商业信用是企业在市场经济环境运行中为加快商品周转而经常运用的手段，它一方面为购销双方主体解决了资金瓶颈问题，另一方面也带来了大量的债务纠纷。债务人到期无法按既定条件偿还债务不仅会给债权人带来损失，而且也会给自己的商业信誉造成不利影响。所以，债权债务双方可以选择一种较为经济的解决债务纠纷的方法，即债务重组。
债务重组，是指在债务人发生财务困难的情况下，债权人按照其与债务人达成的协议或者法院的裁定做出让步的事项。为规范债务重组的确认、计量和相关信息的披露，财政部根据《企业会计准则——基本准则》于1998年制定了《企业会计准则——债务重组》，并于2001年进行了修订；2006年2月财政部在制定新的准则体系中，对该准则再次进行了修订，了《企业会计准则12号——债务重组》（下称新准则）。本文针对新准则的主要内容及其与旧准则的差异进行了分析。
一、新准则的主要内容
新准则由总则、债务人的会计处理、债权人的会计处理和披露共四章组成。主要内容如下：
1.债务重组的方式
债务重组的方式主要包括:(1)以资产清偿债务;(2)将债务转为资本;(3)修改其他债务条件，如减少债务本金、降低利率、免去应付未付的利息、延长偿还期限等（不包括上述1、2两种方式）;(4)以上三种方式的组合（指采用以上三种方式共同清偿债务的债务重组形式）。
2.债务人的会计处理
(1)以现金清偿债务的，债务人应当将重组债务的账面价值与实际支付现金之间的差额，计入当期损益。
(2)以非现金资产清偿债务的，债务人应当将重组债务的账面价值与转让的非现金资产公允价值之间的差额，计入当期损益。
(3)转让的非现金资产公允价值与其账面价值之间的差额，计入当期损益。
(4)将债务转为资本的，债务人应当将债权人因放弃债权而享有股份的面值总额确认为股本(或者实收资本），股份的公允价值总额与股本(或者实收资本)之间的差额确认为资本公积。重组债务的账面价值与股份的公允价值总额之间的差额,计入当期损益。
(5)修改其他债务条件的，债务人应当将修改其他债务条件后债务的公允价值作为重组后债务的入账价值。重组债务的账面价值与重组后债务的入账价值之间的差额，计入当期损益。
(6)债务重组以现金清偿债务、非现金资产清偿债务、债务转为资本、修改其他债务条件等方式的组合进行的，债务人应当依次以支付的现金、转让的非现金资产公允价值、债权人享有股份的公允价值冲减重组债务的账面价值，再按照修改其他债务条件的规定进行处理。
3.债权人的会计处理。
(1)以现金清偿债务的，债权人应当将重组债权的账面余额与收到的现金之间的差额，计入当期损益。债权人已对债权计提减值准备的，应当先将该差额冲减减值准备，减值准备不足以冲减的部分，计入当期损益。
(2)以非现金资产清偿债务的，债权人应当对受让的非现金资产按其公允价值入账，重组债权的账面余额与受让的非现金资产的公允价值之间的差额，确认为债务重组损失计入营业外支出。重组债权已经计提了减值准备的，应当先将上述差额冲减减值准备，以冲减后的余额，计入营业外支出。
(3)债务转为资本方式的，债权人应当将享有股份的公允价值确认为对债务人的投资，重组债权的账面余额与股份的公允价值之间的差额，确认为债务重组损失计入营业外支出。重组债权已经计提了减值准备的，应当先将上述差额冲减减值准备，以冲减后的余额，计入营业外支出。
(4)修改其他债务条件的，债权人应当将修改其他债务条件后的债权的公允价值作为重组后债权的账面价值，重组债权的账面余额与重组后债权的账面价值之间的差额确认为债务重组损失计入营业外支出。重组债权已经计提了减值准备的，应当先将上述差额冲减减值准备，以冲减后的余额，计入营业外支出。
(5)债务重组采用以现金清偿债务、非现金资产清偿债务、债务转为资本、修改其他债务条件等方式的组合进行的，债权人应当依次以收到的现金、接受的非现金资产公允价值、债权人享有股份的公允价值冲减重组债权的账面余额，再按照修改其他债务条件方式的规定处理。
4.有关披露
债务人应当在附注中披露与债务重组有关的下列信息：
(1)债务重组方式。
(2)确认的债务重组利得总额。
(3)将债务转为资本所导致的股本（或者实收资本）增加额。
(4)或有应付金额。
(5)债务重组中转让的非现金资产的公允价值、由债务转成的股份的公允价值和修改其他债务条件后债务的公允价值的确定方法及依据。
债权人应当在附注中披露有关债务重组的下列信息：
(1)债务重组方式。
(2)确认的债务重组损失总额。
(3)债权转为股份所导致的投资增加额及该投资占债务人股份总额的比例。
(4)或有应收金额。
(5)债务重组中受让的非现金资产的公允价值、由债权转成的股份的公允价值和修改其他债务条件后债权的公允价值的确定方法及依据。
二、新旧会计准则差异比较
1.新旧准则的定义不同
旧准则的债务重组定义为“债权人按照其与债务人达成的协议或法院的裁决同意债务人修改债务条件的事项”，它表明，不论哪种债务重组形式，只要是修改了原定债务条件的事项，包括修改债务的金额和偿还时间，均作为债务重组。所以旧准则中的债务重组既包括债务人处于财务困难条件下的债务重组，也包括债务人不处于财务困难条件下的债务重组。
新准则强调了债务人处于财务困难的前提条件，并突出了债权人做出了让步的实质条件。这样，排除了债务人不处于财务困难条件下的、处于清算或改组时的债务重组，以及虽修改了债务条件，但实质上债权人并未做出让步的债务重组事项，如在债务人发生困难时，债权人同意债务人用库存商品抵偿到期债务，但不调整偿还金额和时间，实质上债权人并未做出让步，则不属于债务重组。
2.新旧准则中债务重组方式的变化
新准则中将旧准则中“以低于债务账面价值的现金清偿债务”和“以非现金资产清偿债务”方式合为“以资产清偿债务”方式，这虽不属实质的变化，但新准则的表述更为简洁易懂。
3.新旧准则中会计处理的不同
新准则将原先因债权人让步而导致债务人豁免或者少偿还的负债计入资本公积的做法，改为将债务重组收益计入营业外收入；对于非现金资产抵债业务，引进公允价值作为计量基础。现举例说明新旧准则中会计处理的差异。
例：2005年2月10日，顺达公司销售一批材料给天意公司，同时收到天意公司签发并承兑的一张面值100000元、年利率7%、6个月期、到期还本付息的票据。当年8月10日，天意公司发生财务困难，无法兑现票据，经双方协议，顺达公司同意天意公司用一台设备抵偿该应收票据。这台设备的历史成本为120000元，累计折旧为30000元，评估确认的原价120000元，评估确认的净价95000元，天意公司发生的评估费1000元，对此固定资产提取减值准备9000元。顺达公司未对债权计提坏账准备（假定不考虑其他相关税费）。超级秘书网
解析:债务人天意公司按新准则会计处理如下（单位：元）：
借:固定资产清理81000
累计折旧30000
固定资产减值准备9000
贷：固定资产120000
借：固定资产清理1000
贷：银行存款1000
“固定资产清理”科目余额=81000+1000=82000（元）
债务重组收益=应付票据账面价值（面值+利息）—转让设备公允价值=103500—95000=8500（元转让设备收益=设备公允价值95000—评估费1000—设备账面价值（120000—30000-9000）=13000（元）
借:应付票据103500
贷:固定资产清理82000
营业外收入——债务重组收益8500
营业外收入——处置固定资产净收益13000
债务人天意公司按旧准则会计处理如下（单位：元）：
资本公积=应付票据账面价值（面值+利息）103500—评估费1000—设备账面价值（120000—30000-9000）=21500（元）
借:应付票据103500
贷:固定资产清理82000
资本公积—其他资本公积21500
由此可见，新准则的处理比旧准则多确认收益21500元（8500+13000），从而使当期利润增加21500元。
债权人顺达公司按新准则会计处理如下（单位：元）：
借:固定资产95000
营业外支出——债务重组损失8500
贷：应收票据103500
债权人顺达公司按旧准则会计处理如下（单位：元）：
借:固定资产103500
贷：应收票据103500
由此可见，新准则的处理比旧准则多确认损失8500元，从而使当期利润减少8500元。
三、执行新会计准则对企业财务状况影响分析
综上所述，由于新准则与旧准则最大的差异是采用公允价值计量，以及将产生的债务重组收益计入当期损益（原准则计人资本公积），所以执行新准则后，进行债务重组将增加债务人当期利润、减少债权人当期利润。
参考文献:
[1]财政部:《企业会计准则》．经济科学出版社，2006
[关键词]债务期限结构 影响因素 综述
一、引 言
债务期限结构是指短期债务和长期债务在企业债务融资中所占的比例结构。鉴于短期债务和长期债务在公司治理中所起作用以及对企业价值影响的不尽相同，债务期限结构反映出企业债务融资的许多基本问题，也构成了债务融资研究的重要组成部分。近几十年，国内外一些经济学家围绕债务期限结构问题从理论上进行了广泛而深入的研究，形成了债务期限结构方面不同的相关理论。
关于债务期限结构的理论文献最早可以追溯到1974年Merton在《金融杂志》第29期上发表的论文“公司债务的定价：利率结构的风险”。在假设资本市场是完美的严格假设条件下，给出了债务期限结构与公司价值无关的结论。随后，有关债务期限结构理论研究集中在放松严格假设和调查债务期限结构相关性问题，如成本、信息不对称和税收等。总体看来，解释债务期限结构选择的现有理论可以归为四类：成本理论、信号传递理论、税收理论和期限匹配理论。有关债务期限结构选择的实证研究始于20世纪90年代中期并逐渐成为公司金融研究的热点问题。近年来，国内部分学者也对债权期限结构选择进行了理论和实证研究，如杨兴全、郑军(2004), 袁卫秋(2004, 2005)，肖作平、李孔(2004)等人。相对于国外的研究，国内学者对债务期限结构的研究起步较晚，研究较少。有鉴于此，笔者在回顾国外文献的基础上，尽量兼顾国内的研究。在此基础上，将涉及到债务期限结构影响因素的文献加以归纳，总结出了可能影响公司债务期限结构的三大类相关因素：行业因素、公司特征因素和公司治理结构因素。
二、影响债务期限结构的因素
1.行业因素
战略公司财务理论认为，产品竞争、公司的行业特性、产品生命周期等行业因素与公司的资本结构进而债务期限结构有着强烈的互动关系。企业所处的行业特性不同，其所具有的债务结构也存在不同。某些行业，如建筑业，其生产周期较长，所需的长期资金较多，于是需要较多的长期负债；而商品流通行业，存货和应收账款等流动资产较多，所以，短期负债占较大比例更为适宜。Smith(1986)认为管制行业（如公共事业公司)的管理者较非管制行业的管理者对未来投资决策具有较少的自由度。这一管理者自由度的减少降低了长期债务的逆向激励效应，因此，与非管制行业相比，管制行业的长期债务比例相对较高。根据Flannery(1986)的研究，金融公司的信息不对称性比工业企业严重。结果，金融公司比工业企业发行期限更短的债务，管制公司比工业企业发行期限更长的债务。Barnea, Haugen和Senber(1980)认为，由于投资者对金融公司的资产评估较难，这些公司资产替代效应发生的概率较高，因此公司应该选择短期债务融资来减少股东进行过度风险的激励。
从国外经验研究的结果看， Scherr和Hulburt (2001)、Elvasiani, Guo和Tang (2002)、Barclay, Marx和Smith(2003)的经验研究都发现行业因素显著影响公司债务期限结构选择。国内学者大都也发现行业对债务期限结构有重要影响(肖作平，2006；陈文浩和任娟华，2007)。
2.公司特征因素
(1)与成本理论相关的影响因素
①成长机会
Myers（1977）认为，如果债务期限在增长期权到期之前结束，则短期债务能够减轻投资不足问题，因为这给了贷款者和公司重新签订契约的机会。因此，在公司的投资机会集中，拥有较多增长期权的公司应使用期限较短的债务。Barnea et al.(1980)等认为，公司未来投资机会越多，负债融资产生资产替代与投资不足的概率越大，使用较多的短期债务能够有效抑制股东的资产替代行为。这是因为短期负债的价格对公司资产风险变动较敏感。拥有大量的未来投资机会的增长型公司应选择较多的短期负债融资。大多数实证研究表明公司成长机会与债务期限结构负相关（Smith, 1995；Guedes和Opler, 1996；肖作平和李孔，2004）。
②自由现金流量
Jensen（1986)认为债务能减少自由现金流量的成本。债务的控制作用在于降低管理者所能控制的自由现金流量，从而保证管理者行为符合股东目标，进而降低成本。Jensen(1986)进一步认为，当管理者存在着利用公司自由现金流收益从事获得非金钱私人利益的过度投资道德风险行为时，短期债务融资有利于削减公司的自由现金流量，并通过破产的可能性，增加管理者的经营激励。Hart和Moore(1995)认为，短期债务融资契约的治理效应主要体现在对公司的清算与约束管理者对自由现金流量的随意决定权方面。因此，具有大量自由现金流量的公司应发行更多的短期债务，债务期限结构与自由现金流量负相关。
③公司规模
一般说来，大公司的信息不对称问题与问题相对较低，其所拥有的有形资产也较多，因此，大公司较容易接触长期债务市场。另一方面，由于大公司通常需要较多的剩余资金，因此，大公司也倾向于发行长期债务(Fama和Jensen, 1983; Jalilvand和Harris, 1984)。对于小公司而言，通常只能发行短期债务，这一方面是因为，小公司在市场竞争中失败的概率较高；另一方面是由于小公司中管理者通常持有较高比例的股份，因此小公司中股东与债权人之间的问题（如风险转移、求偿权稀释等）更为严重。为了控制两方面的贷款风险，债权人不得不缩短债务期限(Michaelas et al. 1999; Titman和Wessel, 1988)。因此，通常认为，债务期限与公司规模正相关。Barclay和Smith(1995），Guedes和Opler(1996) , Stohs和Mauer(1996)，肖作平和李孔（2004）证实了上述理论预测。
