限結(jié)構(gòu)模型的建立能充分預(yù)測債務(wù)總額中的長期負(fù)債比率，產(chǎn)生最大化收益，很好地解決長期債務(wù)融資風(fēng)險問題。文章利用中國煤炭上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)，采用三種不同的多元統(tǒng)計回歸模型進(jìn)行分析，得出影響中國煤炭上市公司最佳期限結(jié)構(gòu)的影響因素，以構(gòu)建最佳債務(wù)期限結(jié)構(gòu)模型。
　　【關(guān)鍵詞】 債務(wù)融資風(fēng)險；債務(wù)期限結(jié)構(gòu)；煤炭上市公司；多元統(tǒng)計回歸模型
　　
　　一、引言
　　債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)（Debt maturity structure）是指短期債務(wù)融資和長期債務(wù)融資占企業(yè)總債務(wù)資本的比例。在公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)分析中，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的計量方式有以下三種：
　　一是Barclay and Smity（1995），Jun and Jen（2003）提出的到期債務(wù)率，即現(xiàn)在到期的長期或短期債務(wù)與企業(yè)總債務(wù)之比。
　　二是 Kim，Maucr and Stohs（1995），Stohs and Mauer（1996）等提出的加權(quán)債務(wù)期限，即企業(yè)各期債務(wù)的賬面價值加權(quán)平均值。
　　三是Guedes and Oplcr （1996）在《公司發(fā)行債務(wù)期限的決定性因素》中提出資產(chǎn)負(fù)債表（The balance sheet）法和增量法（The incremental approach）的計量方法。資產(chǎn)負(fù)債表法采用加權(quán)資產(chǎn)負(fù)債表中所有現(xiàn)存到期債務(wù)期限計量的一種方法，上述方法一即為資產(chǎn)負(fù)債表法。增量法就是用新籌措的（新增加）債務(wù)的到期期限來進(jìn)行計量的一種方法，上述方法二即為增量法。
　　
　　二、煤炭企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)問題分析
　?。ㄒ唬﹤鶆?wù)期限結(jié)構(gòu)的主要理論
　　構(gòu)建合理的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)會影響煤炭企業(yè)債務(wù)融資效益，影響煤炭企業(yè)的財務(wù)安全，進(jìn)而影響金融市場的和諧。
　　債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的研究始自Merton（1974）在《金融雜志》發(fā)表的《企業(yè)債務(wù)的定價：利率結(jié)構(gòu)的風(fēng)險》，得出了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與企業(yè)價值無關(guān)的結(jié)論，但論述比較模糊。真正對債權(quán)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行系統(tǒng)理論研究的是Barclay and Smith，他們于1995年發(fā)表了《公司負(fù)債的期限結(jié)構(gòu)》，從債務(wù)合約成本假說、企業(yè)稅收假說與信號假說對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)理論進(jìn)行了論述。Guedes＆Opler（1996）發(fā)表了《決定公司發(fā)行負(fù)債的期限的因素》，Stohs＆Mauer（1996）發(fā)表的《公司負(fù)債期限結(jié)構(gòu)的決定因素》以及Scherr＆Hulburt（2001）的著作《小規(guī)模企業(yè)的負(fù)債期限結(jié)構(gòu)》，分別從不同的角度對公司債務(wù)期權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行論述，推動了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的研究進(jìn)程。
　　我國對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)研究問題集中在實證研究方面。敬志勇、歐陽令南（2004）的實證分析表明當(dāng)期負(fù)債期限與公司的長期負(fù)債比率呈負(fù)相關(guān)。楊興全、呂珺（2004）支持了期限匹配假說和清算風(fēng)險假說，部分支持了代理成本假說，但未得到足夠信息支持信號傳遞假說和稅收假說。袁衛(wèi)秋（2004）從契約成本的理論、信息不對稱的理論、稅收的理論和期限匹配四個方面對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行論述。楊興全、鄭軍（2004）歸納了代理成本假說、信號傳遞假說、清算風(fēng)險假說、期限匹配假說和稅收假說。肖作平、李孔（2004）先用單因素法以對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素進(jìn)行個別簡單分析；然后進(jìn)行實證分析，逐步回歸。
　?。ǘ┟禾科髽I(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素
　　根據(jù)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的理論及實證研究，可以識別出諸多影響因素，如表1所示。
　　三、采用多元線性回歸模型進(jìn)行實證分析
　　為了更好地反映煤炭企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，假設(shè)自變量與因變量呈多元線性關(guān)系，分別采用強(qiáng)行進(jìn)入（Enter）法、逐步法及主成分分析法對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行回歸分析，并將最后結(jié)果進(jìn)行比較分析，構(gòu)建煤炭企業(yè)的最佳期限結(jié)構(gòu)。
　?。ㄒ唬?shù)據(jù)的選取
　　本研究的數(shù)據(jù)來源于高校財經(jīng)數(shù)據(jù)庫（www.bjinfobank.com），巨潮資訊網(wǎng)（www.cninfo.com.cn），搜狐證券（q.stock.sohu.com）。樣本的選取遵循以下原則：一是僅考慮2006年前在滬、深交易所上市的22家A股煤炭公司，確保公司行為相對成熟以及樣本公司的數(shù)據(jù)具有可比性；二是收集煤炭上市公司2001—2009年相關(guān)數(shù)據(jù)；三是為保證樣本結(jié)論的精確度，剔除被ST的上市公司平莊能源（000780）與美錦能源（000723）。選取2006年1月1日前在深圳、上海證券交易所上市的20家煤炭上市公司為研究樣本，以2001—2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，具體分析其債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素。
