国债利率论文篇(1)

对于发行者，国债是政府财政融资的重要工具，亦是政府除税收外的主要资金来源，在筹集建设资金、支持国家重点建设、弥补财政赤字和促进国民经济发展方面发挥了积极的作用;对于投资者来说，国债既是一种较为安全的获利工具，也具有较强流动性。因此国债是债券市场上最主要最大量的投资对象，深受投资者欢迎。

一、国债票面利率

国债票面利率是指国债发行者每年向投资者支付的利息占票面金额的比率，它是国债作为一种虚拟资本在发行的某一时点上的价格。较于国债收益率，国债的票面利率往往被研究者、市场参与者忽略，但是其对于债券的重要性甚至略高于收益率：

(1)票面利率是形成收益率曲线的基础。我国债券市场的利率是受到严格的管制的，一级市场利率的非市场化导致了二级市场利率的非市场化，因此在我国债券市场上是不存在真正意义上的市场化收益率曲线的，收益率曲线很大程度上决定于票面利率，其是衡量债券价格在一定时的收益率的依据。

(2)票面利率是吸引投资者，实现融资目的的主要手段。票面利率是投资者最直观的投资收益感受，投资者会将其于同期银行利率相比较进而决定是否购买该债券而往往不会在计算其收益率后决定是否购买，因此票面利率往往是投资者购买债券时考虑的首要因素。

(3)票面利率是甄别企业实力，规避逆向选择的重要信号。票面利率表明了企业债券发行人的经济实力和潜力，越是经济实力强的企业，其融资手段多，其债券的票面利率就较低;而经济实力较弱的企业，其到期无法偿还债券的风险越大，因而由于风险贴水，其债券的票面利率就较高。这能有效地帮助稳健者或风险厌恶者规避风险。

二、我国国债票面利率的特征及其成因分析

1、我国国债票面利率偏低，直接导致我国国债收益率偏低

我国的国债票面利率的实际收益率基本处在比同期存款利率高于2到4个百分点之间，而且自2000年以来国债利率基本与同期存款利率相持平，甚至在多个年份低于同期存款利率。我国的国债票面利率并不是作为我国的基准利率，如此低的收益率，特别是会出现低于作为基准利率的同期存款利率是具有一定的调整之处的。

影响我国国债票面利率水平偏低的因素是多方面的。首先是货币市场资金盈余，同时银行的市场投资渠道狭窄，为了满足资产组合的需要，一些银行大量增加对国债的持有量。这便导致了大量闲余资金涌人国债市场，推动国债收益率走低。其次，我国利率很强的走低趋势，而且大多数市场投资者都认为我国将在相当长一段时间内保持低利率环境，这便使得人们对国债收益率水平的预期也不会很高。最后我国股票市场在这段时间内走势较弱，使人们将一些资金由股市转向债市，同时对资本回报率的预期也大幅下降，这也是使得我国国债票面利率水平偏低的一个原因。

2、我国国债票面利率水平波动巨大

国债利率论文篇(2)

1 引言

论文联盟

零息票收益率曲线是描述无风险零息票债券的到期收益率与到期期限关系的曲线。它在金融市场中具有重要的基础性作用，是债券定价以及利率依赖型金融产品定价的基础，是利率风险管理、汇率风险管理、投资分析的重要工具，也是政府和企业发行债券的重要参考依据。

市场上的债券多是附息债券而非零息票债券，如何通过附息债券来构造零息票收益率曲线是我们关注的重要问题。西方学者主要从动态分析和静态分析两方面对此问题进行了研究。动态分析法主要是针对利率的随机性质，通过一系列严格的假设，建立随机模型；而静态分析主要是采用数理的方法，通过观察交易市场债券的价格，来拟合债券的零息票收益率曲线。本文主要采用静态分析法来构造我国国债的零息票收益率曲线。

对于静态分析法的研究，mcculloch首次采用二次样条函数，通过假设贴现函数的形式对债券的收益率曲线进行了拟合，后来又在中采用三次样条函数进行了改进，保证了整个收益率曲线的二阶连续性。随后，carleton和cooper，vasicek和fong以及nelson和siegel等对曲线拟合法进行了进一步的深化。当前我国金融市场还处于逐步完善的进程之中，国家管理部门对利率市场的管制较为严格，同时，我国债券市场起步较晚，在证券交易所交易的绝大多数为付息债券，其种类和到期期限比较单一，与此对应的是，国内对于零息票收益率曲线的研究文献较少，不多的研究也往往利用国外已有的模型，与我国的实际情况和需要还有一定的差距，并体现出很大的局限性。已取得的成果有赵宇龄在定性比较分析了几种国债收益率曲线估计方法的基础上，认为nelson-siegel模型最适合我国国债市场的现状。朱世武、陈建恒采用多项式样条和nelson siegel模型对中国国债利率期限结构进行了实证研究，并对比分析了实证结果。王晓芳等采用三次多项式样条函数构造了我国国债的收益率曲线。闵晓平、田澎采用b样条函数估计了上交所的利率期限结构。本文则是根据我国国债市场的特点，分别采用推广的息票剥离法和三次样条函数法对我国国债的收益率曲线进行拟合构造，并把实证结果进行比较分析。在两种方法中分别运用了分段插值的技术和合理的节点设置，这能够较好地刻画国债收益率曲线的特性。

2 模型介绍

2.1 推广的息票剥离法

按照债券时间匹配，息票债券可以看成一系列不同期限的零息债券的组合，这些零息债券分别对应着附息债券不同到期期限的利息和最终给付的本金。息票剥离法便是将息票从债券中进行剥离并在此基础上估计零息票债券利率水平的一种方法。

具体地，我们先要通过市场上的零息票债券，获得一定年内的零息票收益率，然后按照债券定价公式p?ni1（p是债券的全价，ti是剩余期限，ci和ti是对应于相应剩余期限的现金流和零息票收益率），确定其它一系列年份的零息票收益率，进而构造出整个零息票收益率曲线。但是由于我国发行的国债基本都是附息债券，无法获得零息票债券的收益率，并且我国国债品种单一、剩余期限差异较大、分布不均，这都使得息票剥离法在我国的应用面临较大的限制。因此，必须对此方法进行修正和推广。我们可以把要在一年内到期、且在到期之前不再付息的债券近似为零息票债券。然后，利用这些零息票债券采用插值技术，构造出一年以内任一时点的零息票收益率。

如果已知2支或者2支以上零息票债券的收益率，则用公式

ryrx+rz（1）

（其中x，y，z是对应期限，rx、ry、rz是对应于到期期限x，y，z的零息票收益率）就可以求出整个一年内零息票债券的收益率。在此基础上，对于1年以上到期期限的债券，可用如下的推广的息票剥离法推导。

以某1-2年到期期限的债券为例，设δt为现在距离下一个邻近付息日的时间，rδt为到期期限为的零

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息票债券的收益率（可用公式（1）求出），rt是期限为t的零息票债券的收益率，并设该债券的息票利率是c，付息方式是每年付息一次。用公式

pc/（1+rδt）δt+（c+100）/（1+rt）t（2）

就能推出期限为t的零息票债券的收益率rt。对于其他更长期限的零息票收益率可以用类似的方法得到。

兼顾我国发行债券的期限以及区间内的债券数量等综合考虑，为了减少误差，在进行插值时，我们把整个剩余期限分为5个区间，分别是0-1年，1-3年，3-7年，7-10年，10-20年。在用插值法求解未知的零息票率rδt时，优先选取区间内邻近的数据。另外，推广的息票剥离法隐藏着这样的假定：当剩余期限长的债券的利率高于剩论文联盟余期限短的债券的利率时，线性插值法所求的利率表明人们对利率的预期是逐步上升的；反之则是逐步下降的。而且，我们的到期期限推广为市场上交易的国债的剩余期限。

