关于债务期限结构影响因素之研究

摘要：本文对2001至2006年度沪深股市中的575家上市公司债务期限的影响因素进行了研究。结果表明：影响上市公司债务期限的因素主要有流动性风险的一次方、流动性风险的二次方、资产期限、企业规模、财务杠杆、增长期权和边际税率；上市公司的债务融资决策考虑到了其自身的财务风险状况，因而尽管上市公司的债务期限偏短，但却是其理性思索的结果；偏短的债务期限导致上市公司存在着固定资产投资不足的倾向，因此当前应积极发展长期债务市场，努力降低上市公司进行长期债务融资的成本，从而诱使其借入更多的长期债务，以便有更多的长期资金用于其长期资产的投资，最终切实提高其盈利能力的可持续性。

关键词：债务期限结构　影响因素　流动性风险　实证研究

一、引言

长期以来，关于我国上市公司融资结构的研究主要集中于股权结构的研究和资本结构的研究，而对于债务期限结构的研究却鲜有涉及。然而债务期限结构问题同样非常重要，债务融资不仅在我国上市公司的全部资金来源中占有举足轻重的地位，同时债务融资影响企业价值：不同期限的债务，其利息成本不同，不当的债务搭配将使企业多支付利息成本；债务期限影响企业的财务风险；债务期限影响企业的投资行为。不当的债务期限搭配除了可能危及企业自身的财务安全外，还可能危及一国的金融安全。因此，对上市公司债务期限结构问题进行研究是非常有意义的。债务期限结构的研究，国外主要是从20世纪70年代末80年代初开始陆续出现的，并主要集中于债务期限结构的影响因素研究，这其中既包括理论研究也包括实证研究。根据现有的文献，债务期限结构的影响因素理论主要可分为四种：传统的期限匹配理论、现代的成本理论、税收理论和信息不对称理论。与债务期限结构影响因素的理论研究一样，相对于资本结构影响因素的实证研究而言，债务期限结构影响因素的实证研究也是远谈不上丰富的。从这些研究文献可以看出，Bar-clay-Smich是开拓者。1995年Barclay-Smith在美国著名的金融学杂志――《The Journal of Finance》上发表了题为“公司债务的期限结构”一文，从此掀开了这一领域的实证研究。在这些研究中，比较有代表性的除了Barclay-Smith(1995)外，还有Guedes-Opler(1996)等人。这些学者的经验研究表明，期限匹配理论得到了最多经验数据的支持，其次是成本理论和信息不对称理论，而税收理论却只有很少的经验数据支持。相对于国外而言，国内对于债务期限结构的研究比较滞后，至今仍处于起步阶段。肖作平、李孔(2004)、肖作平(2005)等在这方面进行了较早的尝试。然而这些研究存在着重要的缺陷：对债务期限结构影响因素的理论回顾过于简单，一些重要的理论甚至没有提及；现有研究均没有考虑企业流动性风险对债务期限的影响，而根据Diamond(1991)的债务期限结构理论，企业流动性风险应对债务期限具有重要的影响；实证研究结果的分析不够深刻。有鉴于此，本文试图弥补这些缺陷，以期为这一领域的研究提供些许增量。本文的主要贡献体现在：首次对Diamond(1991)的债务期限结构理论进行了实证检验；为企业流动性风险的计量提供了新颖而可行的方法；对实证检验结果的解读较有新意和深度。

二、债务期限结构影响因素的理论概述

(一)期限匹配理论期限匹配理论也称为免疫假设(Immunisation hypothesis)，是指将企业债务的期限与企业资产的期限对应起来。Morris(1976)最早提出了这一理论，认为将资产和债务的期限匹配起来，能够减少由于企业资产产生的现金流可能不足以用来支付利息和投资需要而带来的风险。一方面如果债务期限比资产期限短，则资产也许不能产生足够的现金流来偿还债务；另一方面如果债务期限比资产期限长，则在资产可能已经停止产生收益时还要偿还债务。Hart-Moore(1994)等人也从其他角度说明了这一理论的重要性。

