債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的實(shí)證研究畢業(yè)論文

1、<p>　　論文題目：債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的實(shí)證研究</p><p><b>　　目 錄</b></p><p><b>　　摘 要I</b></p><p>　　AbstractII</p><p><b>　　1緒論1</b></p>

2、<p><b>　　1.1選題背景1</b></p><p><b>　　1.2研究意義1</b></p><p><b>　　1.3研究方法2</b></p><p>　　1.4研究?jī)?nèi)容與論文框架2</p><p><b>　　2文獻(xiàn)綜述4&

3、lt;/b></p><p>　　2.1基于債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的公司治理效應(yīng)概念界定4</p><p>　　2.2國(guó)外研究綜述4</p><p>　　2.2.1代理成本理論和最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)理論4</p><p>　　2.2.2信息不對(duì)稱理論下的債務(wù)治理效應(yīng)5</p><p>　　2.2.3債務(wù)融資對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移的影

4、響5</p><p>　　2.3國(guó)內(nèi)研究綜述6</p><p>　　2.3.1債務(wù)融資治理的正效應(yīng)6</p><p>　　2.3.2債務(wù)融資治理的負(fù)效應(yīng)6</p><p>　　2.3.3債務(wù)融資治理的其他效應(yīng)7</p><p>　　3債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析8</p><

5、p>　　3.1債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析8</p><p>　　3.1.1短期借款對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析8</p><p>　　3.1.2長(zhǎng)期借款對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析8</p><p>　　3.2債務(wù)類型結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析9</p><p>　　3.2.1銀行借款對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論

6、分析9</p><p>　　3.2.2商業(yè)信用負(fù)債對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析10</p><p><b>　　4研究設(shè)計(jì)12</b></p><p>　　4.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源12</p><p>　　4.2變量的設(shè)計(jì)13</p><p>　　4.2.1被解釋變量13</p&

7、gt;<p>　　4.2.2解釋變量14</p><p>　　4.2.3控制變量14</p><p>　　4.3模型建立14</p><p>　　5債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的實(shí)證研究16</p><p>　　5.1綜合績(jī)效指標(biāo)的主成分計(jì)算17</p><p>　　5.2樣本指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)

8、18</p><p>　　5.2.1債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計(jì)18</p><p>　　5.2.2債務(wù)類型結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計(jì)19</p><p>　　5.2.3公司治理效應(yīng)的描述性統(tǒng)計(jì)22</p><p>　　5.3相關(guān)性分析23</p><p>　　5.4線性回歸分析24</p><p&g

9、t;　　5.4.1針對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的線性回歸分析24</p><p>　　5.4.2針對(duì)債務(wù)類型結(jié)構(gòu)的線性回歸分析27</p><p>　　5.5實(shí)證結(jié)論30</p><p>　　6相關(guān)建議、研究局限及展望32</p><p>　　6.1相關(guān)建議32</p><p>　　6.2研究局限33</p>

10、;<p>　　6.3研究展望34</p><p><b>　　參考文獻(xiàn)35</b></p><p><b>　　附錄37</b></p><p><b>　　摘 要</b></p><p>　　企業(yè)的生存和發(fā)展離不開資本，資本的籌集不僅滿足了企業(yè)生存和發(fā)展

11、的需要，它還體現(xiàn)了資本所有者與企業(yè)之間、資本所有者與企業(yè)經(jīng)營(yíng)者之間以及不同資本所有者之間的關(guān)系。這種關(guān)系構(gòu)成了資本籌集與公司治理之間的聯(lián)系。債務(wù)融資是資本籌集的一個(gè)重要方面。</p><p>　　本文將債務(wù)融資結(jié)構(gòu)分為債務(wù)期限結(jié)構(gòu)和類型結(jié)構(gòu)，并就二者對(duì)公司治理效應(yīng)的影響進(jìn)行研究。本文首先通過(guò)相關(guān)理論分析提出假設(shè)，對(duì)反映因變量的10項(xiàng)指標(biāo)進(jìn)行主成分計(jì)算。再對(duì)樣本公司的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，以期對(duì)債務(wù)

12、融資結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀有個(gè)整體了解。然后對(duì)全樣本變量進(jìn)行相關(guān)分析，最后運(yùn)用多元回歸方法構(gòu)建回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析。本文研究得出，期限結(jié)構(gòu)中短期借款與公司治理效應(yīng)負(fù)相關(guān)；長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)正相關(guān)；類型結(jié)構(gòu)中銀行借款、商業(yè)信用負(fù)債與公司治理效應(yīng)均呈正相關(guān)。因此，我們可以從調(diào)整不同債務(wù)之間的比例入手改善上市公司的債務(wù)治理效應(yīng)，同時(shí)也要兼顧發(fā)展并完善債權(quán)市場(chǎng)、拓寬債務(wù)融資渠道、加快國(guó)有商業(yè)銀行改革以及完善破產(chǎn)機(jī)制、保護(hù)債權(quán)人權(quán)利。</p>

13、<p>　　關(guān)鍵詞: 債務(wù)融資結(jié)構(gòu)；債務(wù)期限結(jié)構(gòu)；債務(wù)類型結(jié)構(gòu)；公司治理效應(yīng)</p><p><b>　　Abstract</b></p><p>　　The survival and development of enterprise cannot leave the capital . Raising capital not only meets t

14、he enterprises’ survival and development needs, but also reflect the relation between capital owners ,enterprises and enterprises oprators .This relation constitutes the relation between raising capital and corporate gov

15、ernance. Debt financing is an important aspect of raising capital. </p><p>　　The debt financial structure will be divided into debt maturity structure and debt type structure in this paper. This paper puts f

16、orward hypothesis through theoretical analysis. Then it makes descriptive analysis on the existing condition of sample companies’ debt financing structure. And then adopting correlation analysis and multiple regression,

17、the impacts of debt financing structure on corporate governance effect are tested. The tests show that commercial credit and bank loan in type struct</p><p>　　Keywords: debt financing structure; debt maturi

18、ty structure; debt type structure; corporate governance effect</p><p><b>　　1緒論</b></p><p><b>　　1.1選題背景</b></p><p>　　我國(guó)資本市場(chǎng)自90年代以來(lái)取得長(zhǎng)足進(jìn)步，但仍存在一些問題，表現(xiàn)在：（1）我國(guó)上市公

19、司融資結(jié)構(gòu)失衡，企業(yè)融資主要以間接融資為主，直接融資相對(duì)落后；（2）上市公司偏好股權(quán)融資；（3）短期債務(wù)比例較高；（4）股票市場(chǎng)的軟約束現(xiàn)象。這些問題影響著我國(guó)上市公司的資本結(jié)構(gòu)。</p><p>　　公司治理是建立現(xiàn)代企業(yè)制度的核心，而資本結(jié)構(gòu)又是影響公司治理的一個(gè)重要因素。企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)由股權(quán)融資和債務(wù)融資構(gòu)成。相對(duì)于股權(quán)融資而言，債務(wù)融資具有兩個(gè)鮮明的特點(diǎn)：一是融資成本更低。二是它能有效緩解股權(quán)融資所產(chǎn)生的

20、委托代理問題，降低代理成本。適當(dāng)比例的債務(wù)融資能夠?qū)ζ髽I(yè)業(yè)績(jī)和市場(chǎng)價(jià)值提升起到促進(jìn)作用。因此債務(wù)融資是現(xiàn)代公司治理中不可忽視的重要因素。</p><p>　　近年來(lái)我國(guó)學(xué)者對(duì)上市公司資本結(jié)構(gòu)和公司治理的研究漸漸增多。但在己有的文獻(xiàn)中研究更多地集中在股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司治理之間的關(guān)系，而對(duì)資本結(jié)構(gòu)的另一個(gè)重要方面——債務(wù)融資卻關(guān)注較少。國(guó)內(nèi)近年也有學(xué)者開始從債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的角度來(lái)開展對(duì)公司治理效應(yīng)的研究，如寧?kù)o，宋曉滿（2

21、010）[1]研究了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響，這為本文的研究提供了方向。本文試圖從債務(wù)融資內(nèi)部結(jié)構(gòu)著手，探討不同債務(wù)結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響。</p><p><b>　　1.2研究意義</b></p><p>　　債務(wù)結(jié)構(gòu)不僅僅體現(xiàn)了企業(yè)資本的不同來(lái)源，它還影響到企業(yè)權(quán)力在各個(gè)利益主體之間的分布。債務(wù)結(jié)構(gòu)決定了各利益主體所受到的約束及激勵(lì)的程度，影響著公司治