2.2 样条函数法

样条函数法主要通过假设一个贴现函数，将不同时期的息票和本金贴现到当前，再通过这些贴现总值和目前债券价格的拟合对贴现函数进行估计，最后得出不同期限的利率水平。由债券的定价公式

p?ni1c/（1+ri）i+m/（1+rn）n（3）

其中c是每期支付的息票利率，m是债券的面值，ri（i1，2，……，n）是每一付息期对应的零息票利率。根据威尔斯特拉斯定理，设贴现函数为b（t）a0+a1t+a2t2+a3t3这样的形式的分段函数，其中t为剩余期限。

具体地，我们假定所选取的债券在某一时刻的市场价格为pj（j1，2，……，n）；贴现函数为b（t）f（t，β?），t是剩余期限，β?是参数向量；所选取的债券j在未来时刻的现金流为cj。则息票债券理论价格的表达式为

p⌒j?cjf（t，β?）（4）

通过最优决策过程min?nj1（pj-p⌒j）2，估计出β?，从而得到贴现函数。再利用公式

r（t）-ln（b（t））/t（5）

就可推导出零息票收益率函数。

根据上述原理，可假设具体的贴现函数为：

b（t）b0（t）d0+c0t+b0t2+a0t3，t∈［0，t1］

b1（t）d1+c1t+b1t2+a1t3，t∈［t1，t2］

……

bi（t）di+cit+bit2+ait3，t∈［ti，tj］

……（6）

为了保证相对于时间轴的平滑性和连续性，贴现函数必须满足以下约束条件:

bi（ti）bi+1（ti）

b'i（ti）b'i+1（ti）

b''i（ti）b''i+1（ti）

即初始时刻，现金流贴现值等于其本身，区间分界点处，两段贴现函数求出的数值相等。b0（0）1，表示即期贴现率等于1。于是，公式（6）可以化简为

b（t）b0（t）1+c0t+b0t2+a0t3，t∈［t1，t2］

b1（t）1+c0t+b0t2+a0［t3-（t-t2）3］+a1

（t-t2）3，t∈［t2，t3］

……

bi（t）1+c0t+b0t2+a0［t3-（t-t2）3］+……+ai

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（t-ti）3，t∈［ti，tj］

……（7）

这样，由于参数减少了而大大减小了运算量。分段拟合贴现函数形式一旦先验性的给出，所选债券的理论价格就可由公式

p⌒?c*b（t）（8）

pp⌒+e（9）

求出。其中c*是未来时刻得到的现金流，p⌒是理论价格，p是实际价格，ε满足e（εj）0，var（εj）σ2j，对于所有的i，j∈n，cov（εi，εj）0。

3 实证研究

3.1 数据选取

原则上我们可选取任何一个交易日的国债数据来构造国债的零息票收益率曲线。并且由于上海证券交易所的国债交易频繁、交易量比较大，本文选取上海证券交易所2010年7月23日的国债交易数据。当日，在上海证券交易所进行交易的国债共有37支。在选取数据时，考虑到价格的真实可靠性，我们剔除在近一个月内基本没有交易，资金流动性差的国债，剩余20支国债，如下表1所示：

表1 2010年7月23日国债交易数据表

3.2 推广的息票剥离法的实证结果

针对1.1中提到的方法，分别计算出20支国债相对应剩余期限的零息票收益率，运用matlab做出折线图。

从图1看出，05国债05的零息票收益率与其他国债的零息票收益率偏差较大，这主要是因为它在7月22日、23日均没有进行交易，流动性不佳，价格不合理。另外，从折线图的总趋势来看，04年发行的几支国债的利率水平较低，可能是受到了我国利率市场化改革的影响。折线图能够明了直观地反应各收益率的特征，但平滑性不足。

3.3 样条函数法的实证结果

基于1.2的样条函数模型，我们首先选取样条函数的分段区间，将样本数据分为0-1年，1-5年，5-10年，10-20年四段。分段区间的选择中论文联盟，短期的间隔比较小，长年期的间隔比较大，这是符合投资人利率边际敏感性递减特征的，即投资人对距今较近各年的利率变化比较关切，而对较远的利率每年的变化则不是那么敏感。而且1年为货币市场与资本市场的分界，我国发行的国债年限一般为5年，7年，10年，20年，结合要使区间内的债券数目基本相同的要求，4段划分是合理的。

这样，我们得到的具体模型是

b（t）b0（t）d0+c0t+b0t2+a0t3，t∈［0，t1］

b1（t）d1+c1t+b1t2+a1t3，t∈［1，5］

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b5（t）d5+c5t+b5t2+a5t3，t∈［5，10］

b10（t）d10+c10t+b10t2+a10t3，t∈［10，20］

运用约束条件，把上式化简为

b（t）

b0（t）1+c0t+b0t2+a0t3，t∈［0，1］

b1（t）1+c0t+b0t2+a0［t3-（t-1）3］+α1（t-1）3，

t∈［1，5］

b5（t）1+c0t+b0t2+a0［t3-（t-1）3］+a1［（t-1）3

-（t-5）3］+a2（t-5）3，t∈［5，10］

b10（t）1++c0t+b0t2+a0［t3-（t-1）3］+a1［（t-1）3

-（t-5）3］+a2［（t-5）3-（t-10）3］+a3（t-z10）3，t∈

［10，20］t

我们仍然选取上海证券交易所7月23日的国债数据，用eviews软件，对国债的市场价格与理论价格进行最小二乘回归，得到如下数据：

通过上述结果，我们看到样条函数法构造的曲线比较平滑，而且与息票剥离法存在着相似的趋势和结构特征。

表2 国债的市场价格与理论价格最小二乘回归实证结果表

由上表可知c0-0.012898，b0 -0.008324，a00.002629，a1 -6.85e-05，a2 9.20e-05 a30.000107。将这些数据代入方程，我们用matlab作图如下：

4 结果对比分析与结论

我们将息票剥离法和样条函数法构造的收益率曲线，绘在一张图上进行对比分析。结果如下：

图中的圆点是推广的息票剥离法构造的国债收益率散点，曲线是样条函数法构造的收益率曲线，不难发现这两种方法相互间的拟合效果较好。

运用息票剥离法和样条函数法对国债市场利率期限结构进行估计各有优缺点。息票剥离法简便易行，但线性插 值出的利率期限结构曲线不够平滑，收益曲线规律性并不十分明显。而运用三次样条函数方法虽然解决了上述息票剥离法的缺陷，但该方法一般比较复杂，而且实证的结果不容易检验。所以，我们在实际问题中可以结合这两论文联盟种方法一起研究，更好地分析国债的收益率结构，进一步帮助我们进行投资决策分析。

国债利率论文篇(3)

世界上最早的国债期货是由美国的芝加哥商品交易所（CME）推出的。上海证券交易所作为中国国债期货的交易试点，在1992年底开始在我国进行了国债期货的交易。但在几年后中国国债期货市场爆发了“327事件”，中国第一个金融期货产品从此停止交易。2013年9月6日，国债期货在中国金融期货交易所挂牌重启交易。国债期货交易的重新启动，对于完善债券市场体系，满足避险要求，促进金融产品市场创新，更进一步推动我国的利率市场化，意义十分深远。

