Leverage Measure Firm Size Profitab

Leverage Measure Firm Size Profitability Asset Tangibility Asset Maturity
Industry Concentration Industry Leverage State Ownership
Foreign Ownership Marketization
For firm i in year t, Leverage Measure can be total leverage ratio (LEV), short-term debt ratio (STD), or the likelihood of having
long-term debt (LTD dummy).
Our basic empirical model in Eq. (1) is a panel data regression. We expect that firms within a province are more likely to
have similar characteristics and thus are more likely to be correlated with each other. This intra-province correlation has to
be taken into account in parameter estimation. We adopt robust standard errors adjusted for clustering at the provincial level.
Robust standard errors turn out to be much larger than conventional estimates which assume independence across firmyear
observations and standard errors only assuming autocorrelation within the same firm, so our significance tests are not
inflated by the large number of firm-year observations in our sample. Year dummies are included in all specifications to capture
temporal effects.
4.1. Full sample results
The first column of Table 2 presents regression results using the full sample and model specification as given in Eq. (1).
Panel A presents the results when the dependent variable is the leverage ratio. We find that firm size and asset maturity are
positively associated with leverage, whereas profitability and asset tangibility are negatively associated with leverage. Firms
in more concentrated industries are associated with lower leverage, contrary to the prediction from Brander and Lewis
(1986), but consistent with predictions from the Bertrand (price) competition model of Showalter (1995) where demand
is uncertain, a better approximation of market conditions in China. There is a strong industry effect in leverage: firms in
industries with a high industry median leverage are associated with high leverage themselves. Given that existing capital
structure theories are developed to explain the financing choices of public firms in the industrial world, it is actually striking
that the same set of firm characteristics has decent explanatory power for debt ratios of unlisted firms in an emerging
market.
Ownership appears to play an important role in firms’ capital structure decisions. State ownership is significantly and
positively associated with leverage, consistent with our first hypothesis (H1). The economic significance of this finding is
non-trivial: an increase in state ownership from the sample median to the 95th percentile is associated with an increase
in total debt by 3.3%. Dewenter and Malatesta (2001) show that SOEs are more highly levered. Sapienza (2004) finds that
state-owned banks tend to lend to large firms. In China, many large firms are SOEs, so our result is consistent with the findings
in both papers. The dual roles of the Chinese government as the owner of SOEs and of the four largest domestic banks
result in investments of SOEs being supported by the government through heavily subsidized bank loans, leading to excessive
leverage in SOEs. In contrast, ownership by foreign investors is associated with lower leverage. An increase in ownership
by foreigners from the median to the 95th percentile is associated with a decrease in total debt by 12.6%. This is an economically
significant effect. Our results suggest that firms with high state ownership are inefficiently highly levered, while lower
corporate taxes associated with foreign ownership lead to lower leverage, consistent with the tradeoff theory. Finally, institutional
development does not seem to matter for Chinese firms’ total leverage ratios.
Panel B presents estimation results where the dependent variable is the short-term debt ratio. Firm characteristics that
explain the total debt decision appear to play a similar role in the short-term debt decision. The exception is that asset maturity
is not significantly associated with short-term debt; this is not surprising, given that short-term borrowing is not expected
to be affected by firm long-term assets. State ownership is not significantly associated with the short-term debt
ratio, while foreign ownership is negatively associated with the short-term debt ratio. These findings suggest that firms with
high non-state ownership have difficulty in accessing long-term financing, and, as a result, they rely more on short-term borrowing
relative to firms with high state ownership. Moreover, banks prefer to provide short-term loans to these firms so that
they can control any opportunistic behavior by entrepreneurs. As a result, state ownership does not show up significantly in
the short-term debt regression. Finally, firms in well developed regions are associated with high short-term debt ratios, suggesting
that banks in well developed regions are more likely to lend on a short-term basis.6
Examining the factors that influence firms’ access to long-term debt sheds some interesting light beyond our analyses on
different leverage ratios. Panel C of Table 2 reports the marginal effects from a probit regression.7 We find that firm size and
asset tangibility are positively, whereas profitability is negatively, associated with firms’ use of long-term debt. Firms in more
concentrated industries are associated with reduced access to long-term debt. There is again a strong industry effect in firms’
access to long-term debt. Consistent with our first hypothesis (H1), state ownership is significantly and positively associated
This table reports results from regressions of capital structure variables on firm characteristics, and ownership and institutional variables. Our sample
contains the population of manufacturing firms tracked by the NBS for the period 2000–2004. We drop observations with negative values of total assets,
total liabilities, and sales, and winsorize all firm-level variables at the 1% level in both tails of the distribution. Our final sample has 417,068 firm-year
observations. LEV is measured as the ratio of total liabilities over total assets. STD is the ratio of short-term liabilities over total assets. The LTD dummy is set
equal to one if the firm has long-term liabilities, and zero otherwise. Firm size is the natural logarithm of annual sales measured in millions of 2003 RMB
Yuan. Profitability is earnings before tax divided by total assets adjusted by the industry median. Asset tangibility is total fixed assets divided by total assets.
