資本結構與公司績效的關系研究

一、引言

近幾年來，浙江經濟的快速發展和國有企業改革的不斷深入，為浙江省進一步發展和利用資本市場創造了有利的條件。浙江省作為中國的經濟強省，自從第一家上市公司到2013年12月31日，已經擁有超過300家上市公司，上市公司結構不斷優化，也涌現了一批龍頭骨干企業，如：?？低?、寧波港、寧波銀行、浙江龍盛、正泰電器、新湖中寶、大華股份等一批上市公司利用證券市場的融資和資源配置功能，企業規模、經營能力、業務收入、市場競爭力得到顯著增強，成為所在行業或本地區的龍頭骨干企業，正日益發揮出更大的帶動作用。隨著我國資本市場的不斷完善和發展，有關資本結構與公司績效問題的研究，成為了理論界和實務界研究的重點課題。可見，對于浙江上市公司資本結構與經營績效的關系進行研究，進而對資本結構的合理性以及如何優化其資本結構來提升經營績效進行探討具有一定的理論和現實意義，是一個值得研究的課題。

二、文獻回顧

國外學者對資本結構理論的研究起源于20世紀50年代，其中，著名的MM模型開創了現代資本結構理論的新篇章。目前國外資本結構與公司績效關系的研究主要從財務杠桿效應和公司治理效應兩個角度進行分析。國內學者關于資本結構理論的研究起步比較晚，基本上都是在借鑒西方資本結構理論研究成果的基礎上，結合我國特殊的制度背景和市場環境對某一行業或地區進行有針對性的實證研究。

1.債務結構與公司績效關系文獻綜述

國外的研究大都表明，財務杠桿與經營績效正相關。Kin（1994）和Stule（1997）認為，公司宣布發行債務時股票價格上升[1]；Masuliscomett（1988）和Travol（2000）認為當公司將債務轉化為權益是股票幾個上漲，將股票轉化為債務時股票價格下降；Lys（1985）和Isreal（1988）等的實證研究表明，財務杠桿與企業價值正相關。國內關于資本結構與公司績效關系的文獻中，對兩者關系的研究尚無確定的結論。李義超、蔣振身（2001）上市公司與公司績效的實證分析一文中，分析得出了托賓Q與賬面資產的資產負債率呈顯著負相關關系[2]。肖作平（2004）在上市公司與公司績效互動關系實證研究中，得出了財務杠桿與公司績效之間存在顯著的負相關關系[3]。沈麗君等（2014）根據創業板上市公司數據，以凈資產收益率為公司績效的衡量指標，以資產負債率和長期資產負債率作為資本結構的替代變量，研究證實了資本結構與企業績效正相關，存在自有資本結構。

不管是國內研究還是國外研究，由于所選研究樣本的差異、研究方法的差異和績效衡量指標的差異，資本結構與公司績效之間究竟是無確定關系、正相關關系還是負相關關系，至少到目前為止還沒有定論，但是不難發現，負相關關系明顯占據上風。

2.股本集中度與經營績效的關系文獻回顧

由于國外上市公司大多股權高度分散，國外學者更多的關注股權集中度、內部人持股與經營績效的關系。如Lauterbach和Vaninsky（1999）通過對280家以色列上市公司的實證分析，以實證結果表明現代企業組織形式，即公司股權的分散化和公司由職業經理人經營是能夠提高公司績效的[1]。

與國外理論研究相比，我國學者的研究除包括公司股權集中度以及第一大股東的持股比例對公司經營績效的影響外，針對我國經濟體系的特點，還包括對國有股、法人股、流通股的影響的區分性研究。

許小年、王燕（1997）以資產收益率（ROA）、凈資產收益率（ROE）和市凈率（MBR）作為衡量公司績效的指標，采用實證的方法證明了股權集中與公司業績呈現正相關[4]。孫永祥和黃祖輝（1999）用托賓Q值作為公司業績的衡量指標，證明了隨著第一大股東的持股比例的上升，公司業績先上升，在超過50%之后下降，呈現凸形，公司價值是第一大股東的持股比例的二次函數。唐瑞明等（2014）以托賓Q值作為公司績效的衡量指標，基于創業板上市公司數據，驗證了流通股比例與公司績效負相關，股權集中度與公司績效正相關[5]。

