利率與公司債務期限結構的實證研究
——基于制造業的經驗分析

王克嶺，劉春江，付宇翔

（1.云南大學 a.商旅學院；b.滇池學院，云南 昆明 650091；2.蘇州信托有限公司 戰略研究部，江蘇 蘇州 215007；3.上海財經大學 會計學院，上海 200433）

·經濟觀察

利率與公司債務期限結構的實證研究
——基于制造業的經驗分析

王克嶺1a，1b，劉春江2，付宇翔3

（1.云南大學 a.商旅學院；b.滇池學院，云南 昆明 650091；2.蘇州信托有限公司 戰略研究部，江蘇 蘇州 215007；3.上海財經大學 會計學院，上海 200433）

文章選取2005-2012年A股制造業公司的非平衡面板數據，通過固定效應模型和隨機效應模型實證檢驗了利率與企業債務期限結構之間的關系。結果表明，名義利率越高，債務融資成本越大，上市公司會使用更多的短期債務，債務期限結構越短；通貨膨脹率越高，債務融資的代理成本會越大，上市公司獲得長期債務的難度較大，因而會使用較多的短期債務，債務期限結構越短；實際利率對債務期限結構的影響方向與名義利率相反：實際利率越高，上市公司使用更多的長期債務，債務期限結構越長。進一步的研究發現，相較于民營企業，國有企業對利率的敏感度更高；無論是國有企業還是民營企業，對名義利率的敏感度均比實際利率高。文章為宏觀政策如何影響微觀企業債務結構提供了新的經驗證據。

名義利率；通貨膨脹；實際利率；債務期限結構

［DOI］10.3969/j.issn.1007-5097.2015.01.017

一、引　言

眾所周知，企業債務融資是指企業按約定代價和用途取得且需按期還本付息的一種融資方式，“約定”通常涵蓋有無擔保、期限長短、可否轉換、可否贖回、優先級、限制性條款等方面的具體承諾。針對上述問題，學界和業界開展了廣泛而深入的交流和探討?；跀祿Y料可獲得性的考慮，大多數學者選擇債務期限結構進行研究。研究發現，債務期限結構受企業規模、盈利能力、經營風險、資產期限等企業內在特征影響，以及司法體系、市場化程度、政府干預、投資者保護等企業外部制度因素影響（Diamond，1991；Demirgüc-Kunt等，1999；Billett等，2007；Fan等，2012）［1-4］。

作為金融市場具有普遍參照作用的利率，基準利率反映了資本的回報水平，是央行貨幣調控的核心?；鶞世实淖儎佑绊懼髽I的融資成本、償債現金流及收益水平。在我國經濟社會的轉軌過程中，債權人法律保護較弱且企業債券市場不發達，銀行是企業融資的主要渠道。而經過多年的利率管制，我國商業銀行已然習慣了利率管制體制下的定價機制，其風險管理能力相較于歐美發達國家的商業銀行存在較大差距（劉陸宇，2013）［5］。在利率尚未完全市場化、利率避險工具缺乏、存款定價機制、貸款定價機制、服務定價機制和授權定價機制等不完善的環境中，進一步探究利率變動是否以及如何影響企業債務期限結構的選擇具有重要的理論和現實指導意義。

國內學者已對債務期限結構開展了一些研究（韓德宗等，2003；袁衛秋，2004，2005，2012）［6-9］，但關于利率如何影響企業債務期限結構的文獻還較為少見。本文使用金融機構一年期貸款基準利率作為名義利率的替代變量，研究利率（名義利率和實際利率）與企業債務期限結構之間的相關性。本文發現，名義利率和通貨膨脹率能夠負向影響企業債務期限結構的決策，而實際利率對企業債務期限結構的選擇具有正向作用；進一步研究發現，相較于民營企業，國有企業對利率的敏感度更高。

本文的貢獻主要包括以下三點：①基于中國利率管制的制度背景下，已有研究聚焦于企業特征、制度環境等因素如何影響企業債務期限結構，本文將利率變量納入研究范疇，發現利率對企業債務期限結構的決策具有重要影響作用，是對債務期限結構研究的文獻有益的拓展；②本文實證檢驗了利率因素對債務期限結構的影響，為頂層制度設計對企業行為的影響提供新的證據；③本文的研究結論，一方面可為推進利率市場化改革，充分發揮利率作為貨幣價格型工具的必要性提供新的證據支持，另一方面也有助于利益攸關者更好地理解企業的財務決策。

