卞靖

摘 要：根據資本結構相關理論，選取我國51家食品飲料行業(yè)上市公司2005年-2009年5年間的年報數據作為研究對象，利用面板數據分析方法研究食品飲料行業(yè)資本結構的影響因素。結果表明，企業(yè)營利能力、非負債稅盾和產品市場競爭程度與企業(yè)資本結構呈負相關關系，企業(yè)成長性與企業(yè)資本結構呈正相關關系。

關鍵詞：食品飲料；資本結構；面板分析

1 引言

自從1958年莫迪格利安尼與米勒發(fā)表MM定理以后，國內外學者對于資本結構影響因素的研究從未間斷。Titnan和Wesseles（1988）[1]認為，企業(yè)的規(guī)模、資產擔保價值和成長性與企業(yè)資本結構呈正相關關系；企業(yè)的營利性、非負債稅盾以及資產的波動性與企業(yè)的資本結構呈負相關關系。Eriotis等（2007）[2]認為企業(yè)的資產擔保價值與公司負債呈顯著負相關關系。我國也有不少學者研究并得出類似的結論：如陸正飛、辛宇（1998）[3]認為行業(yè)是影響企業(yè)資本結構的一個重要因素；企業(yè)的獲利能力與資本結構負相關；規(guī)模、資產擔保價值、成長性對資本結構影響不甚顯著。王娟、楊鳳林（2002）[4]認為資本成本、非負債稅盾、資產擔保價值、企業(yè)規(guī)模與企業(yè)的資本結構負相關。

2 變量選擇和研究假設

2.1 公司規(guī)模

假設1公司規(guī)模與資本結構正相關，即公司規(guī)模越大，公司資產負債率越高。

2.2 非負債稅盾

假設2 非負債稅盾與資本結構負相關。

2.3 成長性

假設3 公司成長性與資本結構正相關。

2.4 營利性

假設4 公司營利能力與資本結構負相關。

2.5 企業(yè)資產的可抵押性

假設5 企業(yè)資產的可抵押性與資本結構正相關。

2.6 股權結構

假設6 股權結構與資本結構負相關。

2.7 產品市場競爭程度

假設7 產品市場競爭程度與資本結構負相關。

3 樣本的選取

本文的研究對象是2005年-2009年深滬市A股上市公司食品飲料行業(yè)的數據。對樣本的選取進行了如下的工作：1）剔除了ST或PT的企業(yè)。2）剔除了資產負債率大于1的企業(yè)。3）選取了上市年限相對較長的上市公司?；谝陨显瓌t，我們選取了2005年-2009年食品飲料行業(yè)51家企業(yè)數據進行實證分析。

4 模型的建立

4.1 變量的量化與具體定義

資本結構：ZCFZL，年末負債總額/年末資產總額；公司規(guī)模：ZZC，Ln（期末總資產）、YYSR，Ln（營業(yè)收入）；公司成長性：ZZCZZL，總資產增長率、JZCZZL，凈資產增長率；非負債稅盾：FFZSD，折舊額/總資產；股權結構：GQJG，流通股/總股數；資產可抵押性：ZCJG，（存貨+固定資產）/總資產；營利性：ZZCSYL，總資產收益率、JZCSYL，凈資產收益率；產品競爭程度：XSFY，銷售費用/營業(yè)收入。

4.2 模型的選擇

4.2.1 面板數據模型形式

根據本文所搜集的數據，我們建立以下面板數據模型：

yit=αit+βitxit+uit

其中，i=1，2，3，…5，代表第i個截面觀察單位，t=2005，2006，…2009，代表第t個時間序列觀測值，yit代表第i個企業(yè)第t年的資本結構，用資產負債率來表示。x1t，x2t，x3t，…x10t，分別代表影響上市公司資本結構的10個因素，隨機誤差項uit相互獨立，且滿足零均值、等方差為σ2u的假設。

4.2.2 面板數據單位根檢驗

我們利用Eviews6.0軟件，選取了LLC檢驗、IPS檢驗兩種方法來進行面板數據的單位根檢驗，結果顯示：股權結構和總資產變量在5%水平不平穩(wěn)，經一階差分后，均在5%的水平拒絕原假設。所以我們認為，所有變量均為一階差分平穩(wěn)變量。

