金融發(fā)展、控股權(quán)性質(zhì)與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)

摘 要：以2001—2008年中國(guó)上市公司作為研究樣本，實(shí)證分析各地區(qū)金融發(fā)展水平對(duì)上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，金融發(fā)展水平與企業(yè)的債務(wù)期限負(fù)相關(guān)，地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，上市公司獲得的長(zhǎng)期債務(wù)越少。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，國(guó)有上市公司能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)，而隨著金融發(fā)展水平的提高，非國(guó)有上市公司能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)；與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)長(zhǎng)期債務(wù)下降得更顯著。因此，金融發(fā)展水平的提高有助于抑制政府干預(yù)對(duì)企業(yè)的影響，也有助于長(zhǎng)期信貸資源流向非國(guó)有企業(yè)。

關(guān)鍵詞：金融發(fā)展；控股權(quán)性質(zhì)；債務(wù)期限結(jié)構(gòu)；政府干預(yù)；模型

中圖分類號(hào)：F832 文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A 文章編號(hào)：

2095-3283（2016）09-0111-06

[作者簡(jiǎn)介]周林濤（1977-），男，河南許昌人，會(huì)計(jì)師，清華大學(xué)MPAcc，研究方向：財(cái)務(wù)管理。

一、引言

債務(wù)融資是企業(yè)重要的財(cái)務(wù)決策行為，而債務(wù)期限則是債務(wù)契約的重要內(nèi)容，它規(guī)范著債權(quán)人與債務(wù)人的權(quán)利與義務(wù)。債務(wù)期限越長(zhǎng)，未來(lái)的不確定性越高，風(fēng)險(xiǎn)越大，債權(quán)人在提供貸款時(shí)就會(huì)更注重外部的履約機(jī)制（Myers，1977）。相對(duì)于長(zhǎng)期債務(wù)融資，短期債務(wù)融資能夠讓銀行及時(shí)、經(jīng)常地獲得有關(guān)貸款企業(yè)生產(chǎn)和經(jīng)營(yíng)方面的信息，從而有利于銀行對(duì)企業(yè)進(jìn)行更加緊密的監(jiān)督與控制。而企業(yè)要想獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)融資，就必須向銀行提供更多的信息或擔(dān)保，銀行為此也要進(jìn)行更多的監(jiān)督（Diamond，1991），因此，銀行體系將短期債務(wù)作為解決信息不對(duì)稱問(wèn)題的重要手段。

金融發(fā)展水平的提高有助于減少潛在的信息不對(duì)稱問(wèn)題，銀行因而愿意為企業(yè)提供長(zhǎng)期貸款（Barclay and Smith，1995），Diamond（1991）認(rèn)為，金融體系越不發(fā)達(dá)，銀行越愿意用短期貸款作為控制借款人機(jī)會(huì)主義行為的一種方式。一個(gè)發(fā)達(dá)和有效的金融體系能夠減少短期貸款作為公司治理機(jī)制的重要性，或者減少短期貸款作為解決信息不對(duì)稱和契約不完全性問(wèn)題的重要性。Demirguc-Kunt和Maksimovic（1999）的研究則為此提供了進(jìn)一步的證據(jù)，在金融體系發(fā)展較好的國(guó)家，企業(yè)獲得的債務(wù)融資期限相對(duì)較長(zhǎng)。

但以上研究的一個(gè)重要前提條件是，銀行的信貸決策不受政府部門(mén)或政府官員的干預(yù)，銀行完全根據(jù)經(jīng)濟(jì)原則進(jìn)行信貸決策，而這一前提條件在目前的中國(guó)是難以滿足的。中國(guó)銀行部門(mén)的一個(gè)顯著特征是國(guó)有商業(yè)銀行占主導(dǎo)地位，這就為政府部門(mén)干預(yù)銀行信貸資源的分配奠定了基礎(chǔ)，公有產(chǎn)權(quán)的背景下，銀行的決策常常受到政府干預(yù)，特別是中國(guó)的財(cái)政分權(quán)體制改革和GDP的政績(jī)考核指標(biāo)導(dǎo)向，使得地方政府有較強(qiáng)動(dòng)機(jī)對(duì)金融機(jī)構(gòu)信貸決策和信貸行為進(jìn)行干預(yù)。地方政府為了推動(dòng)本地經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，或者通過(guò)財(cái)政補(bǔ)貼降低企業(yè)違約的可能，從而使企業(yè)更容易從銀行取得長(zhǎng)期借款；或者通過(guò)對(duì)銀行借貸決策的影響，幫助企業(yè)獲得貸款，為了降低官員輪換對(duì)貸款成本的影響，這種貸款更多的是長(zhǎng)期貸款（Fan等，2004）。