(二)成本理论Myers(1977)认为企业未来的投资机会集类似于“一揽子”增长期权(Growth options)。这些期权的价值取决于公司将来执行的可能性。可能性越小，价值越小，否则反之。由于企业的融资结构由含有较低风险的债务和较高风险的即权益组成，因此承担盈利项目获得的收益将在债权人和股东之间进行分配。当债权人分享了盈利项目的大部分收益，以至于股东未能获得最低的正常收益时，股东有可能会放弃净现值为正的项目，从而使企业发生投资不足行为。为了减缓投资不足行为，Myers认为，企业可缩短债务期限，或者借人较短的短期债务。因此，根据Myers的理论，企业债务期限与其增长期权呈负向关系。Jensen(1986)认为，当企业拥有较多的自由现金流时，企业管理者易产生将这部分自由现金投资于一些净现值为负的新项目上的动机，即过度投资的动机。显然这类项目的投资有损于股东利益，但这类项目的投资却扩大了企业的规模。而当企业规模扩大时，管理者可以获得更多的现金与非现金收益。为了抑制管理者的过度投资的动机，企业可以采取增加短期负债的办法。一方面短期负债有利于经常性地削减企业的现金收益，从而经常性地减少自由现金流；另一方面短期负债还增加了发生企业财务危机的可能性，这将激励管理者作出更有效的投资决策，也就是更有效地使用企业资金。因此，根据Jenson的观点，易发生过度投资行为的企业应拥有较多的短期债务。Smith-Warner(1979)认为，小企业通常比大企业面临更多的增长机会，因此小企业的股东与债权人之间更容易发生利益上的冲突，债务融资的成本更高。因此通常认为，债务期限与企业规模呈正向关系。Smith(1986)认为，受到管制的行业中的企业管理者比没有受到管制的行业中的企业管理者，对于未来的投资决策，有较少的自由支配权。企业管理中，管理者自由支配权的减少降低了长期债务产生的不良动机后果，也就降低了债务的成本。因此，行业对债务期限有一定的影响。

(三)税收理论Scholes-Wolfson(1992)基于不同企业面临的边际税率不同提出了税收的客户理论(Clientele argument)。该理论认为，尽管每个企业都知道短期债务的不断展期或多次发行的交易成本很高，但仍然只有部分企业能够发行长期债务，而这部分企业就是边际税率较高的企业。原因是边际税率较高的企业发行长期债务能够获得很高的税盾收益，而边际税率较低的企业所能获得的税盾收益却较少，发行长期债务会让其面临过高的风险。因此，Scholes-Wolfson认为债务期限与企业的边际税率之间呈正向关系。Kane etal(1985)和Sarkar(1999)证明了在存在税收的条件下，最优的债务期限与企业价值波动性呈负相关关系。原因是企业价值波动性低避免了企业由于担心可能发生的破产成本而频繁地对其资本结构进行调整，这样企业就会倾向于发行长期债务而不是短期债务。换言之，任何其价值波动性高的企业都将由于对资本结构的关注而定期地发行短期债务。

(四)信息不对称理论Flannery(1986)与Kale-Noe(1990)的观点类似，认为企业发行债务的期限取决于信息不对称程度对不同期限债务定价的影响。由于长期债务的定价比短期债务对企业价值的变化更敏感，因此长期债务被错误定价的程度更严重。如果债务市场无法识别高质量和低质量的企业，则价值被低估的高质量企业将会发行数量较少的、价格被低估的短期债务。相反，价值被高估的低质量企业将发行数量较多的、价格被高估的长期债务。然而，理性的投资者在对企业的风险债务定价时考虑到了企业的这些动机。因此，在市场处于分离均衡时，高质量的企业将发行更多的短期债务，低质量的企业将发行更多的长期债务，即债务期限与企业质量呈负向关系。Diamond(1991)认为，关于项目未来盈利情况拥有好的私人信息的企业希望借入短期债务。一方面质量最好的企业其投资项目被清算的可能性最低，管理者的非金钱利益因清算而过早丧失的可能性也最低；另一方面有很大的可能性需要再融资，而在再融资时有机会显示自己是低风险，从而可以继续支付较低甚至更低的利率。相反，关于项目未来盈利拥有坏的私人信息的企业希望借入长期债务。因为当它们需要再融资时，不得不披露自己是高风险，从而必须支付相对较高的利率，甚至被拒绝融资；质量最差企业的投资项目很有可能在项目实施途中被迫清算，管理者的非金钱私人利益也会因清算而过早丧失。但由于投资者预测到此类企业的存在着严重的道德风险和逆向选择问题，因此这类企业最终会被驱逐出长期债务市场，只能发行短期债务。这样，市场上最终发行长期债务的是质量适中的企业。因此，Diamond认为债务契约是企业流动性风险的非单调函数：在所有其他条件相同的情况下，风险最低和风险最高的企业都拥有较多的短期债务，而风险适度的企业则拥有更多的长期债务，也即公司的债务期限与其流动性风险呈反向的“u”形曲线关系。

