多元回歸技術(shù)在財(cái)務(wù)金融中的應(yīng)用

1、多元回歸技術(shù)在財(cái)務(wù)金融中的應(yīng)用北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)系北京交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)系李衛(wèi)東李衛(wèi)東1目 錄 引言 理論分析 研究設(shè)計(jì) 多元回歸分析一般原理 虛擬變量的應(yīng)用 多重共線性的處理 模型的應(yīng)用及其分析2引 言 本次講座主要介紹多元回歸技術(shù)在財(cái)務(wù)金融中的應(yīng)用，以下面的一篇論文為例進(jìn)行說明。市場化程度、政府干預(yù)與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)來自我國上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) 孫錚、劉鳳委、李增泉 上海財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)院來源：經(jīng)濟(jì)研究2005年第5期 3引言債務(wù)融資是企業(yè)重要的財(cái)務(wù)決策行為，債務(wù)期限則是債務(wù)契約的重要內(nèi)容它規(guī)范著債權(quán)人與債務(wù)人的權(quán)利與義務(wù)。債務(wù)期限越長未來的不確定性越高風(fēng)險(xiǎn)越大債權(quán)人在提供貸款時(shí)就會(huì)更注重外部的履約機(jī)

2、制（Myers1977)。由Coase(1937，1960)、Alchian(1965)、Demsetz(1967)、Cheung(19691983)、Williamson (1985)、North(1981，1990)等發(fā)展起來的產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)一直強(qiáng)調(diào)制度對契約結(jié)構(gòu)的決定性影響,并重視契約結(jié)構(gòu)相對于交易成本的內(nèi)生性。在我國對債權(quán)人法律保護(hù)普遍不足以及公有產(chǎn)權(quán)和國有銀行共存的前提下，地區(qū)市場化程度的差異如何影響債務(wù)契約的履行成本，進(jìn)而影響企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)，是本文的研究主題。研究目標(biāo)：研究制度對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響，并探究其原因。數(shù)據(jù)：我國上市公司19992003年的經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)為樣本4理論分析傳統(tǒng)

3、上,財(cái)務(wù)學(xué)領(lǐng)域中對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)以及債務(wù)期限的研究主要從企業(yè)特征出發(fā)，強(qiáng)調(diào)企業(yè)應(yīng)選擇與發(fā)展戰(zhàn)略一致或保證自身價(jià)值最大化的債務(wù)契約。制度環(huán)境對企業(yè)債務(wù)期限的影響直到最近才受到部分學(xué)者的關(guān)注。雖然銀行的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、企業(yè)的“政治關(guān)系”等眾多與產(chǎn)權(quán)相關(guān)的制度安排對銀行的借貸行為具有重要影響，但是可能受限于相關(guān)數(shù)據(jù)高昂的搜集成本這些跨國性比較文獻(xiàn)主要關(guān)注司法體系的影響截至目前尚未有文獻(xiàn)來考察產(chǎn)權(quán)體系這種根本的制度安排如何影響企業(yè)的債務(wù)期限。我國20世紀(jì)70年代后期進(jìn)行的分權(quán)化改革所導(dǎo)致的地區(qū)間市場化程度的差異，為我們研究與產(chǎn)權(quán)特征相關(guān)的政府行為如何影響公司的債務(wù)期限提供了難得的機(jī)會(huì)。5理論分析-制度與企業(yè)行

4、為企業(yè)是國民經(jīng)濟(jì)的細(xì)胞，分析企業(yè)行為規(guī)律是理解經(jīng)濟(jì)制度運(yùn)行的先決條件。一般認(rèn)為，決定和制約企業(yè)行為的因素包括：企業(yè)內(nèi)部因素，如企業(yè)動(dòng)力、利益、目標(biāo)、決策等；企業(yè)外部因素，即制度環(huán)境，如經(jīng)營環(huán)境、市場條件、供求狀況、政策、法律制度等。制度是一系列用來建立生產(chǎn)、交換與分配基礎(chǔ)的基本的政治、社會(huì)和法律基礎(chǔ)規(guī)則，它構(gòu)成了人類政治交易行為或經(jīng)濟(jì)交易行為的激勵(lì)機(jī)制，不同的制度安排將導(dǎo)致不同的市場交易成本。（North and Thomas,1973）制度與企業(yè)行為由于交易成本而發(fā)生關(guān)聯(lián)。制度對企業(yè)行為具有引導(dǎo)作用，而這種作用在轉(zhuǎn)軌國家更易被觀測。6理論分析-制度與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)債務(wù)期限之所以重要，在于債權(quán)人

