劉思宏

[摘 要] 民營(yíng)企業(yè)是我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的重要組成部分，研究民營(yíng)企業(yè)績(jī)效的影響因素，分析民營(yíng)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的相關(guān)關(guān)系，對(duì)于提高民營(yíng)企業(yè)的市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力，促進(jìn)民營(yíng)企業(yè)的持續(xù)健康發(fā)展有著重要意義。本文以2008年之前在滬深兩市主板上市的241個(gè)民營(yíng)企業(yè)為研究對(duì)象，通過(guò)運(yùn)用因子分析和多元線(xiàn)性回歸分析，就民營(yíng)企業(yè)資本機(jī)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響進(jìn)行了綜合評(píng)價(jià)。

[關(guān)鍵詞] 中國(guó)民營(yíng)企業(yè)；資本結(jié)構(gòu)；公司績(jī)效

doi ： 10 . 3969 / j . issn . 1673 - 0194 . 2017. 13. 012

[中圖分類(lèi)號(hào)] F276.6 [文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼] A [文章編號(hào)] 1673 - 0194（2017）13- 0027- 05

1 研究綜述

在深化供給側(cè)結(jié)構(gòu)性改革，“三去一降一補(bǔ)”不斷深化的背景下，探索促進(jìn)企業(yè)績(jī)效提高的最佳資本結(jié)構(gòu)成為經(jīng)濟(jì)學(xué)的熱點(diǎn)問(wèn)題。在中國(guó)，民營(yíng)企業(yè)是推動(dòng)中國(guó)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，截至2015年底，中國(guó)民營(yíng)企業(yè)注冊(cè)資本42 146萬(wàn)億，出口創(chuàng)匯1 749.68億元人民幣，進(jìn)出口總值占同期中國(guó)進(jìn)出口總值的比重為34.5%，固定投資占社會(huì)固定投資總額的62%。然而，現(xiàn)階段，中國(guó)民營(yíng)企業(yè)面臨資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化、公司績(jī)效影響潛在因素分析、發(fā)展方向調(diào)整確定等一系列難題，研究民營(yíng)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響，對(duì)于節(jié)約民營(yíng)企業(yè)融資成本，提高企業(yè)運(yùn)營(yíng)成效、優(yōu)化資源配置有著重要意義。

MM理論標(biāo)志著現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論的建立，在此基礎(chǔ)上，Jensen and Meckling（1976）、Warner（1977）等人的資本結(jié)構(gòu)理論、Stulz（1988）、Aghion and Bolton（1992）的管理控制理論以及Dimaond（1989）的聲譽(yù)模型、Hirshlerfer and Thakor（1989）的債務(wù)緩和模型對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行了富有成果的研究，資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響逐漸成為現(xiàn)代公司治理結(jié)構(gòu)中研究的熱點(diǎn)問(wèn)題。

在國(guó)內(nèi)，李鈺和鄭若娟（2014）、李志鳳（2014）等運(yùn)用主成分分析模型，李興堯和錢(qián)琴（2011）、屈海濤（2014）等運(yùn)用因子分子評(píng)價(jià)模型，池國(guó)華和張智楠（2008）、馬方和趙金杰（2010）、方心童和高誠(chéng)昊（2015）等運(yùn)用經(jīng)濟(jì)增加值評(píng)價(jià)模型，對(duì)中國(guó)企業(yè)績(jī)效影響因素進(jìn)行了研究。隨著國(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)公司績(jī)效評(píng)價(jià)方法研究的不斷深入，公司績(jī)效評(píng)價(jià)體系、評(píng)價(jià)方法也不斷完善，在評(píng)價(jià)指標(biāo)的選取方面由單一指標(biāo)向多維度財(cái)務(wù)指標(biāo)發(fā)展，由財(cái)務(wù)指標(biāo)向財(cái)務(wù)指標(biāo)和非財(cái)務(wù)指標(biāo)相結(jié)合的方向發(fā)展，在評(píng)價(jià)方法上由主管評(píng)價(jià)法向客觀(guān)賦權(quán)法方向發(fā)展。

2 中國(guó)民營(yíng)資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響的模型設(shè)計(jì)

2.1 樣本選擇

本文按照以下標(biāo)準(zhǔn)確定研究樣本：

（1）考慮到數(shù)據(jù)的來(lái)源，本文以在滬深股票交易所主板上市的民營(yíng)企業(yè)為研究對(duì)象。

（2）考慮到研究樣本的穩(wěn)定性，本文以2008年之前在滬深股票交易市場(chǎng)主板上市且在2009-2015年間持續(xù)經(jīng)營(yíng)的民營(yíng)企業(yè)為研究對(duì)象。

