上市公司融資偏好微觀因素分析

摘 要：本文重點分析制造業上市公司融資偏好的微觀因素，并選取制造業代表門類，電器機械行業的數據進行研究。首先通過定量分析結果表明該行業偏好債務融資，其次在進行單位根檢驗和協整檢驗證明變量之間存在均衡穩定關系基礎上，建立上市公司融資偏好與其資產營運能力、股東盈利能力、短期償債能力、長期償債能力和公司規模這些因素之間的回歸方程，考察微觀因素對電器機械行業上市公司融資偏好的影響程度，最后提出建議：該行業應努力提高資產營運能力、長期償債能力和擴大公司規模，以此獲得優質借款，發展生產和提高經營績效。

關鍵詞： 融資偏好；上市公司；微觀因素；電器機械制造業

一、引言

制造業對推動國民經濟發展具有重要作用，分析研究制造業上市公司的融資偏好，既有助于優化制造業上市公司的融資結構，提高經營績效；也為推動我國制造業改革升級的實踐提供理論支持。國外關于公司融資偏好的研究眾多。具有代表性的“MM定理”（Mdoigliani，Mllier，1958）、信息不對稱理論（Ross，1977）、優序融資理論（Myers，1984），分別從公司成本與公司價值的關系；信息不對稱對公司融資行為的影響；公司融資順序偏好等多角度為后續研究提供理論依據。國內相關研究雖然起步較晚，但研究視角不斷開闊。其中，李陽、辛敏麗（2012），陳偉、吳燕華（2013）等基于公司內部微觀因素影響角度，分析上市公司的融資偏好；李萬福、葉阿忠（2007），蘇冬蔚、曾海艦（2011）則從宏觀影響因素的角度出發，研究公司的融資選擇。此外，屈耀輝， 傅元略（2007）驗證分析優序融資理論在中國的適用性，并在結論中指出中國上市公司的優序融資理論以及股權融資偏好的說法均得不到完全的支持。肖澤忠、鄒宏（2008）提供了檢驗中國上市公司股權融資偏好說的方法，為中國上市公司的股權融資偏好說提供理論支持。劉開瑞、馬云雁（2011）考察了我國房地產上市公司的融資行為現狀，認為我國房地產上市公司具有股權融資偏好。

綜上所述，國內外的眾多研究為本文提供理論基礎和豐富的研究成果。但是專門分析制造業融資偏好影響因素的研究較少，而電器機械行業作為制造業的一個代表門類，近年來在國家政策的引導扶持下迅速發展、出口額上升，在國際上具有領先地位。因此，本文選取電器機械行業上市公司的數據，分析制造業上市公司微觀因素對其融資偏好的影響作用，為上市公司優化融資結構，提升經營績效和總體價值提出建議。

二、研究設計

1.樣本數據與變量選擇

本文考察期間為2011年第一季度到2013年年末，剔除了被ST、*ST和PT以及缺少考察時間數據的公司，從國泰安數據庫選取了25家在上海和深圳證券交易所上市的電器機械制造業的A股公司作為研究樣本，具體選擇的變量和定義如表1所示。

表1 公司融資偏好實證研究變量定義表

2.定量分析

國內關于上市公司融資偏好的研究，大多基于上市公司具有股權融資偏好的假設下進行的。本文分析影響公司融資偏好的因素之前，先對公司的融資選擇進行分析。表2所示，2011年-2013年電器機械制造業上司公司的資產負債率均值都穩定在50%以上，樣本公司的負債額均值逐年增長，但增長率呈下降趨勢。說明樣本公司發展依然偏好債務融資，但對于債務融資方式偏好程度有所減少。

表2 樣本公司債務融資度情況

數據來源：國泰安數據庫整理所得

國內許多研究表明，我國上市公司偏好股權融資，這與國外優序融資理論相悖，并指出這是由于在我國實際環境中，股權融資成本遠低于債務融資成本，驅使了上市公司更多地偏好發行股票而不是借債來融資。本文的數據顯示電器機械制造業的上司公司偏好債務融資，與我國上市公司普遍偏好股權融資說不一致，原因可能是國有性質企業的股東在缺乏資金時不能進行配股，但同時又擔心股權融資稀釋其對企業的控制權（屈耀輝， 傅元略，2007）；也可能是制造業上市公司通過債務融資的效率更高，并且債務融資帶來的約束程度較低所致等。下文將進行具體分析。

