周沁馨

一、引言

在全球一體化的背景下，伴隨著“十二五”規(guī)劃的推進，我國經(jīng)濟進入嶄新的發(fā)展時代，資本市場逐步健全，籌資渠道呈現(xiàn)多元化趨勢。債務融資憑借其獨特的稅盾效應、財務杠桿效應、公司治理效應、信號傳遞效應、財務拮據(jù)效應等優(yōu)勢，成為現(xiàn)代資本結構決策的核心問題。

西方發(fā)達國家關于債務融資效應的研究已經(jīng)較為成熟并付諸實踐；我國目前的研究多從公司治理效應著手，或僅局限于某一方面效應，或忽略了不同效應之間的關聯(lián)性，鮮有學者從公司理財角度基于稅盾效應、財務杠桿效應及其聯(lián)系展開綜合分析。本文認為，稅盾效應是債務融資效應的根源，財務杠桿效應是稅盾效應的延伸，二者是一個系統(tǒng)的整體，因此本文重在分析稅盾效應、財務杠桿效應對債務融資效應的影響。

二、國內(nèi)外研究現(xiàn)狀

西方對資本結構的研究始于1958年著名經(jīng)濟學家Modigliani和Miller提出的MM理論，并于1963年給予修正。其后，Masulis，Ronald W.（1983）證實了稅盾對企業(yè)價值的促進作用，并進一步檢驗了資本結構變化對企業(yè)價值的影響，結果表明股價變動與財務杠桿的變動正相關，公司價值的變化與企業(yè)債務水平的變動正相關；Titman和 Wessels（1988）以1972-1982年美國制造業(yè)中的469家上市公司為研究樣本進行實證分析，結果表明企業(yè)的業(yè)績與負債比率顯著負相關；Garhnal的研究發(fā)現(xiàn)，資本化的稅盾價值9.7%，進一步證實了稅盾作用的存在；Louis Charles，Gapenski運用兩種方法對財務杠桿和資本成本進行相關性檢驗，結果顯示兩者之間具有很強的正相關性。

我國對債務融資效應的研究還處于初級階段，但已引起學術界的廣泛關注。最早研究資本結構理論的朱民和劉利利介紹了現(xiàn)代企業(yè)資本結構理論的主要內(nèi)容及其發(fā)展演化過程。隨后，國內(nèi)對于債務融資的研究大多基于兩方面，一是債務融資與經(jīng)濟效益的關系。大多數(shù)學者致力于研究債務融資的公司治理效應，例如陳共榮，胡正國（2003）從理論上分析了資本結構與治理結構的關系，強調(diào)了資本結構安排在很大程度上決定了企業(yè)治理模式的選擇，并能對經(jīng)營者產(chǎn)生激勵和約束作用，從而降低代理成本。少數(shù)學者單獨研究了債務融資的稅盾效應，例如宋獻中（2001）通過研究稅收與資本結構的相關性，提出了從國家稅制及稅收政策方面來分析我國企業(yè)資本結構普遍不合理的原因。鮮有學者從公司理財角度基于稅盾效應、財務杠桿效應及其聯(lián)系展開綜合分析，例如楊春華、劉建長認為，產(chǎn)生財務杠桿效益的兩個根源是固定費用效應和稅收屏蔽效應。

二是債務融資影響因素的研究，例如陸正飛、辛宇（1998）研究了負債率與企業(yè)規(guī)模、獲利能力的關系，發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模與負債比率呈不顯著的正相關關系，獲利能力與負債比率顯著負相關關系；洪錫熙、沈藝峰（2000）以總資產(chǎn)為解釋變量，得出企業(yè)規(guī)模越大負債水平越高的結論，同樣是以凈利潤/主營業(yè)務收入為解釋變量，但得出的結論與陸正飛、辛宇相反——企業(yè)盈利能力越強，負債水平越高。

三、債務融資效應的指標體系及研究假設

債務融資效應受到諸多因素的共同影響，比如總資產(chǎn)息稅前利潤率、凈資產(chǎn)收益率、財務杠桿系數(shù)、資產(chǎn)負債率、利息保障倍數(shù)、營業(yè)收入凈利潤率、主營業(yè)務利潤率、每股利潤等。本文選取前5個財務指標構成了一套指標體系，具體見表1：

表1 債務融資效應的指標體系

債務融資的稅盾效應認為，債務利息為企業(yè)帶來債務稅盾，增加現(xiàn)金流入，企業(yè)通過改變資本結構使企業(yè)價值提高，對股東也意味著更多的可分配經(jīng)營收入。由于政府的稅收政策比較穩(wěn)定，企業(yè)一旦確定資本結構，稅盾效應就長期存在，其本金化價格（永續(xù)的債務稅盾的現(xiàn)值之和）即是增加的企業(yè)價值。

