□（嘉興學(xué)院商學(xué)院 浙江嘉興314000）

我國創(chuàng)業(yè)板的設(shè)立使得越來越多的中小企業(yè)相繼開始上市，本文選取2013年至2015年315家創(chuàng)業(yè)板上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)，對創(chuàng)業(yè)板上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的關(guān)系進行分析，探索通過優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)提高經(jīng)營績效的方法。

一、創(chuàng)業(yè)板上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效相關(guān)性模型的構(gòu)建

（一）研究假設(shè)。本文提出以下四個假設(shè)：

假設(shè)1：創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中度與經(jīng)營績效呈正相關(guān)。

假設(shè)2：創(chuàng)業(yè)板上市公司的流動負債率與經(jīng)營績效呈負相關(guān)。

假設(shè)3：創(chuàng)業(yè)板上市公司的有息負債率與經(jīng)營績效呈負相關(guān)。

假設(shè)4：創(chuàng)業(yè)板上市公司的長期資本負債率與經(jīng)營績效呈正相關(guān)。

（二）分析方法。利用SPSS統(tǒng)計分析軟件對數(shù)據(jù)進行整理和分析，應(yīng)用主成分因子分析法對經(jīng)營績效進行分析，將每家企業(yè)的綜合績效作為因變量，將資本結(jié)構(gòu)分為股權(quán)結(jié)構(gòu)和債券結(jié)構(gòu)作為自變量，通過合理的理論假設(shè)構(gòu)建實證模型，從而分析兩者之間的關(guān)系，并通過實證分析結(jié)果對模型的擬合度和回歸系數(shù)進行檢驗，對提出的四個研究假設(shè)進行檢驗分析。

（三）自變量的設(shè)定。

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)指標的選取。創(chuàng)業(yè)板上市公司不同的股權(quán)集中度形成了不同的公司治理結(jié)構(gòu)，對公司的經(jīng)營績效產(chǎn)生深遠的影響。本文選取的股權(quán)結(jié)構(gòu)指標主要有第一大股東持股比例和前五大股東持股比例，如表1所示。

表1 股權(quán)結(jié)構(gòu)指標的定義

2.債權(quán)結(jié)構(gòu)指標的選?。ㄒ姳?）。

表2 債權(quán)結(jié)構(gòu)指標的定義

（四）因變量的設(shè)定。

1.經(jīng)營績效的評價方法選擇。本文選擇反映公司經(jīng)營績效的五個方面的17個指標（見表3），應(yīng)用主成分分析法評價公司的經(jīng)營績效。

表3 經(jīng)營績效指標的選取

2.經(jīng)營績效的主成分分析法應(yīng)用（2013年至2015年主成分分析）。運用SPSS軟件對選取的創(chuàng)業(yè)板上市公司2013年至2015年的財務(wù)數(shù)據(jù)進行分析，UI數(shù)據(jù)進行KMO檢驗和巴特利特球體檢驗 （Bartlett′s Test），KMO檢驗的取值在0—1之間，主要是判斷數(shù)據(jù)是否適合做因子分析，如果KMO的取值越接近1，說明變量之間的相關(guān)性很強，很適合做因子分析；如果越接近0，說明變量之間的相關(guān)性不強，不適合做因子分析。一般情況下，KMO取值大于0.9時，效果最好；而小于0.5時，則不適合作因子分析。Bartlett′s Test檢驗主要是對原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣進行檢測，如果原有變量的相關(guān)系數(shù)矩陣是單位陣，則不適合作因子分析，反之，則說明原有變量適合作因子分析。從表4可以看出，Bartlett′s Test的值為 6060.009，顯著性概率為 0.000，顯然通過了顯著性檢驗。KMO值為0.739，大于0.5，達到了一般的標準。因此通過以上檢驗結(jié)果可知，2013年至2015年的財務(wù)數(shù)據(jù)適合應(yīng)用因子分析。

表4 KMO測度和巴特利特球體檢驗結(jié)果

如表5所示，將特征根大于1的因子提取出來，按照大小進行排序，有4個特征根大于1，其方差分別為23.030%、21.326%、19.328%、15.245%，而且這4個公共因子所揭示的方差累計達到78.929%，因此選取這4個主成分來代替原來的17個變量，也就是只需要選取創(chuàng)業(yè)板上市公司2013年至2015年的4個主成分即可。

