表外融资论文精选(九篇)

第1篇：表外融资论文范文

关键词上市公司融资顺序内源融资外部融资

1引言

融资是一个企业经营中的基本问题，企业为了正常运行需要多渠道筹集资金，这些资金分为权益资本和债务资本，相应地，企业的融资也分为股权融资和债务融资。由于企业的融资行为是其内部和外部影响因素的综合体现，而融资顺序是企业融资行为的重要特征，所以，研究融资顺序可以更深层次地揭示企业融资政策的有关问题。基于此，本文拟对我国部分上市公司的融资顺序进行实证分析，以便获得相关的实证证据，更好地了解我国上市公司的融资方式，并为我国上市公司进行融资决策和政府部门制订监管政策提供一些依据。

优序融资理论从资本结构的“MM理论”发展而来。1958年莫迪利安尼和米勒发表了题为《资本成本、公司财务和投资理论》的经典论文，提出了被称为“MM定理”的资本结构理论。他们认为：在没有税收、不考虑交易成本以及个人和企业贷款利率相同的条件下，企业的价值与其资本结构无关。虽然这一结论依赖的前提过于苛刻，与现实相距甚远，但它开拓了现代资本结构理论的道路和发展方向，标志着现代资本结构理论的开端。随后，包括莫迪利安尼和米勒自己在内的众多学者都通过放宽假定对“MM定理”进行修正，分别产生了权衡理论和优序融资理论，其中优序融资理论对“MM定理”最大的修正就是放弃了充分信息这一假定，引入信息非对称的思想。

最先对融资顺序进行研究的是Donaldson(1961)，他观察到企业似乎并不根据特定的资本结构进行融资，他们更倾向于选择按一种偏好顺序进行融资:首先是内部融资，其次是债务，再次才是发行股票。Myers和Majluf在1954年首先对此进行了解释，他们从信息不对称这一前提出发，根据信号传递假设提出了优序融资偏好理论。根据不对称信息理论，企业的外部投资者、债权人和企业经理对信息的掌握呈典型的不对称分布，较少信息的一方希望通过各种手段获取信息，而具有信息优势的一方则通过输出对自己有利的信息进行获利，因此，企业经理在与外部投资者和债权人的博弈中占据优势地位。Ross认为：企业经理对企业的未来收益和投资风险有着充分的信息，而投资者并不了解相关信息;如果企业市场价值提高，则经理会从中受益，如果企业破产，经理就要受到惩罚；投资者会把具有较高举债水平当作是一种较高质量的信号，即企业提高债务时，相当于预期企业将有更好的经营业绩；考虑到破产对企业经理的惩罚约束会使债务融资比例变成可靠的信息传递工具，因此，投资者可以凭借企业债务融资比例来判断企业预期市场价值的高低。

Myers和Majluf在Ross研究的基础上，进一步考察了不对称信息对融资结构的影响，他们认为：在不对称信息的条件下，投资者同企业经理相比拥有较少的关于企业资产价值的信息，企业的股票在市场上的价格会偏离实际价值；如果企业对新的投资项目采用股票融资方式，一旦股价被低估，就会使新的投资者获得超过项目净现值的收益，从而使老股东受损，此时若采用债务融资就可以避免新老股东利益不均衡的现象发生，故在这种情况下，企业偏好采用内部融资或低风险债务融资。因此，企业融资的优选顺序是：内部融资、债务融资和股票融资，这就是优序融资理论（PeckingOrderTheory）。

近年来国内学者对上市公司融资偏好进行了深入研究，实证研究结果普遍认为：上市公司存在强烈的股权融资偏好，而在内外部融资的顺序上，则没有达成一致。黄少安、张岗通过统计描述上市公司的融资结构，认为：中国上市公司存在强烈的股权融资偏好，公司股权融资的成本大大低于债务融资的成本是股权融资偏好形成的直接动因，深层的原因在于现行的制度和政策。蓝发钦从影响每股收益、净资产收益率的角度，探讨了内部融资、股权融资、债务融资对公司价值的不同影响，指出：我国上市公司融资偏好顺序为内部融资、股权融资、债务融资。李翔的研究结果表明：我国上市公司融资偏好顺序为股权融资、短期债务融资、长期债务融资和内部融资。可见，在股权融资和债务融资优先顺序上的认识已基本一致，而在内外融资的优先顺序方面还不一致。蓝发钦认为：我国上市公司的内部融资优先于外部融资,而李翔则认为：上市公司的外部融资优先于内部融资。

本文将对Myers的优序融资模型做适当的修改，以期更加符合我国上市公司的实际情况，从而建立较简单的模型，随机选取沪市数家上市公司的财务数据为样本，对我国上市公司的融资顺序及外部融资中股权融资和债权融资的优先顺序进行实证检验。

2研究方法

2．1Myers的融资优序模型

Myers认为，在严格的融资优序模型中，只要发行债务的风险不大，企业就不会有改变融资顺序或发行股票的动因。

融资顺序的假设由下式检验：

ΔDit＝a＋bDEFit＋eit

DEFt＝DIVt＋Xt＋ΔWt＋Rt－Ct

其中：ΔDit是公司发行的债务的变化；DEFt为现金流赤字；Ct为扣除利息和税款的经营现金流；DIVt为现金股利支付；Xt为资本性支出；ΔWt为营运资本净增长；Rt为年内到期的长期负债。

当DEFit等于正值时，ΔDit是公司发行的债务额的变化；当DEFit等于负值时，ΔDit为公司i偿还的债务额。如果a=0，且融资优序系数b=1，表示公司进行外部融资时,首先选择发行债务；否则，如果a=0，且融资优序系数b=0，则表示公司首先选择发行股票。

2．2所采用的模型

（1）对内外部融资顺序的检验。由于内部融资的成本最低，Myers的模型中没有对内外部融资的顺序进行实证检验。但是，我国的资本市场中公司治理结构比较特殊，从而企业的融资行为也有所不同，因此，要对我国上市公司的内外部融资顺序进行检验。

采用如下的模型：

ΔIFit=a+bDEFit+eit

其中：ΔIFit表示内部融资额的变化，内部融资额以公司未分配利润与折旧之和来做出近似计算；DEFit现金流赤字用分红——经营活动现金净流量——投资活动现金净流量算得。

正的DEF值表示企业现金流有赤字，需要进行融资。为减少负的DEF值对模型的影响，我们将负的DEF值设为0。

如果b值显著为0，则表示现金流赤字不能带来内部融资额的变化，证明当企业需要资金时，更多的考虑是外部融资。

（2）对股权融资与债券融资优先顺序的检验。我们考察负债总额的变化（ΔDEBTit）与DEF之间的关系。为避免不同公司规模对实证分析的影响。用资产总额（Ait）对ΔDEBTit与DEF进行标准化。

模型为：

Δdit＝a’＋b’defit+eit’

其中：DEBTit为负债总额；ΔDEBTit为负债总额的变化；dit为资产负债率，即，dit＝DEBTit/Ait；Δdit为资产负债率的变化，即当年的资产负债率减去上一年的资产负债率，defit＝DEF/Ait。

若常数a’趋近于0，b’接近1,说明公司大量采用负债来进行融资；反之，若常数a’趋近于0，b’接近0，说明公司大量采用权益性融资，发行股票优于发行债务。

3实证检验及结果分析

3．1样本的选取

本文的所有样本资料来源于上海证券交易所的上市公司年报。由于所利用的上市公司数据涉及到现金流量表中的数据，而我国上市公司于1998年才被要求披露现金流量表，故选取的样本区间为2000～2004年。对于样本公司的选择，本文随机选取了沪市代码为600600——600630的公司，为保证数据的完整性，剔除掉6家ST或PT企业，共24家公司。

3．2内部融资与外部融资的顺序检验

对模型进行最小2乘检验，结果见表1（采用eviews软件）：

可以看出：DEF的系数显著为0（t值为2.98，大于1.96；p值趋近与0，较显著），方程的F值较大，表明方程有一定的解释力。本文可以得出与Myers相反的结论，即我国上市公司在做出内部融资与外部融资决策时，将优先选择外部融资。

3．3股权融资与债券融资优先顺序的检验

用White（见表2）检验消除异方差，DDEF即为def，其值较显著，系数为0.15，相对异于0；同样，该方程的F值较大，表明方程有一定的解释力。表明我国上市公司更加倾向于股权融资。这与国内学者研究的结论基本相同。

3．4实证结果分析

整体来看，实证所得的结果比较有效，但与模型设定的要求有一定出入。主要原因在于：首先，由于数据收集的困难，样本公司数量较小，在很大程度上影响了实证的有效性；其次，由于我国证券市场发展历史不长，很难获得长时间段的数据。因此，本文的实证结果还有待改进。

4结论

4．1样本公司优先选择外部融资而非内部融资

其原因可能主要在于我国上市公司大多公司治理机制不完善，收益质量较差，内部资金难以满足其投资需要，只能求助于成本较高的外部资金。因此，国家政策和法规应加大外部融资的门槛,促进公司完善治理机制，以促使公司提高收益质量。

4．2样本公司偏好股权融资而非债务融资

首先，我国上市公司偏好股权融资的一个基本原因就是股权融资的成本较低，因为股利可付可不付，不像债券要支付固定的利息。但在国外较发达的金融市场上，投资者购买股票在很大程度上就看该公司股票的股利支付率，股利支付率的高低影响投资者的收益率，相同质地的两个公司，股利支付较高的公司因能够给投资者带来更高的回报率从而具有较高的价值，因此，股票融资的最低成本就是整个金融市场上所有投资者所要求的平均收益率，显然该平均收益率包含了一定的风险回报，比起投资者仅从无风险的债券市场所要求的无风险回报率要高，因为在成熟的金融市场里股票融资的成本要远高于债券融资的成本。相对而言，我国的上市公司就选择了成本“较高”的融资方式，当然这与我国金融市场不完善、上市公司初始质地不佳以及股市浓厚的投机气氛都有关系。但是，我国的金融市场最终要不断地完善和走向成熟，企业在做融资决策时应表现出应有的理性，尽量降低融资成本，提高企业价值。其次，由于我国的债券市场尤其是企业债券市场不发达，企业难以在债券市场上筹措到所需的资金，从而加强企业的股权融资偏好。众多周知，债务融资具有抵税的作用，故其成本较股权融资要低得多，并且提高债务融资比例在企业经营状况较好时具有很好的杠杆作用，能够提高股权收益率。我们应大力发展债券市场，为企业创造良好的环境，进一步降低企业的融资成本。

参考文献

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2黄少安，张岗.中国上市公司股权融资偏好[J].经济研究,2001（11）

3蓝发钦.中国上市公司股利政策论[M].上海:华东师范大学出版社,2001

第2篇：表外融资论文范文

关键词：融资偏好；股权融资；过度融资

中图分类号：F830.91 文献标识码：A 文章编号：1001-6260（2009）02-0090-06

自从著名的MM理论提出以来，公司融资理论的研究取得了根本性的突破并成为经济学研究中的一个焦点，在此基础上的进一步研究取得了许多重要成果。其中重要的成果之一就是美国经济学家Myers等人对公司融资顺序的研究(Myers，1977；Myers，et al,1984)，即著名的融资顺序理论(Pecking order theory)。根据这个理论，企业的融资顺序应该是内部资金优先，债券融资次之，最后才是股权融资。目前，中国学者关于中国上市公司融资选择的研究还存在着很大的分歧。尽管多数学者认为中国上市公司存在股权融资偏好，但是近年来有学者对这一普遍接受的观点提出了质疑(郑祖玄 等，2004；张军 等，2005；周健男，2006)。屈耀辉等(2007) 针对中国目前广泛流行“股权融资偏好”的观点，利用Ordered-probit模型应变量可以排序的特点，研究发现，就中国上市公司的外部融资顺序而言，样本总体上是支持融资顺序理论，但分类分析则发现，融资顺序理论以及股权融资偏好的说法均得不到完全的支持。由此可见，中国上市公司是否存在股权融资偏好还值得进一步研究。

一、文献评述

企业在实际的融资过程中是否遵循融资顺序理论呢?国内外学者对此进行了广泛的研究。由于研究方法和选择样本的差异，不同学者的研究结论还存在较大分歧。以国外较为发达的资本市场为研究对象，Fama等 (2002)的研究结论支持了融资顺序理论；而Frank等(2003)、Fernandez(2005)等的研究却不支持融资顺序理论。就中国上市公司而言, 黄少安等(2001)和Chen(2004)等认为,中国大陆的上市公司存在股权融资偏好,并一致认为股权融资成本偏低是股权融资偏好的直接动因。而Tong等(2005)却发现, 融资顺序理论能够很好地解释中国大陆上市公司的融资行为。

仔细分析国内已有的研究文献可以发现，支持股权融资偏好的学者并不是在严谨论证的基础上得出结论，而是简单推断的结果。其中，大多是以资本市场中全部上市公司总的资产负债率来考察各年度间资产负债率的变化趋势，然后根据各年间资产负债率持续下降或稳定在某一水平而认定在上市公司的外部资金来源中，债务融资的比例总体上趋于下降，股权融资比例不断上升，进而得到中国上市公司偏好股权融资的结论(黄少安 等，2001；王小哈 等，2002) 。但是本文认为，已有的研究存在两点缺陷：首先，他们忽略了一个重要的事实，那就是各年间总的资产负债率中包含了当年新上市公司，而当年新上市公司普遍具有较低的资产负债率。根据张军等(2005)的研究，1992―2000年新上市公司的平均资产负债率只有38.93%，远远低于同期所有上市公司的平均资产负债率(约为50%)，由此可见，当年新上市公司的资产负债率对总资产负债率的平均值有较大影响，如果不排除新上市公司资产负债率的影响，其结果势必存在偏差，简单地根据各年间资产负债率持续下降或稳定在某一水平而认定中国上市公司偏好股权融资，显然难以令人信服。其次，理论上判断一个公司是否偏好股权融资，要与负债融资相比较，即在同时可以负债融资和权益融资时，如果优先选择了后者，才可以称之为股权融资偏好，否则，就不能这样说。因此，有必要考察同时具有股权融资和债务融资资格的上市公司对再融资方式的选择，以证明中国上市公司是否确实具有某种融资偏好。基于以上两点，本文拟利用中国上市公司融资实践的经验数据，重新考察其融资行为，以判定其是否具有某种融资偏好。

二、中国上市公司融资特征再检验

首先，本文从CSMAR数据库中选取1992―2006年非金融类上市公司为样本，排除当年新上市公司和资产负债率异常的公司，计算1992―2006年上市公司资产负债率，如表1。

