1 從個別簡單分析和逐步回歸法分析結果可知 市場價值 賬面價值 公司規(guī)模 固定資產比 例和加權平均資產期限顯著地影響中國上市公司債務到期結構 債務到期結構的影響因素 理論和證據(jù)債務到期結構的影響因素 理論和證據(jù) 廈門大學管理學院 肖作平 自從 ModiglianiMyers 和 Majluf 1984 Hutchinson 1995 Mauer 和 Ott 2000 當企業(yè)具有通過 有利可圖的投資機會的將來成長選擇權時 這些投資的利益將部分流向股東 但債權人將 分享這投資利益 因為這些投資減少了企業(yè)違約的概率 由于利益的一部分流向債權人 股東從事這些項目的激勵減少 企業(yè)可能發(fā)生投資不足問題 企業(yè)可以使用幾個戰(zhàn)略為股東從成長性中保留利益 企業(yè)可以在執(zhí)行成長性選擇權前 再融資長期債務 Barclay 和 Smith 1995 使用較少的債務融資 Myers 1977 發(fā)行 具有買進和沉淀資金條款性質的債務 Barnea Haugen 和 Senbet 1980 1985 或發(fā)行 嚴格條款的債務 Myers 1977 企業(yè)也可以用到期日先于成長性選擇權執(zhí)行時間的債務 2 融資 即用短期債務而不是長期債務融資 Myers 1977 Barnea Haugen 和 Senbet 1980 1985 因此 具有較大將來成長性選擇權的企業(yè)應發(fā)行更多短期債務 2 自由現(xiàn)金流量 Jensen 1986 認為 當企業(yè)管理者存在著利用企業(yè)自由現(xiàn)金流收益從事獲得非金錢私人 利益的過度投資 overinvestment 道德風險行為時 短期債務融資有利于削減企業(yè)的自由 現(xiàn)金流量 并通過破產的可能性 增加企業(yè)管理者的經(jīng)營激勵 因此 具有大量自由現(xiàn)金 流量的企業(yè)應該發(fā)行更多短期債務 3 資產期限 成長機會的融資涉及到為新項目資產投資的融資 然而 企業(yè)也必須決定隨著現(xiàn)存資 產的到期如何為現(xiàn)存項目資產投資進行再融資 如果債務的期限與這些資產的壽命相匹配 企業(yè)將減少債務的代理成本 因此 可以預料到具有壽命更長的當前資產 asset in place 的企業(yè)應具有更長到期的債務 具有壽命更短資產的企業(yè)應使用到期更短的債務 Stowe Watson 和 Roberson 1980 Van Auken 和 Holman 1995 4 風險 風險是影響債務期限選擇的另一個因素 參見 Sarkar 1999 內部人對企業(yè)的前景 和風險具有優(yōu)勢信息 在 Diamond 1991 的不完全契約理論分析框架中 其對短期債務 對長期債務的選擇具有正面和負面效應 使用短期債務融資隨著正面信息的釋放使在再融 資時債務利息率下降 然而使用短期債務融資也暴露企業(yè)再融資風險 如果釋放的信息 是負面的 貸款人也許不會再融資 這樣 迫使企業(yè)提前清算 而且 如果企業(yè)用長期 債務融資 那么投資者因承擔高違約風險企業(yè)的長期信用風險將要求更高的利息率 而這 些高利息率會使企業(yè)選擇風險非常高的項目 這是典型的逆向選擇問題 adverse selection problem Diamond 1991 的模型預測到風險與債務到期之間成非單調關系 低風險企業(yè)借短 期債務以獲得短期融資的優(yōu)勢 風險非常高的企業(yè)必須借短期債務 由于逆向選擇問題沒 有人將長期債務借給風險高的企業(yè) 長期債務的借貸主要集中于風險中度的企業(yè) 5 信息不對稱性 正如企業(yè)能通過債務和權益融資的選擇來傳遞信號一樣 Flannery 1986 Kale 和 Noe 1990 信息不對稱性的存在能通過債務到期結構的選擇來傳遞這一信息 當企業(yè)具有 關于其前景的私有信息時 其所有的證券將被錯誤定價 然而 長期債務被錯誤定價的程 度大于短期債務 因此 被低估價值 高質量 企業(yè)將偏好于長期債務的發(fā)行和被高估價值 低質量 企業(yè)將發(fā)行短期債務 通過把這一邏輯延伸到一個混合均衡 pooling equilibrium 中 由于長期債務更大的信息成本 信息不對稱性水平高的企業(yè)更可能發(fā)行 短期債務 信息不對稱性水平低的企業(yè)更可能發(fā)行長期債務 Flannery 1986 Barclay 和 Smith 