Asset maturity is the sum of (current assets/total assets) (current assets/cost of goods sold) and (fixed assets/total assets) (fixed assets/depreciation),
divided by 1000. Industry-level leverage measures are based on 2-digit SIC code and computed yearly. Industry concentration is the Herfindahl index using
firm sales. State ownership is the fraction of paid-in-capital contributed by the state. Foreign ownership is the fraction of paid-in-capital contributed by
foreign investors. The marketization index captures the regional institutional development and is from Fan and Wang (2004). The Fan and Wang data is
available for 1998–1999 and 2001–2002. We use the average of the 1999 and 2001 indices for our firms in 2000, and use the values of 2002 indices for our
firms in years 2002–2004. Year dummies are included in each regression but not reported. Panel A presents the regression results using LEV as the
dependent variable. Panel B presents the regression results using STD as the dependent variable. Panel C reports the marginal effects of a probit regression
using the LTD dummy as the dependent variable. The first column presents the results from the full specification. The second to the fifth columns present
the model specifications with firm characteristics only, ownership variables only, institutional variable only, and ownership and institutional variables
combined, respectively. The reported P-values, below the coefficient estimates in brackets, are based on White heteroscedasticity-consistent standard
errors adjusted to account for possible correlation within a province cluster. Panel D presents the fixed effects regression results using a sub-sample of firms
that experience the largest change in ownership variables over the sample period.
with a firm’s likelihood of having long-term debt: an increase in state ownership from the median to the 95th percentile is associated
with an increase in the firm’s likelihood of getting long-term debt by 16.0%. In contrast, ownership by foreign investors is
negatively associated with firms’ access to long-term debt: an increase in foreign ownership from the median to the 95th
percentile is associated with a decrease in the firm’s likelihood of getting long-term debt by 21.8%. This evidence concurs with
our earlier discussion that the government still plays an important role in firms’ borrowing and banks’ lending decisions given
its dual capacities as owners of both the debtor (SOEs) and the creditor (the state banks). The net outcome is that SOEs have
better access to long-term debt than would be justified based on economic criteria, while firms characterized by other ownership
structures are more likely to rely on self-fundraising and/or foreign direct investment (Allen et al., 2005).
Contrary to our second hypothesis (H2), we find that firms in better developed regions are associated with reduced access
to long-term debt. This result is in stark contrast to Demirgüç-Kunt and Maksimovic (1999) and others showing that
better legal rules and better protection of creditors are associated with more long-term debt financing. We offer the following
justifications for our result. First, our result is consistent with Diamond’s (1991) argument that lenders engaged in
monitoring have an incentive to make short-maturity loans. Under current banking reforms, banks have begun to apply
economic criteria in their lending decisions and have strong incentives to monitor lenders. But, due to their lack of credit
risk ma

Kết quả (Việt) 1:

Tận dụng biện pháp công ty kích thước lợi nhuận tài sản điều hiển nhiên tài sản hạn
ngành công nghiệp tập trung ngành công nghiệp tận dụng sở hữu nhà nước
nước ngoài sở hữu sự
cho công ty tôi trong năm, tận dụng biện pháp có thể được tất cả tận dụng tỷ lệ (BUNGARI), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD), hoặc khả năng có
tin dự báo thủy văn hạn dài nợ (LTD dummy).
chúng tôi mô hình thực nghiệm cơ bản trong Eq. (1) là một hồi quy bảng dữ liệu. Chúng tôi hy vọng rằng các công ty trong vòng một tỉnh có nhiều khả năng
có đặc điểm tương tự và do đó có nhiều khả năng được tương quan với nhau. Mối tương quan này nội-tỉnh đã
được đưa vào tài khoản trong dự toán tham số. Chúng ta áp dụng mạnh mẽ lỗi chuẩn điều chỉnh cho cụm ở cấp tỉnh.
