杠杆原理法的基本假定范文1
一、研究背景
股票市场的基本功能是合理的优化配置资源，良好的股票市场促进着整个国民经济的发展。股价信息含量是指股票价格中包含的公司特质信息量，股价信息含量越高，则股票价格中包含的与公司基本价值密切相关的信息就越多，此时股票价格中的噪音成分较少，信息效率则高。故股价信息含量至关重要。
众所周知，中国的资本市场不同于欧美国家，其透明度、监管机构都不能与欧美国家相媲美。从公司融资结构的角度看，中国公司在外部融资上倾向于永久性融资，究债券融资和借款融资期限的有限性和偿息特性，中国的绝大部分上市公司优先选择股权融资，其次选择债务融资。而美国的外部融资结构却是优先债务融资，而后股权融资。企业杠杆的大小由债务即负债在总资产中的比重决定的。企业债务越多，股本占资产比重就相对减少，债务的透明度本就相对较高。所有当企业债务越多，则公司信息含量越高。至此大胆假设企业的杠杆行为选择影响股价信息含量，并对此进行简单的计量研究。
二、提出假设
企业的杠杆与该公司的股价信息含量有较大的线性相关关系。从问题分析中知，企业的杠杆行为和股价信息含量存在着相关关系，要量化相关关系采用我们掌握的简单线性相关关系初步研究两者之间的相关性。
三、假设检验
企业的杠杆行为的量化由其总杠杆系数决定。总杠杆系数是财务杠杆系数与经营杠杆系数的乘积。
股价信息含量的测度则相对较复杂，参考已有的研究成果，本文以股价同步性指标来测度股价信息含量，用以下简化的资本资产定价模型的拟合优度来测度股价波动的同步性[1]，；其中为第i个公司t期的股票收益率，为证券市场t期的收益率，一般用沪深两市的综合指数收益率来表示，为残差项，代表了公司股票收益不被市场解释的其它因素。该文原载于中国社会科学院文献信息中心主办的《环球市场信息导报》杂志http：//总第535期2014年第03期-----转载须注名来源依据统计原理，以上模型的拟合优度代表了公司股价波动被市场所解释的部分。故越大，个股的波动与市场的同步性就越高，股价波动所包含特质信心就越少，相应的股价信息含量就越低，反之则高。又因的峰度和偏度较高，对做以下对数变换：，代表股价信息含量的大小，当越小时股价信息含量就越大。
因检验相关性与简单线性回归检验有等价关系，故建立两者的简单线性回归模型。
（一）初步检验---以沪深A股公司为样本
样本数据来源。在沪A股市场随机抽取50家公司作为样本，分析周期为月收益率。在股价信息含量测度中，为2012年上证综合指数的月收益率。杠杆行为的衡量指标为2012年度各公司的总杠杆系数，分析2012年此50家公司的股价信息含量与其财务杠杆系数的相关关系。
检验结果。在Eviews6.0上得出以下运行结果如下：
规范方程形式：
得出结论。检验结果显示随机抽取的50家公司的杠杆行为与股价信息含量的线性相关关系很小，几乎接近于0。其中t值与P值都不能通过5%显著水平下的检验，且模型的拟合优度很小，进一步解释了企业的总杠杆与股价信息含量没有较大的线性相关关系。
（二）修改样本再检验---以家电行业15家公司为样本数据
第一种检验说明从整个市场囫囵吞枣抽取的结果并不理想，故重新拟定抽样。在A股市场选取家电行业板块的部分公司作为样本对企业的杠杆行为与股价信息含量关系的在分析。
检验结果。在Eviews6.0上运行结果如下：
规范方程形式：
得出结论。运行结果显示家电行业的15家公司的杠杆与股价信息含量线性相关性小，同时t值与p值仍不能通过5%显著性水平下的检验，且拟合优度较小。得出结论：企业的总杠杆与股价信息含量并不呈现简单的线性相关关系。
杠杆原理法的基本假定范文2
关键词：管理层持股；治理效应；债务期限结构
中图分类号：F830．91 文献标识码：A 文章编号：1003-7217(2008)05-0049-06
一、引言
管理层持股的有效性检验是公司治理理论和实证研究长期关注的问题之一。围绕这一问题，西方学者进行了广泛而深入的探索，并在认识上基本达成一致：在一定范围内，实施管理层持股有助于协调经理人与股东之间的利益冲突，因而能显著提升企业的价值。在研究视角上，或许是考虑到西方证券市场的效率较高，学者们在检验研究假设的时候大多采用了一种较为间接的方法――根据管理层持股与企业价值(Tobin’Q)之间关系的经验证据来推断管理层持股的有效性。当然，也有少数学者例外，他们采用的是更为直接的方法，如将研究的视角确定为企业的财务杠杆或债务的期限结构等。
国内学者近年来也开始关注管理层持股的有效性问题，但得出的结论差异很大。魏刚及张俊瑞等从企业经营绩效的角度考察了管理层持股的有效性，结果发现管理层持股不影响企业绩效。高雷等也选择了类似的研究视角，但结论是管理层持股正面影响了企业绩效。王华和黄之骏以及韩亮亮等人借鉴国外学者的主流做法，从企业价值(To-bin’Q)的角度来度量管理层持股的有效性，结果表明管理层持股与企业价值呈显著正相关。吕长江等从企业价值或经营绩效以外的视角考察了管理层持股的有效性，他们发现企业的杠杆水平及股利支付率与管理层持股比例存在显著的负相关关系。这一结果与自由现金流假说的预期正好相反，表明管理层持股不仅没有治理效应，反而具有负面影响。
在管理层持股是否有效的问题上，国内学者为何会得出截然不同的结论?我们认为，主要原因是研究视角选择不当，即不应该从企业价值、经营绩效、财务杠杆或股利支付水平等角度来考察管理层持股的有效性。理由是：其一，与以美国为代表的西方成熟市场相比，中国股市的有效性程度还存在着较大差距，因而以Tobin’Q来度量公司治理的有效性可能并不具备条件；其二，即使管理层持股可以影响企业绩效，但企业绩效还受其他众多因素的影响，实证研究中很难完全控制其他因素的影响以单独考察企业绩效与管理层持股的相互关系；其三，在股权相对集中或高度集中的背景下，经理人很可能没有能力按照自己的意愿调整公司的财务杠杆或股利支付水平，更谈不上影响企业重要的经营决策，因而，管理层持股的治理效应(即便存在的话)可能不能在这些方面得到体现。