二、国债期货定价理论

国债期货合约的标的物是一个名义上的债券，在现实中这样的债券并不存在，在计算国债期货理论价格的时候需要把这些债券转换成与期货价格可比较的价格，也即债券的标准化，债券标准化后之后寻找回购利率最高的债券作为可交割债券，通过持有该可交割债券的成本来计算国债期货的理论价格。

（一）转换因子

转换因子就是一种折算比率，是将现券债券价格调整为可以与期货价格进行直接比较的价格。鉴于可交割债券的票面利率和到期日存在较大差异，所以需要转换因子（Convertible Factor）进行调整。其计算公式为：

■

其中：r表示5年期国债期货合约票面利率3%，x表示交割月到下一付息月的月份数；n表示剩余付息次数；c表示可交割国债的票面利率；f表示可交割国债每年的付息次数。

（二）最便宜可交割债券

因为转换因子的存在，使得可交割债券的价格与期货的价格有了可比性，比较之后就会发现某一些债券比较便宜，而某一些债券稍微贵一些。其中对于期货空头而言，对自己最有利的可交割债券则称之为最便宜可交割债券（CTD）。寻找最便宜可交割债券也即CTD券的方法主要有两种，分别是基差法和隐含回购利率法。

（三）最便宜可交割债券的定价

国债期货与普通期货的不同之处在于，St的选择面较广，且最后期货合约的交割价格涉及到国债现券和名义债券之间的换算。对于任何一个理性的期货空头来说，在条件允许的情形下，CTD券交割一定是最优选择，确定了持有的现货之后，就可以根据持有成本模型计算国债期货的理论价格，推导出的国债期货理论价格公式为：国债期货理论价格=[CTD券现货价格+持有现货的成本-持有CTD券的收益]/CTD券转换因子。

三、实证分析

（一）数据选取及结果

本文进行实证分析的数据是2015年3月4日至2015年5月21日的国债期货数据，合约是TF1506，共计是165个数据。根据隐含回购利率最高找出每日的最便宜可交割债券，利率取自上海同业拆借利率shibor。根据上述的理论计算方法，可以得到TF1506合约的理论价格。

从图1中可以看出两点，一是对于TF1506合约而言，其实际价格的走势与理论价格的走势高度一致，在波动的时点有相当高的一致性，说明本文的分析方法比较合理，分析结果比较准确。区别仅仅是波动的幅度有所不同，国债期货理论价格波动范围比较大，而期货的实际成交价格波动比较小。二是本文推算的国债期货理论价格总体上高于国债期货的实际交易价格。

（二）实际价格与理论价格偏差原因分析

从图中可以看出，实际的期货价格波动比较平缓，而理论上比较大。一个原因是理论价格的计算采用的是持有成本模型，在持有成本模型中没有考虑实际成交的交易成本（比如佣金），所以计算的过程中理论价格有一些偏高。同时在持有成本模型中没有考虑到卖方期权的价值，期货合约的卖方在交割的同时有选择最便宜可交割债券的权利，相当于是在期货合约的卖方嵌入了一个期权，这个期权是有价格的，在计算理论国债期货的价格时应当减去这个卖方期权的价格，本文没有估算卖方期权的价格，可能会造成理论价格的偏高。

第二个原因是国债期货的成交量不足，也即流动性不足，不能充分的反映出理论价格。因为成交量的不足，很多真实的价格信息和波动浮动都不能很好的反映出来，所以实际的成交价格仅是部分的反应出了理论的价格。

流动性不足的主要原因是我国的市场利率波动太小，从发达国家的发展进程来看，国债期货市场的迅猛发展是因为于市场利率的波动幅度加大，国债期货作为规避利率风险的金融工具便发展起来，使得国债市场获得了非常好的发展机遇。但从现阶段来看，我国的各种投资者，包括个人投资者和机构投资者对于这样的需求并不大，这与国内投资者的风险意识有关，更重要的是因为目前国内经济状况和利率水平都相对稳定，没有一种倒逼机制去让投资者关注利率风险。

综上所述，对于期货价格影响较大的因素主要在于现阶段国债期货的流动性不足，很多套利的成交无法完成，使得现在的实际交易价格并不能完全反映出理论的价格。

国债利率论文篇(4)

关键词：上市公司；债权治理；企业经营绩效

一、引言

长期来，由于受股权至上理论的影响，提及公司治理，人们往往首先想到对公司内部股东会、董事会和监事会的构建和完善，而忽视债权人在公司治理当中的作用。实际上，由于资本市场的发展，公司融资结构的变化，债权治理在制约经理层、提高公司治理效率方面正越来越起到至关重要的作用。债权治理的理论基础是利益相关者理论，认为公司治理的中心应该加以扩展，而不应仅仅限于股东。具体来讲，债权治理的必要性在于：第一，根据利益相关者理论，公司债权人不再是被动的、消极的利益相关者，债权治理可以缓解我国的内部人控制问题。我国很多上市都是国有企业改制而来，国有股一股独大，而实际在公司治理过程中国有资产管理功能未到位，使得大股东失控甚至国有股权的人和公司的内部人合谋来损害中小股东和其他利益相关者的利益。而如果让债权人参与到企业的治理中去，债权人和公司之间的软约束就会变成硬约束，对经理层形成激励机制。第二，债权人是我国公司融资结构变化的最终要求。资料表明，在我国所有企业的资产总额中，债权人的出资额远大于投资人的出资额。具体表现为产权比率的平均值均大于1，总平均值为1.74，可见在我国债权人构成了公司的主要参与者，其承担的风险与股东相比也显得有过之而无不及，所以理应参与到公司的治理当中去。

二、文献综述

国外关于债权治理效率的理论和实证研究大多是以债权融资中的问题为出发点。Williamson （1985） 从资产专用性的角度分析了股权与债权两种融资方式的治理效率，将债权和股权看做是可以相互取代的治理方式而不是融资工具，其中，债权是通过制约的方法，而股权则是通过更多的自由裁量权来发挥其作用。Masulis（1983）的实证检验表明，企业绩效与负债水平呈正相关关系，能够对企业绩效产生影响的负债水平变动范围介于0.25～0.45 之间。Aivazian（2005）检验了负债融资对公司投资支出的影响作用，支持了负债具有约束过度投资的理论。国内的理论文献主要是针对股权结构在公司治理中的作用，对债权比例与公司治理的研究较少。现有的债权治理研究侧重于资本成本、财务杠杆比例及税盾效用等。杜莹和刘立国（2002） 选取288个观测值为研究对象进行回归分析，结果表明债权的治理效应对公司绩效产生了负面影响，说明债权在公司治理中没有发挥出应有的作用，即债权治理表现出无效性。借款负债对企业经营业绩和股东财富的波动有一定的稳定作用，但是随着公司的业绩水平和市场竞争能力的变化，这种稳定作用的显著程度也不相同。马君潞、周军等（2008）选择了1998～2006年期间上市的1373家公司作为研究样本，结果表明，债权治理对管理者和股东之间的成本约束作用不明显，对控股股东与小股东之间的成本的影响则具有两面性。总体来看国外研究成果较为丰富且在实证研究这一块也做得比较多。国内对债权治理研究还比较零散、不系统，故我国学者应该对债权治理对企业经营绩效的影响做更为深入的研究。