Lỗi chuẩn mạnh mẽ lần lượt ra lớn hơn nhiều so với ước tính thông thường mà giả định độc lập trên firmyear
quan sát và lỗi chuẩn chỉ giả sử autocorrelation trong cùng một công ty, vì vậy chúng tôi thử nghiệm ý nghĩa không
tăng cao bởi số lớn các công ty năm quan sát trong mẫu của chúng tôi. Năm núm vú cao su được bao gồm trong tất cả các thông số kỹ thuật để nắm bắt
thời gian hiệu ứng.
6.6. Đầy đủ mẫu kết quả
cột đầu tiên của bảng 2 trình bày kết quả hồi quy sử dụng đầy đủ mẫu và đặc điểm kỹ thuật của mô hình như được đưa ra trong Eq. (1).
Bảng A trình bày kết quả khi phụ thuộc vào biến là tỷ lệ đòn bẩy. Chúng tôi thấy rằng công ty kích thước và tài sản kỳ hạn thanh toán là
tích cực liên kết với đòn bẩy, trong khi lợi nhuận và tài sản điều hiển nhiên là tiêu cực liên kết với đòn bẩy. Công ty
trong ngành công nghiệp tập trung hơn là gắn liền với đòn bẩy thấp, trái ngược với dự đoán từ Brander và Lewis
(1986), nhưng phù hợp với các dự đoán từ các mô hình cạnh tranh Bertrand (giá) của Showalter (1995) nơi nhu cầu
là không chắc chắn, một xấp xỉ tốt hơn của thị trường tiết ở Trung Quốc. Đó là một hiệu ứng mạnh mẽ ngành công nghiệp ở đòn bẩy: công ty ở
ngành công nghiệp với một đòn bẩy Trung bình cao ngành công nghiệp có liên quan với đòn bẩy cao mình. Cho rằng thủ đô hiện tại
cấu trúc lý thuyết được phát triển để giải thích những lựa chọn tài chính của các công ty công cộng trên thế giới công nghiệp, đó là thực sự nổi bật
rằng cùng một tập hợp của công ty đặc điểm có phong nha giải thích quyền lực cho nợ tỷ lệ của các công ty không được liệt kê trong một mới nổi
trường.
Quyền sở hữu dường như đóng một vai trò quan trọng trong quyết định cơ cấu vốn của công ty. Quyền sở hữu nhà nước là một cách đáng kể và
tích cực liên kết với đòn bẩy, phù hợp với giả thuyết đầu tiên của chúng tôi (H1). Tầm quan trọng kinh tế của việc tìm kiếm này là
không nhỏ: sự gia tăng trong quyền sở hữu nhà nước từ trung vị mẫu để percentile 95 được liên kết với tăng
trong tổng số nợ của 3,3%. Dewenter và Malatesta (2001) Hiển thị rằng nhà hơn rất levered. Sapienza (2004) thấy rằng
nhà nước ngân hàng có xu hướng cho vay để các công ty lớn. Tại Trung Quốc, nhiều công ty lớn là nhà, do đó, kết quả của chúng tôi là phù hợp với những phát hiện
trong cả hai giấy tờ. Vai trò kép của chính phủ Trung Quốc là chủ nhà và bốn ngân hàng trong nước lớn nhất
dẫn đến đầu tư của nhà được hỗ trợ bởi chính phủ thông qua rất nhiều trợ cấp khoản vay ngân hàng, dẫn đến quá nhiều
tận dụng trong nhà. Ngược lại, quyền sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài được liên kết với đòn bẩy thấp hơn. Sự gia tăng trong quyền sở hữu
của người nước ngoài từ trung bình để percentile 95 là liên quan với giảm tổng số nợ do 12,6%. Đây là một kinh tế
tác động đáng kể. Kết quả chúng tôi đề nghị rằng các công ty với quyền sở hữu nhà nước cao được phát cao levered, trong khi thấp hơn
thuế doanh nghiệp liên quan đến quyền sở hữu nước ngoài dẫn đến giảm đòn bẩy, phù hợp với lý thuyết sự cân bằng. Cuối cùng, thể chế
phát triển không có vẻ quan trọng cho công ty Trung Quốc tất cả các đòn bẩy tỷ lệ.
