关于债务融资方面在职研究生论文范文 与债务融资结构与其影响因素实证方面硕士论文开题报告范文

债务融资结构与其影响因素实证，本文是关于债务融资相关在职研究生论文范文和债务融资结构和实证研究和影响因素相关硕士论文开题报告范文.

周　悦　黄晓波

（湖北大学商学院,湖北 武汉 430062）

摘 要：以2007-2015年在上海证券交易所和深圳证券交易所全部A股的制造业上市公司为样本,对样本数据进行统计分析和实证检验.研究发现：（1）监事总规模、董事长货币薪酬激励强度、股权的流通结构、研究开发支出、公司总资产对数值和营业收入增长率对总负债率有显著的正面影响；股东大会出席股份比例、股权集中度和股权制衡度对总负债率有显著的负面影响.（2）监事总规模、董事长货币薪酬激励强度、股权的流通结构、研究开发支出和公司总资产对数值对有息负债率有显著的正面影响；股东大会出席股份比例、股权集中度和股权制衡度对有息负债率有显著的负面影响.

关键词：债务融资结构；经营者权力；经营者激励；股权结构

中图分类号：F83

文献标识码：A

doi：10.19311/j.cnki.16723198.2017.08.050

1引言

债务融资结构是指企业各种不同债务的构成和比例.在信息不对称的情况下,债务融资结构问题实际上也是公司治理问题,不同的融资结构安排会导致不同的债务融资治理绩效.债务融资在一定程度上能约束和激励管理者行为,降低企业*成本,在公司利益相关者之间形成一种相互制衡的机制,进而对公司治理产生影响.

2016年经济工作会议提出了深化企业改革的五大任务,即去产能、去库存、去杠杆、降成本和补短板（“三去一降一补”）.其中,去杠杆与债务融资结构密切相关.对债务融资结构及其影响因素的研究,不仅有助于企业选择适当的融资方式,而且有助于政府的宏观调控.

为此,本文以2007-2015年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的全部A股的制造业公司为研究对象,对债务融资结构及其影响因素进行统计分析和实证检验.

2研究设计

2.1变量选择

本文用总负债比例、有息负债比例反映债务融资结构,主要关注经营者权力、经营者激励、股权结构、投资结构、公司规模、成长性等因素对债务融资结构的影响.主要变量的类型、名称和计量指标见表1.

表1变量类型、名称和计量指标

2.2回归模型

JSBLit等于α0+α1NSit+α2At+

α3CMIit+α4CSEit+α5HERit+α6EBDit+α7SIit+α8TAit+α9IGRit+εit（模型1）

在模型1中,JSBL是被解释变量,代表债务融资结构,用总负债率（TLR）和有息负债率（IDR）两个指标来衡量.α0是常数项.

解释变量包括经营者权力变量、经营者激励变量、股权结构变量和投资结构变量.NS和A是经营者权力变量,分别代表监事总规模和股东大会出席股份比例；CMI是经营者激励变量,代表董事长货币薪酬激励强度；CSE、HER和EBD是股权结构变量,分别代表股权的流通结构、股权集中度和股权制衡度；SI是投资结构变量,代表研究开发支出.

控制变量包括公司规模变量和成长性变量.TA是公司规模变量,代表公司总资产的对数值；IGR是成长性变量,代表营业收入增长率.εit是误差项.

2.3样本时限与数据来源

本文以在上海证券交易所和深圳证券交易所中上市的全部A股的制造业公司为研究样本,样本时限为2007-2015年.

利用国泰安（CAR）数据库,进行样本公司筛选和原始数据搜集.初选样本公司同时满足以下条件：（1）“行业分类标准”选择“2012”,即采用2012年证监会的行业分类标准；（2）“股票市场分类”选择“上证A股”和“深证A股”,即不包括创业板、中小企业版、深圳主板A股和全部B股；（3）“ST&非ST”选择“非ST”,即不包括上市公司连续两个财年亏损而被特别对待的ST股票；（4）“证监会2012版行业分类”选择“制造业”；（5）“条件筛选”中“截止日期”选择“包含12-31”,即年度数据；（6）“条件筛选”中“报表类型编码”选择“等于A”,即合并财务报表数据.

2.4数据处理

首先,从国泰安（CAR）数据库中导出原始数据；然后利用年末负债总额、年末资产总额、年末短期借款、年末长期借款、年末应付债券、年末长期应付款、年末专项应付款等数据,计算出总负债率即“年末负债总额/年末资产总额”、非流动负债比例即“年末非流动负债/年末负债总额”等变量.