表5 總方差解釋

旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣明顯向0或者1靠攏，系數(shù)值分布比較極端，所以更容易解釋公共因子。從下頁表6可以看出，綜合因子的第一個因子反映的是企業(yè)的償債能力，該因子在流動比率、現(xiàn)金比率指標上有較大載荷；第二個因子在反映企業(yè)盈利能力的凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)收益率和每股收益上面有較大的載荷，說明第二個主成分因子反映的是企業(yè)的盈利能力；第三個主成分因子在代表企業(yè)成長能力的資本積累率、總資產(chǎn)增長率上有較大載荷，說明第三個因子反映了企業(yè)的成長能力；第四個因子在代表企業(yè)運營能力的流動資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率指標上有較大載荷，說明第四個主成分因子反映企業(yè)的周轉(zhuǎn)能力。

從下頁表7因子得分系數(shù)矩陣，計算得出綜合因子得分函數(shù)如下所示：

F1=0.078×X1+0.070×X2+0.080×X3+0.018×X4+……+0.013×X16+0.038×X17

表6 旋轉(zhuǎn)后的因子載荷矩陣

表7 因子得分系數(shù)矩陣

F2=0.158×X1+0.206×X2+0.147×X3+0.129×X4+……-0.041×X16+0.173×X17

F3=-0.069×X1-0.075×X2+0.031×X3+0.088×X4+……+0.234×X16-0.121×X17

F4=-0.117×X1+0.039×X2+0.037×X3-0.099×X4+……+0.286×X16+0.017×X17

以四個主成分的方差貢獻率為權(quán)重構(gòu)造2013年至2015年績效的綜合評價函數(shù)：

F=（F1×0.23030+F2×0.21326+F3×0.19328+F4×0.15245）/0.78929

（五）實證模型的構(gòu)建。本文以創(chuàng)業(yè)板上市公司的綜合公司績效作為被解釋變量，以第一大股東和前五大股東持股比率、資產(chǎn)負債率、流動負債率、有息負債率和長期負債比率指標作為解釋變量，構(gòu)建創(chuàng)業(yè)板上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效的關(guān)系模型。

針對假設(shè)1：創(chuàng)業(yè)板上市公司的綜合績效與股權(quán)集中度呈系數(shù)為正的線性關(guān)系，因此構(gòu)建模型如下：

F1=α1+β1×CRi+ε1

針對假設(shè)2：創(chuàng)業(yè)板上市公司的綜合績效與流動負債率呈系數(shù)為負的線性關(guān)系，因此構(gòu)建模型如下：

F2=α2+β2×SDAR+ε2

針對假設(shè)3：創(chuàng)業(yè)板上市公司的綜合績效與有息負債率呈系數(shù)為負的線性關(guān)系，因此構(gòu)建模型如下：

F3=α3+β3×BDAR+ε3

針對假設(shè)4：創(chuàng)業(yè)板上市公司的綜合績效與長期資本負債率呈系數(shù)為正的線性關(guān)系，因此構(gòu)建模型如下：

F4=α4+β4×LDAR+ε4

其中：Fi代表創(chuàng)業(yè)板上市公司的綜合公司績效；CRi代表前i大股東的股權(quán)集中度；DAR代表資產(chǎn)負債率；LDAR代表長期負債率；SDAR代表流動負債比率；BDAR代表有息負債率；αi代表常數(shù)項，βi代表變量系數(shù)，εi代表隨機變量（i=1，2，3……，k）。

二、創(chuàng)業(yè)板上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效相關(guān)性模型的檢驗

（一）股權(quán)集中度與經(jīng)營績效相關(guān)性的回歸結(jié)果與分析。從表8可以看出，2013年至2015年第一大股東持股比率與經(jīng)營績效回歸模型的R2為0.50956，說明一定程度上第一大股東持股比率能夠解釋綜合經(jīng)營績效，而其他因素對績效的影響為0.49044。F值為0.811，置信水平為0.690，遠大于0.05，即兩者之間沒有明顯的線性關(guān)系。常數(shù)項的系數(shù)為 0.008，t檢驗的置信水平為0.707，大于0.05，即常數(shù)項具有不顯著性。系數(shù)為0.000，t檢驗值為0.690，大于0.05，即系數(shù)是不顯著的，因此認為2013年至2015年第一大股東持股比率與經(jīng)營績效呈不顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表8 第一大股東持股比率與經(jīng)營績效回歸分析

從表9可以看出，2013年至2015年前五大股東持股比率與經(jīng)營績效的回歸模型中的R2為0.50669，說明前五大股東持股比率對綜合公司的績效的解釋度較強，其他因素的影響為0.49331。F值為3.762，置信水平為0.152大于0.05，因此可見回歸方程的相關(guān)性不顯著，即兩者之間不存在明顯線性關(guān)系。常數(shù)項為-0.274，t檢驗的置信水平為0.158，大于0.05，說明該常數(shù)項不顯著。前五大股東持股比率的系數(shù)為0.04，t檢驗值為0.152，大于0.05，因此認為前五大股東持股比率的系數(shù)不具有顯著性。且由于前五大股東持股比率的系數(shù)為正，所以2013年至2015年創(chuàng)業(yè)板上市公司前五大股東持股比率與經(jīng)營績效呈不顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表9 前五大股東持股比率與經(jīng)營績效回歸分析