5、與債務(wù)人之間的利益沖突對不同期限的債務(wù)履約成本具有不同的影響：貸款期限越長，債權(quán)人對債務(wù)人違約行為的觀測成本越大，從而債務(wù)人違約的可能性越大，因此，較長期的債務(wù)契約對外部履約機(jī)制的依賴性更強(qiáng)。綜合文獻(xiàn)研究，可以發(fā)現(xiàn)制度對債務(wù)期限的影響主要體現(xiàn)在以下方面： 首先，債務(wù)契約的簽訂、執(zhí)行受到法律保護(hù)程度的重要影響。 其次，稅收因素同樣可能影響企業(yè)債務(wù)契約。 最后，通貨膨脹也是影響債務(wù)契約順利簽訂的重要因素。 7理論分析-制度與債務(wù)期限結(jié)構(gòu)目前研究主要是國際間的比較。然而，進(jìn)行國家間的比較研究存在的一個(gè)重大缺陷就是，不容易控制非正式制度因素的影響。制度分為正式制度(法律、政府政策法規(guī)等)和非正式制度(

6、諸如風(fēng)俗習(xí)慣、聲譽(yù)機(jī)制、道德水平、文化等)兩種兩者都對保證契約的履行起到重要作用。在某些情況下非正式制度比正式制度還更為重要，且正式制度的缺陷至少還可以部分地通過非正式制度的運(yùn)行得到彌補(bǔ)(林毅夫，1994)。因此針對具有相同社會(huì)規(guī)范、風(fēng)俗習(xí)慣、道德水準(zhǔn)等非正式制度，正處于制度變遷、地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展不平衡的同一國家的內(nèi)部研究就顯得很有必要。與國際間比較研究不同的是，本文更多地關(guān)注在投資者法律保護(hù)體系整體不健全的情況下，政府行為對企業(yè)融資決策的影響。8理論分析-制度背景與研究假設(shè)產(chǎn)權(quán)經(jīng)濟(jì)學(xué)強(qiáng)調(diào)公共治理和公司治理對契約結(jié)構(gòu)的替代性影響。其中，聲譽(yù)機(jī)制是一種重要的私人履約機(jī)制。當(dāng)司法體系無法保證債務(wù)契約得

7、到有效地履行時(shí)借款人的聲譽(yù)會(huì)對債務(wù)契約的結(jié)構(gòu)產(chǎn)生重要影響。本文認(rèn)為，在銀行和企業(yè)產(chǎn)權(quán)公有的制度環(huán)境下，“政治關(guān)系”是一種重要的聲譽(yù)機(jī)制。這是因?yàn)橛捎谂c政府的關(guān)系更為密切，具有政治關(guān)系的企業(yè)更容易受到政府的干預(yù)。盡管這種干預(yù)有時(shí)會(huì)受到社會(huì)目標(biāo)或官員自身利益的影響而違背公司利潤最大化的企業(yè)經(jīng)營目標(biāo)(shleifer和Vishnv，1994)，但企業(yè)陷入困境的時(shí)候也更容易得到政府的救濟(jì)。在公有產(chǎn)權(quán)的制度背景下，政府參與企業(yè)經(jīng)營或銀行借貸的行為對企業(yè)債務(wù)期限的影響至少體現(xiàn)在以下兩個(gè)方面：其一，通過財(cái)政補(bǔ)貼降低企業(yè)違約的可能，從而企業(yè)更容易從銀行取得長期借款；其二，直接通過對銀行借貸決策的影響幫助企業(yè)獲