債務融資的財務杠桿效應指出，在資本結構一定的情況下，當ROA大于債＞Rd時，企業(yè)適當增加負債，債務利息從稅前利潤中扣減而少交所得稅，可以提高ROE，擴大股東財富，帶來財務杠桿的正效應；相反，當ROA＜Rd時，企業(yè)繼續(xù)擴大負債，會增加還本付息的財務負擔，進而降低ROE，侵蝕股東權益，甚至可能出現(xiàn)財務危機，帶來財務杠桿的負效應。

本文認為財務杠桿效應產(chǎn)生的根源在于債務利息的固定性和稅收屏蔽性，當企業(yè)發(fā)生債務融資時，一方面由于債務利息的固定性，使每股利潤對息稅前利潤的變化更加敏感；另一方面，債務利息準予稅前扣除的規(guī)定直接降低了稅負，相當于國家分擔了部分債務利息，使得股東取得了稅收層面上的額外收益，即債務利息的稅收屏蔽作用。所以，稅盾效應是財務杠桿效應的根源，財務杠桿效應是稅盾效應的延伸，兩者是統(tǒng)一的整體。

同時，稅盾效應不僅是財務杠桿效應的根源，也是債務融資效應的最直接表現(xiàn)。企業(yè)舉債必定產(chǎn)生利息，若息稅前利潤足以彌補債務利息，企業(yè)應繳納所得稅，債務利息帶來稅盾效應，可增強債務融資效應。否則，企業(yè)的成本費用高于收入時，高額的負債不但不能享受稅盾效應，反而使企業(yè)陷入更深的困境 。由此，本文提出以下假設：

假設Ⅰ：當ROA＞Rd時，提高資產(chǎn)負債率，稅盾效應增大，財務杠桿表現(xiàn)為正效應，進而增強債務融資綜合效應；

假設Ⅱ：當ROA＜Rd時，提高資產(chǎn)負債率，稅盾效應增大，財務杠桿表現(xiàn)為負效應，若稅盾效應＞財務杠桿效應，增強債務融資綜合效應；若稅盾效應＜財務杠桿效應，削弱債務融資綜合效應。

四、西部地區(qū)上市公司債務融資效應的現(xiàn)狀分析

本文選取了2007年～2010年滬市西部地區(qū)（具體包括云南、貴州、四川、重慶）的上市公司共65家，通過對樣本進行篩選，剔除了2007年～2010年以來的ST公司12家，最終得到53家上市公司作為研究樣本，從稅盾效應、財務杠桿效應兩個方面進行債務融資效應的現(xiàn)狀分析。

（一）稅盾效應的現(xiàn)狀分析

本文選取財務費用 、ALR、IPM作為樣本公司稅盾效應現(xiàn)狀分析的指標。

表2 稅盾效應的現(xiàn)狀分析

表2表明，樣本公司的ALR均值略大于50%且逐年增長，說明其資產(chǎn)負債率偏高，債務融資行為緩慢擴張；少數(shù)公司的財務費用為負值，表明其利息收入大于利息支出，考慮到貸款利率一般大于存款利率，可以推測這些公司可能存在大量的閑散資金；個別公司的IPM小于1，說明其息稅前利潤無法彌補債務利息，不能有效利用稅盾效應；大多數(shù)公司的IPM大于2，說明其到期償付債務利息的可能性較大，償債能力較強?？傮w來說，53家公司中除個別公司的財務費用為負值、IPM小于1外，大部分公司均能利用債務融資的稅盾效應。

（二）財務杠桿效應的現(xiàn)狀分析

本文選取ROE、ROA、DFL、債務利息率Rd作為樣本公司財務杠桿效應現(xiàn)狀分析的指標。

表3 財務杠桿效應的現(xiàn)狀分析

表3表明，雖然大部分樣本公司可以利用稅盾效應，但每年可以獲得財務杠桿效應的公司平均不足50%，且呈現(xiàn)下降趨勢。以2010年的數(shù)據(jù)為例，IPM大于1的上市公司共38家，占71.70%，均可通過提高ALR來充分發(fā)揮稅盾效應，但其中ROA大于Rd的公司只有22家，占41.51%，也可通過提高ALR來充分發(fā)揮財務杠桿效應，而剩余58.49%的公司提高ALR反而會增加財務風險。同時，2007年～2010年樣本公司的財務杠桿系數(shù)由1.55提高至1.80，說明公司開始逐步完善債務融資，財務杠桿作用程度加強，但受到2008年金融危機的影響，其ROE均值和ROA均值幾乎逐年減小。