22、理效應(yīng)的發(fā)揮。也就是說(shuō)，債務(wù)結(jié)構(gòu)可通過(guò)債權(quán)特有作用的發(fā)揮及其合理配置來(lái)協(xié)調(diào)出資人和經(jīng)營(yíng)者之間的利益和行為。</p><p>　　我國(guó)研究債務(wù)結(jié)構(gòu)的學(xué)者較少，大多是在研究融資結(jié)構(gòu)或債務(wù)融資整體的體系下進(jìn)行的。即從公司資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行探討，研究資產(chǎn)負(fù)債率或者債務(wù)融資率與公司價(jià)值的關(guān)系，從而反映債務(wù)融資的治理效應(yīng)。</p><p>　　這雖然有助于公司重視股權(quán)融資和債務(wù)融資比例的配置，采取合理的融資

23、決策，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，但是未能夠提高公司對(duì)債務(wù)融資內(nèi)部結(jié)構(gòu)的關(guān)注。事實(shí)上，債務(wù)融資內(nèi)部結(jié)構(gòu)的差異對(duì)公司治理效應(yīng)的影響也是不同的。通過(guò)對(duì)債務(wù)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的選擇調(diào)整能夠進(jìn)一步強(qiáng)化債務(wù)融資對(duì)公司治理效應(yīng)的影響。</p><p>　　公司債務(wù)結(jié)構(gòu)的安排是改善上市公司治理水平的有效途徑。在我國(guó)，債務(wù)融資還存在很多問題。例如：銀行信貸約束軟化、企業(yè)債券市場(chǎng)發(fā)展滯后等。在這種市場(chǎng)環(huán)境下，短期借款、長(zhǎng)期借款、銀行借款、商業(yè)信用負(fù)債等的

24、比例與公司治理效應(yīng)到底有什么關(guān)系。 本文以制造業(yè)上市公司為例，試從債務(wù)內(nèi)部結(jié)構(gòu)著手，探討其對(duì)公司治理效應(yīng)的影響。</p><p><b>　　1.3研究方法</b></p><p>　　本文綜合運(yùn)用了以下研究方法：描述性統(tǒng)計(jì)分析、主成分分析、相關(guān)分析、回歸分析。首先對(duì)反映上市公司績(jī)效的10個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分計(jì)算，得到衡量被解釋變量的綜合績(jī)效指標(biāo)P，再對(duì)各樣本指標(biāo)進(jìn)行描述

25、性統(tǒng)計(jì)分析，接著將因變量指標(biāo)與自變量進(jìn)行相關(guān)分析。然后根據(jù)實(shí)證研究的目標(biāo)，建立多元線性回歸方程，通過(guò)SPSS17.0軟件對(duì)所收集的數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析，針對(duì)制造業(yè)上市公司債務(wù)結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響進(jìn)行研究。</p><p>　　1.4研究?jī)?nèi)容與論文框架</p><p>　　本文在國(guó)內(nèi)外學(xué)者研究成果的基礎(chǔ)上，以制造業(yè)上市公司為研究對(duì)象，就上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響進(jìn)行實(shí)證

26、研究。所有研究?jī)?nèi)容將在理論分析的基礎(chǔ)和前提下進(jìn)行撰寫，以部分制造業(yè)上市公司為樣本。本論文的具體研究?jī)?nèi)容為：</p><p>　　圖 1.1 論文框架</p><p><b>　　2文獻(xiàn)綜述</b></p><p>　　2.1基于債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的公司治理效應(yīng)概念界定</p><p>　　公司治理的核心是把資本所有權(quán)、剩余控制

27、權(quán)、剩余索取權(quán)有效地分配和結(jié)合。從投資契約角度來(lái)看，公司治理的重點(diǎn)是保證公司資本提供者可以得到預(yù)期、合理的投資回報(bào)，而公司的債務(wù)結(jié)構(gòu)恰恰是各資本投資者投資契約的組合表現(xiàn)。公司債務(wù)結(jié)構(gòu)的變化，伴隨著資金的轉(zhuǎn)移，自然會(huì)發(fā)生權(quán)利與義務(wù)的變化。各利益主體必然要對(duì)資金的使用、收益分配和控制等相關(guān)的權(quán)、責(zé)、利關(guān)系進(jìn)行界定。在這一過(guò)程中，債權(quán)人為了保護(hù)自身的利益，一方面，要采取措施調(diào)動(dòng)管理者的積極性；另一方面，又要對(duì)管理者進(jìn)行必要的監(jiān)督與約束，而這又

28、是公司治理的核心內(nèi)容。因而債務(wù)結(jié)構(gòu)不同，各債權(quán)人采取的措施也不同，公司的治理結(jié)構(gòu)和公司治理機(jī)制自然也不同，其治理效應(yīng)當(dāng)然也會(huì)不同?？梢?，不同債務(wù)結(jié)構(gòu)的選擇隱含著公司不同治理機(jī)制的選擇，融資決策就是通過(guò)確定企業(yè)最優(yōu)債務(wù)結(jié)構(gòu)，形成有效的制衡機(jī)制，約束代理人行為。所以有什么樣的債務(wù)結(jié)構(gòu)就有什么樣的公司治理機(jī)制，債務(wù)結(jié)構(gòu)的合理確定是公司有效治理的基礎(chǔ)，債務(wù)結(jié)構(gòu)的選擇必將對(duì)公司治理機(jī)制及其效應(yīng)產(chǎn)生重大影響，這種關(guān)系稱之為“基于債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的公司治

29、理效應(yīng)”。</p><p><b>　　2.2國(guó)外研究綜述</b></p><p>　　2.2.1代理成本理論和最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)理論</p><p>　　融資結(jié)構(gòu)理論的開創(chuàng)者Jensen和Meckling（1976）[2]認(rèn)為，如果公司總體投資額和經(jīng)理層的投資額保持不變，則增加債務(wù)融資可以相對(duì)提高經(jīng)理?yè)碛械墓蓹?quán)比例，使經(jīng)理層與股東的目標(biāo)趨于一致，從

30、而降低代理成本，進(jìn)而優(yōu)化公司的治理。Jensen（1986）在他另一篇論文中指出，債務(wù)合約能減少企業(yè)自由現(xiàn)金流量，減少公司的代理成本。</p><p>　　Harris和Raviv（1990）[3]指出，在停業(yè)清算對(duì)股東更有利的情況下，經(jīng)理仍希望繼續(xù)當(dāng)前的企業(yè)運(yùn)營(yíng)，這種沖突可以通過(guò)債權(quán)人強(qiáng)迫進(jìn)行停止清算而得到緩和。</p><p>　　但是另外一方面，債務(wù)融資對(duì)代理成本存在一定的負(fù)面效應(yīng)。

31、Diamond（1991）[4]指出，債務(wù)的償還是與公司破產(chǎn)相聯(lián)系的，因而從聲譽(yù)的角度出發(fā)，公司經(jīng)理傾向于選擇相對(duì)安全的項(xiàng)目，而股東追求的是期望回報(bào)的最大化，從這個(gè)角度來(lái)說(shuō)，債務(wù)增加了代理成本。Mayers（1977）[5]論述了另一種代理成本。他發(fā)現(xiàn)在公司可能破產(chǎn)時(shí)，即使有新的凈現(xiàn)值為正的項(xiàng)目，股東也不會(huì)有激勵(lì)去投資，即可能會(huì)出現(xiàn)投資不足的問題，這是一種因害怕破產(chǎn)而引起的代理成本。</p><p>　　Jens

32、en 和 Meckling（1976）結(jié)合代理成本降低理論和債務(wù)融資的破產(chǎn)成本理論，提出了最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)理論。該理論認(rèn)為，債務(wù)融資的增加，一方面會(huì)降低代理成本而提升公司績(jī)效，另一方面又由于破產(chǎn)成本的增加而降低公司績(jī)效，當(dāng)債務(wù)融資的比例達(dá)到某一個(gè)合適值時(shí)，公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效達(dá)到最優(yōu)。</p><p>　　2.2.2信息不對(duì)稱理論下的債務(wù)治理效應(yīng)</p><p>　　隨著信息不對(duì)稱理論體系的建立，有

33、關(guān)債務(wù)融資治理效應(yīng)的研究得到了進(jìn)一步發(fā)展。Ross（1977）[6]在其建立的“激勵(lì)——信號(hào)”模型中引入了管理者的行為。管理者選擇企業(yè)的杠桿率從而確定企業(yè)的融資結(jié)構(gòu)，外部投資者將企業(yè)的杠桿率當(dāng)作企業(yè)質(zhì)量好壞的信號(hào)，觀察到企業(yè)傳遞的信號(hào)后再評(píng)價(jià)企業(yè)的價(jià)值。Ross從分析中得出企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值與企業(yè)的杠桿率正相關(guān)的結(jié)論。</p><p>　　Leland和 Pyle（1977）[7]認(rèn)為，企業(yè)提高杠桿率會(huì)使管理者的股權(quán)