8、得貸款，并且，為了降低官員輪換對貸款成本的影響，這種貸款更多的是長期貸款(Fan等，2004)。9理論分析-制度背景與研究假設(shè)我國自1978年開始了從計(jì)劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌的過程。截至目前，中國的市場化進(jìn)程已經(jīng)取得了舉世公認(rèn)的成功。但是，這個(gè)進(jìn)程卻很不平衡這無論是在行政區(qū)域，還是在產(chǎn)業(yè)部門的層面上都表現(xiàn)得非常明顯。例如，中國經(jīng)濟(jì)改革研究基金會(huì)國民經(jīng)濟(jì)研究所自2000年開始，就一直致力于對中國不同區(qū)域的市場化進(jìn)程進(jìn)行調(diào)查研究，并發(fā)布了三個(gè)關(guān)于中國市場化進(jìn)程的研究報(bào)告中國市場化指數(shù)(樊綱和王小魯，2001，2003，2004)。該研究報(bào)告從政府與市場的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)的發(fā)展、產(chǎn)品市場的發(fā)育、要素市

9、場的發(fā)育、市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境等五個(gè)方面對中國各個(gè)省級(jí)行政區(qū)域的市場化程度進(jìn)行比較分析，指出由于資源稟賦、地理位置以及國家政策的不同，各地區(qū)的市場化程度存在較大的差異。在某些省份，特別是沿海省份，市場化已經(jīng)取得了決定性進(jìn)展；而在另外一些省份，經(jīng)濟(jì)中非市場因素還占有非常重要的地位。10理論分析-制度背景與研究假設(shè)值得注意的是，盡管我國各地的市場化程度存在較大差異，但各個(gè)地區(qū)在總體上仍具有一些基本相同的制度環(huán)境。例如，不同的地區(qū)具有統(tǒng)一的國家法律制度和司法體系，企業(yè)和銀行的公有產(chǎn)權(quán)制度也大致相同。由于我國現(xiàn)階段的司法體系尚不完善，政治關(guān)系作為一種重要的聲譽(yù)機(jī)制，無疑會(huì)對企業(yè)的債務(wù)期限結(jié)構(gòu)

10、產(chǎn)生重要影響。但是，市場化程度的不同，意味著不同地區(qū)的政治關(guān)系對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響程度會(huì)有所不同：在市場化程度較高的地區(qū)，由于率先實(shí)行了政企分開等市場化政策，政府參與企業(yè)經(jīng)營和銀行借貸的程度要低于市場化程度較低的地區(qū)，從而這些地區(qū)的政治關(guān)系對企業(yè)履約成本的影響也會(huì)較低。根據(jù)以上分析，本文提出如下假設(shè)：企業(yè)所在地區(qū)的市場化程度越高，企業(yè)長期借款占總借款的比重越低；反之亦然。11研究設(shè)計(jì)(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)描述 本文選取了1999年至2003年這5年間所有在上海證交所和深圳證交所進(jìn)行交易的A股公司，剔除金融行業(yè)的上市公司，1999、2000、2001、2002和2003年分別有752、860、

11、884、952、985家上市公司(共計(jì)4433個(gè)觀測值)。本文所用到的數(shù)據(jù)全部取自香港理工大學(xué)與深圳國泰安信息技術(shù)有限公司聯(lián)合開發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫查詢系統(tǒng)。我們用中國市場化指數(shù)各地區(qū)市場化相對進(jìn)程報(bào)告(樊綱、王小魯2001)提供的各省(自治區(qū)、直轄市)市場化指數(shù)來衡量企業(yè)所面臨的外部制度環(huán)境的差異；用長期借款占總借款(長期借款與短期借款之和)的比重來代表債務(wù)期限結(jié)構(gòu)。12圖1是我國各地區(qū)上市公司長期借款占總借款比重均值的排位比較，通過觀察該圖我們發(fā)現(xiàn)，除個(gè)別省份異常外各省份的長期借款比重表現(xiàn)出的一個(gè)大體趨勢是：市場化程度越高的地區(qū)上市公司的長期借款比重越低(江蘇、上海、北京、福建以及浙江排在