那么，该如何检验管理层持股是否有效?一种较好的选择是从债务期限结构的角度，原因是经理人在这方面拥有的自由裁量权(discretion)通常较大(即便在股权集中的背景下)，因而更可能使债务期限结构打上不同管理层持股水平下经理人意志或偏好的“烙印”，而这恰恰是捕捉管理层持股的有效性所必需的。
现有文献中针对管理层持股与债务期限结构之间关系进行实证研究的很少，我们仅发现Datta等人发表过此类文章。他们以1992～1999年期间美国市场上的4514家公司为样本，采用两阶段最小二乘法证明了管理层持股与债务期限结构之间存在着显著的负相关关系，这表明管理层持股的确有助于协调经理人与股东之间的利益冲突。该结论是否也适用于中国上市公司的财务实践，我们不得而知。鉴于中国上市公司的制度背景、法治环境、股权结构以及融资渠道均有别于美国等西方发达国家，再加上经理人的持股比例很低，我们有理由质疑该结论在中国上市公司的适用性。本研究的展开正是基于这一考虑。
二、理论与假设
按Jensen和Meckling的观点，现代企业里主要存在两种关系，一种存在于经理人与股东之间，另一种存在于股东与债权人之间。可以分析，在这两种关系中，前一种关系处于更加基础的地位。进言之，若经理人与股东之间的关系处理得不好，股东与债权人之间的关系就会失去协调的基础∞。比如，由于有限责任的制度安排，股东在投资决策时往往倾向于放弃低风险的项目而将负债融得的资金转向高风险高收益的项目上去，这就是所谓资产替代问题。很显然，资产替代行为是企业债务融资的一种成本。为减轻这种成本，Barnea等人的建议是，企业应发行更多的短期债务，原因是短期债务的价格相对于长期债务而言对于企业资产风险的变动不敏感。考虑到短期债务的发行可能会损害到管理层的私人利益(如在职消费、休闲等)，有利于减轻债权人与股东之间成本的融资方案便可能得不到经理人的认同，这表明Bamea等人的建议实际上隐含着一个重要假定，即经理人与股东的利益是一致的，因而经理人会按照股东的利益行事。类似的情形也存在于因为债务融资而引起的投资不足问题上。
从委托关系本身的含义看，经理人当然应站在股东的角度来选择公司的融资结构。但现实中由于信息不对称、契约不完全以及人的有限理性等原因，拥有经营权的经理人在选择融资结构时，便很可能以个人利益最大化为行为指南，甚至不惜损害股东的利益。这意味着上述假设在现实中并不成立。为了促使经理人选择符合股东利益的融资结构，一种办法是股东设计某种激励机制(如实施管理层持股)以控制或引导经理人。这便是Jensen和Meckling在其著名论文《企业理论：管理行为、成本与所有权结构》中所展示的思想。
Morck等人的研究发现，管理层持股会产生两种效应：一种是利益趋同效应(The Convergence ofInterest Effect)，另一种是壕沟防守效应(The En-trenchment Effect)。在前一种效应下，经理人与股东之间的成本会随着管理层持股比例的增加而降低，后一种效应下的情况则正好相反。越来越多的研究表明，管理层持股比例很高或很低时，利益趋同效应占主导，管理层持股比例居中时，壕沟防守效应占优势。考虑到中国上市公司经理人的持股比例很低，我们认为，随着管理层持股比例的增加，经理人追求的效用会与股东趋向一致，即利益趋同效应居主导地位。
在利益趋同效应居主导地位的情况下，管理层持股有助于减轻经理人与股东之间的成本。此时，企业选择长期债务虽然可以使经理人在一个较长的时间内“免受”债务市场的监督，从而可以在更大的范围内追求个人利益，但相对于未持股的经理人而言，这一行动的机会成本无疑是增大了。鉴于
此，我们提出第一个研究假设：
假设1：管理层持股比例与债务期限呈显著的负相关关系。
值得指出，上述研究假设实际上也暗含一个前提，即选择企业债务期限结构时，经理人与股东之间存在着天然的利益冲突。很显然，这一前提在现实中未必总能成立。一个简单的例子是，当企业面临很高的清算风险时，无论是股东还是经理人都会偏好于选择长期负债融资，尽管前者的目的是为了避免无效率的清算，而后者则可能是为了避免来自短期债务市场的频繁监督。在这里，由于经理人和股东对企业债务期限的偏好原本就是一致的(成本很小)，增加经理人的持股比例很可能无益于缩短企业的债务期限。有鉴于此，我们提出第二个研究假设：
假设2：相对于高信用等级的企业而言，低信用等级企业的债务期限对管理层持股的敏感性更低。
三、研究设计
(一)变量定义
本研究的被解释变量为债务的期限结构。该变量的度量主要有两种方法：一种是长期债务占总债务的比例，另一种是加权平均的债务期限。考虑到中国上市公司年度财务报告中没有披露债务期限方面的具体信息，我们无法采用较为准确的加权平均债务期限；又由于长期债务占总债务的比例这个指标过于“粗糙”，所以，采用长期带息债务占带息债务总额的比重来度量债务的期限结构。本文基本的解释变量是管理层持股，它被定义为经理人(包括董事会成员、监事会成员、董事会秘书和经理班子)持股数之和除以企业总股本。根据研究假设1，该变量的系数估计值应显著为负。控制变量是基于现有的理论与经验研究而选择的，它们是财务杠杆、成长机会、公司规模、公司质量、信息不对称程度、资产期限、实际税负、盈利能力、市场化指数等。各变量的具体定义见表1。
(二)模型设计
国外一些学者认为，当公司发行债券的时候，经理人不仅决定企业的杠杆水平，同时也决定债务的期限结构。这表明债务期限结构与财务杠杆在这些国家的公司中很可能存在着双向的因果关系。那么，这种情形是否也存在于中国上市公司中，回答是否定的!原因是上述观点暗含一个前提，即股权广泛分散，而这恰恰违背了中国上市公司股权集中的现实情况。具体地说，集中的股权结构虽然可能对经理人选择债务期限结构的能力影响不大(尤其是在银行信贷资金为企业债务主要来源的情况下)，但会严重制约经理人关于杠杆水平的选择。原因很简单，影响企业杠杆水平的主要因素不外乎企业的投资决策、股利分配决策以及债券的发行与股权再融资的决策，而作出这些决策的人通常是控股股东。既然杠杆水平的高低主要依赖于控股股东的意志，而债务期限结构主要取决于经理人的偏好，我们很难想象债务期限结构会影响公司的杠杆水平。
