崔煥娟

摘 要：地區(qū)發(fā)展指數(shù)是中國統(tǒng)計學會測算出來的用以衡量地區(qū)綜合發(fā)展狀況的指標。本文首次將該指標運用到資本結構的研究上，通過對2005年至2010年8362家A股上市公司的資本結構等相關數(shù)據(jù)與公司注冊所在地的地區(qū)發(fā)展指數(shù)進行實證回歸分析。發(fā)現(xiàn)地區(qū)發(fā)展指數(shù)對資本結構的影響是顯著的負相關關系，我國上市公司的公司特征對資本結構的影響大都表現(xiàn)出內源融資的特性。地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變動對上市公司資本結構的偏離程度的影響是正的。

關鍵詞：地區(qū)發(fā)展指數(shù)；資本結構；資本結構偏離程度

一、理論分析與研究假設

地區(qū)綜合發(fā)展指數(shù)反映了一個地區(qū)的綜合發(fā)展狀況。根據(jù)優(yōu)序融資理論，為減少財務風險，降低融資成本，企業(yè)融資時會遵循先內部融資再外部融資，即會優(yōu)先考慮用企業(yè)內部的留存收益來融資。那么地區(qū)發(fā)展指數(shù)越高的地區(qū)，經濟條件越好，企業(yè)越會首先利用充足的內部資金來融資，該地區(qū)的資本結構也相對較低。由此，本文提出假設1：地區(qū)發(fā)展指數(shù)與資本結構是負相關關系。上市公司所在地的地區(qū)綜合發(fā)展狀況每年都在發(fā)生變化，當一個地區(qū)的的綜合發(fā)展狀況發(fā)生變化時，企業(yè)的融資環(huán)境、融資成本、現(xiàn)金流狀況都會影響企業(yè)的資本結構動態(tài)調整過程。地區(qū)發(fā)展指數(shù)變化越大，信息不對稱程度越小，該地區(qū)的上市公司的資本結構越會較大幅度的偏離目標資本結構。由此，本文提出假設2：地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變化與資本結構偏離程度存在區(qū)域差距，地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變化與資本結構偏離程度正相關。

二、研究設計及實證檢驗

（一）變量設計

（1）被解釋變量：①資產負債率（DA）：本文將上市公司的資產負債率作為衡量資本結構的標準。②資本結構偏離程度（DIS）：資本結構偏離程度指實際資本結構減去目標資本結構。此處目標資本結構的選取采用行業(yè)平均法，取上市公司所屬行業(yè)的實際資本結構的均值。

（2）解釋變量：①地區(qū)發(fā)展指數(shù)（INDEX）：本文依據(jù)《2010年地區(qū)綜合發(fā)展指數(shù)報告》附表中的2005年-2010年全部31個省市自治區(qū)的地區(qū)綜合發(fā)展指數(shù)作為解釋變量衡量各地區(qū)的綜合發(fā)展水平。②地區(qū)發(fā)展指數(shù)的改變量（ΔINDEX）：地區(qū)發(fā)展指數(shù)的改變量等于本年地區(qū)發(fā)展指數(shù)減去上年地區(qū)發(fā)展指數(shù)。

（3）控制變量：①規(guī)模（SIZE）：本文選擇總資產的自然對數(shù)作為公司規(guī)模的度量。②有形資產比例（YXZC）：本文將有形資產比例定義為固定資產與總資產的比率。③盈利能力（Et/At）：本文通用息稅前收入同總資產的比值度量公司的盈利能力。④成長性（GROW）：本文用銷售增長率來度量公司的成長性。⑤股權集中度（SHARE）：已有研究表明公司的資本結構還與股權集中度有關。本文用第一大股東持股比來度量公司的股權集中度。

針對假設1的基本回歸模型：

DA=α0+α1SIZE+α2YXZC+α3ROA+α4GROW+α5SHARE+α6INDEX+ε1（1）

針對假設2的基本回歸模型：

DIS=β0+β1SIZE+β2YXZC+β3ROA+β4GROW+β5SHARE+β6ΔINDEX+ε2（2）

（二）樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取的樣本為2005～2010年間全部A股上市公司。樣本的篩選原則如下：①剔除樣本中的ST公司。②剔除所有金融保險業(yè)上市公司。③剔除異常值和極端值，對公司各特征變量的數(shù)據(jù)做5%的winsorize處理。篩選后的有效樣本為8362個。樣本中公司的財務數(shù)據(jù)、公司特征數(shù)據(jù)來自于國泰安數(shù)據(jù)庫。地區(qū)發(fā)展指數(shù)來自于《2010年地區(qū)綜合發(fā)展指數(shù)報告》。