三、研究設計

1.研究假設

根據已有的文獻，在當前對負債比例與公司績效的關系還沒有一個定論的情況下，根據浙江省上市公司的發展狀況及資本市場狀況，提出以下假設：

假設1：資產負債率與公司績效呈負相關關系

股權集中度是衡量股權集中或分散程度的指標。包括3種類型：一是股權高度集中，公司擁有一個控股股東，該股東對公司擁有絕對控制權；二是股權高度分散，公司沒有大股東，所有權與經營權基本完全分離；三是股權適度集中，公司擁有較大的相對控股股東，同時還有其他大股。

本文假設股權集中度與公司績效之間存在線性關系，流通股比例與公司績效之間存在負相關關系。

假設2.1：股權集中度以赫芬達爾指數衡量，其中赫芬達爾指數是指前三大股東比例的平方和，與公司績效呈負相關關系。

假設2.2：股權集中度以第一大股東持股比例衡量與公司績效呈正相關關系。

假設2.3：流通股比例與凈資產收益率呈正相關關系。

2.樣本選取

本文基于2013年底浙江省上市公司公布的年報數據，剔除了業績過差的ST和PT公司，選取了2013年在滬深兩市上市的浙江省上市公司所有的樣本共223家。本文實證分析所用到的數據均是從國泰安數據庫中年報數據整理而得。統計的全過程通過EXCEL對數據進行初步處理后，采用SPSS17.0對數據進行回歸分析，得到最后的回歸結果。

3.變量選取

本文選取凈資產收益率作為公司績效的替代變量。考慮到數據的可得性，可使用凈資產收益率和托賓Q值兩個指標來反映公司績效，但由于我國的市場機制不是很完善，大量非流通股的存在，企業的重置成本很難用數據準確衡量，故本文選取凈資產收益率（ROE）作為公司績效變量。資本結構包括了債務結構和股權結構兩個方面，本文采用了資產負債率（LEV）作為債務結構的替代變量，第一大股東比例（CR）、赫芬達爾指數（HERF）、流通股比例（CPS）作為股權結構的替代變量。此外，一個現實環境中的公司績效還受公司的規模、公S司的成長性等因素的影響。因此，我們選取了公司規?？傎Y產的自然對數（AEEST）、收入增長率（GROWTH）作為控制變量。endprint

4.模型構建

根據假設和理論分析，在借鑒前人研究的基礎上，本文首先構建一個多元線性回歸方程，利用SPSS17.0軟件對各個變量與公司績效進行回歸擬合，并采用標準參數（T檢驗和F檢驗）來確定其相關顯著性。為檢驗本文提出的假設，構造如下回歸模型

ROE=βO+β1LEV+β2CPS+β3+HERF+β4CR+β5ASSETS+β6GROWTH+η（4.3）

其中ROE為公司績效指標；LEV為資產負債率；CPS是指流通股比例；HERF以赫芬達爾指數衡量，其中赫芬達爾指數是指前大股東比例的平方和；CR是指第一大股東比例；βO是待估截距項；β1是LEV的一次項系數；β2是CPS的二次項系數；β3是HERF的一次項系數；β4是CR的二次項系數；β5是ASSETS的一次項系數；β6是GROWTH的一次項系數；β1β2β3β4β5β6為待估回歸系數；η是隨機誤差項。

四、實證結果與分析

1.描述性統計分析

本文對本浙江省上市公司2013年的樣本進行統計，并對相應的指標進行了描述性統計分析用以表明浙江省上市公司的各指標量的分布情況，其中包括：最大值、最小值、均值、方差、標準差等。

表1 回歸分析變量描述性分析統計圖

從表1描述性統計結果中我們可以得浙江省上市公司資本結構現狀的一些基本結論：

（1）因變量凈資產報酬率平均值為7.39%，樣本標準差較小，變量整體較穩定；

（2）自變量資產負債率最小為4.44%，最大為94.54%，平均值35.38%，標準差20.45%。這反映了資產負債率的變化幅度較大，比較全面地反映了浙江省上市公司的資產負債率的情況。從流通股比例來看，最小值為6.13%，最大值為100%，平均值為70.75%，體現了抽樣的隨機性，符合隨機抽樣原則，能較全面地反映浙江省上市公司的整體狀況。前三大股東股份比例的平方和也成為赫芬達爾指數，其均值為17.02%，標準差10.22%，說明各公司之間前三大股東所占股份比例的差異較明顯，浙江省上市公司普遍存在一到兩個支配性的大股東，而其他股東較為分散。第一大股東持股比例最小值為4.49%，最大值為78.01%，平均值為35.98%，標準差14.11%，變動幅度不大。

