董 玲，郭凱華

(太原理工大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理學(xué)院，山西 太原 030024)

一、引言

自Modigliani和Miller提出MM理論以來，國(guó)內(nèi)外財(cái)務(wù)學(xué)者對(duì)上市公司資本結(jié)構(gòu)問題的研究從未停止。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的不斷發(fā)展和日臻完善，越來越多的上市公司開始關(guān)注資本結(jié)構(gòu)的問題，如何借鑒國(guó)外資本結(jié)構(gòu)理論，調(diào)節(jié)和優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，合理利用財(cái)務(wù)杠桿提升經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)已經(jīng)成為上市公司關(guān)注的焦點(diǎn)。目前，由于各地區(qū)對(duì)外開放程度、政策導(dǎo)向、發(fā)展先后順序，以及在國(guó)民經(jīng)濟(jì)布局上重點(diǎn)的不同，導(dǎo)致了中部與東西部地區(qū)在資本市場(chǎng)建設(shè)和發(fā)展程度上出現(xiàn)了很大差異。中部地區(qū)工業(yè)類上市公司資本結(jié)構(gòu)整體上表現(xiàn)出主要依靠債務(wù)融資、股權(quán)融資比重偏小，以及債務(wù)融資內(nèi)部構(gòu)成不合理，在一定程度上阻礙了企業(yè)的發(fā)展。本文對(duì)中部地區(qū)工業(yè)類上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)相關(guān)性進(jìn)行了實(shí)證研究，以期為中部地區(qū)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整和經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)提升提供一些有意義的結(jié)論和建議。

二、實(shí)證研究設(shè)計(jì)

(一)基本假設(shè)

縱觀國(guó)內(nèi)外財(cái)務(wù)學(xué)者對(duì)資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)關(guān)系的研究，許多學(xué)者都采用線性回歸的方法得出資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間呈正相關(guān)或者負(fù)相關(guān)關(guān)系。根據(jù)現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論，近年來，一些學(xué)者通過理論研究和實(shí)證分析提出了“倒U型”理論，認(rèn)為企業(yè)存在一個(gè)最佳的資本結(jié)構(gòu)區(qū)間，即經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與資本結(jié)構(gòu)并不是呈簡(jiǎn)單的線性相關(guān)關(guān)系，而是呈“倒U型”分布的關(guān)系[1]。李義超的研究結(jié)果也表明企業(yè)存在最優(yōu)負(fù)債區(qū)間[2]。根據(jù)“倒U型”理論，資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間呈現(xiàn)出“倒U型”分布關(guān)系，并且綜合國(guó)內(nèi)外實(shí)證研究的結(jié)果發(fā)現(xiàn)，企業(yè)負(fù)債率在0.5～0.6之間可能是上市公司的最佳資本結(jié)構(gòu)區(qū)間。根據(jù)筆者匯總的數(shù)據(jù)資料可以得出中部地區(qū)工業(yè)類上市公司2010年資產(chǎn)負(fù)債率均值為67.16%，長(zhǎng)期資本負(fù)債率均值為29.11%，因此，筆者提出兩個(gè)基本假設(shè)，假設(shè)1：中部地區(qū)工業(yè)類上市公司資產(chǎn)負(fù)債率高于60%，資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2：中部地區(qū)工業(yè)類上市公司長(zhǎng)期資本負(fù)債率低于50%，長(zhǎng)期資本負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間呈正相關(guān)關(guān)系。

(二)數(shù)據(jù)來源及樣本選取

本文選取了中部地區(qū)工業(yè)類上市公司披露的2010年1月1日到2010年12月31日的年度財(cái)務(wù)報(bào)告數(shù)據(jù)，樣本主要來自采掘、電力、鋼鐵、化工和機(jī)械設(shè)備行業(yè)，數(shù)據(jù)來源于巨潮咨詢網(wǎng)和同花順金融服務(wù)網(wǎng)。在上市公司選擇上參考國(guó)內(nèi)外研究慣例，同時(shí)為了增加研究樣本在特征上的統(tǒng)一性，以及消除異常值對(duì)于因子分析和回歸分析的影響，將該類公司中的輕工類和PT、ST類上市公司剔除，最后共得到70家上市公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)，并且利用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)軟件和EXCELL軟件進(jìn)行數(shù)據(jù)整理、分析和驗(yàn)證。