12、前五位，內(nèi)蒙古、貴州、湖北、山西和海南排在后五位)。該現(xiàn)象與我們的預(yù)期相符。13研究設(shè)計(jì)(二)模型與變量設(shè)計(jì)根據(jù)現(xiàn)有文獻(xiàn)的研究結(jié)論(Barclay and smith,1995)我們把影響企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的因素分為內(nèi)部因素和外部因素，內(nèi)部因素是反映企業(yè)自身特征的變量，包括公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、盈利水平、清算比率以及公司成長性；外部因素主要指地區(qū)市場化程度。顯然是個(gè)多因素問題，可采用多元回歸方法?；灸Ｐ蜑?1415多元回歸分析原理uuuxxxxxxxxxyyynknkkknnnNBXYNXBY21210212221212111211111 一般形式16關(guān)于多元線性回歸模型有如下假定： 假定1：

13、回歸模型對參數(shù)是線性的假定2：在重復(fù)抽樣中X的值是固定的（非隨機(jī)） 假定3：干擾項(xiàng)的均值為零。即，E(ui|Xi)=0假定4：同方差性或ui的方差相等。即Var(ui|Xi)=Eui-E(ui)|Xi2 = E(ui2|Xi2 = 2假定5：各個(gè)干擾項(xiàng)無自相關(guān)。假定6：ui和Xi的協(xié)方差為零。假定7：觀測次數(shù)必須大于待估計(jì)的參數(shù)個(gè)數(shù)。假定8：解釋變量X的值要有變異性。即一個(gè)樣本中，Xi不能完全相同。假定9：模型沒有設(shè)定誤差。假定10：沒有完全的多重共線性，即解釋變量之間沒有完全的線性關(guān)系?；炯俣?7 根據(jù)殘差的平方和最小化的原理，解出參數(shù)的估計(jì)量。2 參數(shù)估計(jì)及性質(zhì)最小。具有估計(jì)量、最小方差

14、性、無偏性）（、線性)(32 11YXXXVarOLSEYXXX1）（ 參數(shù)估計(jì)量的性質(zhì):183 各種檢驗(yàn)Adj. R2 ： 由R2的計(jì)算式可看出， R2 隨解釋變量的增加而可能提高,為此引入adj. R2 knnRR1)1(122222YnYnTSSESSRYYyX判定系數(shù)：(1)R2檢驗(yàn) 19(2) 顯著性檢驗(yàn) a單參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)t檢驗(yàn)：0:0:10iiHH備擇假設(shè)原假設(shè) 如果接受H0 ，則變量Xi 對因變量沒有影響，而接受H1，則說明變量Xi 對因變量有顯著影響。)()()(,(), 0(122kntSetNNiii，則統(tǒng)計(jì)量代替以，因此根據(jù)假定，XXIu 檢驗(yàn) 的顯著性， 即在一定顯

15、著水平下， 是否顯著不為0。ii3 各種檢驗(yàn)20檢驗(yàn)步驟：0,0,)()(4)(3)(205.0)1 (100222不顯著異于參數(shù)接受則拒絕顯著異于參數(shù)則接受，若）判斷：（。分布表，找出）查（）計(jì)算統(tǒng)計(jì)量：（。，如選擇顯著水平iiiiHHHknttknttknttSetb回歸方程的顯著性檢驗(yàn)F檢驗(yàn) 檢驗(yàn)回歸系數(shù)全部為零的可能性。不同時(shí)為零備擇假設(shè)原假設(shè)),2, 1(:0:1210kiHHik21平方和df均方差ESSk-1RSSn-kTSSn-1方差分析表（ ANOVA)22YnuiYXYXYY)(2YYi22)(YYYnYYi)1/()(kYXYY)/()(2knYnYX),1()/()()

16、1/()()/()1/(0221knkFknkYnknRSSkESSFkYXYYYX，則統(tǒng)計(jì)量如果假定：顯著接受則拒絕不顯著則接受，若,), 1(), 1(100HHHknkFFknkFF 選擇顯著水平 ，計(jì)算F統(tǒng)計(jì)量的值，與F分布表中的臨界值進(jìn)行比較：22虛擬變量的引入n虛擬變量陷阱：多重共線性n引入原則：虛擬變量的個(gè)數(shù)比分婁數(shù)少一n虛擬變量的個(gè)數(shù)確定：k-1n防止虛擬變量陷阱23多重共線性n含義及影響n探查與解決24多重共線性的含義及影響 如果假定10不成立，即在解釋變量X1，X2，Xk中，存在線性關(guān)系。解釋變量間的確定線系關(guān)系存在時(shí)，存在不全為零的常數(shù)02211kikiiXXX，使k,2