Bảng B trình bày dự toán kết quả phụ thuộc vào biến đâu tỷ lệ nợ ngắn hạn. Công ty đặc điểm mà
giải thích tổng số nợ quyết định xuất hiện để đóng một vai trò tương tự như trong quyết định nợ ngắn hạn. Ngoại lệ là trưởng thành tài sản đó
là không đáng kể liên quan đến nợ ngắn hạn; Điều này là không đáng ngạc nhiên, vì rằng ngắn hạn vay không được dự kiến
bị ảnh hưởng bởi công ty tài sản dài hạn. Quyền sở hữu nhà nước là không đáng kể liên quan đến các khoản nợ ngắn hạn
tỷ lệ, trong khi sở hữu nước ngoài là tiêu cực liên kết với tỷ lệ nợ ngắn hạn. Những phát hiện này gợi ý rằng công ty với
cao-bang quyền sở hữu gặp khó khăn trong truy cập tài chính lâu dài, và, kết quả là, họ dựa nhiều hơn về ngắn hạn vay
tương đối so với các công ty với quyền sở hữu nhà nước cao. Hơn nữa, các ngân hàng muốn cung cấp khoản vay ngắn hạn cho các công ty để
họ có thể kiểm soát bất kỳ hành vi cơ hội của doanh nghiệp. Vì thế, quyền sở hữu nhà nước không hiện lên đáng kể tại
các hồi quy nợ ngắn hạn. Cuối cùng, các công ty trong khu vực phát triển rất mạnh được liên kết với cao tỷ lệ nợ ngắn hạn, cho thấy
Các ngân hàng ở vùng phát triển cũng có nhiều khả năng để cho vay trên một basis.6
Examining ngắn hạn những yếu tố ảnh hưởng đến quyền truy cập vào công ty nợ dài hạn tỏ một số ánh sáng thú vị ngoài phân tích của chúng tôi trên
tỷ lệ đòn bẩy khác nhau. Bảng C của bảng 2 báo cáo hiệu ứng biên từ một regression.7 probit chúng tôi tìm thấy rằng kích thước công ty và
điều hiển nhiên tài sản tích cực, trong khi lợi nhuận là tiêu cực, liên kết với công ty sử dụng dài hạn nợ. Công ty in nhiều hơn
ngành công nghiệp tập trung được liên kết với các truy cập giảm nợ dài hạn. Một lần nữa là một hiệu ứng mạnh mẽ ngành công nghiệp trong công ty
quyền truy cập vào nợ dài hạn. Phù hợp với giả thuyết đầu tiên của chúng tôi (H1), quyền sở hữu nhà nước là một cách đáng kể và tích cực liên quan đến
Bảng này báo cáo kết quả từ regressions của cơ cấu vốn biến vào đặc điểm công ty, và quyền sở hữu và các thể chế biến. Mẫu của chúng tôi
có dân số sản xuất công ty theo dõi bởi các NBS trong giai đoạn 2000-2004. Chúng tôi thả quan sát với giá trị tiêu cực của Tổng tài sản,
tổng số trách nhiệm pháp lý, và bán hàng, và winsorize tất cả các biến công ty cấp ở mức 1% trong cả hai đuôi của bản phân phối. Mẫu cuối cùng của chúng tôi có năm công ty 417,068
quan sát. BUNGARI đo bằng tỷ lệ tổng nguồn vốn trong tổng tài sản. STD là tỉ lệ ngắn hạn trách nhiệm pháp lý trên tất cả tài sản. LTD dummy nằm
bằng một nếu công ty có trách nhiệm pháp lý lâu dài, và 0 nếu không. Công ty kích thước là logarit tự nhiên của doanh thu hàng năm đo trong hàng triệu năm 2003 RMB
nhân dân tệ. Lợi nhuận là khoản thu nhập trước thuế chia tổng tài sản điều chỉnh bởi ngành công nghiệp trung bình. Tài sản điều hiển nhiên là tất cả các tài sản cố định chia tổng tài sản.