（三）實證檢驗及結果

模型（1）的OLS回歸結果如表1所示。

由模型的回歸結果可以看出，地區(qū)發(fā)展指數(shù)的系數(shù)在1%水平上與資本結構顯著負相關，T=9.36，說明地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變動在很大程度上解釋了資本結構的變動。地區(qū)發(fā)展指數(shù)與資本結構顯著負相關。此外，我們還可以看出我國A股上市公司的公司特征與資本結構的關系：

①上市公司的規(guī)模與資本結構正相關。規(guī)模越大的公司，它的破產幾率要小于小公司，公司更傾向于選擇債務融資，它的資本結構就越高。②公司的盈利能力與資本結構顯著負相關。我國的盈利能力與資本結構的關系更支持優(yōu)序融資理論。公司的盈利能力越強，公司越傾向于內源融資，資本結構越低。③公司的成長性與資本結構正相關。與Jung，KimandStulz（1996）觀點相反的是，在我國，成長性越高的公司，并不會受代理成本的限制，而是急需從外部獲得融資來發(fā)展擴大公司，公司的資本結構會越高。④公司的股權集中度與資本結構顯著負相關。根據(jù)代理理論（JensenandMeckling，1976），公司的持股比越高，公司的代理成本越高。為減少控股股東的自由現(xiàn)金流，公司會首先選擇內部融資來降低代理成本。⑤上市公司的有形資產占比與資本結構負相關。我國許多學者的研究發(fā)現(xiàn)公司的有形資產占比越高，資本結構越高。

而本文的結果卻相反，為了研究是不是時間效應造成的偏差，本文又按年對樣本數(shù)據(jù)進行回歸。得到結果如表2。

由表2可以看出，我們所關注的地區(qū)發(fā)展指數(shù)對資本結構的影響消除了時間效應后，仍然與資本結構顯著負相關，這與我們前面的假設是一致的，且更加驗證了我們的假設。根據(jù)2005年到2010年系數(shù)的變化可知，其他控制變量的系數(shù)都在發(fā)生或大或小的變化，地區(qū)發(fā)展指數(shù)的系數(shù)卻一直較穩(wěn)定，這就為表1的結論增加了穩(wěn)健性。根據(jù)有形資產占比的系數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)有形資產占比系數(shù)并不是顯著為負的，因此我們不能得出有形資產占比與資本結構是負相關關系。模型（2）的回歸結果如表3所示。

由表3的回歸結果知：公司規(guī)模、有形資產占比、盈利能力、成長性都在1%水平上顯著小于0，表明公司的這些特征與公司的資本結構偏離程度負相關。股權集中度對資本結構偏離程度影響很小，且回歸結果不顯著。地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變動對上市公司資本結構偏離程度的影響在10%水平上顯著大于0，表明地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變動越大，該地區(qū)上市公司的資本結構偏離目標資本結構的程度越大。模型回歸結果支持假設2。

四、結論及建議

本文對2005年至2010年8362家A股上市公司的資本結構與地區(qū)發(fā)展指數(shù)的實證分析得出地區(qū)發(fā)展指數(shù)與上市公司的資本結構確實存在顯著關系：地區(qū)發(fā)展指數(shù)與上市公司資本結構是負相關關系。地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變動與資本結構偏離程度是正相關關系。從區(qū)域上來看，西部地區(qū)的地區(qū)發(fā)展指數(shù)變動較東中部地區(qū)大，且西部地區(qū)的資本結構偏離程度也較東中部地區(qū)大。本文的創(chuàng)新點是給出了地區(qū)發(fā)展與資本結構之間的關系，并發(fā)現(xiàn)地區(qū)發(fā)展也是影響資本結構動態(tài)調整的因素。綜合發(fā)展越高的地區(qū)，上市公司越傾向于低的負債比率，這為上市公司融資區(qū)域的選擇和資本結構決策提供了借鑒和依據(jù)。地區(qū)發(fā)展指數(shù)的變動影響著企業(yè)資本結構動態(tài)調整，國家在為地區(qū)發(fā)展制定經濟政策時，要考慮區(qū)域的平穩(wěn)可持續(xù)發(fā)展。（作者單位：北京工商大學商學院）

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