資本結構與企業績效相關性研究
——基于中小板制造業上市公司實證分析

□ （北京信息科技大學經濟管理學院北京100192）

一、引言

關于資本結構與企業績效的研究可以追溯到上世紀，但兩者之間是否存在顯著關系在理論界與實務界仍未得到統一論證。中小企業作為商品經濟的產物，伴隨我國改革開放的蓬勃發展，在國民經濟中的作用日益凸顯，成為推動技術進步、維持經濟穩定快速發展不可或缺的動力，而制造業上市公司占了中小板企業的絕大多數。我國中小企業資本結構不合理的現狀持續存在，影響著公司的資本成本和治理結構。

截至2015年12月31日，共有790家企業在中小板上市公司上市融資，其中制造業企業617家，占比78%，選取制造業公司為研究案例，比較具有普遍意義。

本文將我國中小板制造業上市公司資本結構和企業績效關系作為研究重點，探究資本結構對績效的影響，力圖為優化資本結構、提高企業績效、實現企業價值最大化提供合理建議。

二、實證研究

（一）研究假設

假設一：中小板制造業上市公司企業績效和資產負債率呈負相關。

在資產負債率高的情況下，上市公司經營的財務風險較高。再根據融資優序理論，企業首先會依靠自有資金融資，績效越優，對外部資金依賴越低，資產負債率越低，因此假設兩者呈負相關關系。

假設二：中小板制造業上市公司企業績效與長期資本負債率呈負相關。

長期負債的增加會削弱上市公司的再融資能力，因此會產生公司融資不足的問題，進而影響績效，因此長期資本負債率與公司績效也應當呈負相關關系。

（二）研究設計

1.研究樣本。截至2015年12月31日，有617家中小板制造業上市公司在深交所上市，從中扣除被ST公司以及數據資料不全的公司、資產負債率大于1的公司，共選取546家公司，以2013—2015年期末 1 638條相關數據作為研究樣本。

數據來源方面，2015年末第一大股東持股比例是通過巨潮資訊網、深交所官網的上市公司資料手工統計，其他數據均來源于國泰安（CSMAR）上市公司財務報表數據庫、治理結構數據庫，利用EXCEL 2007計算取得各項財務指標，并用IBM SPSS 22.0進行統計分析。

2.回歸模型與變量選取。從盈利能力、營運能力、償債能力、發展能力四個方面，選取12個績效評價指標，用SPSS 22.0進行因子分析，由因子得分得出企業績效的綜合評價指標，作為研究的因變量，績效評價體系見表1。選取資產負債率和長期資本負債率作為自變量，并考慮第一大股東持股比例和公司規模 （用資產總額的對數代表）兩個控制變量，構建線性回歸模型，用SPSS 22.0進行分析及檢驗。

表1 績效評價體系

表2 描述統計

表3 Pearson相關性分析

根據研究假設，構建回歸模型：

Y1=a+b×DAR+c×SIZE+d×SHARE+ε1

Y2=e+f×LDAR+g×SIZE+h×SHARE+ε2

其中，Y1、Y2代表企業績效；DAR表示資產負債率；LDAR表示長期資本負債率；SIZE表示公司規模 （資產總額的對數）；SHARE代表第一大股東持股比例；ε1、ε2代表隨機變量。

（三）實證過程

1.描述統計分析與相關性分析。描述性統計分析結果見表2。從中可以看出資產負債率的最大值0.8864，最小值0.0080，差異很大；長期資本負債率最大值0.7097，最小值為0，差異也較大，并且標準差0.109大于均值0.0871，說明離散性較強。外生變量公司規模總體差異不大，第一大股東持股比例差異很大。

相關性分析結果見表3，根據顯著性檢驗，得知資產負債率與企業績效顯著負相關，長期資本負債率與企業績效顯著負相關，與預期相符，可以進行后續分析。

2.因子分析。先利用SPSS因子分析對企業績效指標進行降維：

（1）KMO 檢驗結果為 0.668＞0.5，說明因子間偏相關性較強，Bartlett球形度檢驗P值為0.000＜0.05，認為變量間有較強的相關性，適合做因子分析。見表4。

