王改芝　陳潔

摘要：以天津滬深兩市2001年-2012年25家上市公司為研究樣本研究融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，實(shí)證結(jié)果表明內(nèi)源融資、銀行借款融資、商業(yè)信用融資均與企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)相關(guān)關(guān)系顯著，且產(chǎn)生積極的影響。

關(guān)鍵詞：融資結(jié)構(gòu)；經(jīng)營(yíng)績(jī)效；實(shí)證研究

中圖分類(lèi)號(hào)：F2文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：16723198（2014）08003703

融資結(jié)構(gòu)是指企業(yè)各類(lèi)資金來(lái)源之間的構(gòu)成及其比例關(guān)系，它揭示了長(zhǎng)短期債務(wù)與所有者權(quán)益等項(xiàng)目之間的配比情況。融資結(jié)構(gòu)是影響上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的一個(gè)重要因素，國(guó)內(nèi)外相關(guān)學(xué)者也從不同角度對(duì)融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行了研究，其中主要集中在融資結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響以及對(duì)治理效應(yīng)的研究較多，所采用的的數(shù)據(jù)集中在3-5年較多，而相對(duì)直接以地方上市公司為樣本的研究還比較少。因此，本文以天津滬深兩市上市公司為例，對(duì)融資結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響做實(shí)證研究，以期為天津上市公司的融資結(jié)構(gòu)決策提供理論基礎(chǔ)和指導(dǎo)。

1理論分析與研究假設(shè)

縱觀國(guó)外研究，主要集中在以下兩方面，一是融資結(jié)構(gòu)是如何影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效的，二是經(jīng)營(yíng)績(jī)效對(duì)融資結(jié)構(gòu)會(huì)產(chǎn)生什么樣的影響。1958年MM理論認(rèn)為在特定條件下公司的價(jià)值與其融資結(jié)構(gòu)無(wú)關(guān)；Masulis（1980）指出公司績(jī)效與負(fù)債水平呈正相關(guān)；Jian Chen、Rogerstang（2003）研究表明，盈利好的公司越會(huì)采取較低的資產(chǎn)負(fù)債率，即負(fù)債與經(jīng)營(yíng)績(jī)效呈負(fù)相關(guān)；Limpaphavom and Nagmwutikul（2004）研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中和發(fā)行股票后的公司業(yè)績(jī)是負(fù)相關(guān)的；隨后Jian Chen、Rogerstang（2003）以滬深兩市972家上市公司為樣本研究證明盈利能力與其股權(quán)結(jié)構(gòu)是負(fù)相關(guān)的，并且這種關(guān)系非常顯著。Bonaccorsi di Patti（2006）基于收益-風(fēng)險(xiǎn)理論，認(rèn)為大部分經(jīng)營(yíng)績(jī)效好的公司傾向選擇高負(fù)債權(quán)益。

國(guó)內(nèi)大多數(shù)學(xué)者從資產(chǎn)負(fù)債率、長(zhǎng)期負(fù)債以及短期負(fù)債來(lái)研究融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系。邵清軍（2010）研究證明我國(guó)上市公司融資結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效之間呈明顯負(fù)相關(guān)，債券融資未起到提高公司業(yè)績(jī)的作用；黃青山等（2013）以珠三角上市公司為例實(shí)證表明債務(wù)融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，而股權(quán)融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效負(fù)相關(guān)；張榮艷等（2013）以滬市100家上市公司為研究對(duì)象，研究表明短期負(fù)債與經(jīng)營(yíng)績(jī)效負(fù)相關(guān)，商業(yè)信用和長(zhǎng)期負(fù)債與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)。

綜上所述，國(guó)內(nèi)外學(xué)者對(duì)于融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的研究結(jié)果不盡相同。主要研究結(jié)論有兩種。一種是融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間為非顯著相關(guān)關(guān)系；另一種是融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間為顯著相關(guān)關(guān)系。在借鑒國(guó)內(nèi)外研究結(jié)果的基礎(chǔ)上，本文提出以下假設(shè)：

根據(jù)融資優(yōu)序理論，由于內(nèi)源融資融資成本低，企業(yè)在考慮籌資時(shí)，首先會(huì)優(yōu)先利用內(nèi)部留存收益，一方面可以降低債務(wù)融資帶來(lái)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，另一方面也可以避免發(fā)行股票導(dǎo)致控制權(quán)稀釋。因此，一般來(lái)講經(jīng)營(yíng)績(jī)效好的企業(yè)，留存收益越多，越優(yōu)先考慮內(nèi)源融資?；谝陨嫌^點(diǎn)，本文提出假設(shè)1：內(nèi)源融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)。