三、研究设计

(一)样本选择本文选择2002年12月31日前在沪深两地上市的1034家A股公司作为样本，研究窗口为2003至2006年。由于研究的需要，对1034家初始样本必须进行适当的口帝选。由于债务期限结构的实证研究通常是基于生存状况正常的公司，而sT或*ST公司的生存状况显然已发生异常，因此剔除了截止2007年4月31日前所有带有ST或*ST标志的公司；与大多数融资结构的实证研究一样，本文的研究不包括金融、保险业，因为这类行业主要就是依靠不同期限的债务来进行牟利，其债务期限的确定有其独特的理论依据，与其他行业的债务期限不具可比性；剔除在任一年中所得税为负或零的公司与税前利润为负以及少数边际税率大于l的公司；剔除公司数只有3家的传播与文化产业和公司数只有1家的木材家具业。经过这样的筛选之后，本文最终得到的固定样本为575家，分布于19个行业门类和次类，共2300个观测样本。研究中所用数据主要来自于Wind资讯数据库，部分缺失数据来自于上市公司年报。

(二)变量设计本文分别对被解释变量、解释变量及控制变量进行了设计。

(1)被解释变量的设计――债务期限的计量。对于债务期限的计量，不同的学者采取了不同的方法。Barclay-Smith(1995)用的是三年以上的长期债务占全部债务的比例；Guedes-Opler(1996)用的是新发行债务的期限；Stohs-Mauer(1996)用的是企业各种类型债务期限的加权平均值；Ozkan(2000)、Heyman etal.(2003)等人用的是一年以上的债务占全部债务的比例。从理论上讲，Stohs-Mauer(1996)的做法最为科学，但他们的做法需要非常详尽的资料，因此更多的研究者采取了Ozkan(2000)等人的方法。相对于国外来讲，我国上市公司对债务信息的披露要简略得多，这就使得我们只能采用Ozkan(2000)等人的做法，即利用企业一年以上的长期债务占全部债务的比例来度量债务期限，并用符号DM表示。

(2)解释变量的设计。解释变量主要有以下方面：

一是与期限匹配理论有关的变量。与期限匹配理论有关的变量是资产期限。对于资产期限的计量，国外不少学者都是在吸收Stohs-Mauer(1996)的思想(即假设企业的固定资产采用直线折旧法)后，采取类似Ozkan(2000)的简化方法，即直接用固定资产净值与当年折旧的比例来表示，而不考虑流动资产的期限，或者说将流动资产的期限视为0。本文也采取这种方法，并用符号AM来表示资产期限。根据期限匹配理论，DM与AM呈正向关系。