从表1中可以看出，在1992―2000年期间，排除当年上市公司对资本结构的影响，中国上市公司资产负债率经历了一个先降后升的过程，特别是2000年以后，上市公司平均资产负债率表现出明显的上升趋势。这显然难以用股权融资偏好来解释。再看表1中流动负债比率，其变化趋势与总资产负债率基本保持一致且数值相当接近，这暗示，中国上市公司负债融资中相当大比例来自短期负债，这与我们观察到的现实情况是吻合的，现实中大部分上市公司通常利用不断的短期借贷或债务展期来取得长期借贷的效果。

为了进一步考察中国上市公司融资方式选择是否具有股权偏好，本文还从CSMAR数据库中选取1992―2006年期间所有非金融类上市公司为样本，按照公司上市年度将样本公司分组，计算上市年份不同的上市公司资产负债率变化趋势，如图1。

从图1中可以发现，尽管不同年份上市的上市公司在上市后年度里平均资产负债率存在差异，但上市公司真实的资产负债率呈现逐年上升的趋势，随着上市时间的增加，上市时间越早的公司资产负债率值越高，且并未有趋近某一数值的趋势。通过以上分析可以发现，如果排除当年新上市公司和资产负债率异常的公司的影响，中国上市公司资产负债率并不像支持股权融资偏好的学者观察到的那样逐年下降，相反，历年来中国上市公司资产负债率大致保持一种上升的趋势。如果仅仅以资产负债率水平来判断上市公司是否具有某种融资偏好，显然很难说中国上市公司偏好股权融资。

其次，为了进一步考察中国上市公司究竟是否具有股权融资偏好，本文从CSMAR数据库中手工收集1995―2004年期间各年度具有配股或增发资格的上市公司，考察其对再融资方式的选择。结果如表2。

表2显示：1995―2004年期间具有配股或增发资格的上市公司中，有相当一部分公司虽然具有股权再融资资格却并没有选择股权再融资。尽管在2000年和2001年选择股权再融资的公司所占比例较大，但还是有超过1/3的上市公司自动放弃了股权再融资，2002年以后，绝大部分具有股权再融资资格的上市公司都自动放弃了股权再融资，这种现象显然与股权融资偏好的观点相违背。

通过以上的分析，本文认为中国上市公司并不存在所谓的股权融资偏好，“几乎没有已上市公司放弃其利用股权再融资的机会”只是前几年中国上市公司选择股权再融资比例较大而给市场造成的一种“错觉”，事实上，这期间，还是有将近1/3的上市公司主动放弃了股权再融资。本文认为中国上市公司融资行为不存在股权融资偏好问题，其行为特征表现为过度融资。“几乎没有已上市公司放弃其利用股权再融资的机会”这一现象只是公司过度融资表现方式之一，中国上市公司过度股权融资的同时也在进行过度债务融资，表现在中国上市公司上市后资产负债率持续上升。表3是1995―2006年中国上市公司的融资结构。

从表3中可以发现，中国上市公司存在明显的外部融资偏好，在上市公司的融资结构中，内源融资比例偏低，对于未分配利润为正的上市公司，外源融资比例远高于内源融资，一般比例都在80%~90%，而那些未分配利润为负的上市公司几乎完全依赖外源融资。在上市公司的外源融资中，股权融资并没有明显多于债务融资，相反，在未分配利润为负的公司中，在2005年以前的年度中，都是债务融资优先，只是在2006年，股权融资才多于债务融资。以上融资结构再一次证实了本文的观点，中国上市公司并不存在股权融资偏好，其融资行为表现为过度融资。

注：表中指标的含义分别是：(1)“内源融资”=“未分配利润”+“折旧”；(2)“股权融资”=“本年股本增加”+“本年资本公积金增加”；(3)“债务融资”=“长期借款”+“短期借款”。其中，1995―2000年的数据引自国信证券上市公司的外部资金来源问题研究 ，上证联合研究计划第三期课题报告(2002，省略/sseportal/ps/zhs/yjcb/yjcb.shtml)。2001―2006年数据，系作者根据CSMAR数据库整理得到。

判断公司是否过度融资可从以下两个方面来考察：第一，公司进行融资后，是否能提升公司经营业绩，有没有给股东带来合理的回报？由于上市公司一般不向社会公众披露其债务融资及其使用情况，我们很难获得债务融资资金及其使用情况的相关数据。但是，可以通过分析中国上市公司自从首次发行上市(IPO)以后历年来经营业绩变化趋势来大致考察其融资效率。本文采用代表单位净资产盈利能力的净资产收益率指标，按上市年度分组来考察各组公司上市以后单位净资产盈利能力。由于1993年以前上市的公司只有53家，样本数量较少，加上一些数据不全，因此本文选取1993年以后上市的公司为样本，所有数据来自CSMAR数据库。结果如表4。

从表4中可以看到一个基本的趋势，即各组公司在上市之后的经营业绩均持续下降。我们取表中上市年度为1998、1999、2000及2001的四组数据，绘制成折线图（图2），可以给出更直观的结果。

从图2中可以明显看出四组上市公司都有着极为相似的经历，即在上市后的几年里，公司的经营业绩持续下降。这部分反映了中国上市公司在融资后资金使用效率不高、企业经营效率欠佳的事实。

如果说中国上市公司自从首次发行(IPO)后，经营业绩持续下降。那么中国上市公司再融资后的经营业绩又有着怎样的表现呢？为此，本文以1995―2004年股权再融资的中国上市公司为样本，将样本公司按股权再融资年度分组，考察其在再融资后3年的经营业绩，结果如图3。

为了进一步考察中国上市公司再融资的资金使用情况，我们以1995―2004年股权再融资的中国上市公司为样本，不分再融资年度，综合考察其在再融资后3年的经营业绩变化，结果如图4。

图3显示，总的看来，与首次公开发行公司相似，1995―2004年期间，所有公司在再次融资后公司的经营业绩持续下降，尤其是2001年股权再融资公司，其经营业绩下降幅度最大，其次是1999年再融资公司。图4显示，总的来看，中国上市公司在再融资后经营业绩持续下滑。这表明，与首次公开发行一样，中国上市公司再融资后，资金使用效率也不高，企业经营业绩持续下滑，形成“一年绩优，两年绩平，三年绩差”的怪状。

判断公司是否过度融资的第二个方面是：融资金额有没有用在企业的主营业务上，是否按照招(配)股说明书的有关承诺如期足额投入到预期的项目，也就是在企业进行融资后是否随意改变募集资金用途，造成募集资金浪费或闲置。为此，本文参照刘少波等(2004)的做法，将募集资金投向变更分为两种类型：显性变更和隐性变更。本文调查1995―2004年中国上市公司股权再融资公司变更募集资金投向，结果如表5。其中上市公司募集资金情况数据来源于CSMAR数据库，上市公司变更募集资金资料是根据上市公司相关年度报告和上市公司发行主承销商按照中国证监会有关规定在媒体上公开披露的回访报告等公开数据整理而成的。

从表5中可以发现，1995―2004年期间再次募集资金的706家次上市公司变更资金投向的有405家次，占所有募集资金公司总数的57.36%，其中516次配股事件中有311次配股后变更募集资金投向，占配股总数的60.27%；190次增发事件中有94次增发后变更募集资金投向，占增发总数的49.47%。由此可见，大多数中国上市公司在根本没有较好投资收益项目的情况下也急于从资本市场募集资金，而募集资金后的必然结果就是要么投资到其他项目，要么资金闲置，或者被大股东挪用。中国上市公司普遍存在的大股东占用资金就是过度融资的一个最好诠释。

从以上两点来看，中国上市公司在募集资金后，一方面，普遍存在投资效益低下、经营业绩持续下降的现象，另一方面，大量的上市公司在融资后变更募集资金用途，很多上市公司将募集资金用于非主营业务，甚至是委托理财。这充分说明中国上市公司即使没有收益良好的投资项目，也不断地进行融资，是一种典型的过度融资行为。

三、结论

本文通过对现有研究文献的分析发现，国内学者普遍认同的中国上市公司偏好股权融资的观点并不是在严谨论证的基础上得出的，而是基于早期中国资本市场“股权融资热”的简单推断。重新检验中国上市公司融资行为，本文发现，如果将短期债务考虑在内，并剔除首次公开募股的影响，中国上市公司不存在股权融资偏好。进一步分析，发现，有足够的证据表明中国上市公司的融资行为表现为典型的过度融资。

参考文献：

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王小哈,肖猛,周永强. 2002. 上市公司股权融资偏好与经营绩效的实证分析 ［J］. 商业经济与管理(3)：49-52.

张军,郑祖玄,赵涛. 2005.中国上市公司资本结构：股权融资偏好、最优资本结构、还是过度融资 ［J］. 世界经济文汇(6)：1-10.

郑祖玄,周晔,李达 等. 2004. 非流通股与过度股权融资 ［J］. 世界经济文汇(4)：41-50.

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TONG G, GREEN C J. 2005. Pecking order or trade-off hypothesis ［J］. Applied Economics, 37 (19): 2179-2189.

Do China′s Listed Companies Prefer Equity Financing or over Financing？

Some Empirical Evidences from Listed Companies Re financing

LI Xiao jun

(Accounting School, Yunnan University of Finance and Economics, Kunming 650221)

第3篇：表外融资论文范文

关键词：金融服务业；FDI；影响因素

中图分类号：F125．5 文献标识码：A

文章编号：1000-176X(2009)02-0067-06

当前全球对外直接投资的一个重要趋势是转向服务业，而金融服务业是国民经济中至关重要的部门，近年来随着中国入世过渡期的结束，中国吸引国际直接投资的数额不断增加。2007年全国金融领域新设立中外合资银行、保险公司、基金管理公司21家，实际使用外资金额为87．53亿美元，同比增长26．96%，占全国利用外商直接投资金额的10．59%。金融业不仅是国家经济体系的主要组成部分，还是国民经济中最敏感的部门，它能够灵敏地反映其他行业的发展状况和经济发展中的不稳定因素，其利用外资对一国的发展乃至经济安全也起到了非常重要的作用。因此，了解金融业吸引外资的影响因素，分析中国在这些因素方面存在的优势与不足，进而在此基础上提出相关对策，对中国金融业更好地利用外资无疑具有重要的现实意义。

一、金融业利用FDI影响因素的理论分析

近几年来，金融服务业利用FDI日益引起学术界的关注，一些研究基于主流国际直接投资理论来寻求金融服务业吸引FDI的依据。虽然金融服务业对外直接投资发展的内在动力和外部环境与工业企业有所不同，但其理论发展仍是基于传统的投资理论，故本文首先回顾了传统制造业对外直接投资理论，接着对服务业对外直接投资理论进行梳理，进而归纳出影响金融服务业对外直接投资的因素。

1．传统制造业对外直接投资理论

垄断优势论认为国际市场和国内市场的竞争都是不完全的，这种不完全性使得少数企业拥有垄断优势，而这些垄断优势既是确保其跨国生产有利可图的条件，又是国际直接投资理论的出发点。内部化理论认为跨国公司是通过内部市场，而不是国际市场来实现中间产品交易的，故跨国公司的直接投资是用公司行为来代替市场行为。其内部化的过程取决于产业特定因素、区位特定因素、国家特定因素和公司特定因素等。邓宁的国际生产折衷理论综合了前人的成果，并将H―O理论中的区位优势考虑在内，认为企业从事对外直接投资，必须满足三个基本假定，即所有权优势、内部化优势以及投资国的区位优势。

2．服务业对外直接投资理论

由于服务业在促进发达国家经济发展中的作用不断加强，服务部门的国内和国际地位迅速提高，对服务业跨国生产和经营的研究开始发展起来，其出发点是对传统对外直接投资理论在服务部门适用性的讨论。通过对不同的传统理论观点在服务部门进行适用性检验，越来越多的经济学家相信，制造业对外直接投资理论经过修正，是可以用来分析服务业对外直接投资行为的。

目前涉及服务业对外直接投资的理论已有了一定的发展，尤其是作为对外直接投资理论的集大成者，邓宁在服务业对外直接投资方面做了比较系统的论述。他指出，服务业对外直接投资也应同时具备所有权优势、内部化优势和区位优势三个条件：（1）服务业所有权优势可以理解为企业得以满足当前或潜在顾客需求的能力，具体来讲，服务业跨国公司的所有权优势主要体现在以下几个方面：质量、范围经济、规模经济、技术和信息、人力资源和创新等。（2）服务业内部化优势是指服务业企业为了克服外部市场的不完全性和不确定性，防止外国竞争对手模仿，将其无形资产使用内部化而形成的特定优势。（3）服务业区位优势与其他优势不同，它是东道国所有的特定优势，企业无法自行支配，只能适应和利用这种优势。服务业区位优势主要表现在以下几个方面：东道国不可移动的要素禀赋所产生的优势，如自然资源丰富、地理位置方便、人口众多等；东道国的政治体制和政策法规灵活、优惠而形成的有利条件。

在这三种优势中，区位优势是邓宁特别强调的一个因素。有关研究也表明区位优势在服务部门和制造业部门的差别较大。由于服务业生产过程包括前台活动和后台活动两部分，因此服务业直接投资可视为对两部分直接投资的总和。而服务前台活动直接投资的区位优势区别于制造业，服务后台活动直接投资的区位优势又与制造业相同。据此, 可以把东道国服务业吸引对外直接投资的区位优势分为一般区位优势和特殊区位优势两大类。一般区位优势是指对于服务业直接投资和制造业直接投资都具有吸引力的区位条件。特殊区位优势是指对于服务业直接投资具有特殊吸引力的特定区位条件。

根据上述对服务业直接投资的理论研究，可将影响金融服务业利用直接投资的因素概括为：

（1）东道国的国内市场规模：GDP。

（2）东道国的开放程度：贸易依存度。

（3）贸易成本：基础设施包括交通和通讯网络以及对某一行业的基本建设投资。

（4）比较优势：劳动力的成本。

（5）人力资本：劳动力教育水平。

（6）东道国的政府政策。

二、中国金融业利用FDI影响因素的实证分析

由于金融业利用外资数据统计时间较短，因此，在对中国金融业利用FDI影响因素的实证分析中时，我们运用统计方法和计量方法分别进行研究。

1．统计分析

由表1的数据我们可以看出，我国的国民生产总值、 金融服务业职工专科及以上学历的人数

和金融服务业的开放程度是逐年增长和提高的。同时，伴随着这些要素的增长，我国金融服务业所利用的FDI也在迅速增加。也就是说，我国的市场规模、金融服务业的职工学历水平和贸易依存度对我国金融服务业利用FDI有着重要影响。

通过表2我们可以知道，我国政府制定了很多促进金融服务业开放和发展的政策措施。这些措施不仅提高了我国金融服务业的开放水平，并且大力推动了金融服务业FDI的流入。2001年，我国金融服务业利用的FDI为35．3百万美元；入世后，到2002年，这一值达到106．7百万美元，增长了近2倍；并且随着我国入世所做的承诺和金融服务业的不断开放，我国金融业FDI的流入更加迅速，2006年我国金融服务业实际利用的外资额为293．7百万美元（见表1）。由此我们可以看出，政府的激励政策和金融业的开放度确实提高了我国金融服务业的引资水平。