34、相對(duì)比重上升。擁有高質(zhì)量項(xiàng)目的管理者可通過(guò)提高杠桿率的方式向外部投資者傳遞其投資項(xiàng)目是優(yōu)良項(xiàng)目的信號(hào)。他們的研究也表明杠桿率與企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值存在正相關(guān)的關(guān)系。</p><p>　　2.2.3債務(wù)融資對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移的影響</p><p>　　Israel（1989）[8]對(duì)融資結(jié)構(gòu)與控制權(quán)爭(zhēng)奪市場(chǎng)的關(guān)系進(jìn)行研究。他認(rèn)為當(dāng)公司面臨被收購(gòu)時(shí)，發(fā)行債務(wù)將可能導(dǎo)致公司價(jià)值的提高。Stulz（1990）

35、[9]指出公司債務(wù)水平的變化會(huì)導(dǎo)致經(jīng)理?yè)碛械耐镀睓?quán)比例變化，進(jìn)而影響公司代理權(quán)及控制權(quán)爭(zhēng)奪的結(jié)果。</p><p>　　Aghion和Bolton（1992）[10]模型證明，債務(wù)融資量的選擇也就是控制權(quán)在不同證券持有人之間的分配，最優(yōu)的負(fù)債比例是在該負(fù)債水平上導(dǎo)致企業(yè)破產(chǎn)時(shí)將控制權(quán)從股東轉(zhuǎn)移給債權(quán)人時(shí)的最優(yōu)負(fù)債比例。該思想被Hart 和Moore（1989，1994）[11]等人接受，并應(yīng)用于最佳債務(wù)合同的研究

36、中。</p><p><b>　　2.3國(guó)內(nèi)研究綜述</b></p><p>　　2.3.1債務(wù)融資治理的正效應(yīng)</p><p>　　汪輝（2003）[12]以 Tobin’s Q 和市凈率為價(jià)值指標(biāo)，就1998—2000年的數(shù)據(jù)對(duì)上市公司的“債務(wù)融資率”與公司價(jià)值進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)。他得出了在我國(guó)上市公司中，債務(wù)融資相對(duì)于股權(quán)融資而言比重不大。他

37、放棄了資產(chǎn)負(fù)債率，自行設(shè)定年度負(fù)債的增減變動(dòng)除以年末總資產(chǎn)為新的“債務(wù)融資率”，這一設(shè)定使得債務(wù)融資率與價(jià)值指標(biāo)的檢驗(yàn)結(jié)果為顯著正相關(guān)，發(fā)現(xiàn)總體上債務(wù)融資具有加強(qiáng)公司治理、提高公司市場(chǎng)價(jià)值的作用，但是對(duì)于少數(shù)資產(chǎn)負(fù)債率非常高的公司而言，這種作用并不顯著。</p><p>　　譚昌壽（2004）[13]在債務(wù)融資治理效應(yīng)的理論與實(shí)證研究中，以深市和滬市的上市公司2000—2002年的數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，對(duì)我國(guó)上市公司的債務(wù)

38、融資治理效應(yīng)進(jìn)行了實(shí)證分析，結(jié)果表明凈資產(chǎn)收益率與負(fù)債率、債務(wù)融資率均具有顯著的正相關(guān)關(guān)系，但系數(shù)值相對(duì)較小，Tobin’s Q 值與負(fù)債率、債務(wù)融資率的關(guān)系不明顯。說(shuō)明我國(guó)上市公司債務(wù)融資起到了一定的治理作用，但其效果有限。楊圣娟（2006）[14]選取了2001—2004年民營(yíng)上市公司年報(bào)的數(shù)據(jù)，實(shí)證研究結(jié)果表明我國(guó)民營(yíng)上市公司的債務(wù)融資起到了一定的治理作用。</p><p>　　2.3.2債務(wù)融資治理的負(fù)效

39、應(yīng)</p><p>　　文宏（2000）[15]對(duì)上市公司收益水平和負(fù)債水平的關(guān)系進(jìn)行實(shí)證分析，結(jié)果發(fā)現(xiàn)從上市公司整體角度看，企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效與總資產(chǎn)負(fù)債率呈現(xiàn)出顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，即資產(chǎn)負(fù)債越高，企業(yè)經(jīng)營(yíng)效率越低。杜瑩、劉立國(guó)（2002）[16]對(duì)1998年上市的106 家上市公司從1999—2001年的資產(chǎn)負(fù)債率與績(jī)效指標(biāo)進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)，回歸結(jié)果表明，債務(wù)融資的治理效應(yīng)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生了明顯的負(fù)面影響，說(shuō)明債務(wù)融資在

40、公司治理中沒有發(fā)揮出應(yīng)有的作用，即債務(wù)融資治理表現(xiàn)出無(wú)效性。肖作平（2003）[17]以 Tobin' s Q 為公司價(jià)值指標(biāo)，對(duì)1994年7月1日之前上市的220家公司的資產(chǎn)負(fù)債率與公司價(jià)值進(jìn)行了回歸檢驗(yàn)，也得到了負(fù)相關(guān)的結(jié)論。于東智（2003）[18]按照證監(jiān)會(huì)的標(biāo)準(zhǔn)詳細(xì)區(qū)分上市公司所屬的行業(yè)，以1997—2000年的數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了資產(chǎn)負(fù)債率與績(jī)效指標(biāo)的關(guān)系，其結(jié)論依然是負(fù)相關(guān)。</p><p>　　2.

41、3.3債務(wù)融資治理的其他效應(yīng)</p><p>　　張錦銘（2006）[19]利用區(qū)間數(shù)據(jù)檢驗(yàn)方法，實(shí)證結(jié)論表明上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效與債務(wù)融資比率的關(guān)系呈近似“倒 U”型，上市公司債務(wù)融資比率的最優(yōu)值為30%左右。王滿四（2005）[20]運(yùn)用實(shí)證分析方法研究債務(wù)融資的公司治理效應(yīng)，在不考慮環(huán)境因素時(shí)，債務(wù)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響，得出了我國(guó)公司債務(wù)沒有發(fā)揮公司治理的正向效應(yīng)的結(jié)論。在考慮環(huán)境因素時(shí)債務(wù)同樣對(duì)公司治理表現(xiàn)出

42、無(wú)效性和極端的“弱化和惡化”。</p><p>　　從以上綜述可以看出，對(duì)于債務(wù)融資與公司治理效應(yīng)，國(guó)外的大部分學(xué)者研究的結(jié)果都支持債務(wù)融資對(duì)公司存在積極的治理效應(yīng)，國(guó)內(nèi)大部分學(xué)者研究的結(jié)果則不太一致，多體現(xiàn)為債務(wù)治理的無(wú)效性。</p><p>　　以往的研究主要存在以下問題：在分析債務(wù)融資的治理效應(yīng)時(shí)，傾向于將公司的所有債務(wù)視為同質(zhì)的，沒有再將債務(wù)融資內(nèi)部進(jìn)行結(jié)構(gòu)劃分，而只是研究債務(wù)整體

43、（相對(duì)于權(quán)益整體）的治理效應(yīng)。研究的角度較為單一，主要是從資本結(jié)構(gòu)入手來(lái)進(jìn)行探討，確定資產(chǎn)負(fù)債率或者債務(wù)融資率與公司業(yè)績(jī)之間的相關(guān)關(guān)系。忽略了債務(wù)的期限、類型等內(nèi)部結(jié)構(gòu)性因素對(duì)治理效應(yīng)的影響。事實(shí)上，公司發(fā)行的債務(wù)在期限結(jié)構(gòu)、類型結(jié)構(gòu)等方面存在很大區(qū)別。不同的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)安排，必然導(dǎo)致債務(wù)融資治理效應(yīng)存在差異。例如：短期借款和長(zhǎng)期借款都具有公司治理效應(yīng)，但側(cè)重點(diǎn)則有所不同。債務(wù)類型結(jié)構(gòu)中商業(yè)信用、銀行信貸、企業(yè)債券等債務(wù)類型在克服債務(wù)代

44、理成本方面各有其優(yōu)勢(shì)和不足。</p><p>　　因此，基于已有的研究，綜合考慮上市公司債務(wù)期限、債務(wù)類型等結(jié)構(gòu)性因素，本文擬就我國(guó)制造業(yè)上市公司的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響進(jìn)行實(shí)證研究。</p><p>　　3債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p><p>　　3.1債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p><p>

45、;　　3.1.1短期借款對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p><p>　　從借款的內(nèi)部期限結(jié)構(gòu)來(lái)看，短期借款和長(zhǎng)期借款由于在款項(xiàng)的取得條件、程序以及資金的使用和償還都有所不同，對(duì)控制權(quán)可能發(fā)生的轉(zhuǎn)移影響也是不一樣的，因而，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響是存在差異的。</p><p>　　短期借款在企業(yè)的銀行借款中占據(jù)主要部分，短期貸款普遍使用的原因在于其始終是金融機(jī)構(gòu)貸款的主導(dǎo)產(chǎn)品，較長(zhǎng)