在經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過(guò)程中，各地區(qū)銀行改革進(jìn)程的不同導(dǎo)致了我國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展水平的不同（Brandt and Li，2003），比如，東部沿海地區(qū)金融生態(tài)環(huán)境較佳，金融發(fā)展相對(duì)充分；而中西部地區(qū)的金融業(yè)則被四大國(guó)有商業(yè)銀行高度壟斷，金融發(fā)展水平相對(duì)落后。在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，國(guó)有銀行占據(jù)市場(chǎng)的壟斷地位，而且銀行的獨(dú)立性相對(duì)較低，信貸決策更容易受到地方政府的干預(yù)，所以當(dāng)?shù)氐钠髽I(yè)越能夠獲得較長(zhǎng)的貸款期限。相反，在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，隨著競(jìng)爭(zhēng)主體的增加，銀行的獨(dú)立性相對(duì)較高，當(dāng)?shù)卣畬?duì)銀行的信貸決策的干預(yù)相對(duì)比較困難。在這種情況下，銀行更多地基于經(jīng)濟(jì)原則而不是地方政府的干預(yù)進(jìn)行信貸決策，銀行與企業(yè)之間可以更加自由地達(dá)成貸款契約（余明桂、潘紅波，2008）。

因此，中國(guó)金融發(fā)展水平的提高對(duì)企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)存在著兩種相反的效應(yīng)，一是金融發(fā)展有利于降低銀行與企業(yè)之間的信息不對(duì)稱，進(jìn)而有助于企業(yè)獲取長(zhǎng)期債務(wù)融資；二是金融發(fā)展能夠抑制政府對(duì)企業(yè)的干預(yù)，可使企業(yè)的長(zhǎng)期債務(wù)融資減少。那么，金融發(fā)展水平提高對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的凈效應(yīng)是什么？此外，在政府干預(yù)相同的背景下，如果金融體系的發(fā)展水平較低，國(guó)有銀行可能出于政治目的而非盈利目的為國(guó)有企業(yè)提供更多的長(zhǎng)期債務(wù)融資（Brandt and Li，2003）。因此，當(dāng)國(guó)有企業(yè)需要長(zhǎng)期債務(wù)融資時(shí)，國(guó)有銀行可能會(huì)減少對(duì)國(guó)有公司的信息或擔(dān)保需求，同時(shí)也較少考慮對(duì)國(guó)有公司的未來(lái)監(jiān)督，相反，當(dāng)非國(guó)有企業(yè)需要長(zhǎng)期債務(wù)融資時(shí)，國(guó)有銀行會(huì)更多地考慮盈利目的，從而提出較高的貸款標(biāo)準(zhǔn)（江偉、李斌，2006）。另一方面，國(guó)有企業(yè)通常比非國(guó)有企業(yè)存在更為軟化的預(yù)算約束，當(dāng)公司陷入財(cái)務(wù)困境時(shí)，政府更愿意為國(guó)有上市公司提供援助（Brandt and Li，2003），由此降低了國(guó)有企業(yè)對(duì)長(zhǎng)期債務(wù)的違約可能性，因此國(guó)有銀行也愿意為國(guó)有企業(yè)提供更多的長(zhǎng)期債務(wù)融資。那么，隨著金融發(fā)展水平的提高，銀行對(duì)非國(guó)有企業(yè)與國(guó)有企業(yè)長(zhǎng)期債務(wù)的差異是否會(huì)有所變化？ 本文試圖通過(guò)檢驗(yàn)各地區(qū)金融發(fā)展水平與上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系、不同控股權(quán)性質(zhì)的上市公司在金融發(fā)展水平不同地區(qū)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)來(lái)回答上述問(wèn)題。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）模型設(shè)定與變量定義

我們首先需要檢驗(yàn)金融發(fā)展與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，設(shè)定的模型（1）如下：

其中，被解釋變量Maturity表示企業(yè)債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)，我們?cè)趯?shí)證過(guò)程中采用長(zhǎng)期借款占總借款（長(zhǎng)期借款與短期借款之和）的比重來(lái)代表債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。同時(shí)，為了保證研究結(jié)論的可靠性，本文還選用了長(zhǎng)期負(fù)債占總負(fù)債的比重作為補(bǔ)充。