2.實證結果分析

表2 回歸分析結果

注：表中***表示在1%的顯著性水平下t檢驗顯著；**表示在5%的顯著性水平下t檢驗顯著；*表示在10%的顯著性水平下t檢驗顯著。

通過SPSS17.0對浙江省上市公司2014年相關數據：凈資產收益率（ROE）、資產負債率（LEV）、赫芬達爾指數（HERF）、第一大股東比例（CR）、公司規模（LNASSET）、收入增長率（GROWTH）等回歸分析得到如下分析結果：

由表2中表明，在模型（4.1）中相關系數R=0.483，R2=0.233，調整后R2=0.212，說明此模型中被因變量凈資產收益率（ROE）與自變量以及控制變量的總體相關性較好，擬合度也比較高。通過統計分析結果可以看出，方程的F檢驗的p值為0.000小于0.05，通過假設檢驗，資本結構變量與公司績效的方程成立。

在此模型中，顯著水平在1%以下的是資產負債率（LEV）和凈資產收益率（ROE），可以表明浙江省上市公司的資本結構與績效顯著的負相關關系，假設1成立，資產負債率（LEV）每提高一個百分點，凈資產收益率（ROE）降低0.112個百分點。

流通股比例（CSP）與凈資產收益率（ROE）之間的回歸結果顯示對不同上市公司兩者并無顯著相關關系，也未通過顯著性水平檢驗。

回歸模型中herf的系數為負，且通過5%的顯著性水平下t檢驗，說明赫芬達爾指數與凈資產收益率呈顯著正相關關系，假設2.1成立。

回歸模型中CR的系數為正，且通過5%的顯著性水平下t檢驗，說明股權集中度指標第一大股東比例和凈資產報酬率之間正相關關系，第一大股東的增加1個百分點，凈資產收益率增加0.104個百分點，因此假設2.2成立。

公司收入增長率（GROWTH）與公司績效（ROE）之間的正相關關系通過1%水平下的顯著性檢驗，說明公司收入增長率與公司績效顯著相關，且呈正相關關系；凈資產收益率（ROE）和總資產的自然對數值（ASSET）通過1%水平下的顯著性檢驗，說明浙江省上市公司的經營績效和公司規模大小有顯著正相關關系，相比資產負債率、股權集中度，兩者對公司績效的影響并不大。

五、結論及建議

本文通過對223家浙江省上市公司2013年的資本結構與公司績效相關數據進行了回歸分析，得出以下結論建議：

浙江省上市公司資產負債率對公司績效呈負相關關系，上市公司負債率越高，成本增加，凈資產投資回報率越低。流通股比例與上市公司績效之間無顯著相關關系，數據分析與理論推理不一致，可能是由于流通股比例對上市公司績效的影響還受到公司決策機制、治理結構機制等諸多因素的影響。股權集中度指標赫芬達爾指數（前三大股東只股比例平方和）與公司績效存在負相關關系，而第一大股東持股比例與公司績效呈正相關關系，這說明浙江省上市公司中，適度集中的股權結構，相對于高度分散和高度集中的股權結構，更有利于公司治理機制的發揮，從而使公司治理效率最大化。在現有條件下和研究的數據范圍內，提高第一大股東持股比例，降低赫芬達爾指數可以提高公司績效。

參考文獻：

[1]Beni Lauerbach，Alexander Vaninsky. Ownership Structure and Firm Performance： Evidence from Israel[J]. Journal of Management and Governance，1999：189-201.

[3]李義超，蔣振身.資本結構與企業績效的實證分析[J].數量經濟技術與經濟研究，2001年第2期：118-120.

[2]許小年，王燕.中國上市公司的所有制與公司治理[M].北京：中國人民大學出版社，2000年：106-107.

[3]肖作平.資本結構影響因素和雙向效應動態模型——來自中國上市公司面板數據的證據[J].會計研究.2004（2）：85-89

[4]陳小悅，徐曉東.資本結構、企業績效與投資者利益保護[J].經濟研究，2001年第11期：3-11.

[5]郭延孟.我國上市公司資本結構與企業業績相關性實證研究[J].企業研究，2014（1）：7-9.

