关于我国上市公司债务融资治理效应的实证分析

第２３卷第４期　长春理工大学学报（社会科学版）　Ｖ０１．２３　Ｎｏ．４　２０１０年７月　Ｊｏｕｒｎａｌ　ｏｆＣｈａｎｇｃｈｕｎ　Ｕｎｉｖｅｒｓｉｔｙ　ｏｆＳｃｉｅｎｃｅ　ａｎｄ　Ｔｅｃｈｎｏｌｏｇｙ（Ｓｏｃｉａｌ　Ｓｃｉｅｎｃｅｓ　Ｅｄｉｔｉｏｎ）　Ｊｕ１．２０１０　关于我国上市公司债务融资治理效应的实证分析　储成兵（安徽财经大学，安徽蚌埠，２３３０６１）　［摘要］为了研究债务融资对公司绩效的影响，运用主成分分析法构建了债务融资效应的主成分预测模型，利用该　模型对我国７１０家上市公司２００８、２００９年财务数据按资产负债率的大小划分区间进行实证研究。实证结果表明，上市　公司债务融资比重的多少并不像通常想象的那样与公司治理绩效成简单的线性关系，而是在不同的资产负债率区间表　现为不同的相关性。　［关键词］上市公司债务融资；治理效应；主成分分析　［中图分类号］Ｆ８１２．２　［文献标识码］Ａ　［作者简介］储成兵（１９７５－），男，研究生，讲师，研究方向为财务管理。　自ＭＭ定理问世以来，有关资本结构的理论研究从未停　的特殊性，一般都将之剔除于样本之外。（４）一些存在异常值　止。ＭＭ定理以高度概括的手法提出了在完美资本市场假设　的公司。　条件下企业绩效与资本结构无关。随后，理论研究者打破了　（二）原始数据的来源　完美资本市场假设这一前提，从考虑财务杠杆效应、公司治理　本部分实证选取这些样本——２ｏ０８和２００９这两年最新　效应、信号传递效应以及财务风险等角度出发，分别提出权衡　的财务数据作为样本数据。所有上市公司及其指标基于国泰　理论、代理理论、优序融资理论、信号理论，大量的实证也证实　安信息技术有限公司网站（ＷＷＷ．ｇｔａｄａｔａ．ｃｏｍ）和中国上市公司　了这些理论的存在。一些学者从债务融资率的角度对债务治　资讯网（ｗｗｗ．ｃｎｌｉｓｔ．ｃｏｍ）的上市公司年报，结合运用Ｅｘｃｅｌ和　理效应进行了实证，但其实证检验时，采用资产负债率为解释　ＳＰＳＳ１３．０统计软件包进行分析。　变量，将样本公司的所有资产负债率数据全部进入回归方程　（三）指标的选取　进行一次性检验，进而得出资产负债率与绩效指标呈显著正　笔者选取了ＲＯＡ（总资产收益率）、ＲＯＥ（净资产收益率）、　或负相关的结论，这样的做法是不准确的。这是因为，债务融　主营业务利润率、总资产周转率、主营业务收入与总资产的比　资的存在对企业绩效有促进作用，但是债务融资比率并非越　值。理由如下：（１）ＲＯＡ可以表明公司资产利用的综合效果。　高越好。债务融资比率和企业绩效的关系呈近似‘倒Ｕ，’型，　（２）ＲＯＥ是反映资本收益能力的国际通用指标，它是杜邦财务　理论上应该存在债务融资比率的最优值或区间，而不能简单　分析模型的核心指标，优点是综合能力强，缺点是易被认为操　地、笼统地判定债务融资比率与绩效指标之间的线性正相关　纵。上市公司由于盈余管理及其他动机，有可能通过关联交　或负相关关系。这种对线性关系的简单判定也许在统计上是　易虚增利润。（３）选择主营业务利润率及主营业务收人与总　可行的，但是在理论上是不可行的。　资产的比可以克服净资产收益率的缺点，其与净资产收益率　笔者认为，可以尝试的一种新的方法，即按资产负债率的　相比较，真实且可信度高，基本上能反映出上市公司的整体经　大小划分区间，进行区问数据的回归检验。　营情况，被操纵的可能性小。（４）国外的同类研究中大多使用　托宾Ｑ值作为衡量公司绩效的指标，认为托宾Ｑ值可以反映　一、模型的构造　治理这种无形要素的附加价值，并有大量的相关文献对其价　主成分分析法是一种多元统计方法，它是通过恰当的数　值相关性进行了经验分析。但是，在我国资本市场机制不尽　学变化，使新变量——主成分成为原变量的线性组合，并选取　完善的条件下，沿用托宾Ｑ值衡量公司绩效存在着不少缺陷：　少数几个在方差总信息中比例较大的主成分来分析事物。