債務結構對上市公司過度投資約束的實證研究

摘要：企業不同的融資方式選擇可能會導致非效率投資行為，文章從東北上市公司的債務結構入手，運用統計描述和相關的假設檢驗，得出債務期限結構對東北上市公司過度投資約束效果有顯著影響，長期負債對過度投資有強烈的約束效果，短期負債的約束效果則不明顯，與國外的研究結果相左；債務來源結構對此無顯著影響。

關鍵詞：債務結構；過度投資；約束效果；實證研究

一、 引言

國外對債務可以約束企業的過度投資已經得到證實。國內關于債務對過度投資約束的研究很少，關于債務結構對過度投資約束的研究還處在起步階段，本文以東北上市公司作為研究對象，選擇不同的債務結構指標，運用統計描述和相關的假設檢驗進行分析。

二、 債務結構對過度投資約束的實證檢驗

不同的債務結構對過度投資的約束效果是否存在差異呢？這正是本文要研究的問題，根據東北上市公司債務結構的特點以及指標索取的難易程度，本文考察債務的期限結構和來源結構對過度投資的約束效果。

1． 研究假設。我國上市公司的融資結構有著鮮明的特色，獨特的融資結構對投資行為的影響有可能與西方國家有很大的區別。結合以往文獻的研究，本文提出如下研究假設：

假設1，債務期限結構對東北上市公司過度投資約束效果有顯著影響；

假設2，債務來源結構對東北上市公司過度投資約束效果無顯著影響。

2． 變量設計。根據假設，本文實證研究選取的變量主要包括：

（1）債務結構指標。根據東北上市公司債務結構的特點，債務的期限結構用流動負債比例和長期借款比例表示，債務的來源結構用銀行借款比例表示：

（2）企業投資增長率（CEG）指標。企業的投資主要表現為長期資產的增加，本文采用企業的資本性支出CE來表示企業的投資，投資增長率表示為資本性支出的增長率：

CE=長期股權投資+長期債權投資+固定資產凈值+固定資產折舊+無形資產及其他資產合計。

（3）資產利潤率指標。

3． 研究思路。首先，以2002年為基期，計算出該年度的投資增長率，將投資增長率大于0的公司挑出來（共70家），作為我們研究的樣本。

其次，計算投資年后（2003年，2004年）的資產利潤率和凈資產利潤率的均值，使其與基期進行比較，分出過度投資組與正常投資組。

再次，分別比較過度投資組和正常投資組的債務結構指標的均值，通過檢驗分析該債務結構指標對過度投資是否有強烈的約束作用。

最后，為了剔除公司業績可能受到與基期不同的宏觀經濟環境的影響，將樣本公司的資產利潤率和凈資產利潤率分別減去樣本當年的資產利潤率和凈資產利潤率的均值，以該差額相對于基期（2002年）的變化為衡量標準，重新劃分過度投資組和正常投資組，再做與上面相同的統計和檢驗。

4． 統計及檢驗結果。由于有14家公司沒有長期借款，故用長期借款比例指標檢驗時組中樣本數相應減少。

（1）以資產利潤率（ROA）為衡量指標，劃分過度投資組和正常投資組，計算指標組均值，并且對兩組的債務結構指標均值進行兩總體方差是否相等的F檢驗和獨立雙樣本T檢驗，檢驗結果如表1示。（1表示過度投資組，2表示正常投資組）

從以上檢驗結果我們可以看到，無論是以COD、LOD還是以BOD作為債務結構的替代指標，過度投資組與正常投資組的指標組均值在統計上都不存在顯著性差異（F檢驗的P值和T檢驗的P值都大于0.05），說明不同的債務結構指標對過度投資的約束效果均不明顯，沒有顯著差異。

（2）以凈資產利潤率（ROE）為衡量指標，劃分過度投資組和正常投資組，檢驗結果如表2示。（1表示過度投資組，2表示正常投資組）

從以上檢驗結果我們可以看到，期限結構中以COD作為債務結構的替代指標，過度投資組與正常投資組的指標組均值在統計上不存在顯著性差異（F檢驗的P值和T檢驗的P值都大于0.05），以LOD進行檢驗時，F檢驗的P值小于0.05，組均值相等的假設不成立，說明長期借款對過度投資有較大的約束效果；而來源結構中過度投資組與正常投資組的指標組均值在統計上不存在顯著性差異（F檢驗的P值和T檢驗的P值都大于0.05），說明銀行借款對過度投資的約束效果不明顯。

（3）為了剔除公司業績可能受到與基期不同的宏觀經濟環境的影響，以資產利潤率（ROA）與樣本均值的差額相對于基期（2002年）的變化為衡量標準，重新劃分過度投資組和正常投資組，檢驗結果如表3示。（1表示過度投資組，2表示正常投資組）

從以上檢驗結果我們可以看到，無論是以COD、LOD還是以BOD作為債務結構的替代指標，過度投資組與正常投資組的指標組均值在統計上都不存在顯著性差異（F檢驗的P值和T檢驗的P值都大于0.05），說明不同的債務結構指標對過度投資的約束效果均不明顯。

（4）以凈資產利潤率（ROE）與樣本均值的差額相對于基期（2002年）的變化為衡量標準，重新劃分過度投資組和正常投資組，檢驗結果如表4示。（1表示過度投資組，2表示正常投資組）

從以上檢驗結果我們可以看到，期限結構中以COD作為債務結構的替代指標，過度投資組與正常投資組的指標組均值在統計上不存在顯著性差異（F檢驗的P值和T檢驗的P值都大于0.05），以LOD進行檢驗時，F檢驗的P值小于0.05，組均值相等的假設不成立，說明長期借款對過度投資有較大的約束效果；而來源結構中過度投資組與正常投資組的指標組均值在統計上不存在顯著性差異（F檢驗的P值和T檢驗的P值都大于0.05），說明銀行借款對過度投資的約束效果不明顯。

三、 結論

通過上面的分析，我們可以得出結論，債務期限結構對東北上市公司過度投資約束效果有顯著影響，流動負債比例對過度投資的約束效果不明顯，但是長期借款比例對過度投資有強烈的約束效果，與國外Barnea et al 認為短期債務有利于控制資產替代問題的研究結果相左，與童盼（2005）短期負債不僅帶來代理成本，而且其代理成本甚至可能高于長期負債的代理成本的研究結果相符，可能由于長期借款風險較大，大多數公司并不熱衷于長期借款，造成擁有長期借款的公司為了規避風險，謹慎進行投資選擇；債務來源結構對東北上市公司過度投資約束效果無顯著影響，銀行借款比例對過度投資的約束效果不明顯，可能由于大多數公司的債務來源都以銀行借款為主，加上銀行的“軟約束”作用，使得銀行借款起不到強烈的約束作用。

參考文獻：

1．Barnea A R，A Haugen，L W Senbet．A rationale for debt maturity structure and call provisions in the agency theoretic framework．Journal of Finance，1980，35（11）：1223-1234．

2．江偉，沈藝峰．負債的兩面性與企業價值．中國第3屆實證會計國際研討會論文集，2004：782-792．

3．童盼，陸正飛．負債融資、負債來源與企業投資行為——來自中國上市公司的經驗證據．經濟研究，2005，（5）：75-84．

作者簡介：王艷輝，東北大學工商管理學院副教授、博士生；楊帆，東北大學會計學專業碩士生。

收稿日期：2007-02-18。

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