作者簡介：王慧娟（1990- ），女，漢族，浙江常山，杭州電子科技大學，會計學碩士研究生，會計理論與方法endprint

4.模型構建

根據假設和理論分析，在借鑒前人研究的基礎上，本文首先構建一個多元線性回歸方程，利用SPSS17.0軟件對各個變量與公司績效進行回歸擬合，并采用標準參數（T檢驗和F檢驗）來確定其相關顯著性。為檢驗本文提出的假設，構造如下回歸模型

ROE=βO+β1LEV+β2CPS+β3+HERF+β4CR+β5ASSETS+β6GROWTH+η（4.3）

其中ROE為公司績效指標；LEV為資產負債率；CPS是指流通股比例；HERF以赫芬達爾指數衡量，其中赫芬達爾指數是指前大股東比例的平方和；CR是指第一大股東比例；βO是待估截距項；β1是LEV的一次項系數；β2是CPS的二次項系數；β3是HERF的一次項系數；β4是CR的二次項系數；β5是ASSETS的一次項系數；β6是GROWTH的一次項系數；β1β2β3β4β5β6為待估回歸系數；η是隨機誤差項。

四、實證結果與分析

1.描述性統計分析

本文對本浙江省上市公司2013年的樣本進行統計，并對相應的指標進行了描述性統計分析用以表明浙江省上市公司的各指標量的分布情況，其中包括：最大值、最小值、均值、方差、標準差等。

表1 回歸分析變量描述性分析統計圖

從表1描述性統計結果中我們可以得浙江省上市公司資本結構現狀的一些基本結論：

（1）因變量凈資產報酬率平均值為7.39%，樣本標準差較小，變量整體較穩定；

（2）自變量資產負債率最小為4.44%，最大為94.54%，平均值35.38%，標準差20.45%。這反映了資產負債率的變化幅度較大，比較全面地反映了浙江省上市公司的資產負債率的情況。從流通股比例來看，最小值為6.13%，最大值為100%，平均值為70.75%，體現了抽樣的隨機性，符合隨機抽樣原則，能較全面地反映浙江省上市公司的整體狀況。前三大股東股份比例的平方和也成為赫芬達爾指數，其均值為17.02%，標準差10.22%，說明各公司之間前三大股東所占股份比例的差異較明顯，浙江省上市公司普遍存在一到兩個支配性的大股東，而其他股東較為分散。第一大股東持股比例最小值為4.49%，最大值為78.01%，平均值為35.98%，標準差14.11%，變動幅度不大。

2.實證結果分析

表2 回歸分析結果

注：表中***表示在1%的顯著性水平下t檢驗顯著；**表示在5%的顯著性水平下t檢驗顯著；*表示在10%的顯著性水平下t檢驗顯著。

通過SPSS17.0對浙江省上市公司2014年相關數據：凈資產收益率（ROE）、資產負債率（LEV）、赫芬達爾指數（HERF）、第一大股東比例（CR）、公司規模（LNASSET）、收入增長率（GROWTH）等回歸分析得到如下分析結果：

由表2中表明，在模型（4.1）中相關系數R=0.483，R2=0.233，調整后R2=0.212，說明此模型中被因變量凈資產收益率（ROE）與自變量以及控制變量的總體相關性較好，擬合度也比較高。通過統計分析結果可以看出，方程的F檢驗的p值為0.000小于0.05，通過假設檢驗，資本結構變量與公司績效的方程成立。

在此模型中，顯著水平在1%以下的是資產負債率（LEV）和凈資產收益率（ROE），可以表明浙江省上市公司的資本結構與績效顯著的負相關關系，假設1成立，資產負債率（LEV）每提高一個百分點，凈資產收益率（ROE）降低0.112個百分點。

流通股比例（CSP）與凈資產收益率（ROE）之間的回歸結果顯示對不同上市公司兩者并無顯著相關關系，也未通過顯著性水平檢驗。

回歸模型中herf的系數為負，且通過5%的顯著性水平下t檢驗，說明赫芬達爾指數與凈資產收益率呈顯著正相關關系，假設2.1成立。

回歸模型中CR的系數為正，且通過5%的顯著性水平下t檢驗，說明股權集中度指標第一大股東比例和凈資產報酬率之間正相關關系，第一大股東的增加1個百分點，凈資產收益率增加0.104個百分點，因此假設2.2成立。

公司收入增長率（GROWTH）與公司績效（ROE）之間的正相關關系通過1%水平下的顯著性檢驗，說明公司收入增長率與公司績效顯著相關，且呈正相關關系；凈資產收益率（ROE）和總資產的自然對數值（ASSET）通過1%水平下的顯著性檢驗，說明浙江省上市公司的經營績效和公司規模大小有顯著正相關關系，相比資產負債率、股權集中度，兩者對公司績效的影響并不大。