运　一是相关数据难以取得，如公司资产的重置价值，我们一般是　用主成分分析法研究上市公司债务融资效应的基本思路是对　用总资产账面价值来衡量，但账面价值与市场重置成本事实　反映债务融资效应的各种指标（原变量）进行线性组合从而得　上差异大；二是权益市场总值是以计算期内股票的市场价格　到新的综合变量（称为主成分）。这些主成分不仅保留了原始　乘以发行在外的普通股的股数计算出来的，但在我国非流通　变量的绝大部分信息，而且彼此不相关。将这些主成分按累　股占较高比例的股票市场中，大量不能交易的国有股和法人　计贡献率的大小加权平均得出反映债务融资综合效应的综合　股的估值就很困难，我们不知道流通股的市价是否因为存在　变量Ｆ，探讨Ｆ与债务融资（存量和增量）之间的关系。　大量不能交易的国有股和法人股而过高或过低，同时，在我国　（一）样本的选取　股市中股票价格和公司绩效相背离也不鲜见，公司股价可能　笔者选取了上海证券交易所２００８年和２００９年７１０家上　由于炒作而远远偏离其真实价值，股价的频繁波动还会造成　市公司年报资料，并通过ＥＸＣＥＬ计算加工而成，并剔除部分　权益资产计算的失真。　不合适数据。按照如下原则剔除：（１）资产负债率大于１的公　（四）模型构建　司。（２）ＳＴ、ＰＴ公司。这些公司或出于财务异常情况，或者已　设选择了ｎ个主成分（ｆａｃ）ｉ　＿，则构造的上市公司债务融连续亏损两年以上，若将其纳入研究样本中将影响研究结论。　资效应的综合得分Ｆ为：　（３）金融类公司。国际上的此类研究，因金融类上市公司本身　Ｆ＝Ｆａｃ　ｉ　ａｌ＋Ｆａｃ　２ｘ　ａ２＋…＋Ｆａｃ　ｎｘ　ａｎ（ａｉ为主成分的贡　～８０—　献率）　（式１）　Ｆ（Ｆａｃ　１）＝０．２２９Ｚｘｌ＋０．２３４Ｚｘ２＋Ｏ．００９Ｚｘ３＋　二、债务融资治理效应的实证分析　（一）主成分分析　０．４８２Ｚｘ４＋０．４５６Ｚｘ５　０．２４５Ｚｘ５　（式２）　（式３）　Ｆ（Ｆａｃ　２）＝０．４６１Ｚｘｌ＋０．４２６Ｚｘ２＋０．２７６Ｚｘ３—０．２２９Ｚｘ４　．１．２００８年的数据检验　表１　ＩＣＭＯ　ａｎｄＢａｒｔｌｅｔｔ’ｓ检验（２００８）　Ｋａｉｓｅｒ－Ｍｅｙｅｒ－Ｏｌｋｉｎ　Ｍｅａｓｕｒｅ　ｏｆ　０．５６２　Ｆ（Ｆａｃ　３）＝．０．１５２Ｚｘ１．０．３７９Ｚｘ２＋ｏ．９７１Ｚｘ３＋　０．１２５Ｚｘ４＋０．１３２Ｚｘ５　（式４）　根据表４各个主成分的贡献率，由上述统计分析产生的　Ｓａｍｐｌｉｎｇ　Ａｄｅｑｕａｃｙ．　Ｂａｒｔｌｅｔｔ＇ｓ　Ｔｂｓｔ　Ｏｆ　Ａｐｐｒｏｘ．Ｃｈｉ－Ｓｑｕａｒｅ　Ｓｐｈｅｒｉｃｉｔｙ　ｄｆ　Ｓｉｇ．　１Ｏ　０．０００　４１７６．５４６　新变量Ｆｌ、Ｆ２、Ｆ３，得出个上市公司的债务融资综合效应的综　合得分Ｆ：　Ｆ＝（Ｆａｃ　１　４２．Ｏ８２＋Ｆａｃ　２＊３４．６８３＋　Ｆａｃ　３　１７．６５１）／９４．４１６　（式５）　２．２００９年的数据检验　表５　ＫＭＯ　ａｎｄＢａｒｔｌｅｔｔ’ｓ检验（２００９）　Ｋａｉｓｅｒ－Ｍｅｙｅｒ－Ｏｌｋｉｎ　Ｍｅａｓｕｒｅ　ｏｆ　Ｓａｍｐｌｉｎｇ　０．５３７　Ａｄｅｑｕａｃｙ．　Ｂａｒｔｉｅｒ’ｓＴｅｓｔｏｆ　如表１　ＳＰＳＳ输出２００８年结果ＫＭＯ值；ＫＭＯ值用于检　验因子分析是否适用的指标值，若它在０．５．１．０之间表示合适，　本结果为０．５６２，表明因子分析是合适的。Ｂａｒｔｌｅｔｔ检验是变　量之间是否相互独立进行检验的。本检验也是通过的，相应　的显著性概率小于０．００１为高度显著，因此２００８年数据适合　使用因子分析方法。　表２公因子方差比（２００８）Ｃｏｍｍｕｎａｌｉｔｉｅｓ　Ｉｎｉｔｉａｌ　ｒＯａ　Ｓｐｈｅｒｉｃｉｙ　ｔＡｐｐｒｏｘ．Ｃｈｉ—Ｓｑｕａｒｅ　ｄｆ　Ｓｉｇ．　２７０９．０６６　１Ｏ　０．０００　Ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ　０．８５８　表６公因子方差比（２００９）Ｃｏｍｍｕｎａｌｉｔｉｅｓ　Ｉｎｉｔｉａｌ　ｒｏａ　ｒｏｅ　１．