有关研究还显示，债务期限结构与管理层持股之间也可能存在着互为内生的关系。该观点是否也适用于中国上市公司?回答仍然是否定的。原因是，在我国，由于历史的原因，经理人持有的股份基本来源于公司上市之前的企业改制。按这种方式获取股份的成本很低而预期收益又比较大，经理人通常不会放弃认购机会，至于企业债务的期限结构如何，根本不是管理层认购股份需要考量的因素。在这种情况下，经理人持股无疑外生于企业债务的期限结构。
基于上述分析，可以将财务杠杆与管理层持股均视为外生变量，因而后面的多因素分析可以直接应用单方程模型。
(三)样本选择与数据来源
为避免股权分置改革这一重要事件对研究结果可能造成的影响，将研究窗口确定为1998～2004年。样本的选取遵循以下原则：剔除金融类上市公司、剔出变量中数据缺失或数值异常的观测值、剔除窗口期间被ST和PT的观测值。经过上述筛选，最后得到有效样本5447个，其中：1998～2004年依此为533、616、687、802、865、940和1004个。
本研究使用的公司特征方面的原始数据来源于wind资讯数据库，市场化指数来源于樊纲和王小鲁。
四、实证结果与分析
(一)相关性分析
为了获取因变量和自变量之间关系的初步信息，对它们之间的相关性进行了考察。表2显示：(1)DM与GH显著负相关，这一结果与假设1一致，说明随着管理层持股的增加，其自身利益与股东的利益逐步趋同，因而经理人不会为了回避短期债务市场的频繁监督而选择更多的长期负债；(2)DM与LEV的相关系数仅为0.01且不显著(P值=0.511)，这印证了前文关于DM与LEV并非互为内生的分析；(3)与预期一致，SIZE、AM、CT和CROA均与DM显著正相关，而FQ和MAR则与DM显著负相关；(4)与预期相反，DM与GROW显著正相关，而与AI显著负相关。
(二)多因素分析
基于本文数据的一些特点(横截面与时间序列的结合)，我们除了采用混合截面数据对模型进行最小二乘法(OLS)估计外，还利用面板数据的优势分别采用了随机效应和固定效应估计技术。
表3中，模型(1)、(3)和(5)是引入基本解释变量GH之后的回归结果。可以看出。基于三种不同的模型，GH的系数均为负值且显著性水平达到了5％或1％以上。这一结果延续了单变量分析的结论，进一步支持了假设1。
为了检验研究假设2，分别在模型(1)、(3)和(5)的基础上引入管理层持股(GH)与信用等级哑变量(CMM)的乘积项(GH*CMM)。信用等级低时，变量CMM赋值为1，否则为0。由于企业信用等级的资料难以获得，我们选择财务杠杆哑变量作为度量企业信用等级的替代，考虑到财务杠杆的行业特性，定义企业的财务杠杆低于所在行业企业财务杠杆的中位数时(分年度)该企业为高信用等级，否则为低信用等级。根据研究假设2，预期该乘积项的系数为正。
模型(3)、(4)和(6)是引入GH*CMM之后的回归结果。容易看出，在所有情形下，乘积项的系数均显著为正，同时GH的系数仍维持显著为负不变。这一结果有力支持了研究假设1和2，表明管理层持股对企业债务期限有反向作用，并且这种作用在高信用等级的企业中表现得更为突出。
控制变量中，除了AI之外，各变量的系数符号均与我们的预期一致，并且除了GROW之外，各变量的系数符号均延续了单变量分析的结果，这一证据在一定程度上也增强了上述结论的说服力。
(三)稳健性检验
为考察上述结论的可靠性，对表3的结果执行了如下四方面的稳健性分析。(1)改变企业信用等级哑变量的定义，将其分别定义为“若企业财务杠杆高于所在行业财务杠杆中位数的90％、80％、70％时，该变量赋值为1，否则为0”，以考察企业信用等级的不同定义对研究结果的影响；(2)鉴于窗口期间企业会计制度发生了变更，将研究窗口分为两个子窗口(1998～2000和2001～2004)，以分别考察管理层持股的有效性；(3)删除窗口期间管理层持股发生变化的样本，以剔除管理层持股内生性可能带来的影响；(4)使用长期债务占总债务的比重来度量债务的期限结构、将一年内到期的长期负债视为长期债务以度量债务的期限结构。我们发现，上述实证结果均未发生实质性的改变(未报告结果)。基于此，可以认为前文的结论是比较稳健的。
杠杆原理法的基本假定范文3
关键词：物流行业, 系统风险, 系统风险决定因素, 公司特有变量
中图分类号：C939 文献标识码：A
一、引言
自从Sharpe (1964) , Lintner (1965)和 Black (1972)提出资本资产定价模型 (CAPM)以来， 不少学者对其有效性及相关的问题进行了研究。CAPM不仅是抽象的理论，它还被分析者、投资者和公司广泛使用。 它是一种将风险和要求的报酬率联系在一起的一种有效的方法。根据 CAPM，公司的全部风险包括两种类型：非系统风险和系统风险。非系统风险，也称公司特有风险，能够通过多样化组合消除。相反，系统风险不能通过多样化组合消除。系统风险代表了相对于市场的变动，或者说一支股票的风险相对于市场组合的风险。因此，系统风险能够随着公司管理而变动。换句话说，管理者关于经营、投资和筹资的决策影响公司的绩效，因此也影响公司的报酬率与市场报酬率之间的关系。这表明公司特有变量能够解释系统风险。