二是与成本有关的变量。增长期权。对于增长期权的计量，国外常用的是托宾Q。根据沈洪涛等(2003)的观点，对于我国上市公司而言，托宾Q不是衡量其增长期权的一个较好的指标，建议采用公司当年销售净额的增长率(该指标用主营业务收入来代替)来度量上市公司的增长期权，但上市公司主营业务收入的波动性较大，在本文考察的四个年度，每年均有300家以上的公司其主营业务收入的增长率为负，而这些公司在其他年份的增长率有时又为正，因此用当年主营业务收入的增长率来表示增长期权事实上并不是最优的指标。考虑到无形资产能够为公司带来超额利润，这种超额利润带有不确定性，因此无形资产在很大程度上代表了公司未来的发展机会。特别是随着科技进步以及市场竞争的加剧，企业的无形资产越来越重要，所拥有的无形资产比例越高其发展机会往往也就越多。因此，本文用无形资产占总资产的比重来计量公司未来的增长期权，并用符号GROWTH来表示。根据Myers(1977)的理论，DM与GROWTH呈反向关系。Jensen(1986)的理论表明，自由现金流量应该影响企业的债务期限，然而现有的实证研究文献均未对这一理论进行检验，这也许是因为上述结论并未被Jensen明确表达，而只是后来者根据其理论得出的推论。考虑到这一理论本身的重要性以及对其进行检验并不是很困难，因此本文拟对这一理论进行检验。由于Jensen(1986)定义的自由现金流量无法从财务报表上直接推算出来，因此在实证研究中研究者通常是借用其他现金流量的概念来代替，如Lehn-Poulson(1989)等人用“(净利润+当年折旧一优先股股利一普通股股利)/普通股权益的市场价值”来代替，Lang-Stulz-Walkling(1991)等人用“(净利润+当年折旧一优先股股利一普通股股利)/总资产的账面价值”来代替(除以普通股权益的市场价值或总资产的账面价值是对“净利润+当年折旧一优先股股利一普通股股利”进行单位化或标准化处理)。国内研究者主要是用“经营活动产生的现金流量净额/总资产的账面价值”来计量自由现金流量，如周立(2002)，童盼、陆正飞(2005)等，但也有研究者采用的是L-S-W(1991)的方法，如沈洪涛等(2003)。本文也用L-S-W来计量自由现金流量，并用符号CASHFLOW。根据Jensen(1986)的理论，DM与CASHFLOW呈反向关系。对于企业规模的计量，国外学者有用企业资产市场价值的自然对数来表示(如Barclay-Smith(1995)等人)，也有用企业资产账面价值的自然对数来表

示，如Heyman et al.(2003)等人。考虑到上市公司非流通股的存在以及国内学者主要用企业资产账面价值的自然对数来衡量企业规模，因此本文采用Heyman et al.等人的方法，即用企业资产账面价值的自然对数来表示。企业规模用符号SIZE来表示，根据成本理论，DM与SIZE呈正向关系。行业分类标准采用中国证券监督管理委员会于2001年对外正式的《上市公司行业分类指引》，并主要集中于13个行业门类和制造业的10个次类。之所以未选择大类和中类，是因为按照大类和种类划分行业数量太多，而每个大类中的公司数量太少，中类中的公司数量更少。选择次类是因为制造业作为一个行业门类其所含公司数太多，因此将其进一步按次类进行分类后与其他行业门类并在一起再进行分析。行业属性用符号INDUSTRYj来表示，j代表某一行业。当公司属于某一行业j时，INDUSTR Yj＝1；否则。INDUSTRYj=0。具体说明见(表1)。比，也即平均税率来代替。边际税率用符号MTR来表示，根据Kane et al.(1985)等人的税收理论，DM与MTR呈正向关系。企业价值的波动性。对于企业价值的波动性的计量本文采用Antoniou et al(2005)的方法，即利用每年企业利息、税收和折旧前利润(即EBITD)的变化率与全部年度变化率的平均值之差的绝对值来表示。由于公司年报的利润表中没有将利息费用单列，而是包含在财务费用中，并且利息费用通常也是公司主要的财务费用，因此用“净利润+所得税+当年折旧+财务费用”来计算EBITD。企业价值的波动性用符号VAR来表示，根据Kane et al(1985)等人的税收理论，DM与VAR呈正向关系。

四是与信息不对称理论有关的变量。企业质量。对于企业质量的计量本文采用Barclay-Smith(1995)等多数学者的方法，即用企业未来的非正常收益，也即企业次年的每股收益与当年的每股收益之差除以当年的股价来表示。企业质量用符号QUALITY来表示，根据Flannery(1986)与Kale-Noe(1990)的信息不对称理论，DM与QUALITY呈反向关系。流动性风险。根据Diamond(1991)的理论，对于流动性风险的计量最好的指标是企业的信用等级，但由于我国上市公司的信用等级是一个很难获得的资料，因此本文采用Scherr-Hulburt(2001)的方法，即利用Ahman(1968)的z值来衡量企业的流动性风险，z值越大说明企业的流动性风险越小，z值越小说明企业的流动性风险越大。此外，为了捕捉企业流动性风险与债务期限的非线性关系，本文也采用Scherr-Hulburt的做法，即用Z*IZI来表示流动性风险的二次方，之所以未用z2来表示是因为z值可能为负，为了保留这一特性，做了这样的处理。

