一、文献回顾

我国关于资本结构的实证研究有两种: 一是资本结构的经济效果研究, 如陈小悦和李晨( 1998) 选取了 1993 年 3 月 21 日以前在沪市上市的 A股, 并以 1993 年 7 月至 1994 年 3 月作为分析时间段, 通过计算各参量间的相关系数以及进行多元线性回归后,获得结论, 上海股市收益与负债 / 权益比率、公司规模负相关, 与Beta 系数正相关; 二是资本结构的影响因素研究, 如陆正飞和辛宇( 1998) 对沪市 1996 年上市公司以控制行业因素选取了机械及运输设备业的 35 家上市公司进行多元线性回归分析, 得出三点主要结论, 不同行业的资本结构有着显著的差异; 企业的资本结构与获利能力显著负相关; 规模、资产担保价值、成长性等因素对资本结构没有明显的影响; 洪锡熙和沈艺峰( 2000) 以 1995～1997 年间在上海证券交易所上市的 221 家工业类公司为样本数据进行了 X2 检验, 得出企业规模、盈利能力对企业资本结构有显著影响; 公司权益和成长性这两个因素都不影响企业资本结构;行业因素不因企业资本结构的不同而呈现差异。本文拟在上述文章的研究基础上, 对我国矿业上市公司的资本结构影响因素进行实证分析。

二、样本选取及变量描述

( 一) 样本的确定和数据来源 在样本选取中, 本文遵循了以下三个原则: 一是考虑到不同资本市场的汇率差异, 本文不考虑发行 B股的上市公司, 仅选取深沪两市的 A股上市公司, 以确保样本数据的可比性; 二是由于上市公司的经营范围日益广泛, 本文以上市公司主营业务是否含有矿物勘探开采作业作为主要标准来选取矿业公司;三是由于 ST类公司或处于财务状况异常的情况, 或已经连续亏损两年以上, 因此本文在样本选取时剔除了 ST类公司。基于上述原则, 本文选取了 2006 年 12 月 31 日之前在深圳和上海证券交易所上市的 27 家矿业公司作为研究对象。本文研究所需的财务数据来源于万德资讯( Wind) , 以 2003、 2004、 2005 年为数据窗口,应用截面数据和平行数据来编制各变量的混合数据。( 二) 变量及其期望关系 包括被解释变量与解释变量。( 1) 被解释变量( 资本结构) 的度量。对资本结构的度量, 目前有三种做法, 一是总负债 / 总资产, 即总负债率; 二是流动负债 /总资产, 即流动负债率; 三是长期负债 / 总资产, 即长期负债率。由于在我国的融资实务中, 短期债务长期用的情况比较普遍, 无法区分流动负债和长期负债的实际比例, 因此本文采用总负债率来度量资本结构。( 2) 解释变量及其期望关系。理论和实证研究表明, 资产构成、成长性、企业规模、获利能力、本 论文 出自 无忧论文网非债务税盾、独特性、产生内部资源的能力等公司特征因素影响公司资本结构的选择。参考有关资本结构实证研究的文献, 本文所考虑的影响资本结构的公司特征因素包括以下方面:第一, 公司规模。一般来说, 规模大的企业信用能力强, 更倾向于多元化经营或纵向一体化, 以此提高效率, 分散风险, 并通过内部调节有效使用资金, 因此预期破产成本低, 可以比规模较小的企业更多的负债经营。而且在我国, 企业规模越大, 越易得到政府的扶持, 享有银行信贷。因此, 企业的规模与资产负债率应该呈现正相关关系。本文采用 X1 来表示公司规模。X1= 总资产的自然对数 = LN ( 总资产)第二, 盈利能力。企业盈利能力的高低直接决定了保留盈余多寡的可能性, 即企业盈利能力越强, 内部资金越充足, 债务水平就越低, 所以公司盈利能力与资产负债率应呈现负相关关系。本文采用 X2 来表示盈利能力。X2= 主营业务利润率 = 主营业务利润 / 主营业务收入第三, 公司资产担保价值。如果公司资产结构中有形资产的比重较大, 可以用于作为债务资金抵押的资产价值高, 公司债权融资的代理成本就会下降。这是因为, 无形资产在清算变现时的价值损失通常高于有形资产, 从而使实物性资产占资产总额比重较高的企业破产成本较小, 即使公司破产了, 由于实物资产在清算时的价值高于无形资产, 这样债权人受到的损失也会相应减少。因此实物资产占总资产的比重与其资产负债率呈现正相关关系。本文采用X3 来表示资产担保价值。X3= ( 存货 + 固定资产) / 总资产第四, 股权结构。目前我国存在着特殊的股权结构。一方面,国家股和法人股大多居于控股地位, 因而我国上市公司具有一种超稳定的股权结构; 另一方面, 非流通股的存在使得股权割裂和市场割据, 造成了事实上的同股不同权、同股不同利, 且国家控股的公司, 其行为受到政府行政干预, 很可能会像国有企业那样具有较高的负债率。因此, 特殊的股权结构可能会对资本结构造成一定的影响, 国有股本占总股本的比重应与债务水平呈正相关关系。本文采用 X4 来表示股权结构。X4= 国家股比例 + 国有法人股比例 = ( 国家股本 + 国有法人股本) / 总股本第五, 公司成长性。一般来说, 发展速度越快, 成长性越高的企业对外部资金的依赖性就越强, 因为这类公司仅依靠自身留利很难满足其发展的需要, 由于其具有良好的发展前景, 老股东不愿意过多地发行新股, 以免分散老股东的控制权和稀释每股收益。公司的成长性与资产负债率应呈正相关关系。本文采用 X5 来表示公司成长性。X5=总资产增长率 = ( 期末总资产 - 期初总资产) /期初总资产第六, 非债务税盾。债务具有抵税作用, 其他的项目如折旧、投资税贷项和税务亏损递延也可以提供纳税抵减。因此, 这类“非债务”避税是一种替代形式的杠杆, 而且非债务避税不会产生到期不能偿付债务的风险。因此, 本文认为拥有大量非债务税盾的公司比没有这些税盾的公司更少利用债务, 即非债务税盾与资产负债率呈现负相关关系。本文采用 X6 来表示非债务税盾。X6= 非债务税盾 = 折旧 / 总资产( 三) 资本结构解释模型 本文运用多元回归分析法对上述因素进行实证分析, 以便提供这些变量如何影响我国矿业上市公司资本结构的证据。基本回归方程如下:Y1=αi+β1X1+β2X2+......+βjXj+β6X6+ξi其中: Y1 为总资产负债率;αi为常数项;βj为第 j 个变量的回归系数; Xj为第 j 个融资结构的影响因素;ξi为随机变量。

