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 firm year
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:

Đòn bẩy đo kích thước công ty lợi nhuận tài sản điều hiển nhiên tài sản kỳ hạn thanh toánQuyền sở hữu công nghiệp tập trung Industry đòn bẩy StateQuyền sở hữu nước ngoài sựĐối với 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 của việc códài hạn 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 năngcó đặc điểm tương tự và do đó có nhiều khả năng được tương quan với nhau. Mối tương quan nội-tỉnh này đãđược 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 toàn công ty nămquan sát và lỗi chuẩn chỉ giả sử autocorrelation trong cùng một công ty, vì vậy chúng tôi kiểm tra ý nghĩa là khôngtăng 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 bắtthời gian hiệu ứng.4.1. đầy đủ mẫu kết quảCột 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 làtích 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 tytrong 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 cầukhông chắc chắn, là 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 trongngành công nghiệp với một đòn bẩy Trung bình cao ngành công nghiệp có liên quan với đòn bẩy cao mình. Cho rằng vốn sẵn cócấu 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 bậtcùng một tập hợp của công ty đặc điểm đã phong nha giải thích quyền lực cho nợ tỷ lệ của các công ty không được liệt kê trong một mới nổithị 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 vàtích 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 làPhòng không tầm thường: sự gia tăng trong quyền sở hữu nhà nước từ trung vị mẫu để percentile 95 được liên kết với sự gia tăngtrong tổng số nợ của 3,3%. Dewenter và Malatesta (2001) Hiển thị rằng nhà hơn rất levered. Sapienza (2004) thấy rằngnhà 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 hiệntrong cả hai giấy tờ. Vai trò kép của chính phủ Trung Quốc là chủ nhà và bốn ngân hàng lớn nhất trong nướcdẫn đến đầu tư của nhà được hỗ trợ bởi chính phủ thông qua rất nhiều trợ cấp khoản vay ngân hàng, dẫn đến quá nhiềutận 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 hữungười nước ngoài từ trung bình để percentile 95 là liên quan với giảm tổng số nợ do 12,6%. Đây là một kinh tếtác 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 hơnthuế 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 chếphát 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 màgiải 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 đókhông phải là đáng kể liên quan đến nợ ngắn hạn; Điều này là không đáng ngạc nhiên, vì rằng ngắn hạn vay không được dự kiếnbị 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 hạntỷ 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 vớicao-bang quyền sở hữu gặp khó khăn trong truy cập tài chính lâu dài, và, kết quả là, họ dựa nhiều vào ngắn hạn vaytương 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 đểhọ có thể kiểm soát bất kỳ hành vi cơ hội của doanh nghiệp. Vì thế, quyền sở hữu nhà nước không hiển thị một cách đáng kể trongcác hồi quy nợ ngắn hạn. Cuối cùng, các công ty trong khu vực phát triển rất mạnh được liên kết với cao ngắn hạn nợ tỷ lệ, gợi ýCác ngân hàng ở vùng phát triển cũng có nhiều khả năng để cho vay trên một basis.6 ngắn hạnKiểm tra các yếu tố ảnh hưởng đến công ty truy cập dài hạn nợ nhà kho một số ánh sáng thú vị ngoài phân tích của chúng tôi trêntỷ 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 vàđiều hiển nhiên tài sản tích cực, trong khi lợi nhuận là tiêu cực, kết hợp với công ty sử dụng dài hạn nợ. Công ty có nhiều hơn nữangành 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 tại các công ty'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 kếtBảng 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 tôicó 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,Tất cả 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 417,068quan 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 được thiết lậpbằng một nếu công ty có trách nhiệm pháp lý lâu dài, và không khác. Công ty kích thước là logarit tự nhiên của doanh thu hàng năm đo trong hàng triệu