Altman(1968)的z计分模型结构如下：Z=0.012 X1+0.014 X2+0.033 X3+0.006X4+0.999 X5

其中，XI=营运资本/总资产，X2=留存收益/总资产，X3=息税前利润/总资产，X4=权益市场价值/债务账面价值，X5=销售收入/总资产。在具体计算时，上述模型中的营运资本用流动资产与流动负债之差来计算。留存收益用盈余公积金与未分配利润之和来计算。息税前利润用净利润与所得税和财务费用之和来代替，权益市场价值用流通股的市场价值与非流通股的账面价值之和来计算。流通股的市场价值以年末收盘价与流通股股数相乘计算，非流通股的账面价值以年末每股净资产与非流通股股数相乘计算得到。销售收入用主营业务收入来代替。流动性风险用符号LIQUIDITY来表示，并且LIQUIDITY=Z，LIQUIDITYZ=Z*Z。根据Diamond(1991)的流动性风险理论，DM与LIQUIDITY呈正向关系，与LIQUIDITV呈反向关系。

(3)控制变量。控制变量除了前面的行业属性外，本文设计的另一控制变量是上市公司的财务杠杆。首先，Myers(1977)认为，源于股东和债权人之间的冲突可以通过四种方法解决：在企业的资本结构中减少债务数量；在企业的债务契约中附加约束性条款；将债务的期限与资产的期限对应起来；缩短企业债务的期限。可见，缩短企业的债务期限只是其中比较便利的方法，因此为了考察增长期权对债务期限的影响应控制企业的财务杠杆。其次，Diamond(1991)的流动性风险理论推导本身就是以企业的财务杠杆不变为假设前提的。设想一个信用等级居中的企业，如果其财务杠杆水平很低，则其几乎不会有什么流动性风险，因此在其他条件不变的情况下，这类企业没有动力去延长债务期限，或者发行长期债务。由于在企业财务杠杆增加的情况下，企业的流动性风险增加，因此在其他条件相同的情况下，企业有动力通过延长债务期限来抵御流动性风险的增加，这就意味着债务期限与财务杠杆呈正向关系。此外，根据Myers(1977)的观点，由于企业既可通过降低财务杠杆来降低成本，也可通过缩短债务期限来降低成本，因此这也意味着债务期限与财务杠杆呈正向关系。财务杠杆用符号LEVERAGE来表示。根据上面的分析，DM与LEVERAGE呈正向关系。

(三)回归方法选择考虑到涉及的自变量较多，而这些变量都是通过定性分析得到的，是否确实对因变量有显著影响并不知道，这就存在着如何挑选出对因变量有显著影响的自变量问题。从理论上讲，n个自变量的所有可能子集构成了2n-1个回归方程，对2n-1个回归方程都计算出相应变量的统计量，通过这些统计量的比较，就可选出“最优”的回归方程。当可供选择的自变量较少时，这样做是可行的。但本文模型中的自变量多达10个(在不包含行业哑变量的条件下)，要求列出所有可能的回归方程显然是非常困难的。根据现有的建立多元线性回归模型的三种方法：向前回归法、向后回归法、逐步回归法，本文选用最受推崇的逐步回归法。

四、回归检验结果

(表2)是利用四年平均数据进行回归运算得到的结果，其中模型l与模型2的区别是前者不包含行业控制变量，后者包含行业控制变量。由(表2)中的t检验值一栏和显著性水平一栏，利用两类模型进行的回归运算，最终得到的解释变量其显著性水平均在0.01以上。从统计角度来讲，最终留在模型中的这些解释变量的确对公司的债务期限选择具有显著的影响。因此，可以据此判断影响上市公司债务期限的因素究竟有哪些，以及相互是如何影响的。(表2)中有两组回归系数，第一组是未标准化的回归系数，第二组是标准化的回归系数。在国内众多的关于公司财务的实证研究文献中，学者在利用多元线性回归方程的时候，通常只给出未标准化的回归系数。通过未标准化的回归系数，可以判断各解释变量对因变量的影响方向，如果研究的问题只限于此，则这样做就足够了。但如果