三、研究设计

（一）、研究假设

资本结构理论认为，适当的负债可以减少股权成本。有效的债权治理有利于提高上市企业绩效，即债权的治理效应会对企业经营绩效产生正面影响。因此，本文提出假设1。

假设1： 长期负债筹资能够发挥债权的治理效应，与企业经营绩效显著正相关。

另外，从公司控制权理论来看，股本和债务都是重要的控制权基础。负债是一个能够解决公司外部股东与管理者问题的约束机制，最优的负债比例是在该负债水平上导致企业破产时控制权从经营者或股东转移给债权人。由此，本文提出假设2。

假设2： 不考虑其他因素，假设负债水平与企业经营绩效具有显著的负相关关系。

（二）、样本选择与数据来源

由于上市公司受市场环境、宏观经济等因素的影响各不相同，为了使样本具有可比性以及能较为准确地把握上市公司债权治理与公司绩效的关系，本文选择的样本为上证180成分股中的2010、2011和2012年度的有关财务数据，剔除40家金融保险类公司，剔除部分数据缺失样本，最后得到的样本公司为122家，所有财务数据均来自国泰安研究数据库和上市公司财务资讯网。所用的统计软件是STATA11版。

（三）、变量的选择

1、被解释变量。在公司绩效变量的选择上，现有文献大多采用托宾Q和净资产收益率等指标来衡量，但托宾Q指标的选择是上市公司的市场价值可以被看作是其未来现金流量现值的无偏估计，但我国股市的有效程度尚不具备采用托宾Q指标的条件。因此，本文选取三个不同的会计指标来衡量公司绩效，即总资产收益率（ROA）、营业利润率（ROP）、净资产收益率（ROE）作为公司绩效的替代变量。

2、解释变量。选取资产负债率（DAR） 和长期资本负债比率（RLI）作为债权变量。

3、控制变量。除债权外，其他因素也有可能影响公司绩效，本文选取公司规模（SIZE）和成长能力（GROWTH）为控制变量。另外，设置年度虚拟变量。由于样本中包含了各年度的数据，可能会导致样本数据的异质性，本文以2012年为基准年度设置了年度虚拟变量来控制年度对债权治理绩效影响所产生的偏差。Y2012代表2012年的年度虚拟变量，取之方法为：当观测年度属于2012年时，Y2012=1，否则Y2012=0。用总资产的自然对数来表示公司规模，用净利润增长率来表示成长能力，其中净利润增长率=（当年净利润- 上年净利润） /上年净利润（变量定义见表1）。

四、实证结果与分析

（一）、描述性统计

样本公司各变量的描述性统计见表2。

由表2可以看出：

1被解释变量总资产收益率、净资产收益率、营业利润率均值分别为7.5% 、16.55% 、15.29% ，说明样本公司近年盈利能力较强。而且标准差不大，说明波动并不剧烈。

2解释变量资产负债率的均值为53.34% ，说明样本公司的负债水平偏高； 标准差为18.7% ，说明波动范围相对较大； 长期资本负债率均值为23.31%，说明样本公司对长期负债利用不足，从侧面也反映样本公司存在股权融资偏好。

3在控制变量中，波动程度最大的是公司的成长能力，标准差达到了3015.94% ； 其次是公司规模，标准差为146.6% 。

（二）、多元线性回归结果与分析

本文建立回归模型如下：Y= β0 + β1DAR + β2RLI + β3SIZE + β4GROWTH+ β5Y2012 + ε。在此模型中，Y分别是净资产收益率、总资产收益率和主营业务利润率的替代量，β0 为截距项，βi （ i= 1，2，3，4，5）为模型的回归系数，ε为随机误差项。首先以总资产收益率为被解释变量做线性回归，回归结果见表3。

从表3可以看出，调整后的R-squared为0.2576，F值为26.33，说明该模型的拟合程度很高。总资产收益率（ ROA） 与资产负债率（ DAR ） 呈显著的负相关，DAR 的系数为- 0.1426，且在1% 的水平下显著，说明负债水平越高的上市公司其绩效越低，假设2得到验证。这可能是由于我国上市公司的资产负债率过高（平均53.34% ） ，已经超过了Masulis（ 1983）的实证研究结果范围（ 0.23～ 0.45） ，这样产生的结果是增加负债的边际收益为负，也就是说增加负债减少的股权成本已经小于债权成本的增加。而包括公司规模、长期资本负债比率以及成长能力在内几个变量的回归结果并不显著，它们的P值都较大。

从表4可以看出，当以净资产收益率（ROE）为被解释变量时，调整后的R-squared为0.08，F 值为8.02，说明该模型的拟合程度较高。净资产收益率与成长能力呈显著正相关。但是由于回归结果显示的P值较大，资产负债率、长期资本负债比率等解释变量与被解释变量的线性回归结果是不显著的。

从表5可以看出，当以营业利润率（ ROP）为被解释变量时，调整后的R-squared为0.17，F值为15.04，均显著大于临界值，说明模型中各解释变量与被解释变量的线性回归关系是显著的。资产负债率与之显著负相关，长期资本负债比率与之存在显著正相关关系，DAR的系数为- 0.419，且在1% 的水平下显著，说明负债水平越高的上市公司其绩效越低。RLI的系数为0.221，且在1% 的水平下显著，说明长期负债水平越高的上市公司其绩效越高，符合假设1。资产负债率与企业经营绩效存在显著的负相关关系，长期资本负债率与企业经营绩效存在显著的正相关关系，成长能力与公司绩效正相关，但统计上不显著，公司规模在统计上非显著负相关。

总体上讲，资产负债率与企业绩效显著负相关，长期资本负债率、成长能力与公司绩效显著正相关，公司规模与公司绩效不存在显著相关关系。由此，我们可以得出结论： 债权比例与公司绩效之间呈现显著的负相关关系，即上市公司的债权比例越高，公司绩效一般趋向于越低，这说明可能是债务的激励机制、监督机制和破产机制没有得到充分的发挥，表明债权治理效应对公司绩效产生了负面影响，债权在我国上市公司的治理中没有发挥出其应有的作用，表现出无效性。因此，应接受假设1。

五、结论与建议

（一）、结论

本文选择上证180成分股中剔除金融类和数据不全的股票后近三年的市场指标数据，利用回归方法研究了债权治理对企业经营绩效的影响，得出如下结论：通过实证研究发现，当以不同的指标表示企业绩效时，债权对企业绩效的影响方向和影响程度不同。总体上讲，资产负债率与企业绩效显著负相关，长期资本负债率与企业绩效显著正相关。说明负债中的流动负债不利于提升公司财务绩效，而利用长期负债筹资能够发挥债权的治理效应，特别是对公司的主营业务利润有明显的促进作用。基于以上结论，上市企业应适当增大长期负债比例，优化企业资本结构，充分发挥长期债权的治理效应，提高企业财务绩效。

（二）、建议

从2007年以来，我国债券融资的地位在逐步上升。为了加快资本市场的改革，国家已经开始着手大力发展债券市场，尤其是公司债市场。未来企业需要发挥好长期债权的治理效应，有以下几点建议：

一是要健全破产机制，强化债务约束。只有尽快建立完善的企业破产机制，才能使破产威胁对经营者产生预算硬约束，从而发挥债权治理效应，将剩余控制权与索取权转移给债权人，实行相机控制。

二是要强化银行监督，建立真正的债权债务关系。应发挥银行在公司治理中的监督作用，提高债权治理效率，使银行在企业债务重组的过程中实现国有银行资本结构以及资产质量的优化。