二、文獻回顧

Myers（1977）［10］較早地研究了公司債務期限結構的決定因素，此后，國內外的學者分別從不同的角度對債務期限結構研究進行了拓展，既有純粹的理論推導與分析，也有理論與實證相結合的實證檢驗；既有重點關注企業內部影響因素的研究，也有聚焦于外部制度環境的研究。

總體而言，早期的研究多從企業內部的角度分析債務期限結構問題，指出公司規模、盈利能力、增長期權以及公司治理等因素對企業債務期限結構具有重要的影響作用（Guedes and Opler，1996；Stohs and Mauer，1996；Sarkar，1999；Berger等，2005）［11-14］。而近期的研究大多關注制度環境等外部因素對企業債務期限的影響，包括司法體系、稅收政策、投資者保護、資本供給者偏好、利率期限結構、通貨膨脹等 （Scholes and Wolfson，1992；Giannetti，2003；Djankov等，2008；Terra，2011）［15-18］。

國內學者的研究軌跡與國外基本相似，已有研究從企業內、外兩個維度進行了探討：集中于企業內部因素對債務結構影響的研究包括：企業規模、盈利能力、投資效率、經營風險、財務靈活性、資產期限等（楊興全、呂珺，2004；肖作平，2005；尚娟等，2012）［19-21］；還有學者從企業外部的政治法律環境、市場化程度、政府干預和債權人保護等角度對企業債務結構選擇進行了研究（孫錚等，2005；肖作平、廖理，2007）［22-23］。

產權經濟學認為，制度與企業行為基于交易成本而發生關聯，不同的制度安排將導致不同的交易成本，進而產生不同的契約類型，因此，交易成本的差異會對企業存續過程中一系列契約的形式、內容與執行效率產生直接的影響。同時，契約結構被視為企業適應外部交易成本的一種工具，企業的融資安排、債務期限結構決策是企業為實現利益最大化而對外部交易成本做出的持續反應。我國的利率管制作為轉型國家在制度變遷中最具特色的制度因素之一，尚未發現關于利率與債務期限結構的研究，這無疑是一個缺憾。

Brick and Ravid（1985）［24］認為，如果利率期限結構曲線向上傾斜，企業發行長期債務是最優的。而Graham and Harvey（2001）［25］則認為，當利率期限結構曲線較陡時，公司更傾向于發行短期債券。Nejadmalayeri（2002）［26］指出，隨著短期國債利率的提高，公司更傾向于長期負債融資?？梢?，國外的研究并未獲得一致的結論，而國內的研究到目前為止又較少涉足該領域，因此，本文以宏觀利率作為研究的代表性變量，探索性地研究名義利率、實際利率對企業債務期限結構的影響作用，可以更好地理解在我國當前利率市場化改革穩步推進的過程中，利率在債務期限結構選擇中的作用機制?；谏鲜稣J知，本文將在我國的制度背景下，通過理論演繹揭示利率與債務期限結構之間的關系，并建立固定、隨機效應模型進行檢驗，為央行貨幣政策的制定、債券市場的發展和公司債務期限結構的優化提供依據。

三、制度背景和研究假說

1949年新中國成立以后，我國實行的是高度集中的利率管制體制。1978年改革開放后，利率管制并未放松。1983年中國人民銀行被確定為中央銀行，專司貨幣發行和金融管理職能，由其統一對外宣布利率水平、確定利率浮動幅度并實行利率管制。1996年利率改革啟動，隨后央行提出了我國利率市場化改革的次序：先外幣，后本幣；先農村，后城鎮；先貸款，后存款；先大額，后小額，循序漸進。隨著經濟體制改革的不斷深入和市場機制的日趨完善，利率在調節資金供求、經濟結構和經濟發展速度方面的作用日益受到重視。2004年10月28日，央行正式取消貸款利率的上限，所有金融機構的人民幣貸款利率下浮幅度保持不變，下限仍為基準利率的0.9倍，我國金融機構人民幣貸款利率已基本過渡到上限放開，下限管制的階段。簡言之，1983年至今，我國均實行利率管制下的有限浮動利率體制。