三、實證分析

1.單位根檢驗

為了保證回歸模型的可靠性，本文進行面板數據的單位根檢驗，以考察上市公司內部微觀影響因素是否與其融資偏好存在虛假回歸關系。通過采用具有代表性的LLC檢驗、IPS 檢驗、Fisher-ADF 檢驗和Fisher-PP檢驗四種方法，以保證檢驗的穩健性，結果列于表3。

表3 原序列平穩性檢驗

注：表內數值為P值，P值<0.05，表示平穩

表3所示，除了總資產周轉率（TATR）時間序列水平值的檢驗結果能顯著地拒絕單位根的原假設，其他變量對于不同的檢驗方法顯示出不能完全拒絕單位根的假設。隨后進行一階差分，六個變量通過單位根檢驗的P值均為0.000，表明變量均能在顯著性水平下拒絕單位根的原假設，它們是一階單整序列，滿足I（1）。因此，從實際上來說全部變量屬于不平穩的時間序列，直接建立回歸模型可能導致偽回歸，要先對這些變量之間的回歸進行協整檢驗。

2.協整檢驗

通過構建簡單的OLS回歸模型得到殘差，對殘差采用LLC檢驗、IPS 檢驗、Fisher-ADF 檢驗和Fisher-PP檢驗其平穩性，以考察變量是否產生協整關系，變量間的回歸是否具有真實的經濟意義。檢驗結果如表4所示。

表4 面板數據協整檢驗結果

表4的檢驗結果說明，四種方法對殘差檢驗的統計量均拒絕原假設，表明在5%的顯著水平下變量之間存在協整關系，即六個變量之間存在均衡的穩定關系，對它們進行回歸分析不是虛假回歸。因此，研究影響電器機械制造業上市公司融資偏好的內部微觀影響因素具有意義。

3.模型估計與分析（靜態面板）

（1）模型建立endprint

基于單位根與協整檢驗的結果，表明變量存在著長期均衡穩定的關系，因此建立回歸方程進一步研究變量之間的關系。通過LR檢驗與Hausman檢驗，決定本文面板數據的回歸方程應采用個體固定效應模型（fe）。回歸方程如下，具體回歸結果如表5和表6所示。

TDRit=αi+β1TATRit+β2ROEit+β3CRit+β4LDRit+β5SIZEit+μit

（i=1，2，…，25 t=1，2，…，12）

表5 個體固定效應模型回歸結果

注：*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%水平下顯著。

表6 樣本上市公司截距項

實證結果表明：從整體情況看，R2=0.9622和調整后的R2=0.9626，說明模型整體擬合效果較好，F的統計量檢驗概率p值=0<0.05，說明解釋變量聯合顯著；rho的值為0.91251說明模型個體效應顯著；因此模型建立共同常數項_cons和25個不同公司截面的常數項，表示不同的個體具有不同截距，如表5所示。

共同常數項為-0.778，表示存在一些隨機的因素，如企業文化習慣等，會削弱電器機械制造業公司對于債務融資的偏好。在考察的25間公司中，如表5所示，不同的截距項說明不同公司內部存在隨機因素影響其融資偏好，截距項為正數則說明對公司的債務融資偏好起推動作用，負數則表示削弱作用。

解釋變量中除了凈資產收益率未通過5%的顯著性檢驗，但通過10%的顯著性檢驗，其余的4個變量和共同常數項均通過了5%的顯著性檢驗檢驗。說明我國電器機械制造業公司的債務融資度、資產營運能力、股東營利能力、短期償債能力、長期償債能力、公司規模顯著相關。

（1）債務融資度（TDR）與公司的資產營運能力（TATR）存在顯著的正相關關系。說明在公司運用資產發展主營業務獲得凈收入越高，考慮到債務稅盾的效應，則越傾向于進行債務融資。

（2）債務融資度（TDR）與股東盈利能力（ROE）表現為負相關關系。這一結論與Fama、French（ 2002）研究得出的結果相同 ，即凈資產收益率越高，股東權益盈利能力越強，公司會使用較少負債。