０００　ｍｅ　Ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ　０．６７５　０．７７４　主营业务利润率　总资产周转率　主营业务收入与总资　产比　１．０００　１．０００　１．０００　１．０００　Ｏ．８８ｌ　０．９９４　１．０００　１．０００　１．０００　１．ｏｏＯ　主营业务利润率　总资产周转率　主营业务收入与总资产比　１．ｏｏ０　１．０００　１．０００　Ｏ．７６ｌ　０．９７ｌ　０．８３８　如表２公因子方差比表，指的是按照所选标准提取相应　数量主成分后，各变量中信息分别被提取的比例比较大。可　见以上所选变量的信息都被提取得比较充分。　表３总方差解释（２００８）Ｔｏｔａｌ　Ｖａｒｉａｎｃｅ　Ｅｘｐｌａｉｎｅｄ　Ｃｏｍｐｏ・　Ｉｎｉｔｉａｌ　Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅｓ　ｎｅｎｔ　表７总方差解释（２００９）Ｔｏｔａｌ　Ｖａｒｉｎｃｅ　Ｅｘｐｌａａｉｎｅｄ　Ｃｏｍｐｏ・　Ｉｎｉｔｉａｌ　Ｅｉｇｅｎｖａｌｕｅｓ　ｎｅｎｔ　Ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ　Ｓｕｍｓ　ｏｆ　Ｓｑｕａｒｅｄ　Ｌｏａｄｉｎｇｓ　％ｏｆ　％ｏｆ　Ｃｕｌｒｌｕ．　Ｔｏｔａ１　Ｖａｉｌ—　１ａｔｉｖｅ％　ａｎｃｅ　ａｎｃｅ　Ｅｘｔｒａｃｔｉｏｎ　Ｓｕｍｓ　ｏｆ　Ｓｑｕａｒｅｄ　Ｌｏａｄｉｎｇｓ　％ｏｆ　Ｃｕｍｕ一　１＇０ｔａｌ　Ｖａｉｌ．　１ａｔｉｖｅ％　ａｎｃｅ　ａｎｃｅ　Ｃｕｍｕ．　Ｔｂｔａｌ　Ｖａｒｉ—　１ａｔｉｖｅ％　２．０５７　１．２９３　０．９７０　４１．１３３　４１．１３３　２５．８５９　６６．９９３　１９．４０８　８６．４００　％ｏｆ　Ｃｕｍｕ．　１．０ｔａｌ　Ｖａｒｉ—　１ａｔｉｖｅ％　２．１０４　１．７３４　０．８８３　４２．０８２　４２．０５４　３４．６８３　７４．８３４　１７．６５１　９３．９ｌ５　ｌ　２　３　４　５　２．０５７　１．２９３　０．９７０　０．６７２　０．００８　４１．１３３　４１．１３３　２５．８５９　６６．９９３　ｌ９．４０８　８６．４００　１３．４３５　９９．８３５　０．１６５　ｌＯ０．０００　１　２　３　４　５　２．１０４　１．７３４　０．８８３　０．２７９　０．０００　４２．０８２　４２．０８２　３４．６８３　７６．７６５　１７．６５１　５．５７８　９４．４１６　９９．９９５　表８因子得分阵（２００９）Ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ　Ｓｃｏｒｅ　Ｃｏｅｆｉｃｉｅｎｔ　Ｍａｔｒｉｘ　Ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ　１　ｒｏａ　ｒｏｅ　０．０８４　Ｏ．１５５　２　０．５８９　０．５６８　３　．０．３ｌ６　—０．０７２　０．００５　１０Ｏ．０００　由表３总方差解释可见，取累计贡献率为９４．４１６％，则该　３个主成分代替原来的５个财务比率，这３个主成分包含原　来指标信息的９４．４１６％。故选取３个公共因子即可。　表４因子得分阵（２００８）Ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ　Ｓｃｏｒｅ　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔ　Ｍａｔｒｉｘ　Ｃｏｍｐｏｎｅｎｔ　１　２　３　主营业务利润率　总资产周转率　主营业务收入与总资产比　．０．０５７　０．４７７　０．４７４　０．２６５　—０．１ｌ８　—０．１３９　０．９５２　０．０９５　０．０９８　同样，根据表５、６、７、８可以写出２００９年各单个因子得分　函数和综合因子得分函数：　Ｆ１＝０．１７３Ｚｘ１＋Ｏ－３ｌ８Ｚｘ２—０．１１７Ｚｘ３＋　ｍａ　ｒｏｅ　０．