利率是連接貨幣市場、資本市場、外匯市場和商品市場的重要橋梁，是調整國際資本流動的主要杠桿，是聯系實物部門與金融部門的關鍵變量。作為貨幣資金價格的利率水平，直接關系到企業是否進行新增投資項目的評估以及新（舊）債務借貸（清償）的決策。由于債務期限的差異，短期債務的名義利率通常低于長期債務，企業會在深入考察內、外部影響因素的基礎上審慎做出借貸抉擇，而不會因為短期債務的名義利率低而盲目地借入短期債務。通常情況下，長短期利率是聯動的，如果短期利率較低，長期利率也通常較低，企業利息負擔較輕，在此情況下，企業傾向于借進更長期限的借款，因而債務期限結構較長；另一方面，如果短期利率較高，長期利率也較高，企業利息負擔較重，企業傾向于使用短期借款置換長期借款，從而減少利息支付費用，同時獲得未來降息時調整自身債務結構的靈活性，導致企業債務期限結構較短?；谏鲜龇治?，提出本文研究假說1。

H1：在控制其他因素的情況下，名義利率越高，債務期限結構越短。

通貨膨脹問題一直是宏觀經濟研究的核心問題之一（付強和朱映鳳，2011）［27］，表現為整體物價水平持續性的上升，但關于通貨膨脹如何影響微觀企業行為的研究尚少見。Aarstol（2000）［28］認為通脹期資金相對價格的變化加劇了債務人的道德風險，理性的債權人會選擇較短期限的貸款，因而債務期限隨著通脹率的增長而遞減。Fan等.（2012）［4］提出，通脹率與長期債務比率之間存在著負相關性，但實證檢驗卻未獲支持。

實際利率是指名義利率扣除通貨膨脹因素后的真實利率。在名義利率不變的情況下，實際利率的大小主要取決于通貨膨脹率的高低：通貨膨脹率越高，則實際利率越??；通貨膨脹率越低，則實際利率越大。在通常情況下，企業借貸的債務契約是基于簽約時所預期的通貨膨脹率來確定名義利率，如果預期通貨膨脹率較高，則即期簽署的債務契約中的名義利率則較高；另一方面，如果預期的通貨膨脹率較低，即期簽署的債務契約中的名義利率則相應較低，從而使實際利率大致保持穩定。然而，預測通貨膨脹率，特別是中長期的通貨膨脹率較為困難，使得名義利率的調整往往滯后，導致實際利率隨通脹預期的準確性變化而產生波動①。由于實際利率并不是一目了然的，需要通過名義利率和通貨膨脹率才能對債務期限結構發揮作用，因此，本文提出競爭性假說，而不對實際利率影響債務期限結構的方向進行預測。

基于上述分析，提出本文研究假說2和假說3（備擇假說）。

H2：在控制其他因素的情況下，通貨膨脹率越高，債務期限結構越短。

H3a：在控制其他因素的情況下，實際利率越高，債務期限結構越短；

H3b：在控制其他因素的情況下，實際利率越高，債務期限結構越長。

所有權與經營權分離是現代企業制度的根本特征，即所有者不直接干預企業日常經營決策活動，但仍然保持對企業的最終控制。在“兩權”的關系上，存在的突出問題是所有者主體缺位和經營者行為失控。而在國有企業與非國有企業中，由于激勵、約束機制的不同，二者的經營者行為差異較大。國有企業的管理層對利率變動可能較不敏感，進而較少關注債務期限結構的優化；而民營企業的經營者可能對利率的變動更為敏感，因為他們比較注重公司的財務風險、公司價值及債務期限結構。基于上述分析，提出本文研究假說4。