五、結論及建議

本文通過對223家浙江省上市公司2013年的資本結構與公司績效相關數據進行了回歸分析，得出以下結論建議：

浙江省上市公司資產負債率對公司績效呈負相關關系，上市公司負債率越高，成本增加，凈資產投資回報率越低。流通股比例與上市公司績效之間無顯著相關關系，數據分析與理論推理不一致，可能是由于流通股比例對上市公司績效的影響還受到公司決策機制、治理結構機制等諸多因素的影響。股權集中度指標赫芬達爾指數（前三大股東只股比例平方和）與公司績效存在負相關關系，而第一大股東持股比例與公司績效呈正相關關系，這說明浙江省上市公司中，適度集中的股權結構，相對于高度分散和高度集中的股權結構，更有利于公司治理機制的發揮，從而使公司治理效率最大化。在現有條件下和研究的數據范圍內，提高第一大股東持股比例，降低赫芬達爾指數可以提高公司績效。

參考文獻：

[1]Beni Lauerbach，Alexander Vaninsky. Ownership Structure and Firm Performance： Evidence from Israel[J]. Journal of Management and Governance，1999：189-201.

[3]李義超，蔣振身.資本結構與企業績效的實證分析[J].數量經濟技術與經濟研究，2001年第2期：118-120.

[2]許小年，王燕.中國上市公司的所有制與公司治理[M].北京：中國人民大學出版社，2000年：106-107.

[3]肖作平.資本結構影響因素和雙向效應動態模型——來自中國上市公司面板數據的證據[J].會計研究.2004（2）：85-89

[4]陳小悅，徐曉東.資本結構、企業績效與投資者利益保護[J].經濟研究，2001年第11期：3-11.

[5]郭延孟.我國上市公司資本結構與企業業績相關性實證研究[J].企業研究，2014（1）：7-9.

作者簡介：王慧娟（1990- ），女，漢族，浙江常山，杭州電子科技大學，會計學碩士研究生，會計理論與方法endprint

4.模型構建

根據假設和理論分析，在借鑒前人研究的基礎上，本文首先構建一個多元線性回歸方程，利用SPSS17.0軟件對各個變量與公司績效進行回歸擬合，并采用標準參數（T檢驗和F檢驗）來確定其相關顯著性。為檢驗本文提出的假設，構造如下回歸模型

ROE=βO+β1LEV+β2CPS+β3+HERF+β4CR+β5ASSETS+β6GROWTH+η（4.3）

其中ROE為公司績效指標；LEV為資產負債率；CPS是指流通股比例；HERF以赫芬達爾指數衡量，其中赫芬達爾指數是指前大股東比例的平方和；CR是指第一大股東比例；βO是待估截距項；β1是LEV的一次項系數；β2是CPS的二次項系數；β3是HERF的一次項系數；β4是CR的二次項系數；β5是ASSETS的一次項系數；β6是GROWTH的一次項系數；β1β2β3β4β5β6為待估回歸系數；η是隨機誤差項。

四、實證結果與分析

1.描述性統計分析

本文對本浙江省上市公司2013年的樣本進行統計，并對相應的指標進行了描述性統計分析用以表明浙江省上市公司的各指標量的分布情況，其中包括：最大值、最小值、均值、方差、標準差等。

表1 回歸分析變量描述性分析統計圖

從表1描述性統計結果中我們可以得浙江省上市公司資本結構現狀的一些基本結論：

（1）因變量凈資產報酬率平均值為7.39%，樣本標準差較小，變量整體較穩定；

（2）自變量資產負債率最小為4.44%，最大為94.54%，平均值35.38%，標準差20.45%。這反映了資產負債率的變化幅度較大，比較全面地反映了浙江省上市公司的資產負債率的情況。從流通股比例來看，最小值為6.13%，最大值為100%，平均值為70.75%，體現了抽樣的隨機性，符合隨機抽樣原則，能較全面地反映浙江省上市公司的整體狀況。前三大股東股份比例的平方和也成為赫芬達爾指數，其均值為17.02%，標準差10.22%，說明各公司之間前三大股東所占股份比例的差異較明顯，浙江省上市公司普遍存在一到兩個支配性的大股東，而其他股東較為分散。第一大股東持股比例最小值為4.49%，最大值為78.01%，平均值為35.98%，標準差14.11%，變動幅度不大。