（3）債務融資度（TDR）與短期償債能力（CR）為顯著的負相關關系，說明公司短期償債能力越強，公司資金流動性越大，能有效保障日常業務經營的現金需要，因而不愿意承擔過多的還本付息硬約束，傾向于減少債務融資。

（4）債務融資度（TDR）與長期償債能力（LDR）存在正相關關系，表明長期借款的手續費低于證券發行費，而且利息在稅前支付，使企業實際負擔的利息費用減少，因此公司將表現出債務融資度越高。

（5）債務融資度（TDR）與公司的規模（SIZE）正相關。說明規模大的公司，有足夠能力和較高的信用水平，由此容易獲得成本相對較低的銀行貸款進行生產發展，債務融資度就較高。

四、總結與建議

債務融資與股權融資作為企業外源融資的兩種方式各有其特點，其中債務融資的優點是融資速度快、彈性大、成本低，具有稅盾作用和杠桿效應。而優序融資理論也提出企業的融資順序遵循先進行內源融資，再到外源融資的債務融資，最后才是股權融資，電器機械制造業的融資選擇表現為偏好債務融資。近年來市場對于電器機械，尤其是輸變電機械設備的研發和制造提出了更廣泛的需求，也提出了更高層次的要求，這也意味著，該行業需要大量的資金發展升級。根據本文實證結果，為實現上市公司獲得便捷優質的借款，發展生產并提高經營績效的目標，首先，上市公司需要努力提高資產營運能力，擴大主營業務范圍和提高業務經營質量，增加主營業務的收入；其次，不斷提高長期償債能力，充分利用長期借款低手續費和債務利息的稅盾作用，降低企業融資成本；最后，應積極努力發展生產，不斷提高競爭力，擴大國內國際市場的份額，不斷擴張公司規模，從而能以良好的信譽和綜合實力獲得優質貸款，實現產業持續經營生產與蓬勃發展。

參考文獻：

[1]Myers S C， Majluf N S. Corporation Finance and Investment Decisions when Firms Have Information that Investors do not Have[J]. Journal of Finance Economics，1984，（13）：187- 221.

[2]李洋，辛麗敏.上市公司融資方式選擇的偏好順序分析——來自四川的經驗數據[J].財務與金融，2012，（4）：27-32.

[3]陳偉，吳燕華.中小企業融資偏好研究[J].中國會計注冊師，2013，（2）：69-75.

[4]李萬福，葉阿忠.中國上市公司融資結構的宏觀因素分析[J].中國管理科學，2007（6）：26-32.

[5]蘇冬蔚，曾海艦.宏觀經濟因素、企業家信心與公司融資選擇[J].金融研究，2011，（4）：129-142.

[6]屈耀輝，傅元略.優序融資理論的中國上市公司數據驗證——兼對股權融資偏好再檢驗[J].財經研究，2007，（2）：108-118.

[7]肖澤忠，鄒宏.中國上市公司資本結構的影響因素和股權融資偏好[J].經濟研究，2008，（6）：119-144.

[8]劉開瑞，馬云雁.我國房地產上市公司融資偏好影響因素的實證分析[J].生產力研究，2011，（1）：73-75.

[9]Fama E， French K. Testing Tradeoff and Pecking Order Predictions about Dividends and Debt [J]. Review of Financial Studies，2002，（15）：1- 33.

作者簡介：黎暢（1990- ）女，廣西大學商學院碩士研究生，研究方向為金融投資與管理endprint

基于單位根與協整檢驗的結果，表明變量存在著長期均衡穩定的關系，因此建立回歸方程進一步研究變量之間的關系。通過LR檢驗與Hausman檢驗，決定本文面板數據的回歸方程應采用個體固定效應模型（fe）。回歸方程如下，具體回歸結果如表5和表6所示。

TDRit=αi+β1TATRit+β2ROEit+β3CRit+β4LDRit+β5SIZEit+μit

（i=1，2，…，25 t=1，2，…，12）

表5 個體固定效應模型回歸結果

注：*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%水平下顯著。

表6 樣本上市公司截距項

實證結果表明：從整體情況看，R2=0.9622和調整后的R2=0.9626，說明模型整體擬合效果較好，F的統計量檢驗概率p值=0<0.05，說明解釋變量聯合顯著；rho的值為0.91251說明模型個體效應顯著；因此模型建立共同常數項_cons和25個不同公司截面的常數項，表示不同的個體具有不同截距，如表5所示。