　?。ǘ┤N不同回歸方法的擬合優(yōu)度比較分析
　　表2是利用三種不同統(tǒng)計回歸方法對因變量進(jìn)行回歸分析時的模型擬合優(yōu)度。三種方法中，強(qiáng)行進(jìn)入回歸的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.612，自變量與因變量的決定系數(shù)（或判定系數(shù)）為0.375，調(diào)整的決定系數(shù)為0.362，最高，說明其擬合優(yōu)度在三種方法中最好。
　?。ㄈ├萌N不同方法所得到的回歸結(jié)果分析
　　利用強(qiáng)行進(jìn)入回歸分析方法所得到的回歸結(jié)果如表3所示。表3中對應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)欄給出了對應(yīng)因變量（長期負(fù)債/總負(fù)債）的各個自變量的標(biāo)準(zhǔn)偏回歸系數(shù)，可以得出ETR（實際所得稅稅率）對因變量的影響最大。這是因為煤炭公司的凈利潤是其償還債務(wù)利息的重要保證，而凈利潤受所得稅稅率的影響程度高；同時由于利息支付在計算繳納所得稅前，所得稅的存在會使利息支付起到一定的抵稅作用，因而所得稅的存在對債務(wù)的影響是雙重的。其次影響程度高的是FCF（自由現(xiàn)金流量）。西方理財活動中，自由現(xiàn)金流量的管理被稱為理財?shù)谝辉?，在于自由現(xiàn)金流量雖然為企業(yè)帶來的收益最少，卻是企業(yè)正常運(yùn)營所必需的，如果缺乏必要的自由現(xiàn)金流量，則表明企業(yè)財務(wù)融資能力不足，時間久了，會導(dǎo)致企業(yè)陷入財務(wù)困境，陷入財務(wù)困境的企業(yè)若不能及時整改，破產(chǎn)概率非常高。再次是X8（非債務(wù)稅盾），非債務(wù)稅盾主要考慮的是折舊率對負(fù)債的影響程度，即固定資產(chǎn)有效使用年限內(nèi)的年折舊比率對償債能力的影響。煤炭企業(yè)屬高經(jīng)營杠桿企業(yè)，資產(chǎn)的年折舊程度對因變量的影響程度自然較高。最后是X3（資產(chǎn)擔(dān)保價值）、X6（企業(yè)內(nèi)部資源能力）、X4（成長性）。對因變量影響程度最小的是X5（公司規(guī)模），這里也從另一個角度說明，煤炭企業(yè)規(guī)模與其獲利能力的關(guān)聯(lián)度不高。
　　表3右半部分表明自變量與因變量間的線性關(guān)系。8個自變量的方差膨脹因子分別為1.139、4.895、3.904、2.595、
　　1.318、1.115、2.088、2.878，其中最大的方差因子為4.895，低于多重共線性嚴(yán)重的標(biāo)準(zhǔn)（經(jīng)驗值VIF=5）。8個自變量的容差分別為0.878、0.204、0.256、0.385、
　　0.759、0.897、0.479、0.347，最小公差為0.204，大于多重共線性嚴(yán)重的標(biāo)準(zhǔn)（經(jīng)驗值Tolerance =0.1），說明自變量間不存在嚴(yán)重共線性。
　　利用逐步回歸統(tǒng)計分析方法所得到的回歸結(jié)果顯示，唯一變量SIZE的系數(shù)為0.052（小于強(qiáng)行進(jìn)入時所對應(yīng)的系數(shù)），常量為-0.944，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.360，回歸結(jié)果與預(yù)期出現(xiàn)很大的悖論。
　　說明逐步回歸分析在本案例分析中不能達(dá)到所要求的線性模擬結(jié)果，導(dǎo)致該結(jié)果出現(xiàn)最可能的原因是樣本數(shù)量的關(guān)系，在以后的數(shù)年內(nèi)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)關(guān)注煤炭上市公司相應(yīng)的財務(wù)數(shù)據(jù)，進(jìn)行采集、分析。
　　
　　利用主成分分析法對煤炭上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行分析，根據(jù)特征值大于1或信息累計貢獻(xiàn)率大于80%確定的主成分個數(shù)為5個（表4）。表4是基于各主成分的載荷得到主成分載荷矩陣。從表4中可以看出，第一主成分 與MB、AI呈較強(qiáng)的正相關(guān)，與FCF呈較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，這是由于這三個因素與資產(chǎn)的價值有關(guān)，第一主成分可以被認(rèn)為是資產(chǎn)價值的代表；第二主成分與ETR呈較強(qiáng)的正相關(guān)，與EPS呈較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，可以認(rèn)為第二主成分是利潤的代表；第三主成分與SIZE、EPS呈較強(qiáng)的正相關(guān)，與AM呈較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，可以認(rèn)為第三主成分是總資產(chǎn)的代表；第四主成分與VOL呈較強(qiáng)的負(fù)相關(guān)，可以認(rèn)為是息稅前利潤（EBIT）的代表；第五主成分與AM呈較強(qiáng)正相關(guān)，可以認(rèn)為是固定資產(chǎn)的代表。
　　
　　四、結(jié)論
　　一是利用三種多元線性回歸方法（強(qiáng)行進(jìn)入法、逐步回歸法、主成分分析法） 對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行實證分析，從最終回歸結(jié)果來看，強(qiáng)行進(jìn)入法所反映的自變量與因變量的線性模擬程度最好；主成分分析法次之；逐步回歸法所得到的結(jié)果最差。
　　二是在對因變量煤炭上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的論證過程中，從回歸結(jié)果看，所選擇的8個自變量（VOL、MB、AI、FCF、SIZE、AM、EPS、ETR）與因變量存在相對明顯的線性相關(guān)關(guān)系。這說明在整體上本文選取的自變量確實可以較好地解釋煤炭上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的變化，且最終結(jié)果與最初的假設(shè)基本一致。
　　
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