我国上市公司资本结构影响因素的实证分析

2000 年第 3 期 厦门大学学报 (哲学社会科学版 ) 3 2000(总第 143 期 ) F o. 143我国上市公司资本结构影响因素的实证分析洪锡熙 ,沈艺峰(厦门大学 管理学院 ,福建 厦门 361005)摘 要 :运用资本结构决定因素学派的理论框架 ,以 1995 - 1997 年期间在上海证券交易所上市的 221 家工业类公司为样本数据 ,对影响我国上市公司资本结构的主要因素进行实证分析 ,结果表明企业规模和盈利能力两个因素对企业资本结构的选择有显著的影响 ,而公司权益、成长性和行业因素对企业资本结构没有显著的作用。关键词 :中国 ;上市公司 ;资本结构 ;影响因素中图分类号 :6 文献标识码 :A 文章编号 :0438 - 0460(2000) 03 - 0114 - 07一、理论框架关于企业资本结构的实证研究 ,国内外学术界大致上分为两大方向。一个方向以 理为中心 ,主要探讨企业价值与资本结构之间的关系 ,形成资本结构的主流理论 (资本结构理论学派 ) ,这方面的文献最为丰富 ;另一个方向着重研究影响企业资本结构的各种因素 ,属于资本结构决定因素学派。后者原先一直是游离于资本结构主流理论之外的一个理论分支。其观点由巴克特、卡格、塔布和小塔加特在 70 年代初率先提出 ,之后马什为该学派的延续做出了重要的贡献。尽管该学派的理论基础同主流理论一样也是 它却批评主流理论是“不完整的、且在某些方面难以令人满意的” ,1 (为按照该学派的观点 ,企业资本结构应该受到很多因素的影响 ,而主流理论所主张的税差与破产成本仅是其中两个较为重要的因素。正如塔布所言 :“假如企业存在一个最优的负债 权益比率 ,那么 ,对于那些影响企业选择的因素 ,我们显然需要一种更为一般的理论。” 2 ( 416)这个学派的另一特点是进行大量的实证检验。从早期的巴克特与塔布 ,到马什 ,再到后来的泰特曼与威塞尔斯 ,其研究无一不建立在“理论和现有实证检验基础上”。 1 (么 ,根据资本结构决定因素理论 ,企业资本结构究竟要受哪些因素的影响呢 ? 按已有研究文献的观点 ,影响企业资本结构的因素大致包括以下四个 :1. 企业规模。巴克特和卡格共使用了 1950 - 1965 年期间 129 家工业企业 230 次的证券发411繲收稿日期 :2000 - 01 - 21作者简介 :洪锡熙 (1943 - ) ,男 ,福建莆田人 ,厦门大学管理学院副教授 ;沈艺峰 (1963 - ) ,男 ,福建厦门人 ,厦门大学管理学院教授 ,管理学博士。 1995o., 们发现 :规模越大的企业越倾向于通过发行债券 (或通过以包括优先股、可转换证券和债券在内的多次发行 ) 来融资 ;而负债比率越高的企业越不可能 (相对于普通股和可转换证券而言 )发行债券。 3 2. 企业权益的市场价值。小塔加特利用联邦储备委员会的资金流动、国内税务局的收入统计和证券交易与管理委员会的统计公告等给出的数据 ,通过广义最小二乘法得出结论 :企业长期负债与权益的市场价值是决定企业证券发行的重要因素。换言之 ,企业的市场价值目标对其长期负债有重要影响。 4 3. 企业盈利能力。泰特曼和威塞尔斯在谈到企业盈利能力对资本结构的影响时曾说 :“企业过去的盈利能力 ,即可以留存下来的盈利数量应该是企业现有资本结构的一个重要决定因素。” 5 (们从美国劳工部劳工统计局收集了 1974 - 1982 年期间 469 家企业的数据进行统计检验 ,结论是 :“因经营利润的增加而提高的股票市场价值不可能完全被企业增加的借贷所抵消。” 5 (. 行业因素。早先所罗门就认为 :“在使用债务杠杆的不同行业的企业组中 ,看来有着明显不同的负债比率 ,而且行业的企业组在债务杠杆的平均使用上具有时间上的稳定性。” 6 ( 279)舒尔茨和阿罗森在合写的“支持最优资本结构概念的某些代用证据”一文中 , 通过对 1928 - 1961 年期间四个行业 (铁路、公用电力与燃气、矿业和工业 ) 的 32 家企业的资本结构分析发现 ,同行业企业具有相似的资本结构 ,不同行业的资本结构则确有差别。国外不少学者还进一步对影响企业资本结构的各因素作综合考察。