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（一）文獻回顧和研究假設(shè)   為何那些擁有長期投資項目的企業(yè)通常會選擇一項短期債務(wù)與其匹配？信息不對稱理論中的核心理論———Flannery模型和Diamond模型均認為信息不對稱所導(dǎo)致的風(fēng)險存在是重要原因之一。但兩個模型的研究方式有所差異，因此也產(chǎn)生了不同的經(jīng)驗預(yù)期。1．Flannery模型。Flannery（1986）構(gòu)建了一個兩時期不完全信息動態(tài)博弈模型，對兩類公司（一類為低風(fēng)險，另一類為高風(fēng)險）進行了觀察。2．Diamond模型。Diamond（1991）模型假設(shè)公司質(zhì)量難以直接觀察，同時并不是所有的投資項目凈現(xiàn)值都為正；債權(quán)人難以判斷投資項目的凈現(xiàn)值，但能夠根據(jù)其他可觀察信息判斷公司最初的風(fēng)險等級；由于部分投資項目凈現(xiàn)值為負，債權(quán)人可能會拒絕在1時期后對短期債務(wù)展期，這時選擇短期債務(wù)的公司會面臨清算風(fēng)險。3．經(jīng)驗研究回顧①。Ortiz-Molina和Penas（2004）使用小企業(yè)數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn)低風(fēng)險公司債務(wù)期限長于高風(fēng)險公司的債務(wù)期限，一定程度上驗證了Diamond模型，但未能驗證Flannery模型。Guedes和Opler（1996）發(fā)現(xiàn)投資級別的公司趨向于要么發(fā)行更短的，要么發(fā)行更長的債務(wù)，而非投資級的公司則發(fā)行中等期限的債務(wù)，這與Diamond模型產(chǎn)生了沖突。   國內(nèi)，肖作平和李孔（2004）發(fā)現(xiàn)，中國上市公司的短期債務(wù)比重偏高，不能通過選擇債務(wù)期限結(jié)構(gòu)來降低伴隨自由現(xiàn)金流量的成本；信息不對稱與債務(wù)期限呈負相關(guān)，但不顯著；肖作平（2005）進一步研究發(fā)現(xiàn)，公司質(zhì)量的好壞、信息不對稱程度以及盈余波動性對債務(wù)期限結(jié)構(gòu)的選擇沒有顯著影響。   （二）研究設(shè)計   1．樣本選擇。研究樣本主要來源于1997~2005年滬市A股上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)。1997年后，國家開始對債券市場進行嚴格管制，本研究將這一年作為樣本數(shù)據(jù)的時間起點。本研究剔除了樣本公司中只發(fā)行B股和H股以及金融類公司，樣本公司的長期債務(wù)數(shù)據(jù)必須大于零，最終得到3060個樣本。財務(wù)數(shù)據(jù)和市場數(shù)據(jù)均來自CCER中國證券市場數(shù)據(jù)庫。   2．研究模型和變量設(shè)計。以下面的回歸模型為基礎(chǔ)驗證理論模型：ln（1+DM）=α+β1×AI+γ2×RISK2+γ3×RISK3+γ4×RISK4+δ2×AI×RISK2+δ3×AI×RISK3+δ4×AI×RISK4+SIZE+ε（1）被解釋變量是1+DM的自然對數(shù)，DM為長期銀行借款占債務(wù)總額的比例，其中長期銀行借款為新發(fā)行債券，未直接對DM取對數(shù)是為了避免方程左端小于零；變量AI用來度量信息不對稱的程度，公司成長性②較好地代表了公司管理層的信息優(yōu)勢，高成長潛力的公司由于其面臨的投資機會多和未來收益的不確定性大，管理層的信息優(yōu)勢明顯，這時信息不對稱程度就大，當公司成長性值大于樣本均值時，說明該公司信息不對稱程度較高，AI取“0”，否則取“1”。