在公司特有变量对系统风险的影响方面，不少学者进行了实证研究。汤谷良（2004）指出，系统性风险对公司整体风险水平有重大影响。吴世农等（1999）挑选了7个会计变量指标，运用1997－1998年200家上市公司的资料，发现总资产增长率、财务杠杆、股利支付率对系统风险有显著影响，经营杠杆与系统风险没有显著关系。Jin-Soo Lee等 (2006)运用1997－2002年16家美国航空公司的数据，发现盈利性、成长性和安全性与系统风险负相关，而财务杠杆、公司规模与系统风险正相关。汤光华等(2006)利用1994－2004年上市公司的数据，发现六个会计变量与系统风险有显著的影响关系。陈晓悦等(2000)利用1994年9月至1998年10月中国股票市场的数据，得出CAPM在中国不适用的结论。
二、假设
为识别公司系统风险（beta值）的财务特征, 以前的研究通常使用以下一些财务变量：流动性、财务杠杆、经营杠杆、经营效率、盈利性、公司规模和成长性。本研究在物流企业中也同样使用了这几个变量来提出假设。本文尝试研究七个可控制的公司特有变量与系统风险之间的关系，提出如下理论假设：
假设 1：流动比率与beta值负相关
假设 2：财务杠杆与beta值正相关
假设 3：经营杠杆与 beta值正相关
假设 4：经营效率与 beta值负相关
假设 5：盈利性与 beta值负相关
假设 6：公司规模与beta值负相关
假设 7：公司成长性与 beta值负相关
三、研究方法
1.数据选择
公开交易的中国物流上市公司1997年－2005年财务数据通过锐思数据（ 省略/.）获得。样本总数为206 ( 1997年9家， 1998年15家，1999年16家，2000年19家， 2001年24 家， 2002年27家， 2003年31家， 2004年 32家， 2005年 33家)。
估计的 beta值通过对公司的日股票报酬率对市场报酬率进行回归分析得到。公司的日股票报酬率以每日股票价格变动百分比来衡量, 市场报酬率以加权值计算。
2.研究方法
为识别公司系统风险和七个变量之间的关系，我们通过9年来每家公司每年的beta 值和财务变量之间的关系，利用下面的多元回归模型进行分析：
Beta=a0+ a1 X1+ a2 X2+ a3 X3+ a4 X4+ a5X5+a6X6+ a7X7
在这里， Beta 代表估计的系统风险； a0代表常数项； X1代表流动性； X2代表财务杠杆； X3代表经营杠杆； X4代表经营效率； X5代表盈利性； X6代表公司规模； X7代表公司成长性。
四、实证结果与分析
1.描述性统计结果与分析
33家物流上市公司1997年至2005年9年间系统风险beta值和7个财务变量的描述性统计结果如下表。
样本物流企业系统风险的均值为1.0338 ，范围为0.44－1.55。这表明物流行业的系统风险接近于市场平均风险1.0，可以被投资者看作是风险一般的行业。样本公司的流动比率范围为0.13－15.08，均值为1.9086。财务杠杆比率范围为0.03－0.96，均值为0.3914。经营杠杆比率范围为0.02－0.68，均值为0.1660。经营效率的均值为0.3839，范围为 0.05 － 1.60。作为盈利性水平的 ROE均值为 7.073%。公司规模的均值为43.7亿元，范围为2.7亿元－723.04亿元，标准差为 98.39亿元，这表明样本包括了不同规模的公司。利润增长率的均值为负数(-26.03%), 表明中国物流行业的成长性不佳，盈利水平呈逐年下降的趋势。
2.假设检验
研究结果表明，回归模型在alpha ＝0.01的水平上是显著的 (F 值：3.172), 并且有三个显著相关的变量 (经营杠杆、经营效率和盈利性)， R2 值为 10.1%。虽然在相关性分析中发现一些变量之间的显著相关性，方差膨胀因子值 (VIF)的范围为 1.021-1.308, 显著低于经验值10，表明在本研究中可以不考虑多重共线性。
本研究的结果表明中国物流行业的经营效率和盈利性与系统风险显著负相关，与假设4和假设5一致。经营杠杆与系统风险显著负相关，与假设3相反，这个结果与某些国内学者的研究结论一致（吴世农等，1999）；汤光华等，2006）。流动性与系统风险不存在显著的相关性，这也与国内某些学者的研究结论一致（吴世农等，1999；汤光华等，2006）。其余几个变量，如财务杠杆、公司规模和成长性与系统风险不存在显著的相关性，与国外学者的研究结论不一致（Jin-Soo Lee 等，2006）。
五、结论
本文研究了中国物流行业系统风险和财务变量之间的相互关系。本文的两项假设得到支持：经营效率和盈利性与系统风险beta值显著负相关。这与其他学者的研究结论一致，表明确实存在一些财务变量与公司的系统风险相关。
我们同时发现：经营杠杆对系统风险有显著影响，但是与beta 值负相关，这与主流财务理论相左，与我们的假设不符，其中原因有待进一步研究。 研究结果还表明：在本文中四项假设未得到支持。中国物流行业的流动比率、财务杠杆、公司规模和成长性与系统风险没有显著的相关性。这表明中国物流行业的系统风险在某种程度上与财务信息相脱节。
本文研究再次证实，CAPM不能直接应用于中国的实践，因为 CAPM建立的基本假设－完善的资本市场。中国的资本市场自1991年建立以来，经历了迅速的发展，但是距离完善的资本市场还有很长的距离。我们相信随着中国资本市场的完善， CAPM将会被广泛应用于中国资本市场的分析。这将有助于我们的进一步研究。
作者单位：贾炜莹，中国农业大学经济管理学院，北京物资学院会计系；陈宝峰，中国农业大学经济管理学院
参考文献
[1] Jin-Soo Lee & Soo Cheong (Shawn) Jang,The systematic-risk determinants of the US airline industry, (2006) tourism management .
[2]吴世农, 冉孟顺, 肖珉, 李雅莉. 我国上市公司系统风险与会计变量之间关系的实证研究[J].会计研究. 1999,12: 29-33.
[3]汤光华, 赵爱平, 宋平. 系统风险与会计风险[J]. 2006,4:109-121.