(三)變量設(shè)計(jì)

資本結(jié)構(gòu)方面，選取了資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資本負(fù)債率作為代表變量。國(guó)內(nèi)同類實(shí)證研究一般都把資產(chǎn)負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)的代表變量，如徐玉玲[3]，和肖作平[4]，在研究資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)關(guān)系上把資產(chǎn)負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)的代表指標(biāo)，但是考慮到資本結(jié)構(gòu)在狹義上定義為各項(xiàng)長(zhǎng)期資本的比例關(guān)系，本文又增加了長(zhǎng)期資本負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)的補(bǔ)充指標(biāo)。在經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)上，主要從盈利能力、償債能力、營(yíng)運(yùn)能力和發(fā)展能力四個(gè)方面進(jìn)行指標(biāo)選擇，力圖全面反映出企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。盈利能力上選取了每股收益、總資產(chǎn)報(bào)酬率、凈資產(chǎn)收益率和銷售毛利率，償債能力上選取了流動(dòng)比率和每股經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金凈流量，營(yíng)運(yùn)能力上選取了總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率，發(fā)展能力上選取了主營(yíng)收入同比增長(zhǎng)率和凈利潤(rùn)同比增長(zhǎng)率[5]。

三、實(shí)證分析

(一)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)指標(biāo)因子分析

因子分析的實(shí)質(zhì)就是從所有不相關(guān)的原始變量中找出隱藏的具有代表性的因子，將同類特征的元素歸類成同一個(gè)因子，抓住研究對(duì)象的主要信息含量。采用因子分析法可以消除評(píng)價(jià)指標(biāo)包涵信息的重疊導(dǎo)致的評(píng)價(jià)重復(fù)性，同時(shí)也可以消除人為確定權(quán)重對(duì)綜合評(píng)價(jià)的影響。為了避免經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)各項(xiàng)指標(biāo)存在相關(guān)性問題，本文對(duì)所選取的九項(xiàng)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)指標(biāo)進(jìn)行了因子分析，最后得到一項(xiàng)綜合反映經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的因子。

KMO檢驗(yàn)用于研究變量之間的偏相關(guān)系數(shù)是否過小，一般情況下，當(dāng)KMO大于0.9時(shí)效果最佳，小于0.5時(shí)不適宜作因子分析。由表1可以看出，取樣足夠度的KMO度量為0.675，大于0.5，且Sig的值為0.000，由此否定相關(guān)矩陣為單位陣的假設(shè)，即認(rèn)為經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)指標(biāo)之間存在著較為顯著的相關(guān)性，符合因子分析的條件。本文選取了主成分分析法作為因子提取的方法。

表1 KMO和Bartlett 球形檢驗(yàn)結(jié)果表

按照Bartlett球形檢驗(yàn)原則，選取初始特征值大于1的因子作為主成分。由表2得出：前三個(gè)因子的特征值均大于1，且三項(xiàng)累積方差貢獻(xiàn)率達(dá)到了74.314%，也就是說，這三個(gè)因子可以解釋原始變量方差的74.314%。結(jié)合因子載荷矩陣中經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)指標(biāo)在三項(xiàng)主成分因子中所占權(quán)重，最后定義第一主成分F1為盈利因子、第二主成分F2為營(yíng)運(yùn)因子和第三主成分F3為發(fā)展因子，三個(gè)主成分因子從盈利、營(yíng)運(yùn)和發(fā)展三個(gè)角度全面反映了企業(yè)的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。

表2 方差解釋表

參照因子得分系數(shù)矩陣，建立三個(gè)主成分因子得分模型公式：

F1=-0.280×Y1+0.148×Y2+0.176×Y3-0.097×Y4+0.297×Y5-0.169×Y6+0.224×Y7+0.039×Y8+0.083×Y9.

