西部地區(qū)上市公司債務(wù)融資效應(yīng)的實(shí)證研究——基于2007～2010年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)

周沁馨

一、引言

在全球一體化的背景下，伴隨著“十二五”規(guī)劃的推進(jìn)，我國(guó)經(jīng)濟(jì)進(jìn)入嶄新的發(fā)展時(shí)代，資本市場(chǎng)逐步健全，籌資渠道呈現(xiàn)多元化趨勢(shì)。債務(wù)融資憑借其獨(dú)特的稅盾效應(yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)、公司治理效應(yīng)、信號(hào)傳遞效應(yīng)、財(cái)務(wù)拮據(jù)效應(yīng)等優(yōu)勢(shì)，成為現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)決策的核心問(wèn)題。

西方發(fā)達(dá)國(guó)家關(guān)于債務(wù)融資效應(yīng)的研究已經(jīng)較為成熟并付諸實(shí)踐；我國(guó)目前的研究多從公司治理效應(yīng)著手，或僅局限于某一方面效應(yīng)，或忽略了不同效應(yīng)之間的關(guān)聯(lián)性，鮮有學(xué)者從公司理財(cái)角度基于稅盾效應(yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)及其聯(lián)系展開綜合分析。本文認(rèn)為，稅盾效應(yīng)是債務(wù)融資效應(yīng)的根源，財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)是稅盾效應(yīng)的延伸，二者是一個(gè)系統(tǒng)的整體，因此本文重在分析稅盾效應(yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)對(duì)債務(wù)融資效應(yīng)的影響。

二、國(guó)內(nèi)外研究現(xiàn)狀

西方對(duì)資本結(jié)構(gòu)的研究始于1958年著名經(jīng)濟(jì)學(xué)家Modigliani和Miller提出的MM理論，并于1963年給予修正。其后，Masulis，Ronald W.（1983）證實(shí)了稅盾對(duì)企業(yè)價(jià)值的促進(jìn)作用，并進(jìn)一步檢驗(yàn)了資本結(jié)構(gòu)變化對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響，結(jié)果表明股價(jià)變動(dòng)與財(cái)務(wù)杠桿的變動(dòng)正相關(guān)，公司價(jià)值的變化與企業(yè)債務(wù)水平的變動(dòng)正相關(guān)；Titman和 Wessels（1988）以1972-1982年美國(guó)制造業(yè)中的469家上市公司為研究樣本進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果表明企業(yè)的業(yè)績(jī)與負(fù)債比率顯著負(fù)相關(guān)；Garhnal的研究發(fā)現(xiàn)，資本化的稅盾價(jià)值9.7%，進(jìn)一步證實(shí)了稅盾作用的存在；Louis Charles，Gapenski運(yùn)用兩種方法對(duì)財(cái)務(wù)杠桿和資本成本進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)，結(jié)果顯示兩者之間具有很強(qiáng)的正相關(guān)性。

我國(guó)對(duì)債務(wù)融資效應(yīng)的研究還處于初級(jí)階段，但已引起學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。最早研究資本結(jié)構(gòu)理論的朱民和劉利利介紹了現(xiàn)代企業(yè)資本結(jié)構(gòu)理論的主要內(nèi)容及其發(fā)展演化過(guò)程。隨后，國(guó)內(nèi)對(duì)于債務(wù)融資的研究大多基于兩方面，一是債務(wù)融資與經(jīng)濟(jì)效益的關(guān)系。大多數(shù)學(xué)者致力于研究債務(wù)融資的公司治理效應(yīng)，例如陳共榮，胡正國(guó)（2003）從理論上分析了資本結(jié)構(gòu)與治理結(jié)構(gòu)的關(guān)系，強(qiáng)調(diào)了資本結(jié)構(gòu)安排在很大程度上決定了企業(yè)治理模式的選擇，并能對(duì)經(jīng)營(yíng)者產(chǎn)生激勵(lì)和約束作用，從而降低代理成本。少數(shù)學(xué)者單獨(dú)研究了債務(wù)融資的稅盾效應(yīng)，例如宋獻(xiàn)中（2001）通過(guò)研究稅收與資本結(jié)構(gòu)的相關(guān)性，提出了從國(guó)家稅制及稅收政策方面來(lái)分析我國(guó)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)普遍不合理的原因。鮮有學(xué)者從公司理財(cái)角度基于稅盾效應(yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)及其聯(lián)系展開綜合分析，例如楊春華、劉建長(zhǎng)認(rèn)為，產(chǎn)生財(cái)務(wù)杠桿效益的兩個(gè)根源是固定費(fèi)用效應(yīng)和稅收屏蔽效應(yīng)。