三、 描述性分析

通过对 2003～ 2005 年我国 27 家矿业上市公司财务数据的分析, 得到以下各变量分年度的描述性统计表 。( 一) 被解释变量( 资本结构) 的描述性分析 总资产负债率的平均值是逐年递增的, 从 2003 年的 45.24%到 2004 年的47.96%, 再到 2005 年的 51.18%; 而且在同一年度, 不同企业的负债水平差异较大, 最低的负债水平不到 20%, 但是最高的负债水平竟然达到了 80%左右; 样本的三年平均值也达到了 48%, 说明我国矿业上市公司整体负债水平较高。( 二) 解释变量的描述性分析 具体包括以下变量:( 1) 表示公司规模指标的总资产, 除极少数公司以外, 绝大多数公司都是逐年递增, 其平均值也是逐年递增的。表明我国矿业上市公司的规模不断扩大, 但增加的比例不显著。( 2) 表示盈利能力的主营业务利润率的平均值先增后降, 从 2003 年的 26.53%到 2004 年的28.63%再到 2005 年的 28.40%; 其最大值逐年递减, 从 2003 年的59%到 2004 年的 56.44%再到 2005 年的 54.2%; 其最小值逐年递增, 从 2003 年的- 68.51%到 2004 年的- 34.37%再到 2005 年的6.29%, 表明我国矿业上市公司的盈利能力不断增强且各公司的盈利能力差异不断缩小。 ( 3) 表示资产担保价值指标的( 存货+固定资产) 比率的各年平均值逐年递增, 由 2003 年的 49.05%到2004 年的 52.73%再到 2005 年的 57.65%。虽然是单调递增, 但涨幅不大, 三年均值只涨了 8 个百分点。这表明我国矿业上市公司的信用不断增强, 有可能获得更多的负债。 ( 4) 表示股权结构指标的国有股比例逐年下降, 其平均值从 2003 年的 53.47%下降到2004 年的 52.79%, 再到 2005 年的 47.51%。 从持股比例看, 国家股和法人股占 50%左右, 甚至有些企业的国有股和法人股的比例高达 73.33%, 说明我国矿业上市公司的股权结构与其他行业的情况基本相同, 国家股和国有法人股居多, 由于国家股和法人股居于控股地位, 因而使得上市公司具有一种超稳定的股权结构。 ( 5) 表示公司成长性指标的总资产增长率先增后降, 而且变化幅度很大。总资产增长率由 2003 年的 29.05%升到 2004 年的 38.29%, 之后下降到 23.1%。( 6) 表示非债务税盾的折旧占总资产比例逐年增加, 但增幅不大, 从 2003 年 3.67%到 2005 年 4.56%, 其平均值三年增幅才不过 1 个百分点。