1995 6 公司規(guī)模 大公司能夠利用長期舉債中規(guī)模經(jīng)濟 甚至有同債權人討價還價的能力 Marsh 1982 大公司由于信息不對稱性水平較低 破產風險低和融資成本較低而具有 發(fā)行長期債務的優(yōu)勢 而小公司不易發(fā)行長期債務 因此傾向于使用短期債務 Fama 和 Jensen 1983 Rajan 和 Zingales 1995 由于股東和債權人的沖突 小公司使用更少的長 期債務和更多的短期債務 Michaelas et al 1999 Titman 和 Wessels 1988 7 稅收 債務期限結構的選擇也受企業(yè)應稅能力的影響 因為選擇長期對短期的債務產生了回 購或再發(fā)行這一債務的納稅時機選擇權 tax timing option 當收益曲線是正傾斜時選擇長 期債務也能產生更多的債務稅盾 企業(yè)的邊際稅率越高 這些效應越重要 因此 面臨更 3 高實際稅率 effective tax ration 的企業(yè)將發(fā)行期限更長的債務 參見 Mauer 和 Lewellen 1987 Emery Lewellen 和 Mauer 1988 Brick 和 Palmon 1992 Leland 和 Toft 1996 和 Brick 和 Ravid 1985 Kim Mauer 和 Stohs 1995 探討了企業(yè)債務期限決 策如何影響投資者的稅收狀況 二 債務期限結構影響因素的經(jīng)驗研究 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 Guedes 和 Opler 1996 等人對來自美國 公司的債務期限結構選擇的影響因素進行了經(jīng)驗研究 在這些經(jīng)驗研究中 成長機會對債務期限結構的影響是混合的 他們對成長機會的主 要度量是資產市場價值對賬面價值的比率 M B Barclay 和 Smith 1995 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)這一比率是債務期限結構的一個重要影響因素 M B 與債務到期負相關 但 Stohs 和 Mauer 1996 沒有發(fā)現(xiàn)它們之間呈顯著的關系 Guedes 和 Opler 1996 Stohs 和 Mauer 1996 還采用了基于企業(yè)在無形資產上的支出來度量成長機會 如廣告和研 究開發(fā)費用 Stohs 和 Mauer 1996 發(fā)現(xiàn)在無形資產上支出越多的企業(yè)顯著地使用更多的短 期債務 但 Guedes 和 Opler 1996 并沒有發(fā)現(xiàn)這一結果 Barclay 和 Smith 1995 沒有檢驗資產期限對債務到期選擇的影響 Stohs 和 Mauer 1996 通過一個加權平均資產到期來度量資產到期 他們發(fā)現(xiàn)資產到期與債務到期成 強烈正相關關系 Guedes 和 Opler 1996 也發(fā)現(xiàn)同樣的結果 盡管他們發(fā)現(xiàn)這一關系也 許是非線性的 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 Guedes 和 Opler 1996 都使用債券等級 作為違約風險的度量 他們都發(fā)現(xiàn)違約風險與債務到期呈顯著關系 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 的發(fā)現(xiàn)都支持了 Diamond 1991 模型中所假定的非單調關系 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)具有高債券等級的企業(yè)比投機等級 speculative grade rating 的 企業(yè)發(fā)行更多的短期直接 非可轉換 債務 這三個研究較少支持信息不對稱性和稅收效應 Barclay 和 Smith 1995 使用非預期盈 余度量信息不對稱性 但發(fā)現(xiàn)沒有支持債務到期的使用向投資者傳遞信號 他們使用一個 利息率期限結構度量作為稅收效應的代理 發(fā)現(xiàn)混合地支持這些效應 在 Stohs 和 Mauer 1996 的研究中 代表信息不對稱水平和稅收的變量在統(tǒng)計上顯著 但在經(jīng)濟上影響 是微小的 Guedes 和 Opler 1996 