共同常數項為-0.778，表示存在一些隨機的因素，如企業文化習慣等，會削弱電器機械制造業公司對于債務融資的偏好。在考察的25間公司中，如表5所示，不同的截距項說明不同公司內部存在隨機因素影響其融資偏好，截距項為正數則說明對公司的債務融資偏好起推動作用，負數則表示削弱作用。

解釋變量中除了凈資產收益率未通過5%的顯著性檢驗，但通過10%的顯著性檢驗，其余的4個變量和共同常數項均通過了5%的顯著性檢驗檢驗。說明我國電器機械制造業公司的債務融資度、資產營運能力、股東營利能力、短期償債能力、長期償債能力、公司規模顯著相關。

（1）債務融資度（TDR）與公司的資產營運能力（TATR）存在顯著的正相關關系。說明在公司運用資產發展主營業務獲得凈收入越高，考慮到債務稅盾的效應，則越傾向于進行債務融資。

（2）債務融資度（TDR）與股東盈利能力（ROE）表現為負相關關系。這一結論與Fama、French（ 2002）研究得出的結果相同 ，即凈資產收益率越高，股東權益盈利能力越強，公司會使用較少負債。

（3）債務融資度（TDR）與短期償債能力（CR）為顯著的負相關關系，說明公司短期償債能力越強，公司資金流動性越大，能有效保障日常業務經營的現金需要，因而不愿意承擔過多的還本付息硬約束，傾向于減少債務融資。

（4）債務融資度（TDR）與長期償債能力（LDR）存在正相關關系，表明長期借款的手續費低于證券發行費，而且利息在稅前支付，使企業實際負擔的利息費用減少，因此公司將表現出債務融資度越高。

（5）債務融資度（TDR）與公司的規模（SIZE）正相關。說明規模大的公司，有足夠能力和較高的信用水平，由此容易獲得成本相對較低的銀行貸款進行生產發展，債務融資度就較高。

四、總結與建議

債務融資與股權融資作為企業外源融資的兩種方式各有其特點，其中債務融資的優點是融資速度快、彈性大、成本低，具有稅盾作用和杠桿效應。而優序融資理論也提出企業的融資順序遵循先進行內源融資，再到外源融資的債務融資，最后才是股權融資，電器機械制造業的融資選擇表現為偏好債務融資。近年來市場對于電器機械，尤其是輸變電機械設備的研發和制造提出了更廣泛的需求，也提出了更高層次的要求，這也意味著，該行業需要大量的資金發展升級。根據本文實證結果，為實現上市公司獲得便捷優質的借款，發展生產并提高經營績效的目標，首先，上市公司需要努力提高資產營運能力，擴大主營業務范圍和提高業務經營質量，增加主營業務的收入；其次，不斷提高長期償債能力，充分利用長期借款低手續費和債務利息的稅盾作用，降低企業融資成本；最后，應積極努力發展生產，不斷提高競爭力，擴大國內國際市場的份額，不斷擴張公司規模，從而能以良好的信譽和綜合實力獲得優質貸款，實現產業持續經營生產與蓬勃發展。

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[9]Fama E， French K. Testing Tradeoff and Pecking Order Predictions about Dividends and Debt [J]. Review of Financial Studies，2002，（15）：1- 33.

作者簡介：黎暢（1990- ）女，廣西大學商學院碩士研究生，研究方向為金融投資與管理endprint

基于單位根與協整檢驗的結果，表明變量存在著長期均衡穩定的關系，因此建立回歸方程進一步研究變量之間的關系。通過LR檢驗與Hausman檢驗，決定本文面板數據的回歸方程應采用個體固定效應模型（fe）。回歸方程如下，具體回歸結果如表5和表6所示。

TDRit=αi+β1TATRit+β2ROEit+β3CRit+β4LDRit+β5SIZEit+μit

（i=1，2，…，25 t=1，2，…，12）

表5 個體固定效應模型回歸結果

注：*、**和***分別表示在 10%、5%和 1%水平下顯著。

表6 樣本上市公司截距項

實證結果表明：從整體情況看，R2=0.9622和調整后的R2=0.9626，說明模型整體擬合效果較好，F的統計量檢驗概率p值=0<0.05，說明解釋變量聯合顯著；rho的值為0.91251說明模型個體效應顯著；因此模型建立共同常數項_cons和25個不同公司截面的常數項，表示不同的個體具有不同截距，如表5所示。