在企業(yè)的日常經(jīng)營(yíng)活動(dòng)中，銀行借款融資會(huì)帶來(lái)較大的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，并且目前我國(guó)商業(yè)銀行并不能對(duì)貸款企業(yè)實(shí)施較之有效的監(jiān)管，不利于企業(yè)績(jī)效的提高，加之銀行借款融資時(shí)容易受到銀行資金使用、融資金額、融資期限的限制，這些限制不利用緩解企業(yè)資金壓力，對(duì)提高企業(yè)績(jī)效不利。基于以上觀點(diǎn)，本文提出假設(shè)2：銀行借款融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效負(fù)相關(guān)。

商業(yè)信用融資成本低、風(fēng)險(xiǎn)小，具有無(wú)利息、成本低、流動(dòng)性強(qiáng)的特點(diǎn)，是公司重要的融資渠道之一，利用商業(yè)信用融資可以加強(qiáng)公司之間的經(jīng)濟(jì)聯(lián)系，促進(jìn)資金循環(huán)，緩解資金壓力，對(duì)提高經(jīng)營(yíng)績(jī)效是有利?；谝陨嫌^點(diǎn)，本文提出假設(shè)3：商業(yè)信用融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)。

2研究設(shè)計(jì)與描述性統(tǒng)計(jì)

2.1數(shù)據(jù)來(lái)源與變量選取

（1）數(shù)據(jù)來(lái)源。

本文選取2001年-2012年已在滬深兩市上市的12年的27家天津上市公司作為研究對(duì)象，為了保證數(shù)據(jù)的可比性，剔除2007年上市的中海油服和中國(guó)遠(yuǎn)洋兩家上市公司，最后對(duì)剩余的25家上市公司300個(gè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行實(shí)證研究。本研究所使用的數(shù)據(jù)為2001年—2012年天津上市公司財(cái)務(wù)報(bào)表的時(shí)間序列數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)主要源自CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)，數(shù)據(jù)分析使用EXCEL和SPSS19.0軟件處理。

（2）變量選取。

本研究擬采用多元線性回歸分析方法，研究的變量分為自變量、因變量和控制變量，其中自變量用來(lái)反映企業(yè)融資結(jié)構(gòu)，因變量反映的是公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效的變量，由于影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效的因素還有很多，因此，本研究在設(shè)計(jì)模型時(shí)增加了控制變量。表1列示了各變量定義及計(jì)算公式。選擇這些變量的理由如下：反映企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的指標(biāo)很多，常用的有市場(chǎng)價(jià)值和賬面數(shù)據(jù)，由于我國(guó)資本市場(chǎng)還有待完善，因此研究中采用賬面數(shù)據(jù)的居多。在賬面數(shù)據(jù)中，本研究采用大部分學(xué)者常用指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率為因變量，原因是凈資產(chǎn)收益率受盈余管理的影響較小，數(shù)據(jù)較為可靠，運(yùn)用該指標(biāo)的缺陷是選擇單一指標(biāo)衡量經(jīng)營(yíng)績(jī)效有可能會(huì)使得該分析不夠全面；表示融資結(jié)構(gòu)的指標(biāo)我們采用內(nèi)源融資、商業(yè)信用融資、銀行借款融資三個(gè)指標(biāo)作為自變量，以期解釋融資結(jié)構(gòu)。

根據(jù)前文分析，本文采用多元線性回歸方法來(lái)研究天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效與內(nèi)源融資、商業(yè)信用融資、銀行借款融、資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、企業(yè)規(guī)模、發(fā)展能力、營(yíng)運(yùn)能力以及企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)之間的相關(guān)性，以?xún)糍Y產(chǎn)收益率為因變量，以上述影響因素為自變量，β0為常數(shù)，ε為隨機(jī)變量，檢驗(yàn)融資結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響，我們構(gòu)建如下模型：

ROE= β0+β1IFR+β2CFR+β3BFR+β4 JG+β4SIZE+β5GROWS+β6YY+β7 RISK+ε

本文采用多元回歸分析中強(qiáng)迫法（Enter）進(jìn)行分析，使用SPSS19.0統(tǒng)計(jì)軟件對(duì)上述影響經(jīng)營(yíng)績(jī)效的因素進(jìn)行實(shí)證，最終得到融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證證據(jù)。endprint

2.2樣本基本情況和描述性統(tǒng)計(jì)