既沒有發(fā)現(xiàn)信息不對稱水平與債務到期成關系 也沒有發(fā) 現(xiàn)稅率和債務到期成關系 他們的利息率期限結構的度量與債務到期關系顯著 但其關系 不是預期的方向 這些研究還試圖調查公司規(guī)模和行業(yè)類別對債務到期的影響 但他們的結論是混合的 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 采用總資產的對數(shù)度量規(guī)模 他們都發(fā)現(xiàn)公 司規(guī)模與債務到期正相關 Guedes 和 Opler 1996 采用銷售收入的對數(shù)度量規(guī)模 與 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 相反 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)大公司傾向 于發(fā)行到期更短的債務 Barclay 和 Smith 1995 Stohs 和 Mauer 1996 發(fā)現(xiàn)行業(yè)類別在統(tǒng) 計上顯著 但具有較小的經(jīng)濟影響 他們發(fā)現(xiàn)受管制的企業(yè)使用更多的長期債務 Guedes 和 Opler 1996 發(fā)現(xiàn)收入波動大的行業(yè)傾向于發(fā)行期限更短的債務 至于債務到期結構與其他融資決策的關系 Stohs 和 Mauer 1996 發(fā)現(xiàn)債務到期與資本 結構決策相互作用 參見 Leland 和 Toft 1996 i的強烈證據(jù) Stohs 和 Mauer 1996 使用資 本結構的一個度量作為控制變量 他們發(fā)現(xiàn)資本結構是債務到期的一個重要決定因素 財務杠桿更多的企業(yè)也使用期限更長的債務 研究變量和樣本選取研究變量和樣本選取 4 一 經(jīng)驗代理變量 國外對債務到期的經(jīng)驗研究 主要采用兩個指標度量債務到期結構 一是長期債務占 總債務的比例 如 Barclay 和 Smith 1995 Guedes 和 Opler 1996 二是加權平均債務到 期 如 Stohs 和 Mauer1996 其等于各種債務占總債務的比例乘以其到期的月數(shù) 由于得 不到各種債務到期的月數(shù) 本文用長期債務占總債務的比例為被解釋變量度量債務到期結 構 本文的解釋變量是基于前面理論和經(jīng)驗研究分析的基礎上選擇的 它們是成長機會 用市場 賬面比值和固定資產比率 其是成長性的反向代理變量 度量 自由現(xiàn)金流量 資產到期 風險 公司規(guī)模 信息不對稱性和實際稅率 Stohs 和 Mauer 1996 強調需要控 制資本結構的狀況來檢驗債務到期 本文用總資產負債率作為控制變量 本研究涉及的變 量定義如表 1 表 1 變量定義表 變量名稱變量符號變量定義理論預期符號 債務到期 市場價值 賬面價值 固定資產比率 自由現(xiàn)金流量 加權平均資產期限 波動性 杠桿 公司規(guī)模 虛擬變量 實際稅率 DM M B FIX FCF WAM VOL LEV SIZE AI ETR 長期負債 總負債 資產的市場價值 1 賬面價值 固定資產 總資產 經(jīng)營活動現(xiàn)金流 M B 總資產 2 每種資產 總資產 每種資產到期的月數(shù) 3 主營業(yè)務收入 7 年標準差 主營業(yè)務收入的均值 總負債 總資產 總資產的自然對數(shù) 當公司無形資產4 總資產小于樣本均值時為 1 否則為 0 所得稅費用 稅前會計利潤 注 1 由于國家股和法人股是非流通股份 本文市場價值 賬面價值采用如下計算式 總資產賬面價值 流通股股本 流通股 年底收盤價格 總資產賬面價值 2 自由現(xiàn)金流量難以量化 無法從財務數(shù)據(jù)中直接獲取 在經(jīng)驗研究中必須使用其他現(xiàn)金流量概念 并配合公司成長性 投資機會集等指標才能說明自由現(xiàn)金流量問題 3 對于應收賬款和存貨到期的度量本文基于這些資產的周轉率 銷售收入 資產的賬面價值 對于其 他資產本文假定如下的到期 現(xiàn)金和有價證券 0 個月 其他流動資產 12 個月 投資 廠房 設備 無形資產 60 個月 土地 120 個月 4 對于擁有較多無形資產的公司 其經(jīng)理具有更多的信息優(yōu)勢 因為無形資產價值更具有公司特征 且無形資產通常代表未來投資機會的自由度 對外部投資者來說 無形資產比有形資產更不易評估 