17、1 這種關(guān)系為完全多重共線性，變量間的相關(guān)系數(shù)為1。實(shí)際上更多的情況是，解釋變量間有不完全的線性關(guān)系：存在不全為零的數(shù)：02211ikikiivXXX，使k,21其中vi 為隨機(jī)項(xiàng)。我們把這種解釋變量間存在的完全或不完全的線性關(guān)系稱為多重共線性。25 多重共線性的影響（1）參數(shù)估計(jì)值的方差增大，估計(jì)量的精度大大降低。影響預(yù)測結(jié)果（準(zhǔn)確度和置信區(qū)間）。（2）參數(shù)估計(jì)值的標(biāo)準(zhǔn)差增大，使的 t 檢驗(yàn)值變小，增大了接受H0，舍棄對因變量有顯著影響的變量。（3）盡管t 檢驗(yàn)不顯著，但是R2仍可能非常高。（4）OLS估計(jì)量對觀測值的輕微變化相當(dāng)敏感。多重共線性的含義及影響26。 對于有多個(gè)變量的回歸模型，

18、可以采用輔助回歸的方法，分別以k-1個(gè)解釋變量中的第i個(gè)對其他變量進(jìn)行回歸，可得到k-2個(gè)回歸方程的判定系數(shù)：R22，R32，Rk2。假定這些判定系數(shù)中Rj2最大且接近1，則變量Xj 與其他解釋變量中的一個(gè)或多個(gè)有較高相關(guān)程度，因此回歸方程出現(xiàn)高度多重共線性。 一、多重共線性的探查 由于多重共線性使一種普遍現(xiàn)象，而多重共線性的程度影響了參數(shù)估計(jì)結(jié)果，因此我們關(guān)心的是共線性的程度，而不是共線性是否存在。多重共線性的探查和解決27服從t (n-k+1)。給定顯著水平，若統(tǒng)計(jì)量大于臨界值t/2，則說明Xj 與Xi引起回歸方程的多重共線性。 如果通過前面的檢驗(yàn)得到某解釋變量Xj 與其它解釋變量存在多重

19、共線性，則可以通過t 檢驗(yàn)尋找Xj 與哪些變量引起多重共線性。 首先計(jì)算Xj 與其它每個(gè)解釋變量的偏相關(guān)系數(shù)：)1/()1(,3,2,2)1)(1()1)(1(2.)1)(1()1)(1(2.)1)(1()1)(1(2.knrrtkijirkiijjjikiijjjikiijjji定義統(tǒng)計(jì)量：多重共線性的探查和解決28二、解決多重共線性的方法 如果發(fā)現(xiàn)監(jiān)視變量之間存在高度得多重共線性，就必須消除這種多重共線性的影響，保證模型的正確性和估計(jì)的有效性。有以下幾種解決方法。1、除去不重要的變量 把回歸模型中引起多重共線性，而對因變量的影響不大的變量。但是變量的剔除可能導(dǎo)致模型的設(shè)定偏誤。2、利用先驗(yàn)

20、信息多重共線性的探查和解決 例如：C-D生產(chǎn)函數(shù) ，K與L高度相關(guān)。已知規(guī)模收益不變，則+=1。生產(chǎn)函數(shù)的雙對數(shù)模型可變?yōu)椋篕ALY uKLAKYuKLAYln)ln(lnln)1 (ln)ln(ln整理，可得： 可以對這一新回歸方程進(jìn)行估計(jì)。293、變換模型的形式 如果作為解釋變量的某些經(jīng)濟(jì)變量間出現(xiàn)高度相關(guān)，而進(jìn)行回歸分析的目的是為了預(yù)測，不是研究單個(gè)經(jīng)濟(jì)變量對因變量的影響時(shí)，可以根據(jù)實(shí)際問題，改變模型的形式。4、增加樣本容量 如果多重共線性是由樣本引起，增加樣本容量可以減少多重共線性的程度。當(dāng)樣本容量增大時(shí)， 增大，方差將減小，可以提高參數(shù)估計(jì)的精度。22ix5、橫截面數(shù)據(jù)與時(shí)間序列數(shù)據(jù)