表2是對(duì)所有變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果：內(nèi)源融資的均值為0.437，比重較大，說(shuō)明天津上市公司融結(jié)構(gòu)中內(nèi)源融資所占比重較大；商業(yè)信用融資均值為0.163，比重最小，說(shuō)明天津上市公司很難利用商業(yè)信用獲取較長(zhǎng)時(shí)間的融資，銀行借款融資居中，銀行借款融資均值為0.244，小于內(nèi)源融資，大于商業(yè)信用融資?？刂谱兞恐?，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的均值為0.567，表明天津上市公司流動(dòng)資產(chǎn)比重與非流動(dòng)資產(chǎn)的比重相當(dāng)，流動(dòng)性較好。發(fā)展能力的均值為負(fù)值，-0.456，表明天津上市公司發(fā)展能力后勁不足；營(yíng)運(yùn)能力均值為0.578，低于一般值0.8，表明天津上市公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度較慢，營(yíng)運(yùn)能力一般；企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)均值為6.24，表明天津上市公司總體風(fēng)險(xiǎn)較高。

圖1因變量與自變量均值2001年-2012年趨勢(shì)圖由圖1所示，2001-2012年天津上市公司凈資產(chǎn)收益率均值波動(dòng)較大，主要是由于各上市公司凈利潤(rùn)波動(dòng)幅度較大，自2006年起，天津上市公司凈資產(chǎn)收益率均值均大于零；從融資結(jié)構(gòu)來(lái)看，2001-2012年12年間天津上市公司內(nèi)部融資在2001-2005年間迅速下滑，基本呈現(xiàn)L型；2006年以后趨于平穩(wěn)，但在融資結(jié)構(gòu)中所占比重仍然最高；其次是銀行借款融資，2001-2005年，銀行借款融資迅速上升，2006年以后銀行借款融資趨于平穩(wěn)，其特點(diǎn)呈現(xiàn)出倒寫(xiě)的L型。由此可見(jiàn)天津上市公司內(nèi)部融資與銀行借款融資互補(bǔ)性較強(qiáng)，而商業(yè)信用融資12年間變化不大。綜上所述，天津上市公司融資結(jié)構(gòu)中內(nèi)部融資、銀行借款融資隨凈資產(chǎn)收益率的劇烈波動(dòng)成互補(bǔ)性的變動(dòng)，商業(yè)信用融資未收到凈資產(chǎn)收益率變動(dòng)的影響。

3回歸結(jié)果分析

本文以2001-2012年的天津25家上市公司300個(gè)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，回歸結(jié)果如下：表3為該模型的擬合優(yōu)度結(jié)果，通常對(duì)于多元線性回歸模型，一般采用調(diào)整后的R2（擬合優(yōu)度系數(shù)）來(lái)判斷，該系數(shù)取值在0-1之間，越接近1表明回歸方程擬合優(yōu)度越高，樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)說(shuō)服力越強(qiáng)。本研究結(jié)果表明，該模型調(diào)整R2為0.554，說(shuō)明該模型的擬合優(yōu)度較好。DW值為2.008，表明模型不存在一階自相關(guān)問(wèn)題，回歸模型估計(jì)和假設(shè)可靠。

表4為一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的方差分析表，表4最后一列Sig（標(biāo)志值）顯示均為0，這表明多個(gè)自變量與因變量之間存在線性關(guān)系，且總體回歸效果顯著。對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為38.524，說(shuō)明回歸方程中自變量與因變量之間的關(guān)系相當(dāng)顯著，彼此存在相關(guān)關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明最終的回歸模型應(yīng)該包括內(nèi)源融資（IFR）、商業(yè)信用融資（CFR）、銀行借款融資（BFR）以及之前設(shè)定的5個(gè)控制變量。

b. 因變量： ROE。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭忻恳粋€(gè)自變量對(duì)因變量是否都有重要影響，僅觀測(cè)模型通過(guò)F檢驗(yàn)的結(jié)果是不夠的，還需要進(jìn)行回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，其目的是為了研究回歸方程中每個(gè)自變量與因變量之間是否存在顯著線性關(guān)系，最終這些變量能否保留在線性方程中。由表5可以看出在顯著性水平為0.05的情況下，內(nèi)源融資（IFR）、商業(yè)信用融資、銀行借款融資（BFR）、企業(yè)規(guī)模（SIZE ）發(fā)展能力（GROW）的T檢驗(yàn)的概率均小于顯著性水平0.05，這說(shuō)明這五個(gè)自變量與因變量的線性關(guān)系顯著，而企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與營(yíng)運(yùn)能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間相關(guān)性不顯著，這可能是由于選擇單一指標(biāo)衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的缺陷所導(dǎo)致的。