當無形資產比例大于樣本均值時 AI 為 0 表明公司面臨較嚴重信息不對稱問題 當小于樣本均值時 AI 為 1 表明公司面臨較少信息不對稱問題 許多研究采用其來度量信息不對稱性 如 Gilson 1997 Miguel 和 Pindado 2001 肖作平 2003 等 二 數(shù)據(jù)來源及樣本的選取 本研究的數(shù)據(jù)來源于香港理工大學中國會計與金融研究中心和深圳市國泰安信息技術 有限公司共同開發(fā)的中國股票市場和會計研究數(shù)據(jù)庫 CSMAR 中的會計和市場數(shù)據(jù) 在樣本 的選取中 遵循了以下原則 1 不考慮金融類上市公司 這是鑒于國際上作此類研究時 因金融類上市公司自身特性而一般將之剔除樣本之外 2 上市年限相對較長 不考慮發(fā) 行 B 股的上市公司 這是為了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 3 從 1995 2001 年連續(xù) 7 年中均可獲得相關數(shù)據(jù)的公司 4 剔除在這 7 年中被 ST 和 PT 類上市公司 這些公司或處于財務狀況異常的情況 或已連續(xù)虧損兩年以上 若這 些公司納入研究樣本中將影響研究結論 基于上述原則 本文選取了 1995 年 1 月 1 日前在 5 深 滬上市的 239 家非金融公司作為研究樣本 以 1995 2000 年的相關數(shù)據(jù)為基礎 具體 分析它們在 2001 年的債務到期結構 表 2 是對樣本公司研究變量的描述統(tǒng)計 表 2 變量的描述性統(tǒng)計量 變量符號最小值最大值均值標準差 DM M B FIX FCF WAM VOL LEV SIZE AI ETR 0 0000 1 5384 0 0248 0 1419 0 4789 0 0402 0 011 18 4939 0 0000 0 0000 0 7071 11 4591 0 8509 0 1204 114 6789 1 8301 2 5653 23 9329 1 0000 0 3300 0 1087 3 2344 0 4659 1 60E 02 30 3425 0 4316 0 4866 21 1284 0 4316 0 1502 0 1369 0 3864 0 1812 3 23E 02 20 1823 0 2818 0 2689 0 8936 0 4956 0 1132 從表 1 可見 長期債務占總債務的比例的平均值為 10 87 表明上市公司的債務期限 結構特點是在債務中以短期債務為主 將近 89 的債務由短期債務構成 資產負債率平 均值為 48 66 說明我國上市公司的資產負債率偏低 ii 這可能是由于我國的制度環(huán)境造 成的 如我國企業(yè)債券市場極其不發(fā)達 銀行是公司外部債務的主要甚至是唯一的來源 機構投資者少 同時在我國債權人的利益得不到保護 且股價普遍被高估 研究樣本的 M B 最小值為 1 5384 最大值為 11 4591 平均值為 3 2344 公司偏好股權融資 iii 實證證據(jù)實證證據(jù) 本文首先采用簡單回歸來分析各解釋變量與債務到期結構的影響和顯著性 接著在建 立多元線形回歸模型時 采用逐步回歸法 stepwise 選取顯著變量以建立 最優(yōu) 回歸方 程 采用逐步回歸法是將解釋變量逐一引入多元回歸方程 條件是該解釋變量的偏回歸平 方和在所有未入選的解釋變量中具有最大值 并能通過 F 檢驗 本文采用 F 檢驗為 2 71 其 對應的概率為 0 10 為了了解各個解釋變量對債務到期結構的影響方向和程度 筆者將債務到期結構 長 期債務占總債務的比例 對各個解釋變量分別進行簡單回歸實證 表 3 是這些回歸分析的 結果匯總 表 3 簡單回歸分析結果匯總 解釋變量回歸系數(shù)T 值調整后的 R2F 統(tǒng)計量理論預期方向 M B FIX FCF WAM VOL LEV SIZE AI ETR 1 62E 02 0 108 0 378 0 128 1 30E 02 4 22E 02 2 739E 02 1 604E 02 6 150E 02 2 567 2 222 1 379 2 282 0 412 1 281 2 798 0 896 0 784 0 023 0 016 0 004 0 016 0 004 0 003 0 028 0 001 0 002 6 588 4 937 1 900 5 206 0 170 1 641 7 829 0 802 0 615 6 注 代表在 10 