解釋變量Financial是金融發(fā)展變量，考察金融發(fā)展對(duì)企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的效應(yīng)。我們采用樊剛等（2009）編制的中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)中的金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)作為金融發(fā)展的代理變量，這一指數(shù)的計(jì)算由兩部分構(gòu)成，包括金融業(yè)的競(jìng)爭(zhēng)指數(shù)（非國(guó)有金融機(jī)構(gòu)吸收的存款占整個(gè)金融機(jī)構(gòu)吸收存款的比重）和信貸資金分配的市場(chǎng)化指數(shù)（金融機(jī)構(gòu)貸款中非國(guó)有企業(yè)貸款所占比重）①。指數(shù)越高，代表該地區(qū)金融發(fā)展水平越高②。

本文各模型的控制變量由企業(yè)規(guī)模、有形資產(chǎn)比率、資產(chǎn)利潤(rùn)率和企業(yè)年齡構(gòu)成，其中Size代表企業(yè)規(guī)模，以總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示。Col代表有形資產(chǎn)比率，定義為有形資產(chǎn)總額與總資產(chǎn)的百分比，用來(lái)衡量企業(yè)的抵押品價(jià)值。Roa代表資產(chǎn)利潤(rùn)率，定義為凈利潤(rùn)與總資產(chǎn)的百分比，用來(lái)衡量企業(yè)的盈利能力。Age代表企業(yè)年齡，以企業(yè)自成立以來(lái)的年數(shù)加1的自然對(duì)數(shù)表示。下文中各模型的控制變量與模型（1）相同。

為了檢驗(yàn)在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)，非國(guó)有企業(yè)與國(guó)有企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的差異是否有所變化，我們構(gòu)造回歸模型（2）：

解釋變量Private是表示企業(yè)控股權(quán)性質(zhì)的虛擬變量，如果企業(yè)是非國(guó)有企業(yè)，則取值為1，否則取值為0，用來(lái)區(qū)分所有權(quán)性質(zhì)對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響的差異，如果β2<0，則表示非國(guó)有企業(yè)獲得的長(zhǎng)期債務(wù)少于國(guó)有企業(yè)，反之，則表示非國(guó)有企業(yè)獲得的長(zhǎng)期債務(wù)多于國(guó)有企業(yè)，本文采用上市公司實(shí)際控制人性質(zhì)作為區(qū)分企業(yè)控股權(quán)的標(biāo)準(zhǔn)，如果實(shí)際控制人為各級(jí)政府及其下屬部門(mén)的為國(guó)有公司，其它屬于非國(guó)有公司。

我們還設(shè)置了交乘項(xiàng)Financial×Private用來(lái)檢驗(yàn)隨著金融發(fā)展水平的變化，控股權(quán)性質(zhì)對(duì)企業(yè)長(zhǎng)期債務(wù)的影響會(huì)有怎樣的變化。

此外，我們還希望按照子樣本檢驗(yàn)國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的變化是否存在差異，因此構(gòu)造回歸模型（3）：

解釋變量FinancialD中是表示金融發(fā)展水平的啞變量，如果企業(yè)所在省份當(dāng)年的金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)大于樣本中位數(shù)時(shí)，則將這個(gè)啞變量定義為1，否則為0。我們主要比較根據(jù)國(guó)有與非國(guó)有子樣本回歸的系數(shù)絕對(duì)值大小和顯著性水平。

此外，在本文的所有模型中還設(shè)置了年度虛擬變量Year來(lái)控制時(shí)間對(duì)企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的可能影響，我們還設(shè)置了行業(yè)虛擬變量Industry來(lái)控制未觀察到的行業(yè)差異對(duì)企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)可能產(chǎn)生的影響，根據(jù)中國(guó)證監(jiān)會(huì)的行業(yè)分類代碼，我們除了將制造業(yè)按二級(jí)代碼分類外，其余行業(yè)按一級(jí)代碼分類。各模型所涉及的變量及定義如表1所示。

（二）樣本與數(shù)據(jù)

