劉思宏

[摘 要] 民營企業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，研究民營企業(yè)績效的影響因素，分析民營企業(yè)資本結構與公司績效的相關關系，對于提高民營企業(yè)的市場競爭力，促進民營企業(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個民營企業(yè)為研究對象，通過運用因子分析和多元線性回歸分析，就民營企業(yè)資本機構對公司績效的影響進行了綜合評價。

[關鍵詞] 中國民營企業(yè)；資本結構；公司績效

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

[中圖分類號] F276.6 [文獻標識碼] A [文章編號] 1673 - 0194（2017）13- 0027- 05

1 研究綜述

在深化供給側結構性改革，“三去一降一補”不斷深化的背景下，探索促進企業(yè)績效提高的最佳資本結構成為經(jīng)濟學的熱點問題。在中國，民營企業(yè)是推動中國經(jīng)濟發(fā)展的重要力量，截至2015年底，中國民營企業(yè)注冊資本42 146萬億，出口創(chuàng)匯1 749.68億元人民幣，進出口總值占同期中國進出口總值的比重為34.5%，固定投資占社會固定投資總額的62%。然而，現(xiàn)階段，中國民營企業(yè)面臨資本結構優(yōu)化、公司績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，研究民營企業(yè)資本結構對公司績效的影響，對于節(jié)約民營企業(yè)融資成本，提高企業(yè)運營成效、優(yōu)化資源配置有著重要意義。

MM理論標志著現(xiàn)代資本結構理論的建立，在此基礎上，Jensen and Meckling（1976）、Warner（1977）等人的資本結構理論、Stulz（1988）、Aghion and Bolton（1992）的管理控制理論以及Dimaond（1989）的聲譽模型、Hirshlerfer and Thakor（1989）的債務緩和模型對企業(yè)資本結構進行了富有成果的研究，資本結構對公司績效的影響逐漸成為現(xiàn)代公司治理結構中研究的熱點問題。

在國內(nèi)，李鈺和鄭若娟（2014）、李志鳳（2014）等運用主成分分析模型，李興堯和錢琴（2011）、屈海濤（2014）等運用因子分子評價模型，池國華和張智楠（2008）、馬方和趙金杰（2010）、方心童和高誠昊（2015）等運用經(jīng)濟增加值評價模型，對中國企業(yè)績效影響因素進行了研究。隨著國內(nèi)學者對公司績效評價方法研究的不斷深入，公司績效評價體系、評價方法也不斷完善，在評價指標的選取方面由單一指標向多維度財務指標發(fā)展，由財務指標向財務指標和非財務指標相結合的方向發(fā)展，在評價方法上由主管評價法向客觀賦權法方向發(fā)展。

2 中國民營資本結構對公司績效影響的模型設計

2.1 樣本選擇

本文按照以下標準確定研究樣本：

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

（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主板上市且在2009-2015年間持續(xù)經(jīng)營的民營企業(yè)為研究對象。

（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）、退市預警（即終止上市風險的特別處理，*ST）的上市民營企業(yè)。

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

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

根據(jù)以上標準，本文共得到272個樣本數(shù)據(jù)，在此基礎上，本文又剔除了31個異常數(shù)據(jù)樣本，共計241個樣本總量。

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

2.2 模型設計

本文提出如下模型假設。

（1）H1：民營主板上市企業(yè)的資產(chǎn)負債率與公司績效間呈負相關關系。

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)外兩個方面。而企業(yè)獲得資金的途徑和方式與企業(yè)的負債成本息息相關。一般來講，優(yōu)質企業(yè)由于信用、經(jīng)營方式等原因，負債成本較低?；贖1假設，本文建立模型Ⅰ：

Y1=α1+β1DAR+λ1SIZE+μ1GROW+ε1

其中，Y1表示公司績效，DAR表示資產(chǎn)負債率，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。

（2）H2：從償債期限來看，短期負債率與公司績效呈負相關關系。

H3：長期負債率與公司績效呈正相關關系。

基于Tobin（1969）Q值理論對負債率與公司毛利率影響的研究，短期負債（融資期限在一年以內(nèi)）主要是用于解決企業(yè)臨時性的資金需求，償還期限短，難以進行長期戰(zhàn)略投資。基于H2、H3的假設，本文建立模型Ⅱ：

Y2=α2+β2SDAR+δ2LDAR+λ2SIZE+μ2GROW+ε2

其中，Y2表示公司績效，SDAR表示短期資產(chǎn)負債率，LDAR表示長期資產(chǎn)負債率，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。

（3）H4：從利息結構來看，有息負債與公司績效呈負相關關系。

基于Modigliani and Miller（1958，1963）的理論研究，負債融資改變公司的資本結構比例，考慮到現(xiàn)階段我國資本和金融市場的發(fā)育程度，負債融資的成本效益可能大于負債融資的稅后效益，我國民營主板上市企業(yè)更多的是依靠短期負債，企業(yè)還面臨著較大的流動性壓力?；贖4的假設，本文建立模型Ⅲ：