杠杆原理法的基本假定范文4
关键词：股价信息含量；所有权性质；资本结构
中图分类号：F271
文献标识码：A
文章编号：1001-8204（2015）03-0093-05
企业信息披露不完全或信息含量低容易引发逆向选择与道德风险，导致资本市场上出现资金错配。投资者因不能掌握企业的运营与投资情况，未来收益面临较高的不确定性，会向企业提出额外的风险补偿，要求更高的资本回报率，实际提高了企业的融资成本。因而，股价信息含量会通过影响资本成本的变动，引起企业的杠杆调整，进而影响企业的融资结构。本文拟在考虑我国上市公司所有权性质差异的基础上，为股价信息含量与资本资本结构的相关性效应提供实证分析，并区分不同所仃权性质的企业对该效应的影响。
一、文献回顾与理论假设
目前学界对股价信息含量与资本结构关系的研究，一是集中在股价信息含量的经济后果，二足集中在股价信息含量与信息披露程度的同向变动，以及信息披露程度与资本成本的相关性上。
上市公司股票价格不足仅由公司层面信息决定，还包括了市场与行业层面信息，而股票价格中公司层而息的含量越多，越能有效引导证券市场资源的优化配置。Roll率先提出股价波动同步性的概念，继而Morck等提出利用股价非同步性指标测度股价ff1公司层面的信息含量，引导了股价信息含量在现代金融与会汁学领域的研究序幕，其中股价信息含量的经济后果主要的研究领域之一。股价信息含量经济后果的研究集中于股价信息含最对资源配置效率的影响，并归纳了股票价格对于投资行为的影响路径。有学者分别从宏观的跨同比较、中观的行业层面角度，证明了国家与行业的资源配置效率与股价信息含量存在正相关。如 Bakei，等提出“股价对投资行为的投资路径之一就是通过影响公司的融资成本来实现”，但还缺乏实证。
此外，目前研究均普遍证明了股价信息含最与信息披露程度的同问变动关系、信息的披露程度与公司权益与债权融资成本反向变动关系、内部管理者较外部投资者对公司内部特质信息更为了解，且收集私人信息存在一定的成本，所以二者之问存任信息的小刈称，而可靠的信息披露可以及时有效地向外部投资者传递公司特质信息，减少了信息的收集成本，从而提离了公司股价信息含量。关于信息披露对资本成小的影响，主要是通过影响公司的信息不对称来实现的目前的研究普遍认为信息披露对资本成本影响主要址通过影响公司的信息不对称实现的，一类从风险角俊分析，认为信息披露的不完全，使投资者对未来收益的预测承担更高的信息风险，相应地会要求虹高的风险补偿，而信息披露程度的提高，降低了管理者与外部投资者的信息不对称，从而降低了投资者面临的信息风险，投资者要求的资本回报率较低；一类从证券市场流动性的角度分析，提出较高的信息披露程度通过减低投资者问的信息不对称，提高了股票的流动性，降低J，交易的成本，且提高了股票的需求量提升了，股价，从而降低了公司的资本成本。Diamond利用类似于Kyle的最大化利朋私有信息开展战略化交易的模型，发现信息披露通过改变做市商面临的风险，从而改变了，股票的流动性，进而影响资本成本。Easley等基于公开与私有信息的构成差异，认为公开信息减少了不知情投资者的风险，从而降低了投资者要求的投资回报率。国内对此方而的研究主要是在国外研究的基础上进行检验和分析，王华以2001 - 2003年我国新上市175家公司为样本，证明了信息不对称程度与资本成本有显著关系，王岚也通过实证证明了信息披露质量高的公司对应的资本成本相对较低。基于以上分析，同时考虑到中国上市公司的实际权益成本远低于债务融资成本，且存在复杂的非财务因素，如政府对于债券市场的严格监管，“内部人控制”造成的股权软约束，中国的上市公司普遍具有股权偏好性，笔者提出以下假设：
假设l：股价信息含量与资本结构之间存在负相关，当上市公司的股价含量提高时，公司的融资成本降低，且偏向于选择股权融资，公司的杠杆水平会随着股价信息含量的提高而降低。
考虑到中国特殊的环境因素，上市公司股价信息含量对于资本结构的影响会因所有权性质的不同而产生差异。虽然黄少安、张岗依据“高比例国有股一内部人控制一股权融资偏好”的逻辑，提出“国有股的比例与财务杠杆呈负相关”的观点[13]，但李朝霞、肖忠泽经实证分析得出的结果并不支持上述逻辑，认为考虑到我国深层次的制度因素，国有化程度与财务杠杆呈现正相关。国有企业的管理体制改革较之非国有企业相对滞后，管理者会利用“所有者缺位”“链过长造成产权模糊”的问题，形成内部人控制，不受市场控制与市场约束的内部人能够完全控制公司，加之缺乏经理股权激励机制，负债比率大小对于经理人的激励约束机制较弱，对信息含量变动做出调整杠杆行为的动机较小。此外，政府对部分资源配置的垄断使得国有企业与国有银行的关系更为密切，债务约束机制弱化。国有银行可能处于政治性目的而非盈利性目的为国有企业提供信贷支持，会因政府的信誉担保，减少对公司信息的需求，而对非国有企业，会更多考虑盈利目的，要求更多的公司信息与担保，因此由于政府对信贷政策的直接干预行为与信誉担保行为，会降低公司信息对国有企业债权融资约束的影响作用。根据以上分析，笔者提出第二个假设：
假设2：国有上市公司的资产负债率高于非国有企业，且国有上市公司的资本结构对于股价信息含量的敏感度小于非国有上市公司。
二、实证研究设计
（一）研究变量定义
1.资本结构
本文使用资产负债率来衡量企业的资本结构，其中市场杠杆为ML，账面杠杆为BL。
2.股价信息含量
目前国内外对于股价信息含量的测度，并不存在较为统一的标准。综合国内外已有的研究成果来看，主要存在以下四种测量股价信息含量的方法：股价波动非同步性、股票收益反映未来会计盈余信息能力指标、知情交易概率指标（PIN值）[20]、私有信息交易量指标。后三种测度方法或是出于数据的可得性或是出于无法得到公司年度层面的测度值，并未广泛应用，而股价波动非同步性的方法简便可行，应用较为广泛。因此，本文考虑到数据可得性以及测度股价信息含量的有效性，采用股价非同步性作为测度股价信息含量的指标。计算股价信息含量的方程如下
Yi，j，t=βi，v+βi，mYm，t+βi，jYj，t+εi，j，t
其中ri，j，t表示i公司第t期收益率，本文采用周收益率，j表示公司所属行业；rm，t表示第t期市场收益率，rj，t表示行业j第t期的加权平均收益率。通过回归，我们可以得到方程（1）的可决系数R2，用l - R2表示股价的非同步性。我们用（1一R2）/R2的自然对数来表示公司股价信息含量，即SPI=ιn[（1- R2）/R2]
3.所有权性质
所有权性质为虚拟变量。根据企业实际控制人的属性，由国家及地方各级政府所实际控制的公司认定为国有企业，记为1，其他则记为0。
4.控制变量
影响企业资本结构的因素包括行业杠杆中位数、公司规模、红利政策、固定资产率、市账比、盈利能力等，本文选取了其中四个指标作为控制变量，分别是总营业收入的自然对数（ Lnlnsale），反映公司规模；固定资产率（ Fix），即固定资产/总资产；公司市值与账面价值之比（MB），反映公司的成长性；以及公司盈利能力（ Prof），用营业总收入与总资产之比表示。以上各变量定义见表l所示：（二）研究方法与模型