以上统计分析的结果与本文的理论分析是一致的，在金融发展的过程中确实存在着一些影响我国金融服务业利用FDI的因素。至于这些因素对我国金融服务业利用FDI产生怎样的影响，我们将通过下面的计量分析进行进一步的检验。

2．计量分析

(1) 变量的选取和模型的建立

因变量（FDI）：中国金融服务业实际利用外商直接投资金额。

自变量：①中国金融服务业的市场规模（MARK）。诸多实证研究表明，外商直接投资与东道国的国内市场规模直接的联系非常紧密。本文选取国内生产总值作为反映市场规模的指标。②基础建设状况（INFRAS）。完善的基础建设对于吸引外商进行直接投资具有积极的作用。本文用金融业基本建设投资来考察基础设施对我国金融服务业利用外商直接投资的影响。③劳动力成本（SALARY）。通常认为，发展中国家吸引外资的主要原因在于较低的工资水平，为验证这一点是否适用于金融服务业外资，我们用金融业职工平均工资水平作为金融服务业劳动力成本的代表性指标。④人力资本（HC）。与制造业相比，服务业对人才的要求更高，尤其是银行、证券、保险等金融行业，人才的重要性尤为突出。本文选取了金融业职工专科及以上学历的人数作为研究变量。⑤我国金融服务业的开放程度（OPEN）。衡量一个国家对外开放的指标通常是该国的国际贸易水平。本文用我国金融服务业的贸易依存度来大体反映其开放程度（贸易依存度=进出口贸易额/GDP）。⑥政策变量（D）。Dt为中国的政策变量，取Dt=0，t＜2002；Dt=1，t≥2002。

我们可选取样本区间为1998―2007年。数据由1998―2007年的《中国统计年鉴》、国际收支平衡表和《中国金融年鉴》整理而得。

研究模型如下：

FDI=f(MARK,INFRAS,SALARY,HC,OPEN,D)

＋＋ ＋＋ ＋

（公式下的正负号表示自变量对因变量的预测影响）

在对模型进行拟合时，为了消除回归方程误差项的异方差性，自变量和因变量均采用其自然对数形式（政策变量除外）：

lnFDI=α0lnMARK+α1lnINFRAS+α2lnSALARY+α3lnHC+α4lnOPEN+α5D+ζ

（2）模型回归分析

在进行回归分析之前，我们首先看一下各变量之间的相关关系。从表3各自变量间的相关系数可知，各自变量之间存在着严重的多重共线性的问题。为了消除多重共线性带来的不良后果，在以下模型拟合过程中采用逐步回归法对各自变量与因变量之间的关系进行数理分析。

由于时间序列数据可能存在非平稳性，本文用协整检验验证各自变量与因变量FDI的关系。而协整检验需要非稳定时间序列同阶协整，因此作者先用ADF（Augmented Dickey-Fuller）检验，对模型中的六个变量原序列与一阶差分作单位根检验（Unit Root Test）。ADF平稳性检验结果见表4，由表4可知变量lnFDI、lnMARK、lnINFRAS、lnSALARY、lnHC、lnOPEN的水平序列都是非平稳的，而它们的一阶差分序列都是平稳的，即都是I（1）序列，满足协整条件。根据自变量与因变量一元回归拟合优度的高低，我们依次引进各自变量对因变量进行协整分析，顺序为：D、OPEN、MARK、SALARY、HC、INFRAS,最后的拟合方程为：

由表6的检验结果我们得出：我国金融市场的规模、开放程度、政府的激励政策和人力资本确实是影响金融服务业利用FDI的重要因素，它们都推动了我国金融服务业的发展以及引资水平的提高。

3．实证结果分析

（1）回归结果显示，投入我国金融服务业的FDI与我国几年来对金融服务业的激励政策、金融市场的市场规模、开放程度、基础设施、人力资本呈正的相关关系，与金融业劳动力成本呈负的相关关系，这与我们前面的理论和统计分析是一致的。

（2）中国金融服务业的市场规模对于其引资规模的贡献很大，市场规模扩大10%，金融服务业FDI将增加37．35%。外资进入中国，更多的是看中了中国巨大的市场和经济增长的潜力。同时，我国市场规模的提高和金融服务业的发展也会增加我国金融服务业自身对外资的需求。因而，只要中国经济持续增长，外资就会大量的涌入。但是10多年来，金融服务业在我国国民经济中的地位变动很小，占GDP的比重一直较低，产业结构亟待升级。

（3） 金融服务业的开放度也是影响外资进入金融领域的重要因素，其开放度提高10%，金融服务业利用FDI就会增加20．75%。回归结果表明，金融服务领域开放程度低是造成我国金融业利用外资规模偏小的重要原因。今后，随着入世承诺的具体实施，我国金融服务业的引资规模必然会有很大的提高。另外，我国政府对于金融业发展的激励措施同样对其引资产生了重要的正面影响。

（4） 回归结果表明，金融服务业引资规模与我国的人力资本存在正的相关关系，但是二者的相关性不太强。这说明我国金融业职工的学历水平对金融服务业FDI的流入有一定的推动作用；同时也说明，中国金融业仍然是粗放式经营，对人才要求不高。

（5）我国金融服务业利用FDI与我国的基础建设状况也存在正的相关关系，同样其相关性也不是很大。这主要是因为，金融业不像制造业那样对交通等硬件设施的要求较高，反而对网络等软件设施更为依赖，而我国金融服务业的软件建设还不够完善，还没有对金融业FDI的流入起到其应有的推动作用。

三、政策建议

通过以上理论和实证分析可知，我国金融服务业利用FDI受到各方面因素的影响，因此，为了进一步扩大我国金融服务业的引资规模，我们建议：

1．扩大金融市场规模，促进金融结构升级

由于我国市场规模对金融业利用FDI有着巨大的吸引力，因此，我国应该继续发展经济，扩大金融市场规模。同时为提高金融业在GDP中的比重，我国还应该促进金融产业结构升级。在此过程中，最重要也是最活跃的因素是金融创新。金融创新作为金融市场规模扩大和金融结构提升的主要动力，是金融发展的灵魂和主线。我国应通过规定产业结构的发展方向，鼓励金融产品、金融机构、金融技术的不断创新，来提高金融结构转换的能力、速度与效率，进而实现金融创新和金融产业结构的升级。

2．加强政府对金融服务业的激励政策，提高金融服务业的开放度

我国应遵循WTO倡导的贸易、服务的全球化和自由化，继续推动金融服务的开放与发展；应当负责任地遵守加入WTO的基本承诺，在减让表的范围内维持对外资金融机构必要的审慎准入限制，在减让表范围外的金融领域，对外资金融机构的监管应当与中资机构一样，体现国民待遇原则。同时由于我国金融服务业还处于比较劣势的地位，与外资金融机构相比竞争力还不足，现阶段还不具备应对金融服务业对外全面开放的能力。因此，政府还应该在WTO允许的范围内，制定相关的政策保护本国的金融机构以维护金融安全。

3．加大金融科教投入和金融人才培养力度

理论分析表明，国际金融服务领域对就业人员的受教育程度和技能水平要求很高，金融人才将是未来金融服务领域竞争的焦点。但目前我国金融服务行业从业人员素质不高，服务质量较低，服务价格偏高，竞争力弱。因此，有必要继续推行金融人才战略，多渠道加强金融人才的培养和建设。加强对金融从业人员的定期培训，鼓励和督促员工不断进行观念和知识更新，培育结构合理的人才队伍。加大科技和教育的投入，大力开发人力资源，优化服务质量，降低服务成本，提高服务水平，以使我国金融服务机构在与外资机构竞争时立于不败之地。

4．完善金融基础设施

金融业是一个较为特殊的行业，其发展很大程度上取决于软件设施。发达国家大都有支持金融发展的现代化交通、通信、计算机网络以及其他配套服务设施，相比之下，我国的金融业基本建设投资还不足，尤其是通讯网络等软件方面还很薄弱。因此我国必须为金融服务产业建设一套完善的基础设施，加大对金融服务业软件设施方面的建设与投资，为金融产业发展提供一个较为宽松的环境，从而吸引更多的外资进入金融行业。

参考文献：

［1］ 卢进勇，虞和军，朱唏颜．国际服务贸易与跨国公司［M］．北京：对外经济贸易大学出版社，2004．141-152．

［2］ 约翰•邓宁．对国际生产折中理论的一些实证检验［J］．国际商业研究，1980，（11）．

［3］ 杨春妮．承接服务业国际转移: 中国区位比较优势的实证［J］．国际贸易问题，2007，（3）．

［4］ 方慧．中印利用FDI的比较分析［J］．山东大学学报，2006，（1）．

［5］ 罗静．浅析我国金融服务贸易市场的开放［D］．吉林大学硕士学位论文，2006．

［6］ 叶春明，黄满盈．结构、创新与效率――中国金融服务开放的现状与趋势［J］．国际贸易，2006，（7）．

［7］ Allen N．Berger,Robert De Young&Gregory F．Udell．Efficiency Barriers to the Consolidation of the European Financial Services Industry［J］．European Financial Management，2002，（7）：117-130．

Analysis of Factors Influencing the Using FDI in China's Financial Service Industry

FANG Hui，LI Jian-ping；ZHANG Bei-bei

（Shandong University of Finance,Shandong Jinan,250014,China）

Abstract:

With the coming of post-WTO era and the accelerating of liberalization of financial service trade, the study of FDI in China's financial industry and financial service trade becomes more and more urgent．Through theoretical and empirical analysis, this paper considers that the scale of China's financial service market, trade dependence, the states of infrastructure, human capital and incentive policies of Chinese government are positively correlated with FDI in financial service industry．The labor costs of China's financial service industry and its level of using FDI are negatively correlated．Finally, the paper puts forward some relevant policy and recommendations according to the results of empirical analysis．

第4篇：表外融资论文范文

关键词:上市公司;资本结构;资产负债率

1 引言

自1956年莫迪利亚尼和米勒就融资结构与公司价值提出著名的MM定理以来围绕这一问题已进行了很多的研究，逐步形成了资本结构通过影响治理并最终影响公司价值的三个理论:一是激励理论，融资结构通过影响经营者工作的努力程度和其他行为选择，从而在一定程度上调节着委托人之间的矛盾;信号理论，企业融资方式的选择具有向外部投资者提供企业经营状况的信息传递功能;控制权理论，融资方式的选择规定着企业控制权的分配，并直接影响着该企业控制权的争夺。这三个理论的共同特点是将公司的融资结构与公司的治理结构联系在一起，分析融资结构如何通过对公司治理结构的影响从而使企业市场价值发生变化，组成了相对完善的现代企业融资理论。随着中国上市公司数量的不断增多，对上市公司融资行为的研究逐步引起我国学术界的重视。

2 理论及文献回顾

2.1 MM定理及扩展

现代公司融资行为和资本结构管理研究的先驱米勒(Miller，1985)给出了理想条件下企业价值与资本结构无关的命题:在不考虑对企业征收所得税的情况下，企业就无法通过调整资本结构来增加企业的价值，即无所谓最优的资本结构。

然而资本市场并非完美。MM定理虽然在理论上受到了肯定，在实践中却遇到了问题。在现实世界中，不仅交易成本大于零，而且政府的各种干预也限制了资本市场的自由进出;政府税收的引入扭曲了资本价格，企业可运用税收优惠，通过改变企业原有资本结构来改变企业市场价值。MM定理后来得到了修正，米勒(1976)认为在有企业税的情况下，债务具有增加企业价值的税盾作用和不利于企业价值的破产成本，并提出税盾和破产成本的权衡理论。在20世纪70年代，资本结构的权衡理论兴起，该理论通过考虑税收的因素来考察企业资本结构的选择。权衡理论的基本思路是:企业可以通过比较债务融资的节税收益和债务融资引发的破产成本来确定企业总融资中债务融资的最优规模。权衡理论证明公司存在最优负债率，即在增加负债所得到的边际税收减免价值正好为公司可能的财务危机成本现值的增加所抵消的点上，同时指出，由于企业经营在者为防止破产而会尽量减少举债，这种成本就是企业抑制扩大债务的有力杠杆。

2.2 优序融资理论

1984年，梅耶斯和马吉卢夫在其名篇Corporate Financing and Inverstment Decision when Firms Have Information that Investors Do Not Have中，吸收权衡理论、理论以及信号理论的研究成果提出了优序融资假说。其假设条件是，除信息不对称外，金融市场是完全的。他们认为，信息不对称源于控股权与管理权的分离，在非对称信息条件下，经理人员最为内部人比外部人更了解企业收益和投资的真实情况。外部人只能根据内部人传递的信号来重新评价自己的投资决策。企业资本结构、融资决策和股利政策都可以作为传递信号的手段。他们研究发现，投资者关于企业资产价值的信息少于内部人，那么权益就会被市场错误定价。权益价格的低估会使价值由老股东向新股东转移，从而造成现有股东的净损失。在这种情况想下，即使净现值为正的投资项目也会被现有股东拒绝。企业只能通过发行不被市场严重低估的证券为新项目融资才能避免上述融资不组。因此，内部资金或无风险债务务甚至风险程度不太高的债务都要优先于权益融资。Myers(1984)将这一新项目融资的优劣排序称为“等级次序”。

对于发展中国家公司资本结构研究的文献在20世纪90年代开始出现，主要研究结论分为两类:一类认为影响发达国家公司资本结构的因素基本上也类似方式影响发展中国家公司资本结构，但发展中国家之间的差异很大;另一类认为，制度因素是决定公司资本结构的关键因素，对投资者的法律保护与企业从外部得到的资金有非常密切的关系。Singh以发展中国家的上市公司为对象做了开拓性的研究。他发现，与西方的优序融资理论不同(即在企业进行融资决策时，内部资金是首选，外部资金中债权资本优于股权资本)，发展中国家的上市公司具有“异常融资优序”现象——外部资本优于内部资金，外部资本中股权资本优于债权资本。对于发展中国家资本结构的特殊性，Singh以发展中国家的经济市场化与金融开放进程作为解释。

2.3 我国现有研究现状

随着中国上市公司数量的不断增多，对上司公司融资行为的研究逐步引起我国学术界的重视。目前学术界对中国上市公司的融资特征认为，上市公司存在股权融资偏好，上市公司在可以选择债权融资和股权融资时，偏好于选择股权融资(黄少安、张岗，2004;万朝领等，2005);显然，这种观点认为公司在融资方式上不存在权衡，只倾向于股权融资，因此不存在最优资本结构。

