李彩霞 劉雄 韓賢

【摘要】? 我國制造業(yè)上市公司的規(guī)模較大，推動制造業(yè)的發(fā)展對確保我國經(jīng)濟的中高速增長具有重要的現(xiàn)實意義。然而，部分制造業(yè)上市公司的債務融資和股權融資不平衡，影響了公司的經(jīng)營業(yè)績。文章以滬深兩市A股制造業(yè)上市公司2011—2015年的財務數(shù)據(jù)作為研究樣本，選取七個指標，利用主成分分析法構建經(jīng)營業(yè)績指數(shù)，并對經(jīng)營業(yè)績指數(shù)和資本結構進行回歸分析，結果表明，制造業(yè)上市公司的資產(chǎn)負債率與經(jīng)營業(yè)績呈顯著負相關，長期負債率與經(jīng)營業(yè)績呈顯著正相關。

【關鍵詞】? ?制造業(yè);資本結構;經(jīng)營業(yè)績;回歸分析

【中圖分類號】? F275? 【文獻標識碼】? A? 【文章編號】? 1002-5812（2019）04-0027-05

一、引言

以1958年的MM理論為開端，學術界相繼從不同角度解釋了資本結構，形成了控制理論、新優(yōu)序融資理論、信號傳遞模型、代理成本理論、權衡理論等?，F(xiàn)有研究成果發(fā)現(xiàn)，不合理的資本結構將導致治理結構缺陷，影響公司治理效果，最終影響公司的經(jīng)營業(yè)績。因此，在調(diào)整公司資本結構的基礎上，完善公司治理結構，改善公司經(jīng)營業(yè)績，實現(xiàn)二者螺旋式上升，具有重要的現(xiàn)實意義。

隨著全球經(jīng)濟一體化的逐步加深，企業(yè)間的競爭日趨激烈，外部環(huán)境的不確定性不斷上升，制造業(yè)尤其是傳統(tǒng)制造業(yè)去杠桿迫在眉睫。考慮到企業(yè)所處的制度背景及企業(yè)自身的性質(zhì)等因素，分析處于經(jīng)濟體制轉型背景下的我國企業(yè)的資本結構更有意義。從財務角度看，主要體現(xiàn)在企業(yè)資本結構不合理，而資本結構不合理會直接影響企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績及長遠發(fā)展戰(zhàn)略。因此，本文通過對制造業(yè)上市公司資本結構對經(jīng)營業(yè)績的影響機理進行分析，選取滬深兩市A股制造業(yè)上市公司進行實證研究，旨在為優(yōu)化制造業(yè)上市公司資本結構、提高經(jīng)營業(yè)績和加快制造業(yè)供給側結構性改革提供借鑒。

二、研究回顧

上市公司資本結構對經(jīng)營業(yè)績的影響是當前管理學、金融學等領域研究的熱點和重點之一，國內(nèi)外學者對此進行了大量的理論分析和實證研究。Modigliani & Miller提出的MM定理開拓了西方資本結構理論，開創(chuàng)性地把資本結構研究從應用性、描述性的傳統(tǒng)財務學領域納入到一般均衡分析的理論框架[1]。

在研究資本結構對經(jīng)營業(yè)績的影響時，部分學者采用簡單的線性回歸模型，如張愛美等以資產(chǎn)負債率、流動資產(chǎn)比率、固定資產(chǎn)比率等作為自變量，以凈資產(chǎn)收益率作為因變量，建立線性回歸模型予以分析[2]。也有部分學者采用主成分分析與線性回歸相結合的方法分析資本結構對經(jīng)營業(yè)績的影響，如章強遠、王新宇將營業(yè)收入利潤率、總資產(chǎn)收益率、銷售凈利率、凈資產(chǎn)收益率等進行因子分析，采用主成分分析法提取綜合指標，建立以資產(chǎn)負債率為自變量的回歸模型[3]。從研究結論來看，資本結構與經(jīng)營業(yè)績的理論研究和實證結果存在差異，主要有兩種代表性觀點。一種觀點認為資本結構與經(jīng)營業(yè)績存在正相關關系，代表性研究有：Frankand Goyal研究發(fā)現(xiàn)公司經(jīng)營業(yè)績與財務杠桿比率呈正相關關系[4]。另一種觀點認為資本結構與經(jīng)營業(yè)績存在負相關關系，其中，Chingfu Chang，et al.使用結構方程模型（SEM）分析樣本公司的資本結構，發(fā)現(xiàn)經(jīng)營績效對資本結構具有反向作用[5];宋忠寧、張建萍通過回歸分析發(fā)現(xiàn)，公司盈利能力與資產(chǎn)負債率呈負相關關系[6];王譯、徐煥章以經(jīng)營業(yè)績綜合指標為因變量，多個資本結構指標為自變量，采用多元線性回歸分析發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率與經(jīng)營績效呈顯著的負相關關系[7]。