最終提取的自變量?jī)?nèi)源融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為7.908；內(nèi)源融資每增長(zhǎng)1%，凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0709%，驗(yàn)證假設(shè)1，該假設(shè)成立。表明融資優(yōu)序理論同樣適用天津上市公司，根據(jù)信號(hào)傳遞理論，也表明經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)好的公司更多采用內(nèi)源融資；銀行借款融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為4.227；銀行借款融資每增長(zhǎng)1%，凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0.392%，說(shuō)明銀行借款融資對(duì)天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極效應(yīng)，這與假設(shè)2相背離。這一實(shí)證結(jié)果對(duì)天津上市公司放貸的銀行較好的發(fā)揮了其監(jiān)督作用和治理效應(yīng)，最終對(duì)上市經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極效。商業(yè)信用融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為5.155；商業(yè)信用每增長(zhǎng)1%，那么凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0.622%。商業(yè)信用融資對(duì)天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，這一之前的假設(shè)3相一致；控制變量企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為3.517；控制變量發(fā)展能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為12.423。

4結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)2001年-2012年天津25家上市公司實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，盡管目前天津上市公司融資結(jié)構(gòu)均對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)起到積極作用，但仍存在諸多問(wèn)題。天津上市公司在出現(xiàn)資金缺口是普遍優(yōu)先考慮內(nèi)源融資，其次是商業(yè)信用融資，最后是銀行借款融資。其結(jié)果是限制了天津上市公司融資規(guī)模，不利用長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展；依賴(lài)商業(yè)信用融資使用不當(dāng)會(huì)使企業(yè)喪失信譽(yù)，適宜度難以掌握，對(duì)企業(yè)有較高的要求；將銀行借款融資作為第三選擇，凸顯天津銀行等金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)融資提供的支持服務(wù)不夠?；诖耍瑸榱颂岣咛旖蛏鲜泄窘?jīng)營(yíng)績(jī)效，建議天津上市公司在拓展外部融資的同時(shí)，優(yōu)化債務(wù)融資結(jié)構(gòu)，使融資結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效發(fā)揮更大作用。

限于目前的條件和認(rèn)識(shí)，本研究尚存在一些不足，可能會(huì)導(dǎo)致上述研究結(jié)論不全面。研究中僅使用賬面數(shù)據(jù)采用單一指標(biāo)評(píng)價(jià)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，一些影響因素未進(jìn)入模型，這些變量間存在共線性或是由于線性關(guān)系非顯著，具體還有待進(jìn)一步研究。

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作者簡(jiǎn)介：徐孟云（1993-），女，江蘇淮安人，江南大學(xué)商學(xué)院學(xué)生（校大學(xué)生創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)成員），國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專(zhuān)業(yè)，研究方向：居民飲食消費(fèi)；章家清（1956-），男，浙江寧波人，日本明治大學(xué)農(nóng)學(xué)博士（農(nóng)學(xué)經(jīng)濟(jì)），現(xiàn)為江南大學(xué)商學(xué)院副教授；王怡文（1993—），女，內(nèi)蒙古通遼人，江南大學(xué)在讀，國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專(zhuān)業(yè)。endprint

2.2樣本基本情況和描述性統(tǒng)計(jì)

表2是對(duì)所有變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果：內(nèi)源融資的均值為0.437，比重較大，說(shuō)明天津上市公司融結(jié)構(gòu)中內(nèi)源融資所占比重較大；商業(yè)信用融資均值為0.163，比重最小，說(shuō)明天津上市公司很難利用商業(yè)信用獲取較長(zhǎng)時(shí)間的融資，銀行借款融資居中，銀行借款融資均值為0.244，小于內(nèi)源融資，大于商業(yè)信用融資。控制變量中，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的均值為0.567，表明天津上市公司流動(dòng)資產(chǎn)比重與非流動(dòng)資產(chǎn)的比重相當(dāng)，流動(dòng)性較好。發(fā)展能力的均值為負(fù)值，-0.456，表明天津上市公司發(fā)展能力后勁不足；營(yíng)運(yùn)能力均值為0.578，低于一般值0.8，表明天津上市公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度較慢，營(yíng)運(yùn)能力一般；企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)均值為6.24，表明天津上市公司總體風(fēng)險(xiǎn)較高。

