多元回归技术在财务金融中的应用(ppt 41)

来自目录•引言•理论分析•研究设计•多元回归分析一般原理•虚拟变量的应用•多重共线性的处理•模型的应用及其分析来自引言本次讲座主要介绍多元回归技术在财务金融中的应用，以下面的一篇论文为例进行说明。市场化程度、政府干预与企业债务期限结构——来自我国上市公司的经验证据孙铮、刘凤委、李增泉上海财经大学会计学院来源：《经济研究》2005年第5期来自引言债务融资是企业重要的财务决策行为，债务期限则是债务契约的重要内容．它规范着债权人与债务人的权利与义务。债务期限越长．未来的不确定性越高．风险越大．债权人在提供贷款时就会更注重外部的履约机制（Myers．1977)。由Coase(1937，1960)、Alchian(1965)、Demsetz(1967)、Cheung(1969．1983)、Williamson(1985)、North(1981，1990)等发展起来的产权经济学一直强调制度对契约结构的决定性影响,并重视契约结构相对于交易成本的内生性。在我国对债权人法律保护普遍不足以及公有产权和国有银行共存的前提下，地区市场化程度的差异如何影响债务契约的履行成本，进而影响企业的债务期限结构，是本文的研究主题。研究目标：研究制度对企业债务期限结构的影响，并探究其原因。数据：我国上市公司1999～2003年的经验数据为样本来自理论分析传统上,财务学领域中对企业资本结构以及债务期限的研究主要从企业特征出发，强调企业应选择与发展战略一致或保证自身价值最大化的债务契约。制度环境对企业债务期限的影响直到最近才受到部分学者的关注。虽然银行的产权性质、企业的“政治关系”等众多与产权相关的制度安排对银行的借贷行为具有重要影响，但是可能受限于相关数据高昂的搜集成本．这些跨国性比较文献主要关注司法体系的影响．截至目前尚未有文献来考察产权体系这种根本的制度安排如何影响企业的债务期限。我国20世纪70年代后期进行的分权化改革所导致的地区间市场化程度的差异，为我们研究与产权特征相关的政府行为如何影响公司的债务期限提供了难得的机会。来自理论分析--制度与企业行为企业是国民经济的细胞，分析企业行为规律是理解经济制度运行的先决条件。一般认为，决定和制约企业行为的因素包括：企业内部因素，如企业动力、利益、目标、决策等；企业外部因素，即制度环境，如经营环境、市场条件、供求状况、政策、法律制度等。制度是一系列用来建立生产、交换与分配基础的基本的政治、社会和法律基础规则，它构成了人类政治交易行为或经济交易行为的激励机制，不同的制度安排将导致不同的市场交易成本。（NorthandThomas,1973）制度与企业行为由于交易成本而发生关联。制度对企业行为具有引导作用，而这种作用在转轨国家更易被观测。来自理论分析--制度与债务期限结构债务期限之所以重要，在于债权人与债务人之间的利益冲突对不同期限的债务履约成本具有不同的影响：贷款期限越长，债权人对债务人违约行为的观测成本越大，从而债务人违约的可能性越大，因此，较长期的债务契约对外部履约机制的依赖性更强。综合文献研究，可以发现制度对债务期限的影响主要体现在以下方面：首先，债务契约的签订、执行受到法律保护程度的重要影响。其次，税收因素同样可能影响企业债务契约。最后，通货膨胀也是影响债务契约顺利签订的重要因素。来自理论分析--制度与债务期限结构目前研究主要是国际间的比较。然而，进行国家间的比较研究存在的一个重大缺陷就是，不容易控制非正式制度因素的影响。制度分为正式制度(法律、政府政策法规等)和非正式制度(诸如风俗习惯、声誉机制、道德水平、文化等)两种．两者都对保证契约的履行起到重要作用。在某些情况下．非正式制度比正式制度还更为重要，且正式制度的缺陷至少还可以部分地通过非正式制度的运行得到弥补(林毅夫，1994)。因此针对具有相同社会规范、风俗习惯、道德水准等非正式制度，正处于制度变迁、地区经济发展不平衡的同一国家的内部研究就显得很有必要。与国际间比较研究不同的是，本文更多地关注在投资者法律保护体系整体不健全的情况下，政府行为对企业融资决策的影响。来自理论分析--制度背景与研究假设产权经济学强调公共治理和公司治理对契约结构的替代性影响。其中，声誉机制是一种重要的私人履约机制。当司法体系无法保证债务契约得到有效地履行时．借款人的声誉会对债务契约的结构产生重要影响。本文认为，在银行和企业产权公有的制度环境下，“政治关系”是一种重要的声誉机制。这是因为．由于与政府的关系更为密切，具有政治关系的企业更容易受到政府的干预。尽管这种干预有时会受到社会目标或官员自身利益的影响而违背公司利润最大化的企业经营目标(shleifer和Vishnv，1994)，但企业陷入困境的时候也更容易得到政府的救济。在公有产权的制度背景下，政府参与企业经营或银行借贷的行为对企业债务期限的影响至少体现在以下两个方面：其一，通过财政补贴降低企业违约的可能，从而企业更容易从银行取得长期借款；其二，直接通过对银行借贷决策的影响．帮助企业获得贷款，并且，为了降低官员轮换对贷款成本的影响，这种贷款更多的是长期贷款(Fan等，2004)。来自年开始了从计划经济向市场经济转轨的过程。