例如 ,塔布利用 1960- 1969 年期间 89 家公司的 172 次证券发行数据分析了企业的预期收益与利息差异、未来盈利的不确定性、规模、税率、具有偿债能力的时间长度和负债 - 权益比共 6 个变量对企业资本结构的影响。但他的结论含糊不清且相互矛盾。例如 ,对于税收因素 ,他的结论“与传统理论和,“显然 ,在解释企业对负债 - 权益比率选择的决定因素方面 ,我的研究是不成功的。” 2 (什则认为 :早先的观点 ,无论是巴克特和卡格的 ,还是塔布和小塔加特的 ,实际上均未能得出明确结论 ,或存在明显的缺陷。“除非能得到关于导出模型的稳定性与预测能力的明确证据 ,否则很难解释其结果。没有哪一项研究在这方面是非常令人满意的。”1 (以 ,马什自己选用了 1959 - 1974 年期间 748 家以现金方式发行股票和债券的企业来验证。他发现 : (1)企业对融资工具的选择受到市场条件和历史状况的极大影响 ; (2) 企业对融资工具的选择看来就像在其心目中已有一个确定的目标负债比率 ; (3)企业的目标负债比率与企业规模、破产风险和资产构成函数关系。国内学术界关于资本结构实证研究的文章很少 ,目前能够见到的主要有两篇 ,一篇由陈小悦和李晨撰写 (以下称陈文 ) ,7 另一篇系陆正飞和辛宇所作 (以下称陆文 ) 。 8 就研究内容而言 ,陈文属于资本结构的主流理论 ,陆文则属典型的资本结构决定因素学派的研究范围。后者以在上海证券交易所上市的 35 家机械及运输设备行业的公司为样本 ,在控制行业因素的情况下 ,就上市公司资本结构与获利能力、规模、资产担保价值以及成长性等因素进行多元回归分析 ,得出三点主要结论 : (1)不同行业的资本结构有显著差异 ; (2) 企业的资本结构与获利能力显著负相关 ; (3)规模、资产担保价值和成长性等因素对企业资本结构没有明显的影响。511 1995o., 检验方法1. 变量的定义与样本的选取根据以上学术文献 ,影响企业资本结构的主要因素可以概括为七个 :行业、资本市场、盈利能力、规模、成长性、资产担保价值和非负债税收利益。其中 ,资本市场对资本结构的影响关系属于前述主流理论的研究范围 ,非负债税收利益是迪安吉罗和马苏里思等后权衡理论学派的观点。然而 ,自美国实施 1986 年税收改革法后 ,由于企业原来享受的投资税减免及各种相关的税收补贴被逐步取消 ,迪安吉罗和马苏里思所说的非负债税收利益已不复存在。因此 ,本文所研究的影响企业资本结构的因素主要是企业规模、资产担保价值、盈利能力、成长性和行业。这与陆文所界定的影响因素一样。不过本文对这四个变量的定义与陆文有所不同。首先 ,关于企业规模变量 ,陆文定义为主营业务收入 ,我们则规定为总资产。早先的许多学者 (如巴克特、卡格和塔布等人 )都是采用总资产来衡量企业规模的。泰特曼与威塞尔斯虽采用营业收入 ,但他们在文章的注释 6 里特别说明 :无论选择营业收入的指数还是选择总资产的指数来代表企业规模 ,“结构性模型的参数估计都是相同的。” 5 (于资产担保价值变量 ,陆文采用存货与固定资产之和 ,这与斯科特 9 、梅耶斯和迈基里夫的处理方式一致。 10 我们采用企业权益来衡量该变量 ,更接近于巴克特和卡格的方法 ,也较符合利兰和派尔的思维。 关于企业盈利能力变量 ,我们与陆文同样采用净利润 / 主营业务收入指标。在其他文献里 ,也有采用双重标准的 ,如泰特曼和威塞尔斯就采用营业利润 / 营业收入和营业利润 / 总资产两项指标来代表企业盈利能力。关于成长性变量 ,我们以企业过去三年内主营业务收入的平均数来代表 ,与陆文用一年资产变动数有所不同。 采用营业收入来表示成长性的理由是基于财务学关于可持续成长性的传统概念。 关于企业资本结构的定义 ,学术界流行三种做法 :一是采用总负债 / 总资产 ,如费雪、汉克尔和茨勒 14 ;二是采用总负债 / 股东权益 ,如塔布 2 、 凯恩、马库斯和麦克唐纳 15 ;三是采用长期负债 / 总资产 ,如马什 1 。 我们采用总负债 / 总资产来描述企业资本结构。该定义与负债 - 权益比 (即总负债 / 总权益 )在基本原理上是相似的 ,实际上二者可以互相转换。对于所有这些变量 ,我们都采用账面价值法。 