２２９　０．２３４　０．４６ｌ　０．４２６　—０．１５２　．０．３７９　主营业务利润率　总资产周转率　主营业务收入与总资产比　０．００９　０．４８２　０．４５６　０．２７６　—０．２２９　—０．２４５　０．９７ｌ　０．１２５　Ｏ．１３２　０．９８１Ｚｘ４＋０．９７５Ｚｘ５　Ｆ２＝０．７６２Ｚｘ１＋０．７３４Ｚｘ２＋０．３４２Ｚｘ３．　（式６）　０．１５３Ｚｘ４－０．１８０Ｚｘ５　Ｆ３＝一０．３０７Ｚｘ　１—０．０７０Ｚｘ２＋０．９２４Ｚｘ３＋　（式７）　（式８）　如表４给出了２００８年回归法计算出的因子得分函数的　系数，根据它可以写出各单个因子得分函数：　一０．０９３Ｚｘ４＋０．０９５Ｚｘ５　８ｌ一　　４１．１３３＋Ｆａｃ２　２５．８５９＋　Ｆ　（Ｆａｃ１一从表１０可以看出，２００８年和２００９年上市公司的资产负　债率最集中区间为４０％一５０％。　表ｌＯ各资产负债率区间的公司数目　区间　２００８　２００９　Ｆａｃ３　１９．４０８）／８６．４００（式９）　（二）资产负债率与债务融资效应综合得分Ｆ的回归结　果及分析　债务融资效应综合得分Ｆ与资产负债率（以ＴＤＲ表示）　的回归分析是从数量上考察资产负债率对债务融资效应的综　１Ｏ％　３Ｏ％　ｌ０４　１ｌ２　３Ｏ％．６Ｏ％　３７６　３６９　６Ｏ％一ｌＯ０％　２３０　２２９　合得分Ｆ的影响程度，以Ｆ为因变量，资产负债率为自变量进　行曲线拟合，通过构造一个逼近函数来表达样本数据的总体　趋势和特征，利用ＳＰＳＳ对所选用的数据同时选用线型模型　（Ｌ１Ｎ）、二次多项式（ＱＵＡ）、对数模型（ＬＯＧ　ｏ根据前面的分　析，为进一步探讨债务融资的治理效应，我们下面将对样本进　行回归分析，建立如下回归模型：　Ｆ＝８　８　ＴＤＲ＋ｆｌｚＬｎ（ｓｌｚＥ）＋￡　资产负债率和公司规模。　１．样本指标的描述性统计　从表９我们可以看出，就资产负债率而言，其总体水平徘　徊在４９％左右，这个比例相比发达市场经济国家的上市公司　并不高。　表９上市公司资产负债率概况　年份　平均值　最大值　最小值　２．回归结果　上述描述性统计只提供了大致的研究结果，以下使用回　归分析方法提供进一步分析。本文选取了２００８和２００９年度　上市公司的财务数据，将资产负债率（ＴＤＲ）分区间回归分析，　研究结果如下：　（１）ＴＤＲ＜３０％　表１１　Ｍｏｄｅｌ　Ｓｕｍｍａｒｙ（ｃ）（２００８）　０式　ｏ　其中，ａｏ，　，　，为系数，为误差项，分别为综合得分，总　Ｍｏｄｅ１　Ｒ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒｏｆ　Ｓｑｕａｒｅ　ｔｈｅ　Ｅｓｔｉｍａｔｅ　１　２　０．７４８（ａ）　０．７４８（ｂ）　０．５６０　０．５６０　０．５４８　０．５３７　Ｏ．０４４４９　０．０４５０６　表１２　Ｍｏｄｅｌ　Ｓｕｍｍａｒｙ（ｃ）（２００９）　Ｍ２００８　５１．５０％　９３．７２％　０．０９％　２００９　４９．７８％　９６．２４％　１．Ｏ８％　ｏｄｅｌ　Ｒ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ　Ｓｔｄ．ＥＩＴＯｒｏｆ　Ｓｑｕａｒｅ　ｔｈｅ　Ｅｓｔｉｍａｔｅ　ｌ　０．７２６（ａ）　０．５２８　０．５ｌ３　０．０５６２８４９　２　０．７２７（ｂ）　０．５２８　０，４９８　０．０５７１４６０　表１３　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ（ａ）（２００８）　Ｍｏｄｅｌ　Ｕｎｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｓ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　Ｂｅｔａ　Ｌｏｗｅｒ　Ｂｏｕｎｄ　Ｕｐｐｅｒ　Ｂｏｕｎｄ　Ｂ　Ｓｔａｎｄａｒｄｉｚｄ　ｔ　Ｓｉｇ．　