二是債務(wù)融資影響因素的研究，例如陸正飛、辛宇（1998）研究了負(fù)債率與企業(yè)規(guī)模、獲利能力的關(guān)系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與負(fù)債比率呈不顯著的正相關(guān)關(guān)系，獲利能力與負(fù)債比率顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；洪錫熙、沈藝峰（2000）以總資產(chǎn)為解釋變量，得出企業(yè)規(guī)模越大負(fù)債水平越高的結(jié)論，同樣是以凈利潤(rùn)/主營(yíng)業(yè)務(wù)收入為解釋變量，但得出的結(jié)論與陸正飛、辛宇相反——企業(yè)盈利能力越強(qiáng)，負(fù)債水平越高。

三、債務(wù)融資效應(yīng)的指標(biāo)體系及研究假設(shè)

債務(wù)融資效應(yīng)受到諸多因素的共同影響，比如總資產(chǎn)息稅前利潤(rùn)率、凈資產(chǎn)收益率、財(cái)務(wù)杠桿系數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債率、利息保障倍數(shù)、營(yíng)業(yè)收入凈利潤(rùn)率、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、每股利潤(rùn)等。本文選取前5個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)構(gòu)成了一套指標(biāo)體系，具體見(jiàn)表1：

表1 債務(wù)融資效應(yīng)的指標(biāo)體系

債務(wù)融資的稅盾效應(yīng)認(rèn)為，債務(wù)利息為企業(yè)帶來(lái)債務(wù)稅盾，增加現(xiàn)金流入，企業(yè)通過(guò)改變資本結(jié)構(gòu)使企業(yè)價(jià)值提高，對(duì)股東也意味著更多的可分配經(jīng)營(yíng)收入。由于政府的稅收政策比較穩(wěn)定，企業(yè)一旦確定資本結(jié)構(gòu)，稅盾效應(yīng)就長(zhǎng)期存在，其本金化價(jià)格（永續(xù)的債務(wù)稅盾的現(xiàn)值之和）即是增加的企業(yè)價(jià)值。

債務(wù)融資的財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)指出，在資本結(jié)構(gòu)一定的情況下，當(dāng)ROA大于債＞Rd時(shí)，企業(yè)適當(dāng)增加負(fù)債，債務(wù)利息從稅前利潤(rùn)中扣減而少交所得稅，可以提高ROE，擴(kuò)大股東財(cái)富，帶來(lái)財(cái)務(wù)杠桿的正效應(yīng)；相反，當(dāng)ROA＜Rd時(shí)，企業(yè)繼續(xù)擴(kuò)大負(fù)債，會(huì)增加還本付息的財(cái)務(wù)負(fù)擔(dān)，進(jìn)而降低ROE，侵蝕股東權(quán)益，甚至可能出現(xiàn)財(cái)務(wù)危機(jī)，帶來(lái)財(cái)務(wù)杠桿的負(fù)效應(yīng)。