尽管资本结构理论通常采用长期负债/股东权益指标，但是，国内学者在研究中国上市公司的融资行为时，更多的使用了资产负责率指标。这是因为中国上市公司一般利用短期债务占展期或归还后重新获得等方式，将短期债务变为长期债务使用。万朝领等(2005)的研究表明，1995—2000年，未分配利润为正的上市公司长期借款比例平均为24.31%，短期借款比例平均为50%;未分配利润为负的上市公司长期借款比例平均不到15%，短期借款比例平均超过了60%。说明上市公司的债务债务融资结构中短期债务比例普遍较高，短期流动负债比率历年来都处于较高的水平，平均达到40%左右。由此可见，负债总额/资产总额所代表的资产负债率指标更能真实反映中国上市公司融资行为特征，国内学者通常也是使用资产负债率指标来研究中国上市公司融资行为的。

3 我国上市公司融资结构的特征

3.1 我国上市公司融资结构的统计特征

本文以2004—2006年所有A股上市公司为样本，剔除金融类上市公司，剔除异常值，对样本的6年平均数据统计表明，上市公司平均资产负债率44.44%，偏度也只有0.028，说明样本公司负债率分布比较集中。不同于我国融资理论界的流行观点，我国上市公司股权融资没有干高居上市公司融资结构的榜首，恰恰是负债融资成为其融资结构的主体。

为了更具体的分析我国上市公司融资结构的特点，下面对融资结构进行分类统计。内部融资与外部融资是研究融资结构的基本分类方法，内不融资有可以进一步分为盈余公积和折旧融资;外部融资则可划分为股权融资和负债融资。

折旧融资:由于固定资产从购置到更新存在较大的“时间差”，使得这部分应用于补偿固定资产损耗的现金流成为“闲置资金”，企业可以利用该“闲置资金”扩大投资，这就是折旧的融资效应。折旧融资主要受既定财务制度及法律法规的制约，具有相对稳定性。本文采用固定资产折旧代表该变量进行分析。

盈余公积:在我国，盈余公积一般包括公积金、公益金及未分配利润，其高低取决于企业的盈利能力及其股利分配政策。这里，将盈余公积定义为扣除现金股利之后的税后利润，即:盈余公积=税后利润-现金股利。

股权融资:将扣除盈余公积后的所有者权益变化视作股权融资的结果，即:股权融资=(本期所有者权益-上期所有者权益)-盈余公积。

负债融资:本文将企业负债的变化视为负债融资的结果。即:负债融资=本期负债总额-上期负债总额。

从近3年上市公司融资结构的分析结果来看，各年融资情况不同，2004年内部融资为负值，说明公司盈利情况很差，亏损严重，全部依靠外部融资;2005年公司盈利能力有很大改观，内部融资大幅提高，占到全部融资中的近半数。这一结果意味着上市公司利用现有资产实现自我发展的同时，逐步降低了外部融资水平;同时，以扩大盈余公积作为融资的重要手段;2006年内部融资有所下降，外部融资比例上升。总体看来外部融资比例始终高于内部融资，说明我国上市公司自我积累能力不足，外部融资仍是其资金结构的主要来源。但出人意料的是，外部融资中，负债融资远远高于股权融资。进一步分析可发现，各项指标的峰度和偏度均严重背离正态分布的要求(正态分布的峰度K=3，偏度S=0)，说明样本数据存在严重的“肥尾”现象。

为了消除异常数据对分析结果的影响，以上市公司当年融资规模为权重对各指标进行加权处理，得到其加权平均融资结构，见表5。

我们看到，通过加权处理后，外部融资中负债融资仍远远高于股权融资，负债融资以占融资总额的59.22%的比重，高出股权融资45.58个百分点，独占上市公司融资结构之鳌头;内部融资中，盈余公积为10.29%，低于折旧融资19.86%，说明上市公司的盈利能力不是很尽如人意，内部融资尚且以折旧融资为主，盈利能力有待提高。这一结果表明:我国上市公司融资结构呈现出先负债融资(59.22%)再内部融资(30.15%)最后股权融资(10.64%)的结构特征。

3.2 我国上市公司融资结构的趋势特征

为了考察我国上市公司近几年负债率的变化情况，我们分别对总负债率、流动负债率和长期负债率2004-2006年的数据进行了统计。从表5的资料可以看到我国上市公司在2004-2006年的3年时间里，总负债率呈上升的趋势。样本公司总负债率由2004年的42.1%s上升到了2006年的46.53%，3年间上升4.39%。流动负债率由35.86%上升到39.66%，增加了3.8%(表6)。总负债率的变化主要是流动负债率的提高引起的。长期负债率本省比重很小(表7)，对总负债率的影响较微弱。负债率的上升趋势值得深思。如果是对管理层约束的强化，则可以导致上市公司治理结构的优化、企业价值的提高;如果是“内部人控制”与管理者自利的共同作用则可能导致效率损失、企业价值降低。

4 结论

通过以上综述和分析，我们认为我国上市公司并不是像目前流行的观点那样，偏向于股权融资。上市公司不放弃股权融资机会并不意味着上市公司会放弃债权融资的机会。上市公司也可能在实施股权融资的同时也实施了债权融资。不能说上市公司偏好于股权融资。据此，可以认为中国上市公司并不存在股权融资的偏好。

参考文献

[1]陆正飞，叶康涛.中国上市公司股权融资偏好解析[J].经济研究，2004，(4).

[2]黄少安，张岗.中国上市公司股权融资偏好分析[J].经济研究，2001，(11).

第5篇：表外融资论文范文

［关键词］股权再融资①；市场时机选择；资本结构；上市公司；增发；配股;上市公司

［中图分类号］F830［文献标识码］A［文章编号］16728750（2012）01001207

一、 研究背景与文献回顾

近年来，中国A股市场的上市公司股价经常出现大幅波动，而上市公司的融资行为也随之出现了不同的变化。在股票价格持续上涨时，大量上市公司提出股权融资方案，而这些方案没有对资本市场形成明显的冲击，但当市场逐渐走入弱势时，一些大型企业的再融资方案则对二级市场造成了非常重大的冲击，使得许多公司不得不放弃股权融资。这种现象与近年来兴起的市场时机选择理论（Market Timing Theory）相一致。市场时机选择理论是与传统有效市场假设下的资本结构理论相竞争的一种融资及资本结构理论。市场时机选择理论认为企业在股票价格高估时进行股权融资，低估时选择回购股票或进行债务融资，因此公司当前资本结构是公司过去融资市场时机的累积结果。

市场时机理论在国外已经得到了许多实证研究结果的支持［1］。近年来我国也有许多学者关注企业融资的时机选择问题，并对此进行了初步研究。原红旗对中国A股市场1994年至1999年实施配股的上市公司的长期市场回报率进行了检验，发现这些公司的长期市场回报率低于整体市场的回报率［2］。曾昭武同样以配股公司为样本，对上市公司融资后的经营业绩进行了研究，结果显示上市公司在实施股权融资后的经营业绩呈逐年下降趋势，说明上市公司存在着股权融资时机选择的行为［3］。郑琦与陈鹄飞的研究也发现在增发新股政策相对宽松期间进行股权再融资的公司会计业绩与股价收益并不突出［4］。汤海溶和张凤以首次募股（IPO）公司为研究样本，通过分析资本结构与股票价格的关系，发现股票价格对资本结构的影响随着上市时间的增加而变化，在公司上市的初期，股票价格会显著影响资本结构，但在公司上市5年后，股票价格对资本结构的影响不再显著。这说明上市公司存在着股权融资时机选择的行为，但这种市场时机选择对资本结构的影响主要表现在公司上市的初期，它对上市公司的资本结构不存在持续的影响［5］。李小平等人以股票换手率作为市场时机变量，实证检验了市场时机与外部融资方式选择的关系，研究结果显示，换手率在企业权益融资中具有重要作用，换手率较高时，企业选择进行更多的股权融资，这一融资行为对资本结构变动具有显著的负向影响，这表明我国上市公司确实存在着融资时机选择的市场效应［6］。这些研究成果为我国企业融资和资本结构的理论研究开启了新的研究方向。但上述研究存在着一定的局限性：一是没有对公司的资本结构进行细分，大多数研究是以公司的资产负债率作为资本结构的替代变量，没有考虑长短期债务融资的区别；二是部分研究以IPO作为研究样本，很难剔除其他因素的影响，这是因为中国企业希望通过上市获得所谓的“壳”资源，所以企业在进行IPO时未必会以融资时机和成本作为主要的考虑因素。在此背景下，本文在现有研究的基础上以中国A股市场上进行配股和增发的上市公司为研究样本，通过对资本结构进行进一步的细分，检验我国上市公司的股权再融资（SEO）是否存在着时机选择行为，同时检验SEO时上市公司的融资行为对公司的资本结构是否产生持续影响，以帮助我们更好地理解上市公司的融资行为及其影响。

二、 上市公司融资时机选择对公司短期资本结构的影响

中国上市公司在进行股权再融资时是否存在着融资时机选择的行为？这种股权融资的时机选择是否可以改善公司的财务状况，并对公司的资本结构产生持续影响呢？本文以1999年1月1日至2005年12月31日进行配股和增发的上市公司作为研究样本对此问题进行研究。研究样本中剔除了金融类公司、B股增发A股和个别数据缺失的公司，有效样本为546个。数据来自国泰安CSMAR数据库。

上市公司的资本结构关系到公司的偿债能力和企业价值。对于资本结构，学术界主要有两种观点：一种观点认为资本结构是企业全部资金来源的构成及其比例关系，即广义资本结构；另一种观点认为资本结构是企业取得长期资金的组合及其比例关系，即狭义资本结构。在相关的实证研究中，Titman 和Wessels把公司的长期借款、短期借款和可转换债券除以公司所有者权益的市场价值或账面价值，作为资本结构的衡量指标［7］。Bradley，Jarrell和Kim利用1962年至1981年间20年的企业数据，把企业长期负债的账面价值加总后，除以长期负债和股东权益市场价值的总和，得到公司的资本结构比率［8］。在中国学者的相关研究中，既有只考虑长期负债来确定公司的资本结构的，也有直接采用公司整体资产负债率作为公司资本结构替代指标的［912］。目前中国A股市场中的上市公司不少都存在着短期负债长期使用的现象，因此本文分别采用三个比率来度量公司的资本结构，一是总资产负债率（TD）=总负债/总资产，二是长期债务比率（LTD）=（长期负债）/（长期负债+所有者权益账面值），三是长短期债务比率（SLTD）=（短期借款+长期负债）/（短期借款+长期负债+所有者权益账面值）。此外根据市场时机选择理论公司会在自身股价被高估时发行更多的股票，因此可以预计股价越高的公司股权融资的规模越大，公司的资本结构也可能发生较大的变化。对于如何衡量公司股价是否被“高估”问题，Baker和Wurgler将公司的市价与面值比（M/B值）作为衡量公司股价的“误价”指标［13］。当公司的M/B值较高时，意味着公司的股价可能存在着被高估的情况，本文也采用M/B值作为衡量公司股价是否过高的指标。

表1SEO上市公司的M/B值与资本结构变动率的Pearson相关系数表

ΔTDΔLTDΔSLTDM/B值-0.144***-0.123***-0.198***注：ΔTD=TDt-TDt-1，LTD=LTDt-LTDt-1ΔSLTD=SLTDt-SLTDt-1；***

表示在0.01的水平显著。

本文对股权融资样本公司融资前的M/B值与公司股权融资后的财务杠杆变动率进行了相关性分析，结果发现两者呈显著的负相关关系，说明股价较高的上市公司倾向于发行更多的股票，公司的资产负债率出现显著下降，这种股权融资的时机选择行为在短期对公司的资本结构有一定的影响。

为了进一步检验中国上市公司股权再融资时是否存在着市场时机选择行为，并验证公司股权融资对其短期资本结构的影响，本文建立了以下两个回归模型对样本公司进行检验。

Δ（D/A）=α+β1(M/B)t-1+β2(D/A)t-1+β3(ROE)t-1+β4logsize+β5(A-IAA)t-1+β6BSt-1+

Industry+u（1）

（D/A）t=α+β1(M/B)t-1+β2(D/A)t-1+β3(ROE)t-1+β4logsize+β5(A-IAA)t-1+β6BSt-1+

Industry+u（2）

其中Δ（D/A）=（ΔLTD，ΔSLTD，ΔTD），表示各年度间公司资本结构的变化率，（D/A）t=（LTDt，SLTDt，TDt），表示股权再融资年度公司的资本结构，模型中的u为干扰项，其他变量的定义及说明参见表2。

表2变量说明

变量符号变量说明被解释变量资本结构变化率（D/A）（股权再融资前一年的负债率-股权再融资后一年的负债率）/股权再融资前一年的负债率资本结构（D/A）t股权再融资当年年末的负债率解释变量股权融资前一年的M/B值MB(t-1)融资前一年年末的每股市价/每股净资产控制变量公司的资产负债率（D/A）t-1负债总额/资产总额公司的盈利能力（ROE）t-1公司的净资产收益率公司规模Log(size)公司总资产的对数公司的有形资产比例（A-IAA）t-1（总资产-无形资产）/总资产第一大股东持股比例BS第一大股东持股数/总股数行业控制变量Industry虚拟变量

本文采用的解释变量与Baker和Wurgler的研究基本一致，并根据资本结构的相关理论成果选择了公司前一年的资产负债率、盈利能力、公司规模和有形资产比例作为主要控制变量，因为相关的研究证明这些均是影响企业资本结构变化的重要因素。同时本文结合中国特定的情况增加了第一大股东持股比例指标作为控制公司治理影响的控制变量，因为第一大股东持股比例越高越有可能通过融资时机选择增加自身收益。此外本文为了控制行业间的差异，增加了行业控制变量。本文利用SPSS13.0统计软件对股权再融资的样本公司进行回归，回归的结果见表3。从表3中的实证分析结果可以发现股权融资公司的M/B值均与公司的资本结构变动率呈显著的负相关关系，即进行股权融资前一年M/B值较高的公司，融资后财务杠杆比率下降得较快，并且无论是采用总资产负债率（TD）、长期债务比率（LTD），还是长短期债务比率（SLTD）作为公司资本结构的替代变量，这一结果都是显著的。也就是说，公司会在股价较高时利用股权融资筹集较多的权益资本，上市公司的这种股权融资市场时机选择行为在短期内影响了公司的资本结构。

从表3各个控制变量的情况来看，首先可以发现公司原有的资本结构与公司的财务杠杆变动率呈现显著的正相关关系，这似乎与理论存在着矛盾，因为一般资产负债率越高的企业会越倾向于降低自己的负债比率。笔者认为，导致这一现象的原因在于我国股权再融资的制度。中国上市公司进行股权再融资的主要形式是配股，而配股通常是公司根据现有的股本规模等比例配售的，股本规模较大的公司自然配售的金额较大，从而使得股权融资金额占公司总资产的比例较大，所以资产负债率下降得较多，相反股本规模较小的企业，由于其所有者权益本身占公司总资产比例就不高，因此按此规模等比例配股自然会使得资产负债率下降得较少。其他的控制变量，如公司的盈利能力、规模、有形资产比例和第一大股东持股比例等与公司的资本结构变动均不存在显著的相关关系，说明这些因素对中国上市公司资本结构变动的影响不明显。