我们的样本包括 1995 - 1997 年期间在上海证券交易所上市的 221 家工业类公司。上市公611 关于账面价值方法和市场价值方法之间的区别 ,巴格斯在他的博士论文里有相当详细的论述。 16 部分学者如泰特曼和威塞尔斯则与众不同地采用多种标准来定义企业资本结构。泰特曼和威塞尔斯使用了长期负债 / 权益市场价值、短期负债权益 / 权益市场价值、可转换负债权益 / 市场价值、长期负债 / 权益账面价值、短期负债权益 / 权益账面价值、可转换负债权益 / 市场账面价值等六项指标。一个公司的可持续成长率等于留存收益比率 (利润率 (总资产周转率 (财务杆杠。前两个比率抓住企业生产过程中的经营状况 ,后两个比率描述企业主要财务政策 (股利政策和财务杆杠政策 ) 。 13 ( 93)关于成长性的定义 ,学术界曾出现过激烈的争论。虽然莫迪格利安尼和米勒确实是用资产增长率来表示成长性 ,但高顿、考克特和怀温德 ,勃尼司和法兰克福特还是对此提出强烈质疑 。关于该问题的复杂性 ,米勒和莫迪格利安尼有过一段解释 :“据我们所知 ,如何衡量这个重要的、但无法直接观察 ,且在数量上最为复杂和令人伤透脑筋的 (成长率 )变量 ,没有一个人能够提供一个完全让人满意的解决方法”。 12 ( 57) 。 11 ( 387) 1995o., 国证券报刊出的行情表上的分类为依据。所有数据都来自中国证券报公司部编撰、新华出版社出版的 (98 上市公司资料速查手册。2. 列联表与卡方检验本文的统计分析方法与巴克特和卡格、塔布、小塔加特、马什以及泰特曼和威塞尔斯的都不相同 ,尤其不同于陆文的多元回归方法。我们采用的是列联表行列独立性的卡方检验。具体做法是 :先将企业按资本结构及各影响因素的特征分别加以分类 ,再根据样本数据做出列联表 ,然后作卡方检验以判定各因素对资本结构有无影响 ,最后计算 系数或 系数以分析资本结构与影响因素的相关程度。我们认为 ,与多元回归方法相比 ,采用卡方检验有两个好处。一是免受多重共线性之困扰。由于影响企业资本结构的各因素之间存在一定的相互关系 ,例如在陆文中 ,企业获利能力与规模均以主营收入来衡量 ,资产担保价值与成长性都以总资产来计算 ,进行多元回归将不可避免地会产生多重共线性问题。二是不必担心异方差现象。由于不同企业的资本结构决定因素对其资本结构的影响程度不一 ,因此回归模型的随机误差项极可能会有不尽相同的方差 ,即难免出现异方差性。 为了做出列联表 ,我们计算出上述 221 家公司的负债比例及各影响变量的平均值 (见表1) ,再以负债比例的平均值为标准 ,将样本中的 221 家公司分为高负债和低负债两类。类似地 ,按各影响变量的平均值 (014382) 为标准 ,将样本中的 221 家公司分为高负债和低负债两类。类似地 ,按各影响变量的平均值 ,将这 221 家公司按规模、成长性、盈利、权益各分成两类。然后 ,以高负债与低负债为基本类别分别与每一影响变量的类别搭配 ,构成表 2 中的 4 个 2 2列联表。列联表中的每个数据是同时符合行、列所示特征的公司数 (频数 ) 。表 1 上海证券市场上市工业公司资本结构及各影响因素描述变 量 平均值 标准差 最大值 最小值负债比例 ( %) 0. 4382 0. 1758 0. 8897 0. 0443总 资 产 (万元 ) 142 185 250 748 2093 732 11 928股东权益 (万元 ) 75 065 146 290 1259 285 5726净利润率 ( %) 0. 0979 0. 2549 0. 5535 - 2. 9267成 长 性 ( %) 0. 1812 0. 6791 8. 9205 - 0. 9294表 2 上海证券市场上市工业公司负债比例与各影响因素的列联表衡量标准 高负债 低负债 公司数合计规模大 35 10 45规模小 71 105 176公司数合计 106 105 221(a)衡量标准 高负债 低负债 公司数合计权益多 29 21 50权益少 80 91 171公司数合计 109 112 221(b)711 陆正飞和辛宇承认 :“由于我国股市发展时间尚短 ,故无法对上市公司资本结构的影响因素进行时间序列分析 ,而只能就 1996 年的数据进行横截面数据分析。