三是要进一步发展债券市场，政府减少对债券市场的行政干预，并在政策上对债券市场的发展给予支持；大力发展公司债券，鼓励企业采用债券融资。优化上市公司的债务结构。应逐渐加大公司债券的融资比例，强化上市公司债务融资约束，优化上市公司的债务期限结构，促进资本市场均衡发展。（作者单位：苏州大学商学院）

参考文献

[1]童 盼，陆正飞：《负债融资、负债来源与企业投资行为》，《 经济研究》，2005（5）。

[2]汪辉：《上市公司债务融资、公司治理与市场价值》，《经济研究》，2003（8）。

[3]徐向艺、赵青、孙娟：《中国上市公司债权对公司绩效影响的实证研究》，《经济管理》，2006（10）。

国债利率论文篇(5)

内容摘要:针对上海证券交易所的国债数据,本文采用三次多项式模型研究2009年9月16日上市的38种国债的即期利率,分析结果表明:我国国债收益率,尤其是中长期国债收益率水平偏低,多数处在2.5%~3.5%之间,这说明社会资本成本水平低,同时也蕴含着较大的利率风险,是价格扭曲的信号,也是我国债券市场不发达的反映。

关键词:国债 国债收益率 利率期限结构

随着我国国债市场的发展和国债利率市场化的改革,利率的期限结构问题成为当前亟待研究的理论课题。研究国债利率期限结构,加强收益率曲线的静态与动态分析,不仅在理论上具有重大意义与必要性,而且在实践上具有较强的操作性与迫切性。对国债收益率曲线的分析,重要的是要知道如何构造和拟合国债利率期限结构,并能分析出它的经济含义。

利率期限结构,是描述在某一时点上,在相同风险水平下,各种不同期限国债的利率(即到期年收益率)与到期期限之间的关系,或者说是理论上的零息债券利率曲线。利率期限结构是货币政策的重要指标,是金融投资和借贷的一个重要依据,是资产定价和发现套利机会的重要工具。

样本的选取

本文数据来自我国国债登记结算中心网站(省略)。所研究的国债品种均是上市交易的记账式国债,选用收盘价作为当日交易价的代表,并按照以下标准过滤了样本:剔除浮息债券;剔除距到期不足一个月的债券数据。本文采用上交所2009年9月16日的所有交易国债剩余年限与到期收益率数据,总计38个债券品种。以债券收益率为纵坐标、剩余年限为横坐标,可以得到如图1所示的国债收益率散点图。

模型介绍

附息国债的理论价格可以表示为:

实证过程与结果

实证分析的步骤如下:

第一步:根据38只国债票面利率和面值计算出t时刻的现金流入C(t)的样本值,进而计算出X0,X1,X2和X3的样本值,并取得38只国债价格P。

第二步:利用杜宾―瓦尔森(Durbin-Watson)检验法判断自变量的自相关性,利用Eviews统计软件对参数a0,a1,a2和a3进行最小二乘法估计,并求出拟合优度、方差等统计指标。

第三步:将参数a0,a1,a2和a3代入公式求出D(t)的关于t表达式,然后将D(t)代入公式R(t)=

-lnD(t)/t,进而求出即期收益率R(t)关于时间t的表达式,即拟合得到即期收益率曲线的表达式。通过Eviews统计软件对38只国债数据进行最小二乘法回归分析,得到结果如表1所示。

结果分析

由表1中的回归参数可以得到国债理论价格的计算表达式为:

P*=1.004538X0-

0.026023X1-0.000844X2

+0.0000432X3 (10)

该回归方程的拟合优度R2为0.972479,调整后的拟合优度R2为0.970051,说明自变量X0,X1,X2和X3能以97%的解释程度解释因变量P*,可见,其整体拟合非常显著有效。表3列出了运用回归方程得出的国债价格拟合值,与实际价格近乎吻合。

在样本数n=38,四个自变量,5%显著性水平下,DL=1.261,DU=1.722。该模型的Durbin-Watson检验值DW=2.427115,4-DU

通过对OLS残差e的直观检验判断误差项u中是否存在自相关,可以将残差对时间描图,如图2所示,该图描绘了表2中我国国债价格函数的残差。图2的检验结果表明:残差et在图中是随机分布的。如果将t时间的残差与滞后一期的残差值描图,也即将表2中第二列的et对第三列中et-1描图(如图3所示),则会看得更清楚,四个象限均有残差分布。这两个残差分布图均表明回归方程误差项u中不存在自相关。

虽然图形已表明在国债价格数据中不存在自相关,还可以利用一些正式的方式来补充定性的猜测。可以通过随机游程检验来定量分析国债价格数据是否存在自相关。从相关数据中可以观察得到正的残差个数N1=16,负的残差个数N2=22,游程个数k=21。从史威德―艾森哈特(Swed-Eisenhart)表格中查到5%的游程临界值为12和25,游程数正好处于两个临界值之间,这说明回归方程不存在自相关。

由回归参数得到贴现函数为:

D(t)=1.004538-0.026023t-0.000844t2

+0.0000432t3(11)

将上式代入公式R(t)=-lnD(t)/t,可以求出2009年9月16日后任意时刻的即期利率,并据以绘制国债即期收益率曲线图,并与到期利率进行比较分析,计算结果如图4所示。

图4中的光滑曲线即为拟合的我国国债即期利率曲线,另外一条则是通过连接2009年9月16日上交所的所有非浮动利率附息国债收盘时的到期收益率而成的曲线。从图形来看,即期收益率曲线与到期收益率曲线基本吻合,说明上文的分析基础是正确的。由于附息国债的票面利率差异没有导致收益率严重失真,出于简便考虑,仍可用拟合国债到期收益率曲线的方法作为近似手段,这是一种比较简便的构造国债利率期限结构的方法。但是,缺点也是显而易见的。一是构造的曲线不光滑;二是不能求出任意时刻的即期利率;三是构造的期限结构曲线精度不高。

相对而言,随着国债市场规模扩大,品种日益增多,使用即期利率曲线多元回归拟合的方法就会更加准确和科学,并且也有利于定量分析,对我国国债利率期限结构的正确分析具有重要意义。对贴现方程的连续假设保证了每个期限的即期利率连续可求,而前文是散点图;由于我国国债市场品种较少,期限与价格基本是一对一的组合,因而用散点图间接表示较为方便。

从图4可以分析得知,我国国债收益率,尤其是中长期国债收益率水平偏低,多数处在2.5%~3.5%之间。影响我国国债收益率水平偏低的因素是多方面的。首先,货币市场资金盈余,银行存款多,贷款少。而同时很多银行的市场投资渠道狭窄,为了满足资产组合的需要,一些银行大量增加对国债的持有量。这便导致了大量闲置资金涌入国债市场,推动国债收益率走低。其次,我国利率在这段时间内一直处于较低水平,而且,大多数市场投资者都认为我国将在相当长的一段时间内保持低利率环境,这便使得人们对国债收益率水平的预期也不会很高。我国中长期国债收益率偏低的问题,已经引起了人们的广泛关注。国债收益率水平低,代表社会资本成本水平低,这对发债者来说,可能算件好事,因为筹资成本降低了。但是,国债收益率水平偏低,已经蕴含着较大的利率风险,是价格扭曲的信号,是我国债券市场不发达的反映。

综上,我国国债收益率,尤其是中长期国债收益率水平偏低,多数处在2.5%~3.5%之间。国债收益率水平偏低,代表社会资本成本水平低,同时也蕴含着较大的利率风险,是价格扭曲的信号,是我国债券市场不发达的反映。

参考文献:

1.仝晓燕,程希骏.基于B样条对国债利率期限结构的实证研究[J].系统工程,2007

国债利率论文篇(6)

关键词:可转换债券;Black-Scholes模型;红利;定价

Abstract:Convertible bond are a kind of hybrid financial instruments,including corresponding call option embedded in the traditional corporate bonds. The enterprises and investors gradually focuse on the problems of pricing on convertible bonds in China financial market..This paper explores the pricing theory of convertible bonds based upon the Black-Scholes model,amending the model in order to manifest the influence of adding the dividend factors.