共同常數項為-0.778，表示存在一些隨機的因素，如企業文化習慣等，會削弱電器機械制造業公司對于債務融資的偏好。在考察的25間公司中，如表5所示，不同的截距項說明不同公司內部存在隨機因素影響其融資偏好，截距項為正數則說明對公司的債務融資偏好起推動作用，負數則表示削弱作用。

解釋變量中除了凈資產收益率未通過5%的顯著性檢驗，但通過10%的顯著性檢驗，其余的4個變量和共同常數項均通過了5%的顯著性檢驗檢驗。說明我國電器機械制造業公司的債務融資度、資產營運能力、股東營利能力、短期償債能力、長期償債能力、公司規模顯著相關。

（1）債務融資度（TDR）與公司的資產營運能力（TATR）存在顯著的正相關關系。說明在公司運用資產發展主營業務獲得凈收入越高，考慮到債務稅盾的效應，則越傾向于進行債務融資。

（2）債務融資度（TDR）與股東盈利能力（ROE）表現為負相關關系。這一結論與Fama、French（ 2002）研究得出的結果相同 ，即凈資產收益率越高，股東權益盈利能力越強，公司會使用較少負債。

（3）債務融資度（TDR）與短期償債能力（CR）為顯著的負相關關系，說明公司短期償債能力越強，公司資金流動性越大，能有效保障日常業務經營的現金需要，因而不愿意承擔過多的還本付息硬約束，傾向于減少債務融資。

（4）債務融資度（TDR）與長期償債能力（LDR）存在正相關關系，表明長期借款的手續費低于證券發行費，而且利息在稅前支付，使企業實際負擔的利息費用減少，因此公司將表現出債務融資度越高。

（5）債務融資度（TDR）與公司的規模（SIZE）正相關。說明規模大的公司，有足夠能力和較高的信用水平，由此容易獲得成本相對較低的銀行貸款進行生產發展，債務融資度就較高。

四、總結與建議

債務融資與股權融資作為企業外源融資的兩種方式各有其特點，其中債務融資的優點是融資速度快、彈性大、成本低，具有稅盾作用和杠桿效應。而優序融資理論也提出企業的融資順序遵循先進行內源融資，再到外源融資的債務融資，最后才是股權融資，電器機械制造業的融資選擇表現為偏好債務融資。近年來市場對于電器機械，尤其是輸變電機械設備的研發和制造提出了更廣泛的需求，也提出了更高層次的要求，這也意味著，該行業需要大量的資金發展升級。根據本文實證結果，為實現上市公司獲得便捷優質的借款，發展生產并提高經營績效的目標，首先，上市公司需要努力提高資產營運能力，擴大主營業務范圍和提高業務經營質量，增加主營業務的收入；其次，不斷提高長期償債能力，充分利用長期借款低手續費和債務利息的稅盾作用，降低企業融資成本；最后，應積極努力發展生產，不斷提高競爭力，擴大國內國際市場的份額，不斷擴張公司規模，從而能以良好的信譽和綜合實力獲得優質貸款，實現產業持續經營生產與蓬勃發展。

參考文獻：

[1]Myers S C， Majluf N S. Corporation Finance and Investment Decisions when Firms Have Information that Investors do not Have[J]. Journal of Finance Economics，1984，（13）：187- 221.

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[5]蘇冬蔚，曾海艦.宏觀經濟因素、企業家信心與公司融資選擇[J].金融研究，2011，（4）：129-142.

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[7]肖澤忠，鄒宏.中國上市公司資本結構的影響因素和股權融資偏好[J].經濟研究，2008，（6）：119-144.

[8]劉開瑞，馬云雁.我國房地產上市公司融資偏好影響因素的實證分析[J].生產力研究，2011，（1）：73-75.

[9]Fama E， French K. Testing Tradeoff and Pecking Order Predictions about Dividends and Debt [J]. Review of Financial Studies，2002，（15）：1- 33.

作者簡介：黎暢（1990- ）女，廣西大學商學院碩士研究生，研究方向為金融投資與管理endprint