（3）考慮到研究樣本的健康發(fā)展，本文剔除出現(xiàn)特別處理（Special Treatment，ST）、退市預(yù)警（即終止上市風(fēng)險(xiǎn)的特別處理，*ST）的上市民營(yíng)企業(yè)。

（4）考慮到金融行業(yè)自身發(fā)展的特殊性，本文剔除金融類(lèi)上市民營(yíng)企業(yè)。

（5）本文參考張玲萍（2013）的研究方法，剔除長(zhǎng)期負(fù)債接近于零，負(fù)債大于資產(chǎn)的上市民營(yíng)企業(yè)。

根據(jù)以上標(biāo)準(zhǔn)，本文共得到272個(gè)樣本數(shù)據(jù)，在此基礎(chǔ)上，本文又剔除了31個(gè)異常數(shù)據(jù)樣本，共計(jì)241個(gè)樣本總量。

參考《上市公司行業(yè)分類(lèi)指引》，本文研究的241個(gè)研究樣本分布行業(yè)和分布領(lǐng)域如表1所示。

2.2 模型設(shè)計(jì)

本文提出如下模型假設(shè)。

（1）H1：民營(yíng)主板上市企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率與公司績(jī)效間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

基于Myers and Majluf（1984）企業(yè)融資的一般選擇，企業(yè)獲取資金的方式和途徑包括內(nèi)外兩個(gè)方面。而企業(yè)獲得資金的途徑和方式與企業(yè)的負(fù)債成本息息相關(guān)。一般來(lái)講，優(yōu)質(zhì)企業(yè)由于信用、經(jīng)營(yíng)方式等原因，負(fù)債成本較低?；贖1假設(shè)，本文建立模型Ⅰ：

Y1=α1+β1DAR+λ1SIZE+μ1GROW+ε1

其中，Y1表示公司績(jī)效，DAR表示資產(chǎn)負(fù)債率，SIZE表示公司規(guī)模，GROW表示公司發(fā)展?jié)摿?，?、β1、λ1、μ1、ε1為常數(shù)項(xiàng)。

（2）H2：從償債期限來(lái)看，短期負(fù)債率與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H3：長(zhǎng)期負(fù)債率與公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

基于Tobin（1969）Q值理論對(duì)負(fù)債率與公司毛利率影響的研究，短期負(fù)債（融資期限在一年以?xún)?nèi)）主要是用于解決企業(yè)臨時(shí)性的資金需求，償還期限短，難以進(jìn)行長(zhǎng)期戰(zhàn)略投資?；贖2、H3的假設(shè)，本文建立模型Ⅱ：

Y2=α2+β2SDAR+δ2LDAR+λ2SIZE+μ2GROW+ε2

其中，Y2表示公司績(jī)效，SDAR表示短期資產(chǎn)負(fù)債率，LDAR表示長(zhǎng)期資產(chǎn)負(fù)債率，SIZE表示公司規(guī)模，GROW表示公司發(fā)展?jié)摿?，?、β2、δ2、λ2、μ2、ε2為常數(shù)項(xiàng)。

（3）H4：從利息結(jié)構(gòu)來(lái)看，有息負(fù)債與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

基于Modigliani and Miller（1958，1963）的理論研究，負(fù)債融資改變公司的資本結(jié)構(gòu)比例，考慮到現(xiàn)階段我國(guó)資本和金融市場(chǎng)的發(fā)育程度，負(fù)債融資的成本效益可能大于負(fù)債融資的稅后效益，我國(guó)民營(yíng)主板上市企業(yè)更多的是依靠短期負(fù)債，企業(yè)還面臨著較大的流動(dòng)性壓力。基于H4的假設(shè)，本文建立模型Ⅲ：

Y3=α3+η3IDAR+λ3SIZE+μ3GROW+ε3

其中，Y3表示公司績(jī)效，IDAR表示有息負(fù)債率，SIZE表示公司規(guī)模，GROW表示公司發(fā)展?jié)摿?，?、η3、λ3、μ3、ε3為常數(shù)項(xiàng)。

3 民營(yíng)資本結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效影響的實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

由表2可知，在所挑選的241個(gè)中國(guó)民營(yíng)主板上市企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)中，平均資產(chǎn)負(fù)債率水平為47.02%。2015年，滬深股票交易市場(chǎng)所有上市公司的平均負(fù)債率水平為63.87%，高于同時(shí)期民營(yíng)主板上市企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率；從償債期限來(lái)看，中國(guó)民營(yíng)主板上市企業(yè)的短期負(fù)債率和長(zhǎng)期負(fù)債率分別為81.59%和18.41%，說(shuō)明中國(guó)民營(yíng)主板上市企業(yè)在融資方式上以短期負(fù)債融資為主，以長(zhǎng)期負(fù)債融資為輔；從利息結(jié)構(gòu)來(lái)看，21.16%的民營(yíng)企業(yè)選擇了有息負(fù)債。

Extraction Method： Principal Component Analysis.