(2)与信号传递理论相关的影响因素
①公司质量
关于企业质量对于债务期限结构的影响，不同的学者所持的观点是不同的。Flannery (1986) ，Kale 和 Noe (1990)认为，当公司具有关于其前景的私有信息时，其所有的证券将被错误定价。然而，长期债务被错误定价的程度大于短期债务。如果债务市场不能辨别公司质量的优劣，价值低估的优质公司就会选择定价偏离程度较小的短期债务，而价值高估的劣质公司就会选择定价偏离程度较高的长期债务。在这种分离均衡中，高质量公司将发行更多的短期债务，低质量公司将发行更多的长期债务。因此，公司质量应与债务期限结构负相关。但是，他们同时认为如果优质的公司认为通过发行更多的短期债务将其与劣质公司相区分的代价太高，或劣质的公司认为冒充优质的公司去发行较多的短期债务收益更大，两种类型的公司将发行相同期限的债务，即存在一个混同均衡的债务市场。此时公司质量与债务期限不相关。在实证研究方面，Stohs 和 Mauer（1996），Goswami（2001）等人证实了公司质量应与债务期限结构负相关，即的公司采用债务期限结构可以向市场传递其质量类型的信号理论。Barclay 和Smith(1995)，Guedes和Opler (1996)研究证据较少支持公司债务期限结构选择的信号模型。
②信息不对称程度
除分离信号均衡(公司选择债务期限显示其质量类型)外，混合均衡也是可能的。在混合均衡中，高质量公司和低质量公司都发行期限相同的债务。Flannery(1986)，Barclay 和Smith(1995)认为由于长期债务产生更大的信息成本，信息不对称性严重的公司(如高成长型公司)更可能发行短期债务。面临较少信息不对称问题的公司将较少关注其债务期限选择的信号效应，更可能发行长期债务。因此，信息不对称程度应与债务期限负相关。在实证研究方面，Barclay和Smith(1995），Guedes和Opler(1996)证实了上述理论预测。
③财务杠杆
Morri（1992）认为公司使用的债务资金越多，偿还债务的压力就会越大，而在相同的债务水平下，使用短期债务多的公司其财务风险要大于使用长期债务的公司。这是因为短期债务资金的使用期限短，公司所面临的再融资风险较大，一旦公司稍有经营不慎或外界的影响，就有陷入财务困境，甚至破产的危险。清算风险随财务杠杆水平的增加而提高。因此，在所有其它方而都一样的情况下，具有较高杠杆水平的企业期望使用更多的长期债务。在实证研究上，Stohs和Mauer(1996)，Scherr和Hulburt（2001）证实了财务杠杆和债务期限结构正相关。
(3)与税收理论相关的影响因素
①实际税率
理论研究通常认为实际税率和债务期限结构正相关。Brick和Ravid（1985 )认为，如果利率的期限结构为向上倾斜的曲线，公司发行长期负债的前期利息费用大于展期的短期负债。这时发行长期负债就会产生更多的债务税盾。公司的边际税率越高，这种效应越重要。因此，面临更高的实际税率的公司将发行期限更长的债务。在实证研究方面，大部学者的研究证据都无法支持这一理论预测，如Barclay和Smith(1995)，Stohs 和Mauer(1996)，Guedes和Opler (1996) ，Scherr和Hulburt(2001)，肖作平（2005），杨兴全和宋惠敏(2006)等人。但并不能因此忽视其影响作用，毕竟在一些学者的研究中还是得到了证明。
②利率期限结构
关于利息期限结构对债务期限结构的影响，学者们证明了在不同的条件下存在不同的结论。Brick 和 Ravid (1985) 分析了在利率确定的情况下债务期限选择的税收动机。在利率的期限结构为向上倾斜的曲线时，公司发行长期负债的前期利息费用大于展期的短期负债。发行长期负债降低了公司预期的纳税义务而增加了公司市场价值。相反，当利率的期限结构为向下倾斜的曲线时，选择短期负债能够提高公司的价值。因此，债务期限结构与利率的期限结构呈正相关。
③公司价值波动
Kane et al. (1985)，Sarkar (1999)证明了在存在税收的条件下，最优的债务期限与公司价值波动性呈负相关关系。原因是公司价值波动性低避免了公司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，这样这些公司就会倾向于发行长期债务而不是短期债务。换句话说，所有价值波动性高的公司都将由于对资本结构的关注而定期地发行短期债务。
(4)与期限匹配理论相关的影响因素
资产期限结构:理论研究通常认为资产期限结构和债务期限结构正相关。Morris(1976)认为为了降低融资成本，降低清算风险，负债的期限应该与资产期限相匹配。Stohs 和 Mauer(1996)，Scherr和Hulburt(2001)，袁卫秋(2005)，杨兴全和宋惠敏(2006)证实了上述理论预测。
3.公司治理结构影响因素
(1)第一大的股东持股
理论研究通常认为第一大股东持股和债务期限结构负相关。Inderst和Muller(1999)认为控股股东持股比例较大，控股股东和债务人之间存在的严重问题，控股股东可能有强烈的动机侵害债权人的利益，即控股股东会迫使管理者从事资产替代和投资不足，以便使财富从债权人手中夺取。由于短期债务需要频繁的续借，Stulz (2000)认为短期债务是监督内部人机会主义的一种极有力的工具。因此，随着第一股东持股比例的增大，控制股东与债权人之间的冲突加剧，债务成本上升，于是短期债务使用增多，以缓解债务成本。Marchica（2006)研究证实了第一大股东持股与债务期限结构显著负相关。
(2)少数大股东持股集中度
理论研究通常认为少数大股东持股集中度和债务期限结构正相关。Pagano和Roell(1998)认为公司存在多个股东的好处有两方面：一是能够对管理者形成有效的监督；二是股东之间的相互监督可以内部化控制私人收益。La Porta et al. (1999)认为，拥有足够股份的第二大股东可以在一定程度上限制控股股东的掠夺。Nagar et al. (2000)研究表明，如果公司拥有一些持股比例相当的股东，则股东之间的相互监督可以抑制某个大股东对公司利益转为私有。
因此，少数大股东持股集中的提高，有助于提高公司治理水平，能在一定程度上抑制控股股东的机会主义行为，减缓了成本问题，从而减少对短期债务的使用。Marchica(2006)证实这一观点。
(3)管理者持股
管理者持股比例对债务期限选择的影响是混合的。由于现代企业的特征是管理权和所有权相分离，公司管理者可能采取只利于自己而不利于股东的投资决策的激励，从而产生管理者与股东之间的委托问题。Jensen和Meckling (1976 )认为管理者持股有助于使管理者和外部股东的利益相一致。当管理者持股比例较低的公司倾向于使用长期债务以避免外部监督，而随着管理者持股比例的提高，管理者与股东之间的利益一致性不断提高，债务期限渐缩短。因此，管理者持股与公司债务期限结构负相关。Datta et al. (2005)实证了上述观点。
(4)国家持股
由于政府持有公司的股份，使其具有绝对或相对的控股地位，这样政府就会干预公司经营或银行借贷。政府干预公司经营或银行借贷对公司债务期限结构选择的影响：一是通过财政补贴降低公司的违约的可能性，从而使公司更容易从银行获得长期贷款；二是直接通过对银行借贷决策的影响，帮助公司获得贷款，并且，为了降低官员轮换对贷款成本的影响，这种贷款更多的是长期贷款（Fan et al., 2003）。政府持股比例越高，干预公司经营或银行借贷的程度越严重，公司获得长期贷款的可能性越高。因此，国家持股与公司债务期限结构正相关。
三、结论与展望
在总结国内外诸专家学者研究的基础上，本文归纳得出了可能影响债权期限结构选择的相关因素。但在该领域内仍存在着一些问题需要作进一步的思考与探究，主要体现为：
1.债务期限结构替代指标的选取。目前对债务期限结构的衡量方式有三种：
一是现存到期长期或短期债务与企业总债务的百分比，这种方法计算简单，但做会混淆债务期限和债务数量。
二是企业各项负债到期期限的账面加权平均值，这种方法能够对不同期限的债务区别对待，但需要获得各项债务组成的信息；
三是新发行债务工具的到期期限，即增量法。增量法能确定不同期限的债务融资选择的决定因素，更适合于检查公司债务期限结构的选择能否向市场传递其未来前景的信号，而不适合于检验资产期限和债务期限的匹配原则。上述这三种计算方法均存在不足，因此如何找到更准确的债务期限结构替代指标，对于研究结论的有效性非常关键。
2.不同来源债务资金的期限结构问题。目前对债务期限结构的研究主要集中于对银行贷款的探讨，而对于债券、融资租赁、商业信用等债务资金的期限结构关注较少。因此未来的研究有必要探讨不同债权人结构对债务成本及企业债务融资的影响作用。
3.对公司债务期限结构影响因素的分析主要集中在公司特征因素上，缺乏对我国上市公司治理结构如何影响债务期限结构选择的理论和实证分析，如股权结构、董事会特征、CEO任期、投资者法律保护、公司控制权市场和产品竞争市场等。
参考文献:
[1]袁卫秋.债务期限结构理论综述.会计研究,2004(10)
[2]肖作平.公司债务期限结构问题研究综述.证券市场导报,2006(11)
关键词：管理者权力 债务融资 短期债务 问题
一、引言
20世纪30年代，Berle和Means对所有者与管理者之间的问题进行了开创性的研究。他们的研究表明，在股权分散的公司所有制模式下，股东几乎没有能力和动力掌握公司控制权。管理者所拥有的直接决策权，成为掌握公司控制权的主体。管理者的权力可以为自身带来一定的“在职”利益收入，一旦失去了管理者职位，则这种“在职”收益也将随之消散，因此，管理者在面临“失职”压力下会采取维护自身职位的行为和最大化其自身利益的行为，这种行为被称为管理防御行为。许多国内外学者对管理防御行为作了大量的研究，但纵观这些研究文献，对管理防御中管理者权力的研究并不多见。然而在我国特殊的资本市场大环境下，在大多数企业国家控股以及法律对小股东保护不够而造成的内外部监督控制弱化的情况下，我国企业中管理者拥有的权力是相对较大的。
另一方面，自20世纪50年代Modigliani和Miller开创性地提出MM无关性定理以来，资本结构理论就一直成为现代公司财务理论研究的核心主题，经过半个多世纪的发展和演化，相继形成了权衡理论、成本理论、优序融资理论、市场择时理论和管理者惰性理论等。然而，纵观资本结构理论研究文献，很少有相关研究集中考察管理者权力对资本结构的影响。
经典的权衡理论认为，公司存在一个最优或目标债务水平，这个目标债务水平是公司在对债务融资的收益与成本之间进行权衡而确定的。债务融资对公司价值具有影响，首先债务融资的成本要远低于权益融资的成本，因此，债务融资可以降低企业的资本成本，进而增加企业价值；其次债务融资的利息在税前支付，具有节税功能；再者，大量的研究表明，债务具有治理效应，能够降低公司自有现金流成本，促使管理者努力工作，防止过度投资，进而缓解管理者与股东之间的利益冲突。然而，债务融资决策本身就存在问题。由于债务融资会给企业带来财务危机或破产风险，这种风险将危及管理者职业安全和人力资本价值。因此，在缺乏内部和外部监督的情况下，管理者会选择规避债务融资而选择权益融资。因此，管理者权力对企业债务融资决策具有重要的影响。本文将利用我国民营上市公司的财务数据和治理数据，实证考察管理者权力对公司债务融资决策的影响。
二、理论分析和研究假设
债务融资决策中存在的管理者与股东之间的利益冲突源于管理者会选择自身利益最大化而不是股东财富最大化的债务水平。Berle和Means（1932）在其经典名著《现代公司与私有产权》一书中指出，规模经济和技术变迁导致企业规模越来越大，企业的融资形式也由间接融资形式为主转变为由直接融资形式为主，这使得公司的股权分散在众多的小投资者手中，从而不拥有或拥有很少公司股份的管理者完全掌握了公司的控制权。由于公司股份分散在众多投资者手中，持有很少股份的投资者既没有动力也没有能力对管理者进行监督，与此同时，管理者对公司资源拥有足够的控制权，但却不拥有或很少拥有所有权，从而导致现代公司所有权与控制权的分离。由此也形成股东与管理者之间的委托关系。
管理者偏好于低风险以保护他们无法分散的人力资本风险（Fama，1980），并且管理者倾向于规避由于债务融资带来的经营业绩压力（Jensen，1986）。由于债务具有固定的还本付息的义务，当公司经营业绩不好时，可能导致企业无法按期还本付息，进而导致企业破产清算和管理者失去管理者职位。因此，债务融资会给企业带来财务破产风险，也将损害管理者的人力资本价值。所以，从委托的角度看，管理者自身不愿意进行债务融资，而偏向于财务风险相对较小的权益融资。
Berger、Ofek和Yermack（1997）利用美国452家工业企业的数据实证研究发现，企业的债务水平与管理者职位巩固程度显著负相关，尤其当管理者的任期较长、管理者薪酬激励较弱和董事会总不存在较强的监督时，公司的债务水平较低；对他们采用债务水平变化进行研究时发现，当管理者面临的职位巩固威胁消失，或者当大股东进入董事会时，公司的债务水平显著增加。这些结果表明，当管理者在没有外部和内部监督时，管理者倾向于规避债务融资。Kin和Gillian （2007） 利用印尼、日本、韩国、马来西亚、菲律宾、新加坡和泰国等亚洲7个国家和我国香港地区的数据，实证考察了管理者权力与公司资本结构决策的影响。他们的研究结果表明，管理者权力较强的公司具有较低的债务比率。具体来讲，当CEO同时兼任公司董事长、外部投资者法律保护程度较弱、CEO任期较长时，公司的债务水平相对较低。因此，管理者权力相对较强时，管理者将倾向于规避债务融资。但当公司的机构投资者持股比例较大时，公司的债务比率相对较高，表明机构投资者能够监督管理者，促使管理者增加债务融资。