表4 KMO和巴特利特檢驗

（2）提取主成分，得出對應的特征值及貢獻率，可知前四個主成分的累積貢獻率達到82.303%，可以選取這四個主成分來代替12個績效評價指標。見下頁表5。

（3）根據因子得分系數矩陣求出各因子表達式：

表5 總方差解釋

表6 成分得分系數矩陣

（4）得出因變量Y的表達式：

3.回歸結果及檢驗。根據假設，在SPSS 22.0中，用向后法對兩個模型的自變量進行篩選，分別進行線性回歸。

（1）在第一個假設模型中剔除了第一大股東持股比例，所得回歸結果如表7所示。

表7 回歸系數表

可得方程：

Y1=-3.171-1.008DAR+0.163SIZE.

檢驗：

①在方差分析的顯著性檢驗中，P值為0.000＜0.05，說明研究在整體上具有統計學意義。詳見表8。

表8 ANOVAa

②殘差durbin-watson檢驗輸出結果為 1.124，沒有貼近 0或 4，說明殘差不存在自相關性。詳見表9。

表9 模型摘要

表10 回歸系數表

③根據共線性統計，各變量容差都遠大于0.1，VIF都遠小于5，表明不存在多重共線性。

④從殘差分布直方圖和P-P圖看出，殘差基本上服從正態分布，沒有偏離正態性假設。詳見下頁圖1、圖2。

⑤從方差齊性散點圖看出，圖形擬合直線基本上平行X軸，較為均勻地分散在x軸上下，可以通過方差齊性檢驗。詳見下頁圖3。

（2）第二個模型三個變量均通過顯著性檢驗，可以納入回歸結果。詳見表10。

所得方程如下：

Y2=-2.468-0.856LDAR+0.115SIZE+0.145SHARE

檢驗:

①在方差分析顯著性檢驗中，P值為0.000＜0.05，說明研究在整體上具有統計學意義。詳見表11。

表11 ANOVAa

②殘差durbin-watson檢驗輸出結果為1.126，沒有貼近0或4，說明殘差不存在自相關性。詳見下頁表12。

③根據共線性統計，變量容差都遠大于0.1，VIF都遠小于5，表明不存在多重共線性。

圖1

圖2

圖3

圖4

圖5

圖6

表12 模型摘要b

④從殘差分布直方圖和P-P圖看出，殘差基本上服從正態分布，沒有偏離正態性假設。詳見圖4、圖5。

⑤從方差齊性散點圖看出，擬合直線基本上平行X軸，較為均勻地分散在x軸上下，可以通過方差齊性檢驗。詳見圖6。

三、實證結果及結論

資產負債率反映了總負債占總資產的百分比，長期資本負債率反映的是非流動負債占長期資本的百分比，為代表企業資本結構的典型指標。通過對546家公司的實證研究，得知中小制造業上市公司的績效與資產負債率、長期資本負債率呈負相關，與研究假設一致。

這種結論符合優序融資理論，在信息不對稱性的情況下，企業愿意選擇內部而非外部融資，即首選使用留存收益投資于新項目，如果留存收益不足以滿足投資需求，才會順序選擇風險較低的負債融資和風險較高的權益融資。當企業績效較好時，有足夠的留存收益滿足投資需要，因此負債壓力較小，而當企業績效較差時，則會更加依賴外源融資。同時，我國中小型制造業企業多數處于成長期，其提高績效所需的融資還依靠大量的所有者投資，所以股權資本比例較高。

根據外生變量的研究結果，企業績效與公司規模成正比，規模大的企業信用能力強，更傾向于多元化經營或縱向一體化，以此提高效率，分散風險，有效使用資金，并易得到政府扶持從而獲得銀行信貸。企業績效與第一大股東持股比例成正比，但是不太明顯，對于并不太完善的中國證券市場來說，法律對于外部投資者的利益保護不夠，中小投資者普遍存在“搭便車”行為，相對集中的股權使得大股東有足夠的激勵與能力去監督代理人，從而降低代理成本，在一定程度上提高績效。

另外，通過前述描述性統計結果，資產負債率均值35.6%，長期資本負債率均值8.71%，存在著債務資本普遍偏低的不合理現象。中小企業應善于利用負債融資，優化資本結構，充分利用財務杠桿；我國債券市場也應完善規章制度，充分發揮自己的作用。