一、引言

電力行業(yè)是我國國民經(jīng)濟(jì)的支柱產(chǎn)業(yè)之一，其自身的發(fā)展需要巨額的資金支持，因此屬于典型的資金密集型產(chǎn)業(yè)，當(dāng)自有資金滿足不了公司的生存和發(fā)展時(shí)，外部融資就成為了主要的融資方式。不同融資方式的風(fēng)險(xiǎn)和融資成本各不相同，選擇何種融資方式對于電力行業(yè)上市公司來說會影響著資本結(jié)構(gòu)以及公司的治理效率。隨著我國經(jīng)濟(jì)體制改革的不斷深入和資本市場的日趨完善和發(fā)展，公司的資本結(jié)構(gòu)已經(jīng)成為研究的重點(diǎn)，但目前對資本結(jié)構(gòu)的研究重心還是側(cè)重于股權(quán)融資，而忽視了債務(wù)融資。相對于股權(quán)融資，債務(wù)融資仍然是上市公司的主要資金來源，債務(wù)融資不僅具有獨(dú)特的稅盾作用，還有利于緩解股權(quán)融資所產(chǎn)生的委托代理問題，降低代理成本。并且不同的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)對公司治理效率有不同的作用。短期債務(wù)可以減少信息不對稱程度、傳遞公司成長機(jī)會信號、約束管理者、減少債權(quán)人受債務(wù)人的掠奪、阻止投資不足和投資過度。長期債務(wù)可以使管理者處于控制之中、防止管理者的無效率擴(kuò)張、阻止債權(quán)人剝奪價(jià)值和降低稅負(fù)。

二、文獻(xiàn)綜述

國外學(xué)者的研究主要集中在債務(wù)融資和債務(wù)融資結(jié)構(gòu)對于公司治理效率的影響兩方面。Masulis（1983）的實(shí)證研究表明，普通股票的價(jià)格與公司財(cái)務(wù)杠桿呈正相關(guān)關(guān)系，公司績效與負(fù)債水平呈正相關(guān)關(guān)系。相反觀點(diǎn)也同樣存在，Titman和Wessels（1988）認(rèn)為獲利能力與負(fù)債比率間具有明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系。Frank和Goya（l2003）通過對美國的非金融企業(yè)從1950年到2000年包括近20萬個(gè)觀測變量研究發(fā)現(xiàn)：業(yè)績與賬面價(jià)值財(cái)務(wù)杠桿比率呈正相關(guān)，與市場價(jià)值財(cái)務(wù)杠桿比率之間呈負(fù)相關(guān)。Jensen（1986）研究表明，增長機(jī)會較多的企業(yè)傾向于發(fā)行期限較短的負(fù)債，公用事業(yè)企業(yè)傾向發(fā)行期限相對較長的負(fù)債，信息不對稱程度和稅率與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)不存在顯著的相關(guān)性。Schiantarelli和Sembenell（i1997）采用英國和意大利公司面板數(shù)據(jù)進(jìn)行研究，其研究結(jié)果顯示短期債務(wù)的增加不能提高公司的價(jià)值。國內(nèi)學(xué)者對于債權(quán)融資結(jié)構(gòu)與公司治理效率的實(shí)證研究結(jié)論也不一致。張慧、張茂德（2003）研究結(jié)果表明流動負(fù)債對主營業(yè)務(wù)收入存在正面影響，而長期負(fù)債對主營業(yè)務(wù)收入產(chǎn)生負(fù)面影響。流動負(fù)債比例與長期負(fù)債比例對股東權(quán)益和凈資產(chǎn)收益率的影響均不明顯，負(fù)債整體結(jié)構(gòu)不能反映股東的意志和利益。江小軍（2006）選取2002—2004年在滬深發(fā)行A股的民營上市公司為樣本發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率與總資產(chǎn)收益率之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。楊興全、梅波（2008）研究發(fā)現(xiàn)，債務(wù)融資比例與低成長公司的價(jià)值正相關(guān)，與高成長公司的價(jià)值負(fù)相關(guān)，債務(wù)融資比例與公司價(jià)值之間的關(guān)系受公司控股股東性質(zhì)的影響，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)在公司價(jià)值中的作用沒有得到實(shí)證結(jié)果的支持。

三、實(shí)證模型

（一）提出假設(shè)

債務(wù)融資對公司治理具有積極的作用，主要體現(xiàn)在以下幾個(gè)方面：負(fù)債具有稅盾作用和財(cái)務(wù)杠桿作用，可以緩解股東與經(jīng)營者之間的矛盾、降低公司的代理成本、控制經(jīng)營者對自由現(xiàn)金流量的過度揮霍行為、減少信息不對稱、傳遞公司業(yè)績信號等作用，從而提高公司治理效率。因此提出假設(shè)一：債務(wù)融資與公司治理效率呈正相關(guān)關(guān)系。根據(jù)資本結(jié)構(gòu)的代理成本理論，短期債務(wù)可以減輕資產(chǎn)替代的問題。相對于長期債務(wù)而言，短期債務(wù)的價(jià)值對資產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)水平不夠敏感，所以短期債務(wù)可以減弱資產(chǎn)替代的動機(jī)。