那么这种时机选择行为是否会影响公司的短期偿债能力呢？本文分别使用公司的速动比率、流动比率和利息保障倍数三个指标来分析这一问题，相关的结果见表4。

表4SEO上市公司的短期偿债能力变动分析

流动比率速动比率利息保障倍数SEO-11.731.3013.61SEO2.071.6210.78SEO+11.771.349.01SEO+21.541.137.75SEO+31.571.167.84注：由于利息保障倍数受到极端值的影响，因此本文在选取样本时

剔除了利息保障倍数为负和利息保障倍数超过100的公司样本。

表4的分析结果显示，在股权融资当年上市公司的速动比率和流动比率出现显著上升，但在融资1年以后，公司的速动比率和流动比率又基本恢复到融资前的水平，并且随着时间的推移，其短期偿债能力甚至还低于融资前的水平，可见公司的股权融资时机选择行为在短期内可以改善公司的短期偿债能力，但长期来看公司的财务状况并没有得到本质的改善。此外在表4的结果中还可以发现上市公司在股权融资后的利息保障倍数不但没有出现上升，反而一直呈现下滑趋势，这主要是因为利息保障倍数并不取决于公司的所有者权益规模，而取决于公司盈利能力，上市公司利用市场时机进行股权融资只能在短期内增加公司的现金存量，但如果资金缺乏好的投资渠道，这种行为无法提高公司的盈利能力，所以无法提高公司的利息保障倍数。

三、 融资时机选择对上市公司资本结构的持续影响分析

上市公司股权再融资的时机选择行为影响了公司的短期资本结构，但在对公司短期偿债能力的分析中已经发现随着时间的推移，股权再融资时机选择对公司短期偿债能力的改善作用逐步消失，说明上市公司的股权再融资并不能持续改善公司的短期偿债能力，那么上市公司股权再融资的时机选择行为能否对公司的资本结构产生持续影响呢？这个问题是国外财务理论界研究的重点问题。本文首先对股权再融资公司融资后的资本结构变化趋势进行了统计分析，结果见表5。

表5SEO上市公司的资本结构变动趋势分析

TDLTDSLTDSEO-144.66%9.21%29.24%SEO40.34%8.33%24.57%SEO+142.02%9.51%30.28%SEO+245.03%10.77%34.16%SEO+347.45%12.66%35.83%从表5中可以发现无论采用何种指标，在股权融资当年公司的长期财务杠杠比率均出现下降，但仅仅1年后，公司的财务杠杆比率就开始出现回升，并且在股权融资后第2年回升到融资前的水平。这初步显示公司的资本结构受到其股权融资时机选择行为的影响而发生了持续变化。

为了进一步验证这个现象，本文通过引入“股权融资加权平均M/B值”来检验上市公司股权融资时机选择行为对公司资本结构的长期影响，“股权融资加权平均M/B值”是对Baker和Wurgler的“外部融资加权平均M/B值”的一种变形。Baker和Wurgler在2002年的研究中，通过建立“外部融资加权平均M/B值”（M/B）efwa,t来检验上市公司融资时机选择对公司资本结构的长期影响，其计算公式见式（3）。

(M/B)efwa,t=∑ts=0eS+dS∑tr=0(er+dr)(M/B)S（3）

其中e代表公司的股票融资额，d代表公司的债务融资额，变量(M/B)efwa,t代表公司过去的市价与账面价值比的加权平均数［14］。

Baker和Wurgler利用“外部融资加权平均M/B值”对美国的上市公司进行了检验。但实际上该变量在设计上存在着一定的问题，因为公司的外部融资包括股权融资与债务融资。考虑中国资本市场的特点，由于中国上市公司的债务融资一般主要依靠银行借款，而较少通过发行企业债券方式，因此中国上市公司进行外部股权融资和债务融资所选择的时机肯定是不同的。根据市场时机选择理论，上市公司股价水平较高时，公司会偏向于利用外部股权融资，而当公司股价水平较低时公司会倾向于利用银行借款。如果在中国资本市场的检验中直接使用Baker和Wurgler的“外部融资加权平均M/B值”，将难以发现上市公司股权融资时机选择对公司资本结构的影响。因此本文建立“股权融资加权平均M/B值”变量来检验公司股权融资时机选择对公司资本结构的长期影响。“股权融资加权平均M/B值” （M/B）efwa,t变量的计算公式如式（4）所示。

(M/B)efwa,t=∑ts=0eS∑tr=0er(M/B)S（4）

本文通过建立回归模型来检验上市公司股权再融资以后的资本结构变化，如式（5）所示。

（D/A）t=α+β1(M/B)efwa,t+β2(M/B)t-1+β3(ROE)t-1+β4(A-IAA)t-1+β5logsize+β6(D/A)t-1+u（5）

其中，（D/A）t=（LTDt，SLTDt，TDt）。

上市公司融资时机选择对资本结构持续影响模型的回归结果见表6。

表6上市公司融资时机选择对资本结构持续影响模型的回归结果

LTDSLTDTD(M/B)efwa,t-0.146(-0.52)-0.239（-0.89）-0.181（-0.78）（M/B）t-1-0.347(-0.95)-0.81**（-2.20）-0.823**（-2.53）其他控制变量控制控制控制F值70.32172.1179.67R20.5450.7340.749Adjust R20.5380.7290.744DW1.921.861.92注：表中括号内数字为t值；*表示在0.1水平显著，**表示在0.05

水平显著，***表示在0.01水平显著。

从表6中可以发现公司的财务杠杆与公司前一期的M/B值呈较显著的负相关关系，而与公司的股权融资加权平均M/B值无显著的相关关系，可见从长期来看上市公司的股权融资时机选择没有对公司的资本结构产生持续的影响。这个研究结果与Baker和Wurgler的研究结论不同。笔者认为，造成这一结果的主要原因在于中国证券市场的监管部门对上市公司的股权再融资行为有严格的限制条件，这些限制条件包括对再融资公司净资产收益率的要求及发行新股间隔时间的限制。在本文研究期内证监会对上市公司的股权再融资条件进行了多次的调整。可见，中国上市公司并非可以自主进行股权融资。由于中国上市公司股权再融资限制条件较多且政策多变，因此上市公司往往选择在自身经营业绩和股票市场价格较高时进行股权融资，这可以为今后提供更灵活的财务政策选择。在融资后，由于受到股权再融资政策的时间间隔限制，公司不能连续进行股权融资，因此只能利用债务融资，从而使公司的财务杠杆比例会在公司股权融资后的一段时间内有所回升。此外由于部分进行股权再融资的公司在融资后缺乏好的投资项目，经营业绩出现了显著下滑，导致这些公司失去了股权再融资的资格，当公司存在资金需求时只能利用债务融资，从而使这些公司的资产负债率出现持续上升的情况。可见中国上市公司的融资行为正好与Myers所提出的财务拮据假设相反。Myers的财务拮据假设指出公司只有在无法利用债务融资时才会进行股权融资［15］，而中国上市公司受制于政府部门所设定的股权融资条件，为了保持未来财务政策的灵活性，会考虑在股价较高时进行股权融资，以避免公司未来受到股权再融资政策以及经营业绩出现下滑等因素的影响而无法筹集到所需要的资金。所以上市公司利用市场时机进行股权融资只对公司的短期资本结构产生影响，而不会对公司的长期资本结构产生持续的影响。

四、 结论

本文研究结果表明中国上市公司在进行股权再融资时存在着时机选择的行为，这种行为在短期内影响了公司的资本结构，但对公司的长期资本结构没有持续的影响。原因在于中国证券市场尚未达到半强式有效市场，公司的股票价格经常偏离其实际价值，理性的上市公司管理者发现市场对公司股票价格存在“高估”时，会尽量把握市场机会进行股票融资，从而这一选择影响到公司短期资本结构。但受到股权再融资监管政策限制以及公司经营业绩的影响，公司在股权融资后会较多地利用债务融资，表现在公司股权融资后的一段时间内公司的财务杠杆比例会有所回升。所以上市公司的股权再融资行为对公司的资本结构不会产生持续的影响。

由于进行了股权融资时机选择的上市公司在融资后未必能找到好的投资项目，资本市场资源出现了“错配”。这说明我国目前上市公司的股权再融资制度存在着缺陷，虽然上市公司再融资的门槛较高，但政府相关的监管部门并没有对符合再融资条件的上市公司的融资计划及其后期的资金使用进行有效的监督，从而使得上市公司只要获得融资资格就可以进行股权融资，这样公司在融资时往往不会考虑资金的使用效率，而是从融资时机的角度出发来进行融资。此外，事前监管政策过严也容易导致上市公司对股权融资机会的滥用。

目前我国对上市公司融资时机选择行为的研究仍处于起步阶段，在某些方面还存在很大的改进空间和拓展空间，例如在研究变量的选择、计量方法的使用等方面还有待于进一步的深入细化，在目前的政策体系和全流通的市场环境下股价波动会对上市公司的融资行为产生什么样的影响等问题还有待于进一步的研究。参考文献：

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［15］Myers S C, Maljuf N S.Corporate financing and investment decision: when firm have information that investor do not have［J］. Journal of Financial Economics,1984, 13:187221.

Financing Market Timing and Capital Structure Change:

A Study Based on Chinas Listed Companies

TANG Sheng，CHEN Weifeng

第6篇：表外融资论文范文

关键词：融资方式；股权融资；债权融资；资本支出

中图分类号：F830 文献标识码：A 文章编号：1006-4117（2012）02-0120-02

企业的发展主要取决于能否获得稳定的资金来源，因而融资成为保证现代企业持续发展的关键。融资方式有多种多样，按资金来源不同．可以分为股权融资和债权融资。对于上市公司来说，就是股权融赍和债权融资。融资安排是涉及公司资本支出的一项重要决策。本文主要运用实证分析方法对上市公司的融资方式对资本支出的影响进行研究。

一、融资理论基础

Majluf和Myers提出的“啄食理论”是这样认为的:(l)企业偏好内源融资，因为这种融资方式不会传递可能降低股票价格的逆向信号；(2)如果内部融资无法满足企业融资需求，企业会首先选择发行债券，发行股票只是企业最后的必要选择。

企业在不同发展阶段具有不同的规模、成长性和风险，因而使用不同的融资方式，，只有当企业的风险与收益正好适合某种资本的风险偏好和收益要求时，企业才能成功地进行融资。

在企业发展的早期，内源融资是企业满足自身发展需要的主要来源，通过积累发展资金，增加投资，为企业创新提供资金支持，扩大企业经济生产规模。当社会经济发展到较高水平时，外源融资方式会在社会经济生活中的扮演着日趋重要的角色，企业主要依靠外源融资来筹集资金满足自身投资和发展需求，使企业生产经营规模进一步扩大，企业综合实力不断增强。当企业资本规模增长到某种程度时，工业资本会感觉到如果自身想进一步发展和壮大，就必须依赖银行的支持和帮助，与此同时，银行也认识到自身业务的扩大和竞争能力的增强也有赖于企业集团的支持，于是催生了银行资本和工业资本的混合生长，导致的最终结果是金融资本的应运而生。

内源融资是指依靠企业内部自有资金进行的资金融通活动。自主性、还款压力小，融资成本相对较低是其主要优点。内源融资是企业发展的内在基础，。内源融资也将对企业的投资活动发挥一定的支撑作用，为企业的资本支出行为提供必要的资金支持，外源融资必须以内源融资的能力来衡量外源融资的规模和风险。股权融资方式具体包括配发新股和留存收益转增股。其中，留存收益转增股实质上是股东对企业追加投资，即企业把未分配利润留存于企业用于发展。这种融资方式不会给企业带来财务风险，也不会因增加新股东而造成控制权转移的风险。负债融资方式主要包括发行公司债券和向金融机构借款。

二、样本数据与研究方法

（一）样本的选取

本文的研究样本包括1998年至2010年深沪两市部分A股上市公司的数据。由于部分数据缺乏而剔除一些样本，最后选取28家有代表性的上市公司进行实证分析。样本数据主要来源于国泰安数据库。

（二）变量选取和建模依据

综合以上选择如下4个变量作为研究我国上市公司资本支出变化的基本要素，分别为内源融资（innerrsource）、股权融资(shareissue)、短期负债(shortdebt) 、长期负债(longdebt)。我们利用这些变量与资本支出(capital cost)构建多元回归模型，以鉴别我国上市公司资本支出受不同因素的影响趋势和强度。

（三）构建模型与实证分析

文章的基本模型为：

为了使模型能够过检验，我们加入两个变量short2,short3.其中short2=shortdebt2 ，short3= shortdebt3。本文分析的样本区间为1990年至2010年，这是符合我国上市公司融资方式变化的实际情况。应用多元回归分析，基本回归结果如下：

从表1中可以看出，回归方程拟合优度 达到97％ ，符合我们的预期拟合效果，F检验结果也较为显著，表明回归模型参数设置较为理想。但在观察t检验统计量时，发现内源融资innerrsource并不十分显著，也就是从回归方程（1）来看，innerrsource这个变量对于上市公司资本支出的变动并没有显著的影响。因此，我们可在原方程中删除这个不显著的变量，然后重新做回归方程，结果见表2。

表2

由表2可知，剔除表1中innerrsource这个不显著变量之后回归方程基本未发生变化。拟合优度 仍任然较高，达到96％ ，F检验也表明回归方程整体高度显著。除此之外，对回归方程的残差进行单位根检验，检验结果显示，残差序列较为平稳，这说明了自变量和资本支出之间存在着长期的协整关系，即表2中选择的一系列变量能够充分解释我国上市公司资本支出变化的趋势，此外，回归方程的残差序列D．W 值为1．8，虽然不是很理想，但是，我们通过对残差序列进行LM检验发现，残差序列不存在序列相关，这也说明前面做的回归变量的t统计量检验是显著可信的。从自变量回归系数的符号来看，在其他相关条件不变的情况下，股权融资和长期负债融资的增加对资本支出作用为正，得出的结果与前面所探讨的经济理论较为吻合。

经济因素变化对于资本支出变化影响的强弱程度并未在表1和表2的回归结果中显示。为此，我们需要采取逐步回归法，来分析不同变量对于资本支出的影响强弱程度。

根据相关性分析得出，上文表2中五个自变量与资本支出的相关性排序如下表所示。具体可以见表3。

通过逐步添加变量，回归方程拟合优度变化如表4所示，股权融资对资本支出的解释力较强，对于资本支出变化的解释能力达到84．5％。另外几个变量加在一起对于资本支出变化解释能力较弱，解释能力为11.8％。这充分说明影响我国上市公司资本支出变化的最主要因素是股权融资。