21、并用 如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)中，解釋變量間存在高度相關(guān)，可以先使用橫截面數(shù)據(jù)估計(jì)出存在高度相關(guān)解釋變量中的一個(gè)或多個(gè)，然后再在時(shí)間序列數(shù)據(jù)中剔除這些變量，在消除多重共線性影響下估計(jì)因變量與剩余變量間的回歸式。多重共線性的探查和解決30 例如，為了估計(jì)汽車需求的價(jià)格彈性和收入彈性，得到銷售量、平均價(jià)格、消費(fèi)者收入的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。設(shè)定回歸式：ttttuIPYlnln)ln(321ttttIYYuPYttlnln,ln3*21*其中 新的回歸式中消除了多重共線性的影響。 由于在時(shí)間序列數(shù)據(jù)中價(jià)格Pt、收入It 一般都具有高度共線的趨勢。因此，直接估計(jì)上面的回歸式將存在問題。由于在同一式點(diǎn)上，價(jià)格與收入的相

22、關(guān)程度不高，可先利用截面數(shù)據(jù)估計(jì)出收入彈性 ，再利用這一估計(jì)結(jié)果修改原回歸式，變?yōu)椋?6、利用時(shí)間序列數(shù)據(jù)的差分或離差進(jìn)行估計(jì) 如果時(shí)間序列數(shù)據(jù)中，解釋變量間存在高度相關(guān)，那么這些變量的差分之間不一定相關(guān)。因此利用差分進(jìn)行回歸能降低多重共線性的程度。多重共線性的探查和解決31 模型的應(yīng)用及其分析1.基本結(jié)果表3是所有樣本的截面回歸結(jié)果其中模型l是不考慮外部因素影響的結(jié)果。我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)規(guī)模、盈利能力、資產(chǎn)負(fù)債率、清算比率以及在建工程指標(biāo)均在1水平顯著，系數(shù)符號(hào)與我們前述預(yù)期基本一致。其中資產(chǎn)負(fù)債率水平與企業(yè)長期負(fù)債比重正相關(guān)表明資產(chǎn)負(fù)債率越高的企業(yè)往往自有資本較少企業(yè)缺乏來自資本市場的長期資金的

23、支持，故需要在借貸市場獲得更多的長期借款。模型2是考慮外部因素(市場化程度)影響后的回歸結(jié)果，可以發(fā)現(xiàn)內(nèi)部因素變量的符號(hào)和顯著性水平?jīng)]有發(fā)生變化，但市場化指數(shù)變量MARKET系數(shù)為負(fù)且在1的水平顯著，同時(shí)回歸方程的擬合度得到提高。這表明外部市場化因素對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)具有顯著影響，我國市場化程度越高的地區(qū)，企業(yè)長期借款比重越低，支持我們的假設(shè)。32 模型的應(yīng)用及其分析為了進(jìn)一步控制年度因素的影響表4是我們針對總樣本分年度回歸的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯鰞?nèi)部因素變量ROE、SIZE、LEV、ZJ和LIQUID在個(gè)別年份不顯著，其他情況下所有變量均在1或5的水平顯著；市場化程度指標(biāo)除2002年外與企業(yè)債務(wù)