46、期借款而言更容易獲得，并且在企業(yè)取得短期貸款的過(guò)程中并不受信用等級(jí)的過(guò)分約束，在各類企業(yè)中都廣泛使用。理論上，短期借款對(duì)于經(jīng)理的激勵(lì)和約束的最大作用力來(lái)自其流動(dòng)性壓力，但是企業(yè)存在大量短期借款的現(xiàn)實(shí)說(shuō)明流動(dòng)性壓力并未發(fā)揮作用。由于短期借款的取得條件并不如長(zhǎng)期借款那樣嚴(yán)格，并在使用過(guò)程中由于期限較短，銀行業(yè)沒有動(dòng)力進(jìn)行嚴(yán)格的監(jiān)管，無(wú)法對(duì)企業(yè)經(jīng)理層的經(jīng)營(yíng)行為進(jìn)行有效監(jiān)督，從而無(wú)法降低代理成本。而且短期借款使用成本較低，辦理手續(xù)簡(jiǎn)便，一般情況

47、下能夠循環(huán)使用，短期借款的這些特點(diǎn)使得其作為債務(wù)自身的激勵(lì)和約束力有所下降。</p><p>　　因此，本文針對(duì)短期借款與公司治理效應(yīng)的關(guān)系提出如下假設(shè)：</p><p>　　H1：短期借款與公司治理效應(yīng)關(guān)系不顯著或者負(fù)相關(guān)。</p><p>　　3.1.2長(zhǎng)期借款對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p><p>　　針對(duì)長(zhǎng)期借款而言，在我國(guó)上市

48、公司中，整體所占的比重較低，但由于銀行對(duì)長(zhǎng)期借款的取得、使用和歸還都具有一定的要求，如長(zhǎng)期借款協(xié)議中一般都有相應(yīng)的保護(hù)性條款，包括對(duì)借款企業(yè)流動(dòng)資金保持量的規(guī)定、對(duì)支付現(xiàn)金股利和再購(gòu)入股票的限制、對(duì)資本支出規(guī)模限制、限制其他長(zhǎng)期債務(wù)；定期提供財(cái)務(wù)報(bào)表，不準(zhǔn)在正常情況下出售較多資產(chǎn)，定期清償繳納稅金和其它到期債務(wù)，不準(zhǔn)以任何資產(chǎn)作為其他承諾的擔(dān)保或抵押、不準(zhǔn)貼現(xiàn)應(yīng)收票據(jù)或出售應(yīng)收賬款；?？顚Ｓ玫?。這些條款的運(yùn)用對(duì)保護(hù)銀行權(quán)利起到很好的作用

49、，也給經(jīng)理的日常經(jīng)營(yíng)行為造成一定的壓力，激勵(lì)經(jīng)理提高資金的使用效率，進(jìn)而促進(jìn)公司治理效應(yīng)的提高。另外，企業(yè)長(zhǎng)期借款更易受到宏觀經(jīng)濟(jì)政策調(diào)控的影響，如在2008年國(guó)際金融危機(jī)之前，我國(guó)一直實(shí)行從緊的貨幣政策，商業(yè)銀行銀根緊縮，對(duì)于長(zhǎng)期借款的審核和批準(zhǔn)更加嚴(yán)格，從而使得企業(yè)有動(dòng)力去提高項(xiàng)目質(zhì)量，以爭(zhēng)取到借款資金的支持。在銀行風(fēng)險(xiǎn)控制程序中，對(duì)長(zhǎng)期借款除了少數(shù)信用好的企業(yè)可以信用擔(dān)保外，在多數(shù)長(zhǎng)期借款業(yè)務(wù)發(fā)生中需要進(jìn)行動(dòng)產(chǎn)或不動(dòng)產(chǎn)的抵押擔(dān)保，

50、且由于單筆金額較大，一旦出現(xiàn)違約行為對(duì)企業(yè)的持續(xù)經(jīng)營(yíng)會(huì)產(chǎn)生更大的不利影響，可能會(huì)直接威脅到經(jīng)</p><p>　　由此可以看出，長(zhǎng)期借款本身的約束和外在環(huán)境的影響，使得銀行給予了長(zhǎng)期借款更多的關(guān)注和監(jiān)控，在信息不對(duì)稱的情況下，對(duì)企業(yè)的經(jīng)理層來(lái)講，相對(duì)于短期借款，經(jīng)理的日常行為會(huì)更多地受到來(lái)自長(zhǎng)期借款各項(xiàng)保護(hù)性條款和銀行監(jiān)督的壓力，并更關(guān)注長(zhǎng)期借款和有關(guān)項(xiàng)目的進(jìn)展以及長(zhǎng)期借款本息的償還問題，進(jìn)而減少經(jīng)理的道德風(fēng)險(xiǎn)問

51、題，而形成更為有效的激勵(lì)和約束。</p><p>　　因此，本文針對(duì)長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)的關(guān)系提出如下假設(shè)：</p><p>　　H2：長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)呈正相關(guān)的關(guān)系。 </p><p>　　3.2債務(wù)類型結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p><p>　　根據(jù)我國(guó)上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀，由于發(fā)行企業(yè)債券的上市公司數(shù)量很少，且集

52、中于少數(shù)幾個(gè)行業(yè)，債券發(fā)行都有一定特殊目的，因此本文對(duì)于債務(wù)類型結(jié)構(gòu)的研究主要集中于商業(yè)信用負(fù)債比例和銀行借款比例對(duì)公司治理效應(yīng)的影響。商業(yè)信用和銀行借款兩種類型的債務(wù)其實(shí)反映了債權(quán)的集中度問題，商業(yè)信用屬于債權(quán)集中度分散的債務(wù)，銀行借款則屬于集中度較高的債務(wù)，二者對(duì)公司治理效應(yīng)的影響可以從債權(quán)集中度的角度出發(fā)進(jìn)行分析。</p><p>　　3.2.1銀行借款對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p>&

53、lt;p>　　所謂債權(quán)集中度，是指企業(yè)債權(quán)融資的數(shù)量分布狀況，即債權(quán)人的數(shù)目以及各債權(quán)人持有的債權(quán)份額。債權(quán)集中度決定了債權(quán)人集體行動(dòng)的效率。集中度高，債權(quán)人內(nèi)部達(dá)成協(xié)議與采取一致行動(dòng)的交易成本就低，債權(quán)人對(duì)公司治理效應(yīng)的影響就越有效。</p><p>　　在中國(guó)上市公司債務(wù)結(jié)構(gòu)中，公司債券融資比重很小，銀行債務(wù)比重較大，銀行是中國(guó)上市公司的一個(gè)較大的債權(quán)人，是所有參與公司治理的債權(quán)人的主要代表。就銀行借款

54、而言,通常具有金額較大、債權(quán)人為專業(yè)金融機(jī)構(gòu)且債權(quán)高度集中的特點(diǎn)，因而不存在債權(quán)人之間相互溝通、談判、采取一致行動(dòng)的成本。另外，銀行作為專業(yè)金融機(jī)構(gòu)，不僅有能力收集和處理貸款前、后的企業(yè)信息以減少信息不對(duì)稱問題，事后進(jìn)行監(jiān)督，對(duì)企業(yè)經(jīng)理層的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)進(jìn)行干涉和對(duì)債權(quán)資產(chǎn)進(jìn)行保護(hù)，而且當(dāng)企業(yè)面臨破產(chǎn)時(shí)，能夠及時(shí)取得對(duì)企業(yè)的控制權(quán)，并采取相應(yīng)措施。所以，銀行債務(wù)的使用能強(qiáng)化公司治理效應(yīng)。</p><p>　　因此，本文

55、針對(duì)銀行借款與公司治理效應(yīng)的關(guān)系提出如下假設(shè)：</p><p>　　H3：銀行借款對(duì)公司治理效應(yīng)有顯著的正向影響。</p><p>　　3.2.2商業(yè)信用負(fù)債對(duì)公司治理效應(yīng)影響的理論分析</p><p>　　債權(quán)集中度分散將使債權(quán)人之間相互溝通、談判、采取一致行動(dòng)的成本提高。當(dāng)債權(quán)人對(duì)達(dá)成一致協(xié)議與采取集體行動(dòng)的成本預(yù)期高于參與公司治理可以獲得的收益預(yù)期時(shí)，分散的債

56、權(quán)人對(duì)公司治理的激勵(lì)效果就會(huì)大大降低。除了債權(quán)人之間的交易成本過(guò)高的原因之外，分散的債權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)引起債權(quán)人中間出現(xiàn)“搭便車”問題，即每個(gè)債權(quán)人由于債權(quán)份額低，參與公司治理的收益不足以彌補(bǔ)為之付出的成本，而總是希望別的債權(quán)人提供這種行動(dòng)。結(jié)果是所有債權(quán)人都無(wú)法發(fā)揮自身債權(quán)所具有的激勵(lì)約束機(jī)制。</p><p>　　商業(yè)信用負(fù)債的債權(quán)結(jié)構(gòu)分散,會(huì)引起的債權(quán)人參與公司治理機(jī)制的失效，不僅使企業(yè)在破產(chǎn)之前的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)不能得到