基于上述分析，我们预期，权力较强的管理者将降低债务融资水平。因此，我们提出本文的研究假设1：
假设1：管理者权力与公司总的债务水平显著负相关。
在分析债务治理效应时，很多学者更为强调短期债务在缓解管理者与股东之间问题的作用（Hart，1995；Hart and Moore，1998；Shleifer and Vishny，1992）。这些研究分析了短期债务与长期债务在降低管理者与股东之间成本的基础上，通过模型推导出最优的短期与长期债务搭配比率。通过拥有项目现金流的短期求索权，债权人能够决定一个项目是否继续进行还是破产清算，因此，如果管理者或公司不能按期还本付息，短期债务的存在将使得公司控制权向债权人转移，公司将面临破产清算，此时，管理者将面临职业风险。Hart（1995）分析了短期债务在促使公司清算，进而阻止“管理者帝国”建造方面的治理作用。Benmelech和Bergman（2008）分析了自利的管理者在控制权私利和项目清算价值一定的情况下，如何在短期债务融资与长期债务融资之间进行选择的问题。尽管短期债务融资的成本比较低，但如果由于项目失败而不能按期还本付息时，短期债务会导致公司较早地进入破产清算，因此，短期债务将给管理者带来更大的压力和风险，因而强势的管理者将避免短期债务融资。基于上述分析，我们提出了本文的第二个研究假设：
假设2：管理者权力与公司短期债务水平显著负相关。
三、实证研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文选取我国沪深两市公开发行A股的上市公司为研究样本，研究期间自2006年至2010年。在样本选择过程中，我们按照以下程序对数据进行处理；（1）剔除金融类上市公司；（2）剔除在研究期间被证监会处以特别处理的上市公司即ST公司；（3）剔除所需研究数据缺失的上市公司。所有研究数据来自国泰安（CSMAR）金融研究数据库。
（二）管理者权力的度量
Finkelstein（1992）将管理者权力的来源划分为四类：结构权力（管理者在组织中的正式职务）、所有权权力、专家权力和声望权力。Adams、Almeida和Ferreira（2005）在考察CEO权力对公司业绩影响时，借鉴Finkelstein（1992）的结构权力，采用三个哑变量对管理者权力进行度量：管理者是否为公司的创立者、管理者是否为公司高级管理人员中唯一的董事会成员（唯一知情人）、管理者是否兼任董事长。本文采用管理者是否为公司高级管理人员中唯一的董事会成员和管理者是否兼任董事长。我们预期，当管理者为高级管理人员中唯一的董事会成员或管理者同时兼任董事长时，其对公司决策的影响程度较大，则管理者拥有较强的权力，反之，则管理者拥有较弱的权力。
（三）实证研究模型
为了考察管理者权力对公司债务融资的影响，我们构建了以下实证检验模型，并利用我国民营上市公司的公司治理数据和财务数据进行检验：
DAR=β0+β1MPOWER+β2OUTDIR+β3SIZE+β4EBIT+β5MTB+β6NONDEBT+β7TANG+INDUSTRY+YEAR+ε （1）
模型（1）中，DAR为资产负债率，其值等于总负债的账面价值除以总资产的账面价值；MPOWER为管理者权力，该指标为哑变量，如果一个公司的CEO为管理层中唯一的董事会成员时，其值等于1，否则取值为0；OUTDIR为独立董事比率，其值等于独立董事人数除以董事会总人数；SIZE为公司规模，其值等于公司总资产的自然对数；EBIT为息税前利润，其值等于息税前利润除以公司总资产；NONDEBT为非债务税盾，其值等于折旧与摊销除以公司总资产；TANG为资产抵押能力，其值等于固定资产净值除以公司总资产；INDUSTRY为行业哑变量，以控制行业因素对债务水平的影响；YEAR为年度哑变量，以控制宏观经济对债务水平的影响。
按照理论预期，管理者权力变量应与资产负债率显著负相关，表明管理者权力越强，公司越不愿意进行债务融资；独立董事比率与资产负债率显著正相关，表明独立董事可以加强对管理者的监督，抑制管理者权力，进而促使管理者进行债务融资；公司规模与资产负债率显著正相关，这是因为公司规模越大，多元化程度越高，财务破产风险越小，公司可以承担更多的债务水平，另外，公司规模越大，其信息不对称程度越低，债务举借能力越强；息税前利润或盈利能力与资产负债率显著正相关，一方面是因为公司盈利能力越强，公司节税空间越大，公司越有动机通过增加债务达到节省税收的目的，另一方面，盈利能力越强的公司，发生财务危机的概率越小，公司就越有能力承担更多的债务；非债务税盾与资产负债率显著负相关，这是因为非债务税盾越高，抵扣利润的能力越强，通过债务融资进行节税的空间越小，所以非债务税盾越高，债务融资水平越低；资产抵押能力与资产负债率显著正相关，这是因为资产抵押能力越强的公司，其债务融资能力越强，债权人的贷款风险越小，因而公司可以举借更多的债务。
为了检验管理者权力对短期债务融资的影响，我们按照现有的公司财务研究文献，建立了以下实证检验模型：
SHDEBT=β0+β1MPOWER+β2OUTDIR+β3SIZE+β4EBIT+β5MTB+β6NONDEBT+β7TANG+INDUSTRY+YEAR+ε（2）
其中，SHDEBT为短期债务比率，其值等于短期债务除以总债务；其他变量与模型（1）中的变量定义一致。
（四）变量的描述性统计结果
表1分析了主要变量的特征。从表1中可以看出，我国民营上市公司的资产负债率平均为46.4%，表明我国民营上市公司的资金近一半来自债务融资。短期债务比率的均值为88.1%，表明我国民营上市公司总的债务融资中绝大部分来自短期债务融资。另外，在我国民营上市公司中，大约有41%的公司其CEO为公司董事长或为管理层中唯一的董事会成员，独立董事比率平均为34.2%。
四、实证检验结果及其分析
（一）单变量分析
为了考察管理者权力是否对公司债务融资决策产生影响，我们按照管理者权力强弱程度将整个样本划分为两个子样本：管理者权力较强组和管理者权力较弱组，在此基础上，检验公司总债务比率和短期债务比率在这两个样本组别中是否存在显著差异。表2给出了比较分析结果。从表2中可以看出，在管理者权力较弱的组别中，总债务比率的均值为45.8%，而在管理者权力较强的组别中，其均值为37.9%，两者相差7.9%，且这种差异在1%的显著性水平上显著不等于0，表明管理者权力较强的公司其总债务比率显著低于管理者权力较弱的公司，初步表明管理者权力与总债务比率显著负相关。同样，短期债务比率在管理者权力较弱组别中的均值为9.01%，而在管理者权力较强组别为8.52%，两者均值差异为4.9%，且在5%的显著性水平通过测试，表明管理者权力较强的公司其短期债务比率显著小于管理者权力较弱的公司，说明管理者权力与公司短期债务显著负相关。上述结果初步验证了研究假设1和2。
（二）多变量回归分析
在上述单变量分析中，我们初步验证了管理者权力与公司总债务比率和短期债务比率之间存在显著负相关关系。但是，这种分析忽视了其他公司特征因素对公司债务融资决策的影响。为了控制公司治理对公司债务融资决策的影响，我们加入了独立董事比率。同时，根据以往实证研究文献，我们进一步控制了其他公司特征变量对债务融资的影响。我们在模型中加入了公司规模（SIZE）、公司盈利能力（EBIT）、公司成长性（MTB）、非债务税盾（NONDEBT）以及公司资产抵押能力（TANG）等变量。另外，为了控制行业因素和宏观经济因素对债务融资的影响，我们加入了行业哑变量（INDUSTRY）和年度哑变量（YEAR）。我们利用2006-2010年期间的公司治理数据和财务数据，采用最小二乘法对模型（1）进行回归，回归结果见表3第1列所示。从表3第1列中的回归结果看，在控制其他影响因素的情况下，管理者权力的回归系数在模型（1）中为-0.094，且在1%的水平上通过显著性测试，表明管理者权力越强，公司总债务比率越低，管理者权力与总债务比率呈显著负相关关系，进一步验证了假设1的预测。
在其他控制变量中，独立董事比率与总债务比率显著正相关，表明独立董事能够促使管理者进行债务融资；公司规模与总债务比率显著正相关，表明公司规模越大的公司其债务融资能力越强；公司盈利能力与总债务比率显著负相关，表明盈利能力越强的公司其债务融资越小；资产抵押能力与总债务比率显著正相关，表明抵押能力越强的公司其举债能力越强。
为了检验管理者权力对短期债务融资的影响，我们将总债务比率替换为短期债务比率，采用最小二乘法对模型（2）进行回归分析，回归结果见表4第1列所示。从表4第1列结果看，管理者权力的回归系数为-0.040，且在5%的水平上通过显著性测试，表明管理者权力越强，短期债务比率越小，说明管理者权力与短期债务比率显著负相关。这种结果进一步验证假设2的预期。
在其他控制变量中，独立董事比率与短期债务比率显著正相关；盈利能力与短期债务比率显著负相关；抵押能力与短期债务比率显著负相关。
通过模型（1）和（2）的实证检验分析，我们发现，公司管理者权力对公司的债务融资决策具有十分重要的影响。公司管理者权力越强，公司的总体债务水平和短期债务水平越低，表明权力较强的管理者具有规避债务融资的倾向和动机。而从股东财富最大化的角度上，债务融资对公司具有价值效应，如节税功能。因此，管理者规避债务融资是一种管理者的自利行为。
（三）稳健性检验
我们对公司债务融资决策作了两个稳健性检验。在模型（1）中，采用短期借款与长期借款之和除以总资产代替前面的总债务比率，回归结果见表3的第2列；同样，在模型（2）中，我们用短期借款除以短期借款与长期借款之和代替前面的短期债务比率，回归结果见表4中的第2列。从表3中的第2列结果看，管理者权力与总债务比率之间的关系仍然为显著负相关；而表4中第2列的结果也表明，管理者权力与短期债务比率也仍然保持显著负相关关系。这些结果表明，我们的研究结论具有较强的稳健性。
五、研究结论
管理者权力对公司债务融资决策具有重要影响。Jensen（1986）研究发现，债务能够降低自由现金流的成本，这是因为债务能够强迫管理者吐出自由现金流，降低管理者对自由现金流的支配，进而降低管理者在职消费和进行有利于管理者私利的帝国建造。因此，我们预期，权力较强的管理者具有规避债务融资的激励动机。基于这种推测，我们利用我国民营上市公司的公司治理数据和财务数据，实证检验了管理者权力与公司债务融资决策之间的关系。实证研究发现，在控制其他公司特征因素的影响后，管理者权力与总债务比率和短期债务比率显著负相关，表明强势的管理者利用自身的权力规避债务融资，降低公司总的债务水平和短期债务水平。因此，债务融资本身存在问题。Z
参考文献：
1.Fama，Eugene F.，Agency Problems and the Theory of the Firm[J].Journal of Political Economy 1980，（88）：288-307.
2.Jensen，M.C.，Agency Costs of Free Cash Flow.Corporate Finance and Takeovers[J].American Economic Review，1986，（76）：323-329.
4.Berger，G.Philip，Eli Ofekand David L.Yermack，Managerial Entrenchment and Capital Structure Decisions[J].Journal of Finance，1997（52）：1411-1438.
5.Kin，W.L and Gillian，H，H，Y， Capiatal Structure in Asia and CEO Entrenchment，Working Paper，Nanyang Business School，Nanyang Technological University，2007.
6.Hart，O.， Theories of Optimal Capital Structure：A Managerial Discretion PerspectiveIn：Blair，M.（Ed.），The Deal Decade：What Takeovers and Leveraged Buyouts Mean for Corporate Governance，Brookings Institution，Washington：D.C，1995：19-53.
7.Hart，Oliver D.，and John Moore.A Theory of Corporate Financial Structure Based on the Seniority of Claims[J].，Massachusetts Institute of Technology，Working paper No.560（1998）.
8.Shleifer，Andrei，and Robert Vishny，Liquidation Values and Debt Capacity：A Market Equilibrium Approach[J].Journal of Finance，1992（47）：1343-1366.
9.Benmelech，E.and N.BergmanLiquidation Values and the Credibility of Financial Contract Renegotiation[J].Quarterly Journal of Economics，2008（123）：1635-1677.