上述研究從不同側面分析了資本結構與經(jīng)營業(yè)績之間的關系，對本文的研究提供了一定的參考和借鑒。在現(xiàn)有扶持實體經(jīng)濟和去杠桿的宏觀政策背景下，研究制造業(yè)企業(yè)資本結構與經(jīng)營業(yè)績的關系具有一定的現(xiàn)實意義。本文以滬深兩市A股制造業(yè)上市公司2011—2015年的財務數(shù)據(jù)作為研究樣本，采用主成分分析和多元線性回歸方法，實證分析資本結構對經(jīng)營業(yè)績的影響。

三、理論假設

由于資金來源、行業(yè)及所處宏觀環(huán)境不同，上市公司具有差異化的資本結構和經(jīng)營績效。我國上市公司首選股權融資方式，有違經(jīng)典優(yōu)序融資理論，原因在于：一是中西方制度環(huán)境存在差異，我國資本市場發(fā)展起步較晚，法律監(jiān)管體系尚不成熟，上市公司為了降低股權融資成本，大多采取低分紅或者配股、送股的措施，直接造成留存利潤的資本化，股權融資的成本遠遠低于債務融資。二是目前我國發(fā)行股票的限制條件比發(fā)行債券的限制條件寬松，發(fā)行股票比發(fā)行債券更容易。三是股權融資的財務風險較小，在同等條件下，資產(chǎn)負債率較高的公司的經(jīng)營業(yè)績必然低于資產(chǎn)負債率較低的公司。綜上，現(xiàn)階段我國上市公司偏好股權融資，債務融資較少。

權衡理論指出，公司負債增加，公司破產(chǎn)的概率也將增大，而破產(chǎn)成本會減少負債的抵稅價值，造成經(jīng)營業(yè)績的下降。如郭凱華認為我國上市公司破產(chǎn)機制不完善，部分達到破產(chǎn)條件的上市公司因受到政府干預和保護而繼續(xù)經(jīng)營，以至于不顧市場價值和經(jīng)營業(yè)績，盲目擴大負債，資產(chǎn)負債率越來越高，經(jīng)營業(yè)績越來越惡化[8]。同時，信號傳遞理論認為，當上市公司為了避免由于負債增加而引起的信號傳遞，使外部人員誤以為公司的經(jīng)營管理不善、資金周轉不靈從而引發(fā)財務危機時，經(jīng)營業(yè)績較好的公司通常會優(yōu)先考慮股權融資以降低融資成本?？梢?，高比例的資產(chǎn)負債率會降低上市公司的經(jīng)營業(yè)績。根據(jù)萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫資料顯示，2015年我國A股制造業(yè)上市公司平均流動負債率達84.37%，流動負債率較高，負債的抵稅效應不明顯，資產(chǎn)負債率的提高難以帶來經(jīng)營業(yè)績的提高。因此，本文提出假設：