H4：在控制其他因素的情況下，產權屬性對利率（名義利率和實際利率）和債務期限結構之間關系具有增量影響。

四、樣本、模型和變量定義

（一）數據來源和樣本選擇

2004年至今的11年間，央行的貸款基準利率經歷了兩次加息周期和兩次降息周期（參見圖1），從圖中可以清晰地看到：在過去11年間，央行主要保持著下調利率的基調。本研究選取包含時間序列和公司截面數據的面板數據，之所以選擇面板數據是基于以下考慮：①面板數據能提供更多的樣本，即具備時間上和空間上異質效應的樣本，從而有助于避免解釋變量之間的多重共線性問題，進而使模型具有更大的自由度以及更高的效率；②與純橫截面數據或時間序列數據相比，面板數據模型允許構建并檢驗更復雜的行為模型；③面板數據更適合于研究動態調整過程，如果面板數據的時期數足夠長，它們就能夠清晰地反映對經濟政策變化的調整速度。

圖1　貸款基準利率變動趨勢圖

本文選取2005-2012年的我國制造業上市公司，基于下述三原則對部分樣本作了剔除：①剔除*ST、ST公司；②剔除含B股和H股的公司；③剔除相關數據不全的樣本?；谏鲜鲈瓌t甄選后，得到了涵蓋1230家上市公司的5378個觀測樣本的非平衡面板數據，其中，利率數據來源于中國人民銀行官網；通貨膨脹指標用CPI、PPI代替，來源于國家統計局網站；市場化指數來源于《中國市場化指數：各地區市場化相對進程2011年報告》；其余數據來源于Wind金融數據庫。

（二）模型構建和變量定義

基于存在多種擬合面板數據的模型，每一種模型對應不同特征的數據。面板數據包括兩個維度的數據：橫截面數據及其所屬的時間，典型的面板數據是橫截面單位較多而時期較少的數據。如果模型設定存在偏差，則會造成最終的參數估計結果與實際值產生較大誤差。因此，在建立面板數據模型時，必須控制不可觀察的個體和時間特征，避免模型設定的偏差，以改善參數估計的有效性。

在模型設定時，一般需要做三個檢驗：固定效應模型與混合回歸模型的比較和選擇、隨機效應模型與混合回歸模型的比較和選擇、固定效應模型與隨機效應模型的比較和選擇。三個檢驗完成之后，綜合考量后選擇最優的模型形式。

基于上述三個檢驗的結果，本文選取固定效應模型來擬合面板數據，即：

Yjt=aj+b1X1jt+b2X2jt+…+bnXnjt+ejt

上式中，Yjt代表j公司t年的債務期限結構，常數項aj為j公司特殊的非觀測效應，向量X1jt，X2jt，…，Xnjt為債務期限結構的決定因素，包括公司規模、利率、資產負債率等變量（參見表1），ejt為時間序列和橫截面的混合誤差，且滿足ejt∈N（0，se2）。

本文主要關注名義利率和實際利率對企業債務期限結構的影響。基于實際利率需要經通貨膨脹率的調整，本文將通貨膨脹對債務期限結構的影響一并進行考慮。借鑒已有的研究成果，選擇企業杠桿（Lev）、企業規模（Scale）、企業績效（ROS）、企業成長性（Growth）、有形資產比例（Tang）、市場化指數 （Market）、在建工程 （ZJ）、資產期限（AM）、實際稅率（TaxR）以及行業次類的虛擬變量（Ind1-Ind9）為控制變量，下面對部分變量加以簡要說明。

1.債務期限結構（DMS）

長期債務通常是指需要支付利息、償還期超過一年的貸款或財務責任，一年以內到期的貸款或財務責任（包括一年以內到期的長期債務）稱為短期債務。與Fan等（2012）［4］相類似，本文使用長期借款占總借款比例衡量債務期限結構，即債務期限結構：

2.名義利率（NomI）、通貨膨脹率（Infla）和實際利率（RealI）

平均名義貸款利率根據貸款加權平均名義利率來確定，以貸款存續天數為權數，獲得每一年的平均名義貸款利率，即

進行實際利率與名義利率的區分十分重要，原因在于實際利率反映了真實的借款成本，是反映借款動力和貸款動力的良好的指示器，它還能很好地傳達信用市場上發生的事件對于人們行為的影響程度。實際貸款利率=名義貸款利率-通貨膨脹率，其中通貨膨脹率根據消費者價格指數（CPI）確定。