nhân dân tệ năm 2003Nhân 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 dụngcông 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 củađầu 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 Wangsẵn sàng 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 tôiCác 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 cácphụ 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 probitsử dụng 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 trình bàyCác đặc điểm mô hình với công ty đặc điểm chỉ, quyền sở hữu biến chỉ, thể chế biến chỉ, và quyền sở hữu và các 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 tiêu chuẩn phù hợp heteroscedasticity trắnglỗi 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 tyđó kinh nghiệm sự thay đổi lớn nhất trong quyền sở hữu biến trong khoảng 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 được liên kếtvới 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 làtiêu 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 93rdpercentile 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 vớichúng tôi thảo luận trước đó chính phủ vẫn đóng một vai trò quan trọng trong công ty vay và ngân hàng cho vay quyết định được đưa racủa 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 cótốt 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 hữucấu 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 cậpnợ dài hạn. Kết quả này là tại khác với Demirgüç-Kunt và Maksimovic (1999) và những người khác thấy rằngtốt 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 đâyjustifications 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 vàoGiám 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 dụngCác 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 của tín dụngrủi ro ma

Kết quả (Việt) 2:

Đòn bẩy Đo Quy mô DN Lợi nhuận tài sản hữu hình Asset Maturity
Công nghiệp Công nghiệp tập trung Leverage Nhà nước sở hữu
Sở hữu nước ngoài Thị trường hóa
Đối với doanh nghiệp i trong năm t, Leverage Measure có thể tổng tỷ lệ đòn bẩy (LEV), tỷ lệ nợ ngắn hạn (STD), hay khả năng có
nợ dài hạn (TNHH dummy).
Mô hình thực nghiệm cơ bản của chúng tôi trong Eq. (1) là một hồi quy dữ liệu bảng. Chúng tôi hy vọng rằng các doanh nghiệp trong phạm vi một tỉnh có nhiều khả năng
có những đặc điểm tương tự và do đó có nhiều khả năng có tương quan với nhau. Tương quan nội tỉnh này đã
được đưa vào tài khoản trong tham số ước lượng. Chúng ta chấp nhận sai số chuẩn mạnh mẽ điều chỉnh cho clustering ở cấp tỉnh.
sai số chuẩn Robust bật ra được lớn hơn nhiều so với ước tính thông thường mà giả định độc lập trên khắp năm công ty
quan sát và sai số chuẩn chỉ giả định tự tương quan trong công ty giống nhau, nên kiểm tra ý nghĩa của chúng ta không
thổi phồng bởi số lượng lớn các quan sát công ty năm trong mẫu của chúng tôi. Núm vú cao su năm mới có trong tất cả các chi tiết kỹ thuật để nắm bắt
thời gian tác dụng.
4.1. Kết quả mẫu Full
Cột đầu tiên của Bảng 2 trình bày kết quả hồi quy sử dụng các mẫu đầy đủ và đặc điểm kỹ thuật mô hình như được đưa ra trong phương trình. (1).
Bảng A trình bày các kết quả khi biến phụ thuộc là tỷ lệ đòn bẩy. Chúng tôi thấy rằng quy mô doanh nghiệp và trưởng thành tài sản đang
tích cực liên kết với đòn bẩy, trong khi lợi nhuận và tài sản hữu hình có liên quan đến tiêu cực với đòn bẩy. Các công ty
trong ngành công nghiệp tập trung nhiều hơn có liên quan đến đòn bẩy thấp, trái với dự đoán từ Brander và Lewis
(1986), nhưng phù hợp với dự đoán từ (giá) Mô hình Bertrand cạnh tranh của Showalter (1995), nơi nhu cầu
là không chắc chắn, một xấp xỉ tốt hơn của thị trường điều kiện ở Trung Quốc. Có một hiệu ứng mạnh mẽ trong ngành công nghiệp đòn bẩy: các công ty trong
ngành công nghiệp với một ngành công nghiệp cao đòn bẩy trung bình được kết hợp với đòn bẩy cao bản thân. Cho rằng vốn hiện
các lý thuyết cấu trúc được phát triển để giải thích các lựa chọn tài chính của các công ty công trong thế giới công nghiệp, nó thực sự nổi bật
mà cùng một tập các đặc trưng doanh nghiệp có sức mạnh giải thích khá cho tỷ lệ nợ của các công ty chưa niêm yết tại một trường mới nổi
trên thị trường.