根據(jù)“特征值大于1”的原則，表4的“初始特征值”欄共有4個(gè)特征根大于1，4個(gè)特征根分別為3.630、1.482、1.355、1.064，各因子的方差貢獻(xiàn)率分別為36.298%、14.822%、13.545%、10.636%，4個(gè)因子的累計(jì)方差貢獻(xiàn)率為75.301%，即這4個(gè)公因子一起解釋了公司績(jī)效狀況的75.301%。

3.2.3 因子得分函數(shù)與綜合得分函數(shù)表達(dá)式

結(jié)合表5，本文依據(jù)原始變量標(biāo)準(zhǔn)化后各因子變量的得分系數(shù)構(gòu)建因子得分函數(shù)表達(dá)式，本文旋轉(zhuǎn)后的因子得分函數(shù)表達(dá)式為：

f1=0.308X1+0.308X2-0.063X3+…+0.051X9-0.145X10

f2=-0.033X1-0.033X2+0.052X3+…-0.119X9+0.090X10

f3=0.008X1+0.008X2-0.003X3+…+0.061X9-0.367X10

f4=0.024X1+0.024X2+0.015X3+…+0.127X9+0.335X10

綜合得分模型為：

Y=φ1 f1+φ2 f2+φ3 f3+φ4 f4

將數(shù)值代入上式后可得綜合得分函數(shù)：

Y=0.36 298f1+0.14 822f2+0.13 545f3+0.10 636f4

3.3 回歸分析與假設(shè)檢驗(yàn)

將綜合得分函數(shù)得出的數(shù)值作為被解釋變量，將DAR、SDAR、LDAR、IDAR作為解釋變量，對(duì)（Y、DAR、SDAR、LDAR、IDAR）進(jìn)行OLS估計(jì)，回歸結(jié)果如表6所示。

（1）由模型Ⅰ回歸方程的一般結(jié)果可知，資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）與公司績(jī)效（Y1）的系數(shù)為-0.517，對(duì)應(yīng)的T統(tǒng)計(jì)量為-3.752，其伴隨P值為0，說(shuō)明在1%的顯著性水平下，被解釋變量公司績(jī)效（Y1）與解釋變量資產(chǎn)負(fù)債率（DAR）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。據(jù)此，本文得出：

H1假設(shè)成立，民營(yíng)主板上市企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率與公司績(jī)效間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（2）由模型Ⅱ回歸方程的一般結(jié)果可以看出，短期負(fù)債率（SDAR）與公司績(jī)效（Y2）的相關(guān)系數(shù)為-0.426，T統(tǒng)計(jì)量為-2.821，伴隨P值為0.014 8，說(shuō)明在5%顯著性水平下，被解釋變量公司績(jī)效（Y2）與解釋變量短期負(fù)債率（SDAR）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，符合模型的一般假設(shè)。

長(zhǎng)期負(fù)債率（LDAR）與公司績(jī)效（Y2）的相關(guān)系數(shù)為-0.302，T統(tǒng)計(jì)量為-2.821，伴隨P值為0，說(shuō)明在1%顯著性水平下，被解釋變量公司績(jī)效（Y2）與解釋變量短期負(fù)債率（SDAR）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

短期負(fù)債率（SDAR）對(duì)應(yīng)的系數(shù)絕對(duì)值為0.462，小于長(zhǎng)期負(fù)債率（LDAR）對(duì)應(yīng)的系數(shù)絕對(duì)值0.502，說(shuō)明短期負(fù)債率（SDAR）與長(zhǎng)期負(fù)債率（LDAR）在相同的變動(dòng)情況下，長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)中國(guó)民營(yíng)上市公司的影響更大。據(jù)此，本文得出：

H2假設(shè)成立，從償債期限來(lái)看，短期負(fù)債率與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

H3假設(shè)不成立，從償債期限來(lái)看，長(zhǎng)期負(fù)債率與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

（3）由模型Ⅲ回歸方程的一般結(jié)果可知，有息負(fù)債率（IDAR）與公司績(jī)效（Y3）的相關(guān)系數(shù)對(duì)應(yīng)的系數(shù)為-0.437，對(duì)應(yīng)的T統(tǒng)計(jì)量為-4.472，其伴隨P值為0，說(shuō)明在1%顯著性水平下，被解釋變量公司績(jī)效（Y3）與解釋變量有息負(fù)債率（IDAR）呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。據(jù)此，本文得出：