本文所用上市公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自于國(guó)泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，以在2001—2008年具有完整財(cái)務(wù)信息的A股上市公司年度數(shù)據(jù)作為研究樣本，我們按照以下標(biāo)準(zhǔn)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行了篩選：（1）剔除了金融類上市公司，因?yàn)檫@些公司的數(shù)據(jù)結(jié)構(gòu)與普通公司存在很大區(qū)別；（2）剔除了ST、*ST公司；（3）剔除了資產(chǎn)小于負(fù)債的公司；（4）剔除了銀行借款、資產(chǎn)、負(fù)債等關(guān)鍵變量缺失的樣本，共獲得884家樣本公司，6892個(gè)樣本觀測(cè)值。由于許多樣本的被解釋變量為0③，因此本文采用Tobit模型回歸。為了防止數(shù)據(jù)的異常值干擾實(shí)證的結(jié)果，論文采用winsorization的方法對(duì)連續(xù)變量?jī)啥说漠惓Ｖ翟?%的水平下進(jìn)行了處理，即對(duì)所有小于1%分位數(shù)和大于99%分位數(shù)的變量，令其值分別等于1%分位數(shù)和99%分位數(shù)。文中所有的數(shù)據(jù)整理、計(jì)算與實(shí)證檢驗(yàn)均利用STATA11軟件完成。

三、實(shí)證結(jié)果分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)

在進(jìn)行正式的回歸分析之前，我們首先進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性檢驗(yàn)。主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表2所示，我們除了對(duì)整體樣本進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)以外，還按照金融發(fā)展水平和上市公司的控股權(quán)性質(zhì)區(qū)分不同的子樣本也進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)。從表2中可以看出，整體樣本的Maturity1均值為024，說(shuō)明我國(guó)上市公司的長(zhǎng)期借款平均占總借款的24%，而Maturity2的均值為01275，也就是上市公司長(zhǎng)期債務(wù)平均占總債務(wù)的12%。觀察各子樣本的統(tǒng)計(jì)結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)，企業(yè)債務(wù)期限的均值都要低于金融發(fā)展水平較低地區(qū)的企業(yè)，因此初步判斷，企業(yè)的債務(wù)期限與金融發(fā)展水平負(fù)相關(guān)，金融發(fā)展水平越高，企業(yè)獲得的長(zhǎng)期債務(wù)越少。而國(guó)有樣本平均的債務(wù)期限都高于非國(guó)有企業(yè)也符合我們的設(shè)想。此外，金融發(fā)展水平較高地區(qū)的金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)Financial均值為824，較低地區(qū)的均值約為5，也說(shuō)明中國(guó)各地區(qū)金融發(fā)展水平的差異較大。國(guó)有樣本與非國(guó)有樣本的金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)Financial均值基本相等，也說(shuō)明國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)分布比較平均，不會(huì)由于分布不均衡給實(shí)證結(jié)果造成偏差。

表3是主要變量的pearson相關(guān)系數(shù)表，從表中可以看出，Maturity1和Maturity2與金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)Financial之間都存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，這與在描述性統(tǒng)計(jì)中的判斷一致，即金融發(fā)展與企業(yè)的債務(wù)期限負(fù)相關(guān)，金融發(fā)展水平越高，企業(yè)獲得的長(zhǎng)期債務(wù)越少。Maturity1和Maturity2與控股權(quán)性質(zhì)Private之間也都存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與描述性統(tǒng)計(jì)中的判斷也一致，說(shuō)明國(guó)有企業(yè)相比非國(guó)有企業(yè)能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)。但我們需要慎重對(duì)待這些初步的相關(guān)性檢驗(yàn)，因?yàn)閮蓛芍g的相關(guān)系數(shù)并沒(méi)有控制其它可能的影響因素，下文將在控制了企業(yè)特征、年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)之后，對(duì)以上關(guān)系進(jìn)行更嚴(yán)格的檢驗(yàn)。其它財(cái)務(wù)指標(biāo)之間的相關(guān)系數(shù)，以及金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)Financial與控股權(quán)性質(zhì)Private相關(guān)系數(shù)的絕對(duì)值都不超過(guò)02，表明它們之間不存在嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題。

（二）回歸結(jié)果分析

企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與金融發(fā)展水平之間存在什么關(guān)系，表4是模型（1）的回歸結(jié)果，從表中可以看出，在Tobit模型回歸結(jié)果中，F(xiàn)inancial的系數(shù)都在1%的水平下顯著為負(fù)，表明金融發(fā)展水平越高，企業(yè)獲得的長(zhǎng)期債務(wù)越少，金融發(fā)展對(duì)企業(yè)獲取長(zhǎng)期債務(wù)融資存在的凈效應(yīng)為負(fù)。我們同時(shí)采用了帶有穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的OLS回歸進(jìn)行對(duì)比，結(jié)果并沒(méi)有改變。