57、及時(shí)控制，而且當(dāng)企業(yè)處于破產(chǎn)點(diǎn)時(shí)，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)權(quán)也不能順利轉(zhuǎn)移給債權(quán)人。這種情況下，一個(gè)低效運(yùn)營(yíng)本應(yīng)該實(shí)施破產(chǎn)的企業(yè)，其控制權(quán)依然滯留在已經(jīng)不能最優(yōu)地運(yùn)用這種控制權(quán)的股東和經(jīng)理人手中，無(wú)疑使企業(yè)治理結(jié)構(gòu)優(yōu)化和企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)都難以實(shí)現(xiàn)。即使企業(yè)破產(chǎn)后控制權(quán)轉(zhuǎn)交給了債權(quán)人，在分散的債權(quán)結(jié)構(gòu)下，債權(quán)人也難以做出最有效率的決策，從而不利于強(qiáng)化公司治理效應(yīng)。</p><p>　　從以上分析可以看出，分散的商業(yè)信用與銀行

58、借款相比，由于交易成本過(guò)高的問題對(duì)提高公司治理效應(yīng)并不能起到應(yīng)有的激勵(lì)作用，尤其是在企業(yè)日常經(jīng)營(yíng)過(guò)程中，對(duì)企業(yè)經(jīng)理的激勵(lì)效果并不顯著。</p><p>　　因此，本文針對(duì)商業(yè)信用負(fù)債與公司治理效應(yīng)的關(guān)系提出如下假設(shè)：</p><p>　　H4：商業(yè)信用負(fù)債對(duì)公司治理效應(yīng)有負(fù)面影響。</p><p><b>　　4研究設(shè)計(jì)</b></p&g

59、t;<p>　　4.1樣本選擇和數(shù)據(jù)來(lái)源</p><p>　　本文選擇了在上海證券交易所和深圳證券交易所A股制造業(yè)上市公司2009—2011年的數(shù)據(jù)進(jìn)行分析，樣本研究數(shù)據(jù)來(lái)自于同花順金融數(shù)據(jù)網(wǎng)。同時(shí)按照下面的原則進(jìn)行了數(shù)據(jù)剔除：</p><p>　　(l)考慮到數(shù)據(jù)的連續(xù)性、穩(wěn)定性，從上海證券交易所和深圳證券交易所A股制造業(yè)上市公司2009—2011年的數(shù)據(jù)中剔除了2005年

60、1月1日以后上市的公司。</p><p>　　(2)為了保持?jǐn)?shù)據(jù)的穩(wěn)定性，在選取的上市公司中剔除被ST的公司。其經(jīng)營(yíng)狀況惡化，并多伴有資產(chǎn)重組等特殊情況，考慮到他們的數(shù)據(jù)會(huì)對(duì)總樣本有影響，所以研究樣本中沒有包括此類公司。</p><p>　　(3)在數(shù)據(jù)的收集和處理過(guò)程中剔除了部分?jǐn)?shù)據(jù)的缺失導(dǎo)致無(wú)法計(jì)算的上市公司以及資產(chǎn)負(fù)債率超100%的極端異常值的上市公司。因資產(chǎn)負(fù)債率大于100%的公司

61、不具有代表性，經(jīng)營(yíng)狀況不穩(wěn)定，波動(dòng)性大，對(duì)回歸分析結(jié)果產(chǎn)生不利影響。</p><p>　　(4)為了方便研究，消除行業(yè)因素的影響，本文只選取證監(jiān)會(huì)分類中的制造業(yè)類別公司的數(shù)據(jù)。制造業(yè)是一個(gè)傳統(tǒng)行業(yè)，和其他行業(yè)比起來(lái)，制造業(yè)歷史較悠久，體制較成熟，經(jīng)營(yíng)模式也較固定，規(guī)模較大，投資較多，投資回收周期長(zhǎng)，增長(zhǎng)較平穩(wěn)。正是制造業(yè)有這些特點(diǎn)，使其財(cái)務(wù)指標(biāo)的增長(zhǎng)比較均衡，比較具有可預(yù)測(cè)性。而財(cái)務(wù)指標(biāo)的均衡是建立模型的基礎(chǔ)，也

62、是模型預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性的重要依據(jù)。這是選取制造業(yè)作為研究對(duì)象的主要原因；其次，制造業(yè)具有明確的行業(yè)劃分標(biāo)準(zhǔn)；第三，上市公司中多數(shù)屬于制造業(yè)，使得模型的建立有比較多的樣本可供選擇；第四，數(shù)據(jù)易得并準(zhǔn)確，上市公司的財(cái)務(wù)報(bào)表經(jīng)過(guò)正規(guī)程序?qū)徲?jì)，相對(duì)比較完整和準(zhǔn)確。最終獲得52家樣本公司三年的數(shù)據(jù)，共156個(gè)樣本觀察值。</p><p><b>　　4.2變量的設(shè)計(jì)</b></p><p

63、>　　4.2.1被解釋變量</p><p>　　2007年南開大學(xué)公司治理研究中心發(fā)布的《中國(guó)公司治理評(píng)價(jià)報(bào)告》表明，公司治理指數(shù)高的公司股價(jià)能夠跑贏大盤，上市公司治理水平正成為投資者投資的重要參考。公司治理“100佳”上市公司的財(cái)務(wù)狀、企業(yè)業(yè)績(jī)和企業(yè)價(jià)值指標(biāo)的表現(xiàn)，總體上好于樣本中的其他上市公司。</p><p>　　王懷軍（2008）[21]在《我國(guó)上市公司債務(wù)融資與公司治理效應(yīng)

64、研究》中提出在對(duì)公司治理效應(yīng)實(shí)際的評(píng)價(jià)中，公司治理的效應(yīng)一般用公司績(jī)效來(lái)反映和度量，公司績(jī)效體現(xiàn)了公司治理的最終結(jié)果，公司績(jī)效良好則公司治理效應(yīng)好，公司績(jī)效低下則治理機(jī)制存在問題，公司治理效應(yīng)差。良好的公司治理特征對(duì)公司經(jīng)理人員能形成有效的激勵(lì)與約束，激發(fā)其多努力工作，少個(gè)人私利，從而會(huì)對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生直接影響，所以公司治理效應(yīng)的高低最終會(huì)體現(xiàn)在公司績(jī)效指標(biāo)的高低上。因此，本文借鑒以往學(xué)者的經(jīng)驗(yàn)，用公司績(jī)效指標(biāo)來(lái)量化公司治理效應(yīng)。<

65、/p><p>　　反映公司績(jī)效的指標(biāo)主要有財(cái)務(wù)績(jī)效及反映公司市場(chǎng)價(jià)值的托賓Q值。由于托賓Q值僅反映市場(chǎng)對(duì)未來(lái)的預(yù)期，還應(yīng)該考慮反映企業(yè)已有經(jīng)營(yíng)成果的指標(biāo)，綜合財(cái)務(wù)績(jī)效。由于選擇績(jī)效指標(biāo)時(shí)主觀因素影響較大，無(wú)法確定選取的指標(biāo)就是科學(xué)、合理的，因此本文采取綜合評(píng)價(jià)法來(lái)得到一個(gè)綜合得分?？紤]到目前中國(guó)股市的特點(diǎn)和上市公司的實(shí)際情況，并參照財(cái)政部1999年公布的《國(guó)有資本金績(jī)效評(píng)價(jià)規(guī)則》，本文選取凈資產(chǎn)收益率、每股收益、每股

66、凈資產(chǎn)、資產(chǎn)收益率、主營(yíng)業(yè)務(wù)利潤(rùn)率、應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率、應(yīng)收賬款回收期、存貨周轉(zhuǎn)率、存貨周轉(zhuǎn)率、存貨銷售期、債務(wù)資產(chǎn)比率10個(gè)指標(biāo)來(lái)反映公司綜合績(jī)效。</p><p>　　企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?cè)谏鲜?0個(gè)指標(biāo)中都可能會(huì)得到反映，將這些指標(biāo)分別賦以權(quán)重構(gòu)建綜合得分模型。關(guān)于權(quán)重的確定主要采用主成分分析法，這種方法的核心是對(duì)若干個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分計(jì)算，提取適當(dāng)多的公共因子，再以每個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)數(shù)對(duì)各個(gè)因子的得分進(jìn)行加權(quán)以