【关键词】 债权人治理； 债务类别； 盈余质量
引 言
近年来我国股票市场剧烈震荡，IPO和再融资审批力度明显放缓，股权融资难度加大。债务融资在企业融资结构中占到越来越大的比重，理应发挥更重要的作用。债务融资在融资结构中所占的比例反映的不仅是债权人对企业求偿权的大小，而且反映债权人参与公司治理的程度。我国债权人参与公司治理主要是对企业重大问题的决策和业务活动的执行按照债务契约实施监督，而盈余质量是公司治理水平高低的深层反映。本文试图按照债务类别分别考察债权人治理对盈余质量的影响，以期为我国债权人治理提供针对性的政策建议。
一、理论基础
传统的委托理论关注的委托方较为狭窄，对股东以外的其他利益相关者关注不够，而利益相关者理论拓宽了企业的委托方，有利于企业厘清与利益相关者的委托关系，让利益相关者共同参与公司治理。本文主要研究企业重要的利益相关者——债权人。
根据委托理论，债权人与公司治理层和管理层之间存在较高的成本，双方之间的冲突通过债务契约得到缓解。债务契约可以厘清债权人与债务人的委托关系，同时也是债权人参与公司治理的基础。随着经济的不断发展，传统的债务融资渠道已经不能满足企业不断发展的资金需求，呈现出融资多元化趋势，有必要按照债务类别分类研究。
银行作为专业的金融机构，对于债务契约的条款设计较为细致，往往会要求债务人提供担保或抵押，对企业申请贷款和贷款期间的财务指标有最低要求，在贷款期间内对企业的财务或非财务行为作出限制。公司在债券市场发行债券要满足严格的发行条件，债务契约受到证券法的保护。总之，银行和债券融资作为金融性融资方式，债务人到期要还本付息，债权人与债务人之间有明确而严格的债务契约，委托关系较为清晰。
供应商与债务人企业之间的债务契约大多只规定了信用期和信用政策等，对债务人在信用期的企业行为没有要求。客户融资的产生是由于企业开发产品所需资金较大或产品生产周期较长，会要求客户提前预付货款，信用期一般与产品生产周期同步。总之，供应商和客户融资作为经营性融资方式，伴随着商品交易而发生，债务人企业往往处于强势地位，债务契约对债务人企业的约束限制不多，委托关系的基础不牢固。
由于债务契约的不完备，且债权人处于企业外部，债权人会对债务人企业是否履行债务契约产生疑问。公司治理作为协调委托双方责权利的制度安排，可以解决债务契约不完备和债权人担心债务人是否履行债务契约的问题。
公司治理的核心是公司决策权、执行权和监督权的配置和运行，规范的公司治理大体都包括这三类权力，只是由于利益相关者的强弱，形成不同的公司治理模式。比如，美国是股权主导的模式，德国和日本是债权主导的模式。我国上市公司很多是国有控股公司，所有者人民委托政府管理，而政府又委托经理层来实际管理，表现为内部人控制的模式。我国民营上市公司没有像美国上市公司一样存在控制权市场，表现为大股东控制或者家族控制的模式。总之，我国债权人治理模式尚未成熟。
现有的研究往往关注公司内部治理，对其他利益相关者的公司治理作用考察较少。本文将分类考察银行债权、债券债权、供应商债权、客户债权和其他债权五类债权人治理对盈余质量的影响。
二、研究假设
银行的核心竞争力在于信贷跟踪管理，参与公司治理具有专业优势。Dimond（1984）认为，单个债权人会因为监督债务人企业的成本过高而存在“搭便车”现象，以银行为代表的金融机构可以发挥大债权人的监督作用。随着我国大型国有商业银行的股份制改革和利率市场化改革不断深入推进，银行债权人的公司治理效应逐渐增强，从简单的财务约束角色向外部监督角色转变。银行债权比例越高，信贷跟踪越严，参与公司治理的积极性也越高，可以提高盈余质量。
假设1：银行债权比例越高，盈余质量越好。
公司发行债券往往需要满足许多要求，且在发行后要接受资本市场的监管，有助于提高公司治理水平。当企业发生偿债危机时，银行融资能通过双方协商修改债务契约，银行契约的约束机制具有弹性。债券融资相比银行融资，在借款期间的限制条件更为严格，债券契约的约束机制具有刚性。债券债权通过破产约束机制促使公司管理层更加努力工作，避免逆向选择，从而改进公司治理水平，提高盈余质量。
假设2：债券债权比例越高，盈余质量越好。债券债权相比银行债权，债权人治理效应较强。
供应商与债务人企业的业务往来较多，熟知企业的生产运作，参与公司治理具有信息优势。债务人企业为了保持与供应商之间的商业信用契约，延迟付款或取得现金折扣，愿意接受供应商的监督，保证会计信息的透明度。供应商债权比例越高，对企业的监督约束力度越强，能够发挥积极的公司治理作用，提高盈余质量。
假设3：供应商债权比例越高，盈余质量越好。
与供应商债权相比，客户债权的公司治理效应较弱。原因有三：第一，由于客户债权不需要债务人企业在未来用现金偿还，而是以生产的产品解除自身的契约责任，客户参与公司治理的积极性较弱；第二，客户与债务人企业的债务契约不能根据债务人的信用状况改变而作出修改，灵活性较差；第三，客户对债务人业务熟悉程度偏低，信息优势不明显。随着我国市场经济相关法律法规的不断完善，有关部门加强了对企业预收款的监管力度，对于发挥客户债权的公司治理作用形成了良好的制度基础。
假设4：客户债权比例越高，盈余质量越好。客户债权相比供应商债权，债权人治理效应较弱。
本文所指的其他债权主要是关联方之间的长期投资性质的债权以及创新融资者。关联方债权人往往也是企业的大股东或实际控制人，作为内部人掌握了大量的企业内部信息，对于增强公司信息透明度，改善公司治理，进而提高盈余质量的积极性不高。兰艳泽等（2011）发现，关联方融资是大股东侵占公司利益的重要手段，关联方融资比例越高，侵占程度越严重。由于近年来我国商业银行信贷融资规模收紧，难以满足企业的资金需求，信托融资、企业间担保融资等创新融资方式普遍使用。创新融资者很多是机构投资者，关注高的风险回报，债务契约对债务人企业约束较少。
假设5：其他债权比例越高，盈余质量越差。
三、研究设计
（一）样本选取和数据来源
本文选择制造业上市公司样本来验证不同类别债权人对盈余质量的影响。选择制造业的原因主要是：第一，由于制造业是购销业务较多的行业，供应商和客户与企业的业务往来更加密切频繁，能够更好地研究供应商和客户债权人治理对盈余质量的影响；第二，制造业作为传统行业，能够用于抵押的资产较多，银行融资比例较高，能够更好地研究银行债权人治理对盈余质量的影响。
本文选择2009—2011年沪、深两市主板制造业公司为样本，为了保证研究结果的可靠，将ST公司和数据异常的样本剔除。共得到1 858个样本，其中2009年616个，2010年615个，2011年627个。本文所涉及的数据主要来自于国泰安数据库（CSMAR），对部分缺失的数据查阅巨潮网进行补充。本文利用SPSS 19完成统计分析过程。
（二）盈余质量的衡量
盈余质量在学术界至今没有统一的观点，梳理已有的文献，主要从两个角度阐释盈余质量的内涵：第一，从盈余管理的角度，用管理层对盈余信息的管理程度来衡量；第二，从投资者决策相关的角度，用盈余反映系数等来衡量。由于我国股票市场的“政策市”和“投机市”特征明显，会计信息含量不高，本文采用盈余管理的观点衡量盈余质量。借鉴Dechow等（1995）提出的行业截面修正的琼斯模型，分年度回归制造业上市公司在模型中的各个系数，进而计算每一年每家公司的操控性应计利润的绝对值作为盈余质量的替代变量。
（三）模型设计和变量定义
为检验本文提出的五个假设，建立以下五个多元回归模型：
各个模型中的解释变量BAD、BOD、SD、CD和OD前面的系数表示债权人治理对盈余质量的影响，ε是残差项，具体变量定义如表1。
四、实证结果与分析
（一）描述性统计
样本描述性统计结果如表2，其中盈余质量的均值为0.058586，中位数为0.101127，说明制造业上市公司普遍具有盈余管理。银行债权和供应商债权均值分别为0.206378和0.145545，说明银行和供应商是制造业上市公司最主要的两类债权人。债券债权的均值为0.008353，说明制造业上市公司通过债券市场进行直接融资的比例不是很高。经营现金流量和总资产净利率均值分别为0.046817和0.041461，说明我国制造业上市公司经营活动获利能力较差，这与近年来全球性金融危机引发的市场需求下降有关。股权集中度均值为0.247192，表明我国制造业上市公司大股东对企业控制程度较高。
（二）相关性分析
变量间Pearson系数如表3，五类债权与盈余质量在统计上均具有显著相关性。供应商债权和客户债权与盈余质量正相关，其他债权与盈余质量负相关，这能初步验证提出的假设。银行债权和债券债权与盈余质量负相关，这与假设相反，说明我国银行债权和债券债权具有负向公司治理效应，其中的原因将在后面作进一步分析。各个模型的自变量之间相关系数均小于0.5，说明自变量之间的相关性较小，多重共线性对模型影响较小。
（三）多元回归分析
多元回归的结果如表4，五个模型的F值均有1%的显著性水平，D-W值在2附近，说明各个模型具有显著的统计意义。调整后的R2值均在8%～9%，模型的解释程度较好。
从五个模型的回归结果看，供应商债权回归系数为负，且在1%的水平上显著，支持假设3；客户债权回归系数为负，且在1%水平上显著，支持假设4；其他债权回归系数为正，且在5%的水平上显著，支持假设5。
银行债权回归系数为正，且在1%的水平上显著，这与假设1相反，可能是因为我国大型商业银行很多都是国有控股，银行出于政治需要对国有企业的贷款缺乏约束监督，而对民营企业由于缺乏政府担保，存在“惜贷”行为。债券债权回归系数在1%的水平上显著为正，且绝对值大于银行债权，这与假设2相反，可能是因为我国债券市场监管机制较为薄弱，证券法对上市公司发行债券有财务指标的要求，债务人公司具有盈余管理的动机。
客户债权回归系数的绝对值大于供应商债权，说明客户债权人的公司治理效应强于供应商债权，这与假设4相反，可能是因为制造业相比房地产业等卖方主导的市场，客户选择空间较大，灵活性较高，融资双方更多的是互利共赢的长期合作关系，客户参与公司治理程度较高。
五、研究结论与政策建议
通过上述实证研究，本文得出如下结论：第一，制造业上市公司银行债权和债券债权与盈余质量负相关，债券债权相比银行债权，债权人负向治理效应更明显；第二，供应商债权和客户债权与盈余质量正相关，客户债权相比供应商债权，债权人治理效应更强；第三，其他债权与盈余质量负相关，表现为负的公司治理效应。
基于本文的研究，笔者提出如下政策建议：
第一，银行处理好银企关系。我国商业银行大多对国有企业存在债权软约束，而对民营企业存在信贷歧视。这两种截然不同的银企关系，反映出银行扮演了消极的资金提供者角色。改善银企关系，需要银行深化政企分开的改革，严格按照市场规则进行信贷决策，发挥银行在公司治理中的专业优势。
第二，供应商加强赊销信用审查和跟踪。供应商为了促销，对客户的赊销信用审查力度不够，导致坏账比例较高。供应商应当加强对债务人的赊销信用审查，在信用期中注意与债务人的信息沟通，在债务人遇到困难时适当修改债务契约，双方共渡难关。
第三，上市公司加强对债权人的信息披露力度。债务人通过加强对债权人的信息披露力度，可以夯实债务契约的信任基础。由于银行和机构投资者等在债务契约中对债务人的信息披露有硬性的规定，现阶段债务人应当注重对供应商和客户的信息披露力度，向供应商如实告知资金状况和还款计划，向客户如实告知产品生产进度和交付计划。
第四，上市公司在监事会中引入债权人代表。我国上市公司债权人主要使用监督权参与公司治理，根据我国上市公司的治理结构，可以在监事会中引入债权人代表，将债权人的外部监督引向内部监督，随机监督引向固定监督。上市公司可以考虑将债权比重较高、具有较强专业能力、与公司具有长期合作关系的债权人选为监事会监事。
第五，监管部门加强对债券市场的监管。目前监管部门对债券市场监管相对较为宽松。由于发行人可能控制债券发行对象，而发行对象决定债权人治理作用的强弱，监管部门应当对公司债券的发行环节加强监督。另外，上市公司可能改变发行债券筹集的资金用途，而规范资金用途是债券债权人治理作用的体现，监管部门应当对公司债券的资金使用环节加强监督。
【主要参考文献】
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[2] 楼继伟，汪戎，陈红.债权治理与盈余质量：来自中国证券市场的经验证据[J].管理评论，2012（9）.