９５％Ｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅ　Ｉｎｔｅｒｖａｌ　ｆｏｒ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　ｌ　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．０２３　０．Ｏ３１　０．７２２　０．４７４　．０．０４１　０．０８６　资产负债率　２　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．９２９　０．００３　０．１３２　０．１４４　０．７４８　７．０３８　０．０２２　０．０００　０．９８３　０．６６２　．０．２８９　１．１９６　０．２９５　资产负债率　公司规模　０．９２９　Ｏ．０Ｏｌ　０．１３４　０．００７　０．７４８　０．０ｌ５　６．９４５　０．１３８　０．０００　０．８９１　０．６５８　．０．０ｌ３　１．２００　Ｏ．０１４　表１４　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ（ａ）（２００９）　Ｍｏｄｅｌ　Ｕｎｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ　Ｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏ—　ｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ　ｔ　Ｓｉｇ．　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　Ｂｅｔａ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　ｌ　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．０３２　０．０５２　—０．６２６　０．５３６　资产负债率　２　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　１．３３６　—０．０６９　０．２２３　Ｏ．】８４　０．７２６　０．７２０　０．０２６　５．９７８　—０．３７５　０．０００　Ｏ．７１Ｏ　资产负债率　公司规模　１．３２４　０．００２　０．２３４　０　００９　５．６６８　０．２０７　０．０００　０．８３７　（２）３０％＜ＴＤＲ＜６０％　表１５　Ｍｏｄｅｌ　Ｓｕｍｍａｒｙ（ｃ）（２００８）　ＭＭｏｄｅｌ　Ｒ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　ｏｄｅＩ　表１６Ｍｏｄｅｌ　Ｓｕｍｍａｒｙ（ｃ）（２００９）　ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ　Ｓｔｄ．ＥＩＴＯｒｏｆ　Ｓｑｕａｒｅ　ｔｈｅ　Ｅｓｔｉｍａｔｅ　Ｒ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　Ａｄｊｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓｃｄ．Ｅｌｒｏｒｏｆ　Ｓｑｕａｒｅ　ｔｈｅ　Ｅｓｔｉｍａｔｅ　ｌ　２　０．０９５（ａ）　０．１８５（ｂ）　０．００９　０．０３４　０．００６　Ｏ．Ｏ２９　０．２２３６ｌ９９　Ｏ．２２１０７１４　ｌ　２　０．０７５（ａ）　０．１４５（ｂ）　０．００６　０．０２１　．０．００３　０．００４　０．Ｉ３７２７　Ｏ．