67、構(gòu)造綜合得分函數(shù)。</p><p><b>　　4.2.2解釋變量</b></p><p>　　（1）債務(wù)期限結(jié)構(gòu)：本文參照已有文獻(xiàn)的相關(guān)提法，以短期借款比例(SD)和長(zhǎng)期借款比例(LD)來(lái)表示債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，即短期借款/總負(fù)債、長(zhǎng)期借款/總負(fù)債。</p><p>　　（2）債務(wù)類型結(jié)構(gòu)：本文參照已有文獻(xiàn)的相關(guān)提法，以銀行借款比例（BD）和商業(yè)信

68、用負(fù)債比例(CD)來(lái)反映債務(wù)的不同類型(由于企業(yè)債券在我國(guó)企業(yè)融資中所占比重不大，因此本文在債務(wù)類型的實(shí)證研究部分未以債券為研究對(duì)象)。即銀行借款/總負(fù)債、商業(yè)信用負(fù)債/總負(fù)債。</p><p><b>　　4.2.3控制變量</b></p><p>　　由于公司治理水平在很大程度上受到上市公司的公司規(guī)模、成長(zhǎng)能力的影響，這種影響又不能通過(guò)債務(wù)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)出來(lái)，是無(wú)法控制

69、的。所以本文把它們放在控制變量中。</p><p><b>　?。?）公司規(guī)模</b></p><p>　　對(duì)于公司規(guī)模的度量，F(xiàn)riend，Lang，Wald等采用總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)，Titman ，Wessels，Rajan等采用主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)。主營(yíng)業(yè)務(wù)收入的自然對(duì)數(shù)主要反映的是公司業(yè)務(wù)市場(chǎng)開拓情況，因此本文使用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)來(lái)衡量。</p>

70、<p><b>　　（2）成長(zhǎng)能力</b></p><p>　　國(guó)外在對(duì)公司成長(zhǎng)性進(jìn)行衡量時(shí)，選取的變量較具有代表性的主要有公司資本性支出與公司銷售額的比例、折舊費(fèi)用與公司銷售額的比例、公司研發(fā)費(fèi)用與公司銷售額的比例、盈利價(jià)格比。在我國(guó)，由于較難獲得公司研發(fā)支出和廣告費(fèi)用等方面的數(shù)據(jù)，我國(guó)學(xué)者衡量公司的成長(zhǎng)性時(shí)，一般選用公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)率指標(biāo)。因此，本文采用公司主營(yíng)業(yè)務(wù)收入增長(zhǎng)

71、率指標(biāo)。</p><p><b>　　4.3模型建立</b></p><p>　　為了檢驗(yàn)前文所提出的假設(shè)，本文根據(jù)研究目的，建立兩個(gè)多元回歸模型，來(lái)研究制造業(yè)上市公司債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響。模型1用于檢驗(yàn)不同債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響情況。模型2用于檢驗(yàn)不同債務(wù)類型結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響情況。模型具體如下：</p><p>

72、<b>　　模型1：</b></p><p><b>　　P=</b></p><p><b>　　模型2：</b></p><p><b>　　P=</b></p><p>　?。夯貧w分析結(jié)果中的常數(shù)項(xiàng)。：回歸分析結(jié)果中各變量的相關(guān)系數(shù)。ε：隨機(jī)誤差或者

73、殘差。</p><p>　　表4.1 研究變量一覽表</p><p>　　5債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的實(shí)證研究</p><p>　　為了研究債務(wù)期限結(jié)構(gòu)和類型結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)的影響，本章采用了一系列方法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證分析。首先為了得到度量被解釋變量的綜合績(jī)效指標(biāo)，本文對(duì)反映企業(yè)績(jī)效的10個(gè)指標(biāo)進(jìn)行主成分計(jì)算，提取出4個(gè)公共因子，再以每個(gè)因子的方差貢獻(xiàn)率作

74、為權(quán)數(shù)對(duì)各個(gè)因子的得分進(jìn)行加權(quán)以構(gòu)造綜合得分函數(shù)。為了了解我國(guó)制造業(yè)上市公司的債務(wù)融資結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀，本文對(duì)全樣本的自變量指標(biāo)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析，得到了樣本公司2009—2011年間債務(wù)融資結(jié)構(gòu)的總體現(xiàn)狀。接著，為了研究不同債務(wù)結(jié)構(gòu)與公司治理效應(yīng)之間關(guān)系的密切程度和變化趨勢(shì)，并用適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)指標(biāo)描述出來(lái)，本文對(duì)全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)分析，由于存在控制變量，本文采取的是偏相關(guān)分析。最后，為了進(jìn)一步研究債務(wù)結(jié)構(gòu)與公司治理效應(yīng)之間的關(guān)系，并把這種關(guān)系

75、進(jìn)行量化，用函數(shù)表達(dá)出來(lái)，本文采用了多元線性回歸分析方法，構(gòu)建出兩個(gè)回歸模型，并對(duì)模型的合理性進(jìn)行檢驗(yàn)。</p><p>　　5.1綜合績(jī)效指標(biāo)的主成分計(jì)算</p><p>　　根據(jù)表5.1中特征根大于1以及累積的方差貢獻(xiàn)率在70%左右適合做主成分分析，從而確定主因子個(gè)數(shù)為4個(gè)。</p><p>　　表 5.1 各因子解釋的總方差</p><p&

76、gt;　　表5.2 成分得分系數(shù)矩陣</p><p>　　根據(jù)表5.1和表5.2可以得出因子得分函數(shù)：</p><p>　　根據(jù)因子得分函數(shù)可以計(jì)算各樣本的4個(gè)因子得分，然后得出企業(yè)績(jī)效的綜合得分函數(shù)： </p><p>　　5.2樣本指標(biāo)的描述性統(tǒng)計(jì)</p><p>　　5.2.1債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計(jì)</p><p&

77、gt;　　從表5.3和圖5.1中可以看到，2009—2011年的短期借款比例均值分別為29.42%、24.9%和22%，呈逐年下降趨勢(shì)，而且下降趨勢(shì)較為明顯。長(zhǎng)期借款比例分別為11.7%、13.7%和12.4%，該比例基本穩(wěn)定，略有波動(dòng)。三年來(lái)，短期借款的比例都明顯高于長(zhǎng)期借款，這表明制造業(yè)上市公司更偏好期限短、流動(dòng)性好的短期借款。但是，從圖5.1中可以看出，短期借款比例和長(zhǎng)期借款比例的差距呈逐年縮小趨勢(shì)。其中2009年的短期借款均值是

78、長(zhǎng)期借款的兩倍多。2010年短期借款比例較長(zhǎng)期借款高11.2%，2011年短期借款比例較長(zhǎng)期借款高約10%。</p><p>　　表 5.3 債務(wù)期限結(jié)構(gòu)描述性統(tǒng)計(jì)量</p><p>　　圖 5.1 債務(wù)期限結(jié)構(gòu)圖</p><p>　　然而，短期借款比例下降，長(zhǎng)期借款比例上升的趨勢(shì)表明，之前存在的短期借款一定程度上長(zhǎng)期化使用，銀行作為資金供給方和企業(yè)作為資金需求方相

79、互妥協(xié)默認(rèn)因而降低了企業(yè)對(duì)長(zhǎng)期借款需求的問題有所緩和。</p><p>　　5.2.2債務(wù)類型結(jié)構(gòu)的描述性統(tǒng)計(jì)</p><p>　　從表5.4中可以看到，2009—2011年樣本公司的商業(yè)信用負(fù)債比例均值為38.71%、37.6%、40.01%。銀行借款比例均值分別為41.08%、38.59%、34.41%?？梢钥闯鲋圃鞓I(yè)上市公司的債務(wù)融資中，商業(yè)信用負(fù)債和銀行借款比例都比較高，商業(yè)信用負(fù)

80、債比例的均值連續(xù)三年都在37%以上，銀行借款比例雖然逐年下降，但是比例都在34%以上，說(shuō)明企業(yè)的債務(wù)類型中商業(yè)信用負(fù)債和銀行借款占主要地位。</p><p>　　表 5.4 債務(wù)類型結(jié)構(gòu)描述性統(tǒng)計(jì)量</p><p>　　其中2009年樣本公司的商業(yè)信用負(fù)債比例極小值為5%，極大值為80.3%，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)19.06%；2010年極小值為8.5%，極大值為77.5%，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)18.6%；2011

81、年極小值為5.1%，極大值為82.9%，標(biāo)準(zhǔn)差高達(dá)21.3%?？梢娚虡I(yè)信用負(fù)債比例在不同公司之間差距較大，而年度間波動(dòng)幅度不大。</p><p>　　2009年樣本公司的銀行借款比例極小值為0，極大值為90.8%，標(biāo)準(zhǔn)差為20.69%；2010年極小值為0，極大值為86%，標(biāo)準(zhǔn)差為23.26%；2010年極小值為0，極大值為82.1%，標(biāo)準(zhǔn)差為22.46%?？梢娿y行借款比例的公司間差距較商業(yè)信用負(fù)債更大，年度間波