的水平上顯著 代表在 5 的水平上顯著 代表在 1 水平顯著 另外 筆者在波 動性對債務到期結構的回歸方程中加入了變量 VOL VOL 結果也沒有發(fā)現(xiàn)波動性與債務到期結構呈顯著 的非線形關系 從表 3 可以發(fā)現(xiàn) 1 代理將來成長性的變量 市場價值 賬面價值 M B 與債 務到期呈顯著負相關 方向與理論預期的相同 表明成長性好的公司用短期債務替代長期 債務以減緩代理問題 這與 Myers 1977 的研究相一致 2 作為成長性的反向代理變量 固定資產比率與債務到期呈顯著正相關 方向與理論預期的相同 表明實物資產為債權 人提供了抵押擔保 長期債務融資多為擔保性借款 3 自由現(xiàn)金流量與債務到期呈正相 關 方向與理論預期的相反 但檢驗值不顯著 表明中國上市公司由于特殊制度環(huán)境 如 股權結構 債券市場不發(fā)達 法律制度等 造成的治理弱化等原因不能通過發(fā)行債務特別 是短期債務來解決自由現(xiàn)金流量問題 4 加權平均資產到期與債務到期呈顯著正相關 方向與理論預期的相同 表明具有壽命更長資產的企業(yè)使用更長的債務 符合資產和債務 到期匹配原理 5 風險與債務到期負相關 方向與理論預期的相反 但檢驗值不顯著 這可能是我國破產機制不健全 信用市場仍受管制且利息率期限結構由中央銀行決定而不 是由猶如借貸者信用等市場力量決定 使得債權融資成本幾乎不受其財務狀況的影響 且 主營業(yè)務收入波動過大會使公司有些年度達不到配股資格要求 公司只得以短期債務融資 加以替代 6 杠桿與債務到期負相關 方向與理論預期的相反 但檢驗值不顯著 與 Leland 和 Toft 1996 的理論和 Stohs 和 Mauer 1996 的經(jīng)驗研究結果不一致 這可能是因為 在中國上市公司資本結構中存在大量的短期債務 7 公司規(guī)模與債務到期呈顯著正相關 方向與理論預期的相同 說明更大的公司發(fā)行期限長的債務 這可能反映出當企業(yè)發(fā)行長 期債務時 小公司會比大公司付出更多的交易成本 同時 小公司長期貸款的風險相對較 大 小公司面臨的信息不對稱程度大于大公司 所以公司規(guī)模與債務到期正相關 8 信 息不對稱性與債務到期正相關 方向與理論預期的相同 但檢驗值不顯著 這可能是因為 本文構建的代理變量不能全面地代表信息不對稱性 或中國上市公司不能很好地通過債務 到期的選擇來向投資者傳遞信號 9 實際所得稅稅率與債務到期正相關 方向與理論預 期的相同 但檢驗值不顯著 這可能是因為中國稅法規(guī)定了各種稅收優(yōu)惠政策 使得中國 上市公司的實際所得稅稅率普遍較低 樣本公司中實際所得稅稅率的均值為 15 02 顯得 債務融資的稅收屏蔽作用相對不夠明顯 簡單回歸只是進行個別分析 而逐步回歸是整體性地分析各解釋變量的影響程度 并 決定具有代表性的重要影響因素及其對債務到期結構的解釋能力 表 4 是逐步回歸分析結 果 從表 4 的 部分可見 影響我國上市公司債務到期結構的顯著變量為公司規(guī)模 固定 資產比例和加權平均資產到期 與個別簡單分析的結果基本相同 但個別簡單分析中顯著 的變量 M B 不能進入 最優(yōu) 回歸方程 這是因為變量 SIZE 和 M B 高度相關 它們的 Pearson 相關系數(shù)為 0 581 在 1 的水平上顯著 筆者在回歸方程中把變量 SIZE 剔除 同 樣運用逐步回歸法 發(fā)現(xiàn)市場價值 賬面價值 固定資產比率和加權平均資產到期顯著地影 響債務到期結構 結果見表 4 中的 部分 另外 從調整后的 R2可見 綜合檢驗的解釋系 數(shù)僅為 5 2 表明這些因素對債務到期結構的解釋能力有限 我國上市公司債務到期結構 更多地受其他因素的影響 總之 從個別簡單分析和逐步回歸法分析結果可知 市場價值 賬面價值 公司規(guī)模 固定資產比例和加權平均資產期限顯著地影響中國上市公司債務到 期結構 表 4 逐步回歸分析結果 步驟回歸方程調整后的 R2F 檢驗值 7 1 SIZE 2 FIX 3 WA M DM 0 470 2 739E 02SIZE 2 798 DM 0 497 2 642E 02SIZE 0 102FIX 2 715 2 121 DM 0 411 2 230E 02SIZE 0 106FIX 0 104WAM 2 244 2 224 1 848 0 028 0 042 0 052 7 829 6 221 5 329 1 M B 2 FIX 3 WA M DM 0 161 1 620E 