F2=-0.097×Y1+0.122×Y2+0.245×Y3+0.129×Y4-0.187×Y5+0.623×Y6-0.215×Y7+0.139×Y8+0.358×Y9.

F3=-0.106×Y1+0.196×Y2-0.092×Y3+0.640×Y4-0.162×Y5+0.027×Y6+0.236×Y7-0.471×Y8-0.225×Y9.

以盈利因子F1、營(yíng)運(yùn)因子F2和發(fā)展因子F3為代表變量，將各因子得分的方差貢獻(xiàn)率作為權(quán)重進(jìn)行加權(quán)匯總，計(jì)算中部地區(qū)工業(yè)類上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)指標(biāo)的綜合因子得分，其公式如下：

Y=(46.782%F1+14.511%F2+13.020%F3)/74.314%.

(二)資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的回歸分析

1.模型構(gòu)建

為了進(jìn)一步確認(rèn)中部地區(qū)工業(yè)類上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間的相關(guān)性，本文選取反映經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的綜合因子作為被解釋變量，資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資本負(fù)債率作為解釋變量進(jìn)行回歸分析。建立數(shù)學(xué)模型，模型1：Z=α0+α1X+ε1；模型2：Z=α2+α3Y+ε2。其中：Z為上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)綜合因子；X和Y分別為上市公司資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資本負(fù)債率；α0和α2為常數(shù)項(xiàng)；α1和α3分別為資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資本負(fù)債率的回歸系數(shù)；ε1和ε2為隨機(jī)誤差項(xiàng)。

2.回歸結(jié)果分析

(1)資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)回歸結(jié)果及分析。由表3可以看出，在給定的顯著水平0.05的情況下，拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，各變量的系數(shù)顯著均不為零。決定系數(shù)R2為0.967，表明模型的擬合情況很好。常數(shù)項(xiàng)α0的Sig值為0，具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。通過F分布表得出F的臨界值為3.95，小于統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示的F值12.392，說明回歸方程是顯著的。該模型的一次項(xiàng)F檢驗(yàn)的統(tǒng)計(jì)量F值的伴隨概率為0.003，遠(yuǎn)小于0.05，通過了F檢驗(yàn)，也就是說，在顯著水平為0.05的情況下，企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)是存在相關(guān)關(guān)系的。由此可以做出以下判斷：顯著水平為0.05時(shí)，資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間存在顯著的負(fù)相關(guān)性關(guān)系，回歸方程為：Z=-0.770X+7.296。

表3 資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)回歸分析表

中部地區(qū)工業(yè)類上市公司資產(chǎn)負(fù)債率均值超過了60%，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)與資產(chǎn)負(fù)債率呈反向變動(dòng)趨勢(shì)關(guān)系，說明資產(chǎn)負(fù)債率略微偏高，中部地區(qū)工業(yè)類上市公司過度利用財(cái)務(wù)的杠桿效應(yīng)，增加財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)的同時(shí)抵消了稅盾價(jià)值，降低了經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。Myers & Mujluf[6]的優(yōu)序融資理論認(rèn)為，企業(yè)內(nèi)源融資成本低于債務(wù)融資和股權(quán)融資，只有當(dāng)內(nèi)源融資不足以滿足企業(yè)融資需求時(shí)，才應(yīng)該采用負(fù)債融資和股權(quán)融資，正確的融資順序?yàn)椋簝?nèi)源融資、債務(wù)融資、股權(quán)融資。中部地區(qū)工業(yè)類上市公司較多使用債務(wù)融資說明了其在內(nèi)源融資上存在不足，公司的積累性資本偏少，一定程度上反映出中部地區(qū)工業(yè)類上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)整體上不佳。