Key Words:convertible bonds,black-scholes model,dividend,price

中图分类号:F830.91 文献标识码:B文章编号:1674-2265(2010)03-0078-03

一、相关研究综述

可转债一方面是固定收益类证券,它具有确定的债券期限和利息率,投资人可以获得固定利息收入;另一方面,可转债的持有人有权利按照约定的条件将可转债转换为股票,通过行使转换权,投资者可以充分分享发行人业绩增长和股价增长的潜力。这种双重性质使得可转换债券在资本市场上有筹集资金和规避风险的双重功能,这种优势也使得可转换债券在资本市场中有很大的发展。我国的可转换债券市场处于起步阶段,是资本市场的重要组成,为股票市场的运行提供稳定机制。

对可转债的研究所涉及的最根本问题是对其定价的研究,由于可转债首先是一种特殊的企业债券,可转债的定价必须采用一种既能反映公司违约风险的暴露,又能描述来源于公司股票行为的上升的潜力的模型。首先考虑违约风险结构型模型。Merton(1974)是最早提出该模型的人之一,他假定只有债务到期时违约才会发生。后来的结构型模型放松了Merton(1974)模型中不切实际的假定,认为违约可以发生在债券生命期的任一时刻,并且在公司债务达到某个极限值时违约就会发生。但是,不可观测的变量和复杂的资本结构一直限制了模型的实际应用。信用风险的现代可转债理论从Ingersoll(1977)和Brennan及Schwartz(1977,1980)有关可转债的定价开始,Ingersoll利用Merton(1974),Black和Cox(1976)建立的用于风险债务估值的结构化方法的思想建立公司价值模型。他们的模型里由于公司价值是不可交换资产,因此它的参数估值很难确定,而且也没有考虑利率的变化对可转换债券的影响,即假定利率的期限结构是水平的,从这一点来说,他们的模型本质上是单因素模型。Brennan和Schwartz(1977)在单因素模型的基础上将利率的不确定性引入到定价模型中,使用Vasicek利率模型提出了双因素定价模型。考虑到可转债虚实的不同会导致信用风险的不同,Tsiveriotis和Fernadez(1998)提出了一个将可转债分解为两部分的估价模型,这两部分分别发生在债券最终成为股票的情形和债券最终成为负债的情形。他们指出由于不管票息和其他主要支付如何,可转债发行者都可以交出他们的股票,所以股票部分并没有信用风险;但是当发行者需要现金周转时,信用风险就产生了。为更确切地描述,Tsiveriotis和Fernandes将可转债两部分分别定义为带来信用风险的纯现金部分和无信用风险的股票部分。

我国的研究主要集中在以下几个方面:我国引进可转换债的现实性、可能性;可转换债券在我国发展的特殊性,因为我国开始选择非上市公司发行可转换债券,这与国际上上市公司发行可转换债券不同;可转换债券条款设计,投融资策略、投资价值分析以及相关的法律会计问题。至于对可转换债券定价的研究还很滞后。如郑小迎,陈金贤(1999)在详细考察基础变量利率和股票价格行为特征的基础上,运用无套利原理推导出可转换债券的双因素定价模型;范辛亭,方兆本(2002)把利率看作一个随机过程,发展了随机利率条件下企业可转换债券定价的离散方法。

二、 可转换债券定价模型的选择与修正

本文运用Black-Scholes模型计算可转换债券期权部分的价格,并且根据我国情况对模型加以修正,使其更符合我国可转换债券的定价。

可转换债券的价格由普通债券的价格与看涨期权的价格两方面构成。其普通债券部分的价格等于投资者持有债券期间能够获得的现金流贴现值,用公式表示是:

其中 为普通债券价格; 表示为债券每年利息;

表示为债券本金; 为债券持有年限;为贴现率;

表示为从现在起至到期日剩余年限。

Black-Scholes模型具有以下假设:(1)股票价格服从几何正态分布: ;其中、

为常数, 代表股票的收益率, 代表股票价格波动率,为维纳过程;(2)证券允许卖空;(3)不考虑税收和交易成本;(4)在期权存续期内,股票没有分红;(5)证券交易是连续的;(6)不存在无风险套利机会;(7)无风险收益率在期权存续期内是常数,及无风险利率具有水平的期限结构。

从Black-Scholes模型的假设条件我们可以看出,它是对基准资产没有收益的欧式期权定价。Black-Scholes模型是对欧式期权的定价,我国投资者可能在可转债到期之前行使可转债赋予的选择权,亦即可转债所包含的可能是美式期权。但是,由于我国股票市场中股票价格的波动性较大,对于长期投资者来说,提前行使可转债选择权放弃了股票价格有可能进一步上涨的获利机会,即放弃了买入期权的时间价值。故对我国的可转债定价可以利用Black-Scholes买入期权模型。其定价模型如下:

其中:

股票期权为,无风险利率为,期权执行价格为,股票的市场价格为 ,股票波动率为 ,可转换债券存续时间为 ,标准正态分布变量的累计概率分布函数为 。

对于我国而言,各转换债券都会发放红利,所以我国的可转换债券可以看作是发放红利的看涨期权,红利的发放将导致标的股票价格的下降,因此对模型进行调整,形式如下:

其中:

为红利收益率,经以上推导可得,可转换债券的价值。

三、可转换债券定价模型的参数估计

(一)波动率的确定

可转换债券定价模型中一个非常重要的参数是股票价格波动率,因此对可转换债券进行准确的价值分析还依赖于基础股价波动率的合理估计。定义为第i个时间间隔(例如每天,每周或每月)末的股票价格, 为第i个时间间隔后的连续复利收益相对率的自然对数: ,根据下式可以得到股价日波动率的估计值:

其中,,计算出日波动率后,可以利用以下公式计算股票的年波动率。,其中 为每年的交易天数。

(二)无风险利率的确定

无风险利率是指投资者能够按此利率进行无风险借贷的利率,由于期权定价模型是独立于投资者的风险偏好,这样就可以在风险中性的市场考虑问题,而在风险中性中的市场得出的结果应对所有风险偏好的市场都有效。所以无风险利率r是期权定价模型中一个重要的参数,这对可转换债券的定价也同样重要。有三种不同的方法确定无风险利率,一种观点是用短期国债利率作为无风险利率;第二种观点是利用利率期限结构中的远期利率估计无风险利率;第三种观点是用即期的长期国债利率作为无风险利率。本文采用第三种方法,即以长期国债利率作为无风险利率,并将其转换成连续复利率。

四、实证分析及结论

我们采用市场上三个可转债作为研究分析对象,数据选取时间截止为2009年1月5日,具体的可转债样本如表1所示。

(一)计算纯债券部分的价格

由于本文所选取的可转换债券平均为5年期的,所以我们在下面所采用的无风险利率 是与可转债到期日相近的可交易国债利率,选取2.51%作为无风险利率。根据公式计算纯债券部分理论价值如表2所示。