关键词：上市公司；债务重组；短期绩效；多元回归
一、引言
在新会计准则于2007年开始实施起，似乎与以往债务重组企业逐年骤增相比，资本市场上上市公司债务重组企业发生了一些微妙的变化。从2005年债务重组企业高达几百家相比，2009年在新准则影响下债务重组企业跌至50例，在2014年甚至仅为12例。债务重组企业数量的变化是否说明债务重组收益会计计量的变化影响了其重组后及时财务绩效的改变，而使得债务企业无法得到进行盈余管理，从而放弃债务重组这一及时雨行为？同时在2008年金融危机后，众多学者将注意力集中于债务重组的盈余管理行为，对于财务绩效的研究结果趋向于短期绩效的变化。考虑到已有研究区间时间点的特殊性，多集中在2008年金融危机，外部经济环境的不稳定可能会影响研究结论。基于此，本文选取经济环境相对稳定的区间2012年发生债务重组企业，2013年及2014年财务报表数据，试论债务重组与公司短期绩效之间的关系，对债务重组企业盈余管理动机进行讨论。
二、研究假设
选择债务重组的上市公司在重组前都具有陷入财务困境的现象，其偿债能力低下，企业流动资产变现能力低，需要债务重组来来达到其所需要的目的：在债务重组后可以使得债务企业获得债务重组收益，进而改变其现有处境。加之在新会计准则中，债务重组收益确认计入利润表，能够迅速影响债务企业部分利润率，进而影响企业短期财务绩效的变化。
基于此提出本文假设：债务重组将会影响债务公司的短期财务绩效。
三、研究设计
1.样本选择与变量定义
研究选取A股上市公司2012年进行债务重组的公司为样本，剔除数据不完整的样本后最终得到49家样本公司数据。数据主要来源于国泰安数据库，处理分析主要基于Excel2003和SPSS17.0软件。采用多元回归分析方法，建立债务重组规模指标与总资产报酬率指标之间的相关性模型（见模型一），加入了以下控制变量：总资产周转率（TNRA）、固定资产比率（FAR）、公司规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、销售净利率（NPMS）、是否ST和上市年龄，最后还包括了四个年份控制变量（Year），排除每一年的经营环境变化给回归结果可能带来的影响。
具体的变量定义如表1所示：
2.模型设定
在模型中T的取值分别为0、1表示：债务重组当年、债务重组后第一年利用上述模型，将债务重组规模对重组当年、第一年的总资产报酬率（ROA）进行多元回归，检验债务重组与短期绩效的相关性关系。
四、实证结果与分析
由表2回归结果可知，拟合优度R2在债务重组的当年和第一年都较大，说明模型解释力度较大，能够用于问题的分析。在T=0年以及T=1时，债务重组规模与总资产报酬率在1%的水平上显著性正相关。表明债务重组规模与总资产报酬率呈同向变化，债务重组规模越大，总资产报酬率越高。表明债务重组有利于公司改善经营状况，提高公司财务绩效，以最大效果影响着债务重组后绩效的变化。通过上述实证分析，我们可以验证假设：债务公司确实利用债务重组使得经企业运营状况的得以改善，提高了盈利能力，即债务重组影响了债务公司短期财务绩效。
五、研究结论
在上市公司破产法推出后，严格的制度理应使得许多上市公司都明显感受到破产的威胁，一旦公司出现经管理不善，在债务硬约束下上市公司难免进入破产清算的程序中。但实际上，受到我国特殊经济体制以及严苛的上市审批制度的影响，在面临财务困境时，上市公司往往更多的选择债务重组，以确保其珍贵的“壳资源”不受威胁。而全然不顾债权人经济利益，一味的需求债权人的帮助，迫使债权人让步进行债务重组。使得债权人背负着额外的风险。在三次修改相关债务重组准则后，本文选择经济稳定时期重新探讨债务重组的经济行为，实证检验了短期财务绩效与公司债务重组规模的关系，得到了债务重组行为确定会影响债务企业短期绩效的结论。与已有的研究一同说明，在排除经济环境对债务重组作用的影响后，债务重组确实会使得债务企业获得显著的短期利益，因此不排除部分企业会利用债务重组进行盈余管理，粉饰报表。基于上述研究结论，建议国家应完善关于债务重组的相关法律法规，对于利用债务重组进行谋取私利、破坏报表可信性、损害债权人的行为严厉制裁，给一些出于盈余管理动机的企业以震慑和警示。
参考文献：
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财务杠杆又可称为融资杠杆、资本杠杆或者负债经营，它是投资者在制定资本结构决策时对债务筹资的利用，而在这种利用中，只要企业在筹资中通过适当举债调整资本结构可以给企业带来额外收益。财务杠杆在企业的现实经营中具有重要的作用，如果企业投资收益率大于负债利率，财务杠杆作用会使得资本收益由于负债经营而绝对值增加，从而使得权益资本收益率大于企业投资收益率，且债务资本比例越高，财务杠杆利益越大，所以财务杠杆利益的实质便是由于企业投资收益率大于负债利率，由负债所取得的一部分利润转化给了权益资本，从而使得权益资本收益率上升。反之，如果企业投资收益率等于或小于负债利率，那么负债所产生的利润只能或者不足以弥补负债所需的利息，甚至利用权益资本所取得的利润都不足以弥补利息，而不得不以减少权益资本来偿债，这便是财务杠杆损失的本质所在。财务杠杆的选择直接影响到企业的资本结构从而对一个企业的兴衰具有深远的影响，本文就已有资本结构理论进行总结，并对其进行评价，借鉴国内外资本结构理论的成果，由此引出我国企业应该在应用财务杠杆时应该注意的问题。一、理论回顾：现代资本结构理论及其评价（一）现代资本结构理论和其发展的最新趋势1、MM理论2、基于成本的资本结构理论1976年简森（Jensen）和麦克林（Mecking）将成本理论引入到财务学分析，分析股东与经理之间、股东与债权人之间的利益冲突，探询公司资本结构与成本之间的关系。（1）股东与经理之间的成本。外部股权融资是现代大型企业的典型特征，企业规模庞大，企业中的经理人通常只持有一部分或小部分企业股份，他们只能享受改善企业经营管理所产生的部分利益，而要承担相应的全部成本。于是经理会平衡个人管理投入的边际成本和边际收入，它是管理层的最优决策，那么，相对没有外部股权融资的企业，有外部股权融资的企业则会降低经理的管理投入，从而降低企业价值，这就给外部股权融资企业带来成本，它可体现为管理懈怠、利益侵占等。（2）股东与债权人之间的成本。股东与债权人之间的利益冲突实质是源于股东的有限责任、源于股票的期权性质。股权是公司给予股东随时可以买卖的权力，股东承担有限责任，企业股权可看成是企业资产为标的的资产的看涨期权，一旦企业存在违约风险，债权人和股东之间就会出现利益冲突，如资产问题或风险转移问题、投资不足问题等，都反映可能导致企业因债务融资而做出次优投资决策，形成企业债务成本。企业可以通过消弱债务价值与企业资产风险之间的关系，有效降低债务成本。3、现代资本结构理论发展的最新趋势无论是债务融资还是股权融资，企业的融资行为都离不开资本市场这个沟通资金盈余者和资金短缺者的重要场所。不过，从前面的回顾可以看出，资本结构理论的发展似乎没有给予资本市场以足够的关注。近年来，一些文献开始重新考虑资本市场环境对企业融资行为的影响，如动态资本结构权衡理论、市场择时理论（Market-timing Theory）和基于市场微观结构的资本结构理论。
关键词：资本结构 股权结构 上市公司
一、引言
在西方资本结构理论中的MM无关性理论（ModiglianniandMiller，1958）提出之后，人们就始终没有停止过对所谓“资本结构之谜”问题的争论和研究。尤其是近年来，资本结构理论作为公司财务理论中一个重要而复杂的问题，得到了广泛关注和发展。从目前的研究来看，已经逐渐运用到企业实际操作中的资本结构理论，带来的更多的必然是理论与实践的相互演进和考证。按照优序融资理论，企业经营者在进行融资选择时，会按照以下顺序进行选择：企业内源融资――>对外债务融资――>对外股票融资。但我国的企业融资情况，众所周知，带有中国特色，几乎所有的企业都会首选股票融资来获取资金。可以明确的指出，这种情况同我国企业（尤其是国有转制企业）独特的股权结构有着必然的相关性。因为我国大多数上市公司的资本结构在很大程度上并非市场规律的产物，而取决于政府有关部门做出的决策。需要考察的是，这种独特的股权结构是怎样影响着资本结构的选择，从而最终反映在融资方式上的？资本结构分析的基本目的在于为与企业资金有直接利害关系的当事人提供一些尽可能量化的依据，而中国上市公司资本结构的形成和变动又有其特定的背景。本文试图以资本结构理论为基础，选取相关数据，通过SPSS统计软件做出一些实证的考察；针对我国上市公司特殊的治理制度安排和独特的股权结构特征，来探讨股权结构与资本结构之间的关系。
二、文献综述
（一）国外文献 （1）MM无关性定理的简要阐述。Modiglianni和Miller（1958）在论文《资本成本、公司财务与投资理论》中证明了著名的MM理论即“无关性定理”――无所得税情况下资本结构的无关性。MM理论使资本结构理论成为一种严格、科学的理论。MM定理1―无所得税情况下资本结构的无关性。在没有所得税的完善的市场条件下，假定企业存在一个确定的投资政策，企业的资本结构与企业的现金流量的市场总价值无关。按照MM理论的假定：没有企业所得税，无市场交易成本，债务是无风险的（对债权人而言），资本市场是完全竞争的，还假定如果两个企业m和n被所有的投资者认为是相同的，即两个企业可产生相同的现金流Yn、Ym，也就是Yn=Ym。因此，两现金流量有相同的概率分布，并且相关系数为1。在这些假定下，MM理论可以简述如下：在完善的市场下，企业的均衡市场价值与它的债务权益比是无关的。MM理论是从严格的逻辑证明推导出的结论。在完善的市场条件下，许多学者从不同的角度用不同方法进一步证明了MM定理是成立的。MM定理2―考虑企业所得税的MM定理。如果考虑企业存在所得税的情况，前面所述的无企业所得税的MM定理结论已不再成立了。这种情况下，MM定理可以表述成这样：在完善的市场条件下，如果企业需要交纳所得税且借款的利息可在税前作为费用支付，则有举债企业的市场均衡价值为Vn，Vn=Vm+tBn。Vm是无任何借款和规模相同的企业均衡价值，t是企业所得税率，Bn是企业债务的市场均衡价值。这一结论表明，企业价值与企业举债量成线性关系，举债越多，企业价值就越高。显然MM理论的假定是严格的，也没有过多的考察资本结构的影响因素，他最重要的作用在于它指出了建立更有效的资本市场的标准。我们研究股权结构对资本结构的影响，是在我国不完善的市场条件下进行的。不完善市场条件的存在，并不是对完善市场条件下MM理论的否定，而是以完善市场条件下的财务理论为基础的。这也是本文阐述MM理论的初衷。（2）资本结构的理论。Masulis，R.W，A.N Korwar （1986）在M-M理论的基础上，从成本的角度研究了资本结构问题。他们认为，公司可以通过发行新股或增加举债来实现融资。当公司通过发行新股来融资时，随着公司外部股东持股的增加，公司管理者对外部股东的权益成本会不断增加；而当公司通过举债方式来融资时，随着负债程度的增加，公司管理者就更有动力利用债权人的财富为自己或代表的股东牟利，从而造成股东对债权人的负债成本不断增加。由此，公司在进行资本结构的决策时有必要在这两种成本之间寻求一种均衡。而此均衡点也同时决定了公司合理的股权结构和资本结构。这种成本的选择过程，也正是我们所强调的资本结构本质的探求过程。应该承认，这种理论可以让我们更深刻的了解到资本结构的形成机制。但是詹森与麦克林的理论并未去探讨股权结构等宏观因素是如何影响资本结构选择的。可能的原因在于：他们所研究的企业股权结构特征没有我国企业这么独特。
（二）国内文献 从国内来看，许多学者也从不同角度研究了各种因素对企业资本结构的影响。中山大学的顾乃康和杨涛选择国家股、法人股、公司成长性、企业规模、资产担保价值、非负债税盾（如折旧）等变量作为影响资本结构的因素，采用横截面和时间序列混合检验的方法进行了回归分析。南开大学的刘冬和李雪莲则从现代资本结构理论角度对企业最优资本结构进行了界定，并就如何优化上市公司的资本结构提出了建议和实施途径。中国人民大学财金学院的李雯也在资本结构的基础上探讨了不同的股权结构对上市公司融资方式偏好的影响， 并提出中国的上市公司有着与现代资本结构理论相违背的融资结构：即上市公司普遍偏好于股权融资。
三、研究设计
（一）研究假设 不同类型股份在投资形式、投资成本和股东权益等方面有着不同的内涵，从而增加了股权结构的复杂性。上市公司股权结构的复杂性必然给公司治理带来特殊的影响。鉴于我国上市公司股权结构的现状，有必要做进一步的分析，进而提出了本文的假设。国有股的存在表现出了我国上市公司的独特性。国有股的持股主体主要有：行业主管部门、国有资产经营公司、国有资产委员会、集团公司、地方政府。有些国有股甚至没有明确的持股主体。但是无论谁代表国有股，都无法承担其应有的责任，也没有直接的利益激励其提高国有资产的运营效率，使国有资产收益达到应有的水平，这就实际上造成了国有股产权虚置。由于国有股权没有形成人格化的产权主体，对公司的监控约束机制难以建立，这种缺陷的制度往往容易衍生经营性道德风险，因此国家股的存在将加剧公司的内部人控制。在这种情况下，当国家股比例增加时，会进一步降低公司的价值。这种降低直接反映在股价和公司市值上。这种公司价值的降低是内部人不可接受的，因为这种直观的降低更容易被所有者觉察，不但损害自己的利益和形象，还会丧失许多消费和机会。因此经营者（内部人）偏好于更多的隐蔽性负债融资。所以国有股比例越大，就越有可能产生内部人控制问题，对内部人的监督控制就越弱化，内部人从自身利益出发选择融资方式的可能性就越大。鉴于内部人转嫁风险的便利性和自身利益的考虑，提出假设：
假设1：国家股的比例与负债的比率呈现出正相关关系
法人股既与追求短期资本利得的外部流通股不同，也与流动性很差且缺失产权主体的国家股不同。法人股相对具有控制和监督管理者行为的内在激励。法人股具有相对明晰的产权关系和明确的投资主体，因而具有积极参与公司治理的动力。反映在公司治理结构中，在选举的董事会和监事会中都有法人股东代表。法人股东基于其市场化程度更高和更规范的特性而偏好于债务融资。因为债权融资所具有的避税功能和会给经营者带来更大压力的衍生作用能更好的保证法人股东们的利益。在完善的市场条件和合理的治理结构安排下，考虑到法人股东在公司治理结构中扮演着重要的角色，法人持股比例越高，对管理者的监督作用就越大，反映在融资方式上就更趋向于债务融资。因此，提出假设2：