Sở hữu vẻ đóng một vai trò quan trọng trong các quyết định cơ cấu vốn của doanh nghiệp. Sở hữu nhà nước là đáng kể và
tích cực liên kết với đòn bẩy, phù hợp với giả thuyết đầu tiên của chúng tôi (H1). Ý nghĩa kinh tế của hiện tượng này là
không tầm thường: sự gia tăng quyền sở hữu nhà nước từ trung bình mẫu để percentile thứ 95 liên quan với sự gia tăng
trong tổng số nợ là 3,3%. Dewenter và Malatesta (2001) cho thấy, doanh nghiệp nhà nước được đánh giá cao hơn sử dụng vốn vay. Sapienza (2004) thấy rằng
các ngân hàng quốc doanh có xu hướng cho vay đối với các doanh nghiệp lớn. Ở Trung Quốc, nhiều công ty lớn là doanh nghiệp nhà nước, vì thế kết quả của chúng tôi phù hợp với những phát hiện
trong cả hai bài viết. Các vai trò kép của chính phủ Trung Quốc là chủ sở hữu của doanh nghiệp nhà nước và trong bốn ngân hàng lớn nhất trong nước
dẫn đến các khoản đầu tư của doanh nghiệp nhà nước đang được hỗ trợ bởi các chính phủ thông qua các khoản vay ngân hàng rất nhiều trợ cấp, dẫn đến quá nhiều
đòn bẩy trong doanh nghiệp nhà nước. Ngược lại, sở hữu bởi các nhà đầu tư nước ngoài có liên quan đến đòn bẩy thấp. Sự gia tăng quyền sở hữu
của người nước ngoài từ trung bình đến percentile thứ 95 liên quan với giảm tổng nợ 12,6%. Đây là một kinh tế
ảnh hưởng đáng kể. Kết quả của chúng tôi cho thấy rằng các công ty có sở hữu nhà nước cao không hiệu quả cao sử dụng vốn vay, trong khi thấp hơn
thuế doanh nghiệp gắn liền với quyền sở hữu nước ngoài dẫn đến giảm đòn bẩy, phù hợp với lý thuyết cân bằng. Cuối cùng, tổ chức
phát triển dường như không thành vấn đề đối với tổng tỷ lệ đòn bẩy công ty Trung Quốc '.
Hình B trình bày kết quả ước lượng mà biến phụ thuộc là tỷ lệ nợ ngắn hạn. Đặc điểm công ty đó
giải thích các quyết định tổng số nợ xuất hiện để đóng một vai trò tương tự như trong quyết định các khoản nợ ngắn hạn. Trường hợp ngoại lệ là trưởng thành tài sản
không liên quan đáng kể với các khoản nợ ngắn hạn; này là không đáng ngạc nhiên, cho rằng cho vay ngắn hạn có thể sẽ không
bị ảnh hưởng bởi các tài sản dài hạn công ty. Sở hữu nhà nước không liên quan đáng kể với các khoản nợ ngắn hạn
tỷ lệ, trong khi sở hữu nước ngoài có liên quan đến tiêu cực với tỷ lệ nợ ngắn hạn. Những phát hiện này cho thấy rằng các công ty có