Y3=α3+η3IDAR+λ3SIZE+μ3GROW+ε3

其中，Y3表示公司績效，IDAR表示有息負債率，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。

3 民營資本結構對公司績效影響的實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

由表2可知，在所挑選的241個中國民營主板上市企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)中，平均資產(chǎn)負債率水平為47.02%。2015年，滬深股票交易市場所有上市公司的平均負債率水平為63.87%，高于同時期民營主板上市企業(yè)的資產(chǎn)負債率；從償債期限來看，中國民營主板上市企業(yè)的短期負債率和長期負債率分別為81.59%和18.41%，說明中國民營主板上市企業(yè)在融資方式上以短期負債融資為主，以長期負債融資為輔；從利息結構來看，21.16%的民營企業(yè)選擇了有息負債。

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個特征根大于1，4個特征根分別為3.630、1.482、1.355、1.064，各因子的方差貢獻率分別為36.298%、14.822%、13.545%、10.636%，4個因子的累計方差貢獻率為75.301%，即這4個公因子一起解釋了公司績效狀況的75.301%。

3.2.3 因子得分函數(shù)與綜合得分函數(shù)表達式

結合表5，本文依據(jù)原始變量標準化后各因子變量的得分系數(shù)構建因子得分函數(shù)表達式，本文旋轉后的因子得分函數(shù)表達式為：

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 回歸分析與假設檢驗

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（Y、DAR、SDAR、LDAR、IDAR）進行OLS估計，回歸結果如表6所示。

（1）由模型Ⅰ回歸方程的一般結果可知，資產(chǎn)負債率（DAR）與公司績效（Y1）的系數(shù)為-0.517，對應的T統(tǒng)計量為-3.752，其伴隨P值為0，說明在1%的顯著性水平下，被解釋變量公司績效（Y1）與解釋變量資產(chǎn)負債率（DAR）呈負相關關系。據(jù)此，本文得出：

H1假設成立，民營主板上市企業(yè)的資產(chǎn)負債率與公司績效間呈負相關關系。

（2）由模型Ⅱ回歸方程的一般結果可以看出，短期負債率（SDAR）與公司績效（Y2）的相關系數(shù)為-0.426，T統(tǒng)計量為-2.821，伴隨P值為0.014 8，說明在5%顯著性水平下，被解釋變量公司績效（Y2）與解釋變量短期負債率（SDAR）呈負相關關系，符合模型的一般假設。

長期負債率（LDAR）與公司績效（Y2）的相關系數(shù)為-0.302，T統(tǒng)計量為-2.821，伴隨P值為0，說明在1%顯著性水平下，被解釋變量公司績效（Y2）與解釋變量短期負債率（SDAR）呈負相關關系。

短期負債率（SDAR）對應的系數(shù)絕對值為0.462，小于長期負債率（LDAR）對應的系數(shù)絕對值0.502，說明短期負債率（SDAR）與長期負債率（LDAR）在相同的變動情況下，長期負債對中國民營上市公司的影響更大。據(jù)此，本文得出：

H2假設成立，從償債期限來看，短期負債率與公司績效呈負相關關系。

H3假設不成立，從償債期限來看，長期負債率與公司績效呈負相關關系。

（3）由模型Ⅲ回歸方程的一般結果可知，有息負債率（IDAR）與公司績效（Y3）的相關系數(shù)對應的系數(shù)為-0.437，對應的T統(tǒng)計量為-4.472，其伴隨P值為0，說明在1%顯著性水平下，被解釋變量公司績效（Y3）與解釋變量有息負債率（IDAR）呈負相關關系。據(jù)此，本文得出：

H4假設成立，從利息結構來看，有息負債與公司績效呈負相關關系。

4 結 語

（1）公司績效與資產(chǎn)負債率呈負相關關系。中國上市民營企業(yè)通過自身經(jīng)營獲得的持續(xù)現(xiàn)金流有限，因而只能通過外部融資的方式解決資金問題，導致資產(chǎn)負債水平越高的企業(yè)整體經(jīng)營績效不佳。

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

民營企業(yè)受規(guī)模小，抗風險能力差、生命周期短、抵質押物不足等問題，在融資時往往承受較高的利率，負債帶來的抵稅效應小于財務支出費用，從以上兩方面來說，短期負債與長期負債對上市民營公司績效產(chǎn)生負面影響。民營企業(yè)融資難問題導致長期負債對企業(yè)帶來的財務成本遠大于短期負債給企業(yè)帶來的財務支出，對上市民營公司產(chǎn)生了較大影響。

（3）公司績效與有息負債呈顯著的負相關關系。受制于我國金融市場的發(fā)育程度和發(fā)展時間以及債權人的管理意識等因素，債券人對民營企業(yè)的參與程度不高，監(jiān)督管理有限。同時，企業(yè)的融資杠桿比例隨著有息負債的增長而增長，在公司治理結構有待健全，內(nèi)外部有效監(jiān)管不足的情況下，企業(yè)的經(jīng)營風險和破產(chǎn)風險也在不斷增加。

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