從RISK1到RISK4表示公司長期銀行借款的風(fēng)險等級從最安全（RISK1）到最危機（RISK4）的虛擬變量，公司信用風(fēng)險評級為AAA時，RISK1取“1”，評級為AA或A時，RISK2取“1”，評級為BBB時RISK3取“1”，評級為BB或B時，RISK4取“1”。風(fēng)險等級的劃分標準采用吳世農(nóng)和盧賢義（2001）上市公司財務(wù)困境的Fish-er二類線性判定模型所測算的Z分值③；將RISK1視為基礎(chǔ)風(fēng)險類別。選取公司規(guī)模（SIZE）為控制變量，以驗證其他因素對債務(wù)期限的影響；ε為殘差項。   3．研究假設(shè)。實證檢驗分為兩部分，在測試1中將驗證在AI=0的情況下，RISK1、RISK2、RISK3和RISK4與債務(wù)期限的關(guān)系，因為信息不對稱較為嚴重時，債務(wù)期限結(jié)構(gòu)與風(fēng)險等級的關(guān)系體現(xiàn)的更為明顯。檢驗低風(fēng)險的RISK1與中等風(fēng)險的RISK2、RISK3對債務(wù)期限影響的差別時，為了驗證中等風(fēng)險等級債務(wù)期限建立零假設(shè)H0：γ2=0，H0：γ3=0；類似的，為便于比較高風(fēng)險RISK4與中等風(fēng)險的RISK2、RISK3對債務(wù)期限影響的差別，對高風(fēng)險的RISK4建立零假設(shè)H0：γ4-γ2=0，H0：γ4-γ3=0。Flannery與Diamond均預(yù)測低風(fēng)險公司的債務(wù)期限通常會比中等風(fēng)險公司的短，因此建立選擇性假設(shè)：HF，D：γ2>0④，HF，D：γ3>0。Flannery模型同時預(yù)計高風(fēng)險公司債務(wù)期限要比中等風(fēng)險公司的長，建立假設(shè)HF：γ4-γ2>0，HF：γ4-γ3>0；相反，Diamond模型預(yù)計相比高風(fēng)險公司，中等風(fēng)險公司將選擇較長的債務(wù)期限，建立假設(shè)HD：γ4-γ2<0，HD：γ4-γ3<0。綜上得出測試1的各項假設(shè)，如式（2）：H0：γ2=0對應(yīng)HF，D：γ2>0H0：γ3=0對應(yīng)HF，D：γ3>0H0：γ4-γ2=0對應(yīng)HF：γ4-γ2>0或HD：γ4-γ2<0H0：γ4-γ3=0對應(yīng)HF：γ4-γ3>0或HD：γ4-γ3<0在測試2中，將驗證隨著信息不對稱程度的降低，每一風(fēng)險等級的公司在兩種狀態(tài)下債務(wù)期限的差異。對于RISK1建立假設(shè)H0：β1=0。類似的，對RISK2有H0：β1+δ2=0，對RISK3有H0：β1+δ3=0，對RISK4有H0：β1+δ4=0⑤。同時，中等風(fēng)險公司債務(wù)期限的變化與低風(fēng)險公司方向相同，因此建立假設(shè)H0：δ2=0，H0：δ3=0。Flannery和Diamond預(yù)期在這一過程中的低風(fēng)險公司債務(wù)期限將有較大幅度的延長，因此建立假設(shè)HF，D：β1>0。對于中等風(fēng)險公司，F(xiàn)lannery理論模型預(yù)期其債務(wù)期限同樣會隨著信息不對稱程度的降低而增加，但這種增長幅度比低風(fēng)險公司的小，因而建立假設(shè)HF：β1+δ2>0，且δ2<0；HF：β1+δ3>0，且δ3<0。   綜上，得出測試2的各項假設(shè)，如式（3）：H0：β1=0對應(yīng)HF，D：β1>0；H0：β1+δ2=0并且δ2=0對應(yīng)HF：β1+δ2>0且δ2<0H0：β1+δ3=0并且δ3=0對應(yīng)HF：β1+δ3>0且δ3<0H0：β1+δ4=0   （三）實證分析  #p#分頁標題#e# 采用逐步回歸的方法將所有變量放入模型中，變量RISK3和AI×RISK4先后從模型中被剔除⑥，最終模型包含AI、RISK2、RISK4、AI×RISK2、AI×RISK3、SIZE等6個變量，模型調(diào)整的R2值為0.96，被解釋變量得到了較好的解釋，結(jié)果如表1所示。