一、引言

債務(wù)的期限結(jié)構(gòu)（Debtmaturitystructure）是指短期債務(wù)融資和長(zhǎng)期債務(wù)融資占企業(yè)總債務(wù)資本的比例。在公司債務(wù)期限結(jié)構(gòu)分析中，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的計(jì)量方式有以下三種：一是BarclayandSmity（1995），JunandJen（2003）提出的到期債務(wù)率，即現(xiàn)在到期的長(zhǎng)期或短期債務(wù)與企業(yè)總債務(wù)之比。二是Kim，MaucrandStohs（1995），StohsandMauer（1996）等提出的加權(quán)債務(wù)期限，即企業(yè)各期債務(wù)的賬面價(jià)值加權(quán)平均值。三是GuedesandOplcr（1996）在《公司發(fā)行債務(wù)期限的決定性因素》中提出資產(chǎn)負(fù)債表（Thebalancesheet）法和增量法（Theincrementalapproach）的計(jì)量方法。資產(chǎn)負(fù)債表法采用加權(quán)資產(chǎn)負(fù)債表中所有現(xiàn)存到期債務(wù)期限計(jì)量的一種方法，上述方法一即為資產(chǎn)負(fù)債表法。增量法就是用新籌措的（新增加）債務(wù)的到期期限來(lái)進(jìn)行計(jì)量的一種方法，上述方法二即為增量法。

二、煤炭企業(yè)債務(wù)結(jié)構(gòu)問(wèn)題分析

（一）債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的主要理論

構(gòu)建合理的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)會(huì)影響煤炭企業(yè)債務(wù)融資效益，影響煤炭企業(yè)的財(cái)務(wù)安全，進(jìn)而影響金融市場(chǎng)的和諧。債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的研究始自Merton（1974）在《金融雜志》發(fā)表的《企業(yè)債務(wù)的定價(jià)：利率結(jié)構(gòu)的風(fēng)險(xiǎn)》，得出了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與企業(yè)價(jià)值無(wú)關(guān)的結(jié)論，但論述比較模糊。真正對(duì)債權(quán)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行系統(tǒng)理論研究的是BarclayandSmith，他們于1995年發(fā)表了《公司負(fù)債的期限結(jié)構(gòu)》，從債務(wù)合約成本假說(shuō)、企業(yè)稅收假說(shuō)與信號(hào)假說(shuō)對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)理論進(jìn)行了論述。Guedes＆Opler（1996）發(fā)表了《決定公司發(fā)行負(fù)債的期限的因素》，Stohs＆Mauer（1996）發(fā)表的《公司負(fù)債期限結(jié)構(gòu)的決定因素》以及Scherr＆Hulburt（2001）的著作《小規(guī)模企業(yè)的負(fù)債期限結(jié)構(gòu)》，分別從不同的角度對(duì)公司債務(wù)期權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行論述，推動(dòng)了債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的研究進(jìn)程。

我國(guó)對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)研究問(wèn)題集中在實(shí)證研究方面。敬志勇、歐陽(yáng)令南（2004）的實(shí)證分析表明當(dāng)期負(fù)債期限與公司的長(zhǎng)期負(fù)債比率呈負(fù)相關(guān)。楊興全、呂（2004）支持了期限匹配假說(shuō)和清算風(fēng)險(xiǎn)假說(shuō)，部分支持了代理成本假說(shuō)，但未得到足夠信息支持信號(hào)傳遞假說(shuō)和稅收假說(shuō)。袁衛(wèi)秋（2004）從契約成本的理論、信息不對(duì)稱的理論、稅收的理論和期限匹配四個(gè)方面對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行論述。楊興全、鄭軍（2004）歸納了代理成本假說(shuō)、信號(hào)傳遞假說(shuō)、清算風(fēng)險(xiǎn)假說(shuō)、期限匹配假說(shuō)和稅收假說(shuō)。肖作平、李孔（2004）先用單因素法以對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素進(jìn)行個(gè)別簡(jiǎn)單分析；然后進(jìn)行實(shí)證分析，逐步回歸。

（二）煤炭企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素

根據(jù)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的理論及實(shí)證研究，可以識(shí)別出諸多影響因素，如表1所示。

三、采用多元線性回歸模型進(jìn)行實(shí)證分析

為了更好地反映煤炭企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，假設(shè)自變量與因變量呈多元線性關(guān)系，分別采用強(qiáng)行進(jìn)入（Enter）法、逐步法及主成分分析法對(duì)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)進(jìn)行回歸分析，并將最后結(jié)果進(jìn)行比較分析，構(gòu)建煤炭企業(yè)的最佳期限結(jié)構(gòu)。