本文認(rèn)為財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)產(chǎn)生的根源在于債務(wù)利息的固定性和稅收屏蔽性，當(dāng)企業(yè)發(fā)生債務(wù)融資時(shí)，一方面由于債務(wù)利息的固定性，使每股利潤(rùn)對(duì)息稅前利潤(rùn)的變化更加敏感；另一方面，債務(wù)利息準(zhǔn)予稅前扣除的規(guī)定直接降低了稅負(fù)，相當(dāng)于國(guó)家分擔(dān)了部分債務(wù)利息，使得股東取得了稅收層面上的額外收益，即債務(wù)利息的稅收屏蔽作用。所以，稅盾效應(yīng)是財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)的根源，財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)是稅盾效應(yīng)的延伸，兩者是統(tǒng)一的整體。

同時(shí)，稅盾效應(yīng)不僅是財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)的根源，也是債務(wù)融資效應(yīng)的最直接表現(xiàn)。企業(yè)舉債必定產(chǎn)生利息，若息稅前利潤(rùn)足以彌補(bǔ)債務(wù)利息，企業(yè)應(yīng)繳納所得稅，債務(wù)利息帶來(lái)稅盾效應(yīng)，可增強(qiáng)債務(wù)融資效應(yīng)。否則，企業(yè)的成本費(fèi)用高于收入時(shí)，高額的負(fù)債不但不能享受稅盾效應(yīng)，反而使企業(yè)陷入更深的困境 。由此，本文提出以下假設(shè)：

假設(shè)Ⅰ：當(dāng)ROA＞Rd時(shí)，提高資產(chǎn)負(fù)債率，稅盾效應(yīng)增大，財(cái)務(wù)杠桿表現(xiàn)為正效應(yīng)，進(jìn)而增強(qiáng)債務(wù)融資綜合效應(yīng)；

假設(shè)Ⅱ：當(dāng)ROA＜Rd時(shí)，提高資產(chǎn)負(fù)債率，稅盾效應(yīng)增大，財(cái)務(wù)杠桿表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，若稅盾效應(yīng)＞財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)，增強(qiáng)債務(wù)融資綜合效應(yīng)；若稅盾效應(yīng)＜財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)，削弱債務(wù)融資綜合效應(yīng)。

四、西部地區(qū)上市公司債務(wù)融資效應(yīng)的現(xiàn)狀分析

本文選取了2007年～2010年滬市西部地區(qū)（具體包括云南、貴州、四川、重慶）的上市公司共65家，通過(guò)對(duì)樣本進(jìn)行篩選，剔除了2007年～2010年以來(lái)的ST公司12家，最終得到53家上市公司作為研究樣本，從稅盾效應(yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)兩個(gè)方面進(jìn)行債務(wù)融資效應(yīng)的現(xiàn)狀分析。

（一）稅盾效應(yīng)的現(xiàn)狀分析

本文選取財(cái)務(wù)費(fèi)用 、ALR、IPM作為樣本公司稅盾效應(yīng)現(xiàn)狀分析的指標(biāo)。

表2 稅盾效應(yīng)的現(xiàn)狀分析

表2表明，樣本公司的ALR均值略大于50%且逐年增長(zhǎng)，說(shuō)明其資產(chǎn)負(fù)債率偏高，債務(wù)融資行為緩慢擴(kuò)張；少數(shù)公司的財(cái)務(wù)費(fèi)用為負(fù)值，表明其利息收入大于利息支出，考慮到貸款利率一般大于存款利率，可以推測(cè)這些公司可能存在大量的閑散資金；個(gè)別公司的IPM小于1，說(shuō)明其息稅前利潤(rùn)無(wú)法彌補(bǔ)債務(wù)利息，不能有效利用稅盾效應(yīng)；大多數(shù)公司的IPM大于2，說(shuō)明其到期償付債務(wù)利息的可能性較大，償債能力較強(qiáng)?？傮w來(lái)說(shuō)，53家公司中除個(gè)別公司的財(cái)務(wù)費(fèi)用為負(fù)值、IPM小于1外，大部分公司均能利用債務(wù)融資的稅盾效應(yīng)。