四、 岭回归分析

( 一) 岭回归分析的原理 岭回归分析是一种专门用于共线性数据分析的有偏估计回归方法, 它实际上是一种改良的最小二乘法, 以放弃最小二乘的无偏性, 损失部分信息, 放弃部分精确度为代价来寻求效果稍差但更符合实际的回归方程。 因此, 岭回归所得剩余标准差比最小二乘回归者要大。 但是, 岭回归对数据的耐受性要远远强于最小二乘法。本文之所以采用岭回归分析方法而不采用一般多元回归分析方法, 是考虑到各解释变量间存在共线性问题, 如果直接使用一般回归方法, 可能会对模型的拟合带来严重的影响。为了解释岭回归的原理, 需引入数理统计公式: 当解释变量间存在共线性时, 解释变量的相关矩阵的行列式就近似为 0,或称为奇异的。此时, X′ X也是奇异的。但是如果将 X′ X加上正常数矩阵 kI, 则 X′ X+kI 的奇异性就会比 X′ X有所改善。 因此, 可用 ^ B ( k) = ( X′ X+kI)- 1X′ Y 作为回归系数的估计值, 称其为回归系数的岭估计。当 k=0 时, ^ B ( k) 就为最小二乘估计; 而当 k=∞时, ^ B ( k) 就趋于 0。 因此, k 不能太大。 但是, 由于 k 的选择是任意的, 岭回归分析时的重要问题就是 k 的取值。 由于岭回归是有偏估计, 所以 k 值不能太大; 同时为了尽可能地保留信息, 应尽量让 k值小些。 因此通过观察在不同 k 的取值时方程的变动情况, 获取使得方程基本稳定的最小 k 值。( 二) 岭回归分析的结果 本文采用 SPSS软件进行岭回归分析, 可得到以下输出结果( 见表 2) 。表 2 为不同 K值时决定系数和各回归系数的变化情况。通过观察在不同 K的取值时方程的变动情况, 获取使得方程基本稳定的最小 K值。 可见当 K=0.04～ 0.06 时, 回归系数开始趋于稳定。 取K=0.05, 则相应的回归方程中六个变量的系数分别为- 0.003551,- 0.414456, 0.031659, - 0.184883, 0.252249, - 0.268052, 岭回归分析并没有给出常数项, 但是由于本文所研究的是各变量对资本结构的影响, 因此常数项并不是关心的内容。 由此可得出总资产负债率( Y1) 的回归方程是:Y1 =α1 - 0.003551X1 - 0.414456X2 +0.031659X3 - 0.184883X4 + 0.252249X5- 0.268052X6

五、 结论

通过上面的实证分析, 可以得出以下结论:( 1) 代表公司规模的总资产和总资产负债率是正相关关系。 这说明公司的资产越大,就越容易获得银行的抵押贷款, 其债务水平也就越高。 ( 2) 代表公司盈利能力的主营业务利润率和总资产负债率是负相关关系。这说明企业盈利能力的高低直接决定了保留盈余多寡的可能性, 即企业盈利能力越强, 内部资金越充足, 债务水平就越低。( 3) 公司的资产担保价值和总资产负债率是正相关关系。这说明如果公司中的资产结构中有形资产的比重较大, 可以用于作为债务资金抵押的资产价值高, 那么公司的债务水平也就越本 论文 出自 无忧论文网高。 ( 4) 代表股权结构的国有股比例和总资产负债率是负相关关系。( 5) 代表公司成长性的总资产增长率和总资产负债率是正相关关系。这是由于在我国, 债务融资的渠道主要是银行贷款, 而银行贷款大多采用抵押贷款的方式。随着公司资产的增长, 企业更加容易获得银行贷款,因此企业的负债率也相应提高。( 6) 非债务税盾和总资产负债率是负相关关系。这说明非债务税盾作为债务的替代形式降低了公司的实际税负, 实际税负低的公司更少地利用债务融资, 企业的融资决策朝着最佳资本结构方向靠进。

参考文献:
[ 1] 陈小悦、 李晨:《上海股市的收益与资本结构关系实证研究》,《北京大学学报》(哲学社会科学版) 1995 年第 1 期。
[ 2] 陆正飞、 辛宇:《上市公司资本结构主要影响因素之实证研究》,《会计研究》1998 年第 8 期。
[ 3] 肖作平:《资本结构影响因素: 理论和证据》,《证券市场导报》2003 年第 6 期。
[ 4] 朱武祥:《企业融资行为与资本结构研究的新发展及启示》 ,《证券市场导报》 2002 年第 8 期。
[ 5] 王娟、 杨凤林:《中国上市公司资本结构影响因素的最新研究》,《国际金融》2002 年第 8 期。
[ 6] 肖作平、 吴世农:《我国上市公司资本结构影响因素实证研究》,《证券市场导报》2002 年第 8 期。
[ 7] 洪锡熙、 沈艺峰:《我国上市公司资本结构影响因素的实证分析》,《厦门大学学报》(哲学社会科学版)2000 年第 3 期。