另外，當(dāng)公司擁有較多自由現(xiàn)金流時(shí)，公司管理者偏向于進(jìn)行過度投資，即盲目投資行為。顯然這有損于股東利益，而增加短期債務(wù)能夠顯著減少自由現(xiàn)金流，這也將激勵(lì)公司管理者做出有效的投資決策來增加公司價(jià)值。因此提出假設(shè)二：短期債務(wù)與公司治理效率呈正相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)信號傳遞理論，在信息不對稱的情況下，公司的內(nèi)在價(jià)值和債券價(jià)值信息會被市場錯(cuò)誤估計(jì)，特別是長期債券。信息的不對稱越是嚴(yán)重，長期債券的代理成本則會越高。公司可以利用債務(wù)期限作為向資本市場傳遞其增長與否的信號。所以，治理效率高的公司為了避免較大的債務(wù)定價(jià)低估，傾向于發(fā)行短期債券；而治理效率低的公司偏向于長期債券，以充分利用市場的定價(jià)高估。因此提出假設(shè)三：長期債務(wù)與公司治理效率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（二）樣本的選取

本文以2007—2010年深滬證券交易所46家電力行業(yè)上市公司為總樣本。為了保證數(shù)據(jù)的有效性，剔除了ST和PT公司。此外，信息披露不完整和財(cái)務(wù)指數(shù)異常的上市公司也被剔除。采用4年的數(shù)據(jù)共獲得164個(gè)有效樣本，并組成面板數(shù)據(jù)。本文的數(shù)據(jù)均來自巨潮資訊網(wǎng)（www.cninfo.com.cn），數(shù)據(jù)的收集和整理以及統(tǒng)計(jì)回歸分析使用STATA9.0統(tǒng)計(jì)軟件。

（三）變量的定義

根據(jù)以上假設(shè)的提出，本文設(shè)計(jì)了以下變量衡量公司債權(quán)結(jié)構(gòu)以及公司治理效率（見表1）：

（四）相關(guān)性分析

為避免在回歸模型中各變量之間出現(xiàn)多重共線性問題，在模型構(gòu)建之前對各變量進(jìn)行相關(guān)性檢驗(yàn)。從表2中可以看出，各變量的相關(guān)系數(shù)并不大，但資產(chǎn)負(fù)債率與長期債務(wù)率的相關(guān)系數(shù)已經(jīng)達(dá)到0.7184，在回歸模型設(shè)計(jì)時(shí)，應(yīng)避免將這兩個(gè)變量設(shè)計(jì)在同一模型中。

（五）構(gòu)建模型

本文采用多元線性回歸模型對債務(wù)融資結(jié)構(gòu)與公司治理效率的相關(guān)性進(jìn)行分析，為避免變量之間出現(xiàn)多重共線性問題，回歸模型構(gòu)建如下：模型一：ROA=α+β1×DAR+β2×LnSIZE+β3×GROWTH+β4×CR+ε模型二：ROA=α+β1×SDR+β2×LDR+β3×Ln-SIZE+β4×GROWTH+β5×CR+ε

（六）實(shí)證結(jié)果

使用STATA9.0軟件按模型一對樣本進(jìn)行回歸后所得結(jié)果見表3和表4：從表3結(jié)果可以看出，模型一的修正擬合優(yōu)度為0.3797，說明模型中解釋變量對于被解釋變量的解釋力度較好；聯(lián)合顯著值為25.94，說明該模型的回歸結(jié)果總體是聯(lián)合顯著的。在表4中，資產(chǎn)負(fù)債率的統(tǒng)計(jì)值為-8.42，在5%的顯著性水平下是統(tǒng)計(jì)顯著的，但其系數(shù)為-0.1104，說明資產(chǎn)負(fù)債率與總資產(chǎn)收益率是顯著負(fù)相關(guān)，假設(shè)一不成立。對模型二進(jìn)行回歸后所得結(jié)果見表5和表6：從表5可以看出，模型二的修正擬合優(yōu)度為0.3771，聯(lián)合顯著值為20.73，說明在模型二中各變量的解釋力度也較好，即聯(lián)合統(tǒng)計(jì)顯著。在表6中，短期債務(wù)率和長期債務(wù)率的統(tǒng)計(jì)值分別為-6.75和-7.56，在5%的顯著性水平下，這兩個(gè)解釋變量是統(tǒng)計(jì)顯著的，其中短期債務(wù)率的回歸系數(shù)為-0.1169，說明與總資產(chǎn)收益率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，因而假設(shè)二也不成立；長期債務(wù)率的回歸系數(shù)為-0.1073，說明與總資產(chǎn)收益率為負(fù)相關(guān)，即假設(shè)三成立。在以上兩個(gè)模型中，各控制變量除公司規(guī)模外，其余變量均顯示統(tǒng)計(jì)顯著。這主要是因?yàn)榻忉屪兞亢捅唤忉屪兞烤ㄟ^期末總資產(chǎn)計(jì)算而獲得。