假设2：法人股比例与债务比率呈正相关
需要指出的是，如果上市公司非国有法人股所占的比重比较小，力量很弱，对公司治理结构形成的影响力较弱，那么也会出现法人股同债务比率负相关（甚至弱相关性）的可能性。如果考虑到我国不完善的市场体系和不合理的企业治理结构，那么就不能把合理状态下的正相关适用到我国企业。再加上我国消费者和生产者普遍存在着“避债”心理，所以本文认为出现负相关或弱相关的可能性更大。对于流通股，具体到我国，我国的公司治理结构既没有像美国、英国那样把重点放在保护小股东的利益上，也缺乏英美体制中具有竞争性的外部市场和法院制度的强大作用。我国还缺乏外部治理结构模式起作用的经济条件和法律制度。国有股不能流通，使国有控股上市公司的二级市场并购难以实现，“用脚投票”的市场淘汰机制失灵，弱化了上市公司加强管理的动机。流通股东（散户和公众股民）投资的目的是通过股票升值来获得投机收益，对公司股价波动的关心远胜过对公司经营业绩的关心。“搭便车”的心理与“用脚投票”的行为使流通股东监督经营管理行为的动机和能力都比较弱。因此流通股股东和管理者之间的关系是隐性模糊的。管理者在面对债务融资时往往从自身利益出发，而不会过多在意“监督缺失”的流通股民的意愿。当流通股比例大到能对经营者的行为发挥监督约束作用时，不考虑国有股和法人股东的情况下，流通股东风险厌恶者的特性会迫使经营者、管理层降低债务比例，以规避风险。考虑到我国上市公司流通股的实际情况，到2012年底还达不到65%，也就是说大约1/3的股份没有流 动性。流通股东并没有能力去影响和约束经营者债务融资的偏好和动机。因此，提出假设：
假设3：流通股比例与债务比率呈负相关
对于管理者持股，通过考察我国上市公司实际情况，本文认为管理者持股对资本结构选择的影响是混合的。詹森与麦克林（2007）认为管理者相对外部股东而言更偏好低债务水平，其解释是管理者面临着的是更多不可分散的非系统风险。然而鉴于我国上市公司治理结构的特殊情况：管理层持股比例普遍比较低。可以认为管理者持股比例对资本结构的影响可能是微弱的。因此假设：
假设4：管理者持股比例与债务比率呈不显著关系
另外还有诸多的变量会对公司的资本结构产生内在的影响。本文把这些影响变量作为随机误差项纳入分析范畴。借鉴国内外学者的研究资料，主要考虑以下变量：（1）盈利性。梅耶斯和马基卢夫（MyersandMajluf，1984）的优序融资理论（即啄食理论）指出盈利性高的企业倾向于低的负债率，因此在中国盈利性高的企业的负债率可能较低。（2）成长性。高成长性的企业比低成长性的企业对未来的发展有更多的选择。（3）公司规模。大公司由于其透明度较高、破产风险较低和融资成本较低而具有在资本市场上发行长期债券的优势，而小公司不易发行公司债券，因此倾向于采用短期债务。（4）道德风险。容易发生道德风险的公司很难博得债权人的“好感”，从而通过债务融资也就很难实现。（5）非债务税盾。一家有较多税盾（如折旧等可以抵税的量较多）的公司倾向于少举债。一般认为，债务发行与折旧之间存在负相关关系。（6）债务税盾。根据米勒和莫迪利安尼（MillerandModigliani，1966）的理论，一个公司的所得税越高，其公司越倾向于发行债务以便得到税收减免好处。
（二）变量定义 本文采用SPSS统计软件，应用多元回归分析，用最小二乘法（OLSE）来检验股权结构等因素对资本结构选择的影响以及各变量之间的相关性。由于在资本结构中负债和所有者权益（股东权益）是最基本的分类，负债与所有者权益（这里用总资产来表示）的比率称为负债比率，用以表示资产对负债的最大承受能力。这个百分比最基本的经济学含义是当企业出现破产清算时，债权人利益的保障程度，其值越大保障程度越低。所以在本文的分析中，将使用债务比率这个指标来做为主要描述量。为了便于分析，定义如下变量：以负债比率为因变量，以国家股比例、管理者持股比例、法人股比例、流通股比例为自变量，公司成长性、赢利性等为随机误差项。具体见表（1）。
（三）样本选择与数据来源 本文研究的数据均来源于国泰君安数据库，本研究的样本选取遵循以下原则：（1）A股是人民币普通股票，共境内机构、组织或个人以人民币认购和交易，经过几年的快速发展已经初具规模；B股是人民币特种股票，以外币认购和买卖，投资人限于外国以及香港、台湾、澳门地区的自然人、法人和其他组织，为了确保研究公司的行为成熟以及市场规模，因此本研究不考虑B股的上市公司；（2）为了确保公司行为的成熟，因此本研究剔除了被ST的公司，为避免异常值的影响；（3）为了保持研究的实时性，本研究数据研究的数据选取节点为2011年12月31日。在以上原则基础上，本研究选取了2012年1月1日之前在沪市A股上市的876家公司作为样本，以这876家公司的2011年年报数据为基础。
（四）模型建立 为了得到管理者持股比例、国家股比例、流通股比例和法人股比例对资本结构的影响以及变量之间各自的相互相关性的经验证据，建立多元线性回归模型：设Y=D/A为随机变量；取一般变量MSO、SS、LS、IS。从而有：
Y=D/A=β0+β1SS+β2MSO+β3LS+β4IS+ε
对于回归模型，可以这么解释：通过变量间相关性的分析，既可以知道自变量国家股比例、管理者持股比例、法人股比例、流通股比例是如何共同影响因变量债务比率的，也可以分析出这些自变量中的某一个在其他自变量不变的情况下是如何影响债务比率（资产负债率）的，以及这些自变量之间各自的相关性。通过这些分析，为本文的结论提供支持。
四、实证检验分析
（一）描述性统计 从表（2）描述统计结果中可以看到，自变量的均值分别为：SS=0.3212、MSO=0.0354、LS=0.2957、IS=0.3827、 D/A
=0.5839，样本容量n=33。债务比率（D/A）的标准差S（D/A）=0.7890。
（二）相关性分析 从相关系数表（3）中看到，国家股、管理者持股、法人股、流通股同债务比率的相关系数分别为：r（ss）=0.221、r（mso）=0.016、r（ls）=-0.176、r（is）=-0.138。国家股、管理者持股同债务比率呈正相关关系，法人股和流通股则同债务比率呈负相关关系。单测检验显著性：Sig（ss）=0.108，Sig（mso）=0.464，Sig（ls）=0.163，Sig（is）=0.222.
这说明国家股同债务比率的线性关系最显著，其次是法人股和流通股，管理者持股同债务比率的相关性最不显著。这表明国家股、法人股对债务比率从而资本结构有着较为明显的影响，流通股的影响则稍显微弱。管理者持股同债务比率的相关性最不显著，可能的原因是我国上市公司的股权结构中国家股、法人股比重较大，而管理者持股比例较小，这也同前面的假设是一致的。另一方面，从表中还可以解读到，法人股和流通股与债务比率存在负相关关系。流通股同债务比率之间存在负相关关系，这符合本文的假设。但法人股同债务比率间的负相关关系却不符合假设。可以解释为，我国上市公司的法人股，无论是比重还是作用和前几年相比都有了明显加强，上市公司中法人股的监督和约束作用逐渐加大，“法人缺位”现象有所改变。这些变化同我国的资本市场发展是息息相关的。尽管如此，同（相对）完善的市场体系和合理的企业治理结构相比，我国上市公司法人股的这些变化并未使其监督约束作用达到足以改变经营管理者行为的程度。从另一层面上将，法人股东权位的逐渐“回归”和监督约束作用的逐渐加强，更多的只是量上的递增，而不是质上的嬗变；更多的只是反映了法人股东在收 益（主要是资本收益）上诉求的加强，而不是自身广义利益（包括收益权在内的索取权、控制权、管理权等）的更大意义上诉求的加强。因此法人股的这种积极变化并未从根本上改变法人股的弱势地位，即还没有具备理性条件下正相关的条件。本文认为，这是法人股同债务比率存在负相关关系的最可能解释。
（三）回归分析 回归分析结果见表（4）。从Coefficients系数表中可以得到回归方程：
Y=（D/A）=0.7730+0.4553SS+0.3517MSO-0.2214LS-0.7379IS
回归系数β1检验的t值=0.2439，显著性Sig=0.8091；回归系数β2的检验t值=0.306，显著性Sig=0.7618；回归系数β3的检验t值=-0.118，显著性Sig=0.9069；回归系数β4的检验t值=-0.417，显著性Sig=0.6799。这些检验结果，同F检验的效果是一致的。检验的效果，从整体来看并不理想。可能的解释是：在本文所选择的样本中，国有转制企业较多，这些企业的融资行为、股权安排在一定程度上并不规范，有时甚至存在着股权安排同融资行为并不相关的情况。另一方面，我国的资本市场（这里主要指的是证券市场）现存的一些规章制度和法律规定，如跌停、涨停、ST、PT等制度，不但会给企业行为带来一些负面的影响，而且会导致畸形的企业战略和行 为。同时，应该看到，在本文所选取的样本数据中，随机误差项：企业盈利性、成长性、公司规模等因素所带来的影响也不可忽视。考虑到随机误差项在样本中所占权重，尽管本文并未过多分析它们的权重，该检验结果可以接受。从表（5）和表（6）中看到，决定系数R2=0.0650，从相对水平上看，回归方程能减少因变量债务比率约6.86%的方差波动。回归标准差ó=0.8156，从绝对水平上看，债务比率的标准差从回归前的0.7890增加到回归后的0.8156。从方差分析表ANOVA中可以看到，F=0.4863，显著性Sig=0.7456。这说明债务比率对国家股、法人股、管理者持股、流通股的线性回归一般显著，这与相关系数的检验结果是一致的。综上，通过SPSS统计软件所作的实证分析，验证了前述假设，法人股比例与债务比率呈正相关关系；法人股比例与债务比率呈正相关关系；流通股比例与债务比率呈负相关关系；管理者持股比例与债务比率呈不显著关系关系。
五、结论与建议
（一）结论 本文在样本选取和回归分析中，始终是以我国上市公司的具体情况为分析基础的。我国上市公司的资本结构存在着若干值得探讨的问题。可以把这些问题归纳为两个方面：第一，我国上市公司的资产负债率（负债比率）偏低。如前所述，这种现状是特定环境下特定机制的产物，同我国独特的股权结构息息相关。因为正是我国股权结构安排的不合理性“卵生”了非理性的企业融资行为。此外，在国有股、法人股比例大的上市公司中，其股权结构中管理者持股比例就越小，股权融资的动机和倾向就越明显。针对上述两个方面的问题，本文把我国上市公司对股权融资的过度偏好归因于我国资本市场的特殊状况。最可能的解释是：根据“市场时机理论”，如果上市公司的股价被高估，股权融资将会导致公司的价值最大化。从这个层面来说，由于当前我国大多数上市公司的股价被高估，因此偏好股权融资也就顺理成章了。由于我国上市公司不分红或少分红的传统，使得在我国股权融资成本比较低。低成本的融资方式在权益抉择、估量中必然成为首选。第二，我国国有股和法人股比例较大，流通股、散户持股比例较小，这样独特的股权构成加上法人股以及我国企业国有股的“所有者缺位”问题使得上市公司缺少监督和制衡。
（二）建议 优化我国上市公司资本结构，应该走“内外兼治”的道路，即一方面要在企业价值层面上实现企业资本结构的最优化，在另一方面要着力优化我国上市公司所处的宏观环境；既要从宏观基础来考量，更要注重微观基础的自我调整和优化。既然已经有了企业资本结构的优化与企业治理结构的调整相互作用，相伴相生的结论，那么把企业治理结构与资本结构的调整结合起来进行的资产重组便可视为当前一种较为可行的路径选择。资本结构的调整有两种方法：增量调整和存量调整。在我国目前的条件下，应当增量调整与存量调整并举，并以存量调整为主。资产重组是存量调整的重要手段，其目的就在于通过存量资产的比例、质量等方面的调整改变股权结构不合理的状况。具体的讲，就是要改变国有股一股作大的状况，改变非流通股一股作大的状况，逐渐增加流通股比重，逐渐让市场对企业的股权结构、资本结构进行调整，从而使得治理结构起作用。
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[3]傅元略：《企业资本结构优化理论研究》，《会计研究》1998年第9期。