（二）財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)的現(xiàn)狀分析

本文選取ROE、ROA、DFL、債務(wù)利息率Rd作為樣本公司財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)現(xiàn)狀分析的指標(biāo)。

表3 財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)的現(xiàn)狀分析

表3表明，雖然大部分樣本公司可以利用稅盾效應(yīng)，但每年可以獲得財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)的公司平均不足50%，且呈現(xiàn)下降趨勢(shì)。以2010年的數(shù)據(jù)為例，IPM大于1的上市公司共38家，占71.70%，均可通過(guò)提高ALR來(lái)充分發(fā)揮稅盾效應(yīng)，但其中ROA大于Rd的公司只有22家，占41.51%，也可通過(guò)提高ALR來(lái)充分發(fā)揮財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)，而剩余58.49%的公司提高ALR反而會(huì)增加財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，2007年～2010年樣本公司的財(cái)務(wù)杠桿系數(shù)由1.55提高至1.80，說(shuō)明公司開始逐步完善債務(wù)融資，財(cái)務(wù)杠桿作用程度加強(qiáng)，但受到2008年金融危機(jī)的影響，其ROE均值和ROA均值幾乎逐年減小。

總體來(lái)說(shuō)，西部地區(qū)上市公司的債務(wù)融資現(xiàn)狀不容樂(lè)觀，能夠同時(shí)有效利用稅盾效應(yīng)與財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)的公司只占據(jù)較少比例。一部分公司的利息收入大于利息支出，沒(méi)有債務(wù)利息抵減所得稅，不能獲取稅盾效應(yīng)；一部分公司的盈利能力較弱，息稅前利潤(rùn)不足以償付債務(wù)利息，無(wú)法有效利用稅盾效應(yīng)；大多數(shù)公司盡管能夠形成稅盾效應(yīng)，但財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)又得不到充分發(fā)揮；還有一大批公司的財(cái)務(wù)杠桿表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，提高債務(wù)比重只會(huì)帶來(lái)財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。

五、西部地區(qū)上市公司債務(wù)融資效應(yīng)的實(shí)證分析

本文采用因子分析法、主成分分析法，通過(guò)幾個(gè)主成分代替多個(gè)指標(biāo)來(lái)量化債務(wù)融資效應(yīng)，為后文的多元回歸分析提供被解釋變量。

表4 KMO和Bartlett的檢驗(yàn)

表4顯示，KMO值為0.521，大于0.5，說(shuō)明各變量之間信息的重疊度較高，適合做因子分析；而Bartlett球形檢驗(yàn)進(jìn)一步證明變量間具有較強(qiáng)的相關(guān)性，適合做因子分析——顯著性概率Sig.＝0.000＜0.05，應(yīng)拒絕各變量獨(dú)立的假設(shè)。

表5 解釋的總方差

表5給出了各個(gè)成分特征根、方差貢獻(xiàn)率和累計(jì)貢獻(xiàn)率。SPSS軟件提取了前2個(gè)主成分，累計(jì)貢獻(xiàn)率達(dá)到54.611%，即前2個(gè)主成分可以解釋原始變量的54.611%。因?yàn)楸疚闹谎芯慷惗苄?yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)，剔除了其他眾多效應(yīng)的影響，所以提取的主成分包涵原始變量的信息并不太多。

表6 成分矩陣

表6反映了各主成分和原始變量之間的相關(guān)系數(shù)，是5個(gè)原始變量對(duì)2個(gè)主成分的經(jīng)濟(jì)解釋。從成分矩陣可以看出，主成分1在ROA、ALR上的載荷很大，在ROE、DFL、IPM上的載荷平均，可以用來(lái)度量財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)和稅盾效應(yīng)；主成分2在ROE、IPM、ALR有較大的載荷，可以用來(lái)度量稅盾效應(yīng)。

