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基于我國上市公司資本結構影響因素分析

2011-09-05 02:49:42杜利文
統計與決策 2011年20期
關鍵詞:浙江省結構影響

杜利文

(寧波職業技術學院 工商管理系,浙江寧波 315800)

0 引言

影響上市公司資本結構的因素很多,有外部的,有內部的,這些影響因素對于資本結構有著決定性的作用。有的上市公司具有很強的盈利能力,有的上市公司盈利能力極差,有的上市公司具有很強的成長性和獨特性,有的上市公司具有較大的風險,有的上市公司具有很高的國有化程度,還有的上市公司的股票流通程度出現極高或極低的現象等特點。我們應該分析影響資本結構的因素,為投資者、證券管理者以及決策者提供參考意見,優化上市公司資本結構,獲取最大效益。

對浙江省企業資本結構的分析將主要集中于浙江省上市公司,這不僅因為上市公司數據的可得性,更因為上市公司集中了浙江省絕大部分優秀的典型的企業,對它的分析不僅具有代表性——體現了浙江省企業的整體水平,而且具有指導性——幫助其它非上市公司的財務決策。由于金融公司具有特殊的資本結構,不宜與一般類上市公司共同比較,所以被予以排除。

1 資本結構影響因素指標體系構建

全面而正確地分析浙江省上市公司資本結構的影響因素對資本結構決策有至關重要的作用。西方資本結構理論和中外學者大量的實證研究表明,影響資本結構的因素有很多,不但有內部的,而且有外部的。筆者認為公司規模、所得稅、公司盈利能力、資產結構、公司成長性、所有權結構或股權結構、公司資產擔保價值、收入變異程度、非債務稅盾、獨特性、行業差別和外部經濟環境等幾大方面的因素,都嚴重影響著上市公司資本的結構。

根據以上分析的資本結構的幾個方面的影響因素,本文構建出影響資本結構的指標體系,見圖1。

2 基于主成分分析的上市公司資本結構影響因素分析

2.1 研究方法與模型構建

目前對資本結構影響因素所采用的分析方法大致可以分為三類:最小二乘法(OLS)、逐 步 回 歸法(OLS的一種變形)、主成分分析法。權衡三種方法的利弊、借鑒前人的經驗、結合本文研究的數據特征,我們選擇主成分分析法,運用SPSS分析軟件分析影響資本結構的因素。主成分分析法通過線性變換將相關變量轉換為無關變量,并將其按方差遞減的次序排列,以反映其對被解釋變量影響程度的強弱。并在此基礎上進行回歸分析,消除了原始解釋變量的相關性造成的信息重疊及干擾,簡化了分析過程、優化了分析結果。當然,主成分分析法也有其自身的不足,經過信息萃取而提煉的主成分,雖然簡單明了地反映了有關因素對被解釋變量的影響,但卻失去了原始指標在操作上的優勢。

圖1 指標體系

2.2 樣本選取和指標選取的說明

(1)樣本的選取

本文以浙江省在滬、深兩市證券交易所40家上市公司為樣本,選取2009年年報數據為原始資料,具有一定的時效性。所選樣本包括了電子、紡織、化工、鋼鐵、運輸、百貨、房地產、食品、醫藥、機械、建材及能源等行業,有一定的代表性。

(2)指標選取的說明

依據資本結構影響因素的分析以及構建的指標體系,在此給出選取指標的說明,見表1。

表1 指標選取說明

說明:

(1)在股權結構上,我們分成流通股和非流通股;對于非流通股再進一步細分為法人股、國家股、內部職工股;管理層持股比例指的是現任董事、監事、高級管理人員個人所持股票數量占全部股票的比例。

(2)在負債資產與權益資產之比上,負債這個指標不僅包括長期負債,而且包括短期負債。因為根據浙江省的實際情況來看,在浙江省公司的債務資金來源中,短期負債占了很大的比重,甚至有些公司的主要負債都是以短期負債的形式存在的,故我們用長短期負債之和與所有者權益之和兩者的比例來說明對公司資本結構的影響。

2.3 主成分分析

(1)選取40家上市公司作為樣本進行主成分分析的KMO抽樣適度測定值為0.551,此值大于0.5,故可以認為本樣本數據可用于因子分析。一般認為,此值越大,做因子分析的效果越好。巴特尼特法圓形檢驗值為392.144,P(Sig.)=0.0000<0.05,通過顯著性檢驗。

(2)進行主成分分析時,我們沒有選擇協方差矩陣,而選擇相關系數矩陣,這是因為從相關系數矩陣中可看到指標變量之間的相關度。計算得出相關系數矩陣R見表3,從R中我們可以看到變量之間存在很大的相關性,甚至有的可達0.874,說明應用主成分篩選因子很有必要。