为了验证第一个研究假设，我们构建了如下的回归模型：
其中，ML及BL表示公司资本结构，等于总负债/总资产。Control表示控制变量，包括公司规模、固定资产率、市值与账面价值之比以及盈利能力。SPI表示股价信息含龄。、
在力一稗（3）和（4）的基础上，为了检验所有权性质的引入，对股价信息含量与资本结构之间的关系的影响，我们引入交叉项，构建方程（5）与（6）如下：
三、实证结果
（一）样本选择和数据来源
本文研究样本为我国沪深股市交易所上市公司，研究的时问跨度为2001到2012年年度数据，数据来源于wind数据库。借鉴已有的研究经验，笔者对原始样本做了如下处理：剔除金融行业相关的上市公司；剔除2001至2012年问的ST公司；剔除2001至2012年问发生过被兼并重组的企业。经处理后，总样本包含1988家公司的13414个观测样本。
（二）描述性统计
主要变量的描述性统计量根据所有权性质分类后的结果如表2所示。
样本中非国有企业包含5404个样本，少于国有企业的8070个.国有企业的资产负债率均值为0.3893，大于非国有企业的0.2372，这一结果与我们的假设一致。在股价信息含量（SPI）上可以看到，国有企业股价信息含量的均值为1.2587，小于非国有企业的1.7406。这说明非国有企业的信息披露更为透明，股价中包含的公司层面信息量更多。国有企业的固定资产率（Fix）和规模（Lnlnsale）的均值都大于非国有企业，而盈利能力（Plof）和市账比（MB）小于非国有企业，反映出国有企业规模大，但盈利能力较差的特点。
（三）实证结果分析
1.股价信息含量与资本结构
首先估计一个包含公司特征的基本模型，分别考察了市场杠杆（ML）和账面杠杆（BL）与控制变量滞后一期的结果（见表2的方程l和2）。从中发现公司规模和固定资产比与公司杠杆正相关，两个模型的结果一致，即规模大、固定资产比重较大的公司倾内于高杠杆；而盈利能力与成长能力与市场杠杆（ML）负相关，即盈利能力强与成长性高的公司倾向于低杠杆水平这一结果与Frank and Goyal的研究一致
在方程3和方程4中，新增股价信息含含量（SPI）这一变量进行回归，结果发现股价信息含量与公司杠杆水平负相关。这就证明了假设1，即对于我国上市公司而言，股价信息含量的提高引起公司股权与债权融资成本的降低后，考虑到企业的股权融资偏好，企业更倾向低杠杆的融资结构。
2.股价信息含量、所有权性质和杠杆
为了研究股价信息含量在不同的所有权性质下如何影响上市公司杠杆水平，在原模型的基础上新增表示所有权性质的虚拟变量property和股价信息量（SPI）的交叉项Property×SPI作为回归变量，并进行回归，结果如表4。
从表4可知，交叉项Pmperty×SPI的系数分别为0.01882和0.01591，表明国有企业相较于非国有企业而言，其股价信息含量对杠杆水平的影响较弱甚至无影响，影响减弱程度即为交叉项Property×SPI的系数对于国有企业而言，与政府机构有着特殊的隶属关系，存在财务顸算软约束，获得银行信贷能力较强，面临的债务约束机制更弱，从而国有企业的杠杆水平更高，且对股价信息含量变动的反应更不敏感；而对于非国有上市企业而言，其与银行的关系不如国有企业密切，会被要求提供更多的信息与担保，面临严重的外部金融约束，市场与公司内部的监督激励机制更为有效，企业的杠杆因股价信息含量变动而调整的动机更强。
为了区分国有企业与非国有企业在股价信息含量对杠杆水平的影响上的差别，本文将样本按照所有权性质分为两类进行回归，结果如表5。
国有企业的股价信息含量同市场杠杆和账面杠杆的相关性不显著，而非国有企业的表现相反，相关系数分别为-0.00527和-0.00822。也即股价信息含量对于国有企业的杠杆无影响，而对于非国有企业，股价信息含量的提高对于企业杠杆的降低有促进作用。
（四）稳健型检验
前面的实证过程中，我们对于控制变量和股价信息含量采用了滞后一期的处理。为了研究模型的内生性问题及反向因果关系，用没有滞后的控制变量和股价信息含量对模型进行稳健型检验，结果见表6。
表6的实证结果同之前的实证结果类似，即对我国上市公司而言，股价信息含量的提高有助于公司杠杆水平降低。
随后，为了检验考虑所有权性质后估计信息含量对公司资本结构的影响，我们同样采用不滞后的控制变量和股价信息含量进行文件性检验，结果如表7。
表7的结果也同之前的实证结果类似，从所有权分类来看，股价信息含量的提高对国有企业的杠杆水平平不相关二非国有企业呈显著负相关。
四、结论
杠杆原理法的基本假定范文5
[关键词] 杠杆原理 实务 应用
杠杆本是物理学中的一个术语，在企业经营管理中“杠杆”现象存在于两个方面：经营杠杆，即在其他条件不变的情况下（假定产品销售价格，单位变动成本和固定成本不变），由于固定成本（F）的存在，当销售量（Q）变化时，会带来息税前利润（EBIT）更大的变化；财务杠杆，即如果企业有负债资本存在（利息大于0），当息税前利润变化时，则会带来企业净利润或每股盈余（EPS）更大的变化。
课堂上在讲授这些理论知识时，学员们总感到就是理论而已，没有实际的操作性。但实际上不是这样。
一、杠杆系数的计算公式
1.定义公式
(1)经营杠杆系数（DOL）。所谓经营杠杆系数是指息税前利润的变化是销售量变化的倍数。即可以表示为DOL=(EBIT/EBIT)/(Q/Q)
其中，EBIT——基期是息税前利润
EBIT——息税前利润的变化（即报告期的息税前利润-基期的息税前利润）
Q——基期的销售量
Q——销售量的变化
(2)财务杠杆系数（DFL）。财务杠杆系数是指每股盈余的变化是息税前利润的变化的倍数。可以表示为DFL=(EPS/EPS)/(EBIT/EBIT)
其中，EBIT——基期是息税前利润
EBIT——息税前利润的变化（即报告期的息税前利润-基期的息税前利润）
EPS——基期的每股盈余
EPS——每股盈余的变化
2.预测公式
(1)经营杠杆系数DOL=M/EBIT=（EBIT+F）/EBIT
其中，M——基期的边际贡献（销售收入-变动成本）
EBIT——基期的息税前利润
F——固定成本
推导过程如下：基期EBIT＝Q*（p-v）-F（1）
报告期(EBIT+ EBIT)＝（Q+Q）*（p-v）-F（2）
(2)-(1)EBIT= Q*(p-v)(3)
把（3）代入定义公式DOL＝EBIT/EBIT/Q/Q
DOL=（ Q*(p-v) /EBIT）/ （Q/Q）=M/EBIT=（EBIT+F）/EBIT
(2)财务杠杆系数DFL-=EBIT/（EBIT-I）
其中：EBIT——基期的息税前利润
推导过程如下：
基期EPS＝[（EBIT－I）*（1－T）－PD]/N（1）
报告期EPS‘＝[（EBIT’－I）*（1－T）－PD]/N（2）
EPS＝（2）－（1）＝ EBIT*（1－T）/N（3）
DFL＝ EPS/EPS/ EBIT/EBIT （4）
把(1)（3)代入(4).