还要考察各解释变量对因变量的影响大小，则还只是根据未标准化的系数就不正确。因此，必须根据标准化的系数来判断或比较各解释变量对因变量的影响大小。由(表2)的回归结果可以看出，在全部的四个回归模型中，与成本理论有关的自由现金流量变量(CASHFLOW)和税收理论有关的企业价值的波动性(VAR)、以及和信息不对称有关的企业质量(QUALI-TY)均未进入模型，这表明变量对上市公司的债务期限结构没有影响。

由(表2)的回归结果还可以看出，在全部的四个回归模型中，与期限匹配理论有关的资产期限变量(AM)，与成本理论有关的增长期权变量(GROWTH)、企业规模变量(SIZE)，与税收理论有关的边际税率(MTR)，与信息不对称理论有关的流动性风险变量(包括LIQUIDITY和LIQUIDITY2)，以及控制变量财务杠杆(LEVERAGE)等7个变量均进入了模型，这就可以肯定这些变量对上市公司的债务期限结构具有影响。此外，由(表2)回归结果中的标准化的系数一栏可以看出，在全部的回归模型中，这7个变量对债务期限的影响力度的大小顺序始终是不变的，从大到小依次是流动性风险的一次方、流动性风险的二次方、资产期限、企业规模、财务杠杆、增长期权和边际税率。由于和期限匹配理论有关的变量只有一个，并且AM的符号为正，与预期一致，这意味着期限匹配理论对于可以用来部分解释上市公司的债务期限结构。利用公司无形资产占总资产的比重来计量的增长期权变量(GROWTH)，其符号为正，与预期相反。表明无形资产比重对公司的债务期限具有正向的影响作用，即无形资产比重越高的公司，其债务期限越长，长期债务所占比重越大。无形资产比重与债务期限呈正向关系可能是因为两方面的原因，一方面是由于无形资产较多的公司通常意味着其未来发展机会较多，这对于公司来讲需要借入长期债务以对未来做长远规划，而对银行或其他贷款单位来讲也愿意为这些具有良好发展前景的公司提供长期债务融资；另一方面是无形资产在公司的财务报表中是作为长期资产列示的，其为公司带来效益的过程通常也是长期的，根据收益与支出相匹配的原则，公司倾向于利用长期债务为其进行融资。企业规模变量(SIZE)的符号为正，与预期一致，表明规模更大的公司借入更多的长期债务，肯定了成本理论。边际税率的符号为负，与预期相符，表明边际税率较高的公司，其债务期限相对较短，支持了税收理论。流动性风险变量的一次方(LIQUIDITY)和二次方(LIQUIDITY2)虽然都进入了模型，但其符号均与预期相反，即公司的债务期限与其流动性风险不呈反向的“u”形曲线关系，而是呈正向的“u”形曲线关系，也即流动性风险较低和较高的公司其债务期限都较长，拥有较高比重的长期债务；而流动性风险适中的公司其债务期限较短，拥有较高比重的短期债务。这否定了Diamond(1991)的理论。由于和信息不对称理论有关的另一个变量――企业质量(QUALITY)在模型中未出现，意味着信息不对称理论对我国的上市公司是不适用的。然而，由于流动性风险变量的一次方和二次方在模型中出现，且其符号前者为负后者为正，这种现象的出现令人深思。联系Flannery(1986)和Kale-Noe(1990)的信息不对称理论以及Diamond(1991)的信息不对称理论可以发现，尽管前者和后者分析的角度不尽相同，但都强调由于市场不能正确识别企业的质量，因此，企业利用债务期限的选择向市场传递其质量。然而根据本文的实证研究结果，代表企业质量的变量(QUAHTY)未能进入模型，这意味着上市公司并不利用债务期限的选择来向市场传递其质量，即高质量的上市公司(或者流动性风险较低的公司)没有通过借入更多的短期债务来向市场表明其质量，因此Diamond(1991)的理论不成立也就不足为奇了。上市公司不利用债务期限向债务市场传递其质量，一方面是因为可以通过其他的方式向债务市场传递其质量，另一方面是因为我国主要是银行主导型融资，很多上市公司都有其关系银行，这些关系银行对公司的质量以及流动性风险比较清楚。在这样的情形下，流动性风险较低的公司自己没有必要刻意借入短期债务，又由于长期债务的风险通常要高于短期债务，因此银行也非常乐意向这类公司提供长期债务融资；而流动性风险较高的公司为了避免其流动性风险进一步恶化将竭尽全力借入长期债务，考虑到上市公司的绝大多数都是由国家直接或间接控股，对于这些有可能陷入流动性危机的公司，作为大股东的国家是不可能袖手旁观的，必定会出面干涉同样由其独有或控股的银行贷款行为，从而使得流动性风险较高的公司最终获得长期贷款。因此，最后借入较多短期债务的只能是流动性居中的公司，这使得上市公司的债务期限与其流动性风险呈正向的“u”形曲线关系。