１３６７９　—８２—　表１７　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ（ａ）（２００８）　Ｓｍｎｄａｒｄｉｚｄ　Ｍｏｄｅｌ　Ｕｎｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｓ　９５％Ｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅ　Ｉｎｔｅｒｖａｌ　ｆｏｒ　ｔ　Ｓｉｇ．　Ｂ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　Ｂｅｔａ　Ｌｏｗｅｒ　Ｂｏｕｎｄ　Ｕｐｐｅｒ　Ｂｏｕｎｄ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　１　２　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　Ｏ．１９６　０．０７２　２．７２３　０．００７　０．０５３　０．３３８　资产负债率　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．１２２　．Ｏ．１４５　０．１５Ｏ　０．２６２　０．０７５　０．０５４　０．１２５　０．８ｌ５　．０．５５３　０．４ｌ７　Ｏ．５８ｌ　—０．１７５　—０．６６４　０．４１９　０．３７４　资产负债率　公司规模　０．０８９　０．０ｌ７　Ｏ．１５１　Ｏ．Ｏ１２　０．５８４　１．３５２　０．５６０　０．１７９　—０－２ｌ１　．０．００８　０．３８８　０．０４ｌ　表１８　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ（ａ）（２００９）　Ｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏ—　Ｍｏｄｅｌ　Ｕｎｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏｅｍｃｉｅｎｔｓ　ｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　Ｂｅｔａ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　ｔ　Ｓｉｇ．　１　２　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．２２５　０．０６４　３．４９９　０．００１　资产负债率　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．２５ｌ　一０．４５４　０．１３８　０．２３０　０．０９５　０．０７４　０．１６０　１．８１７　—１．９７４　０．０７０　０．０４９　资产负债率　公司规模　０．１９６　０．０３３　０．１３８　０．０ｌ１　１．４２６　３．０７３　Ｏ．１５５　０．００２　（３）ＴＤＲ＞６０％　表１９　Ｍｏｄｅｌ　Ｓｕｍｍａｒｙ（ｃ）（２００８）　Ｍｏｄｅｌ　Ｒ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　表２Ｏ　Ｍｏｄｅｌ　Ｓｕｍｍａｒｙ（ｃ）（２００９）　Ａｄｊｕｓｔｅｄ　Ｒ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒｏｆ　Ｓｑｕａｒｅ　ｔｈｅ　Ｅｓｔｉｍａｔｅ　Ｍｏｄｅ１　Ｒ　Ｒ　Ｓｑｕａｒｅ　ＡｄｊｕｓｔｅｄＲ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒｏｆ　Ｓｑｕａｒｅ　ｔｈｅ　Ｅｓｔｉｍａｔｅ　ｌ　２　０．６３１（ａ）　０．６３５（ｂ）　０．３９８　０．４０３　０．３８２　０．３６９　０．０２５２８　０．０２５５３　ｌ　２　０．６３４（ａ）　０．６６０（ｂ）　０．４０２　０．４３６　０．３８５　０．４０４　０．０２３８３５８　０．