H4假設(shè)成立，從利息結(jié)構(gòu)來(lái)看，有息負(fù)債與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

4 結(jié) 語(yǔ)

（1）公司績(jī)效與資產(chǎn)負(fù)債率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。中國(guó)上市民營(yíng)企業(yè)通過(guò)自身經(jīng)營(yíng)獲得的持續(xù)現(xiàn)金流有限，因而只能通過(guò)外部融資的方式解決資金問(wèn)題，導(dǎo)致資產(chǎn)負(fù)債水平越高的企業(yè)整體經(jīng)營(yíng)績(jī)效不佳。

（2）短期負(fù)債與長(zhǎng)期負(fù)債均對(duì)上市民營(yíng)公司績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響，其中長(zhǎng)期負(fù)債的負(fù)面影響更大。241個(gè)研究樣本的平均負(fù)債率為63.87%，其中，短期負(fù)債率和長(zhǎng)期負(fù)債率分別為81.59%、18.41%，短期負(fù)債融資是民營(yíng)企業(yè)融資的主要方式和主要途徑，這也從側(cè)面上反映了民營(yíng)企業(yè)融資能力和融資水平有限，在“三去一降一補(bǔ)”的背景下，企業(yè)的融資難問(wèn)題愈發(fā)凸顯。

民營(yíng)企業(yè)受規(guī)模小，抗風(fēng)險(xiǎn)能力差、生命周期短、抵質(zhì)押物不足等問(wèn)題，在融資時(shí)往往承受較高的利率，負(fù)債帶來(lái)的抵稅效應(yīng)小于財(cái)務(wù)支出費(fèi)用，從以上兩方面來(lái)說(shuō)，短期負(fù)債與長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)上市民營(yíng)公司績(jī)效產(chǎn)生負(fù)面影響。民營(yíng)企業(yè)融資難問(wèn)題導(dǎo)致長(zhǎng)期負(fù)債對(duì)企業(yè)帶來(lái)的財(cái)務(wù)成本遠(yuǎn)大于短期負(fù)債給企業(yè)帶來(lái)的財(cái)務(wù)支出，對(duì)上市民營(yíng)公司產(chǎn)生了較大影響。

（3）公司績(jī)效與有息負(fù)債呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。受制于我國(guó)金融市場(chǎng)的發(fā)育程度和發(fā)展時(shí)間以及債權(quán)人的管理意識(shí)等因素，債券人對(duì)民營(yíng)企業(yè)的參與程度不高，監(jiān)督管理有限。同時(shí)，企業(yè)的融資杠桿比例隨著有息負(fù)債的增長(zhǎng)而增長(zhǎng)，在公司治理結(jié)構(gòu)有待健全，內(nèi)外部有效監(jiān)管不足的情況下，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)和破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)也在不斷增加。

主要參考文獻(xiàn)

[1]賈亞梅.基于因子分析法的我國(guó)金融業(yè)上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效評(píng)價(jià)[J].知識(shí)經(jīng)濟(jì)，2015（5）：5.

[2]李鈺，鄭若娟.上市公司信息透明度評(píng)價(jià)研究——基于主成分分析與熵權(quán)法[J].工業(yè)技術(shù)經(jīng)濟(jì)，2014（9）：105-113.

[3]李志鳳.基于主成分分析的我國(guó)上市公司財(cái)務(wù)績(jī)效評(píng)價(jià)——基于深、滬兩市制造業(yè)上市公司的實(shí)證分析[J].綠色財(cái)會(huì)，2014（4）：8-13.

[4]屈海濤.基于因子分析的天津市上市公司業(yè)績(jī)?cè)u(píng)價(jià)及對(duì)策建議[J].新西部：理論版，2014（11）：57.

[5]于冬妮，劉霞，劉紅.基于因子分析的公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效綜合評(píng)價(jià)[J].長(zhǎng)春大學(xué)學(xué)報(bào)，2015（2）：36-41.

[6]Booth L，Aivazion V，Demirguc-kun A，Maksimovic V.Capital Structure in Developing Countries[J].The Journal of Finance，2001，56（1）：87-130.

[7]Harris M，and Raviv A.Corporate Control Contests and Capital Structure[J].Journal of Finance Economics，1988，16（9）：55-86.

[8]Ross A.The Determination of Financial Structure：The Incentive Signaling Approach[J].Bell Journal of Finance，1977，8（1）：23-40.