摘要：本文以深滬兩市A股2006-2010年進(jìn)行了增發(fā)和配股的上市公司為研究對(duì)象，采用了多元線性回歸分析的實(shí)證研究方法，分析資本結(jié)構(gòu)、盈利能力、非流通股比例、國有股比例、內(nèi)部人控制對(duì)股權(quán)融資偏好的影響。

關(guān)鍵詞：上市公司；股權(quán)融資偏好；內(nèi)部人控制現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論從不同的視角研究了關(guān)于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的相關(guān)問題，這些理論有助于理論界和實(shí)務(wù)界加強(qiáng)對(duì)資本結(jié)構(gòu)和企業(yè)融資方式的認(rèn)識(shí)。在我國，上市公司存在著強(qiáng)烈的股權(quán)融資偏好，這與優(yōu)序融資理論截然相反。本文希望通過實(shí)證研究，來分析影響這種現(xiàn)象產(chǎn)生的因素。

一、我國股權(quán)融資偏好影響因素的研究設(shè)計(jì)

（一）數(shù)據(jù)來源及方法

本文以2006-2010年滬、深兩市A股進(jìn)行了配股和增發(fā)的公司為樣本，對(duì)選取的樣本就資本結(jié)構(gòu)、盈利能力、股權(quán)結(jié)構(gòu)、內(nèi)部人控制等影響股權(quán)融資偏好的統(tǒng)計(jì)指標(biāo)進(jìn)行多元線性回歸分析。

（二）研究假設(shè)

本文以資產(chǎn)負(fù)債率代表企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)，資產(chǎn)負(fù)債率高的公司，償債能力就差，公司外部負(fù)債籌資就困難，因而采取外部股權(quán)融資的可能性就大，股權(quán)融資偏好程度就會(huì)高。

H1：資產(chǎn)負(fù)債率與股權(quán)融資偏好正相關(guān)。

本文用凈資產(chǎn)收益率代表公司盈利能力，企業(yè)獲利能力比較強(qiáng)時(shí)，企業(yè)就有可能保留較多的盈余，可進(jìn)行更少的外部融資，股權(quán)融資偏好程度就低。

H2：凈資產(chǎn)收益率與股權(quán)融資偏好負(fù)相關(guān)。

非流通股股東擁有上市公司的實(shí)際控制權(quán)和決策權(quán)，而股票發(fā)行溢價(jià)恰好滿足了非流通股股東這一要求，因此可以推測(cè)，非流通股比例越高則進(jìn)行股權(quán)融資的可能性就越大。

H3：非流通股比例與股權(quán)融資偏好正相關(guān)。

我國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)中國家股所占的比例很大，國有股在大多數(shù)上市公司就處于絕對(duì)控股地位。作為非流通股的國有股，其轉(zhuǎn)讓是以凈資產(chǎn)為基礎(chǔ)確定的，發(fā)行股票的高溢價(jià)可以導(dǎo)致凈資產(chǎn)的成倍增加，從而導(dǎo)致上市公司偏好股權(quán)融資?；谝陨?，本文認(rèn)為上市公司進(jìn)行股權(quán)融資的機(jī)會(huì)與國有股比例正相關(guān)，因此提出此假設(shè)。

H4：國有股所占比重與股權(quán)融資偏好正相關(guān)。

債券融資會(huì)增加公司的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)，因此經(jīng)理人在融資方式的選擇上首選無破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)的股權(quán)融資，從而使上市公司表現(xiàn)出股權(quán)融資的過度偏好。本文將內(nèi)部人控制定義為內(nèi)部董事與董事會(huì)總?cè)藬?shù)的比例，其中內(nèi)部董事包括既擔(dān)任董事又擔(dān)任經(jīng)理的和不擔(dān)任經(jīng)理但領(lǐng)取報(bào)酬的。