表7 成分得分系數(shù)矩陣

根據(jù)表7可推導(dǎo)出各主成分的得分模型，分別為：

再根據(jù)表6，可得到樣本公司債務(wù)融資效應(yīng)的綜合指標(biāo)F：

由于篇幅所限，樣本公司2007年～2010年債務(wù)融資效應(yīng)的綜合指標(biāo)F得分值不再列示。

（一）多元回歸分析

本文以債務(wù)融資效應(yīng)的綜合指標(biāo)F作為被解釋變量，以 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR作為解釋變量，由此建立多元回歸模型：

為了避免盈利能力好壞對(duì)回歸分析結(jié)果產(chǎn)生影響，本文分別對(duì)ROA＞Rd和ROA＜Rd的樣本公司數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。其中，ROA＞Rd的樣本公司2007年25家，2008年17家，2009年25家，2010年22家，2007年～2010年共89家；ROA＜Rd的樣本公司2007年28家，2008年36家，2009年28家，2010年31家，2007年～2010年共123家。

1.ROA＞Rd的樣本公司回歸分析結(jié)果

表8 模型匯總

表9 Anova

表10 系數(shù)

根據(jù)表8、9、10的回歸分析結(jié)果，可以得到RO A＞Rd的樣本公司債務(wù)融資效應(yīng)的綜合指標(biāo)F與ROE、ROA、DFL、IPM、ALR的多元線性回歸方程為：

表8顯示 R＝0.794，R2＝0.631，調(diào)整后 R2＝0.609，說(shuō)明該回歸方程的擬合度較好，綜合指標(biāo)F與 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間具有較強(qiáng)的線性關(guān)系。

表11 模型匯總

表9顯示 F＝28.381＞F0.05（5，83）≈2.3287，且sig.＝0.000＜α＝0.05，說(shuō)明綜合指標(biāo)F與ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間的線性關(guān)系總體上是顯著的。

表10說(shuō)明ROE、ROA、DFL、ALR均沒(méi)有通過(guò)t檢驗(yàn)，和綜合指標(biāo)F之間具有不顯著的線性正相關(guān)關(guān)系；只有IPM通過(guò)了t檢驗(yàn)，和綜合指標(biāo)F之間具有顯著的線性正相關(guān)關(guān)系。

2.ROA＜Rd的樣本公司回歸分析結(jié)果

表12 Anova

表13 系數(shù)

根據(jù)表11、12、13的回歸分析結(jié)果，可以得到ROA＜Rd的樣本公司債務(wù)融資效應(yīng)的綜合指標(biāo)F與 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR的多元線性回歸方程為：

表 11顯示 R＝0.968，R2＝0.936，調(diào)整后 R2＝0.933，說(shuō)明該回歸方程的擬合度較好，綜合指標(biāo)F與 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間具有較強(qiáng)的線性關(guān)系。

表12顯示F＝343.413＞F0.05（5，117）≈2.2899，且sig.＝0.000＜α＝0.05，說(shuō)明綜合指標(biāo)F與ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間的線性關(guān)系總體上是顯著的。

表13說(shuō)明 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR均通過(guò)了t檢驗(yàn)，和綜合指標(biāo)F之間具有顯著的線性正相關(guān)關(guān)系。

（二）實(shí)證研究結(jié)論

1.當(dāng)ROA＞Rd時(shí)，樣本公司的 ROE、ROA、DFL、ALR與債務(wù)融資效應(yīng)呈不顯著的線性正相關(guān)關(guān)系，IPM與債務(wù)融資效應(yīng)呈顯著的線性正相關(guān)關(guān)系。公司的盈利能力較強(qiáng)時(shí)，提高ALR，可以提高ROE，增大股東財(cái)富，提升公司價(jià)值，此時(shí)財(cái)務(wù)杠桿發(fā)揮正效應(yīng)，稅盾效應(yīng)也得以發(fā)揮，從而擴(kuò)大了債務(wù)融資效應(yīng)。