3.企業杠桿（Lev）、企業規模（Scale）和企業成長性（Growth）

杠桿率即一個公司資產負債表上的負債與資產之比率，杠桿率是一個衡量公司負債風險的指標，從側面反映出公司的還款能力。Diamond（1991）［1］指出，流動性風險隨著杠桿的增加而增加，因此具有高債務水平的公司為避免清算會使用更多的長期債務。Stohs and Mauer（1996）［12］強調在債務期限檢驗中需要控制公司資本結構狀況。他們認為，財務杠桿度較低的公司發生財務危機的可能性較小，一般會漠視通過債務期限手段控制公司的代理沖突。杠桿率的增長反映了更高的流動性風險，因此，企業應更多使用長期債務來紓解這個問題。

通常認為，債務融資期限與企業規模之間存在正相關性。一方面，大企業的信息不對稱問題與代理問題相對較低，其所擁有的可抵押資產較多；同時，從需求的角度來看，大企業通常需要較多的資金，因此，大企業較容易進入長期債務市場，也傾向于發行長期債務。另一方面，小企業管理者通常持股比例較高，借此衍生出來的股東與債權人之間的代理問題更為突出；此外，小企業在市場競爭中經營風險較大，運用債務融資相較于大企業更困難且成本較高，因此，債權人往往通過縮短小企業的債務期限來控制貸款風險。

就成長性而言，成長機會較多的企業應更多地使用短期債務來減輕投資不足問題。Myers（1977）［10］指出，在一個公司中，未來的投資機會類似于一攬子增長期權，成長機會越多的企業，股東—債權人之間的沖突引致的投資不足問題越嚴重。為減少代理沖突，可通過縮短債務期限來解決，因為如果債務期限比增長期權更早到期，就會給予債權人和企業重新簽訂契約的機會，股東的投資動機就不會因為原債權人要分享該投資項目的收益而受到影響，因此，成長性較高的企業應關注通過使用短期債務來紓解投資不足的問題。

4.資產期限（AM）和實際稅率（TaxR）

Morris（1976）［29］最早提出了期限匹配理論，并進一步使用經驗數據為其理論提供了數據支持。Morris認為，將資產和債務的期限進行匹配，能夠減少企業資產產生的現金流可能不足以用于支付利息和投資需要所引致的風險。其作用機制具體表現在以下兩個方面：其一，如果債務期限比資產期限短，則資產也許不能產生足夠的現金流來償還債務；其二，如果債務期限比資產期限長，則在資產可能已經停止產生收益時還要償還債務。Emery （2001）［30］指出，公司通過匹配債務和資產的期限能避免條款貼水（premium），表明了期限匹配原則的重要性。

稅率對不同期限負債的影響雖然在學術界并未達成共識，但學者們大多認為債務期限與企業的邊際稅率之間存在正相關性并進行了證實。Scholes and Wolfson（1992）［15］認為，邊際稅率較高的企業發行長期債務能夠獲得較高的稅盾收益；而邊際稅率較低的企業所能獲得的稅盾收益卻較少，發行長期債務會讓其面臨過高的風險。相關研究發現，具有高邊際稅率的企業比低邊際稅率的企業使用更多的長期債務。基于邊際稅率的數據難以獲得，本文使用公司的實際稅率替代邊際稅率。

5.在建工程（ZJ）和市場化指數（Market）

在建工程是指企業固定資產的新建、改擴建或技術改造、設備更新和大修理工程等尚未完工投入使用的建設項目。在建工程項目一般投入金額較大，期限較長，而且投入使用過程中無法為企業帶來經濟效益，甚至會進一步導致公司長期借款的增加。因此，本文模型中對在建工程的影響進行控制，預期該指標與長期債務率之間存在正相關性。

“市場化”的本質是通過一系列經濟、社會以法律制度的漸進變革以實現經濟資源的有效配置及個人經濟權利的自由。樊綱、王曉魯等（2011）［31］基于調查統計資料，采用主因素分析法，編制出了我國各省區1999-2009年的市場化相對進程指標，從政府與市場關系、非國有經濟發展、產品市場的發育程度、要素市場的發育程度、市場中介發育和法律制度環境等方面測度各省市的市場化程度，并對各省區各個方面的橫向和縱向的變動原因及其趨勢進行了分析。市場化程度高的地區，其政府與市場的關系更自由，政府對企業的干預更少。