H5：內(nèi)部人控制與股權(quán)融資偏好正相關(guān)。

（三）模型建立

股權(quán)融資比重（EFP）=配股或增發(fā)融資總額/外源融資總額；資產(chǎn)負(fù)債率（DEBT）=負(fù)債總額/資產(chǎn)總額；凈資產(chǎn)收益率（ROE）=凈利潤/所有者權(quán)益；非流通股比例（NSP）=非流通股本/總股本；國有股比例（SSP）=國家股股本/總股本；內(nèi)部董事比例（IC）=內(nèi)部董事人數(shù)/董事會(huì)人數(shù)。

根據(jù)以上變量定義，建立以下模型：

EFP=α+β1DEBT+β2ROE+β3NSP+β4SSP+β5IC+ε

其中α為常數(shù)項(xiàng)

β1 - β5為回歸系數(shù)

ε為隨機(jī)變量

（四）數(shù)據(jù)分析

表1逐步回歸結(jié)果

表2變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣

回歸方程可以描述為：

Y=-1.023DEBT-0.007ROE+0.127NSP-0.042SSP+0.119IC（1）

（R=0.761，R2=0.579）

F檢驗(yàn)：F=34.908，（回歸顯著性的置信概率為95%）顯著性水平為0.000

如表1、表2所示，各變量的相關(guān)系數(shù)均不超過0.6，方差擴(kuò)大因子（VIF）均在10以下，可以認(rèn)為不存在多重共線性問題。通過式（1）可以看出該模型的R值比較理想，擬合優(yōu)度比較高。通過多元線性回歸分析可以看出，資產(chǎn)負(fù)債率與股權(quán)融資偏好顯著負(fù)相關(guān)；凈資產(chǎn)收益率與股權(quán)融資偏好負(fù)相關(guān)，但不顯著；非流通股比例與股權(quán)融資偏好顯著正相關(guān)；國有股比例與股權(quán)融資偏好負(fù)相關(guān)，但不顯著；內(nèi)部董事比例與股權(quán)融資偏好顯著正相關(guān)。

二、結(jié)論：

資產(chǎn)負(fù)債率與股權(quán)融資偏好顯著負(fù)相關(guān)，與假設(shè)1不符。出現(xiàn)這種現(xiàn)象的原因可能是因?yàn)槿绻鲜泄举Y產(chǎn)負(fù)債率較高，可能面臨著較高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，在進(jìn)行股權(quán)融資時(shí)會(huì)受到更多的限制，使其股權(quán)融資需求不能順利滿足。

凈資產(chǎn)收益率與股權(quán)融資偏好負(fù)相關(guān)，但不顯著。雖然顯著性不強(qiáng)，但在一定程度上還是反映了凈資產(chǎn)收益率高的公司會(huì)減少股權(quán)融資。

非流通股比例與股權(quán)融資偏好顯著正相關(guān)，驗(yàn)證了假設(shè)3的結(jié)論。在我國上市公司“一股獨(dú)大”的特殊股權(quán)結(jié)構(gòu)下，較高的非流通股比例會(huì)影響公司的融資決策，使公司偏好股權(quán)融資，與假設(shè)所述理由相符。

國有股比例與股權(quán)融資偏好負(fù)相關(guān)，但不顯著。這與假設(shè)4不符。究其原因，可能是因?yàn)閲泄杀壤蟮墓?，更容易從銀行獲得貸款，也減少了股權(quán)融資需求；也有可能由于本研究中樣本容量不夠大，或者是所選取樣本的代表性較弱。

內(nèi)部董事比例與股權(quán)融資偏好顯著正相關(guān)，與假設(shè)5相符。公司破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)與舉債的關(guān)系是正相關(guān)的，上市公司的經(jīng)理人不愿承擔(dān)債務(wù)違約和企業(yè)破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)，因此經(jīng)理人較偏好于采用股權(quán)融資。（作者單位：河北大學(xué)管理學(xué)院）

參考文獻(xiàn)

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