石油化工行業上市公司資本結構與公司績效的實證分析

趙麗

摘要：本文采用截面分析法，以我國石油化工行業的上市公司為例，對其資本結構和公司績效的關系進行了實證研究，得出了兩者負相關的結論。并針對我國所有上市公司資本結構的特點及普遍存在的問題，提出了應大力發展企業債券市場，鼓勵適當的股票回購，完善信用評級制度等一系列建議。

關鍵詞：資本結構 公司績效 凈資產收益率 資產負債率

一個企業完全依靠權益資本是極不明智的，負債經營才是符合現代經濟規律的企業經營方式。但同時應當意識到債務資本是一把雙刃劍，對利潤的增加既有正向作用又有反向作用，合理確定資本結構對企業的生存和發展非常重要。現代資本結構理論也指出：在有效的市場條件下，資本結構變動會影響企業價值；債權融資方式相對于股權融資方式而言對企業更為有利。

一、模型構建與數據收集

（一）衡量指標的選取和計算

評價上市公司的績效應該從盈利能力、資產管理能力和股本擴張能力等多方面來進行衡量，主要指標包括：凈資產收益率、主營業務利潤率、每股收益和每股凈資產等。其中，凈資產收益率（ROE）是一個綜合性極強、最具代表性的財務比率，本文把凈資產收益率作為評價上市公司績效的主要指標。

盡管使用市場價值來計算負債比率更能真實體現公司的價值，但由于中國股市約三分之二的股份為非流通股，無法計算其市場價值，因此本文仍采用賬面值來計算上市公司的負債比率，采用總負債比率來反映公司的資本結構。綜上所述，本文采用的計算公式如下：

凈資產收益率=稅后凈利潤/股東權益×100%

資產負債率=總負債/總資產×100%

（二）模型的構建

為研究資本結構對公司績效的影響程度及二者之間的關系，我們以資產負債率為自變量，對樣本公司2008-2012年的凈資產收益率進行一元線性回歸，以進一步考察資本結構與公司績效是否顯著相關，以及是正相關還是負相關。回歸模型如下：

ROE=C+B DAR

其中，ROE代表凈資產收益率，DAR代表資產負債率，C代表常數項，B代表自變量的系數。

（三）數據的收集

本文選擇石油化工業A股上市公司2008-2012年五年的數據及其5年的平均數據進行研究。為保證結果的準確性和客觀性，上市公司的行業分類基于中國證監會頒布的《上市公司行業分類指引》，根據該指引，目前深滬兩市A股石油化工行業上市公司超過180家。以此為原始樣本，并按如下原則進行樣本篩選：1.為避免新股的影響，選取2008年12月31日前上市的A股公司，上市的年限較長可以確保公司的行為相對成熟；2.為避免異常值的影響，從原始數據中剔除了1999-2008年被ST和PT的公司。基于上述原則，我選取了石油化工27家上市公司作為我研究的樣本，樣本觀測值共162個。

二、實證分析結果

運用Eviews計量經濟學軟件，對以上27家上市公司2008-2012年五年內資產負債率和凈資產收益率的截面數據和各年的均值進行簡單的最小二乘法分析，得到表1和表2。

由表1的回歸統計量表中可以看出：

1.歷年的資產負債率與凈資產收益率的相關系數均為負，說明二者存在負相關關系。

2.Std. Error（標準誤差）主要用來衡量回歸系數的統計可靠性。Std. Error越大，回歸系數估計值越不可靠。

3.t-Statistic（t統計量）檢驗的是某個系數是否為零（即該變量是否不存在于回歸模型中）。從t值表里可以查出a等于0.01，0.05，0.10，0.20，0.40，0.60和0.80情況下，自由度為25（n-2）的t分布的臨界值分別為t0.01（25）=2.787，t0.05（25）=2.06，t0.10（25）=1.708，t0.20（25）=1.316，t0.40（25）=0.856，t0.60（25）=0.531，t0.80（25）=0.256。從我們的分析結果看，2012年和年度平均數據在顯著性水平a=0.01下，2008年和2010年在顯著性水平a=0.40下，2011年在顯著性水平a=0.60下，自變量和因變量之間是顯著負相關的，而2009年的T檢驗沒有通過檢驗，也就是說在該年份自變量與因變量的相關性不顯著。