例如，重慶路橋2009年的ALR為0.7032，ROE為 0.0636，ROA為 0.0588，DFL為 2.6057，IPM 為1.6228，綜合指標(biāo)F為0.4948，2010年各指標(biāo)分別為 0.7283、0.0872、0.0601、2.3752、1.7272、0.5452，增幅分別為 3.57%、37.11%、2.22%、-8.85%、6.43%、10.19%，說(shuō)明ALR的提高帶動(dòng)了ROE、ROA的增大，稅盾效應(yīng)、財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)都增強(qiáng)，進(jìn)而引起債務(wù)融資效應(yīng)的提高。該結(jié)論與本文的研究假設(shè)Ⅰ是一致的。

2.當(dāng)ROA＜Rd時(shí)，樣本公司的 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR與債務(wù)融資效應(yīng)呈顯著的線性正相關(guān)關(guān)系。按照財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)理論，此時(shí)公司增加負(fù)債反而會(huì)降低ROE，財(cái)務(wù)杠桿表現(xiàn)為負(fù)效應(yīng)，給債務(wù)融資效應(yīng)帶來(lái)負(fù)面影響。

例如太極集團(tuán)2010年的ALR為0.7521，ROE為 -0.0727，ROA為 0.0042，DFL為 -0.2379，IPM為0.1922，綜合指標(biāo)F為-0.0087，2009年各指標(biāo)分別為 0.7287、0.0434、0.0387、2.3178、1.7589、0.1354，即ALR提高3.21%，由于財(cái)務(wù)杠桿的負(fù)作用，ROE、ROA、DFL、IPM 分 別 下 降 267.51% 、89.15% 、110.26%、89.07%。此時(shí)，盡管稅盾效應(yīng)仍然發(fā)生，但其影響不及財(cái)務(wù)杠桿的負(fù)效應(yīng)，最終導(dǎo)致綜合指標(biāo)F下降106.43%。但回歸分析結(jié)果顯示實(shí)務(wù)與理論不符，例如成發(fā)科技2010年較2009年的ALR增加0.03%，ROE、ROA、DFL、IPM分別增加 -10.52%、9.39%、11.70%、15.69%，雖然財(cái)務(wù)杠桿負(fù)效應(yīng)使ROE降低，但其他指標(biāo)的增大最終導(dǎo)致綜合指標(biāo)F增加44.68%，且具有顯著的正相關(guān)關(guān)系。對(duì)此，筆者的理解如下：在IPM大于1的情況下，債務(wù)稅盾效應(yīng)仍然發(fā)揮，可以抵消部分財(cái)務(wù)杠桿的負(fù)效應(yīng)，再加上公司治理效應(yīng)、財(cái)務(wù)拮據(jù)效應(yīng)等其他效應(yīng)的影響，也可能帶來(lái)債務(wù)融資效應(yīng)的增強(qiáng)，所以表現(xiàn)為ROE、ROA、DFL、IPM、ALR與債務(wù)融資效應(yīng)正相關(guān)。這兩種情況均符合本文的研究假設(shè)Ⅱ。

六、結(jié)束語(yǔ)

本文基于西部大開發(fā)的時(shí)代背景，選擇53家滬市云貴川渝上市公司作為實(shí)證樣本，在理論分析的基礎(chǔ)上，設(shè)計(jì)了指標(biāo)體系并提出了研究假設(shè)；在實(shí)證分析中運(yùn)用SPSS軟件，通過(guò)因子分析和主成分分析構(gòu)建了債務(wù)融資效應(yīng)的綜合指標(biāo)F，通過(guò)多元回歸分析揭示了債務(wù)融資效應(yīng)的影響因素及其相關(guān)關(guān)系，驗(yàn)證了研究假設(shè)。文章研究結(jié)論對(duì)于健全與完善我國(guó)上市公司債務(wù)融資行為具有重要的指導(dǎo)意義與實(shí)踐價(jià)值。

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