控制变量财务杠杆(LEVERAGE)的符号为正，与预期一致，这表明总债务在总资产中占有较高比重的公司，其长期债务在总债务中所占比重也较高。对于那些债务期限较短的公司，通过降低债务总量来控制财务风险；或者对于那些债务总量较高的公司，通过延长债务期限来降低财务风险。债务期限与财务杠杆的负向关系表明，总体上上市公司的债务融资决策考虑到了其自身的财务风险状况，是理性思索的结果。在与样本公司相关的全部18个行业哑变量中，只有5个行业哑变量显著。由于18个行业哑变量不包括综合类行业，因此意味着19个行业中，有14个行业的债务期限没有显著差异，债务期限都类似于综合类行业。这表明上市公司行业债务期限的差异缺乏普遍性。此外，由(表2)的回归结果可以看出，行业哑变量的标准化系数均在0.2以下，这与非行业变量的标准化系数大多数在0.2以上形成了鲜明的对照，说明即使对于这些行业特征表现很明显的公司，其债务期限的确定也主要是受公司自身状况的影响。

五、研究结论

本文利用我国上市公司的有关数据对国外现行的四种债务结构理论进行了详细的检验，研究发现：债务期限结构的期限匹配理论得到了最有力的支持，成本理论基本未获得支持，信息不对称理论没有获得任何支持，税收理论获得了较弱的支持。表明除了期限匹配理论外，其余理论对于解释我国上市公司的债务期限结构似乎并没有多大作用。然而，并不能因此否认这些理论的意义，因为这些理论毕竟为人们理解上市公司的债务期限特征提供了丰富的视角。而且更重要的是，根据这些理论设计的债务期限的解释变量，虽然其中一些变量的符号与理论预期不一致，但由于其在模型中是高度显著的，并且其总体解释能力也并不比国外学者得到的结果差.因此这些解释变量仍然是有用的，至少能够部分解释上市公司债务期限决策行为。根据本文实证研究得到的结果，影响上市公司债务期限结构的因素主要有(按照对债务期限的影响力从大到小进行排序)：流动性风险的一次方、流动性风险的二次方、资产期限、企业规模、财务杠杆、增长期权和边际税率，这些因素对上市公司债务期限的总体解释能力高达38％。此外，根据本文的研究还可以得到结论：一是尽管上市公司的债务期限偏短，但由于债务期限与财务杠杆呈负向关系，并且流动性风险是所有因素中影响最大的，表明总体上上市公司的债务融资决策考虑到了其自身的财务风险状况，从而可以说是其理性思索的结果。二是添加了行业变量的模型的确比未添加行业变量的模型解释能力强，表明行业对公司的债务期限结构的确具有影响；但由于Adj-R2只增加了0.05，表明行业对债务期限结构的影响力度很小，相对于行业属性而言，公司自身的其他因素更为重要。需要指出的是，从研究结果中发现，上市公司的债务期限与其资产期限是呈显著正向关系的，而上市公司的短期债务普遍偏高，这意味着上市公司的固定资产普遍较少，也意味着上市公司存在着固定资产投资不足的倾向，而这对整个国民经济的长远发展显然是不利的。因此，从整个国民经济可持续增长的角度来讲，当前应积极发展长期债务市场――这既包括银行长期借款市场，也包括企业债券市场；努力降低上市公司进行长期债务融资的成本，从而诱使其借入更多的长期债务，以便有更多的长期资金用于其长期资产的投资，从而切实提高其盈利能力的可持续性。