82、動(dòng)幅度也較大。</p><p>　　結(jié)合圖5.2，商業(yè)信用負(fù)債比例均值從2009年的38.71%增加到2011年的40.01%，2010年略有減少，呈逐年小幅波動(dòng)上升的趨勢(shì)，也說(shuō)明企業(yè)對(duì)商業(yè)信用這種融資方式的重視程度在不斷增加。期間銀行借款比例從2009年的41.08%以每年近3%的速度減少到34.41%，呈現(xiàn)逐年下降的趨勢(shì)，并且下降幅度大于商業(yè)信用的增加幅度。</p><p>　　圖 5

83、.2 債務(wù)類型結(jié)構(gòu)圖</p><p>　　這可能是與銀行貸款利率的調(diào)整使得企業(yè)從銀行貸款的難度和成本增加有關(guān)，促使企業(yè)對(duì)商業(yè)信用資金的需求增大。2009年1月1日至2011年12月31日，我國(guó)短期（6個(gè)月內(nèi)、6個(gè)月至1年）銀行貸款利率調(diào)整情況如圖5.3所示，3年中銀行短期貸款利率都呈上升趨勢(shì)。</p><p>　　圖 5.3 2009年-2011年銀行短期貸款利率</p>

84、<p>　　資料來(lái)源：和訊財(cái)經(jīng)網(wǎng)</p><p>　　5.2.3公司治理效應(yīng)的描述性統(tǒng)計(jì)</p><p>　　從表5.5和圖5.4中可以看到，2009—2011年，樣本公司的公司綜合績(jī)效均值分別為17.10、19.52、16.73。</p><p>　　表 5.5 公司綜合績(jī)效描述性統(tǒng)計(jì)量</p><p>　　2009—2011年三

85、年中，企業(yè)綜合績(jī)效的極大值和極小值之間的差距都比較大，2009年的標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)14.84，2010年達(dá)19.24，2011年達(dá)13.72，說(shuō)明公司綜合績(jī)效值在不同企業(yè)之間差距較大，且這種差距在不同年度中變化也比較大。</p><p>　　圖 5.4 公司綜合績(jī)效描述性統(tǒng)計(jì)量</p><p><b>　　5.3相關(guān)性分析</b></p><p>　　

86、為了研究不同債務(wù)結(jié)構(gòu)與公司治理效應(yīng)之間關(guān)系的密切程度和變化趨勢(shì)，并用適當(dāng)?shù)慕y(tǒng)計(jì)指標(biāo)描述出來(lái)，本文對(duì)全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行了相關(guān)分析，由于存在控制變量，本文采取的是偏相關(guān)分析，并得出相關(guān)數(shù)據(jù)如表5.6所示。</p><p>　　表5.6顯示了全樣本各變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。分析結(jié)果表明，在把公司規(guī)模和公司成長(zhǎng)能力作為控制變量時(shí)，債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)中的短期借款與被解釋變量公司綜合績(jī)效指標(biāo)的相關(guān)系數(shù)為-0.72，Sig

87、值大于0.05，相關(guān)性不顯著。說(shuō)明短期借款的增加并不能強(qiáng)化公司治理效應(yīng)，顯示出短期借款所具有的流動(dòng)性壓力并不足以削弱經(jīng)理人員對(duì)短期資金的需求，短期借款的手續(xù)簡(jiǎn)便和銀行對(duì)其監(jiān)控力度不夠的特點(diǎn)可能削弱了流動(dòng)性對(duì)企業(yè)控制權(quán)的威脅。這驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)1，短期借款與公司治理效應(yīng)之間關(guān)系不顯著。</p><p>　　負(fù)債期限結(jié)構(gòu)中的長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)的相關(guān)系數(shù)為0.313，且Sig為0，小于0.01，表明長(zhǎng)期借款與公

88、司治理效應(yīng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，說(shuō)明長(zhǎng)期借款的增加可能有利于實(shí)現(xiàn)企業(yè)債務(wù)融資的激勵(lì)和約束作用。這驗(yàn)證了本文提出的假設(shè)2，長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)是正向相關(guān)的關(guān)系。</p><p>　　表 5.6 全樣本變量的相關(guān)分析</p><p>　　債務(wù)類型結(jié)構(gòu)中的銀行借款比例與公司治理效應(yīng)之間的相關(guān)系數(shù)為0.17，且Sig值為0.035，小于0.05，表明銀行借款與公司治理效應(yīng)之間存在顯著的正相關(guān)

89、關(guān)系。銀行借款的債權(quán)集中度較高，能夠充分發(fā)揮其對(duì)企業(yè)經(jīng)理的激勵(lì)和約束作用，減少代理成本，而且銀行能減緩源于股東和債權(quán)人之間的信息不對(duì)稱問題和代理問題。尤其是對(duì)于發(fā)展中國(guó)家而言，更為重要，這些國(guó)家存在大量的中小型上市公司，它們的信息很難標(biāo)準(zhǔn)化后傳遞給資本市場(chǎng)。分析結(jié)果表明銀行有助于減少債務(wù)代理成本、減小信息不對(duì)稱程度并因此提高上市公司的治理水平，驗(yàn)證本文假設(shè)3。</p><p>　　債務(wù)類型結(jié)構(gòu)中的商業(yè)信用負(fù)債與公

90、司治理效應(yīng)之間的相關(guān)系數(shù)為0.154，Sig為0.026，小于0.05，表明商業(yè)信用負(fù)債與公司治理效應(yīng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，不支持本文的假設(shè)4。</p><p>　　總結(jié)以上相關(guān)分析結(jié)果，短期借款與公司治理效應(yīng)之間存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系。銀行借款與公司治理效應(yīng)之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。商業(yè)信用負(fù)債與公司治理效應(yīng)之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。</p><

91、;p>　　由于相關(guān)性分析只能描述自變量與因變量之間的變化趨勢(shì)，而不能對(duì)這種趨勢(shì)進(jìn)行具體的量化描述。而回歸分析可以通過(guò)變量之間的數(shù)學(xué)表達(dá)式來(lái)定量描述變量之間的相關(guān)關(guān)系，這一數(shù)學(xué)表達(dá)式稱為經(jīng)驗(yàn)公式，利用該公式可以根據(jù)自變量的取值來(lái)預(yù)測(cè)因變量的取值。為了對(duì)債務(wù)結(jié)構(gòu)與公司治理效應(yīng)之間的關(guān)系進(jìn)行進(jìn)一步的量化研究，本文接下來(lái)要對(duì)全樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行多元線性回歸分析。</p><p><b>　　5.4線性回歸分析&

92、lt;/b></p><p>　　5.4.1針對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的線性回歸分析</p><p>　　利用 SPSS17.0，我們就上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對(duì)公司治理效應(yīng)影響的回歸結(jié)果如下。表5.7表明模型的擬合優(yōu)度達(dá)到了21.8%，說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量具有一定的解釋能力。D-W值是殘差的獨(dú)立性檢驗(yàn)值，該值取汁范圍是0<D<4，與2越接近表示殘差與自變量越獨(dú)立，模型越不存在序列

93、相關(guān)問題。表7中D-W值為1.662，接近2，表明模型不存在序列相關(guān)問題。表5.8顯示了模型檢驗(yàn)結(jié)果，回歸模型的Sig值為0，表明該模型具有顯著的統(tǒng)計(jì)上的意義。</p><p>　　表 5.7 模型擬合度檢驗(yàn)</p><p>　　表 5.8 方差分析表</p><p>　　在多元回歸分析模型中，自變量之間存在的線性相關(guān)關(guān)系稱為多重共線性。多重共線性的存在會(huì)使系數(shù)估計(jì)

94、的標(biāo)準(zhǔn)誤差增大，從而會(huì)使得模型預(yù)測(cè)的精度大大降低。回歸分析結(jié)果中，特征值、條件指數(shù)、方差比例、容差和方差膨脹因子能夠反映模型的多重共線性問題。當(dāng)有的特征值接近于0時(shí)，表明變量間具有高度的相關(guān)性，數(shù)據(jù)值的改變可能導(dǎo)致系數(shù)估計(jì)較大改變。條件指數(shù)大于15說(shuō)明可能存在共線性的問題，條件指數(shù)大于30時(shí)，說(shuō)明有嚴(yán)重的共線性問題。對(duì)于大的條件指數(shù)，如果同時(shí)存在兩個(gè)以上變量的方差分量大于50％，則說(shuō)明這些變量間存在共線性的問題。表5.9顯示，各維度的特

95、征值都大于0，條件指數(shù)都小于15，方差分量都小于50%。</p><p>　　表 5.9 多重共線性診斷</p><p>　　容差是某一自變量不能被其它變量解釋的變差占其總變差的百分比。因此容差越小表明該變量與其它變量的相關(guān)性越強(qiáng)。方差膨脹因子刻畫了相比多重共線性不存在時(shí)回歸系數(shù)估計(jì)的方差增大了多少。該值（VIF）的經(jīng)驗(yàn)值為10，大于10時(shí)，存在共線性問題，越大說(shuō)明多重共線性問題越嚴(yán)重。表