2.實證結果分析

表2 回歸分析結果

注：表中***表示在1%的顯著性水平下t檢驗顯著；**表示在5%的顯著性水平下t檢驗顯著；*表示在10%的顯著性水平下t檢驗顯著。

通過SPSS17.0對浙江省上市公司2014年相關數據：凈資產收益率（ROE）、資產負債率（LEV）、赫芬達爾指數（HERF）、第一大股東比例（CR）、公司規模（LNASSET）、收入增長率（GROWTH）等回歸分析得到如下分析結果：

由表2中表明，在模型（4.1）中相關系數R=0.483，R2=0.233，調整后R2=0.212，說明此模型中被因變量凈資產收益率（ROE）與自變量以及控制變量的總體相關性較好，擬合度也比較高。通過統計分析結果可以看出，方程的F檢驗的p值為0.000小于0.05，通過假設檢驗，資本結構變量與公司績效的方程成立。

在此模型中，顯著水平在1%以下的是資產負債率（LEV）和凈資產收益率（ROE），可以表明浙江省上市公司的資本結構與績效顯著的負相關關系，假設1成立，資產負債率（LEV）每提高一個百分點，凈資產收益率（ROE）降低0.112個百分點。

流通股比例（CSP）與凈資產收益率（ROE）之間的回歸結果顯示對不同上市公司兩者并無顯著相關關系，也未通過顯著性水平檢驗。

回歸模型中herf的系數為負，且通過5%的顯著性水平下t檢驗，說明赫芬達爾指數與凈資產收益率呈顯著正相關關系，假設2.1成立。

回歸模型中CR的系數為正，且通過5%的顯著性水平下t檢驗，說明股權集中度指標第一大股東比例和凈資產報酬率之間正相關關系，第一大股東的增加1個百分點，凈資產收益率增加0.104個百分點，因此假設2.2成立。

公司收入增長率（GROWTH）與公司績效（ROE）之間的正相關關系通過1%水平下的顯著性檢驗，說明公司收入增長率與公司績效顯著相關，且呈正相關關系；凈資產收益率（ROE）和總資產的自然對數值（ASSET）通過1%水平下的顯著性檢驗，說明浙江省上市公司的經營績效和公司規模大小有顯著正相關關系，相比資產負債率、股權集中度，兩者對公司績效的影響并不大。

五、結論及建議

本文通過對223家浙江省上市公司2013年的資本結構與公司績效相關數據進行了回歸分析，得出以下結論建議：

浙江省上市公司資產負債率對公司績效呈負相關關系，上市公司負債率越高，成本增加，凈資產投資回報率越低。流通股比例與上市公司績效之間無顯著相關關系，數據分析與理論推理不一致，可能是由于流通股比例對上市公司績效的影響還受到公司決策機制、治理結構機制等諸多因素的影響。股權集中度指標赫芬達爾指數（前三大股東只股比例平方和）與公司績效存在負相關關系，而第一大股東持股比例與公司績效呈正相關關系，這說明浙江省上市公司中，適度集中的股權結構，相對于高度分散和高度集中的股權結構，更有利于公司治理機制的發揮，從而使公司治理效率最大化。在現有條件下和研究的數據范圍內，提高第一大股東持股比例，降低赫芬達爾指數可以提高公司績效。

參考文獻：

[1]Beni Lauerbach，Alexander Vaninsky. Ownership Structure and Firm Performance： Evidence from Israel[J]. Journal of Management and Governance，1999：189-201.

[3]李義超，蔣振身.資本結構與企業績效的實證分析[J].數量經濟技術與經濟研究，2001年第2期：118-120.

[2]許小年，王燕.中國上市公司的所有制與公司治理[M].北京：中國人民大學出版社，2000年：106-107.

[3]肖作平.資本結構影響因素和雙向效應動態模型——來自中國上市公司面板數據的證據[J].會計研究.2004（2）：85-89

[4]陳小悅，徐曉東.資本結構、企業績效與投資者利益保護[J].經濟研究，2001年第11期：3-11.

[5]郭延孟.我國上市公司資本結構與企業業績相關性實證研究[J].企業研究，2014（1）：7-9.

作者簡介：王慧娟（1990- ），女，漢族，浙江常山，杭州電子科技大學，會計學碩士研究生，會計理論與方法endprint