24、期限結(jié)構(gòu)顯著負(fù)相關(guān)(顯著性水平為l或5)，這進(jìn)一步支持我們的研究假設(shè)。33 模型的應(yīng)用及其分析34 模型的應(yīng)用及其分析2進(jìn)一步的分析：政府干預(yù)的影響 前面分析認(rèn)為，市場化程度高的地區(qū)長期債務(wù)融資交易成本之所以更高的原因在于該類地區(qū)的企業(yè)喪失了政府關(guān)系，并且政府也減少了對銀行的干預(yù)。據(jù)此，我們預(yù)期，在政府干預(yù)越強(qiáng)的地區(qū)，將會(huì)發(fā)現(xiàn)企業(yè)的長期債務(wù)比重越高。為此，接下來把構(gòu)成市場化指數(shù)一部分的政府干預(yù)程度指數(shù)直接納入到模型中予以考察。同時(shí)我們還控制了不同地區(qū)金融市場的發(fā)展程度對企業(yè)債務(wù)期限的影響(La Rocca等，2004)。由于長短期借款風(fēng)險(xiǎn)的差異，金融市場越發(fā)達(dá)的地區(qū)，銀行間競爭越激烈，短期貸款

25、反而成為該地區(qū)銀行在完成貸款指標(biāo)基礎(chǔ)上控制信貸風(fēng)險(xiǎn)的主要工具，企業(yè)短期借貸的交易成本相對更低，企業(yè)長期債務(wù)比重應(yīng)該越低。35 模型的應(yīng)用及其分析表5是運(yùn)用政府干預(yù)指數(shù)進(jìn)行回歸的檢驗(yàn)結(jié)果?？梢钥闯?，在只考慮企業(yè)內(nèi)部因素與政府干預(yù)的回歸模型中(模型1)，影響企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的內(nèi)部因素的各項(xiàng)指標(biāo)均很顯著，符號(hào)與預(yù)期一致；政府干預(yù)程度指數(shù)(GOV)與企業(yè)長期借款比重負(fù)相關(guān)(GOV指標(biāo)越高,代表該地區(qū)政府干預(yù)程度越低)，顯著性水平為1即政府干預(yù)越多、政府與企業(yè)關(guān)系越密切的地區(qū)，企業(yè)可以獲得更多的銀行長期貸款，支持我們的結(jié)論；在控制各地區(qū)金融市場發(fā)展程度(FINANCE)的差異以后(模型2)，模型擬合程度

26、明顯提高，金融市場發(fā)展程度系數(shù)的符號(hào)與我們的預(yù)期一致，在I水平顯著，政府干預(yù)程度指數(shù)仍在l水平顯著為負(fù)，其余內(nèi)部因素變量系數(shù)的顯著性水平和符號(hào)保持不變；將政府干預(yù)、金融市場發(fā)展、市場化程度等指標(biāo)都納入回歸模型中(模型3)，我們發(fā)現(xiàn)市場化程度指數(shù)不再顯著，其他各變量系數(shù)的顯著性水平和符號(hào)沒有發(fā)生變化，這表明在解釋債務(wù)期限結(jié)構(gòu)差異的制度性因素中，市場化程度差異對企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的影響主要來源于政府干預(yù)，政府在降低企業(yè)融資成本、保證長期債務(wù)契約的順利簽訂方面起到了重要作用。36 模型的應(yīng)用及其分析如前所述，政府干預(yù)不僅表現(xiàn)在可以讓具有政府背景的企業(yè)獲得借貸“聲譽(yù)”還表現(xiàn)在對國有商業(yè)銀行信貸決策的髟響，為此我們增加了企業(yè)股權(quán)性質(zhì)變量來控制企業(yè)的政府背景，以期能夠?qū)@兩種影響予以區(qū)分。當(dāng)樣本公司的第一大股東為國有性質(zhì)時(shí)，變量SHARE(啞變量)取值為l，表明公司具有政府背景：否則該變量為0?；貧w結(jié)果如表5中的模型4?？梢钥闯?，股權(quán)性質(zhì)指標(biāo)(SHARE)符號(hào)為正且在l水平顯著，表明國有性質(zhì)的企業(yè)相對于民營等非國有企業(yè)長期債務(wù)比重明顯更高，企業(yè)的政府背景具有重要作用；但同時(shí)政府干預(yù)程度指標(biāo)(GOV)仍然與企業(yè)債務(wù)期限結(jié)構(gòu)顯著負(fù)相關(guān)，說明企業(yè)的股權(quán)性質(zhì)只能夠解釋政府的“聲譽(yù)”作用，而控制該因素后政府對銀行的干預(yù)對該地區(qū)企業(yè)債務(wù)