(2)長(zhǎng)期資本負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)回歸結(jié)果及分析。由表4可以看出，各變量在5%的顯著水平下，拒絕系數(shù)為零的原假設(shè)，即各變量系數(shù)顯著均不為零。決定系數(shù)R2為0.743，說明模型的擬合情況較好。常數(shù)項(xiàng)為1.162，常數(shù)項(xiàng)α2的Sig值為0.005，遠(yuǎn)小于0.05，具有顯著的統(tǒng)計(jì)學(xué)意義。通過F分布表得到F的臨界值是3.95，大于統(tǒng)計(jì)結(jié)果顯示的F值2.685，說明回歸方程是不顯著的。自變量的斜率為0.268，在給定顯著性水平為0.05的情況下，T檢驗(yàn)分布的臨界值小于1.638，沒有通過T檢驗(yàn)，此時(shí)犯錯(cuò)的概率會(huì)超過5%，造成這種情況可能是由于受行業(yè)因素影響和選擇的樣本數(shù)量較少造成的。但是被解釋變量與解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)為0.268，因此可以認(rèn)為長(zhǎng)期資本負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間存在弱的正相關(guān)關(guān)系，得到的回歸方程為：Z=0.268Y+1.162。

表4 長(zhǎng)期資本負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)回歸分析表

中部地區(qū)工業(yè)類上市公司長(zhǎng)期資本負(fù)債率均值低于50%，長(zhǎng)期資本負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間存在正向變動(dòng)趨勢(shì)關(guān)系，說明債務(wù)資本在結(jié)構(gòu)上不合理，流動(dòng)負(fù)債偏高，長(zhǎng)期負(fù)債不足。根據(jù)代理理論[7]，加大長(zhǎng)期負(fù)債可以降低由股東和經(jīng)理之間利益沖突所導(dǎo)致的代理成本，更大限度地發(fā)揮長(zhǎng)期債務(wù)抵稅效應(yīng)，從而提高企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)。另一方面，信號(hào)傳遞理論[8]表明，只有經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)好的企業(yè)才能受到債權(quán)人青睞，籌集到更多的債務(wù)融資，中部地區(qū)工業(yè)類上市公司長(zhǎng)期資本負(fù)債率偏低也從一定程度上反映出其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)整體上達(dá)不到債權(quán)人和投資者的要求。

四、結(jié)論及建議

通過實(shí)證分析可以得出以下結(jié)論：資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)之間不是簡(jiǎn)單的線性關(guān)系，二者之間呈現(xiàn)出“倒U型”分布關(guān)系，即中部地區(qū)工業(yè)類上市公司資產(chǎn)負(fù)債率超過60%時(shí)，資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系；長(zhǎng)期資本負(fù)債率低于50%時(shí)，長(zhǎng)期資本負(fù)債率與經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)?yōu)槿跽嚓P(guān)關(guān)系，與研究假設(shè)基本一致。中部地區(qū)工業(yè)類上市公司存在資產(chǎn)負(fù)債率略微偏高以及負(fù)債結(jié)構(gòu)不合理的問題，主要表現(xiàn)為流動(dòng)債務(wù)過剩和長(zhǎng)期債務(wù)不足。

綜上所述，對(duì)中部地區(qū)工業(yè)類上市公司來說，要調(diào)整融資方式，從整體上降低資產(chǎn)負(fù)債率和調(diào)整債務(wù)結(jié)構(gòu)，將短期負(fù)債融資轉(zhuǎn)化為長(zhǎng)期負(fù)債融資。在確定適合負(fù)債比率區(qū)間的同時(shí)保持資本結(jié)構(gòu)的彈性，合理運(yùn)用財(cái)務(wù)杠桿，實(shí)現(xiàn)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)最大化的目標(biāo)。其次，要努力提高股權(quán)融資效率，大力發(fā)展債券市場(chǎng)，不斷完善破產(chǎn)激勵(lì)機(jī)制，為企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的提升提供良好的外部環(huán)境。

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