在本文中，某一年某一地區上市公司的市場化指數賦值為該年該地區的“樊綱（2011）市場化指數”②。由于“樊綱（2011）市場化指數”體系只涵蓋了1999-2009年，而本文的樣本期間是2005-2012年，考慮到市場化指數短期內的路徑依賴使其變化幅度不大，對于2010-2012年的指數，本研究采用2009年的指數來近似代替。綜上，本文變量的具體定義如表1所示。

表1　變量定義一覽表

五、實證檢驗分析

（一）描述性統計

表2顯示了各變量的描述性統計結果?？紤]到極端值對本文結果的影響，我們對所有連續性變量分別在1%和99%分位數處進行了Winsorize處理③。債務期限結構（DMS）的均值為0.189，中值為0.090；市場化指數（Market）、資產期限（AM）和在建工程（ZJ）的標準差分別為2.1，4.238和2.022，差別較大，說明樣本分布不均勻。公司業績（ROS）、有形資產比例（Tang） 和實際稅率（TaxR）等三個變量的標準差不大，均小于0.2。

為了明晰債務期限結構的變化趨勢，本文繪制了2005-2012年制造業債務期限結構均值、中值的變化趨勢圖（見圖2）。圖2顯示，2008年之前，債務期限結構基本保持平穩，2009年大幅上升，我們認為這與“四萬億”的財政刺激政策有關；至2012年又有所下降，可能是因為2009年增加的長期借款逐漸到期所致。

表2　主要變量的描述性統計一覽表

圖2　債務期限結構趨勢圖

表3是對變量兩兩之間的相關性進行Pearson檢驗的結果。表3顯示：絕大多數自變量均與債務期限結構存在顯著相關性，說明本文選擇的變量基本合適。解釋變量NomI、Infla與RealI之間高度相關，進行回歸分析就有意義。尤其值得一提的是，名義利率（NomI）與通貨膨脹（Infla）高度正相關（0.809），說明央行調整名義利率時充分考慮了通貨膨脹因素?？刂谱兞砍嗽诮üこ蹋╖J）和公司規模（Scale）之間的相關系數（0.528）較高外，其余相關系數均在-0.3到0.3之間，說明模型中的各自變量之間的多重共線性問題不嚴重。

（二）假說檢驗及分析

1.全樣本回歸分析

全樣本固定效應及隨機效應模型回歸所得結果列示于表4。如前文所述，本文對混合回歸模型、固定效應模型和隨機效應模型兩兩進行比較和選擇，無一例外，在固定效應模型與混合回歸模型的比較中固定效應較佳，在隨機效應模型與混合回歸模型的比較中隨機效應較佳，而固定效應模型與隨機效應模型的比較中固定效應較佳。為了能在獲得檢驗結果的同時比較固定效應模型（FE）與隨機效應模型（RE）的差異，這兩類回歸的結果均在表4中予以列示。

表4　債務期限結構的全樣本回歸結果表

表4顯示：名義利率與企業債務期限結構之間存在著顯著的負相關性（-2.239），說明當名義利率較高的時候，企業傾向于多借入短期借款而少借入長期借款，縮短債務期限的同時減少利息支出對應的財務費用；而當名義利率較低的時候，企業傾向于多借入長期借款，延長債務期限的同時使財務費用保持在一個合理的水平。通貨膨脹率與企業債務期限結構之間存在著顯著的負相關性（-0.718），一方面說明當通貨膨脹率較高時，銀行為降低債務人的道德風險，減少長期貸款的比例；另一方面也可能是企業主動選擇的結果，因為通貨膨脹率較高的時候，名義利率往往也較高，企業需要承擔的利息支出較高。

實際利率與企業債務期限結構之間存在著顯著的正相關性（0.864），可能的解釋是，實際利率較低時，企業借入資金的動力較大，但貸款人貸出資金的動力較小，由于我國銀企之間地位的不對等，博弈的結果是長期貸款額度較少，債務期限較短；同樣，當實際利率較高時，企業借入資金的動力較小，但貸款人貸出資金的動力較大，博弈的結果是長期貸款額度較多，債務期限較長④。