圖1因變量與自變量均值2001年-2012年趨勢(shì)圖由圖1所示，2001-2012年天津上市公司凈資產(chǎn)收益率均值波動(dòng)較大，主要是由于各上市公司凈利潤(rùn)波動(dòng)幅度較大，自2006年起，天津上市公司凈資產(chǎn)收益率均值均大于零；從融資結(jié)構(gòu)來(lái)看，2001-2012年12年間天津上市公司內(nèi)部融資在2001-2005年間迅速下滑，基本呈現(xiàn)L型；2006年以后趨于平穩(wěn)，但在融資結(jié)構(gòu)中所占比重仍然最高；其次是銀行借款融資，2001-2005年，銀行借款融資迅速上升，2006年以后銀行借款融資趨于平穩(wěn)，其特點(diǎn)呈現(xiàn)出倒寫(xiě)的L型。由此可見(jiàn)天津上市公司內(nèi)部融資與銀行借款融資互補(bǔ)性較強(qiáng)，而商業(yè)信用融資12年間變化不大。綜上所述，天津上市公司融資結(jié)構(gòu)中內(nèi)部融資、銀行借款融資隨凈資產(chǎn)收益率的劇烈波動(dòng)成互補(bǔ)性的變動(dòng)，商業(yè)信用融資未收到凈資產(chǎn)收益率變動(dòng)的影響。

3回歸結(jié)果分析

本文以2001-2012年的天津25家上市公司300個(gè)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，回歸結(jié)果如下：表3為該模型的擬合優(yōu)度結(jié)果，通常對(duì)于多元線性回歸模型，一般采用調(diào)整后的R2（擬合優(yōu)度系數(shù)）來(lái)判斷，該系數(shù)取值在0-1之間，越接近1表明回歸方程擬合優(yōu)度越高，樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)說(shuō)服力越強(qiáng)。本研究結(jié)果表明，該模型調(diào)整R2為0.554，說(shuō)明該模型的擬合優(yōu)度較好。DW值為2.008，表明模型不存在一階自相關(guān)問(wèn)題，回歸模型估計(jì)和假設(shè)可靠。

表4為一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的方差分析表，表4最后一列Sig（標(biāo)志值）顯示均為0，這表明多個(gè)自變量與因變量之間存在線性關(guān)系，且總體回歸效果顯著。對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為38.524，說(shuō)明回歸方程中自變量與因變量之間的關(guān)系相當(dāng)顯著，彼此存在相關(guān)關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明最終的回歸模型應(yīng)該包括內(nèi)源融資（IFR）、商業(yè)信用融資（CFR）、銀行借款融資（BFR）以及之前設(shè)定的5個(gè)控制變量。

b. 因變量： ROE。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭忻恳粋€(gè)自變量對(duì)因變量是否都有重要影響，僅觀測(cè)模型通過(guò)F檢驗(yàn)的結(jié)果是不夠的，還需要進(jìn)行回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，其目的是為了研究回歸方程中每個(gè)自變量與因變量之間是否存在顯著線性關(guān)系，最終這些變量能否保留在線性方程中。由表5可以看出在顯著性水平為0.05的情況下，內(nèi)源融資（IFR）、商業(yè)信用融資、銀行借款融資（BFR）、企業(yè)規(guī)模（SIZE ）發(fā)展能力（GROW）的T檢驗(yàn)的概率均小于顯著性水平0.05，這說(shuō)明這五個(gè)自變量與因變量的線性關(guān)系顯著，而企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與營(yíng)運(yùn)能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間相關(guān)性不顯著，這可能是由于選擇單一指標(biāo)衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的缺陷所導(dǎo)致的。

最終提取的自變量?jī)?nèi)源融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為7.908；內(nèi)源融資每增長(zhǎng)1%，凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0709%，驗(yàn)證假設(shè)1，該假設(shè)成立。表明融資優(yōu)序理論同樣適用天津上市公司，根據(jù)信號(hào)傳遞理論，也表明經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)好的公司更多采用內(nèi)源融資；銀行借款融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為4.227；銀行借款融資每增長(zhǎng)1%，凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0.392%，說(shuō)明銀行借款融資對(duì)天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極效應(yīng)，這與假設(shè)2相背離。這一實(shí)證結(jié)果對(duì)天津上市公司放貸的銀行較好的發(fā)揮了其監(jiān)督作用和治理效應(yīng)，最終對(duì)上市經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極效。商業(yè)信用融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為5.155；商業(yè)信用每增長(zhǎng)1%，那么凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0.622%。商業(yè)信用融資對(duì)天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，這一之前的假設(shè)3相一致；控制變量企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為3.517；控制變量發(fā)展能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為12.423。