H1：資產(chǎn)負債率與經(jīng)營業(yè)績呈負相關。

由于制造業(yè)上市公司的固定資產(chǎn)比重較大，廠房的建設、機械設備的購置等都依靠長期負債，具有資金占用量大、投資回收期長的特點，因此制造業(yè)上市公司更需要長期資金的支撐。但是我國制造業(yè)上市公司普遍存在長期負債率較低的問題，根據(jù)萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫的資料分析可知，2015年我國A股制造業(yè)上市公司平均長期負債率僅為15.63%，不利于資產(chǎn)投資擴張。2015年我國A股制造業(yè)上市公司流動負債率高達84.37%，加大了上市公司的財務風險，一旦市場環(huán)境發(fā)生變化，將導致資金周轉困難，直接增加上市公司的流通性風險 [9]。對于上市公司來說，長期借款避免了股權稀釋問題;同時，負債利息可以在稅前扣除，相比短期負債融資，長期負債融資的抵稅效應更加明顯，在公司經(jīng)營狀況良好時，可以充分發(fā)揮財務杠桿作用，進而增加公司的經(jīng)營業(yè)績。因此，本文提出假設：

H2：長期負債率與經(jīng)營業(yè)績呈正相關。

四、實證分析

（一）數(shù)據(jù)來源及樣本、變量的選取

1.數(shù)據(jù)來源及樣本。本文根據(jù)證監(jiān)會行業(yè)分類指引，選取滬深兩市A股制造業(yè)上市公司2011—2015年的財務數(shù)據(jù)作為研究對象。為確保數(shù)據(jù)的有效性，消除異常樣本值對實證結論準確性的影響，本文對所選樣本的數(shù)據(jù)進行了整理和分類匯總，對數(shù)據(jù)的處理遵循以下三個原則：（1）剔除ST、PT上市公司，剔除經(jīng)營異?；蜻B續(xù)虧損的上市公司。（2）剔除2011年之后上市的公司。（3）剔除數(shù)據(jù)缺失的上市公司。最終確定1 155家上市公司共5 775個樣本作為研究對象。在此基礎上，利用SPSS 14.0軟件進行主成分分析和回歸分析。本文所選數(shù)據(jù)均來源于萬德（Wind）數(shù)據(jù)庫。

2.變量選取。國內(nèi)外學者衡量上市公司經(jīng)營業(yè)績的方法主要有兩種：一種是選取單一的指標衡量，如李文新[10]、程學華[11]選取凈資產(chǎn)收益率衡量經(jīng)營業(yè)績。另一種是選取多重指標衡量，即采用因子分析法、層次分析法或平衡計分卡等方法量化經(jīng)營業(yè)績。如黃嶸對經(jīng)營業(yè)績的多個指標采用主成分分析，分別就資產(chǎn)負債率、長期負債率建立線性回歸模型[12]。本文考慮到采用主成分分析構建綜合指標，可以通過提取各經(jīng)營業(yè)績指標中的有用信息，全面反映不同經(jīng)營業(yè)績指標所包含的主要信息，避免相關性造成的偏差，達到降維的目的。結合已有研究，本文從盈利能力、償債能力、營運能力和發(fā)展能力四個方面進行指標選取，以全面反映制造業(yè)上市公司的經(jīng)營業(yè)績。經(jīng)營業(yè)績指數(shù)（P）的指標選擇與變量設計見表1。

在已有實證研究中，對于資本結構的選取有狹義和廣義之分。楊華等直接以資產(chǎn)負債率（狹義）表示資本結構[13];毛英、趙紅則選擇廣義資本結構，從資產(chǎn)負債率、負債規(guī)模以及股權集中度三個方面綜合加以考慮[14]。結合上述指標選擇，本文以資產(chǎn)負債率作為解釋變量。同時，考慮到制造業(yè)上市公司行業(yè)規(guī)模大、資金需求量大、投資回收期長等經(jīng)營特點，而長期負債較之短期負債更為穩(wěn)定，籌集資金可以用于制造業(yè)上市公司擴大生產(chǎn)經(jīng)營規(guī)模等，更適合制造業(yè)的生產(chǎn)經(jīng)營特點，因此，本文在解釋變量中還增加了長期負債率指標，用于解釋負債的規(guī)模結構，如表2所示。