與此同時，回歸結果還顯示負債杠桿較高、業績較好、資產期限較長、在建工程較多的公司的債務期限較長，與理論預期相吻合，這也與以往的文獻相一致（Barcay and Smit，1995；Demirgüc-Kunt等，1999；Fan等，2012）［2，4，32］。

值得一提的是，市場化指數在固定效應回歸模型中的方向為正，且其中的一個模型在5%的水平上顯著；而在隨機效應回歸模型中全部顯著為負，與孫錚等（2005）［22］的研究相一致。孫錚等（2005）在檢驗市場化指數對債務期限結構的影響時采用了混合回歸模型和隨機效應模型，恰恰沒有采用固定效應模型。孫錚等（2005）也進行了Hausman檢驗，運行后的卡方值較大，分別為38.06 和37.09，對應的p值均為0.000。如果根據Hausman檢驗進行模型選擇，他們應該選擇固定效應模型，但最終他們還是選擇了隨機效應模型，這也是本文同時列示固定效應和隨機效應模型結果的原因之所在。

2.不同產權屬性下的分樣本差異檢驗與回歸分析

綜上，名義利率與企業債務期限結構負相關，實際利率與企業債務期限結構正相關，但是上述關系是否會受到企業產權屬性的影響呢？基于此，本文將樣本依據產權屬性劃分為兩類后，再次考察利率與企業債務期限結構之間關系的穩定性，具體結果見表5。

表5　不同產權屬性下利率對債務期限結構的影響

表5的結果表明，無論是在國有企業還是民營企業中，利率（名義利率和實際利率）對企業債務期限結構的影響同時存在。進一步考察發現，在不同的企業產權屬性中，利率對債務期限結構的影響程度并不完全一致。當名義利率降低1%時，民營企業的債務期限結構提高1.64%，而國有企業的債務期限結構提高2.86%，結果表明國有企業對名義利率變動的敏感性更高；當實際利率提高1%時，民營企業的債務期限結構提高0.72%，而國有企業的債務期限結構提高1.03%，說明國有企業對實際利率變動的敏感性更高。從表5中還可以發現，無論是民營企業還是國有企業，均對名義利率的變動較為敏感，而對實際利率的變動不甚敏感，這主要是由于名義利率作為央行的公開信息被公眾廣泛接收，而實際利率卻難以計算與觀測。

3.敏感性測試

考慮到一年內到期的長期借款本質上屬于長期借款，我們將原債務期限結構變量的計算公式的分子中加入一年內到期的長期借款，進行穩健性測試，結果穩定；衡量通貨膨脹率的價格指數一般有三種：消費者價格指數（CPI）、生產者價格指數（PPI）和GDP平減指數，而生產者價格指數（PPI）與企業聯系更為密切，因此，本文用PPI代替CPI進行穩健性檢驗，檢驗結論依舊保持不變；由于不同期限的利率是聯動的，那么如果采用其他期限的利率，也應該獲得相同的結論，因此，本文用一至三年期的貸款利率代替一年期的貸款利率后進行穩健性檢驗，依然獲得了相同的結論。此外，本文對主營業務收入和在建工程作了價格調整后又進行了回歸分析（當年實際值=當年報告值/當年商品零售價格指數，此處的商品零售價格指數以2004年為基準），回歸結果顯示，本文的結論保持不變⑤。

六、結論與政策建議

2012年6月，央行將貸款利率浮動區間的下限調整為基準利率的0.8倍，2012年7月進一步調整為基準利率的0.7倍?；鶞世实纳舷薇环砰_，而下限的選擇空間逐漸加大，利率市場化正逐步走向深入。在此語境中，深入研究利率與債務期限結構之間的關系正當其時。本文選取2005-2012年所有制造業上市公司作為研究樣本，深入探究了利率（名義利率和實際利率）與債務期限結構之間的關系。本文研究表明，名義利率和通貨膨脹率會對企業債務期限結構產生顯著的負向影響，而實際利率則存在著顯著的正相關性，并且上述結論不因企業產權屬性的不同而有所變化。