總體上，債務(wù)期限與信息不對稱程度呈負相關(guān)，信息不對稱嚴重時，公司更可能發(fā)行短期債務(wù)；公司規(guī)模與債務(wù)期限呈正相關(guān)關(guān)系。為檢驗測試1，對4個風(fēng)險等級下的債務(wù)期限進行了配對樣本均值的T檢驗，結(jié)果如表2所示。在AI=0情況下，RISK1、RISK2、RISK3、RISK4對應(yīng)的DM平均值分別為0.01、0.11、0.18和0.03，可以看出，中等風(fēng)險公司更多的選擇長期債務(wù)。4類風(fēng)險等級間的DM差異通過T檢驗的顯著性水平均在1%，T檢驗效果良好。檢驗結(jié)果顯示RISK1的DM值明顯小于RISK2和RISK3的DM值，因此能夠拒絕假設(shè)HF，D：γ2>0，這樣同時也就拒絕了H0：γ2=0，說明與Flannery模型預(yù)測結(jié)論一致。由于RISK3的回歸結(jié)果很不顯著，因而無法拒絕假設(shè)H0：γ3=0及對應(yīng)的HF，D：γ3>0。與中等風(fēng)險公司的RISK2和RISK3相比，高風(fēng)險公司的DM值呈現(xiàn)明顯的下降趨勢，說明高風(fēng)險公司與中等風(fēng)險公司在債務(wù)期限的選擇上存在顯著的差別，他們更愿意在高信息不對稱環(huán)境下發(fā)行短期債務(wù)，較好的解釋了Diamond模型，拒絕原假設(shè)H0：γ4-γ2=0，接受假設(shè)HD：γ4-γ2<0；拒絕原假設(shè)H0：γ4-γ3=0，接受假設(shè)HD：γ4-γ3<0。為檢驗測試2，對信息不對稱降低過程中的債務(wù)期限進行了配對樣本均值的T檢驗，如表3所示。AI取值從“0”到“1”的過程中，中低風(fēng)險公司債務(wù)期限均有所下降，這一結(jié)果與Flannery模型和Diamond模型相沖突；由于信息不對稱的降低對中低風(fēng)險等級公司債務(wù)期限有顯著性影響（盡管這種影響與理論預(yù)期有所偏差），T檢驗的顯著性水平保持在1%左右，因此拒絕假設(shè)H0：β1=0、H0：β1+δ2=0且δ2=0、H0：β1+δ3=0且δ3=0和H0：β1+δ4=0。對于RISK1類公司，因結(jié)果與預(yù)期方向相反，因此拒絕假設(shè)HF，D：β1>0；從表1的回歸結(jié)果可以看到，對于RISK2類公司，δ2系數(shù)為正，而β1系數(shù)為負，因此拒絕假設(shè)HF：β1+δ2>0且δ2<0；RISK3的回歸結(jié)果很不顯著，因此同樣不能接受假設(shè)HF：β1+δ3>0且δ3<0。高風(fēng)險公司（RISK4）債務(wù)期限則在信息不對稱降低過程中呈現(xiàn)出上升趨勢，T檢驗的顯著性水平為10%，符合Flannery模型和Diamond模型的預(yù)期。   （四）結(jié)論   研究發(fā)現(xiàn)：第一，信息不對稱對債務(wù)期限有重要影響，呈負相關(guān)關(guān)系；第二，在較高的信息不對稱狀態(tài)下，回歸結(jié)果驗證了Flannery模型關(guān)于中低風(fēng)險公司的情況，即債務(wù)期限隨風(fēng)險等級單調(diào)遞增；第三，在較高的信息不對稱狀態(tài)下，支持Diamond模型關(guān)于高風(fēng)險公司的情況，即高風(fēng)險和低風(fēng)險公司發(fā)行短期債務(wù)，中等風(fēng)險公司選擇長期債務(wù)；第四，信息不對稱程度下降后，我國中低風(fēng)險上市公司的債務(wù)期限反而變得更短，這一現(xiàn)象與Flan-nery模型和Diamond模型預(yù)期均有沖突，只有高風(fēng)險公司債務(wù)期限有所增長，符合理論預(yù)期。