三、相关结论

可见，影响我国上市公司资本支出变化最主要的因素是短期债权融资的变化，其次是股权融资权融资和长期债权融资，最后是内源融资。并且由于我国上市公司的长期债权融资所占比例较小，因而得出结论的是：我国上市公司的融资偏好顺序是内源融资优先于股权融资，而股权融资又优先于债权权融资。

作者单位：首都经济贸易大学经济学院

参考文献：

第7篇：表外融资论文范文

一、问题的提出

2009年10月23日，深圳证券交易所正式推出了创业板这一新的板块。此板块的推出，证明了我国政府对创业企业的大力支持，为创业企业提供了新的融资平台，以力求推动他们更大发展。所谓创业型企业，是指那些处于创业阶段，具有高风险性和高成长性并存特点的企业。对于创业型企业来说，是否能够获得充足的资金以及融资的方式，对其有着重要的影响。融资方式的选择会影响企业的资本结构，亦会对企业未来的发展产生深远的影响。

创业型企业通常具有高成长和高风险性的特征，也正是由于其高风险性，导致其容易产生融资难的问题。近年来，已有大量文献研究融资限制对小企业的发展和投资的影响。创业型企业尤其会受到金融市场不完善的影响，所以与成熟型的企业相比，创业型企业在获取外部融资上具有一定的劣势。近年来，创业型企业在国民经济中的地位越来越重要，且其在创造新的工作机遇方面有着不可代替的作用，所以研究它们的融资行为有着重要的现实意义。

本文的重点在于分析可能对创业型企业融资行为产生影响的因素。前人的研究结果表明，对于创业型企业的融资行为，应该用动态的角度进行分析，即处于不同的规模和风险，采用不同的融资行为。因此提出了企业规模和行业性质这两个因素与创业型企业融资行为之间的相关性。本文集中研究创业型企业群，将他们按照政府出台的标准和当年的营业收入，划分为中型和大型企业，并依照三次产业划分的基本原则，将他们划归为不同的三个产业类别中。笔者希望通过这些划分，集中研究这些差别是否会对其融资行为造成差异，并试图提供详细的信息来揭示融资行为与其规模和行业性质的关系，从而帮助政府有关部门制定有利的政策，以引导和鼓励创业型企业的发展。

二、相关文献回顾

从国内研究的角度来看，吴少新、王国红（2007）指出，传统的资本结构理论、优序融资理论和融资契约理论都不能用来分析创业企业的资本结构，提出应采用基于风险等级的最优资本结构理论，即依据创业型企业所处的风险阶段的具体情况，采取不同的融资结构。苗淑娟、李雪灵（2007）提出，创业企业的融资行为受到其所处生命阶段、生存需求和企业主本身的影响，针对不同企业所处的不同环境，对创业企业的融资行为应加以具体分析。而黄亮（2005）也提出，在分析中小企业等非传统大型企业的融资行为时，也要从动态的角度加以分析，即根据其生产发展的规模进行分析，并指出由于市场信息非对称性的存在，“关系型借贷”是可以有效解决其融资问题的途径。陈凌、叶长兵（2007）提出，对于中小型家族企业来说，这类企业会倾向于运用家庭资源等内源融资的方式来扩充自己的资金需求，而对于股权融资，由于担心自己的股权被稀释等因素，对于这些规模相对较小的企业来说，股权投资的目的往往只是为了给家族投资者提供资金流动性。总的看来，对创业型以及中小企业群的融资行为研究，并不能仅仅套用传统的融资结构理论，应该采用动态的视角，根据创业企业在不同的成长期、不同的规模、不同的产业类型等对其进行研究。所以，具体分析其企业规模和产业性质对其融资行为的具体影响具有一定的意义。

在国外的研究领域中，20世纪50年代，关于企业最佳资本结构及其投资行为的研究就已出现。具有代表性的观点包括MM资本结构理论、成本理论、信号传递理论以及啄食顺序理论。MM资本结构理论的基本结论简要归纳为：在符合该理论的假设之下，公司的价值与其资本结构无关。公司的价值取决于其实际资产，而不是其各类债权和股权的市场价值。MM资本结构理论揭示了在完美的资本市场条件下，公司金融行为与其投资决策无关。或者说，公司的市场价值与其资本结构无关。然而，MM理论假设资本市场结构是完美的，这一假设在现实中具有很大的缺陷性。Farrazi and Athey（1987）早在20世纪80年代就进行了调查，公司的财务限制确实会影响到他们的投资行为。在资本市场中，典型的不完美就在于债权人与债务人之间的信息不对称，会产生众所周知的逆向选择和道德风险问题。Stiglitz and Weiss（1981）在后来的研究中表明，借款机构会倾向于借款给有足够抵押或保证的企业，这样对于创业型企业和中小型企业来说，无疑是一个大的融资困境。

另外，啄食顺序理论由Myer and Majluf（1984）提出，这一理论是建立在信息不对称的基础之上对企业的财务结构加以研究。Meyer认为，当公司要为自己的新项目进行融资时，将优先考虑使用内部的盈余，其次是采用债券融资，最后才考虑股权融资。也就是说，内部融资优于外部债权融资，外部债权融资优于外部股权融资。Scherr（1990）、Holmes and Kent（1991）以及Hamilton and Fox（1998）将啄食顺序理论用在小企业中，并发现小企业通常会将注意力集中在那些不会影响自身业务的融资形式上。他们在融资顺序上表现出首选内部筹资的倾向，以降低企业主控制权被稀释的可能性。可以看出，由于企业规模不同，企业主在选择融资方式时，会有不同的考虑，从而产生不同的融资行为，所以企业规模应该是决定企业融资行为的一个重要因素。

Myers（1994）则证明了在不同的经济领域，不同类型的企业会表现出不同的负债率。在具有大量有形资产的产业中，这一类公司会倾向于大量举债，这与无形资产、风险资产占比较大的企业有很大的不同。从这一点来说，企业所处的行业性质也在很大程度上决定了企业的融资行为。

Jose Lopez-Gracia and Cristina Aybar-Arias（1999）利用西班牙国内数据，对461家中小企业作了实证分析后表明，对于中小企业来说，企业的规模和行业性质分别对企业内源融资所占的比重以及短期债务的来源有着一定的影响。

总体来说，国内就行业性质和企业规模对融资行为的影响是比较分散的，而对于创业型企业来说，他们往往是处于成长高峰期，急需资金支持。所以分析其融资行为的影响因素有利于对其今后的发展提供帮助，并在制定发展政策方面有一定的参考意义。

三、数据处理、指标分析及统计分析方法

（一）数据处理和指标解释

本文研究的数据取自深圳证券交易所创业板具有2011年财务数据的293家企业，是从原始的、具有2011年完整年报的企业中提取出来的。从深圳证券交易所公开的信息以及国泰安上市公司数据库中可以得到这些公司2011到2012年的资产负债表、损益表的具体信息以及他们的具体行业类型。这些公司在提交其公开财务数据时并没有依照任何的融资方式来进行分类，所以本文所采集的数据为简单随机样本。

在对最终样本的数据选择过程中，过滤的目的在于筛选出任何可能的异常值，所以在选择数据时，根据创业板企业的具体经营状况，笔者对以下类型的企业进行了排除：首先对财务信息不全的公司进行了筛选；其次在我国出台的企业划分规模标准中，根据各行业的实际情况，发现仅有极少数企业被划分为小型企业，故将年销售额在1 000万元以下的企业进行了排除，最终得到316家企业样本数据。

在所有样本企业中，样本数据按照企业规模和行业性质进行了划分。具体为：按照国家出台的标准和不同行业的性质，例如将农林牧渔业按照销售额标准，年销售额在1 000到15 000万元之间的企业划分为中小企业，在15 000万元以上的企业划分到大型企业。最终在293家样本企业中，中型企业105家，大型企业188家。接下来，笔者对企业的行业性质进行了划分。根据数据的具体情况，笔者将所有企业划分为以下三类：（1）农林牧渔及其他传统第一产业类；（2）采矿业、制造业、燃气及建筑业等传统第二产业类；（3）交通运输、金融、卫生服务等第三产业类。在具体的数据分析中，自变量sector共取1、2、3三个值，分别代表第一产业、第二产业和第三产业。由于所有样本数据都为大型或中型企业，所以自变量size的取值为0和1，其中0代表中型企业，1代表大型企业。

在变量的选择上，参考之前的文献以及传统的财务指标，分别用Ra和Rc两个具体的数值来代表企业的内源融资行为以及企业的短期负债性质。

这两项定量指标具体的含义和计算公式如下：Ra=总内源融资量（第n年）/总资产（第n年）。其中，内源融资量主要由折旧和留存收益两项内容构成，这两项均可在上市公司所提供的财务报表中获得。需要注意的是，在分析企业第n年的内源融资结构时，其留存收益和折旧的数值应采用第n-1年的数据。

Rc=第n年的流动负债/第n年的总资本。这一指标表明了在第n年中，流动负债所占到的比重。流动负债主要包括短期商业和银行借款及其他短期负债。在对总资本进行计算的过程中，总资本量等于总负债与所有者权益之和。之所以采用这一度量，是因为长期负债并非无意义，或者说其实际并不为零（Jose Lopez-Gracia and Cristina Aybar-Arias，1999）。

根据市场信息非对称理论，这两个指标可以在很大的程度上刻画企业的融资行为。本文的目的在于验证企业的规模及其所处的产业类型是否会对其融资行为产生影响。

经过离中趋势分析后，将离群值加以剔除，再经过前述和最终离群剔除之后得到293家企业样本。

（二）实证统计分析

本文的研究目的在于分析创业企业规模及所处的产业性质对其融资行为是否会产生影响，试图验证之前学者们提出的想法，并将其运用在国内企业。在本文中，因为目的在于分析两个变量对两个响应变量的影响是否存在，所以采用的统计学方法为双因素多元方差分析（MANOVA）。

多元方差分析是建立在一元方差分析（Univariate Analysis of Variance）基础之上，同时检验不同处理水平在两个以上因变量的形心（centroid）是否有显著差异。多元方差分析的重要性包括三点：一是可控制实验犯第一类错误的概率；二是研究的类推更为可靠；三是可深入了解因变量间的关系（Thompson，1994）。在使用多元方差分析时，需要数据符合以下条件：（1）观察值必须独立；（2）各组总体方差要均匀；（3）各总体要呈现多元正态分布。按照中心极限定理，当样本量足够大时，对于大样本一般认为其接近正态分布。MANOVA分析分为两个阶段；第一个阶段进行“整体效果检验”（overall test），以检验k组平均数向量没有差异的零假设；第二阶段则是在满足方差齐性假设的基础上，进行“追踪检验”（follow-up）。而本文采用的数据在变量的组织形式上是符合MANOVA分析要求的，即变量sector（行业性质）和scale（规模）为离散型变量。最后，本文运用SPSS统计软件对数据进行MANOVA分析。各变量的总体及分类描述性统计分析如表1、表2所示。

四、实证分析

依照MANOVA多元方差分析法，将样本数据代入SPSS统计软件进行处理。在原始的因变量下，无法通过Levene方差齐次性检验。在这种情况下，一般的处理方法为将因变量进行Log对数函数转换，或进行Box-Cox转换。在进行对数转换之后，样本数据通过了Levene方差齐次性检验分析，具体结果如表3、表4所示。

表4为Levene方差齐次性检验，从其中的sig.值可以看出，经过对数转换之后，其不足以拒绝方差齐性的原假设，即满足进行MANOVA分析的条件。

表5是多元效应的检验结果。四种检验的统计量中，Pillars' trace、Hotelling's trace、Roy's largest root越大对模型的贡献越大，但是表中的值都很小；Wilk's lamda统计量的值越小对模型的贡献越大，但表中的值却很大。说明规模和产业性质对模型的贡献不大。但是F检验的sig.值都小于显著性水平0.05，并且偏Eta平方值也都很小，说明他们虽对模型贡献不大，但却是有影响的（Pillars trace、Wilk's lamda、Hotelling's trace、Roy's largest root四个检验统计量的值不等，且依次增大，这时确定p值时，一般情况下选择相对保守的Wilk's lamada与Hotelling's trace的结果）。从sector和size的交互作用可以看出，其F检验的sig.值都大于显著性水平0.05，所以认为他们之间的交互作用对相应变量并不存在显著性的影响。

主体间效应的检验结果如表6所示。首先观察企业规模的影响。在企业规模对响应变量的影响中可以看到，size变量对Rc，即短期负债行为的F检验sig.值为0.000，小于显著性水平，故认为不同的企业规模对企业的短期负债结构会有一定的影响，而对内源融资行为的影响并不显著。

其次观察行业性质变量sector。由表6可以看出，sector变量在对影响变量Ra（内源融资量）的F检验中，sig.值为0.002，说明企业所处的产业不同对企业内源融资的比例会产生一定的影响，不同产业中的企业对内源融资量的选择会产生一定的差异。

最后进行事后检验，如表7所示。由于自变量size只有两个取值，所以没有必要进行事后检验。对于变量sector，由事后检验表可以看出，第二产业与第三产业之间在内源融资行为上差异显著，p值为0.000，说明具体看来，在产业性质影响内源融资量的具体表现上，主要的差别体现在第二产业与第三产业之间。

五、结论

本文的理论基础建立在传统的两种资本结构理论上，即信用分配理论及啄食顺序理论，旨在研究在市场信息非对称的情况下，创业企业的融资行为与其所在的具体产业分类和企业规模之间是否存在一定的关系。本文的主要贡献在于利用上市公司数据，运用实证分析以及统计学分析方法，具体刻画、分析可能对创业板企业融资行为产生影响的因素，主要从企业规模和企业所处的行业性质两方面对创业企业的融资行为进行分析，尤其是其内源融资行为和短期负债行为。本文所运用的统计方法为多因素方差分析（MANOVA）。.