總體來說，西部地區(qū)上市公司的債務融資現(xiàn)狀不容樂觀，能夠同時有效利用稅盾效應與財務杠桿效應的公司只占據(jù)較少比例。一部分公司的利息收入大于利息支出，沒有債務利息抵減所得稅，不能獲取稅盾效應；一部分公司的盈利能力較弱，息稅前利潤不足以償付債務利息，無法有效利用稅盾效應；大多數(shù)公司盡管能夠形成稅盾效應，但財務杠桿效應又得不到充分發(fā)揮；還有一大批公司的財務杠桿表現(xiàn)為負效應，提高債務比重只會帶來財務風險。

五、西部地區(qū)上市公司債務融資效應的實證分析

本文采用因子分析法、主成分分析法，通過幾個主成分代替多個指標來量化債務融資效應，為后文的多元回歸分析提供被解釋變量。

表4 KMO和Bartlett的檢驗

表4顯示，KMO值為0.521，大于0.5，說明各變量之間信息的重疊度較高，適合做因子分析；而Bartlett球形檢驗進一步證明變量間具有較強的相關性，適合做因子分析——顯著性概率Sig.＝0.000＜0.05，應拒絕各變量獨立的假設。

表5 解釋的總方差

表5給出了各個成分特征根、方差貢獻率和累計貢獻率。SPSS軟件提取了前2個主成分，累計貢獻率達到54.611%，即前2個主成分可以解釋原始變量的54.611%。因為本文只研究稅盾效應、財務杠桿效應，剔除了其他眾多效應的影響，所以提取的主成分包涵原始變量的信息并不太多。

表6 成分矩陣

表6反映了各主成分和原始變量之間的相關系數(shù)，是5個原始變量對2個主成分的經(jīng)濟解釋。從成分矩陣可以看出，主成分1在ROA、ALR上的載荷很大，在ROE、DFL、IPM上的載荷平均，可以用來度量財務杠桿效應和稅盾效應；主成分2在ROE、IPM、ALR有較大的載荷，可以用來度量稅盾效應。

表7 成分得分系數(shù)矩陣

根據(jù)表7可推導出各主成分的得分模型，分別為：

再根據(jù)表6，可得到樣本公司債務融資效應的綜合指標F：

由于篇幅所限，樣本公司2007年～2010年債務融資效應的綜合指標F得分值不再列示。

（一）多元回歸分析

本文以債務融資效應的綜合指標F作為被解釋變量，以 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR作為解釋變量，由此建立多元回歸模型：

為了避免盈利能力好壞對回歸分析結果產(chǎn)生影響，本文分別對ROA＞Rd和ROA＜Rd的樣本公司數(shù)據(jù)進行回歸。其中，ROA＞Rd的樣本公司2007年25家，2008年17家，2009年25家，2010年22家，2007年～2010年共89家；ROA＜Rd的樣本公司2007年28家，2008年36家，2009年28家，2010年31家，2007年～2010年共123家。

1.ROA＞Rd的樣本公司回歸分析結果

表8 模型匯總

表9 Anova

表10 系數(shù)

根據(jù)表8、9、10的回歸分析結果，可以得到RO A＞Rd的樣本公司債務融資效應的綜合指標F與ROE、ROA、DFL、IPM、ALR的多元線性回歸方程為：

表8顯示 R＝0.794，R2＝0.631，調(diào)整后 R2＝0.609，說明該回歸方程的擬合度較好，綜合指標F與 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間具有較強的線性關系。

表11 模型匯總

表9顯示 F＝28.381＞F0.05（5，83）≈2.3287，且sig.＝0.000＜α＝0.05，說明綜合指標F與ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間的線性關系總體上是顯著的。

表10說明ROE、ROA、DFL、ALR均沒有通過t檢驗，和綜合指標F之間具有不顯著的線性正相關關系；只有IPM通過了t檢驗，和綜合指標F之間具有顯著的線性正相關關系。

2.ROA＜Rd的樣本公司回歸分析結果

表12 Anova

表13 系數(shù)

根據(jù)表11、12、13的回歸分析結果，可以得到ROA＜Rd的樣本公司債務融資效應的綜合指標F與 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR的多元線性回歸方程為：

表 11顯示 R＝0.968，R2＝0.936，調(diào)整后 R2＝0.933，說明該回歸方程的擬合度較好，綜合指標F與 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間具有較強的線性關系。

表12顯示F＝343.413＞F0.05（5，117）≈2.2899，且sig.＝0.000＜α＝0.05，說明綜合指標F與ROE、ROA、DFL、IPM、ALR之間的線性關系總體上是顯著的。

表13說明 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR均通過了t檢驗，和綜合指標F之間具有顯著的線性正相關關系。