sở hữu nhà nước không cao có khó khăn trong việc tiếp cận nguồn tài chính dài hạn, và, kết quả là, họ dựa nhiều hơn vào vay ngắn hạn
so với các doanh nghiệp có sở hữu nhà nước cao. Hơn nữa, các ngân hàng thích cho vay ngắn hạn đối với các công ty để
họ có thể kiểm soát bất kỳ hành vi cơ hội của các doanh nhân. Kết quả là, quyền sở hữu nhà nước không hiện lên đáng kể trong
các hồi quy nợ ngắn hạn. Cuối cùng, các doanh nghiệp trong khu vực cũng phát triển có liên quan đến tỷ lệ nợ ngắn hạn cao, cho thấy
rằng các ngân hàng trong khu vực phát triển tốt có nhiều khả năng để cho vay trên một basis.6 ngắn hạn
Xem xét các yếu tố ảnh hưởng đến quyền truy cập của các công ty cho vay dài hạn làm rõ được thú vị hơn những phân tích của chúng tôi về
các tỷ lệ đòn bẩy khác nhau. Bảng C của Bảng 2 chỉ ra những hiệu ứng biên từ một regression.7 probit Chúng tôi thấy rằng quy mô doanh nghiệp và
tài sản hữu hình là tích cực, trong khi lợi nhuận là tiêu cực, liên quan đến việc sử dụng của các công ty nợ dài hạn. Các doanh nghiệp trong nhiều
ngành công nghiệp tập trung được kết hợp với giảm truy cập vào các khoản vay dài hạn. Một lần nữa có một hiệu ứng mạnh mẽ trong ngành công nghiệp của các công ty
tiếp cận với các khoản vay dài hạn. Phù hợp với giả thuyết đầu tiên của chúng tôi (H1), quyền sở hữu nhà nước là đáng kể và tích cực liên kết
này báo cáo bảng kết quả từ hồi quy của các biến cấu trúc vốn đặc trưng doanh nghiệp, và quyền sở hữu và các biến thể chế. Mẫu của chúng tôi
bao gồm dân số của các công ty sản xuất được theo dõi bởi NBS cho giai đoạn 2000-2004. Chúng tôi thả quan sát với giá trị âm của tổng tài sản,
tổng nợ phải trả, và doanh số bán hàng, và tất cả các biến winsorize ty cấp ở mức 1% trong cả hai đuôi của phân phối. Mẫu cuối cùng của chúng tôi có 417.068 công ty năm
quan sát. LEV được đo bằng tỷ số của tổng số nợ trên tổng tài sản. STD là tỷ lệ nợ ngắn hạn trên tổng tài sản. Các LTD giả được thiết lập
bằng một nếu công ty có nợ dài hạn, và không khác. Quy mô doanh nghiệp là logarit tự nhiên của doanh thu hàng năm đo trong hàng triệu năm 2003 RMB
Yuan. Lợi nhuận là lợi nhuận trước thuế chia cho tổng tài sản được điều chỉnh bởi các trung bình ngành. Hữu hình tài sản là tổng tài sản cố định chia cho tổng tài sản.