第8篇：表外融资论文范文

［关键词］ 财务报表；融资结构；融资活动；融资政策

1引言

现代财务管理的研究分为4个层面：财务理论研究、理财规则研究、财务政策研究和理财行为研究。融资政策是财务政策的重要内容，也是上市公司融资活动的指导和前提，2001年美国学者graham和harvey［1］通过问卷调查分析了美国公司包括融资政策在内的财务政策，并得出了一些重要结论，这些结论有些是与理论相符的，有些是与理论相背离的。

目前我国的很多公司并没有公开的、明确的财务政策，自然也就没有清晰的融资政策，所以学术界对于上市公司融资政策的研究多是从融资行为、资本结构的角度进行的。

从融资行为角度进行研究的有：阎达五、耿建新、刘文鹏（2001）［2］通过研究上市公司的配股行为来分析上市公司的融资行为；陆正飞、高强（2003）［3］通过向在深交所上市交易的500家公司的董事会秘书发放调查问卷的方式，对我国上市公司的融资行为进行了研究；胡奕明、曾庆生（2001）［4］以《财务与会计》杂志“理财广场”栏目中的企业为样本，研究了包括融资行为在内的企业财务管理实务。

此外，也有不少学者围绕资本结构研究上市公司的融资行为，并重点探讨了融资偏好问题，这方面的研究包括：黄少安、张岗（2001）［5］通过对上市公司融资结构的描述认定中国上市公司存在着强烈的股权融资偏好；刘星、魏锋 等（2004）［6］在对myers优序融资模型进行修正的基础上，采用大样本实证检验了我国沪深两市上市公司的融资情况；刘力军（2005）［7］对1992-2003年我国上市公司融资偏好进行了实证研究。通过多个方面的实证分析，我国的学者认为我国的上市公司的确存在着融资偏好的问题。

到目前为止，国内对上市公司融资政策的理论和实证研究仍需要进一步发展。考虑到融资政策是相对稳定的，本文试图通过对机械设备仪表、批发零售贸易、电力煤气及水的生产供应3个行业典型指标的动态统计分析，较为全面客观地了解自2001年以来我国上市公司的融资结构，进而探究在实际理财行为中所采取的融资政策的现状及其演变发展。

2研究设计与样本数据

2.1研究设计

通过对资产负债表、现金流量表的财务数据进行研究，对具有针对性、代表性财务比率的分析，研究2001-2009年我国上市公司的融资结构，了解其融资活动，进而初步探讨其融资决策、融资政策。研究框架是在“优序融资”理论［8］的启发之下建立的，如图1所示。

2.2指标选择

针对不同的分析对象，分别选取了具有一定代表性的分析指标，具体的指标及其计算公式如表1所示。

2.3样本选择及数据来源

以2001-2009年为研究窗口，按照证监会的行业分类，根据wind数据库2010年3月22日提供的公司名单，选择2009年12月31日之前在沪、深两市发行a股的机械设备仪表行业、批发和零售贸易行业、电力煤气及水的生产和供应业的上市公司为研究样本，并剔除以下样本：①公开财务报告年数不足9年的公司；②st类公司；③主营业务发生重大变化的公司；④公司战略发生重大变化的公司；⑤数据出现重大缺失或异常①的公司；⑥审计意见为无法出具意见、反对意见的公司。

最终，分别从197家机械设备仪表制造公司、90家批发零售贸易公司和64家电力煤气及水的生产供应公司中得到有效样本111个、57个和36个，共204个样本。

此外，考虑到数据的连贯性和可比性，所使用的财务数据均取自于未经过调整的合并报表。

2.4 分析方法

应用excel软件计算3个行业从2001-2009年各项代表性财务指标，并对3个行业的这些数据进行了描述性统计分析。

3实证结果与分析

3.1 内部融资分析

公司的基本融资渠道包括内部融资和外部融资。内部融资是依靠公司内部产生的现金流量来满足公司生产经营、投资活动的新增资金需求，内部融资包括两种基本方式：一是留存的税后利润，二是计提折旧所形成的资金。由于内部融资的主要形式是税后利润的留存，且计提折旧所形成的资金不涉及复杂的管理问题［9］，所以，主要分析的是内部融资中的留存收益。

采用资产负债表中的数据，并使用存量指标——盈余公积与未分配利润之和与总资产的比值，得出如表2所示的结果。

从表2中可以看出，近几年3个行业的内部融资比重最高仅为20．70％，内部融资在整体的资金来源中所占比例并不高。从行业的角度分析，机械设备仪表与批发零售贸易两个行业的比重均低于15％，不过从2001-2009年，留存收益在总体资金来源中的比重处于比较持续平稳的增长趋势之中：机械设备仪表行业从2001年的6．62％上升到2009年的14．03％；批发零售贸易行业从2001年的6．21％上升到2009年的12．15％，表明在这两个行业中，内部融资的重要性越来越高，公司加大了从内部融资的力度。而电力、煤气及水的生产和供应业的留存收益在总资产的比重虽然整体上有所波动，但总体是下降的趋势，2001年其比重为16．69％，2009年已降低到10．39％，表明在该行业中内部融资的重要性有所降低，公司逐渐倾向于融入更多的外部资金。

3.2外部股权融资

外部融资是指公司通过一定方式向公司之外的其他经济主体筹集资金的活动。外部融资通常包括两个方面：外部债务融资和外部股权融资。随着我国股票市场的开放和进一步发展，外部股权融资逐渐成为我国公司外部融资的一个重要方式。分析其存量指标，得出如表3所示结果。

从表3中可以看出，作为外部融资的另一个主要来源，外部股权融资在3个行业中的比重呈现比较一致的、持续下降的趋势：3个行业的外部股权融资比重均从2001年的40％左右下降到2009年的20％左右。从融资量的角度来看，上市公司的外部股权融资偏好持续降低。

3.3 外部债务融资分析

一直以来，债务融资都是公司资金的重要来源，随着我国金融市场的发展，债务融资在公司融资结构中发生了怎样的变化，是需要探讨的。根据上市公司的资产负债表计算出3个行业的资产负债率，结果如表4所示。

从表4中可以看出，自2001年以来，3个行业的资产负债率水平均处于不断提高的趋势之中：机械设备仪表行业的资产负债率从2001年的45．18％上升到2009年的61．36％，批发和零售贸易行业的负债水平由52．14％上升到63．74％，而电力、煤气及水的生产和供应业上升幅度最大，由37．64％上升到66．60％。同时，2009年3个行业的资产负债率水平均处于60％~70％的区间之内。可见，自2001年以来，上市公司增加了外部债务融资的比重。

3.4 融资现金流量结构分析

利用现金流量表从流量指标的角度进行分析，得出表5所示的结果。

从表5中可见3个行业的流量指标均低于25％，且2002年之后，该指标均低于15％，说明外部股权融资在上市公司整体融资中的比重持续降低，融资规模小于外部债务融资。

此外，3个行业该项指标的波动都比较大，且变动趋势也比较一致：2005年该比重均为局部最低点，而2007年也差不多为局部最高点（批发和零售贸易行业略有差异），这种走势与我国股市的整体走势很类似，因而可以推断，股票市场的行情对上市公司的外部股权融资有一定的影响，从而影响公司的融资决策。

3.5 债务融资结构分析

在前面的分析中，我们并没有区分债务的期限，也就是将短期融资与长期融资视为无差异的，不过，严格地讲，融资决策中的所说的债务应为长期债务，因此，需要对债务融资的期限结构进行分析。

由于无法获得流量方面的数据，因此本文只进行存量分析，分别从广义和狭义两个角度展开。首先，从广义角度来分析，计算出非流动负债在总负债中的比重，结果如表6所示。

从表6中可以看出，在机械设备仪表与批发零售贸易行业中，非流动负债在总负债中的比重在10％左右，占比较低，表明在这两个行业中，流动负债在总负债中占据主导地位，而在电力、煤气及水的生产和供应业中，非流动负债的比重较高，从2003-2009年，其比重都达到50％以上，表明非流动负债的融资金额高于流动负债的融资金额。

从纵向的角度分析，非流动负债在总负债中的占比较为稳定，不过在稳定中也呈现出略有上升的态势，表明上市公司逐渐增加了非流动负债的融资。

其次，从狭义的角度分析，将长期借款与总借款进行对比，得出如表7所示的结果。

数据显示，机械设备仪表与批发零售贸易行业的长期借款／总借款比值低于0．3，说明长期借款的比重依然较小，短期借款仍占据主体地位；不过，该比值有缓慢增长的趋势：机械设备仪表行业从2001年的0．27逐渐下降到2004年的0．17，随后又逐步增长到2009年的0．29；批发零售贸易行业从2001年的0．14增加到2009年的0．27，表明与短期借款相比，长期借款有了更快的增长。而电力、煤气及水的生产和供应业的该项比值高于0．6，体现了长期借款的主导地位；不过，该比例总体趋势是下降的：从2001年的0．77降低到2009年的0．66，表明该行业中短期借款的份额正在不断增加。

3.6 间接、直接融资比例

直接融资是公司通过证券市场直接向投资者发行证券，如股票、债券等，以获得资金的一种融资途径。间接融资是公司通过商业银行等金融媒介完成融资行为的一种融资途径。这两种途径各有优劣，本部分旨在分析这两种途径在上市公司中的使用情况。计算出3个行业的间接直接融资比，结果如表8所示。

从表8中可以看出，机械设备仪表和批发零售贸易行业的比值均小于1，表明这两个行业的间接融资规模均小于直接融资的规模，不过从动态变化的角度看，间接融资／直接融资的比值呈现出小幅波动上升的趋势：前者由2001年的0．36上升到2009年的0．48，后者则由2001年的0．56增加到2009年的0．70，说明间接融资比重有所增加。相对于这两个行业，电力、煤气及水的生产和供应业的此项比值上升幅度更大、趋势更为明显：从2001年的0．44快速上升到2009年的1．64，特别是从2006年开始，该行业的间接融资规模已经超过直接融资规模。这表明上市公司正越来越多地通过间接渠道筹集资金。

4研究结论

通过上面的分析，虽然不能判断上市公司的融资政策是否合理，但可以得出以下结论：

（1）2001－2009年，在机械设备仪表行业与批发零售贸易两个行业上市公司的融资来源中，虽然目前所占比重基本都低于20％，但内部留存收益的比重越来越高，表明这两个行业的上市公司逐渐更多地从公司内部融入资金；目前，电力、煤气及水的生产和供应业中公司的内部融资所占比重也是基本低于20％，但内部融资的比重呈现下降趋势，表明该行业的上市公司有加大外部融资的倾向。

（2）2001－2009年，3个行业的外部股权融资的比重均呈现不断下降的趋势，表明上市公司的股权融资偏好不断降低。至2009年，机械设备仪表行业的外部股权融资比重主要分布在15％~45％之间，批发和零售贸易行业主要分布在15％~30％之间，电力、煤气及水的生产和供应业主要分布在15％~40％之间。

（3）2001－2009年，3个行业的外部债务融资的比重不断提高，上市公司对于债务的依赖越来越大，平均水平都超过了50％，一些公司的资产负债率已经接近90％，当然这也在一定程度上证明了一个国家公司负债率与国内证券市场的发展深度成正比［4］的观点。

（4）从流量指标的变化可以看出，2001年以来，股权现金流入占比呈现波动向下的趋势，这一方面印证了结论3的观点，同时也可以看出外部股权融资与整体股票市场的走势和行情有一定的联系。

（5）2001－2009年，3个行业非流动负债在总负债中的比重呈现稳中有升的趋势，这在一定程度上说明我国上市公司资本结构的优化，但从广义债务融资结构比的公司分布区间可以看出，目前非流动负债的规模还是小于流动负债的，流动负债在上市公司中的地位还是稳固的。同样，短期借款依然是上市公司最重要的债务资金来源。

（6）2001－2009年，3个行业上市公司的间接融资规模与直接融资规模的比值都在不断提高：机械设备仪表行业与批发零售贸易行业直接融资的规模更大，但间接融资规模的增长更为迅速；电力、煤气及水的生产和供应业的这种趋势更为明显，从2006开始其间接融资的规模已经明显超过直接融资的规模。这表明上市公司对间接融资渠道的依赖增强了。

（7）不同行业上市公司彼此之间的融资结构、融资行为存在着差异，表明融资政策具有一定的行业特性。

主要 参考文献

［1］john r graham and campbell r harvey．the theory and practice of corporate finance： evidence from the field ［j］． journal of financial economics， 2001，60（213）：187－243.

［2］阎达五，耿建新，刘文鹏．我国上市公司配股融资行为的实证研究［j］．会计研究，2001（9）：21－27.

［3］陆正飞，高强．中国上市公司融资行为研究——基于问卷调查的分析［j］．会计研究，2003（10）：16－24.

［4］胡奕明，曾庆生．企业财务管理实务发展前沿研究—— 一份基于经验报道的统计分析［j］．中国工业经济，2001（1）：74－79 .

［5］黄少安，张岗．中国上市公司股权融资偏好分析［j］．经济研究， 2001（11）： 12－19.

［6］刘星，魏锋，等．我国上市公司融资顺序的实证研究［j］．会计研究，2004（6）：66－72.

［7］刘力军． 股权分置下我国上市公司偏好股权融资的实证分析［j］．世界经济情况，2005（9）.

第9篇：表外融资论文范文

关键词：管理者过度自信；融资偏好；公司投资

中图分类号：F830.91；F275.1　文献标识码：A　文章编号：1001-6260(2010)01-0130-09

一、问题的提出

MyerS(1984)在“资本结构之谜”一文中将不对称信息引入到资本结构理论研究中，由此提出了新优序融资理论，即企业在进行融资时，会先偏好内部融资，如果需要外部融资，则先选择债务融资，最后选择权益融资。新优序融资理论由于否定最佳资本结构的存在，因此引起了大量学者对权衡理论与新优序融资理论的实证研究。Shyam-Sunder等(1999)、Fama等(2002)及Frank(2003)等对美国公众公司的实证检验在一定程度上支持了MyerS(1984)的新优序融资理论。新优序融资理论依赖两个重要的研究假设，即理性人假设与信息不对称，然而Heaton(2002)以人的非理为前提，基于管理者过度自信对新优序融资理论提出了一种新解释，这种新解释不涉及信息不对称，由此对新优序融资理论提出了挑战。Malmendier等(2005a)及Peng等(2007)等的实证检验都支持了Heaton(2002)的新解释。事实上，随着行为公司财务学研究的逐渐兴起(Baker，et al，2004)，基于管理者过度自信的资本结构决策研究正成为现代资本结构理论研究的一个新的发展方向。Lee等(1995)、Yate等(1998)对过度自信的跨文化研究表明，与美国人相比，中国人更过度自信。而就国内相关的研究而言，学者们主要还是围绕MyerS(1984)提出的新优序融资理论来考察我国上市公司的股权融资偏好行为(陆正飞等，2004；刘星等，2004)，鲜有学者考察管理者的过度自信行为对公司融资偏好行为的影响。心理学的相关研究表明，人的过度自信行为会受到人的年龄、工作经验、教育背景及专业技能等个人特征的影响(Heath，etal，1991 FraSer，et al，2006)。基于以上研究背景，本文从管理者个人特征的角度，分别以我国上市公司总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为管理者过度自信的替代变量，从公司投资的角度具体考察管理者的过度自信行为对我国上市公司内部或者外部融资偏好行为的影响。