4結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)2001年-2012年天津25家上市公司實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，盡管目前天津上市公司融資結(jié)構(gòu)均對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)起到積極作用，但仍存在諸多問(wèn)題。天津上市公司在出現(xiàn)資金缺口是普遍優(yōu)先考慮內(nèi)源融資，其次是商業(yè)信用融資，最后是銀行借款融資。其結(jié)果是限制了天津上市公司融資規(guī)模，不利用長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展；依賴(lài)商業(yè)信用融資使用不當(dāng)會(huì)使企業(yè)喪失信譽(yù)，適宜度難以掌握，對(duì)企業(yè)有較高的要求；將銀行借款融資作為第三選擇，凸顯天津銀行等金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)融資提供的支持服務(wù)不夠?；诖耍瑸榱颂岣咛旖蛏鲜泄窘?jīng)營(yíng)績(jī)效，建議天津上市公司在拓展外部融資的同時(shí)，優(yōu)化債務(wù)融資結(jié)構(gòu)，使融資結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效發(fā)揮更大作用。

限于目前的條件和認(rèn)識(shí)，本研究尚存在一些不足，可能會(huì)導(dǎo)致上述研究結(jié)論不全面。研究中僅使用賬面數(shù)據(jù)采用單一指標(biāo)評(píng)價(jià)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，一些影響因素未進(jìn)入模型，這些變量間存在共線性或是由于線性關(guān)系非顯著，具體還有待進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)

[1]張榮艷，章愛(ài)文，白夏茜.上市公司負(fù)債融資結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)影響研究——以滬市100家上市公司為研究對(duì)象[J].財(cái)會(huì)通訊（綜合），2013，（8）下.

[2]賈洪文，張虹.融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響的實(shí)證研究——基于內(nèi)蒙古上市公司面板數(shù)據(jù)的分析[J].成都理工大學(xué)（社會(huì)科學(xué)版），2013，（7）.

[3]黃青山，鄧彥，趙天一.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系研究——以珠三角上市公司為例[J].會(huì)計(jì)之友，2013，（6）下.

[4]陳杰，楊文濤.上市公司融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J].銅陵學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，（1）.

[5]皮羽，皮若涵.中小板民營(yíng)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)與可觀測(cè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究[J].財(cái)會(huì)月刊，2011，（11）.

[6]凌江懷，胡青青.上市公司融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效相關(guān)分析——基于2003-2010年廣東省上市公司分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的考察[J].華南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2011，（12）.

作者簡(jiǎn)介：徐孟云（1993-），女，江蘇淮安人，江南大學(xué)商學(xué)院學(xué)生（校大學(xué)生創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)成員），國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專(zhuān)業(yè)，研究方向：居民飲食消費(fèi)；章家清（1956-），男，浙江寧波人，日本明治大學(xué)農(nóng)學(xué)博士（農(nóng)學(xué)經(jīng)濟(jì)），現(xiàn)為江南大學(xué)商學(xué)院副教授；王怡文（1993—），女，內(nèi)蒙古通遼人，江南大學(xué)在讀，國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專(zhuān)業(yè)。endprint

2.2樣本基本情況和描述性統(tǒng)計(jì)

表2是對(duì)所有變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)的結(jié)果：內(nèi)源融資的均值為0.437，比重較大，說(shuō)明天津上市公司融結(jié)構(gòu)中內(nèi)源融資所占比重較大；商業(yè)信用融資均值為0.163，比重最小，說(shuō)明天津上市公司很難利用商業(yè)信用獲取較長(zhǎng)時(shí)間的融資，銀行借款融資居中，銀行借款融資均值為0.244，小于內(nèi)源融資，大于商業(yè)信用融資?？刂谱兞恐?，資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的均值為0.567，表明天津上市公司流動(dòng)資產(chǎn)比重與非流動(dòng)資產(chǎn)的比重相當(dāng)，流動(dòng)性較好。發(fā)展能力的均值為負(fù)值，-0.456，表明天津上市公司發(fā)展能力后勁不足；營(yíng)運(yùn)能力均值為0.578，低于一般值0.8，表明天津上市公司資產(chǎn)周轉(zhuǎn)速度較慢，營(yíng)運(yùn)能力一般；企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)均值為6.24，表明天津上市公司總體風(fēng)險(xiǎn)較高。