Tài sản kỳ hạn thanh toán là tổng (tài sản hiện tại/Tổng tài sản) (tài sản hiện tại/chi phí của hàng hóa bán) và (cố định tài sản/Tổng tài sản) (cố định tài sản/chi phí khấu hao),
chia cho 1000. Ngành công nghiệp cấp đòn bẩy các biện pháp được dựa trên 2 chữ số SIC mã và tính toán hàng năm. Ngành công nghiệp tập trung là Herfindahl chỉ mục bằng cách sử dụng
công ty bán hàng. Quyền sở hữu nhà nước là phần trả tiền-trong-vốn góp của nhà nước. Quyền sở hữu nước ngoài là phần trả tiền-trong-vốn góp của
nhà đầu tư nước ngoài. Chỉ số sự nắm bắt sự phát triển thể chế khu vực và là từ fan hâm mộ và Wang (năm 2004). Các dữ liệu fan hâm mộ và Wang là
có sẵn cho năm 1998-1999 và 2001-2002. Chúng tôi sử dụng mức trung bình năm 1999 và năm 2001 của chỉ số cho các công ty của chúng tôi vào năm 2000, và sử dụng các giá trị của năm 2002 chỉ số cho chúng tôi
công ty trong năm 2002-2004. Năm núm vú cao su được bao gồm trong mỗi hồi quy nhưng không được báo cáo. Bảng A trình bày kết quả hồi quy sử dụng BUNGARI như các
phụ thuộc vào biến. Bảng B trình bày kết quả hồi quy sử dụng STD như là phụ thuộc vào biến. Bảng C báo cáo hiệu ứng biên của một hồi quy probit
sử dụng the LTD giả như là phụ thuộc vào biến. Cột đầu tiên trình bày kết quả từ đặc điểm kỹ thuật đầy đủ. Thứ hai đến thứ năm cột hiện nay
thông số kỹ thuật mô hình với các công ty đặc điểm chỉ, quyền sở hữu biến chỉ, thể chế biến chỉ, và quyền sở hữu và thể chế biến
kết hợp, tương ứng. Các báo cáo P-giá trị, dưới đây ước tính hệ số trong ngoặc đơn, được dựa trên trắng tiêu chuẩn phù hợp heteroscedasticity
lỗi điều chỉnh vào tài khoản cho các tương quan có thể trong một cụm tỉnh. Bảng D trình bày những ảnh hưởng cố định hồi quy kết quả bằng cách sử dụng một mẫu nhỏ của công ty
mà kinh nghiệm sự thay đổi lớn nhất trong quyền sở hữu biến qua thời gian mẫu.
với khả năng của một công ty có nợ dài hạn: sự gia tăng trong quyền sở hữu nhà nước từ trung bình để percentile 95 là liên quan đến
với sự gia tăng trong khả năng của công ty nhận được nợ dài hạn bởi 16,0%. Ngược lại, quyền sở hữu của nhà đầu tư nước ngoài là
tiêu cực liên kết với công ty quyền truy cập vào nợ dài hạn: sự gia tăng trong quyền sở hữu nước ngoài từ trung bình để các 93rd
percentile được kết hợp với một sự giảm xuống trong khả năng của công ty nhận được nợ dài hạn bởi 21,8%. Bằng chứng này concurs với
chúng tôi thảo luận trước đó chính phủ vẫn đóng một vai trò quan trọng trong công ty vay và quyết định cho vay ngân hàng cho
của nó khả năng kép như chủ sở hữu của các con nợ (nhà) và chủ nợ (ngân hàng nhà nước). Kết quả net là nhà có
tốt hơn quyền truy cập vào nợ dài hạn hơn sẽ được chứng minh dựa trên tiêu chí kinh tế, trong khi công ty đặc trưng bởi quyền sở hữu
cấu trúc có nhiều khả năng dựa trên tự gây quỹ và/hoặc nước ngoài đầu tư trực tiếp (Allen và ctv., 2005).
trái với giả thuyết thứ hai của chúng tôi (H2), chúng tôi tìm thấy rằng các công ty ở vùng phát triển tốt hơn được kết hợp với giảm truy cập
nợ dài hạn. Kết quả này là tại khác với Demirgüç-Kunt và Maksimovic (1999) và những người khác thấy rằng
tốt hơn các quy định pháp lý và bảo vệ tốt hơn của chủ nợ có liên quan đến hơn dài hạn nợ. Chúng tôi cung cấp sau các
justifications cho kết quả của chúng tôi. Đầu tiên, kết quả của chúng tôi là phù hợp với đối số (1991) của kim cương cho vay tham gia vào
Giám sát có một ưu đãi để làm cho khoản vay kỳ hạn thanh toán ngắn. Theo hiện tại cuộc cải cách ngân hàng, ngân hàng đã bắt đầu áp dụng
Các tiêu chí kinh tế của họ cho vay quyết định và có các ưu đãi mạnh mẽ để giám sát cho vay. Tuy nhiên, do sự thiếu của họ tín dụng
rủi ro ma