一、引言 长期以来，公司融资结构领域的研究都将企业的各种债务看成是同质的，并据此来研究企业应如何在债务和权益之间进行选择，从而确定一个最优的资本结构(袁卫秋，2004)。然而，企业发行的各种类型债务，在到期时间、优先级、限制性条款、有无担保、是否可以转换以及是否可以赎回等许多方面都存在明显差异(肖作平，2006)。围绕各种类型债务的期限不同，公司债务期限结构的选择问题引起了大量学者的关注，并取得了丰富的研究成果。公司财务领域的研究表明，债务期限结构会影响公司价值。一方面，更多的短期债务使得管理者(代表股东的利益)时常面临还本付息的压力，并经常性地减少企业的自由现金流，从而有效约束管理者的过度投资问题和资产替代问题(Myers，1977;Jensen，1986)。而且使用更多的短期债务，势必使得管理者需要经常到资本市场上进行融资，因而将受到更多的投资者监督，从而有利于降低管理者的成本(Stulz，2000;Datta等，2005)，提高公司价值。另一方面，也有研究认为，使用更多的长期债务有利于提高公司价值。因为发行长期债务有利于债务人规避利率的波动风险，且长期债务的发行成本和交易成本总体要显著低于短期债务(Brick，Rav-id，1985)。基于上述的分析，本文在理论的框架下，通过回顾现有研究成果提出本文的研究假设，并以2001～2005年中国沪深两市A股上市公司为研究样本，实证检验了债务期限结构对公司价值的影响。 二、研究假设 在完全市场的假设下，Stiglitz(1974)的研究表明，公司价值与债务期限结构无关。然而，现实中市场是不完全的。因此，随后的研究从市场的不完全性，如信息不对称(Flannery，1986;Diamond，1991)、税收因素(Brick，Ravid，1991;Ravid，1996)、负债的成本(Myers，1977)、权益的成本(Datta等，2005)等各个理论视角出发分析探讨了债务期限结构对公司价值的影响关系。特别是基于理论的相关研究指出，使用更多的短期债务(或债务期限的短期化)有利于提高公司价值。首先，使用更多的短期负债使得管理者(代表股东的利益)时常面临还本付息的压力，并能够经常性削减管理者可支配的自由现金流，从而有效约束管理者的过度投资和资产替代行为，降低负债融资的成本(Myers，1977;Jensen，1986);其次，使用更多的短期债务融资，迫使管理者需要经常进入资本市场进行融资，因而使得管理者受到来自承销商、投资者、评级机构等市场相关利益主体的更多监督，从而有利于约束管理者的各种败德行为，降低管理者的成本(Stulz，2000;Datta等，2005)。此外，Rajan和Winton(1995)的理论模型也表明，短期债务赋予了债权人更大的延展弹性，使得债权人以最小的成本来有效监督管理者，即短期债权人能更积极、有效地监督管理者。Datta等(2005)的研究发现，债务期限结构与管理者持股比例显著负相关。而管理者持股有利于联合管理者与股东的利益，从而降低成本(Jensen，Meckling，1976)。 基于上述研究，我们认为，公司价值与债务期限结构之间存在一种负相关的关系。也就是说，考虑到短期债务融资的治理效应，使用更大比例短期债务的公司具有更高的市场价值。而且当公司具有更严重的问题时，使用更大比例的短期债务将更有利于提高公司的价值。因此，提出本文的两个研究假设:假设1:其他条件相同的情况下，公司价值与债务期限负相关。假设2:在具有更严重成本的企业中，公司价值与债务期限的负相关关系更明显。 三、实证研究 (一)样本选取 本文选取2001～2005年中国深沪两市仅发行A股的非金融类上市公司为样本，剔除ST、PT、净资产为负、负债比例大于1以及数据缺失的上市公司样本，最终得到并确认的有效样本有3531个。各年度样本分布情况如表1所示。数据来源于深圳国泰安公司提供的《中国上市公司财务年报数据库》和《中国上市公司财务指标分析数据库》(CSMAR)。 (二)变量定义 1.因变量 本文的实证分析涉及两个因变量:公司新增投资水平和公司价值。公司新增投资水平用于OLS回归预测公司当年的期望新增投资水平，进而来计算公司的自由现金流量。借鉴Richardson(2006)的定量计量方法，企业的期望新增投资水平应为企业成长机会的增函数，并与上一年的实际新增投资水平、公司规模、负债水平、现金资产、现金股利等因素有关，而公司的自由现金流量则等于现有资产正常经营产生的自由现金流量减去公司当年的期望新增投资水平。公司价值指标则用于分析债务期限结构对其的影响。因为会计指标容易被粉饰，在国内外研究中主要以Tobin’sQ来衡量公司的市场价值。本文沿用这一研究惯例，同时，考虑到中国上市公司非流通股的折价问题，参照Chen和Xiong(2002)的研究成果，将采用三种方法来计算公司的Tobin’sQ指标。此外，鉴于国内有不少学者以每股净资产来反映非流通股的股价，我们也将应用这一方法来计算公司的Tobin’sQ值，从而增强研究结论的客观性和可比性。 2.解释变量———债务期限结构 现有的研究中，关于公司债务期限结构的度量方法主要有两种:一是资产负债表法;二是增量法。限于可获得数据的局限性，本文借鉴Barclay和Smith(1995)、肖作平(2006)、肖作平和廖理(2007)等相关研究的度量方法，把公司债务期限结构定义为长期债务占总债务的比例。同时，使用长期借款占总借款的比例来度量公司的债务期限结构。 3.控制变量 本文主要考虑公司规模、负债水平、盈利能力、发展机会等公司特征变量对公司价值的可能影响。变量的具体定义和计量方法如表2所示。 (三)经验模型 首先，使用模型(1)来预测公司当年的期望新增投资水平，进而利用该指标来计算公司当年的自由现金流量;其次，应用计量模型(2)和(3)来验证本文的研究假设，其中，模型(2)以长期债务比例为解释变量，模型(3)以长期借款比例为解释变量。#p#分页标题#e# 四、实证结果分析 (一)描述性统计结果 表3为样本数据的描述性统计分析结果。表3的数据显示，以TobinQ衡量的样本公司市场价值的均值为1.95，且样本公司的负债率平均达到了49.75%;样本公司的长期债务占其总负债的比率平均为15.82%，而标准差也达到了17.29%，说明各样本公司的债务期限结构差异比较大;样本公司的自由现金流量均值为－0.06，而其标准差为0.33，这说明各样本公司的自由现金流量差异很大，因而样本公司中以自由现金流量来衡量的潜在成本也就存在很大差别。 (二)相关系数和分析 表4为主要变量的Pearson相关系数分析结果。从表4中可知:公司的长期负债占总负债的比例(或长期借款占总借款的比例)与衡量公司价值的多个TobinQ指标都显著负相关，即长期负债比例(或长期借款比例)越高，公司的价值越低。这与本文的理论分析结果和研究假设都一致。此外，公司的长期负债比例与公司规模、负债水平、盈利能力、发展能力都显著正相关，而长期借款比例与公司规模、盈利能力显著正相关，因而在下文的OLS回归分析中应该注意和解决这些变量间的多重共线性问题对回归结果的影响。 (三)单变量的方差分析结果 在描述性统计分析的基础上，本文以样本公司价值的均值为分界点，把样本公司分为“高公司价值”和“低公司价值”的两个子样本，从而对公司的债务期限结构进行单变量的方差分析，其结果如表5所示。表5的结果显示，“高TobinQ组”的子样本公司的长期负债比例均值为12.37%，而“低TobinQ组”的子样本公司的长期负债比例均值为16.59%，且两个子样本间的长期负债比例均值的差异显著水平达到了1%。这一结果表明，具有较高公司价值的样本公司具有较低的长期负债比例，意味着使用了较多短期债务融资的公司具有较高的市场价值。同样的结果在以长期借款比例来衡量公司债务期限结构的方差分析中也可得到，且在以其他指标(如Tobin80、Tobin70、Proxy_Tobin)衡量公司价值的情况下，结论同样成立(见表5)。 (四)OLS多元回归分析结果① 根据经验模型(2)和模型(3)进行全样本的OLS多元回归分析，回归结果如表6所示。从表6可知，所有回归模型的F统计量都在1%水平下显著，且调整后的R2从0.3074到0.5239，这表明模型的整体拟合效果良好并具有较高的模型解释能力。而所有模型的方差膨胀因子从2.99到4.02，表明模型的多重共线性问题并不严重，回归结果具有较高的有效性。 从模型Ⅱ和Ⅴ的结果可知，在不引入公司特征等控制变量的情况下，无论是以长期债务比例还是长期借款比例来衡量的公司债务期限结构，都与公司价值在1%水平下显著负相关。而当把公司特征作为控制变量引入回归模型后，分析结果却显示债务期限结构与公司价值的线性关系并不具有统计显著性(见表6中的模型III和IV)。我们认为，这主要是债务期限结构变量与公司特征变量高度线性相关所导致的结果。有鉴于此，在引入公司特征等控制变量的同时，还引入了控制变量与解释变量(债务期限结构)的交互项，回归分析结果如表6中的模型Ⅳ和Ⅶ。结果发现，无论是以长期债务比例还是长期借款比例来衡量的债务期限结构都与公司价值显著负相关，且显著水平都达到了1%。而从交互项的分析结果可知，ROA•DM1、ROA•DM2的系数都在1%水平下显著为正，这表明当公司的盈利能力提高时，债务期限结构与公司价值的负相关性会减弱。然而，从总体上看，债务期限与公司价值仍然显著负相关，假设1得到经验支持。 上述的分析已经证实了债务期限结构与公司价值的负相关关系，但债务期限短期化有利于提高公司价值的内在机理是否为短期债务有利于降低管理者的成本呢?既然债务期限短期化通过降低管理者的成本，提高了公司的价值，那么，短期债务的使用在那些具有更严重问题的公司中比在那些问题比较轻的公司中，更利于提高公司的价值，即债务期限与公司价值的负向关系在问题更严重的公司中将更显著。基于这一分析，将样本公司根据问题严重程度不同分为两个子样本:“高成本公司”和“低成本公司”，并分别进行回归分析。 借鉴Jensen(1986)和前人的度量方法，利用自由现金流量来度量公司潜在问题的严重程度。Jensen(1986)的研究指出，具有更多自由现金流量的公司将很可能导致更高的成本，因为管理者会利用这些超额的自由现金流量来谋取私人收益。而公司自由现金流量的计量则借鉴了Richardson(2006)的度量方法。表7为公司当年期望新增投资水平的预测模型分析结果。预测出公司当年的期望新增投资水平后，进而公司的自由现金流量就等于(经营活动的净现金流量+研发费用－折旧与摊销－当年的期望新增投资)/总资产。根据得到的自由现金流量水平(FCF)，把总样本分为“高FCF”和“低FCF”的两个子样本，并分别进行OLS多元回归分析，结果如表8所示。从表8可知，所有回归模型的F统计量都在1%水平下显著，且调整后的R2从0.4880到0.6019。这些结果表明，模型的整体拟合效果良好并具有较高的模型解释能力。而所有模型的方差膨胀因子从2.53到4.42，表明模型的多重共线性问题并不严重，回归结果具有较高的有效性。从表8中模型1和模型2的回归分析结果可知，无论是在“高FCF”子样本，还是在“低FCF”子样本，以长期债务比例衡量的公司债务期限结构与公司价值都在1%水平显著负相关，但可以发现，“高FCF”子样本下债务期限结构变量的回归系数为－0.74，明显小于“低FCF”子样本下债务期限结构的回归系数－0.59。因此，从回归系数的大小和符号可以得到，在“高FCF”子样本中，债务期限结构对公司价值的影响更大，即在具有更严重成本的子样本公司中，公司价值与债务期限的负相关关系更明显。因而假设2得到检验通过。同样的结论，也可以从以长期借款比例来衡量公司债务期限结构的回归分析中得到，结果如表8中模型3和模型4所示，在此不再赘述。#p#分页标题#e# 五、结论及启示 在传统的理论框架下，以中国深沪两市仅发行A股的非金融类上市公司2001～2005年的数据为研究样本，本文实证检验了债务期限结构对公司价值的影响关系及其内在机理。研究结果表明，公司价值与债务期限显著负相关，且这种负相关性在具有更严重的成本的公司中更为明显。这一研究结论表明，债务期限结构确实能够影响公司价值。具体而言，债务期限的短期化或使用更多的短期债务有利于提高公司价值，其内在的机理是使用更多的短期债务能够有效降低管理者的成本。在中国国有股“一股独大”导致的所有者的实质缺位以及造成的“内部人控制”问题，一直困扰着中国上市公司治理的改革实践。在此背景下(特别是在其他各种治理机制都不能有效发挥作用的背景下)，积极利用短期债务融资契约的治理效应，有效约束管理者等“内部人”攫取私人收益的各种败德行为，不失为中国上市公司治理改革实践的一种有益尝试，而融资契约的治理效应也正是中国上市公司治理实践一直忽视的方面。
关键词：盈余管理 债务成本 信贷管理制度 薪酬考核体系
一、引言
盈余管理是一种普遍的企业行为，会计信息的使用者（股东、监管机构、银行和其他债权人等）是否发现了管理当局的盈余管理行为（Healy and Wahlen，1999）。有研究表明投资者和证监会能够识别我国上市公司在配股过程中的盈余管理行为（Chen and Yuan，2004；Haw et al.，2005）。陆正飞等（2008）没有发现盈余管理程度不同的企业新增银行长期借款与会计信息的相关性存在显著差异，并认为没有发现我国银行能够识别借款企业盈余管理的证据。但是，银行对借款企业盈余管理的识别除了体现在企业是否能够获得债务融资上，还可以通过债务融资成本体现出来（陆正飞等，2008）。姚立杰和夏冬林（2009）通过分析了企业盈余质量与总借款债务成本，长期借款债务成本和信用借款债务成本之间的关系，发现我国银行在一定程度上能够识别借款企业的盈余质量。因此在我国，以银行为代表的债权人是否识别了企业的盈余管理行为，以及是否采取措施避免企业盈余管理给自身带来的风险，国内研究并未得出一致的结论（陆正飞等，2008；姚立杰和夏冬林，2009）国外主流文献普遍认为，企业的盈余管理行为将会导致盈余质量的降低，从而增加企业的债务融资成本（Dechow et al.，2010）。但是以发达资本市场为制度基础发展起来的一系列经典理论假说及经验证据，能否有效解释转型经济中的企业财务安排及其信号传递效应值得思考（戴璐和汤谷良，2007）。信息风险理论表明，信息不对称带来的信息风险是不可分散的（Easley and O'Hara，2004），这会导致投资者产生逆向选择行为，即在信息不透明的情况下，通过提高资金价格（也即企业融资成本）来进行自我保护。然而，从信息理论的角度解释盈余管理与债务成本之间的关系立足于债权人有能力和动机识别企业的盈余管理行为。姚立杰和夏冬林（2009）从授信体系的建立和信贷人员能力的角度认为我国银行能够识别借款企业的盈余质量，盈余质量与总借款债务成本，长期借款债务成本和信用借款债务成本负相关。本文在此基础上，从我国大部分银行和上市公司属于国有性质的制度背景，银行信贷管理制度和薪酬考核体系的不完善出发，认为银行缺乏识别借款人企业盈余管理的动机，相反甚至存在主动寻求规则漏洞的动机，从而导致我国上市公司盈余管理程度与企业债务成本正相关的“怪象”。
二、理论基础与研究假设
（ 一 ）盈余管理与债务成本 盈余管理是一种普遍的企业行为，为了达到误导那些以公司的经济业绩为基础的利益关系人的决策或者影响那些以会计报告数字为基础的契约结果的目的，管理当局在编制财务报告和规划交易的过程中运用个人判断来改变财务报告的数字（Healy and Wahlen，1999）。在理想和完善的市场经济状况下，银行等债权人根据公司提供的财务报表，来了解公司的财务状况、经营成果和现金流量，进而对是否提供贷款、贷款金额、贷款成本等做出决策安排。一般情况下，公司盈利状况越好，未来的现金流越充裕，企业的信用风险越低，越值得银行以较低成本为其提供贷款。既然盈余是借款企业违约风险的一个重要的判断因素，进而盈余会影响企业的债务成本，因此，公司有强烈的动机进行盈余管理进而影响债务成本。那么，对此相对应的就是，契约的另一方——会计信息的使用者（股东、监管机构、银行和其他债权人等）是否发现了管理当局的盈余管理行为（Healy and Wahlen，1999）。目前我国各大银行实行的信贷审批制度具有统一化、形式化和规则化的特点，过多关注企业报表中流动比例、资产周转率、资产净利率等数量化的财务指标，对账面价值和财务比率进行分析，而忽略了结合企业背景和重大项目对企业财务质量的深入评估。数量化的指标易于理解和操作，但是也提供了刻意规避的空间。在现实中，很可能出现企业通过盈余管理达到各种数量化的信贷指标，然后银行据此发放贷款的情况。另外，目前我国银行实行的绩效考核机制将员工的薪酬主要与贷款数量挂钩，而贷款质量在绩效考核中难以体现，导致“利益即期回报，风险隐患留行”。这种薪酬管理制度诱使放贷人员利用信贷制度的规则漏洞，通过与申请贷款企业的“合谋”，提升自身利益，从而进一步弱化了员工识别债务人企业盈余管理行为的动机。