trưởng tài sản là tổng của (tài sản lưu động / tổng tài sản) (Tài sản lưu động / chi phí của hàng hoá bán ra) và (tài sản cố định / tổng tài sản) (tài sản cố định / khấu hao),
chia 1000. biện pháp đòn bẩy nghiệp cấp được dựa trên 2 chữ số mã SIC và tính toán hàng năm. Tập trung công nghiệp là chỉ số Herfindahl sử dụng
bán hàng công ty. Sở hữu nhà nước là phần nhỏ trong số tiền-trong-vốn góp của nhà nước. Sở hữu nước ngoài là phần của tiền-in-vốn góp của
nhà đầu tư nước ngoài. Chỉ số thị trường hóa nắm bắt được sự phát triển thể chế khu vực và là từ Fan và Wang (2004). Các dữ liệu và Wang Fan là
có sẵn cho năm 1998-1999 và 2001-2002. Chúng tôi sử dụng trung bình của các chỉ số năm 1999 và 2001 cho các doanh nghiệp của chúng tôi vào năm 2000, và sử dụng các giá trị của 2002 chỉ số cho chúng tôi
các công ty trong những năm 2002-2004. Núm vú cao su năm được bao gồm trong mỗi hồi quy nhưng không được báo cáo. Bảng A trình bày các kết quả hồi quy sử dụng LEV là
biến phụ thuộc. Bảng B trình bày các kết quả hồi quy sử dụng STD là biến phụ thuộc. Bảng C báo cáo tác động biên của một hồi quy probit
sử dụng các giả LTD là biến phụ thuộc. Cột đầu tiên trình bày các kết quả từ các đặc điểm kỹ thuật đầy đủ. Thứ hai đến thứ năm cột trình bày
các thông số kỹ thuật mô hình chỉ với đặc trưng doanh nghiệp, biến quyền sở hữu duy nhất, biến chế chỉ, và quyền sở hữu và chế biến
kết hợp, tương ứng. Các báo cáo P-giá trị, dưới sự tính toán hệ số trong ngoặc, được dựa trên tiêu chuẩn phù hợp ngẫu-trắng
lỗi điều chỉnh để chiếm có thể tương quan trong một cụm tỉnh. Bảng D trình bày các kết quả hồi quy tác dụng cố định sử dụng một phụ mẫu của các công ty
mà trải nghiệm sự thay đổi lớn nhất trong các biến sở hữu trong giai đoạn mẫu.
với khả năng của một công ty của việc có nợ dài hạn: sự gia tăng quyền sở hữu nhà nước từ trung bình đến 95 percentile liên quan
với sự gia tăng khả năng của công ty nhận nợ dài hạn 16,0%. Ngược lại, sở hữu bởi các nhà đầu tư nước ngoài được
tiêu cực liên quan truy cập của các công ty cho vay dài hạn: tăng tỷ lệ sở hữu nước ngoài từ trung bình đến 95
phần trăm có liên quan với việc giảm khả năng của công ty để nhận được các khoản vay dài hạn bằng 21,8% . Bằng chứng này đồng tình với
cuộc thảo luận trước đó của chúng tôi là chính phủ vẫn đóng một vai trò quan trọng trong 'vay và ngân hàng công ty quyết định cho vay được
năng lực kép của nó như là chủ sở hữu của cả hai con nợ (doanh nghiệp nhà nước) và các chủ nợ (ngân hàng nhà nước). Kết quả cuối cùng là doanh nghiệp nhà nước có
tiếp cận tốt hơn với các khoản vay dài hạn hơn sẽ được biện minh dựa trên các tiêu chí kinh tế, trong khi doanh nghiệp đặc trưng bởi quyền sở hữu khác
cấu trúc có nhiều khả năng phải dựa vào tự gây quỹ và / hoặc đầu tư trực tiếp nước ngoài (Allen et al. , 2005).
Trái ngược với giả thuyết thứ hai của chúng tôi (H2), chúng ta thấy rằng các doanh nghiệp trong khu vực phát triển tốt hơn được kết hợp với giảm truy cập
đến các khoản vay dài hạn. Kết quả này là hoàn toàn trái ngược với Demirgüç-Kunt và Maksimovic (1999) và những người khác thấy rằng
các quy tắc pháp lý tốt hơn và bảo vệ tốt hơn các chủ nợ có liên quan đến việc vay nợ dài hạn hơn. Chúng tôi cung cấp sau đây
biện minh cho kết quả của chúng tôi. Đầu tiên, kết quả của chúng tôi phù hợp với (1991) lập luận của Diamond mà người cho vay tham gia vào
giám sát có động cơ để làm cho các khoản vay ngắn hạn thanh toán. Dưới cải cách ngân hàng hiện nay, các ngân hàng đã bắt đầu áp dụng
các tiêu chí kinh tế trong quyết định cho vay của họ và có động lực mạnh mẽ để theo dõi những người cho vay. Tuy nhiên, do họ thiếu tín dụng
ma nguy cơ