（二）實證研究結論

1.當ROA＞Rd時，樣本公司的 ROE、ROA、DFL、ALR與債務融資效應呈不顯著的線性正相關關系，IPM與債務融資效應呈顯著的線性正相關關系。公司的盈利能力較強時，提高ALR，可以提高ROE，增大股東財富，提升公司價值，此時財務杠桿發(fā)揮正效應，稅盾效應也得以發(fā)揮，從而擴大了債務融資效應。

例如，重慶路橋2009年的ALR為0.7032，ROE為 0.0636，ROA為 0.0588，DFL為 2.6057，IPM 為1.6228，綜合指標F為0.4948，2010年各指標分別為 0.7283、0.0872、0.0601、2.3752、1.7272、0.5452，增幅分別為 3.57%、37.11%、2.22%、-8.85%、6.43%、10.19%，說明ALR的提高帶動了ROE、ROA的增大，稅盾效應、財務杠桿效應都增強，進而引起債務融資效應的提高。該結論與本文的研究假設Ⅰ是一致的。

2.當ROA＜Rd時，樣本公司的 ROE、ROA、DFL、IPM、ALR與債務融資效應呈顯著的線性正相關關系。按照財務杠桿效應理論，此時公司增加負債反而會降低ROE，財務杠桿表現(xiàn)為負效應，給債務融資效應帶來負面影響。

例如太極集團2010年的ALR為0.7521，ROE為 -0.0727，ROA為 0.0042，DFL為 -0.2379，IPM為0.1922，綜合指標F為-0.0087，2009年各指標分別為 0.7287、0.0434、0.0387、2.3178、1.7589、0.1354，即ALR提高3.21%，由于財務杠桿的負作用，ROE、ROA、DFL、IPM 分 別 下 降 267.51% 、89.15% 、110.26%、89.07%。此時，盡管稅盾效應仍然發(fā)生，但其影響不及財務杠桿的負效應，最終導致綜合指標F下降106.43%。但回歸分析結果顯示實務與理論不符，例如成發(fā)科技2010年較2009年的ALR增加0.03%，ROE、ROA、DFL、IPM分別增加 -10.52%、9.39%、11.70%、15.69%，雖然財務杠桿負效應使ROE降低，但其他指標的增大最終導致綜合指標F增加44.68%，且具有顯著的正相關關系。對此，筆者的理解如下：在IPM大于1的情況下，債務稅盾效應仍然發(fā)揮，可以抵消部分財務杠桿的負效應，再加上公司治理效應、財務拮據(jù)效應等其他效應的影響，也可能帶來債務融資效應的增強，所以表現(xiàn)為ROE、ROA、DFL、IPM、ALR與債務融資效應正相關。這兩種情況均符合本文的研究假設Ⅱ。

六、結束語

本文基于西部大開發(fā)的時代背景，選擇53家滬市云貴川渝上市公司作為實證樣本，在理論分析的基礎上，設計了指標體系并提出了研究假設；在實證分析中運用SPSS軟件，通過因子分析和主成分分析構建了債務融資效應的綜合指標F，通過多元回歸分析揭示了債務融資效應的影響因素及其相關關系，驗證了研究假設。文章研究結論對于健全與完善我國上市公司債務融資行為具有重要的指導意義與實踐價值。

［1］Franco Modigliani、Merton Miller，The Cost of Capital，Corporation Finance and the Theory of Investment，American Economic Review[J]，1958；（48）：261～297

［2］Franco Modigliani、Merton Miller，Corporate Income Taxes and the Cost of Capital：A Correction，American Economic Review[J]，1963；(53)：433～443

［3］Masulis Ronald W ：The Impact of Capital Structure Change on Firm Values：Some Estimates[J]，The Journal of Finance，1983；(38)；No.l：107～126

［4］Titman and Wessels.The determinants of capital structure choice.Journal of Finance［J]，1988；(43)：1～21

［5］Gapenski，Louischaries，An empirical study of the relationship between financial leverage and capital costs for electric utilities；1987

［6］朱民、劉利利.企業(yè)金融資本結構之迷——現(xiàn)代企業(yè)資產(chǎn)結構理論簡析[M].北京：商務印書館；1989

［7］陳共榮，胡正國.資本結構與治理結構的一致性[J]，會計研究.2003（6）：51-53

［8］宋獻中.資本結構與稅收的相關性分析[J].廣州暨南大學學報.2001；23（3）：64-65

［9］楊春華、劉建長.財務杠桿效益探源[J].遼寧財專學報.2000；（2）：56-58

［10］陸正飛，辛宇.上市公司資本結構主要影響因素之實證研究[J].會計研究.1998；（8）：34-37

［11］洪錫熙，沈藝峰.我國上市公司資本結構影響因素的實證分析 [J]. 廈門大學學報（哲學社會科學版），2000；（3）：114-120

［12］李向輝.電力上市公司債務融資效應研究[D].北京.華北電力大學大學.2008：29～31