張傳亮

摘要：資本結構與公司績效關系的研究無論從理論還是實際上都有非常重要的意義。本文選擇長三角地區(qū)的114家中小上市公司2011年到2013年的數(shù)據(jù)進行分析，探索資本結構與公司績效的具體關聯(lián)性，力求對企業(yè)的發(fā)展提供參考。

關鍵詞：資本結構 績效 控制變量

一、引言

1985年MM理論的提出奠定了現(xiàn)代資本理論的基礎，之后國內外學者又陸續(xù)提出了不少相關理論，來優(yōu)化資本結構、提高公司價值。但是關于資本結構影響因素的研究，國內外學者沒有達成統(tǒng)一意見。以往的研究通常以主板上市公司為研究對象，但是中小企業(yè)作為國內社會就業(yè)的最大載體和國民經濟發(fā)展中最有活力的一支力量，更能代表我國企業(yè)發(fā)展國情，所以，本文將長三角地區(qū)的中小板上市公司作為研究樣本，分析研究國內經濟實力最強地區(qū)的資本結構與公司績效關系。

二、文獻綜述

在MM理論推出后，國內外相關學者開始對企業(yè)資本結構與公司績效關系進行深入研究。Simely和Li（2000）在研究兩者關系時，把環(huán)境動態(tài)性因素考慮在內，結果證明企業(yè)環(huán)境穩(wěn)定時，負債與績效成正相關性關系。Frank和Goyal（2003）把研究樣本設定為非金融企業(yè)，對其50年的數(shù)據(jù)進行了分析，提出財務杠桿與績效之間呈顯著正相關關系。國內學者對兩者關系的研究較晚，胡援成（2002）將總資產報酬率作為公司業(yè)績的衡量指標，實證結果證明負債率與總資產報酬率呈負相關關系。張兆國（2006）建立了二者的聯(lián)立方程，證明其存在互動關系，并利用三階最小二乘法方程證明公司績效與財務杠桿的負相關關系。肖作平（2008）對國有控股和民營上市公司5年內的數(shù)據(jù)進行研究，提出后者的績效要好于前者，資本結構是形成這種差異的主要原因。

三、指標選取與數(shù)據(jù)說明

（一）研究指標

1、自變量

資本結構包括股權資本和債務資本。選擇第一大股東持股比例作為股權資本的自變量。中小企業(yè)的負債多為短期負債，有的企業(yè)的短期發(fā)債比例甚至高達100%，對公司業(yè)績的影響很大，所以用中小板上市公司的短期負債來衡量債務資本。

2、因變量

常用的衡量上市公司績效的評價指標是EVA、凈資產收益率和托賓Q等。凈資產收益率是衡量上市公司效益的重要指標，而且數(shù)據(jù)易得、概念界定清晰，所以選為本文的因變量指標。

3、控制變量

收入增長率、資本結構、企業(yè)風險、資產規(guī)模等因素都是與公司績效緊密相連的影響因素，所以本文選擇將公司總資產作為控制變量來控制其他因素的影響。

（二）選取樣本和數(shù)據(jù)來源

本文選取2011年、2012年和2013年三年的長三角地區(qū)的中小上市公司作為樣本。遵循大多數(shù)學者篩選數(shù)據(jù)的原則：剔除PT、ST類上市公司，消除企業(yè)虧損資產重組或某些財務指標異常等影響因素；剔除資產負債率大于100%的上市公司；剔除同時發(fā)行A、B、H股的上市公司。本文使用SPSS19.0對114家上市公司進行描述性統(tǒng)計和線性回歸分析。

（三）實證模型的構建

1、研究假設

假設一：中小板上市公司資產負債率與績效負相關

假設二：中小板上市公司短期負債率與績效負相關

假設三：雖然資產負債率和股權結構共同影響著公司績效，但是根據(jù)我國國情，其資產負債率的影響程度更強

2、回歸模型的構建

模型一：ROE=a+bDAR+dlnSIZE+e

模型二：ROE=a+bSDAR+dlnSIZE+e

模型三：ROE=a+bDAR+cTopl+dlnSIZE+e

其中，ROE代表凈資產收益率，a、b、c、d、e分別代表變量系數(shù)，DAR代表資產負債率，SIZE表示公司總資產的對數(shù)， Topl代表第一大股東持股比例。