02M B 2 567 DM 0 112 1 560E 02M B 0 102FIX 2 474 2 117 DM 0 106 1 42E 02M B 0 106FIX 0 120WAM 2 257 2 228 2 170 0 023 0 037 0 052 6 588 5 582 5 349 注 括號中為 T 值 代表在 10 的水平上顯著 代表在 5 的水平上顯著 代表在 1 水平顯著 結論和建議結論和建議 綜合上述分析 本文得到如下結論 1 中國上市公司債務到期結構中 短期債務比重偏高 長期債務比重偏高 這可能是 由于中國的制度背景造成的 如公司債券市場不發(fā)達 機構投資者少 法律制度不健全等 2 市場價值 賬面價值比值 M B 與債務到期顯著負相關 與理論預期相一致 3 固定資產比率與債務到期顯著正相關 與理論預期相一致 4 公司規(guī)模與債務到期顯著正相關 與理論預期相一致 5 加權平均資產到期與債務到期顯著正相關 與理論預期相一致 6 自由現(xiàn)金流量與債務到期正相關 方向與理論預期不一致 但不顯著 表明中國上 市公司由于特殊制度環(huán)境 如股權結構 債券市場不發(fā)達 法律制度等 造成的治理弱化 等原因不能通過發(fā)現(xiàn)債務特別是短期債務來解決自由現(xiàn)金流量問題 7 風險與債務到期結構負相關 方向與理論預期不一致 但不顯著 表明破產風險對 債務到期結構的影響不大 中國上市公司的破產機制不健全 利率沒有實現(xiàn)市場化 8 杠桿比率與債務到期負相關 方向與理論預期不一致 但不顯著 9 信息不對稱性與債務到期正相關 方向與理論預期一致 但不顯著 表明中國上市 公司很好地通過債務到期結構的選擇來傳遞信號 10 實際所得稅率與債務到期正相關 方向與理論預期一致 但不顯著 總之 除自由現(xiàn)金流量 風險和杠桿外 其他因素也幾乎以同樣的方式影響中國上市 公司債務到期結構 西方債務到期結構影響因素的理論也基本上能解釋中國上市公司債務 到期結構的選擇 為此我們有以下政策建議 1 積極培育公司債券市場和大力培養(yǎng)機構投資者 不斷完善債券市場的結構體系 為 債券市場的發(fā)展提供一個良好的環(huán)境 改變債務到期結構中的短期融資傾向 改善企業(yè)融 資結構 同時 發(fā)行可轉換公司債券對于上市公司也是一個很好的選擇 2 有必要進一步強化公司治理 建立健全的企業(yè)法人資產制度 同時 為建立有效的 8 公司治理機制創(chuàng)造必要的外部條件 3 加強對上市公司信息披露的監(jiān)管 建立健全的資本市場信息披露機制 盡量減少市 場外部投資者和內部人之間的信息不對稱 保護債權人和中小股東利益 4 建立有效的破產機制 完善破產程序 建立健全的退出機制 同時 為利率的市場 化提供一個良好的環(huán)境 充分發(fā)揮負債治理機制的作用 注釋注釋 i Leland 和 Toft 1996 的模型包含了稅收 破產成本和資產替代效應 在這個模型中 長期 債務具有更多的稅收優(yōu)勢 當債務的期限更長更多數(shù)量的債務是最優(yōu)的 但是 期限更長 的債務增大了資產替代的激勵 最優(yōu)的資本和債務到期結構是聯(lián)立決定的 杠桿與債務到 期正相關 選擇更高杠桿的企業(yè)也選擇更長的債務到期 ii 根據(jù) Rajan 和 Zingales 1995 的研究 G 7 國家的資產負債率 賬面值 美國 日本 德國 法國 意大利 英國 加拿大分別為 58 69 73 71 70 54 56 iii 根據(jù)資本結構市場時機理論 Market Timing Theory 當公司股價被高估時 較債務融 資而言 公司偏好于股權融資 參考文獻參考文獻 1 Barclay M J C W Smith Jr 1995 The Maturity of Corporate Debt Journal of Finance 50 609 631 2 Barnea A Haugen R A Senbet L W 1980 A Rationale for Debt Maturity Structure and Call Provisions in the Agency Theory Framework Journal of Finance 35 1223 1234 3 Brick I E Ravid 1 S A 1985 On the Relevance of Debt Maturity Structure Journal of Fi