０２３４７８９　表２１　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ（ａ）（２００８）　Ｓｔａｎｄａｒｄｉｚｄ　Ｍｏｄｅ１　Ｕｎｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　ＣＯｅｍｃｉｅｎｔｓ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｓ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　Ｂｅｔａ　Ｌｏｗｅｒ　Ｂｏｕｎｄ　Ｕｐｐｅｒ　Ｂｏｕｎｄ　Ｂ　ｔ　Ｓｉｇ．　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　９５％Ｃｏｎｆｉｄｅｎｃｅ　Ｉｎｔｅｒｖａｌ　ｏｒｆ　ｌ　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．０１２　０．０４４　０．２６６　０．７９２　．０．０７８　０．１０２　资产负债率　２　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　—０．３２７　—０．０３０　０．０６６　０．０９１　Ｏ．６３ｌ　４．９４６　．０．３２６　０．０００　０．７４６　０．１９３　一Ｏ．２ｌ３　０．４６０　０．１５４　资产负债率　公司规模　—０．３２２　０．００２　０．０６７　０．００４　０．６２２　０．０６８　４．７９４　０．５２５　０．０００　０．６０３　Ｏ．１８６　．０．００６　０．４５９　Ｏ．０ｌＯ　表２２　Ｃｏｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ（ａ）（２００９）　Ｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　ＣＯ－　Ｍｏｄｅｌ　Ｕｎｓｔａｎｄａｒｄｉｚｅｄ　Ｃｏｅｆｆｉｃｉｅｎｔｓ　ｅｆｉｃｉｆｅｎｔｓ　ｔ　Ｓｉｇ．　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　Ｂｅｔａ　Ｂ　Ｓｔｄ．Ｅｒｒｏｒ　ｌ　２　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．０５２　０．０３６　１．４４８　０．１５６　资产负债率　（Ｃｏｎｓｔａｎｔ）　０．２５７　０．１２５　０．０５２　０．０６２　０．６３４　０．５９０　—０．１８９　４．９２０　２．０３３　０．０００　０．０５０　资产负债率　公司规模　．０．２３９　—０．００３　０．０５３　０．００２　４．５１４　一１．４５０　０．０００　０．１５６　３．结果分析　资产负债率处于较低水平时，公司治理水平即绩效随着负债　率的提升有所提升，即资产负债率与公司绩效基本成正相关　关系；在资产负债率处于较高水平时，公司治理水平随着负债　由ｓｐｓｓ统计软件得出以上图表分区间讨论回归结果，如　上述２００８年和２００９年各表所示。由于中国上市公司发展的　时间较短，上市公司的财务数据不尽真实，会计盈余操纵现象　严重，因此可能会对本文的实证结果产生影响。　率的提升有下降的趋势，即资产负债率与公司绩效基本成负　相关关系。负债率处于中等水平时，负债比率与公司绩效的　关系并不是单一的相关线性关系，而是难以判定的；这证实了　如果以公司价值最大化为目标，我国上市公司的确存在一个　最优的债务区间。同时也证实了债务融资比率和企业绩效的　关系呈近似‘倒Ｕ，’型。　由于资产负债率的跨度比较大，我们并不能简单笼统地　（下转第９３页）　（１）ＴＤＲ＜３０％验证是显著的；　（２）在３０％＜ＴＤＲ＜６０％，验证不显著；　（３）ＴＤＲ＞６０％验证基本上是显著的。　通过分区间检验，我们发现上市公司债务融资比重的多　少并不像通常想象的那样与公司治理绩效成简单的线性关　系，而是在不同的资产负债率区间表现为不同的相关性。在