DFL＝EBIT/[EBIT－I－PD/（1－T）]
DFL＝EBIT/EBIT－I
其中，N——股数
EBIT——基期是息税前利润
二、杠杆系数计算公式的实务应用
杠杆原理在实务应用的操作步骤如下：(1)采用预测公式，预测下年度销售量（或息税前利润）的变化会引起息税前利润（或每股盈余）多大的变化，即求解下年度的经营杠杆系数（或财务杠杆系数）；(2)采用定义公式，根据预测的下年度的销售量的变化率（或息税前利润的变化率）求解下年度息税前利润的变化率。(3)根据上年度的息税前利润（或每股盈余）求解下年度增加（或减少）的息税前利润（或每股盈余）的金额。
如，小王大学毕业后，自办产业（卖鞋），用300000购厂房一幢，分10年折旧，招聘会计2名，每人每月4000元，营销人员10名，无底薪，按销售额的12%提成，上年小王赚取息税前利润70000元，小王预测下年市场看好，销售量将上升10%。问小王下年的息税前利润是多少？若小王有银行借款10万元，利率为5%，所得税税率为25%，请问小王下年的净利润会是多少？
求解过程如下：
(1)F=300000/10+4000*12*2=126000
DOL=70000+126000/70000=2.8
(EBIT/EBIT)/(Q/Q)=2.8
EBIT/EBIT=2.8*10%=28%
EBIT=70000*28%=19600
小王下年的息税前利润70000+19600=89600
(2)上年小王净利润为：（7万-10*5%）*(1-25%)=6.5*75%=48750
DFL=EBIT/(EBIT-I)=70000/(70000-5000)=1.077
(EPS/EPS)/(EBIT/EBIT)=1.077
EBIT/EBIT=28%
EPS/EPS=28%*1.077=30.156%
EPS=30.156%*48750=14701.05
小王下年的净利润会是63451.05
参考文献：
[1]马元兴:《财务管理》（第二版）[M].高等教育出版社，2007
杠杆原理法的基本假定范文6
关键词：财务杠杆；资本结构；投资决策
财务杠杆又可称为融资杠杆、资本杠杆或者负债经营，它是投资者在制定资本结构决策时对债务筹资的利用，而在这种利用中，只要企业在筹资中通过适当举债调整资本结构可以给企业带来额外收益。财务杠杆在企业的现实经营中具有重要的作用，如果企业投资收益率大于负债利率，财务杠杆作用会使得资本收益由于负债经营而绝对值增加，从而使得权益资本收益率大于企业投资收益率，且债务资本比例越高，财务杠杆利益越大，所以财务杠杆利益的实质便是由于企业投资收益率大于负债利率，由负债所取得的一部分利润转化给了权益资本，从而使得权益资本收益率上升。反之，如果企业投资收益率等于或小于负债利率，那么负债所产生的利润只能或者不足以弥补负债所需的利息，甚至利用权益资本所取得的利润都不足以弥补利息，而不得不以减少权益资本来偿债，这便是财务杠杆损失的本质所在。
财务杠杆的选择直接影响到企业的资本结构从而对一个企业的兴衰具有深远的影响，本文就已有资本结构理论进行总结，并对其进行评价，借鉴国内外资本结构理论的成果，由此引出我国企业应该在应用财务杠杆时应该注意的问题。
一、理论回顾：现代资本结构理论及其评价
（一）现代资本结构理论和其发展的最新趋势
1、mm理论
1958年，美国经济学家弗兰克·莫迪格莱尼和金融学家默顿·米勒提出mm定理，并在随后的十多年里不断修正改进，前后经历了三个阶段：第一，mm理论1——资本结构无关论即假设不考虑税收情况下，企业无论以负债筹资还是权益资本筹资，企业总价值都不受资本结构的影响；第二，mm理论2——资本结构有关论，是考虑公司所得税的mm理论，认为因负债利息避税利益，企业价值会随着资产负债率的增加而增加，当100%负债时企业价值最大，故理论上企业最佳资本结构为100%负债；第三，mm理论3——米勒模型，是同时考虑公司所得税和个人所得税时的mm理论，认为企业所得税提高时，资金会从股票转移到债券以获得节税效益，此时企业的负债率提高，另一方面，如果个人所得税提高，并且股利收入的税率低于债券利息收入的税率时，资金则会从债券转移到股票，此时企业的负债率降低。该理论暗示的一层含义是：现实的世界不可能是完美的，因而资本结构很可能会影响企业的投资决策。正是基于这一推断，财务杠杆与企业投资之间的关系一直受到金融学界的关注。虽然mm理论数理逻辑严密，是现代资本结构理论体系创立的标志，但难以得到实践的验证。
2、基于成本的资本结构理论
1976年简森（jensen）和麦克林（mecking）将成本理论引入到财务学分析，分析股东与经理之间、股东与债权人之间的利益冲突，探询公司资本结构与成本之间的关系。
（1）股东与经理之间的成本。外部股权融资是现代大型企业的典型特征，企业规模庞大，企业中的经理人通常只持有一部分或小部分企业股份，他们只能享受改善企业经营管理所产生的部分利益，而要承担相应的全部成本。于是经理会平衡个人管理投入的边际成本和边际收入，它是管理层的最优决策，那么，相对没有外部股权融资的企业，有外部股权融资的企业则会降低经理的管理投入，从而降低企业价值，这就给外部股权融资企业带来成本，它可体现为管理懈怠、利益侵占等。
（2）股东与债权人之间的成本。股东与债权人之间的利益冲突实质是源于股东的有限责任、源于股票的期权性质。股权是公司给予股东随时可以买卖的权力，股东承担有限责任，企业股权可看成是企业资产为标的的资产的看涨期权，一旦企业存在违约风险，债权人和股东之间就会出现利益冲突，如资产问题或风险转移问题、投资不足问题等，都反映可能导致企业因债务融资而做出次优投资决策，形成企业债务成本。企业可以通过消弱债务价值与企业资产风险之间的关系，有效降低债务成本。
3、现代资本结构理论发展的最新趋势
无论是债务融资还是股权融资，企业的融资行为都离不开资本市场这个沟通资金盈余者和资金短缺者的重要场所。不过，从前面的回顾可以看出，资本结构理论的发展似乎没有给予资本市场以足够的关注。近年来，一些文献开始重新考虑资本市场环境对企业融资行为的影响，如动态资本结构权衡理论、市场择时理论（market-timing theory）和基于市场微观结构的资本结构理论。