因此 ,有可能存在一定程度的异方差现象。” 8 ( 1995o., 负债 低负债 公司数合计高盈利能力 39 87 126低盈利能力 72 23 95公司数合计 111 110 221(c)衡量标准 高负债 低负债 公司数合计高成长性 39 36 75低成长性 71 75 146公司数合计 110 111 221(d)为了检验行业因素对企业资本结构是否有影响 ,我们将原样本扩大到 304 家公司 ,增加了1995 - 1997 年期间在上海证券交易所上市的 34 家公用事业类公司和 49 家商业类公司。通过计算这 304 家公司负债比例的平均值 (等于 41. 49 %) ,将它们分成高负债与低负债两类 ,再与行业的分类一起考虑 ,得出表 3 所示的 3 2 列联表 :表 3 上海证券市场上市工业公司负债比例与行业类型列联表行 业 高负债 低负债 公司数合计工 业公用事业商 业公司数合计113133115710821181472213449304显然 ,列联表中的频数容易转换成分别用于估计联合概率和边际概率的相应频率。由它们可以得出最终仍由频数表示的检验统计量 2 的表达式。设 i 行第 j 列的联合概率 , 别为第 i 行和第 j 列的边际概率 ,则对所有的 i 和 j ,我们要检验的假设是 假设 含义是 :行的分类独立于列的分类。为了对每个列联表检验 否成立 ,我们按下式分别计算它们的卡方值 ( 2) : 1 1( 2 n ( 别为第 i 行和第 j 列的公司数合计 ,n 为公司总数 ) ,取显著性水平为 ,则当其卡方值大于临界值 (r - 1) (c - 1)时 ,这意味着行变量与列变量是相互关联的 ,即其中一个要影响另一个。关于 系数和 系数 ,我们有 = 和 =q - 1) 只适用于 2 2 列联表 ( - 1 1) ; 则适用于任意 r 0 1) ,其中 q = r ,c。当 或 等于 0 时 ,认为行变量与列变量没有关联 ;当 | | 或 向 1 移动时 ,行变量与列变量的关联程度逐步变强。三、结论与讨论表 4 给出了表 2 的 (a) - ( d) 的卡方值和 系数。当显著性水平取为 5 %时 ,临界值是811 1995o., 1 = 31841。从表 4 可以看出 ,表 2 的 (a) 和 (c) 的卡方值都显著大于临界值 3. 841 ,因而 表明它们的行分类与列分类是显著不独立的 ,即企业负债比例分别与其规模和盈利能力显著相关。相应的 系数分别为 0. 3016 和 0. 4439 ,表示企业规模和盈利能力这两个因素与企业负债比例存在正相关 ,即企业的规模愈大 ,或盈利能力愈强 ,就愈能承受较高的负债水平。这个结论支持了塔布和马什的有关论点。 不过 ,它与陆文对企业规模因素的影响作用的解释正相反。陆文认为该因素对企业资本结构的影响不甚显著 ,我们的分析却表明这二者之间存在着显著的相关关系。表 4 主要检验统计量的值决定因素负债比例卡方值 系数(a)企业规模 20. 1239 0. 3016(b)公司权益 1. 9472 0. 0939(c)盈利能力 39. 6442 0. 4235(d)成 长 性 0. 2250 0. 0319同时 ,从表 4 可以看出 ,公司权益和成长性这两个因素都不影响企业资本结构 ,因为相应的卡方值都小于临界值 3. 841 ,且 系数都很接近零。我们的这两个实证结果与国内其他学者如陆正飞等人的结论吻合。成长性因素对企业资本结构没能产生影响 ,说明上市工业公司在确定其资本结构时未充分考虑到企业成长会产生的资金需求 ,在筹资方面缺乏长远规划。至于公司权益不影响资本结构的结论 ,我们怀疑系由企业发行规模受额度限制等政策性因素影响所致。关于上市公司资本结构与行业变量之间 (表 3) 的独立性检验 ,我们有 2 = 5. 1210 20. 05 ,2= 51991 ,故不能拒绝 即可以认为企业负债比例与行业类型是相互独立的。这说明我国上市公司的负债比例不因行业的不同而呈现差异。而接近于 0 的 值 (0. 0168) ,也为这一结论提供了佐证。我们的这个研究结果不同于学术界许多文献的相关结论。在舒瓦茨和阿罗森、库柏、韦斯顿以及斯科特等所著的一大批文献里 ,行业因素一直被认定为对