四、實證分析

（一）變量的相關性檢驗

對相關指標進行相關性檢驗，結果如圖。

從以上數(shù)據(jù)我們可以看出：2011年長三角地區(qū)的中小板上市公司資產負債率與公司績效的相關性水平沒有通過顯著性水平檢驗，因此二者的負相關關系不是很明顯。另外，短期負債率與公司績效的相關性也不明顯，沒有通過回歸方程的顯著性要求。2012年長三角中小板上市公司資產負債率與公司績效的相關系數(shù)為-0.219，其相關性水平通過了顯著性水平檢測，因此二者是線性相關的。2013年自變量與因變量與2011年的顯著性水平相似，二者關系呈現(xiàn)負相關，但是其顯著性水平沒有通過顯著性水平檢查，因此相關性不明顯，本年的第一大股東持股比例和短期負債率與績效相關性也都不明顯，沒有通過回歸方程的顯著性要求。因此，顯著性最明顯的是2012年的數(shù)據(jù)，下面將對2012年的數(shù)據(jù)進行回歸分析。

（二）模型一的回歸分析結果

ROE作為因變量，DAR作為自變量，lnSIZE作為控制變量。利用進入法對模型一進行回歸分析，結果如下：表中R方的值為0.11，擬合程度相對理想，說明資產負債率對凈資產收益率的解釋量為0.11。總資產對數(shù)回歸系數(shù)為0.037，顯著性水平小于0.01，這說明其與公司績效顯著正相關。該模型的F顯著性檢驗值是6.894，其水平小于0.01，回歸整體上顯著。T檢驗值大于0.05，說明e在檢驗模型中的顯著性較弱。

（三）模型二的回歸結果分析

ROE作為因變量，lnSIZE作為控制變量，SDAR作為自變量，根據(jù)模型二做回歸分析，結果如下：R值說明短期負債率對凈資產收益率的解釋量到達0.096，相關系數(shù)水平較低。e的顯著性水平大于0.05，這說明常數(shù)項在回歸模型中不顯著。短期負債率的歸回系數(shù)為-0.11，T檢驗值也小于0.05，這說明短期負債率與公司績效顯著負相關?？傎Y產對數(shù)的回歸系數(shù)為0.027，且T檢驗值小于0.05，這說明總資產與公司績效顯著正相關。

（四）模型三的回歸結果分析

lnSIZE作為控制變量，ROE作為因變量，DAR和Topl作為自變量，對模型三進行回歸分析，結果如下：模型三回歸方程中的R值說明資產負債率和第一大股東持股比例對凈資產收益率的解釋量達到0.098，相關系數(shù)水平較低。對第一大股東的持股比例的T檢驗值大于0.05，沒有通過顯著性水平檢驗?？傎Y產對數(shù)的回歸系數(shù)為0.027，且顯著性水平小于0.01，這說明總資產對數(shù)與公司績效是顯著正相關的。資產負債率顯著性水平小于0.05，且回歸系數(shù)是-0.093，這說明資產負債率與公司績效是顯著負相關的。

（五）實證分析結論

假設一是對資產負債率與公司績效關系進行研究，結果表明二者呈負相關系。長三角地區(qū)的中小板上市企業(yè)在盈利能力強時，資金較多、負債較少，在企業(yè)虧損時，融資出現(xiàn)困難，只能借助短期負債來維持經營。假設二是對短期負債率與公司績效關系進行研究，結果表明二者呈負相關關系。長三角地區(qū)的中小板上市公司的大部分負債都是短期負債，結果證明短期負債率和資產負債率與公司績效的關系高度一致。假設三是對股權結構和債務結構對公司績效關系進行研究，結果表明數(shù)據(jù)與方程的擬合程度較差，但是對解釋其影響還是有一定借鑒意義的。模型三中的資產負債率與公司績效關系與模型一的結果一致，第一大股東持股比例與公司績效間不存在簡單的線性關系。中小企業(yè)需要降低債務資本成本和財務風險，減少外部監(jiān)督者對管理者的束縛，轉向股權融資，激發(fā)企業(yè)新的經營策略。

參考文獻：

[1]胡援成.企業(yè)資本結構與效益及效率關系的實證研究[J].管理世界，2002

[2]曹廷求，孫文祥.股權結構與資本結構：中國上市公司實證分析[J].中國軟科學，2011

[3]肖作平.資本結構影響因素和雙向效應動態(tài)模型——來自中國上市公司面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].會計研究，2010endprint