(二)计算期权部分的价格

利用Black-Scholes模型对期权部分的理论价格进行计算。其中,需要计算的两个参数分别是无风险利率及股票价格波动率。由于模型中用到的无风险利率为连续复利率,于是将五年期国债年利率转换为连续复利率,得到的无风险利率为: ,

对于股票价格波动率,在实证分析中取前一年的天数作为一年基本时间,取值247天,即可计算出可转债所对应的股价波动率如表3所示。

本文利用改进后的Black-Scholes模型,选取近期所发红利,得出相应的年红利率,并将其转换为连续复利率,求得期权理论价值如表4所示。

根据分析,为了求得可转债的理论价值,只需将求得的可转债债券部分的价值与期权部分的价值相加,并且与现值做比较,结果见表5。

从计算结果来看,修改后的模型更加合理,理论价值更加接近市场价值,但仍然存在差异,这说明以期权定价理论为基础的理论估值并未得到市场认同。究其原因,主要在于:

1. 这段时间内,投资者可能出于避险的要求,投资于更加安全的债券产品。而可转换债券不但能够锁定风险,而且具有巨大的盈利潜力,使得投资者对其显示出偏好,从而造成了可转换债券被过度高估。

2. 由于我国可转债市场还只是在起步阶段,各种条款所带的期权价值非常小,投资者对这一产品还缺乏理性。我国可转债市场条款设计得过于复杂,这一因素也使得不容易对可转债进行定价,从而导致市场价格对理论价格的偏离。

参考文献:

[1]Merton R,1974,On the Pricing of Corporate Debt,The Risk Structure of Interest Rates,Journal of Finance,Vol.29,No.2, pp.449-470.

[2]Ingersoll,1977,An Examination of CorporateCall Policies on Convertible Securities,Journal of Finance, Vol.32,No.2, pp.463- 478.

国债利率论文篇(7)

【关键词】电力企业 资本结构 面板数据 影响因素

电力行业是国家基础能源产业，与国民经济的发展密切相关。随着我国经济持续快速增长，电力需求相应提高，“电荒”现象经常出现。为满足日益增长的电力需求，电力行业近年来逐渐加大投资力度。随着全国对电力行业能减排的要求加大，我国电力行业也进入新的整合阶段。在当前电力行业面临大规模资产投资和重组的背景下，电力企业资金需求逐步扩大。然而，随着我国电力行业市场化逐步完善，电力企业通过传统拨款或垄断利润积累方式已经不能满足投资需求。在内部资金不足满足投资需求时，包括举债与发行新股等外部资金来源成为电力企业必要的融资渠道。不同资金来源的组合产生不同的资本结构与财务风险，并且可能造成资金成本的差异，进而影响企业的市场价值。合理的资本结构关系到企业的生存及长远发展。因此，在我国电力行业进入高成长阶段时，研究我国电力企业资本结构具有重要意义。

1.我国电力企业资本结构影响因素

影响企业资本结构的因素可以分为微观和宏观两大类。一般认为宏观因素中宏观经济水平、货币政策、资本市场对资本结构有重要影响。微观因素包括行业因素和公司因素。公司因素对资本结构的影响一直是资本结构研究的热点之一，最早研究资本结构影响因素的文献研究的就是公司特质对资本结构的影响[1]。本文结合电力行业特点主要研究公司因素对我国电力行业上市公司资本结构的影响。

1.1企业规模

现有理论认为企业规模大小对资本结构的影响是不确定的。权衡理论认为，规模越大的公司倾向于多元化战略，与小规模公司相比具有较稳定的现金流、较强的抗风险能力，有可能承受较高的负债水平。因此，可以从理论上预测公司规模应与公司的资产负债率正相关。但Rajan和Zingales（1995）[2]从信息披露角度得出了相反的结论，因企业的规模和信息不对称程度的反向关系，即规模越大信息不对称程度越低，或者说大公司比小公司公开披露的信息更多，股东权益在市场上能有较为准确的定价，因此规模大的公司应倾向于股权融资。在我国目前的贷款制度条件下，银行倾向于贷款给规模较大的公司。国内学者的研究结论大致相同，即上市公司规模与其资产负债率正相关。

1.2 盈利能力

盈利能力对于资本结构存在两方面的影响。Myers和Majluf（1984）[3]的优序融资理论认为，从信息不对称与理性预期来看，内源融资由于其成本最低而成为公司的首选方式。因此盈利能力较强的企业的负债比率较低。而静态权衡模型则认为，考虑到成本、破产成本和税收因素等，盈利能力较高的企业往往倾向于采用较高的负债率，企业盈利能力与负债率正相关。在现有的实证研究中，大多数结论支持“优序融资理论”的观点，但结合我国实际，我国资本市场尚不成熟，部分上市公司存在“重股轻债”的异常融资优序现象。

1.3 成长性

优序融资理论认为，高成长性公司面临着发展资金不足的问题，内部保留盈余难以满足公司快速成长所需的巨大资金需求，往往选择次优的负债融资。而根据权衡理论，高成长性的企业在高速成长同时具有较大的经营风险和破产概率，因此成长性强的企业应选择低杠杆率，即成长性与负债率负相关。电力行业具有显著的规模经济性，属于典型的资金密集型行业，电力企业建设项目具有投资规模大，投资回收期长的特点，企业通常选择长期资本融资。我国学者实证研究表明，我国电力行业上市公司资产负债率呈逐年上升趋势，表现出具有强烈的负债融资偏好[4]。

1.4 资产有形性

电力企业的资金需求很大，动辄上百亿资金，债权人面临的风险极大，因此有形资本的担保就显得尤为必要。根据成本理论，股东和债权人的利益冲突，致使债权人面临着道德风险和逆向选择问题，而有形资产的担保能在一定程度上降低债务信用风险，因此，资产有形性高的企业更容易取得银行贷款。优序融资理论也认为担保债务可以缓解企业管理者与外部股东、债权人之间的信息非对称程度，具有贷款优势。基于此，可以预测资产有形性与资产负债率正相关。

1.5非负债税盾

Deangelo和Masulis（1980）[5]提出了公司税、个人税和非负债税盾相联系的公司税盾作用下的公司最佳资本结构模型。在这一研究中，他们发现折旧和投资的税收减免是企业负债税盾的替代物，这些公司较少需要负债带来的抵税作用，因此对于有较大的非负债税盾的企业而言，其资本结构中负债水平较低。电力企业属于固定资产投资较多的企业，因此除负债具有抵税作用外，无形资产的摊销、电力设备等固定资产的折旧具有较大的“非负债税盾”价值。非负债税盾作为负债的一种替代形式的杠杆，且不会产生到期不能偿付的风险。因此可以认为，拥有大量非负债税盾的电力企业会更少利用债务，即非负债税盾与资产负债率负相关。

1.6资产流动性

在我国电力企业的资产构成中流动性资产占有相当大的比重。理论上资产流动性对资本结构的影响是双向的。一方面，流动性高的公司短期偿债能力较强，财务风险较低，容易取得贷款，因此流动性与长期负债率呈正相关关系。另一方面，企业流动性资产较多，资金周转速度快，企业就可以用部分流动资产作为长期投资资金来源，从而减少了债务融资需求，因此流动性与资产负债率呈现出负相关关系。