96、5.10顯示，自變量容差都明顯大于0.5，方差膨脹因子都在1附近，遠(yuǎn)小于10，各維度的特征值均不等于0。因此，綜合以上數(shù)據(jù)分析結(jié)果，表明模型不存在多重共線性問題。</p><p>　　表 5.10 回歸分析結(jié)果</p><p>　　表5.10的回歸方程系數(shù)顯示了在控制了企業(yè)規(guī)模和成長(zhǎng)能力的情況下，反映企業(yè)短期借款和長(zhǎng)期借款對(duì)公司治理效應(yīng)的影響情況。從回歸方程系數(shù)表中可以看到，短期借款的系數(shù)

97、為-9.9，Sig值為0.235，大于0.05說(shuō)明短期借款與公司治理效應(yīng)之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系并不顯著，與相關(guān)分析結(jié)果一致，再次驗(yàn)證了本文的假設(shè)1。說(shuō)明短期借款與公司治理效應(yīng)的關(guān)系從整體來(lái)看不能發(fā)揮其流動(dòng)性壓力大的優(yōu)勢(shì)。</p><p>　　長(zhǎng)期借款的系數(shù)為32.857，且Sig值為0，表明長(zhǎng)期借款與公司治理效應(yīng)之間的關(guān)系為顯著正相關(guān)。這一結(jié)果也與相關(guān)性分析結(jié)果一致。說(shuō)明由于長(zhǎng)期借款的期限長(zhǎng)，不確定性更大的特點(diǎn)，讓銀行

98、對(duì)長(zhǎng)期借款給予了更多的關(guān)注和監(jiān)控，在信息不對(duì)稱的情況下，對(duì)經(jīng)理的日常行為可產(chǎn)生更多的激勵(lì)和約束，降低企業(yè)經(jīng)理道德風(fēng)險(xiǎn)發(fā)生的可能性，促使其更關(guān)注與長(zhǎng)期借款相關(guān)的項(xiàng)目進(jìn)展以及長(zhǎng)期借款本息償還的問題，能夠有效降低代理成本從而有利于治理效應(yīng)的提高，驗(yàn)證了本文假設(shè)2。</p><p>　　圖5.5和圖5.6所示為標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖和標(biāo)準(zhǔn)化殘差正態(tài)P-P圖。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，殘差具有正態(tài)分布的趨勢(shì)，因此可以認(rèn)為回歸模型1是健康的

99、。</p><p><b>　　P1=</b></p><p>　　圖 5.5 標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖</p><p>　　圖 5.6 回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差的標(biāo)準(zhǔn)P-P圖</p><p>　　5.4.2針對(duì)債務(wù)類型結(jié)構(gòu)的線性回歸分析</p><p>　　利用 SPSS17.0，我們就上市公司債務(wù)類型結(jié)構(gòu)對(duì)公司

100、治理效應(yīng)影響的回歸結(jié)果如下。表5.11顯示模型的擬合優(yōu)度達(dá)到了16.5%，說(shuō)明解釋變量對(duì)被解釋變量具有一定的解釋能力。D-W值為1.375，說(shuō)明模型不存在序列相關(guān)問題。</p><p>　　表5.11 模型擬合度檢驗(yàn)</p><p>　　表5.12的方差分析表顯示了模型檢驗(yàn)結(jié)果，回歸模型的Sig值為0，表明該模型具有顯著的統(tǒng)計(jì)上的意義。</p><p>　　表 5.

101、12 方差分析表</p><p>　　表5.13和表5.14顯示，自變量容差都明顯大于0.5，方差膨脹因子都遠(yuǎn)小于10，各維度的特征值均不等于0，說(shuō)明模型不存在多重共線性問題。</p><p>　　表 5.13 多重共線性診斷</p><p>　　表5.14的回歸方程系數(shù)顯示了在控制了企業(yè)規(guī)模和成長(zhǎng)能力的情況下，企業(yè)商業(yè)信用負(fù)債和銀行借款對(duì)公司治理效應(yīng)的影響情況。從

102、回歸方程系數(shù)表中可以看到，銀行借款系數(shù)為21.77，Sig值為0.002，小于0.05，表明銀行借款對(duì)公司治理效應(yīng)能夠起到積極作用。</p><p>　　表 5.14 回歸分析結(jié)果</p><p>　　銀行借款作為負(fù)債融資的最主要來(lái)源，具有金額較大、期限長(zhǎng)、債權(quán)集中度高、債權(quán)人是專業(yè)性的借貸機(jī)構(gòu)的特點(diǎn)，銀行可以充分利用內(nèi)部信息加強(qiáng)對(duì)融資企業(yè)的評(píng)價(jià)、監(jiān)督，因而其對(duì)債務(wù)人的約束力較強(qiáng)，能減緩源

103、于股東和債權(quán)人之間的信息不對(duì)稱問題和代理問題，從而有利于提高公司治理效應(yīng)。</p><p>　　商業(yè)信用負(fù)債的系數(shù)為16.07，Sig值為0.02，小于0.05說(shuō)明商業(yè)信用負(fù)債與公司治理效應(yīng)之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，與相關(guān)分析結(jié)果一致。說(shuō)明在單獨(dú)引入銀行借款比例和商業(yè)信用負(fù)債比例的分析中，得到了商業(yè)信用負(fù)債能夠?qū)μ岣吖局卫硇?yīng)起到積極作用。</p><p>　　本文分析，可能由于商業(yè)信用

104、負(fù)債因債權(quán)集中度低而導(dǎo)致其不能發(fā)揮激勵(lì)作用只能在企業(yè)瀕臨破產(chǎn)或者已經(jīng)破產(chǎn)的情況下得到體現(xiàn)，就大多數(shù)處于正常經(jīng)營(yíng)狀態(tài)的企業(yè)而言，商業(yè)信用負(fù)債因債權(quán)集中度低而對(duì)公司治理效應(yīng)產(chǎn)生的消極影響得不到體現(xiàn)。另外，商業(yè)信用負(fù)債相對(duì)于銀行借款來(lái)說(shuō)是“外源性融資”，是“硬約束”，實(shí)質(zhì)上主要是商品的賒購(gòu)，是對(duì)銀行信用的有效補(bǔ)充。</p><p>　　圖5.7和圖5.8所示為標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖和標(biāo)準(zhǔn)化殘差正態(tài)P-P圖。從圖中可以發(fā)現(xiàn)，殘

105、差具有正態(tài)分布的趨勢(shì)，因此可以認(rèn)為回歸模型2是健康的。</p><p><b>　　P2=</b></p><p>　　圖 5.7 標(biāo)準(zhǔn)化殘差直方圖</p><p>　　圖 5.8 回歸標(biāo)準(zhǔn)化殘差的標(biāo)準(zhǔn)P-P圖</p><p><b>　　5.5實(shí)證結(jié)論</b></p><p&g

106、t;　　從債務(wù)融資整體來(lái)看，對(duì)公司治理效應(yīng)的影響主要通過(guò)對(duì)經(jīng)理層激勵(lì)、信號(hào)傳遞與控制權(quán)轉(zhuǎn)移三個(gè)方面進(jìn)行體現(xiàn)的。但由于債務(wù)融資內(nèi)部結(jié)構(gòu)的不同，不同債權(quán)人有著不同的訴求，不同性質(zhì)的債務(wù)所帶來(lái)的激勵(lì)或約束作用不同，因此對(duì)債務(wù)融資與公司治理效應(yīng)之間的關(guān)系需要從債務(wù)融資內(nèi)部結(jié)構(gòu)的角度進(jìn)行分析。本文分析了債務(wù)融資期限結(jié)構(gòu)中短期借款和長(zhǎng)期借款對(duì)公司治理效應(yīng)的影響，以及債務(wù)類型結(jié)構(gòu)中銀行借款和商業(yè)信用負(fù)債對(duì)公司治理效應(yīng)的影響。通過(guò)理論分析和實(shí)證分析得出

107、以下結(jié)論：</p><p>　　（1）債務(wù)融資對(duì)公司治理效應(yīng)的影響會(huì)因債務(wù)內(nèi)部結(jié)構(gòu)的不同而有所不同。企業(yè)在進(jìn)行債務(wù)融資的過(guò)程中需要對(duì)債務(wù)內(nèi)部結(jié)構(gòu)進(jìn)行考量。</p><p>　?。?）制造業(yè)上市公司債務(wù)融資中短期借款比例與公司治理效應(yīng)存在不顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。短期借款因更容易取得、資金成本較低以及缺少嚴(yán)格的監(jiān)管而得到廣泛的使用，但這樣的特點(diǎn)使得短期借款對(duì)流動(dòng)性的約束降低。數(shù)據(jù)分析結(jié)果顯示，短期