企業資本結構與企業績效的實證研究——基于中小企業板數據

沈 澈

（浙江工商大學金融學院，浙江 杭州 310000）

中小企業是現代社會產品創造的主要動力和經濟社會的重要組成部分，其對于社會發展的重要性自然不言而喻。為了對不同成長階段、不同風險特征、多樣化自主創新企業提供融資平臺、深化金融支持，我國近幾年來積極發展多層次的資本市場。深圳證券交易所于2004年6月設立了中小企業板，為我國中小企業開辟了股權融資渠道。本文通過分析直接融資渠道的開辟，導致中小企業板上市公司資本結構的變化，研究資本結構與企業績效的關聯性問題，具有較為重要的理論價值和現實意義。

一、資本結構和企業績效的現狀分析

（一）樣本選擇和數據來源

本文以2004年12月31日前在中小企業板上市的38家中小企業為研究樣本，剔除一家ST公司，最終樣本為37家公司。以其2001－2011年的面板數據為基礎，以此分析由于直接融資渠道的開辟導致的資本結構變化，是否有利于企業績效的提高。

本文實證分析的財務數據來源于CSMAR國泰安數據庫和鳳凰財經網的財務會計信息，并經過手工整理，數據分析處理通過EXCEL軟件和EVIEWS6.0完成。

（二）變量定義

1.資本結構度量。鑒于中小企業板上市公司流動負債占絕對優勢，本文選用資產負債率（DAR）作為資本結構度量指標。資產負債率=（負債總額÷資產總額）×100%

2.企業績效度量。本文選取上市公司實證研究中采用最多的指標凈資產收益率（ROE）作為企業績效的度量。凈資產收益率反映股東權益的收益水平，用以衡量公司運用自有資本的效率。凈資產收益率=（稅后凈利潤÷凈資產 ）×100%

3.控制變量度量。本文選用公司規模(IN SIZE)和成長性（GROW）作為控制變量，公司規模（INSIZE）用公司期末總資產的自然對數表示，成長性（GROW）用凈利潤增長率表示。公司規模=In（期末總資產）；凈利潤增長率=（本年凈利潤增長額÷上年凈利潤）×100%

（三）描述性統計分析

1.上市前后資本結構的變化

圖1反映出中小企業上市后由于IPO募集資金資本結構發生了較大變動，債務資本所占比重明顯減少，股權資本所占比重則相應上升。

圖12001 —2010年企業資產負債率變化圖

分析中小企業上市后的債務融資結構可以發現（圖2），短期借款仍然是企業融資的主要來源，長期借款的數量有所增加，2009年后增長速度超過了短期借款，但2010年長期借款仍僅占短期借款的34%。債券的發展情況不容樂觀，直至2007年才有第一家公司開始發行債券，且數量相對較少。本文選取深圳主板A股（剔除ST、PT的公司）共計473家公司作為比較對象發現，其2010年短期借款平均為866226143.3元，是同期中小企業板的4.13倍，長期借款平均為873987861.5元，是中小企業板的12.2倍，發行債券平均為153009827.4元，是中小企業板的55.93倍。顯然，中小企業板公司在長期借款和發行債券的能力方面和主板公司還存在巨大差距，尤其是發行債券的空缺，是導致其資產負債率低于主板公司的一個重要原因。

圖2 中小企業上市后債務融資結構圖

2.上市前后企業績效的變化

上市前（2001—2003年）中小企業的凈資產收益率平均為27.87%，與同期深圳主板市場相比，中小企業上市前企業績效較好；上市后（2004—2011年），中小企業凈資產收益率平均為12.23%，明顯下降。這種變化在2004年上市后尤其明顯，2003年凈資產收益率為28.80%，而2004年陡降為14.75%。

圖32001 —2010年企業凈資產收益率變化圖

二、資本結構和企業績效的實證分析

（一）研究假設

根據信號理論，企業價值或企業獲利能力與負債/股權比例正相關，隨著企業資產負債率的下降，企業獲利能力會降低。這種關系是否真正存在，這就需要對二者做進一步的實證分析，作如下實證假設：企業績效與資產負債率正相關。

（二）實證模型

為檢驗上述假設，本文分別建立如下檢驗模型：

模型中， 為截距，βj（j = 1，2，3）為模型回歸系數，ε為隨機誤差項，代表影響企業績效的其他變量。其中，i = 1， 2，…，N，代表第i家公司；t = 1，2，…，T，代表第t年。

（三）模型選擇檢驗

在Eviews6.0中采用2001—2011年總樣本建立截距維的固定效應模型，并檢驗模型的冗余性。

H0：αi=α0模型中不同個體的截距相同（真實模型為混合模型）

H1：模型中不同個體的截距項αi不同（真實模型為個體固定效應模型）

似然比檢驗的結果見表3，p<0.05，概率事件發生，拒絕冗余，于是摒棄混合模型，應該建立個體固定效應模型。

表1 F檢驗結果表

建立截距維的隨機效應模型，并進行Hausman檢驗，確定是選擇隨機效應模型還是固定效應模型。

H0：個體效應與回歸變量無關（個體隨機效應回歸模型）

H1：個體效應與回歸變量相關（個體固定效應回歸模型）

截面維隨機效應模型Hausman檢驗的結果見表2：p<0.05，小概率事件發生，在1%的顯著性水平上模型拒絕原假設，運用個體固定效應模型更合適。最終確定的是建立個體固定效應模型。這也與本文所搜集的樣本期限較短而截面數據較多，模型參數值與個體差異有關而與時間的變化無關，其差異主要表現在橫截面的不同個體之間的特點是一致的。

表2 Hansman檢驗結果表

（四）實證結果

經檢驗，模型存在異方差性，為了得到正確的統計推斷，在模型中加入AR（1）項來消除異方差性。模型結果顯示，AR（1）項的t統計量顯著，加入AR（1）后提高了模型的擬合優度。

由表3可知，基于總樣本模型的擬合優度R2為0.58，說明該模型能解釋58%ROE的變化。F值在1%的顯著性水平下通過檢驗，模型整體的顯著性是成立的。同時，資產負債率、企業規模、成長性的t統計量都在1%的顯著性水平下通過了檢驗，均作為重要的解釋變量保留在模型中。從各解釋變量看，資產負債率和成長性與凈資產收益率呈顯著的正相關關系，企業規模與凈資產收益率呈顯著地負相關關系。這也與前文描述性統計分析的結論相一致，中小企業上市后，伴隨著資產負債率的迅速下降，企業績效呈現下降趨勢。

表3 實證結果表1

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三、結論及原因分析

（一）結論

通過上述實證分析得出以下結論：

1.資產負債率與企業績效呈正相關關系，即資產負債率下降，企業績效也隨之下降。

2.資產負債率、企業規模和凈利潤增長率能解釋凈資產收益率的58%變化。

（二）原因分析

1.關于結論一，模型表明：伴隨著較低的資產負債率，企業的凈資產收益率較低，盈利能力較弱，這與信號理論的結論一致。中小企業板公司在上市后ROE低于上市前水平，并沒有達到預期的高增長，分析其原因，從內部因素看主要有：主營業務收入成長性不強；成本控制能力較弱等。

2.關于結論二，資產負債率、企業總資產規模和凈利潤增長率能解釋凈資產收益率58%的變化，說明還存在別的影響企業績效的因素，比如公司治理結構、受宏觀環境影響程度、稅收政策等。

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