4.2.3 面板數據的協(xié)整檢驗

對各數據的協(xié)整關系進行KAO協(xié)整檢驗，其ADF統(tǒng)計量均在5%顯著性水平下拒絕原假設，表明各數據之間存在顯著的協(xié)整關系。

4.2.4 面板數據的模型檢驗

在對面板模型進行估計是，我們需要檢驗樣本數據究竟符合哪種面板數據模型形式，從而避免模型設定的偏差改進參數估計的有效性。

1）固定效應模型顯著性檢驗

假設H1：α1 =α2=··=αN ， β1=β2=··βN

其固定效應模型的顯著性檢驗結果所示：P值小于5%，因此拒絕原假設，選擇固定效應模型。

2）Hausman檢驗

Hausman檢驗的原假設是隨機效應模型的系數與固定效應模型的系數沒有差別，如果接受原假設，表明應該選擇隨機效應模型，否則就選擇固定效應模型。檢驗結果顯示，P值在5%的水平下拒絕原假設，所以我們最好選用固定效應模型。

4.3 模型的估計

根據上面的檢驗結果我們采用固定效應模型對模型進行估計分析，模型估計結果顯示，企業(yè)成長性因素的系數為正，且通過了0.05顯著性水平下的檢驗，表明企業(yè)成長能力的增強有助于企業(yè)進行債務融資；非負債稅盾因素和公司營利性因素在0.05的水平下顯著為負，這證明食品飲料行業(yè)上市公司的非負債稅盾和營利能力與資本結構呈顯著的負相關關系。產品市場競爭程度因素在接近0.05的水平下為負，這表明在食品飲料企業(yè)為了在激烈的市場競爭維持企業(yè)的正常運作，即使擁有大額銷售費用用于產品的宣傳和推廣，也采取了低負債策略。

5 主要結論

本文通過采用比較前沿的面板單位根檢驗、面板模型的選擇和回歸等分析方法，對2005年到2009年我國食品飲料行業(yè)上市公司面板數據進行了實證研究。研究表明：

1）我國食品飲料行業(yè)的總資產為不平穩(wěn)因素，這主要是因為我國各企業(yè)由于國家政策扶持、地區(qū)環(huán)境等多種因素，使得各企業(yè)間存在著較大的差異，表現(xiàn)出非一致性。股權結構的不平穩(wěn)性是由于2005年國家進行股權分置改革后各企業(yè)的進度不盡相同。但是不同企業(yè)的銷售收入水平、營利水平以及成長水平都存在著顯著的協(xié)整關系。

2）假設1和假設5沒有的到得到太多的經驗數據的證實與證偽?？赡苁且驗閺目傮w上看食品飲料企業(yè)的規(guī)模較其他行業(yè)偏小，沒有形成多角化經營或縱向一體化經營的資本，抗風險能力較弱，因此企業(yè)沒有過多的使用債務融資。食品飲料行業(yè)有著其獨特的行業(yè)特點即產品的期限性，其資產的可抵押性一直處于一個較低的水平，這也可能對企業(yè)的債務融資產生影響。

3）假設2得到一定的經驗數據的證實。企業(yè)計提的折舊越多其避稅效果越明顯，企業(yè)則可以減少短期負債，資本結構也就越低。

4）假設3的到一定的經驗數據的證實。企業(yè)成長能力越強，所需要的融資資本業(yè)績也就越多，企業(yè)為了避免控制權的分散，會較多的選擇債務融資。

5）假設4和假設7的到一定的經驗數據的證實。企業(yè)營利能力越強，產生的內部留存收益也就越多，企業(yè)則會減少債務融資。同時，食品飲料行業(yè)產品種類繁多，花樣百出，企業(yè)面臨的市場競爭激烈，一方面企業(yè)加大銷售費用的支出來提高營業(yè)收入，另一方面又要維持正常的營運能力，因此企業(yè)會相應的減少債務融資來降低經營風險。

6）假設6沒有的到一定的經驗數據的證實或證偽。在本文中，股權結構與企業(yè)資本結構關系并不顯著，可能是由于食品飲料行業(yè)資產負債率偏低，股權分散程度以及權益代理成本的影響并不顯著。

參考文獻

[1]Titman， S. and R. Wessels， 1998， The Determinant of Capital Structure Choice， Journal of Finance 43

[2]Eriotis N.，Vasiliou D.，Ventoura-Neokosm idi Z.. How firm characteristics affect capital structure an empirical study [J].Managerial Finance，2007，33（5）：321-331.

[3]Timothy J. Brail ford ，Subset Autoregressive Filtering Using the Forgetting Factor for Financial Simulations [J].Social Science Research Network，1999（3）：163-179.

[4]陸正飛，辛宇.上市公司資本結構主要影響因素之實證研究[J].會計研究，1998（8）：34-37.

[5]王娟，楊鳳林.上市公司資本結構影響因素的最新研究[J].國際金融研究，2002（8）：45-52.