（二）资本结构理论的评价
西方资本结构主流理论以企业价值与资本结构之间关系为核心，不断拓展延伸对企业融资行为的研究，从mm理论创立，到权衡理论、理论、信息不对称理论等的提出，理论体系得以发展丰富，许多时候后者往往是在对前者研究的修正与延伸，各种理论有其既定的假设前提且存在一定的逻辑关联。从现代资本结构理论的发展及其最新趋势可以看出，目前资本结构理论研究开始越来越倾向于研究资本市场的微观因素，如交易成本、交易行为、流动性和信息等对资本结构造成的影响。这为我国资本结构理论研究提供了一条很好的思路。事实上，作为上市公司融资的场所，资本市场对上市公司资本结构的选择产生重要影响，我国学者对此一直没有给予足够重视，而且，我国资本市场存在着诸多有别于国外的特征，如企业债券市场不发达、流通股和非流通股同时并存、实行指令驱动的交易机制、市场监管不完善等。为更深入地分析和研究我国公司资本结构形成规律，应该把国外先进的资本结构理论与我国实际有机地结合起来，这将有助于促进我国资本结构理论的发展。
二、案例分析：财务杠杆之滥用与韩国大宇集团的倒闭
韩国大宇集团是金宇中先生于1967年靠借来的10000元美金创立的。1997年，美国《财富》杂志将带领大宇集团的金宇中评为当年“亚洲风云人物”。然而，在大宇集团世界化经营风光无限的背后，却是企业的大举借债，这个庞然大物逐步踏上了靠借债度日的不归路。1997年7月，大宇集团宣布因负债800亿美元而破产，这是韩国历史上金额最大的一笔企业破产案。
大宇集团倒闭的主要原因就是企业对财务杠杆的滥用。1997年年底韩国发生金融危机，根据财务杠杆原理，为了降低财务风险，企业应该减少利息支出，而要减少利息支出就必须偿还债务。其他企业开始变卖资产偿还债务，以降低财务杠杆系数（即降低财务风险）。大宇集团非但不减少债务，而且发行了大量债券，增加了它的财务负担，更增加了财务风险。此时，它的借款利率已经远大于其资产利润率。1998年其债务危机已经初露端倪，1999年前几个月其资产负债率仍然居高不下，1999年7月该集团被韩国4家债权银行接管，一度辉煌的大宇集团实质上已经倒闭。可见此时，大宇集团的举债经营所产生的财务杠杆效应是消极的，它不仅未能提高企业的盈利能力，反而因巨大的偿付压力使企业陷入难以自拔的财务困境。
一般而言，财务杠杆是指由于固定性财务费用的存在，使企业息税前利润的微量变化所引起的每股收益大幅度变动的现象。企业盈利水平越高，扣除债权人拿走某一固定利息之后，投资者（股东）得到的回报也就愈多。相反，企业盈利水平越低，债权人照样拿走某一固定的利息，剩余给股东的回报也就愈少。当盈利水平低于利率水平的情况下，投资者不但得不到回报，甚至可能倒贴。由于利息是固定的，因此，举债具有财务杠杆效应。所以，从根本上说，大宇集团的倒闭是财务杠杆的消极作用影响的结果。
大宇集团在政府政策和银行信贷的支持下，走的是一条“举债经营”之路。试图通过大规模举债，达到大规模扩张的目的，最后实现“市场占有率至上”的目标。由于经营不善，加上资金周转困难，举债不仅没有提高企业的盈利能力，并且使公司的总资产利润率小于利润率，巨大的偿付压力使企业陷入无法解脱的财务困境。
三、结论
由上文对资本结构理论的总结和对大宇公司破产原因的分析，对于我国企业在运用财务杠杆在进行投资决策时，得到以下结论。
（一）企业应根据所处的环境确定合理的负债水平
大宇集团高负债的资本结构导致的破产的例子使我们清楚的看到，财务杠杆发挥正效益需要在赢定的范围之内，当企业投入某一数额的资金可以产生一定税前利润水平时，企业应及时合理调整其资本结构，据此提高企业的每股收益水平，即前面所说的“分饼原理”。只有当总资产利润率大于借款利率时，才会给企业带来有利的积极的财务杠杆作用；反之，将会给企业带来负面、消极的影响。任何企业不能无条件地从事举债经营。在财务决策中，应该首先对资项目进行严格的可行性研究，通过可行性研究把握市场和把握项目的盈利能力；在此基础上，再根据项目的盈利能力谨慎选择相应的筹资模式，以充分、合理利用财务杠杆的积极作用效应，提高企业的每股收益水平。
（二）财务杠杆水平的利用必须与公司预计实现的现金净流量相匹配
mm资本结构理论中的无公司税模型认为，公司的价值取决于公司未来所创造的现金净流量，与企业的资本结构无关。虽然我们认为mm的这条定理所设定的假设条件与现实有着遥远的距离，也无意评价资本结构是否影响公司价值。但mm理论却揭示了企业发展最为本质的一条铁律：增加企业价值、增强公司持续发展能力的根本途径是增强企业获取未来现金净流量的能力。盈利能力强的企业有着选择各种财务杠杆利用政策的机动性和灵活性，能够更好地驾御财务杠杆的利用，能够更好地控制财务杠杆利用不当给企业带来的损失。
（三）企业应在增强财务的灵活性和财务杠杆利用之间寻求平衡
比可持续增长率更为快速增长的公司，不可避免地要使用外部融资支持公司的增长，这种类型的企业需要在增加企业财务的灵活性和财务杠杆利用之间进行平衡。财务的灵活性是指现在的融资决策应以增加未来的融资能力为前提，为将来企业的发展需要再度进行债务融资创造条件。保持企业财务的灵活度需要企业进行大量的权益资本的积累，其权益资本的积累要么来自于企业的留存收益，要么来源于发行股票融资。企业应维持一个保守的财务比率，以保持企业持续进入资本市场充足的借贷能力；制定一个适当的、能够以留存收益支持公司持续增长的股利支付率；如果需要外部融资，则首选举债，迫不得已时再发行股票。这是一种既能够利用留存收益增强企业财务的灵活度，又能够利用债务融资维持或提高股票市场价值的融资政策，也是一种将财务杠杆的利用纳入管理增长、以留存收益和举债支持企业持续发展的理财对策。
参考文献：
1、李裕坤,孙艳芳.如何舞好负债经营者把双刃剑[j].发展,2005(3).
2、姜晓颖,田瑞.试论负债经营的优势与风险[j].黑龙江财会,2001(12).