在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)，非國(guó)有企業(yè)與國(guó)有企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)存在怎樣的差異，表5是模型（2）的回歸結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)，在Tobit模型回歸中，當(dāng)加入控股權(quán)性質(zhì)的啞變量Private及其與Financial的交乘項(xiàng)時(shí)，F(xiàn)inancial的系數(shù)依然在1%的水平下都顯著為負(fù)，Private的系數(shù)也在1%的水平下都顯著為負(fù)，表明整體上非國(guó)有上市公司獲得的長(zhǎng)期債務(wù)低于國(guó)有上市公司。交乘項(xiàng)Financial×Private的系數(shù)都在1%的水平下顯著為正，表明隨著金融發(fā)展水平的提高，Private的系數(shù)會(huì)由負(fù)變?yōu)檎@一回歸結(jié)果也表明在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，與非國(guó)有企業(yè)相比，國(guó)有企業(yè)能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)，而隨著金融發(fā)展水平的提高，銀行提供給不同控股權(quán)企業(yè)長(zhǎng)期債務(wù)的差異會(huì)逐漸變小，非國(guó)有企業(yè)能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)。帶有穩(wěn)健標(biāo)準(zhǔn)差的OLS回歸結(jié)果也沒(méi)有發(fā)生改變。

國(guó)有企業(yè)與非國(guó)有企業(yè)在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的變化是否存在差異，我們把所有企業(yè)按照控股權(quán)性質(zhì)分為國(guó)有與非國(guó)有兩個(gè)子樣本分別按照模型（3）進(jìn)行回歸，表6是實(shí)證結(jié)果，由于篇幅所限，我們只報(bào)告了模型的回歸結(jié)果，從表中可以看出，在國(guó)有樣本的回歸中，表示金融發(fā)展水平較高的啞變量FinancialD的系數(shù)都在1%的水平下顯著為負(fù)，表示金融發(fā)展水平較高地區(qū)的國(guó)有上市公司長(zhǎng)期債務(wù)低于金融發(fā)展水平較低地區(qū)的國(guó)有上市公司。而在非國(guó)有樣本的回歸中，F(xiàn)inancialD系數(shù)雖然仍然顯著為負(fù)，但顯著性水平只有5%，而且系數(shù)的絕對(duì)值均小于國(guó)有樣本，表明在金融發(fā)展水平不同的地區(qū)，國(guó)有上市公司之間長(zhǎng)期債務(wù)的差異比非國(guó)有上市公司的差異更顯著，同時(shí)也表明金融發(fā)展程度的變化對(duì)國(guó)有企業(yè)的影響可能會(huì)更加明顯。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

本文所用金融發(fā)展的代理變量是樊剛等（2009）編制的中國(guó)各地區(qū)市場(chǎng)化指數(shù)中的金融業(yè)市場(chǎng)化指數(shù)，為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ秃徒Y(jié)果的穩(wěn)健性，我們參照盧峰、姚洋（2004）的方法，采用除國(guó)有四大銀行以外的其它銀行的信貸份額占當(dāng)?shù)匦刨J總額的比例作為金融發(fā)展的替代變量④。在把金融發(fā)展的替代變量帶入模型（1）—（3）對(duì)整體樣本和子樣本重新進(jìn)行檢驗(yàn)之后，模型的結(jié)果并沒(méi)有實(shí)質(zhì)性的差異，說(shuō)明我們的實(shí)證結(jié)果是穩(wěn)健的。

此外，由于本文的樣本觀測(cè)值在各地區(qū)間的分布呈現(xiàn)出較大的差異，在金融發(fā)展水平比較高的地區(qū)，樣本觀測(cè)值有4000多個(gè)，而在金融發(fā)展水平比較低的地區(qū)，樣本觀測(cè)值只有2000多個(gè)。為了消除不同地區(qū)間樣本數(shù)量的差異對(duì)本文檢驗(yàn)結(jié)果可能造成的偏差，我們又剔除了樣本數(shù)最多的上海（1096個(gè)）和廣東（915個(gè)）、樣本數(shù)最少的青海（71個(gè)）和西藏（73個(gè)），重新對(duì)模型（1）—（3）的整體樣本和子樣本進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，檢驗(yàn)結(jié)果基本沒(méi)有發(fā)生變化，說(shuō)明不同地區(qū)間樣本數(shù)的差異不會(huì)對(duì)上述檢驗(yàn)結(jié)果造成偏差⑤。