二、理论分析与研究假设

传统的理性人假设认为，人在做决策时存在一致的信念(conSiStent beliefS)和一致的偏好(coherentpreferenceS)，也就是说，当接收到新信息时，人们根据贝叶斯法则来正确地调整他们的信念，在信念给定的情况下，人们根据例如主观期望效用最大化这样的标准来做出决策(BarberiS，et al，2003)。然而心理学的研究却发现，人并非完全理性的，人在做决策时的信念和偏好会出现系统性的偏差，并表现出过度自信、典型性(repreSentativeneSS)、锚定(anchorin’g)、损失规避及心理会计等行为特征(Kahneman，etal，1982)，其中最为稳定的就是人们在判断过程中的过度自信行为(DeBondt，et al，1995)。过度自信行为是指人们在做决策时对自身能力和知识面的高估而产生的偏差，由此产生的后果就是人们在做决策时会高估决策获得成功的可能性，而低估与决策相关的风险。人的过度自信行为主要产生于“好于平均”(better-than-average)效应，即当人们评估自己的能力时，倾向于高估自己，认为自己的能力要高于平均水平(Larwood，et al，1977；Alicke，1985)，例如，当被问及驾驶技能时，绝大多数的受访者都认为自己要好于平均水平(SvenSon，1981)。这样的“好于平均”效应会影响人们的因果归因，因为人们会把成功的结果归因于自身的能力，而把失败的结果归咎为坏的运气，由此进一步增强了人们的过度自信(Miller，et al，1975)。另外，人们对未来前景的过度乐观也能强化人们的过度自信，尤其当人们乐观地认为他们可以控制行为的结果时(Langer，1975；WeinStein，1980)。过度自信在许多职业领域里都有所表现，例如工程师、医生和护士、律师、管理者以及创业家等(LichtenStein，et al，1977；Bazerman，1990)，但是相对于一般人，公司的管理者更可能表现出过度自信(Malmendier，et al，2005a)。

既然管理者存在着过度自信行为，那么管理者的这种行为会如何影响公司的融资决策呢?Heaton(2002)最早从理论上分析了管理者的过度自信行为对公司融资偏好行为的影响，他认为，过度自信的管理者会高估他们为公司创造价值的能力，并由此高估公司投资项目未来所能产生的现金流量，因此，过度自信的管理者会认为市场低估了他们公司发行的风险证券的价值，这导致他们不愿意进行外部融资。当公司必须寻求外部融资时，由于股票价格相对债券价格对市场的预期更加敏感，这使得过度自信的管理者认为发行股票比发行债券的成本要更高，因此他们会更加偏好债务融资。这样，管理者的过度自信行为就使得管理者的融资偏好为先选择内部融资，再选择债务融资，最后选择外部权益融资。Mal-mendier等(2005a)在对Heaton(2002)的新解释进行实证检验时进一步指出，由于过度自信的管理者通常会高估自身的知识和能力，从而高估公司投资项目未来所能产生的现金流量，因此，当公司存在充足的内部资金时，过度自信的管理者会进行过度投资，而当公司缺乏内部资金时，考虑到外部融资的成本太高(Heaton，2002)，他们会减少公司的投资，此时公司额外的现金流量能为公司的投资提供融资，由此导致了公司投资与现金流之间的敏感度。Malmendier等(2005a)的实证结果也表明，存在过度自信管理者的公司由于更少地利用外部融资，因此其投资与现金流之间的敏感度会更强，由此支持了Heaton(2002)的新解释。Peng等(2007)以管理者的性别作为管理者过度自信程度的替代变量，研究得到类似的结果。以上的理论分析同样适用于我国的上市公司，因此，本文提出以下假说：

假说：总经理过度自信比较强的上市公司，投资与现金流之间的敏感度较高。

三、研究设计

1　样本的选取

本文的研究样本为2003-2006年在沪深证券交易所上市的公司。本文首先手工收集了上市公司

总经理的学历和教育背景这些个人信息，能够同时获得这些个人信息的样本观测值共有4040个，然后通过剔除符合以下条件的公司，最后得到共计2430个样本观测值。这些条件分别是：(1)金融类公司；(2)*ST、ST公司；(3)同时有发行B股或者H股的公司；(4)不能获得连续三年主营业务收入数据的公司(用于计算成长性)；(5)财务数据异常的样本观测值，比如投资机会(Tobin’q)大于10、负债比率大于1等；(6)财务数据不完整的公司，以及总经理的年龄和任职时间这些个人信息不完整的公司。样本公司的所有财务数据和公司治理数据均来自CSMAR数据库，上市公司总经理的学历和教育背景以及部分缺省的年龄和任职时间信息通过手工收集得到。

2　研究变量的定义

本文主要通过公司投资与现金流之间的敏感度来研究我国上市公司管理者的过度自信行为对公司内部或者外部融资偏好行为的影响。被解释变量主要为公司投资，解释变量主要为公司现金流量，控制变量主要包括公司的投资机会、成长性、公司性质、负债比率、销售收入、流动资产、公司规模及行业等，各变量的定义如表1所示。其中，对行业这一控制变量的定义，本文是把全部样本观测值按照中国证监会公布的行业分类标准分成12类(金融类除外)，然后再把制造业按二级代码分成10类，并取20个行业哑变量。

需要说明的是，国外学者对管理者过度自信的度量，目前主要还是借鉴Malmendier等(2005a)及Malmendier等(2005b)的方法，即管理者执行股票期权是否迟于执行期、管理者在职时是否把股票期权持有至到期日、管理者是否习惯性地增持公司股票及商业新闻对管理者个性特征的描述。考虑到我国上市公司管理者的持股比例并不高，股票期权也是近年来才开始实施，并且持股和股票期权只占管理者薪酬的一小部分，再加上我国媒体的不发达及较强的主观性，因此本文没有采用以上度量方法。在国内，余明桂等(2006)及姜付秀等(2009)分别采用国家统计局公布的企业景气指数和上市公司年度业绩的乐观预告(或者盈利预测)是否变化作为管理者过度自信程度的替代变量。本文认为由于国家统计局公布的企业景气指数是对外部经济环境的估计，因此，这一指标更加适合于度量管理者乐观而不是管理者过度自信；而上市公司年度业绩的乐观预告(或者盈利预测)同时受到外部经济环境和公司信号传递(Ajinky.et al，1984；BaginSki，et al，1993)等内在因素的影响，因此这一指标也存在较大的缺陷。心理学的相关研究结果表明，人的过度自信行为会受到人的年龄、工作经验、教育背景及专业技能等个人特征方面的影响(Heath，et al，1991；FraSer，et al，2006)。基于以上原因，本文尝试采用总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为总经理过度自信的替代变量，具体理由如下：

(1)总经理年龄。Taylor(1975)和ForbeS(2005)的研究发现，管理者的年龄会对管理者过度自信的程度产生影响：相对于年龄较小的管理者，年龄较大的管理者在做决策时会收集更多的信息，花费更长的时间，由此减少在决策时所产生的判断偏差；与此同时，年龄较大的管理者在过去可能经历过更多的失败或者决策错误，这有助于他们正确认识自身的能力和掌握的知识，从而减少因对自身能力和知识面的高估而产生的判断偏差。因此，相对于年龄较小的总经理，年龄较大的总经理其过度自信的程度可能比较弱。

(2)总经理任职时间。Frank(1988)、FraSer等(2006)的研究发现，过度自信的管理者在做决策时虽然会高估自身的知识和能力，但是随着管理者经营管理经验的增加，他们可以从过去的经营管理决策中收集更多的新信息，从而不断修正因对自身能力和知识面的高估而产生的偏差，因此，随着管理者经营管理经验的增加，管理者的过度自信行为会有所减少。相对于任期较短的总经理，任期较长的总经理拥有更丰富的经营管理经验(ForbeS，2005)，因此，他们过度自信的程度可能比较弱。

(3)总经理学历。LichtenStcin等(1977)的研究发现，教育水平的高低会对人们的决策过程产生影响，人们的教育水平越高，其在做决策时的过度自信行为就越少，原因在于教育水平越高的人越可能从正反两方面来收集有关决策的信息，从而越容易意识到自己在做决策时所产生的判断偏差(Koriat，etal，1980)，由此弱化自己的过度自信行为。因此，相对于拥有低学历的总经理，拥有高学历的总经理其过度自信的程度可能比较弱。

(4)总经理教育背景。Heath等(1991)的研究成果表明，在做决策时，当人们认为其对该决策拥有更多的知识时，人们会更倾向于过度自信，原因在于当该决策出现好的结果时，人们会把好该结果归因于自己对该决策所拥有的知识，而当决策出现坏的结果时，人们会把坏的结果归咎为坏的运气。Ben.David等(2006)的研究发现，公司CFOS拥有的专业技能越多，CFOS的过度自信行为越多。因此，当上市公司总经理拥有的教育背景不同时，总经理过度自信的程度可能存在着差别：相对来说，拥有经管类教育背景的总经理可能具有与公司财务决策相关的更多专业知识，因此他们过度自信的程度可能比较强；与之相反，拥有理工类教育背景的总经理可能具有与公司财务决策相关的更少专业知识，因此他们过度自信的程度可能比较弱。

另外，本文又借鉴Malmendier等(2005a)对总经理教育背景的分类方法，把总经理的教育背景分为三类：第一类是经管类教育背景，是指总经理过去经历过经济、管理、金融、会计、财务等经管类教育；第二类是理工类教育背景，是指总经理过去经历过工程、技术、物理、化学等理工类教育；第三类是其他类教育背景，是指总经理过去经历过法律、文学、哲学等其他类教育。

3　描述性统计

表2列出了样本观测值的描述性统计。从中可以看出，我国上市公司总经理的年龄平均约为46岁，任职时间平均约为3年；在全部样本中，约52％的总经理拥有本科及本科以下学历，48％的总经理拥有本科以上学历，约45％的总经理拥有经管类教育背景，约52％的总经理拥有理工类教育背景，约3％的总经理拥有其他类教育背景，只有约25％的上市公司为民营上市公司。

四、实证结果及分析

1　对假说的实证检验

为了对假说进行实证检验，本文借鉴Fazzari等(1988)研究企业融资约束的方法，构造了以下模型：

其中，β0代表常数项，β30代表系数，t代表时间下标。之所以引入销售收入、流动资产及公司规模这几个控制变量，是因为Ramirez(1995)、HouSton等(2001)及Malmendier等(2005a)等发现销售收入、流动资产及公司规模会显著地影响公司的投资。另外，为了控制公司性质和融资结

构对公司投资的可能影响，还引入了公司性质和负债比率作为控制变量。

表3列出了以总经理年龄和任期分组的实证检验结果。表3的第(1)列列出了对总样本的实证检验结果，从中可以看出，CF1的参数估计值为0.058，且在1％的水平上显著，这一结果与Fazzari等(1988)、Kaplan等(1997)及Malmendier等(2005a)的研究结果相一致，表明我国上市公司的投资与现金流之间的确存在着一定的敏感度。表3的第(2)列和第(3)列分别列出了对低年龄组和高年龄组的检验结果①，从中可以看到，CF。的参数估计值分别为0.066和0.048，且分别在1％和5％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，由此支持了本文提出的假说，表明随着总经理年龄的增长，总经理可能会逐渐认识自身的能力和掌握的知识，在做决策时也会收集更多的信息，他们过度自信的程度可能减弱，因此他们高估公司投资项目未来所能产生的现金流量的程度也比较弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，年龄较大的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。表3的第(4)列和第(5)列分别列出了对短任期组和长任期组的检验结果，从中可以看到，CF，的参数估计值分别为0.058和0.056，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在10％的水平上显著，由此支持了本文提出的假说，表明随着总经理任职时间的增加，总经理的经营管理经验可能越丰富，他们过度自信的程度可能越弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，任职时间较长的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。

表4的第(1)列和第(2)列分别列出了对低学历组和高学历组的检验结果，从中可以看到，CF。的参数估计值分别为0.069和0.054，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而支持了本文提出的假说，表明总经理拥有的学历越高，总经理可能越容易意识到自己在做决策时的判断偏差，当公司需要为其投资项目进行融资时，拥有高学历的总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。表4的第(3)列和第(4)列分别列出了对经管类教育组和理工类教育组的检验结果，从中可以看出，CF。的参数估计值分别为0.055和0.053，且都在1％的水平上显著，但是前者的估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而同样支持了本文提出的假说，表明相对于拥有经管类教育背景的总经理，拥有理工类教育背景的总经理其过度自信的程度可能比较弱，当公司需要为其投资项目进行融资时，他们会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。

另外，考虑到总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景这四个变量本身可能存在的缺陷及它们之间的相互影响，本文又采用主成分分析法，结合这四个变量，通过客观赋权法构建管理者过度自信指数，然后根据管理者过度自信指数的综合得分按其中值分为强过度自信组和弱过度自信组再进行检验。表4的第(5)列、第(6)列分别列出了对强过度自信组和弱过度自信组的检验结果，从中同样可以看出，CF,的参数估计值分别为0.065和0.038，且分别在1％和10％的水平上显著，但是前者的参数估计值要大于后者，F检验的结果显示两者的差异在1％的水平上显著，从而再次支持了本文提出的假说，表明当总经理的过度自信行为较少时，总经理会较多地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度有所减弱。

从表3和表4的检验结果可以看到，上市公司的投资总体上与公司的投资机会、流动资产及公司规模之间呈显著的正相关关系，与销售收入之间的正相关关系不显著，这一结果与Ramirez(1995)、HouS-ton等(2001)及Malmendier等(2005a)的研究结果不完全一致。与此同时，上市公司的投资与公司的负债比率之间基本呈显著的负相关关系，与公司性质之间的相关性不显著。

2　对假说的稳定性检验

由于我国上市公司的股份被人为地分为流通股和非流通股，流通股和非流通股价格的差异使得计算出来的托宾Q不一定能准确地反映公司的投资机会，为了减少由此可能导致的对上述检验结果的影响，本文又以公司当年与前一年主营业务收入增长率的平均值计算的成长性来代替公司的投资机会，对上述研究结果进行了稳定性检验，结果表明各变量参数估计值的大小、符号及显著性基本没有变化，说明以上结果具有较好的稳定性。

五、结论及启示

随着行为公司财务学研究的逐渐兴起，基于管理者过度自信的资本结构决策研究正成为现代资本结构理论研究的一个新的发展方向，正是基于这一研究背景，本文从总经理个人特征的角度，分别以我国上市公司总经理的年龄、任职时间、学历及教育背景作为管理者过度自信的替代变量，从公司投资的角度具体考察了管理者的过度自信行为对我国上市公司内部或者外部融资偏好行为的影响，结果表明：总经理的年龄越大，任职时间越长，学历越高，以及当总经理拥有理工类教育背景时，总经理的过度自信行为越弱，因此，总经理更多地利用外部融资而不是内部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度越弱；而当总经理拥有经管类教育背景时，总经理的过度自信行为越强，因此，总经理更少地利用外部融资，从而公司投资与现金流之间的敏感度越强。