圖1因變量與自變量均值2001年-2012年趨勢(shì)圖由圖1所示，2001-2012年天津上市公司凈資產(chǎn)收益率均值波動(dòng)較大，主要是由于各上市公司凈利潤(rùn)波動(dòng)幅度較大，自2006年起，天津上市公司凈資產(chǎn)收益率均值均大于零；從融資結(jié)構(gòu)來(lái)看，2001-2012年12年間天津上市公司內(nèi)部融資在2001-2005年間迅速下滑，基本呈現(xiàn)L型；2006年以后趨于平穩(wěn)，但在融資結(jié)構(gòu)中所占比重仍然最高；其次是銀行借款融資，2001-2005年，銀行借款融資迅速上升，2006年以后銀行借款融資趨于平穩(wěn)，其特點(diǎn)呈現(xiàn)出倒寫(xiě)的L型。由此可見(jiàn)天津上市公司內(nèi)部融資與銀行借款融資互補(bǔ)性較強(qiáng)，而商業(yè)信用融資12年間變化不大。綜上所述，天津上市公司融資結(jié)構(gòu)中內(nèi)部融資、銀行借款融資隨凈資產(chǎn)收益率的劇烈波動(dòng)成互補(bǔ)性的變動(dòng)，商業(yè)信用融資未收到凈資產(chǎn)收益率變動(dòng)的影響。

3回歸結(jié)果分析

本文以2001-2012年的天津25家上市公司300個(gè)數(shù)據(jù)為研究對(duì)象，回歸結(jié)果如下：表3為該模型的擬合優(yōu)度結(jié)果，通常對(duì)于多元線性回歸模型，一般采用調(diào)整后的R2（擬合優(yōu)度系數(shù)）來(lái)判斷，該系數(shù)取值在0-1之間，越接近1表明回歸方程擬合優(yōu)度越高，樣本數(shù)據(jù)點(diǎn)說(shuō)服力越強(qiáng)。本研究結(jié)果表明，該模型調(diào)整R2為0.554，說(shuō)明該模型的擬合優(yōu)度較好。DW值為2.008，表明模型不存在一階自相關(guān)問(wèn)題，回歸模型估計(jì)和假設(shè)可靠。

表4為一個(gè)標(biāo)準(zhǔn)的方差分析表，表4最后一列Sig（標(biāo)志值）顯示均為0，這表明多個(gè)自變量與因變量之間存在線性關(guān)系，且總體回歸效果顯著。對(duì)應(yīng)的F統(tǒng)計(jì)量值為38.524，說(shuō)明回歸方程中自變量與因變量之間的關(guān)系相當(dāng)顯著，彼此存在相關(guān)關(guān)系。檢驗(yàn)結(jié)果表明最終的回歸模型應(yīng)該包括內(nèi)源融資（IFR）、商業(yè)信用融資（CFR）、銀行借款融資（BFR）以及之前設(shè)定的5個(gè)控制變量。

b. 因變量： ROE。

為了檢驗(yàn)?zāi)Ｐ椭忻恳粋€(gè)自變量對(duì)因變量是否都有重要影響，僅觀測(cè)模型通過(guò)F檢驗(yàn)的結(jié)果是不夠的，還需要進(jìn)行回歸參數(shù)的顯著性檢驗(yàn)，其目的是為了研究回歸方程中每個(gè)自變量與因變量之間是否存在顯著線性關(guān)系，最終這些變量能否保留在線性方程中。由表5可以看出在顯著性水平為0.05的情況下，內(nèi)源融資（IFR）、商業(yè)信用融資、銀行借款融資（BFR）、企業(yè)規(guī)模（SIZE ）發(fā)展能力（GROW）的T檢驗(yàn)的概率均小于顯著性水平0.05，這說(shuō)明這五個(gè)自變量與因變量的線性關(guān)系顯著，而企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)、企業(yè)風(fēng)險(xiǎn)與營(yíng)運(yùn)能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效之間相關(guān)性不顯著，這可能是由于選擇單一指標(biāo)衡量企業(yè)經(jīng)營(yíng)績(jī)效的缺陷所導(dǎo)致的。

最終提取的自變量?jī)?nèi)源融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為7.908；內(nèi)源融資每增長(zhǎng)1%，凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0709%，驗(yàn)證假設(shè)1，該假設(shè)成立。表明融資優(yōu)序理論同樣適用天津上市公司，根據(jù)信號(hào)傳遞理論，也表明經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)好的公司更多采用內(nèi)源融資；銀行借款融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為4.227；銀行借款融資每增長(zhǎng)1%，凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0.392%，說(shuō)明銀行借款融資對(duì)天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極效應(yīng)，這與假設(shè)2相背離。這一實(shí)證結(jié)果對(duì)天津上市公司放貸的銀行較好的發(fā)揮了其監(jiān)督作用和治理效應(yīng)，最終對(duì)上市經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極效。商業(yè)信用融資與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為5.155；商業(yè)信用每增長(zhǎng)1%，那么凈資產(chǎn)收益率增長(zhǎng)0.622%。商業(yè)信用融資對(duì)天津上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效產(chǎn)生積極影響，這一之前的假設(shè)3相一致；控制變量企業(yè)規(guī)模與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為3.517；控制變量發(fā)展能力與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)，相關(guān)系數(shù)為12.423。