上述银行信贷管理制度的重视数量指标的倾向使银行缺乏识别盈余管理的有效机制，而银行薪酬管理制度的缺陷则进一步弱化了银行识别盈余管理的动机，这两方面共同导致了银行未能有效识别和防范债务人企业的盈余管理行为，进而带来了企业盈余管理程度越高，贷款成本越低的经济后果。基于上述分析，我们提出以下假设：
假设1：在中国大陆地区，盈余管理程度越高的公司，债务成本越低
（ 二 ）产权性质对盈余管理和债务成本关系的影响 在我国独特经济体制下，国有企业和民营企业面临差异化的制度约束，这样的制度约束对两者的融资行为产生了不同的经济后果。中国的国有企业普遍承担着的政策性负担导致了企业的预算软约束（林毅夫和李志赟，2004；林毅夫等，2004），当企业经营不善出现问题时，政府会通过税赋减免、税收返还和财政补贴等手段提供帮助。政府对国有企业的“背书”使其在制度约束短缺、制度配置不当的经济体制变迁过程中处于天然优势，在本文中这一优势体现在对债务性资源的获取能力上。银行在面对国有企业的贷款申请时，考虑到政府对其的担保，更没有动机去发现其财务报表中的盈余管理行为。因此，国有企业的盈余管理程度越高，其债务成本越低。相反，民营企业的最终控制人是个人，当民营企业以其自身拥有的所有财产对债务承担责任。因此，银行会密切关注民营企业债务人的财务数据，对贷款风险的审查较之国有企业更为严格。民营企业获取贷款必须严格符合银行的贷款政策，并且在使用银行贷款的过程中，必须严格遵守银行的诸多限制性条款。以2008年东星航空的破产与东方航空重组为例，两家同时面临破产危机的航空业企业，东星航空这一民营企业债务重组没有通过，导致破产；而东方航空在国资委的帮助下与上海航空重组，从而避免了破产的危机，由此可以看出国有企业与民营企业面临财务危机时处境的差异。所以，民营企业的盈余管理程度越高，其债务成本不一定越低。综合上述分析，我们提出以下假设：
假设2：国有企业盈余管理程度越高，债务成本越低；民营企业盈余管理程度越高，债务成本不一定越低
（ 三 ）市场化环境对盈余管理和债务成本关系的影响 当前，我国的市场化进展程度在不同区域很不平衡。在一些东部沿海省市，市场化已经取得了决定性的进展，而在另外一些省区，经济中非市场的因素还占有重要的地位。面对不同地区经济环境的差异，为了规范银行信贷审批业务，解决由于信贷人员业务水平参差不齐而产生的处理信贷审批业务的差异性，各大银行基本由总行统一制定信贷审批系统，在商业银行内部建立统一的评级打分公式，按照统一的指标体系计算出企业的得分，判定企业的信用等级。尽管有统一的规则指导，但处于不同制度背景地区的分行，对信贷管理制度的理解可能会存在差异，进而导致对信贷管理的执行和运用程度存在差异。一般来说，在经济形势和制度环境较好的地区，银行员工会非常熟悉银行信贷管理的相关规则和我国市场监督体系，利用形式化规则的意识和能力较强，因此在重视量化指标的薪酬考核体系下，更会利用信贷管理制度的形式化缺陷，谋取自身利益而忽略对债务人企业盈余管理的识别和防范。相反地，在制度环境较差的地区，银行员工对银行信贷管理制度和市场监督体系等规则的熟悉程度相对较低，往往倾向于对信贷管理制度被动的遵守，对规则的操纵和利用较少，因而在一定程度上可以识别和防范债务人企业的盈余管理。上述分析表明，在经济越发达、市场化程度越高的地区，银行员工利用刚性的信贷规则为企业提供贷款，以增强自身的福利的意识越强，从而导致盈余管理与债务成本显著负相关；而在经济相对滞后、市场化程度相对落后的地区，银行更有可能识别企业的盈余管理，从而不存在盈余管理程度越高，债务成本越低的现象。于是我们以下假设：
假设3：在市场经济较好的地区，盈余管理程度越高，债务成本越低；在市场经济较差的地区，盈余管理程度越高，债务成本不一定越低
三、研究设计
（ 一 ）样本选择和数据来源 本文以2003年至2009年深市和沪市所有A股上市公司为初选样本，同时按照以下原则对样本公司进行筛选：剔除金融类上市公司；剔除ST或PT类上市公司；剔除数据缺失的上市公司；剔除无法获得相关数据的上市公司；由于国有转民营和民营转国有的公司常常伴随着财务状况异常，因此本文将这类公司从样本中剔除。最后获得5127个公司年度观察值。本文所有财务数据来源于CSMAR数据库。上市公司终极控制人和注册地的数据来源于色诺芬公司的CCER数据库。市场化数据根据樊纲等（2010）编制的各地区市场化进程数据及其子数据构建而成。
（ 二 ）变量定义与模型建立 我们沿用Pittman and Fortin（2004）和蒋琰（2009）的方法，通过（利息总支出/长短期债务总额平均值）来计算债务融资成本。其中，短期负债为资产负债表中的短期借款，一年内到期的非流动负债，长期负债包括长期借款、应付债券、长期应付款等。对于盈余管理的衡量，基于Jones（1991）模型的异常应计利润得到了广泛使用。然而，Kothari et al.（2005）指出，在计算操控性应计利润时，需要考虑公司业绩的影响。根据以往的文献（Ashbaugh et al.，2003；Chaney et al.，2011），本文通过在回归模型中加入业绩变量来调整业绩的影响，称为业绩回归调整异常流动性应计利润（absDCA）。具体的计算过程如下：
第一步，计算流动性应计利润（CA）=（t年营业利润—t年经营现金流量+t年固定资产折旧），然后分年度、分行业对如下模型进行回归：CAit/Ait-1=？琢1（1/Ait-1）+？琢2其中，Ait-1为i公司t-1年末总资产，REVit为i公司t年度主营业务收入的变动额。通过分年度分行业回归，得到各个年度/行业的回归系数。为了保证回归结果的稳健性，本文要求各行业每年至少有20个观测值。注意到，流动性应计利润模型和传统的总应计利润模型的思路一致。在一定条件下，（正常的）总应计利润主要与营业收入的变动额和固定资产原值有关，因此通过总应计利润对营业收入的变动额和固定资产原值进行回归可以分离出正常和异常的总应计利润；（正常的）流动性应计利润主要与营业收入的变动额有关，因此通过流动性应计利润对营业收入的变动额进行回归可以分离出正常和异常的流动性应计利润。比较两者模型可以看出，后者在前者模型的因变量中加入折旧，相应地在回归变量中剔除了固定资产原值。
四、实证检验分析
（ 一 ）描述性统计 我们使用樊纲等（2010）编制的我国各地区的市场化指数体系中的相关指标来度量地区的制度特征。主要采用各地区的“市场化发展水平总指数”。当企业所在地的总指数低于当年所有地区总指数的中位数时，我们认为其制度环境较差；反之，认为其制度环境较好。在计算盈余管理指标（absDCA）的过程中，通过分年度分行业回归已经剔除了行业的影响，因此，在检验模型中没有加入与行业有关的虚拟变量。Gow et al.（2010）的研究表明，对于财务与会计经验研究中的面板数据，使用常用的估计方法对回归系数的显著性水平进行检验会出现偏误。所以，本文采用Petersen（2009）的方法，进行企业层面和年度层面的两聚类回归（Cluster2）。此外，为了避免异常值对检验结果的影响，对所有连续变量在1%的水平上进行了Winsorize处理。表（2）列出了本文主要变量的描述性统计特征。
（ 二 ）回归分析 在产权性质不同的企业中和市场化发展程度不同的地区，盈余管理与债务成本的关系是否存在差别。
（1）盈余管理与债务成本。表（3）列出了盈余管理与债务成本相关关系的检验结果。模型（1）中没有加入任何控制变量，我们发现盈余管理替代指标（absDCA）的系数在5%的显著性水平上为负，这表明企业的盈余管理程度越高，其债务成本越低，这符合假设1的预期。但是，模型（1）中盈余管理替代指标（absDCA）与债务成本（Debtcost）之间的负向关系有可能来自遗漏变量（Omitted Variable）的影响，因此在模型（2）中加入了所有的控制变量。在模型（2）中我们发现盈余管理替代指标（absDCA）的系数在1%的显著性水平上为负，这再次验证了假设1的预期。总的来讲，表（3）中的回归结果表明，在我国，由于银行在授信审批制度的执行中，较多关注企业数量化的财务指标，忽略对企业财务质量的评估，因此未能有效地识别和防范债务人企业的盈余管理行为，使得企业盈余管理程度越高，债务成本越低。
（2）盈余管理、产权性质和债务成本。进一步对比在国有企业和民营企业中，盈余管理与债务成本之间的关系是否存在差别。表（4）列出了实证检验的结果，模型（1）和（2）分别是国有和民营企业的样本，模型（3）是全样本回归，但是在模型（3）中加入了区别产权性质的变量（Private）和交叉项（abDCA*Private），交叉项用于检验民营企业和国有企业中，盈余管理对债务成本的影响是否显著不同。在模型（1）中，盈余管理替代指标（absDCA）的系数在1%的显著性水平上为负，这表明国有企业盈余管理程度越高，债务成本越低。在模型（2）中，盈余管理替代指标（absDCA）的系数并不显著，这表明民营企业盈余管理程度越高，债务成本不一定越低。这符合我们假设2的预期。从模型（3）的全样本的检验结果中可以发现，虚拟变量private的系数在1%的显著性水平上为正，这表明我国民营企业的债务成本相对国有企业要高，这从侧面也支持了我们的假设2，民营企业有着更高的信贷风险，银行会更仔细地审查其财务状况和盈利能力，从而能够识别财务报表中的盈余管理行为。交叉项（abDCA*Private）的系数为0.066，且在10%的水平上显著。表明相对于民营企业而言，国有企业中盈余管理与债务成本存在更严重的负向关系。总体而言，表（4）的检验结果表明，银行对国有企业授信时，对企业盈余管理行为的识别动机会更小，进而对企业本身财务质量、企业价值的考核也相对宽松，于是导致国有企业盈余管理程度越高，债务成本越低；相反地，民营企业的财务风险相对较大，因此银行在为其提供贷款时更为严格，对民营企业财务质量的考核更为谨慎，盈余管理与债务成本的关系不显著。这与假设2的预期一致。
（3）盈余管理、市场化环境与债务成本。进一步证明是否在市场化程度较好的地区，企业的盈余管理将会导致较低的债务成本。表（5）列出了检验结果，模型（1）和（2）分别是所在地区市场化环境较好和较差的样本，在模型（1）中，盈余管理替代指标（absDCA）的系数在1%的显著性水平上为负，这表明在市场化环境较好的地区，企业盈余管理程度越高，债务成本越低。在模型（2）中，盈余管理替代指标（absDCA）的系数并不显著，这表明在市场化环境较差的地区，盈余管理程度越高，债务成本不一定越低。这符合我们假设3的预期。
（ 三 ）稳健性检验 在盈余管理的衡量指标中，还有一种调整业绩对异常应计利润影响的方法，通过构造组合方式来调整业绩的影响，称为组合业绩调整异常流动性应计利润，具体如下：第一步，分年度、分行业对如下模型进行回归，得到各个年/行业的回归系数。
第二步，将各个年/行业的回归系数代入如下方程，求得正常的流动性应计利润（NDCAit）和异常流动性应计利润DCAit（=CAit-NDCAit）。NDCAit=？琢1（1/Ait-1）+？琢2第三步，将同年度同行业所有公司按上年资产报酬率（ROAit-1）分为10组。对任一观测值，以其异常流动性应计利润减去同组内其他观测值的异常流动性应计利润的中位数得到的差值的绝对值作为该观测值的组合业绩调整异常流动性应计利润。
当以这种方式得到的异常流动性应计利润作为盈余管理的衡量指标是，本文的主要结论保持不变。在考虑制度特征变量时，主要是使用市场化总指数，本文也考虑到了其他的制度特征变量，包括市场中介组织的发育和法律制度环境、对生产者的合法权益的保护等（樊纲等，2010）。本文采用Petersen（2009）的方法，进行企业层面和年度层面的两聚类回归（Cluster2）。我们也采用了另一种常见的方式，在模型中加入年度和行业虚拟变量，然后进行异方差稳健回归，论文的结论保持不变。
五、结论
本文通过分析盈余管理与企业债务成本之间的关系来研究我国银行业是否识别了债务人企业的盈余管理行为。结果发现，在其他条件相同的情况下，企业盈余管理程度越高，债务成本越低。进一步的检验，结果发现国有企业的盈余管理程度越高，债务成本越低，但民营企业的盈余管理对债务成本没有显著影响；盈余管理程度与债务成本之间的负向关系主要存在于制度环境相对较好的地区，在制度环境相对较差的地区并不存在类似结论。上述检验结果说明，我国银行的信贷管理制度和薪酬考核体系使银行缺乏识别债务人企业盈余管理的动机，相反甚至为其提供了主动寻求规则漏洞的动机。因此，本文的研究结果支持了银行未能有效识别并防范债务人企业的盈余管理行为。为了增强银行识别企业盈余管理的动机，针对形式化的信贷管理制度和不够完善的薪酬考核体系，可以从如下两个方面入手。第一，银行信贷管理制度应更关注企业财务质量和长期价值的稳定，从机制上赋予银行识别和防范债务人企业盈余管理的方式方法，这样才能有效降低银行贷款的风险。第二，银行薪酬考核制度在围绕存贷比率、贷款综合收息率等收益水平指标为核心计酬的同时，把不良贷款率、风险防范能力等作为贷款质量指标与薪酬体系挂钩，这样能降低银行员工利用规则漏洞的动机，提高银行员工对贷款质量的关注程度，从而增强银行员工识别债务人企业盈余管理的动机。
*本文受到国家自然科学基金“银行债务契约、财务报告质量与公司投资效率” （项目编号：71072103）、国家社科基金项目“我国国有企业高管薪酬管理制度改革研究”（项目编号：10BGL067）和教育部人文社科规划基金项目“国有控股上市公司管理层关联方持股的隧道效应研究”（项目编号：10YJA790236）的资助
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