1.7产生内部资源能力

平衡理论认为产生内部资源能力强的公司选择更高的债务水平以获取更多的债务税盾，因此产生内部资源能力与资本结构正相关。同时若企业拥有较大的自由现金流以及较少的债务，管理层就可以将自由现金流视为“缓冲器”以应付可能发生的损失，这使得企业会缺乏约束机制以保证项目经营的有效性。因此，出于对管理层监督和约束的目的，拥有大量自由现金流的企业应具有较高的债务水平。而根据优序融资理论，由于信息不对称现象的存在，公司更偏好内源融资，只有当内部盈余被耗尽时，公司才发行债务，最后是发行股票。从融资优序理论考虑，产生内部资源能力与公司资本结构负相关[6]。

2.我国电力企业资本结构影响因素的实证分析

2.1数据来源及样本选取

根据中国证监会的上市公司行业分类指引，目前沪、深两市A股电力上市公司共有61家，为了保证数据的完整性，剔除了2005年以后上市的公司，最终筛选出59家电力行业上市公司。以这些样本公司2005-2010年的财务数据为基础，利用Eviews5.0软件进行数据分析。数据来源：锐思金融研究数据库（）。

2.2相关变量的界定

本文借鉴国内外学者在资本结构影响因素的实证研究中对相关变量的界定，结合电力企业的特点，对上述影响因素的变量进行定义，具体见表1。

3. 相关变量的描述性统计

表2是对我国电力企业资本结构影响因素的变量的描述性统计结果。表3和图1分别以表和图的形式来反映各相关变量平均值的变化趋势。

从表2可以看出：（1）除变量成长性和资产流动性外，其他变量的中位值和平均值相当接近，表明变量是符合统计分析的，分布比较对称。（2）成长性和资产流动性的标准差较大，说明各企业成长性和资产流动性差别较大。从表3和图1可以看出：（1）从公司规模来看，我国电力上市公司的规模处于不断扩大中，但增长速度较缓慢。（2）从成长性波动幅度较大来看，电力企业可能由于受到国家政策变影响，波动性较大，2010年下降幅度较大。这一趋势说明国家限制电力投资过热的政策对电力企业影响比较显著。（3）盈利能力在整个研究年限内波动较小，这说明电力企业盈利能力较为稳定。（4）非负债税盾处于下降状态，说明我国电力企业的资产更新速度放缓。（5）资产流动比率均小于1，说明电力企业资产流动性小于生产企业合理的最低流动比率，短期偿债能力较低，所以企业一般选择长期负债。（6）产生内部资源能力在研究期内较为稳定，说明我国电力企业的自由现金流量状况比较稳定。（7）资产负债率，处于上升状态，说明电力企业在逐步提高财务杠杠，更多的以负债满足增长的资金需求。

4. 实证结果与分析

根据描述性分析结果可知资产负债率随时间有所变动，因此本文选择基于面板数据的固定影响变截距模型，以截距的不同来反映时间的影响，模型如下：

式（1）中，βt包含了各年间的资产负债率水平差异，μit为随机扰动项，包含了其他难以量化的不确定影响因素及模型设定误差的影响，假设其均值为0，方差为σ2，并假定μit和Xit不相关。

利用Eviews5.0软件进行数据分析可得估计结果如表4，模型的检验结果如表5。

由表4和表5的实证结果可以得出以下结论：

（1）该模型有较强的解释力。回归系数显著不为0，调整后的R2为0.9534，表明模型的拟合优度极高，表明模型通过整体的显著性检验。由于模型的解释变量包含了因变量的滞后项，因此D.W.检验不再有效。结合表4，除变量X7外，其他解释变量的t统计量对应的伴随概率值均小于0.05，说明对应解释变量的系数通过了显著性检验。

（2）资产负债率有逐年提高的趋势。由于表4中时点的固定影响系数表示各年份回归模型截距对平均截距（即第1行系数估计值14.4353）的偏离，从表4中的结果可以看出，我国电力企业资产负债率有逐年提高的趋势，这一结果符合电力企业发展特点，从国际上电力企业的资产负债率来看，在经济高速发展时期企业的资产负债率较高。如日本在1975-1990年间九大电力公司资产负债率一直高达82%以上。我国近年来经济迅猛发展，电力行业负债水平截止2010年底，平均资产负债率为62.95%，较2005年提高了9.03%，与发达国家电力企业负债水平相比，仍有一定负债空间。

（3）公司规模与资产负债率呈强烈的正相关关系（系数为2.25），这符合基于权衡理论的预测，说明我国电力企业资产规模可视为衡量企业破产的反变量，同时也说明，在我国电力企业向银行申请贷款时，规模大的企业具有优势。

（4）盈利能力与资产负债率显著负相关。这一结果与基于优序理论的预测结果一致，但与基于平衡理论的预测结果相反。这表明我国电力企业在盈利状况很好时更倾向于通过保留盈余的内部融资来筹措资金。这也说明我国电力行业有进一步扩大负债水平的空间，以达到充分利用债务税盾效益的目的。

（5）成长性与资产负债率显著正相关。这一结果符合基于优序融资理论和理论的预测结果。这表明我国电力企业在进行电站扩容时，公司的留存收益不能够满足成长所需资金，需要借助负债等来满足其资金需求，结合我国电力行业“上大压小”政策可以推测，我国电力企业近年来关停能耗高、污染重的小火电机组，加大高效、清洁机组的建设，国家发电装机总容量处于大幅上升状态。

（6）资产有形性与资本产负债率显著正相关。这符合基于理论和权衡理论的预测结果。这表明我国电力企业的有形资产作为负债的抵押资产可以有效降低债权人与企业之间的信息不对称性，企业能够降低负债成本，获得更多的负债融资。

（7）非负债税盾与资产负债率显著负相关。这说明我国电力企业非债务税盾效益较大，对债务进行了有效的替代。对于电力设备等固定资产折旧较多的电力企业，拥有的非负债税盾较大，这样的企业减少了负债融资。

（8）资产流动性与资产负债率显著负相关。我国电力企业普遍具有较低但相对稳定的流动比率，资金周转快，一部分流动资金可作为长期投资的资金来源，从而相对减少了对外源融资的需求。从资产流动性的系数较低可以说明，我国电力企业负债融资时多选择长期负债的债务期限结构。

（9）企业产生内部资源的能力与资产负债率不存在显著的负相关关系。这不符合基于优序融资理论的预测，这表明企业产生的自由现金流量不能满足企业的融资需求，企业需要大量融资时更偏好负债融资。

5.结论

本文通过对我国电力企业资本结构影响因素中的公司因素的实证分析，发现公司规模、成长性、资产有形性与公司的资产负债率显著正相关，盈利能力、非负债税盾和资产流动性与资产负债率显著负相关。对于盈利能力与公司资本结构的关系，本文的结果与陈红年教授[7]、柳瑞禹教授[8]的结果相同，但与贾利军博士[4]等的结果完全相反。差异可能是变量的选择、样本公司与样本量以及研究期间的差异造成的。对于企业产生内部资源的能力与资本结构的关系，本文的结果与柳瑞禹教授的结论不一致，产生的差异可能与样本公司与样本量的选择不同有关。

本文的研究结果表明企业规模和资产有形性对资产负债率具有较大正影响，因此企业要提高资产负债率，加强对存货和固定资产等可抵押资产的管理以及充分利用规模效益，以实现公司价值最大化。盈利能力和非负债税盾对资产负债率具有较大负影响，这表明盈利能力较低的企业难以获得股权融资，只能通过负债融资解决资产需求；拥有非负债税盾较小，即资产更新速度较慢的公司可通过扩大负债融资来获得负债的税盾效益。

参考文献：

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