本文的研究結果拓展了債務期限結構研究架構，并為宏觀經濟制度如何影響微觀企業行為提供了新的證據。本文的政策意義如下：有助于證券監管機構、企業管理層和投資者更好地理解企業財務決策。間接融資是我國資本市場中最重要的融資方式，資本結構和債務結構是影響我國上市公司價值的重要財務決策，監管機構十分關心如何在不同環境中，有效地制定不同的指引政策，以鼓勵、引導公司快速發展，達到促進實體經濟健康發展的目標，本文的研究為監管機構融資政策的制定提供了思路，同時也對企業管理層和投資者在更為宏觀的背景下進行財務決策和投資決策具有借鑒意義。更為重要的是，作為一項基礎性改革，利率市場化改革正在積極推進中，但其所面臨的困惑與阻力是不容忽視的，因此，相關職能部門及企業管理層等需要更全面地理解貨幣政策的傳導機制和政策效果。貨幣政策是否以及如何對實體經濟產生影響，是貨幣政策制定機構非常重視的問題，本文的研究結論為政策制定機構描繪了宏觀政策影響微觀企業決策的傳導路徑，使得政策制定更具針對性、有效性，對央行制定和完善宏觀政策具有重要的啟示。

注釋：

①實際利率分為事前實際利率和事后實際利率?；陬A期價格較難獲取，本文采用經實際價格調整的事后實際利率。

②比如云南白藥（000538.SZ）是云南的上市公司，則云南白藥2008年的市場化指數賦值為云南省2008年的市場化指數，即6.04，其他年份、其他區域的公司的賦值，依此類推。

③Winsorize處理是一種處理極端值的方法。簡言之，即將數據列從小到大排列，并將1%分位之前的變量賦值為1%分位上的變量值，而將99%分位之后的變量賦值為99%分位上的變量值。

④之所以名義利率和實際利率影響企業債務期限的方向不同，其原因在于名義利率和實際利率通常不是同方向變動的。比如美國名義利率較高的20世紀70年代，實際利率非常低，甚至經常為負數。如果按照名義利率的標準來判斷，可能會認為由于借款成本較高，這一時期信用市場的銀根較緊，然而按照不變價衡量的實際利率卻表明借款成本非常低。2005-2012的名義利率和實際利率確實是反向變化的，表3顯示其相關系數為-0.651，因此與債務期限結構回歸的符號相反也就不難理解了。

⑤限于篇幅，具體的結果沒有列示。

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［責任編輯：張兵］

An Empirical Study on Interest Rate and Corporate Debt Maturity Structure —Experience Analysis Based on Manufacturing Industry

WANG Ke-ling1a，1b，LIU Chun-jiang2，FU Yu-xiang3
（1.a.School of Business&Tourism Management；b.College of Dianchi，Yunnan University，Kunming 650091，China；2.Strategy Department，Suzhou Trust Co.Ltd.，Suzhou 215007，China；3.School of Accountancy，Shanghai University of Finance and Economics，Shanghai 200433，China）

Based on an unbalanced panel data of A-share listed manufacturing companies from 2005 to 2012，this study examines empirically the relationship between interest rates and corporate debt maturity structure by employing fix effect model and random effect model.The results show that：The higher the nominal interest rates，the greater the financing costs，the more short-term debts the listed companies will use and the shorter the debt maturity structure.The higher the inflation rates，the greater the agency costs of debt financing，the more difficult the listed companies will obtain long-term debts，the more short-term debts the listed companies will use and the shorter the debt maturity structure.And the real interest rates are positively correlated with the debt maturity structure：The higher the real interest rates，the more long-term debts the listed companies will use and the longer the debt maturity structure.The further study reveals that state-owned enterprises are even more sensitive to the changes of interest rates compared with private businesses.No mater state-owned enterprises or private businesses are more sensitive to the changes of nominal interest rates than that of real interest rates.This paper provides some new empirical evidence on how the macro policies affect enterprises'decisions.

nominal interest rate；inflation；real interest rate；debt maturity structure

付宇翔（1989-），男，安徽鳳陽人，博士研究生，研究方向：財務會計。

F820.1；F275

A

1007-5097（2015）01-0103-09

2014-04-28

上海財經大學研究生創新基金資助項目（2013110442）

王克嶺（1970-），男，甘肅蘭州人，教授，博士后，研究方向：管理理論與管理創新，產業與企業發展；

劉春江（1975-），男，貴州貴陽人，高級研究員，研究方向：公司財務，資本市場；