4結(jié)論與建議

通過(guò)對(duì)2001年-2012年天津25家上市公司實(shí)證分析發(fā)現(xiàn)，盡管目前天津上市公司融資結(jié)構(gòu)均對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)起到積極作用，但仍存在諸多問(wèn)題。天津上市公司在出現(xiàn)資金缺口是普遍優(yōu)先考慮內(nèi)源融資，其次是商業(yè)信用融資，最后是銀行借款融資。其結(jié)果是限制了天津上市公司融資規(guī)模，不利用長(zhǎng)遠(yuǎn)發(fā)展；依賴(lài)商業(yè)信用融資使用不當(dāng)會(huì)使企業(yè)喪失信譽(yù)，適宜度難以掌握，對(duì)企業(yè)有較高的要求；將銀行借款融資作為第三選擇，凸顯天津銀行等金融機(jī)構(gòu)為企業(yè)融資提供的支持服務(wù)不夠?；诖耍瑸榱颂岣咛旖蛏鲜泄窘?jīng)營(yíng)績(jī)效，建議天津上市公司在拓展外部融資的同時(shí)，優(yōu)化債務(wù)融資結(jié)構(gòu)，使融資結(jié)構(gòu)對(duì)經(jīng)營(yíng)績(jī)效發(fā)揮更大作用。

限于目前的條件和認(rèn)識(shí)，本研究尚存在一些不足，可能會(huì)導(dǎo)致上述研究結(jié)論不全面。研究中僅使用賬面數(shù)據(jù)采用單一指標(biāo)評(píng)價(jià)經(jīng)營(yíng)績(jī)效，一些影響因素未進(jìn)入模型，這些變量間存在共線性或是由于線性關(guān)系非顯著，具體還有待進(jìn)一步研究。

參考文獻(xiàn)

[1]張榮艷，章愛(ài)文，白夏茜.上市公司負(fù)債融資結(jié)構(gòu)對(duì)企業(yè)業(yè)績(jī)影響研究——以滬市100家上市公司為研究對(duì)象[J].財(cái)會(huì)通訊（綜合），2013，（8）下.

[2]賈洪文，張虹.融資結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響的實(shí)證研究——基于內(nèi)蒙古上市公司面板數(shù)據(jù)的分析[J].成都理工大學(xué)（社會(huì)科學(xué)版），2013，（7）.

[3]黃青山，鄧彥，趙天一.戰(zhàn)略性新興產(chǎn)業(yè)融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效關(guān)系研究——以珠三角上市公司為例[J].會(huì)計(jì)之友，2013，（6）下.

[4]陳杰，楊文濤.上市公司融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效：一個(gè)文獻(xiàn)綜述[J].銅陵學(xué)院學(xué)報(bào)，2012，（1）.

[5]皮羽，皮若涵.中小板民營(yíng)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)與可觀測(cè)績(jī)效關(guān)系的實(shí)證研究[J].財(cái)會(huì)月刊，2011，（11）.

[6]凌江懷，胡青青.上市公司融資結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效相關(guān)分析——基于2003-2010年廣東省上市公司分行業(yè)面板數(shù)據(jù)的考察[J].華南師范大學(xué)學(xué)報(bào)（社會(huì)科學(xué)版），2011，（12）.

作者簡(jiǎn)介：徐孟云（1993-），女，江蘇淮安人，江南大學(xué)商學(xué)院學(xué)生（校大學(xué)生創(chuàng)新團(tuán)隊(duì)成員），國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專(zhuān)業(yè)，研究方向：居民飲食消費(fèi)；章家清（1956-），男，浙江寧波人，日本明治大學(xué)農(nóng)學(xué)博士（農(nóng)學(xué)經(jīng)濟(jì)），現(xiàn)為江南大學(xué)商學(xué)院副教授；王怡文（1993—），女，內(nèi)蒙古通遼人，江南大學(xué)在讀，國(guó)際經(jīng)濟(jì)與貿(mào)易專(zhuān)業(yè)。endprint