（一）數(shù)據(jù)的選取

本研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于高校財(cái)經(jīng)數(shù)據(jù)庫(kù)（www.bjinfobank.com），巨潮資訊網(wǎng)（www.cninfo.com.cn），搜狐證券（q.stock.sohu.com）。樣本的選取遵循以下原則：一是僅考慮2006年前在滬、深交易所上市的22家A股煤炭公司，確保公司行為相對(duì)成熟以及樣本公司的數(shù)據(jù)具有可比性；二是收集煤炭上市公司2001—2009年相關(guān)數(shù)據(jù)；三是為保證樣本結(jié)論的精確度，剔除被ST的上市公司平莊能源（000780）與美錦能源（000723）。選取2006年1月1日前在深圳、上海證券交易所上市的20家煤炭上市公司為研究樣本，以2001—2009年的相關(guān)數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)，具體分析其債務(wù)期限結(jié)構(gòu)影響因素。

（二）三種不同回歸方法的擬合優(yōu)度比較分析

表2是利用三種不同統(tǒng)計(jì)回歸方法對(duì)因變量進(jìn)行回歸分析時(shí)的模型擬合優(yōu)度。三種方法中，強(qiáng)行進(jìn)入回歸的復(fù)相關(guān)系數(shù)為0.612，自變量與因變量的決定系數(shù)（或判定系數(shù)）為0.375，調(diào)整的決定系數(shù)為0.362，最高，說(shuō)明其擬合優(yōu)度在三種方法中最好。

（三）利用三種不同方法所得到的回歸結(jié)果分析

利用強(qiáng)行進(jìn)入回歸分析方法所得到的回歸結(jié)果如表3所示。表3中對(duì)應(yīng)的標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)欄給出了對(duì)應(yīng)因變量（長(zhǎng)期負(fù)債/總負(fù)債）的各個(gè)自變量的標(biāo)準(zhǔn)偏回歸系數(shù)，可以得出ETR（實(shí)際所得稅稅率）對(duì)因變量的影響最大。這是因?yàn)槊禾抗镜膬衾麧?rùn)是其償還債務(wù)利息的重要保證，而凈利潤(rùn)受所得稅稅率的影響程度高；同時(shí)由于利息支付在計(jì)算繳納所得稅前，所得稅的存在會(huì)使利息支付起到一定的抵稅作用，因而所得稅的存在對(duì)債務(wù)的影響是雙重的。其次影響程度高的是FCF（自由現(xiàn)金流量）。西方理財(cái)活動(dòng)中，自由現(xiàn)金流量的管理被稱為理財(cái)?shù)谝辉颍谟谧杂涩F(xiàn)金流量雖然為企業(yè)帶來(lái)的收益最少，卻是企業(yè)正常運(yùn)營(yíng)所必需的，如果缺乏必要的自由現(xiàn)金流量，則表明企業(yè)財(cái)務(wù)融資能力不足，時(shí)間久了，會(huì)導(dǎo)致企業(yè)陷入財(cái)務(wù)困境，陷入財(cái)務(wù)困境的企業(yè)若不能及時(shí)整改，破產(chǎn)概率非常高。再次是X8（非債務(wù)稅盾），非債務(wù)稅盾主要考慮的是折舊率對(duì)負(fù)債的影響程度，即固定資產(chǎn)有效使用年限內(nèi)的年折舊比率對(duì)償債能力的影響。煤炭企業(yè)屬高經(jīng)營(yíng)杠桿企業(yè)，資產(chǎn)的年折舊程度對(duì)因變量的影響程度自然較高。最后是X3（資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值）、X6（企業(yè)內(nèi)部資源能力）、X4（成長(zhǎng)性）。對(duì)因變量影響程度最小的是X5（公司規(guī)模），這里也從另一個(gè)角度說(shuō)明，煤炭企業(yè)規(guī)模與其獲利能力的關(guān)聯(lián)度不高。

表3右半部分表明自變量與因變量間的線性關(guān)系。8個(gè)自變量的方差膨脹因子分別為1.139、4.895、3.904、2.595、1.318、1.115、2.088、2.878，其中最大的方差因子為4.895，低于多重共線性嚴(yán)重的標(biāo)準(zhǔn)（經(jīng)驗(yàn)值VIF=5）。8個(gè)自變量的容差分別為0.878、0.204、0.256、0.385、0.759、0.897、0.479、0.347，最小公差為0.204，大于多重共線性嚴(yán)重的標(biāo)準(zhǔn)（經(jīng)驗(yàn)值Tolerance=0.1），說(shuō)明自變量間不存在嚴(yán)重共線性。利用逐步回歸統(tǒng)計(jì)分析方法所得到的回歸結(jié)果顯示，唯一變量SIZE的系數(shù)為0.052（小于強(qiáng)行進(jìn)入時(shí)所對(duì)應(yīng)的系數(shù)），常量為-0.944，標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)為0.360，回歸結(jié)果與預(yù)期出現(xiàn)很大的悖論。說(shuō)明逐步回歸分析在本案例分析中不能達(dá)到所要求的線性模擬結(jié)果，導(dǎo)致該結(jié)果出現(xiàn)最可能的原因是樣本數(shù)量的關(guān)系，在以后的數(shù)年內(nèi)應(yīng)當(dāng)繼續(xù)關(guān)注煤炭上市公司相應(yīng)的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，進(jìn)行采集、分析。