截至目前，中国的市场化进程已经取得了举世公认的成功。但是，这个进程却很不平衡．这无论是在行政区域，还是在产业部门的层面上都表现得非常明显。例如，中国经济改革研究基金会国民经济研究所自2000年开始，就一直致力于对中国不同区域的市场化进程进行调查研究，并发布了三个关于中国市场化进程的研究报告——《中国市场化指数》(樊纲和王小鲁，2001，2003，2004)。该研究报告从政府与市场的关系、非国有经济的发展、产品市场的发育、要素市场的发育、市场中介组织发育和法律制度环境等五个方面对中国各个省级行政区域的市场化程度进行比较分析，指出由于资源禀赋、地理位置以及国家政策的不同，各地区的市场化程度存在较大的差异。在某些省份，特别是沿海省份，市场化已经取得了决定性进展；而在另外一些省份，经济中非市场因素还占有非常重要的地位。来自理论分析--制度背景与研究假设值得注意的是，尽管我国各地的市场化程度存在较大差异，但各个地区在总体上仍具有一些基本相同的制度环境。例如，不同的地区具有统一的国家法律制度和司法体系，企业和银行的公有产权制度也大致相同。由于我国现阶段的司法体系尚不完善，政治关系作为一种重要的声誉机制，无疑会对企业的债务期限结构产生重要影响。但是，市场化程度的不同，意味着不同地区的政治关系对企业债务期限结构的影响程度会有所不同：在市场化程度较高的地区，由于率先实行了政企分开等市场化政策，政府参与企业经营和银行借贷的程度要低于市场化程度较低的地区，从而这些地区的政治关系对企业履约成本的影响也会较低。根据以上分析，本文提出如下假设：企业所在地区的市场化程度越高，企业长期借款占总借款的比重越低；反之亦然。来自研究设计(一)样本选择与数据描述本文选取了1999年至2003年这5年间所有在上海证交所和深圳证交所进行交易的A股公司，剔除金融行业的上市公司，1999、2000、2001、2002和2003年分别有752、860、884、952、985家上市公司(共计4433个观测值)。本文所用到的数据全部取自香港理工大学与深圳国泰安信息技术有限公司联合开发的CSMAR数据库查询系统。我们用《中国市场化指数——各地区市场化相对进程报告》(樊纲、王小鲁．2001)提供的各省(自治区、直辖市)市场化指数来衡量企业所面临的外部制度环境的差异；用长期借款占总借款(长期借款与短期借款之和)的比重来代表债务期限结构。来自是我国各地区上市公司长期借款占总借款比重均值的排位比较，通过观察该图我们发现，除个别省份异常外．各省份的长期借款比重表现出的一个大体趋势是：市场化程度越高的地区上市公司的长期借款比重越低(江苏、上海、北京、福建以及浙江排在前五位，内蒙古、贵州、湖北、山西和海南排在后五位)。该现象与我们的预期相符。来自研究设计(二)模型与变量设计根据现有文献的研究结论(Barclayandsmith,1995)．我们把影响企业债务期限结构的因素分为内部因素和外部因素，内部因素是反映企业自身特征的变量，包括公司规模、资产负债率、盈利水平、清算比率以及公司成长性；外部因素主要指地区市场化程度。显然是个多因素问题，可采用多元回归方法。基本模型为:来自多元回归分析原理uuuxxxxxxxxxyyynknkkknnnNBXYNXBY21210212221212111211111一般形式来自关于多元线性回归模型有如下假定：假定1：回归模型对参数是线性的假定2：在重复抽样中X的值是固定的（非随机）假定3：干扰项的均值为零。即，E(ui|Xi)=0假定4：同方差性或ui的方差相等。即Var(ui|Xi)=E[ui-E(ui)|Xi]2=E(ui2|Xi]2=2假定5：各个干扰项无自相关。假定6：ui和Xi的协方差为零。假定7：观测次数必须大于待估计的参数个数。假定8：解释变量X的值要有变异性。即一个样本中，Xi不能完全相同。假定9：模型没有设定误差。假定10：没有完全的多重共线性，即解释变量之间没有完全的线性关系。基本假定来自根据残差的平方和最小化的原理，解出参数的估计量。2参数估计及性质最小。具有估计量、最小方差性、无偏性）（、线性)ˆ(ˆ3]ˆ[2]''[ˆ11ββββYXXXβVarOLSEYXXXβ''ˆ1）（参数估计量的性质:来自：由R2的计算式可看出，R2随解释变量的增加而可能提高,为此引入adj.R2knnRR1)1(122222''ˆYnYnTSSESSRYY'yXβ判定系数：(1)R2检验来自(2)显著性检验a单参数的显著性检验—t检验：0:0:10iiHH备择假设原假设如果接受H0，则变量Xi对因变量没有影响，而接受H1，则说明变量Xi对因变量有显著影响。)(~)ˆ(ˆˆ))'(,(~ˆ),0(~122kntSetNNiii，则统计量代替以，因此根据假定，XXIu检验的显著性，即在一定显著水平下，是否显著不为0。iˆiˆ3各种检验来自检验步骤：0,,0,)()(4)(3)ˆ(ˆ205.0)1(100222不显著异于参数接受则拒绝显著异于参数则接受，，若）判断：（。分布表，找出）查（）计算统计量：（。，如选择显著水平iiiiHHHknttknttknttSetb回归方程的显著性检验