四、結(jié)論與啟示

本文以2001—2008年中國(guó)上市公司作為研究樣本，實(shí)證分析各地區(qū)金融發(fā)展水平對(duì)上市公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響。實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，地區(qū)的金融發(fā)展水平越高，上市公司獲得的長(zhǎng)期債務(wù)越少。進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn)，在金融發(fā)展水平較低的地區(qū)，國(guó)有上市公司能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)，而隨著金融發(fā)展水平的提高，非國(guó)有上市公司能夠獲得更多的長(zhǎng)期債務(wù)。與非國(guó)有上市公司相比，國(guó)有上市公司在金融發(fā)展水平較高的地區(qū)長(zhǎng)期債務(wù)下降得更顯著。雖然研究結(jié)論表示企業(yè)的債務(wù)期限與所在地區(qū)的金融發(fā)展水平負(fù)相關(guān)，但也意味著金融發(fā)展有助于抑制政府干預(yù)對(duì)企業(yè)的影響，同時(shí)金融發(fā)展水平的提高也有助于長(zhǎng)期信貸資源流向更有效率的非國(guó)有企業(yè)。因此，中國(guó)應(yīng)當(dāng)加快提升金融發(fā)展水平，促進(jìn)銀行成為真正獨(dú)立的決策主體，使長(zhǎng)期信貸資源的配置更有效率。

[注釋]

①由于樊剛等（2009）的數(shù)據(jù)截至2007年，對(duì)于2008年的指數(shù)，我們按照通常做法根據(jù)2005—2007年指數(shù)的平均值來(lái)代替，我們?cè)趯?shí)證過(guò)程中也曾采用2006—2007年指數(shù)的平均值和2004—2007年指數(shù)的平均值來(lái)代替，結(jié)果并沒(méi)有顯著差異。實(shí)際上，我們對(duì)僅包括2001—2007年的子樣本進(jìn)行檢驗(yàn)時(shí)，結(jié)果也沒(méi)有顯著差異。

②我們不能否認(rèn)存在上市公司跨省貸款的情況，但中國(guó)占主導(dǎo)地位的四大國(guó)有商業(yè)銀行在每一級(jí)行政區(qū)域都建立了自己的分支機(jī)構(gòu)，分支機(jī)構(gòu)一般不允許跨地區(qū)放出貸款，所以本文的檢驗(yàn)結(jié)果基本不受跨省貸款的影響。

③我們注意到其中有2058個(gè)樣本觀測(cè)值的長(zhǎng)期借款為0，1378個(gè)樣本觀測(cè)值的長(zhǎng)期負(fù)債為0。

④數(shù)據(jù)來(lái)自于2001—2008年《中國(guó)金融年鑒》與各省份的統(tǒng)計(jì)年鑒。

⑤由于篇幅所限，這些實(shí)證結(jié)果在文中沒(méi)有列出，感興趣的讀者可以向作者索取。

[參考文獻(xiàn)]

[1]樊剛，王小魯，朱恒鵬.中國(guó)市場(chǎng)化指數(shù)——各地區(qū)市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程2009年報(bào)告[M].北京：經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社，2009.

[2]江偉，李斌.制度環(huán)境、國(guó)有產(chǎn)權(quán)與銀行差別貸款[J].金融研究，2006（11）：116-126.

[3]余明桂，潘紅波.政府干預(yù)、法治、金融發(fā)展與國(guó)有企業(yè)銀行貸款[J].金融研究，2008（9）：1-22.

[4]Barclay， M. J. and Smith， C.W. Jr. The Maturity Structure of Corporate Debt[J]. Journal of Finance， 1995 （50）： 609- 631.

[5]Demirguc-Kunt， A. and Maksimovic， V. Institutions， Financial Markets， and Firm Debt Maturity[J]. Journal o f Financial Economics， 1999 （54）： 295-336.

[6]Diamond， D.W. Debt Maturity Structure and Liquidity Risk[J]. Quarterly Journal of Economics， 1991 （106）： 709-737.

[7]Fan， J.， Titman. S. and Twite， G. An International Comparison of Capital Structure and Debt Maturity Choices[R]. Working Paper， 2003， from www.ssrn.com.

[8]Brandt， L. and Li， H. Bank Discrimination in Transition Economies： Ideology， Information， or Incentives？[J]. Journal of Comparative Economics， 2003 （31）： 387-413.

[9]Myers， S. C. Determinants of Corporate Borrowing[J].Journal of Financial Economics， 1977 （5）： 147-175.

（責(zé)任編輯：郭麗春）