影響上市公司經(jīng)營業(yè)績的因素較多，除受資本結構影響以外，公司規(guī)模、前十大股東持股比例、年度等因素也會對經(jīng)營業(yè)績產(chǎn)生影響。如果遺漏這些影響因素，將導致回歸結果偏誤，因此，本文在實證分析中加入控制變量，對模型予以修正，如表3所示。

（二）實證檢驗

1.經(jīng)營業(yè)績的主成分分析。本文采用主成分分析，對經(jīng)營業(yè)績指標提取主因子，計算得出綜合得分。表4為對主成分分析進行的可行性檢驗。KMO檢驗用于考察經(jīng)營業(yè)績X1—X7變量之間的偏相關性，檢驗值為0.694，大于0.5，說明X1—X7變量之間基本符合進行因子分析的條件。根據(jù)Bartlett球形檢驗統(tǒng)計量，Sig.值為0.000，小于0.01的顯著性水平，因此X1—X7變量之間存在顯著的相關性。綜合KMO檢驗和Bartlett球形檢驗結果，表明X1—X7變量可以進行因子分析。

通過SPSS 14.0軟件進行因子提取，結果見下頁表5和表6。

由下頁表5可知，前兩項公因子的特征值都大于1，并且兩項公因子的初始特征值占累積方差貢獻率達到69.028%，即這兩個主成分因子可以解釋變量方差的69.028%，說明總體將近70%的信息可由前兩個公因子予以解釋。根據(jù)表6中兩個主成分因子所占的權重，對兩個主成分分別重新命名，將第1主成分命名為經(jīng)營成果因子，反映盈利發(fā)展能力;第2主成分命名為財務狀況因子，反映償債能力和營運能力。參照旋轉后的成分矩陣，可以計算得出經(jīng)營成果因子F1、財務狀況因子F2兩個主成分的得分函數(shù)。

結合表5，計算經(jīng)營業(yè)績的綜合因子得分，計算公式如下：

根據(jù)上述公式，計算樣本公司經(jīng)營業(yè)績的綜合因子得分。

2.資本結構與經(jīng)營業(yè)績的回歸分析。

（1）描述性統(tǒng)計。表7數(shù)據(jù)顯示，制造業(yè)上市公司經(jīng)營業(yè)績的綜合指標P在平均水平上較好，但從樣本公司經(jīng)營業(yè)績P的極大值和極小值來看，部分樣本公司的經(jīng)營業(yè)績存在較大差異。資產(chǎn)負債率的極大值為75.06%，極小值為10.16%，這是由于制造業(yè)行業(yè)門類中行業(yè)大類繁多，例如機械設備與食品飲料，兩個大類中的樣本公司資產(chǎn)負債率相差較大，但資產(chǎn)負債率的平均值為41.73%，間接表明制造業(yè)上市公司偏向于股權融資的方式籌集資金;長期負債率的最大值為48.62%，最小值為0，均值僅為14%，可見樣本公司的長期負債率水平較低且差距較大;公司規(guī)模的最大值為24.196，最小值為20.381，均值為21.936，說明總體樣本公司的規(guī)模水平指標相差不大;前十大股東持股比例平均值在56%左右，表明前十大股東擁有對公司的控制權和決策權。

（2）相關性分析。為了驗證各變量之間是否存在線性關系，本文對主要研究變量進行了相關性分析，相關性系數(shù)檢驗結果如表8所示。結果顯示，資產(chǎn)負債率（Y1）與經(jīng)營業(yè)績指數(shù)（P）呈負相關，通過了1%的顯著性水平檢驗，與本文提出的假設一致。長期負債率（Y2）與經(jīng)營業(yè)績指數(shù)（P）呈負相關，且沒有通過相關性檢驗，這可能是因為經(jīng)營業(yè)績指數(shù)（P）可能受到其他因素的影響，這一關系需在回歸分析中進一步驗證。

（3）回歸分析。為了進一步確認制造業(yè)上市公司資本結構對其經(jīng)營業(yè)績的影響，本文以經(jīng)營業(yè)績的綜合指數(shù)P作為被解釋變量，資產(chǎn)負債率Y1、長期負債率Y2作為解釋變量，公司規(guī)模Y3、前十大股東持股比例Y4、年度變量Y5作為控制變量，建立多元線性回歸模型如下：