由表2的回歸統計量表中可以看出回歸模型擬和優度較差，其中：

1.R-squared衡量的是在樣本范圍內用回歸來來預測被解釋變量的好壞程度。R2=1說明回歸擬合得很完美，若R2=0則回歸并不比被解釋變量的簡單平均值擬合得更好。R2是被解釋變量能夠被解釋變量所解釋的部分。本文沒有采用采用Person相關系數進行分析，主要是考慮到樣本相關系數的適用范圍被限制在兩變量間是線性關系的情況，但判定系數對非線性關系和有兩個或兩個以上自變量的相關關系都適用，即判定系數的應用范圍更廣泛。實踐中，判定系數越接近于1，說明回歸直線對樣本數據的擬合程度越好，但商務與經濟統計方法告訴我們：根據實際情況，在社會科學中遇到的典型數據，經常要考慮R2低于0.25的情形。因此通過本文的實證分析，從年度平均數據的回歸結果（R2=24.08%）看，該行業上市公司經營業績變異性的24.08%能夠由資本結構和公司績效之間的線性關系所解釋，而75.92%屬于隨機因素的影響。從統計結果來看，歷年回歸中R2均小于0.4，說明回歸模型的擬和優度較差，因此模型的解釋能力是很差的。

2.Adjusted R-squared與R2相當接近，只是在方差的度量上有微小的差異。從統計結果來看，歷年回歸中Adjusted R2均小于0.3，同樣說明回歸模型的擬和優度較差。

3.Durbin-Watson stat（DW統計量）是對序列相關性進行檢驗的統計量，它度量的是相鄰殘差之間的聯系。當DW值落在（du，4-du）時，可以認為誤差項之間不存在序列相關。從表2可以看到，各年的Durbin-Watson值分別為2.098362、2.038199、1.791807、2.150596、2.481495和2.318123，而n=27，k=1，a=0.05水平下，查到du=1.47（其中，n為觀測值個數，k為解釋變量個數）。由此可以推得：各回歸模型du

4.F-statistic（F統計量）是對回歸式中的所有系數均為零（除了截距項或常數項）的假設檢驗，是在對簡單線性回歸顯著性的檢驗過程中用到的統計量。如果F統計量超過了臨界值，那么至少有一個系數可能不為零。從F值表里可以查出a=0.01情況下，分子自由度為1，分母自由度為25（n-2）的F分布的上側分位數F0.05=7.77。從我們的分析結果看，僅有202012年和年度平均數據的F值大于此臨界值，對其余各年度數據回歸顯著性的檢驗結果均小于F0.05。由此我們可以認為，僅有2012年和年度平均數據在顯著性水平a=0.01 下，自變量和因變量之間的負相關關系在統計上是顯著的。這一結論與我們剛才用t分布檢驗的結果是一致的（單變量回歸模型中，F檢驗與t檢驗得出的結論是一致的）。

三、結論與建議

（一）實證分析結論

石油化工業的資本結構與公司績效之間的關系在大部分年份是顯著負相關的，而在極個別年份則不相關。具體來說，該行業的資產負債率對凈資產收益率的貢獻均是負的，除2009年外這種負相關均是顯著的，但顯著性水平有所不同，2012年和年度平均數據的顯著性水平為0.01，2008年和2010年的顯著性水平為0.40，而2011年的顯著性水平僅為0.60，但從總體來講，資本結構與公司績效之間是顯著負相關的。從該行業年度平均數據來看，資本結構與公司績效之間是顯著負相關的。

（二）促進我國上市公司資本結構合理化的建議

1.完善上市公司的治理結構，加速證券市場的市場化改革。改進股權結構的設置，增強流通股比例，促進同股同權，切實保障股東權益及股東對經理層的約束。治理結構的逐漸完善可以提供一個有利于企業長遠發展的融資導向，即引導企業向最終有利于企業根本發展的籌資結構發展。

2.鼓勵適當地回購國有股。對我國來說，實施國有股回購是改善股權結構的一種較好的途徑，它不但可以快速降低國有股的比例，而且不會對股市造成大的沖擊。但目前還存在兩個問題：一是回購國有股的相關行政法律法規的制定和規范；二是資金的問題，我國大部分上市公司的財務狀況并不令人樂觀，拿不出多少盈余資金來回購國有股。當然回購的資金除了上市公司的自有資金外，上市公司還可以通過向銀行貸款或發行公司債券來籌集回購資金。

3.大力發展企業債券市場，提高上市公司債券的融資比例。從政策、法規、制度上為企業利用債券融資創造一個良好的、寬松的環境。政府要淡化或者逐步取消計劃規模管理，并在企業債券利率方面給予較大的靈活性，讓企業債券利率盡快市場化。同時應盡快完善信用評級制度，為債券利率的市場化奠定基礎。

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（作者單位：中國石油河北銷售公司財務處）