再利用STATA13.1对初选样本数据进行如下处理：（1）缺失值的处理.把含有缺失值的样本,从初选样本中删除.（2）极端值的处理.对各连续变量进行1%的缩尾处理.经过筛选,最终得到6825个样本数据.

3债务融资结构及其影响因素描述性统计分析

债务融资结构变量、经营者权力变量、经营者激励变量、股权结构变量和投资结构变量的描述性统计分析结果见表2.

从表2的统计结果可以发现：（1）在债务融资结构变量中,总负债率（TLR）的平均值为0.3740,标准差为0.2020；有息负债率（IDR）的平均值为0.1540,标准差为0.1450.（2）在经营者权力变量中,监事总规模（NS）的平均值为3.4550,标准差为0.9780；股东大会出席股份比例（A）的平均值为52.0800,标准差为19.8100.（3）在经营者激励变量中,董事长货币薪酬激励强度（CMI）的平均值为0.0104,标准差为0.0214.（4）在股权结构变量中,股权的流通结构（CSE）的平均值为06440,标准差为0.2820；股权集中度（HER）的平均值为48.7600,标准差为15.0000；股权制衡度（EBD）的平均值为0.5550,标准差为0.4440.（5）在投资结构变量中,研究开发支出（SI）的平均值为0.0481,标准差为00388.（6）在控制变量中,公司总资产对数值（TA）的平均值为21.5500,标准差为0.9740；营业收入增长率（IGR）的平均值为0.1770,标准差为0.3160.（7）在以上变量中,董事长货币薪酬激励强度（CMI）和营业收入增长率（IGR）的标准差比平均值大,标准差分别是平均值的2.0577和1.7853倍,这说明董事长货币薪酬激励强度（CMI）和营业收入增长率（IGR）样本数据之间的差异较大.

4债务融资结构及其影响因素相关分析

债务融资结构变量、经营者权力变量、经营者激励变量、股权结构变量和投资结构变量的相关性分析结果见表3.

从表3的相关分析结果可以发现：（1）与总负债率（TLR）在0.01水平上显著正相关的变量有息负债率（IDR）、监事总规模（NS）、股权的流通结构（CSE）、研究开发支出（SI）、公司总资产对数值（TA）和营业收入增长率（IGR）.其相关系数分别为0.786、0.178、0370、0095、0.396和0.038,显著性水平分别为0、0、0、0、0和0.0018；与总负债率（TLR）在001水平上显著负相关的变量有股东大会出席股份比例（A）、股权集中度（HER）和股权制衡度（EBD）.其相关系数分别为-0.286、-0.224和-0.164,显著性水平都为0；与总负债率（TLR）没有显著相关关系的变量有董事长货币薪酬激励强度（CMI）.其相关系数为-0.0190,显著性水平为0.1090.（2）与有息负债率（IDR）在001水平上显著正相关的变量有监事总规模（NS）、股权的流通结构（CSE）、研究开发支出（SI）和公司总资产对数值（TA）.其相关系数分别为0.154、0.275、0.062和0.326,显著性水平都为0；与有息负债率（IDR）在001水平上显著负相关的变量有股东大会出席股份比例（A）、股权集中度（HER）和股权制衡度（EBD）.其相关系数分别为-0.217、-0.163和-0.147,显著性水平都为0；与有息负债率（IDR）没有显著相关关系的变量有董事长货币薪酬激励强度（CMI）和营业收入增长率（IGR）.其相关系数分别为-0.0100和0.0140,显著性水平分别为0.4150和0.2510.

表3各变量的Pearson相关系数及显著性

5债务融资结构影响因素回归分析

对样本数据的年份进行了控制之后,用相同的解释变量对总负债率和有息负债率进行分次回归,回归结果见表4.

从表4的回归结果可以发现：

（1）以总负债率（TLR）为被解释变量的回归1和以有息负债率（IDR）为被解释变量的回归2的R2分别为0.3270和0.2130,说明这两个回归模型都有较强的解释能力.