（二）債權(quán)結(jié)構(gòu)與經(jīng)營績效相關(guān)性的回歸結(jié)果與分析。

1.流動負債率與經(jīng)營績效的回歸分析（見表10）。2013年至2015年流動負債率與經(jīng)營績效回歸模型的R2為0.52751，其他因素的影響為0.47249，說明流動負債率對公司經(jīng)營績效的解釋較強。F值為2.688，置信水平為0.102，大于0.05，說明兩者之間的線性關(guān)系不顯著。常數(shù)項的系數(shù)為0.287，置信水平為0.106，大于0.05，說明該常數(shù)項不應(yīng)該出現(xiàn)在方程中。流動負債率的系數(shù)為-0.325，置信水平為0.102，大于0.05，因此認為流動負債率的系數(shù)顯著性不明顯，由于系數(shù)為負，因此得出2013年至2015年創(chuàng)業(yè)板上市公司流動負債率與經(jīng)營績效呈不顯著的負相關(guān)關(guān)系。

表10 流動負債率與經(jīng)營績效的回歸分析

2.有息負債率與經(jīng)營績效的回歸分析。由表11可知，2013年至2015年有息負債率與公司經(jīng)營績效的回歸模型中的R2為0.52632，則其他因素的影響為0.47328。F值為15.729，置信水平為0.003，小于0.05，說明兩者之間有明顯的線性關(guān)系。常數(shù)項的系數(shù)為0.107，置信水平為0.033，小于0.05，則該常數(shù)項可以出現(xiàn)在方程式中。有息負債率的系數(shù)為-0.484，t檢驗值為0.003，小于0.05，因此具有顯著性，又由于系數(shù)為負數(shù)，所以可以得出2013年至2015年有息負債率與公司經(jīng)營績效呈顯著負相關(guān)。

表11 有息負債率與經(jīng)營績效回歸分析

3.長期資本負債率與經(jīng)營績效的回歸分析。從表12中可得，2013年至2015年回歸模型中的R2為0.50716，其他因素的影響為0.49294，說明長期負債率對經(jīng)營績效的影響較強。F值為3.548，置信水平為0.335，大于0.05，說明兩者之間的線性關(guān)系不顯著。常數(shù)項為0.026，t檢驗值為0.483，大于0.05，說明該常數(shù)項不應(yīng)該出現(xiàn)在方程式中。長期資本負債率為0.764，t檢驗值為0.335，大于0.05，且由于系數(shù)為正，所以長期資本負債率與經(jīng)營績效呈不顯著的正相關(guān)關(guān)系。

表12 長期資本負債率與經(jīng)營績效回歸分析

（三）檢驗結(jié)果與分析。通過回歸分析證明，股權(quán)集中程度與企業(yè)經(jīng)營績效具有不顯著的正相關(guān)作用，假設(shè)1成立；流動負債率與經(jīng)營績效呈不顯著的負相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2成立；有息負債率與經(jīng)營績效呈顯著負相關(guān)關(guān)系，假設(shè)3成立；長期資本負債率對企業(yè)經(jīng)營績效呈不顯著負相關(guān)關(guān)系，假設(shè)4成立。

三、優(yōu)化創(chuàng)業(yè)板上市公司資本結(jié)構(gòu)、提高企業(yè)經(jīng)營績效的對策

（一）適度提高創(chuàng)業(yè)板上市公司的股權(quán)集中程度。企業(yè)應(yīng)該根據(jù)自身的實際情況，適度地提高企業(yè)的股權(quán)集中度，盡量避免一股獨大的現(xiàn)象，從而形成一個相對集中的股權(quán)局面。因此，使第一大股東的持股比例穩(wěn)定在合理的區(qū)間內(nèi)，并且根據(jù)企業(yè)的實際情況，適當(dāng)提高企業(yè)前五大股東的持股比例，是當(dāng)前我國創(chuàng)業(yè)板上市公司提高經(jīng)營績效的合理有效的途徑。

（二）降低創(chuàng)業(yè)板上市公司流動負債比例，適度增加長期負債。我國創(chuàng)業(yè)板上市公司普遍存在長期負債比率過低的問題，對此企業(yè)應(yīng)該及時地縮減企業(yè)的流動負債，適度增加企業(yè)的長期負債。目前多數(shù)企業(yè)只在為滿足企業(yè)日常需要而使用流動負債，當(dāng)償還流動負債后不再持有。筆者認為，應(yīng)根據(jù)企業(yè)的長期負債的期限和利率等問題，引入適合自身長期發(fā)展所需要的長期負債。