(3)經方差最大旋轉后的因子載荷矩陣后得出,第一個主成分主要綜合了X1、X2以及X17三個變量的變異信息,這三個變量的方差在第一主成分上的載荷(各數值是因子載荷陣上對應元素的平方)依次為0.689、0.876、0.773,都超過了百分之五十以上;第二個主成分主要綜合了X5、X6以及X9三個變量的變異信息,這三個變量的方差在其上的載荷依次為0.738、0.736、0.410;第三個主成分主要綜合了X7和X15兩個變量的變異信息,它們在其上的載荷分別為0.931、0.796;第四個主成分主要綜合了X3、X8、X16、X18四個變量的變異信息,它們的方差在其上的載荷依次為0.231、0.626、0.575、0.404;第五個主成分主要綜合了X11、X12這兩個變量的變異信息,它們的方差在其上的載荷分別為0.792、0.785;第六個主成分主要綜合了X14、X13這兩個變量的變異信息,它們的方差在其上的載荷分別為0.521、0.699;第七個主成分主要綜合了X4、X10這兩個變量的變異信息,它們的方差在其上的載荷分別為0.324、0.781;各變量在七個主成分上的載荷都比較高,因此可用F1、F2、F3、F4、F5、F6、F7七個新的綜合指標代替原來的18個指標。

表2 2009年40家上市公司因子得分表

2.4 回歸分析

在因子分析中我們得到了7個主成分因子,以這7個主成分因子為自變量,分別對總負債率、流動負債率和長期負債率三個因變量進行多變量線性回歸。我們需要首先對各回歸方程進行顯著性檢驗,檢驗結果見表3。從回歸方程的顯著性檢驗可以看出,自變量能解釋的方差,即回歸平方和比一般所期待的回歸結果要小,但統計檢驗效果仍然顯著。回歸方程能解釋的總負債比率的能力比較弱(R=0.164),能解釋的流動負債比率的能力也比較弱(R=0.272),而對長期負債比率的解釋能力最強(R=0.405),但是為了對樣本公司的資產負債結構有一個完整的分析,我們仍保留對總負債率和流動負債比率的分析結果。

根據回歸模型的相關系數表,見表3我們可以看出:(1)除公司股票流動程度這個因素對公司總負債率沒有一定的解釋作用外,其他因素對總負債率、流動負債率和長期負債率都有一定的解釋作用;

表3 回歸模型的相關系數結果表

(2)公司的成長性對公司的負債率有一定的影響,且呈正相關關系。得出與Bradbury(2002)對印度公司資本結構分析相一致的結論,但是與其他對發達國家公司資本結構實證研究中所得到的結論相反。成長性與負債率呈正相關關系說明了公司的成長性越好、越穩定,債務投資人投資的可能性越大,或許目前公司的盈利能力不太好,但其成長性比較好,債務投資人也可能投入資金,也說明債務投資人把公司成長性作為判斷公司價值依據具有一定的正確性;

(3)公司的國有化程度對公司的負債率有較強的解釋力,而且兩者呈一定的負相關關系,即國有化程度越高的公司負債率越小。進一步,國有化程度從某種程度上反映了政府,或者說是制度因素對公司的影響,由此我們可以認為,浙江省上市公司的融資結構在相當大的程度上受制度因素的影響;

(4)公司的規模和經營風險、公司的盈利能力、公司可抵押資產價值、公司的成長性以及公司的獨特性與公司的長期負債率都有一定的正相關關系,這說明公司的規模越大、經營盈利能力越強、公司的成長性越好以及公司的獨特性越明顯,公司的長期負債率越大,公司具有較高的杠桿率。公司的國有化程度和股票的流通程度與公司的負債率呈一定的負相關關系,這一方面說明浙江省的貸款受國家制度的影響,另一方面說明浙江省的股票市場還不發達。

另外,將這些分析結果與其他發達國家上市公司的資本結構實證分析相比,可以認為大體上影響發達國家公司杠桿率的一些因素,比如公司的規模、公司的經營風險、公司的盈利能力、公司的可抵押資產價值、公司的成長性以及公司的獨特性等,都以相同的或者說是類似的甚至相反的方式影響著浙江省上市公司資本結構的杠桿率,也是影響浙江省上市公司資本結構的影響因素,但也存在著明顯的不同于其他國家的特點。

3 結論

通過研究,本文根據構建的影響浙江省上市公司資本結構的指標體系,通過主成分分析篩選出七個互不相關、又能表達出原來信息的因子,它們分別為公司風險、公司盈利能力、國有化程度、股票流通程度、公司可抵押資產價值、公司成長性、公司產品獨特性;以經過主成分分析得出上市公司得分矩陣為自變量,以反映公司杠桿率的總負債率、流動負債率、長期負債率為因變量作線性回歸,發現七個主成分因子與公司的杠桿率存在顯著的相關性,說明用這七個因子可以反映公司的資本結構。

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