式中，α為常數(shù)項，β1—β5為待估計參數(shù)，ε為隨機誤差。

回歸分析結果如表9所示。在5%的顯著性水平上，決定系數(shù)R2為0.455，說明解釋變量對被解釋變量的解釋力度達到了45.5%，擬合效果較為理想。全部指標Sig.均為0.000，說明各回歸系數(shù)均能通過t檢驗，DW值1.845接近于2，表明回歸方程較為可靠。一般而言，共線性統(tǒng)計量VIF小于10時，說明各變量之間不存在多重共線性，該模型中VIF最大值僅為1.51，遠小于10，說明不存在多重共線性，回歸結果較為穩(wěn)健。

根據(jù)上頁表9的回歸結果發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率的回歸系數(shù)為-3.854，表明該指標與經(jīng)營業(yè)績呈顯著負相關，與前文的理論分析相符，驗證了假設H1，與現(xiàn)有大多數(shù)實證研究的結果一致;同時該結果也驗證了財務杠桿理論，即當公司最終的凈利率高于融資成本率時，負債的增加有利于提高經(jīng)營業(yè)績，所以較高的資產(chǎn)負債率會影響上市公司的經(jīng)營業(yè)績，高財務杠桿公司更容易發(fā)生財務風險，上市公司在運用財務杠桿的同時應當保持合理的負債比例。

長期負債率的回歸系數(shù)為0.708，表明該指標與經(jīng)營業(yè)績呈顯著正相關關系，長期負債的增加有利于經(jīng)營業(yè)績的提高，這與前文提出的假設H2一致。長期負債融資成本雖高，公司資金成本較大，但一方面公司對流動負債的依賴性會降低，從而減輕公司的短期償債壓力，財務風險較低，可以保障公司提高經(jīng)營業(yè)績;另一方面，如果公司較好地運用可轉換債券和融資租賃等長期負債工具，會規(guī)避使用債權資產(chǎn)所產(chǎn)生的經(jīng)營風險和財務風險，固定的租金支付也會形成節(jié)稅價值，進而提高公司的經(jīng)營業(yè)績[15]。

五、研究結論與展望

本文通過主成分分析與回歸分析，研究得出制造業(yè)上市公司的資產(chǎn)負債率與經(jīng)營業(yè)績呈顯著負相關;長期負債率與經(jīng)營業(yè)績呈顯著正相關。為優(yōu)化制造業(yè)上市公司的資本結構，提高經(jīng)營業(yè)績，本文提出以下對策建議。

（一）推進金融體制改革，降低融資成本

從供給側結構性改革角度來看，制造業(yè)企業(yè)需要更多的長期資金更新設備、技術從而完成轉型升級，但部分銀行機構從風險角度出發(fā)，傾向于短期化貸款，難以滿足制造業(yè)企業(yè)的現(xiàn)實需求。因此，應構建與制造業(yè)轉型升級相匹配的長期貸款金融體系，在金融領域內(nèi)使需求與供給相匹配。

（二）保持合理的負債規(guī)模，合理運用財務杠桿

制造業(yè)企業(yè)應根據(jù)自身的盈利能力來確定資本結構，合理選擇股權融資與債務融資，保持穩(wěn)定的債務結構，降低財務風險。企業(yè)應拓寬長期債務融資方式，不局限于銀行長期借款，采用如長期債券等方式，優(yōu)化自身負債結構。

由于受到研究時間和能力的局限性，本文的研究過程還存在一定的提升空間，主要表現(xiàn)在：第一，因制造業(yè)企業(yè)種類繁多，各地區(qū)政治環(huán)境、經(jīng)濟政策等宏觀環(huán)境不同，其資本結構和經(jīng)營業(yè)績可能存在地區(qū)差異。第二，本文采用多元線性回歸方法，討論了資本結構對經(jīng)營業(yè)績的影響，但并未考慮各變量之間的非線性關系，實證結果可能存在一定的偏差。上述研究局限，應隨著今后研究的不斷深入加以完善。S

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