（2）在回归1中,监事总规模（NS）的回归系数为0.0048,在0.05水平上显著,说明监事总规模（NS）对总负债率（TLR）有显著的正面影响；股东大会出席股份比例（A）的回归系数为-0.0007,在0.01水平上显著,说明股东大会出席股份比例（A）对总负债率（TLR）有显著的负面影响；董事长货币薪酬激励强度（CMI）的回归系数为0.4194,在0.01水平上显著,说明董事长货币薪酬激励强度（CMI）对总负债率（TLR）有显著的正面影响；股权的流通结构（CSE）的回归系数为0.1416,在0.01水平上显著,说明股权的流通结构（CSE）对总负债率（TLR）有显著的正面影响；股权集中度（HER）的回归系数为-0.0006,在0.01水平上显著,说明股权集中度（HER）对总负债率（TLR）有显著的负面影响；股权制衡度（EBD）的回归系数为-00314,在0.01水平上显著,说明股权制衡度（EBD）对总负债率（TLR）有显著的负面影响；研究开发支出（SI）的回归系数为0.5270,在0.01水平上显著,说明研究开发支出（SI）对总负债率（TLR）有显著的正面影响；公司总资产对数值（TA）的回归系数为0.0768,在0.01水平上显著,说明公司总资产对数值（TA）对总负债率（TLR）有显著的正面影响；营业收入增长率（IGR）的回归系数为0.0236,在0.01水平上显著,说明营业收入增长率（IGR）对总负债率（TLR）有显著的正面影响.

表4债务融资结构及其影响因素的回归分析表

*：回归系数在0.1水平上是显著的（双尾检验）；[DK2]**：回归系数在0.05水平上是显著的（双尾检验）；[DK3]***：回归系数在0.01水平上是显著的（双尾检验）.

（3）在回归2中,监事总规模（NS）的回归系数为0.0041,在0.01水平上显著,说明监事总规模（NS）对有息负债率（IDR）有显著的正面影响；股东大会出席股份比例（A）的回归系数为-0.0004,在0.05水平上显著,说明股东大会出席股份比例（A）对有息负债率（IDR）有显著的负面影响；董事长货币薪酬激励强度（CMI）的回归系数为0.3079,在0.01水平上显著,说明董事长货币薪酬激励强度（CMI）对有息负债率（IDR）有显著的正面影响；股权的流通结构（CSE）的回归系数为0.0613,在0.01水平上显著,说明股权的流通结构（CSE）对有息负债率（IDR）有显著的正面影响；股权集中度（HER）的回归系数为-0.0003,在0.05水平上显著,说明股权集中度（HER）对有息负债率（IDR）有显著的负面影响；股权制衡度（EBD）的回归系数为-0.0237,在0.01水平上显著,说明股权制衡度（EBD）对有息负债率（IDR）有显著的负面影响；研究开发支出（SI）的回归系数为0.2716,在0.01水平上显著,说明研究开发支出（SI）对有息负债率（IDR）有显著的正面影响；公司总资产对数值（TA）的回归系数为00472,在0.01水平上显著,说明公司总资产对数值（TA）对有息负债率（IDR）有显著的正面影响；营业收入增长率（IGR）的回归系数为0.0029,显著性为-05658,说明营业收入增长率（IGR）对有息负债率（IDR）没有显著影响.

6研究结论

本文以2007-2015年在上海证券交易所和深圳证券交易所上市的全部A股的制造业公司为研究对象,对债务融资结构及其影响因素进行统计分析和实证检验.

通过相关分析发现：（1）与总负债率（TLR）显著正相关的变量有息负债率（IDR）、监事总规模（NS）、股权的流通结构（CSE）、研究开发支出（SI）、公司总资产对数值（TA）和营业收入增长率（IGR）；与总负债率（TLR）显著负相关的变量有股东大会出席股份比例（A）、股权集中度（HER）和股权制衡度（EBD）.（2）与有息负债率（IDR）显著正相关的变量有监事总规模（NS）、股权的流通结构（CSE）、研究开发支出（SI）和公司总资产对数值（TA）；与有息负债率（IDR）显著负相关的变量有股东大会出席股份比例（A）、股权集中度（HER）和股权制衡度（EBD）.

进一步的回归分析发现：（1）监事总规模（NS）、董事长货币薪酬激励强度（CMI）、股权的流通结构（CSE）、研究开发支出（SI）、公司总资产对数值（TA）和营业收入增长率（IGR）对总负债率（TLR）有显著的正面影响；股东大会出席股份比例（A）、股权集中度（HER）和股权制衡度（EBD）对总负债率（TLR）有显著的负面影响.（2）监事总规模（NS）、董事长货币薪酬激励强度（CMI）、股权的流通结构（CSE）、研究开发支出（SI）和公司总资产对数值（TA）对有息负债率（IDR）有显著的正面影响；股东大会出席股份比例（A）、股权集中度（HER）和股权制衡度（EBD）对有息负债率（IDR）有显著的负面影响.

参考文献

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综上资料:此文是关于债务融资结构和实证研究和影响因素方面的相关大学硕士和债务融资本科毕业论文以及相关债务融资论文开题报告范文和职称论文写作参考文献资料.

参考文献：

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