李瑞婕，王世文

(蘇州科技大學(xué)，江蘇蘇州215000)

一、 引言

由于我國資本市場發(fā)展起步相對較晚，銀行貸款一直是我國企業(yè)融資的主要方式。 融資結(jié)構(gòu)失衡使我國上市公司資本結(jié)構(gòu)存在許多不合理的地方。 資本結(jié)構(gòu)的不合理，不利于企業(yè)有效利用資金。 隨著市場機制的不斷完善和發(fā)展，企業(yè)融資渠道和方式不斷拓寬，資本結(jié)構(gòu)優(yōu)化成為影響企業(yè)未來經(jīng)營發(fā)展的關(guān)鍵一環(huán)。 為提高資金使用效率以提高經(jīng)營能力，上市公司應(yīng)改善資本結(jié)構(gòu)使其與營運能力相適應(yīng)，以此促進(jìn)公司經(jīng)營發(fā)展。 現(xiàn)有研究文獻(xiàn)重點探討了資本結(jié)構(gòu)與公司價值的關(guān)系，而公司價值與公司營運能力具有較強相關(guān)關(guān)系，還需對其影響程度與方向進(jìn)行具體確定。

在以米勒－莫迪利安尼理論模型(簡稱MM 理論)為核心的資本結(jié)構(gòu)與公司價值關(guān)系研究的基礎(chǔ)上，本文以資本結(jié)構(gòu)為自變量，探究其對公司營運能力是否存在顯著影響。 此外，由于上市公司所有制性質(zhì)不同，國企和非國企之間股權(quán)結(jié)構(gòu)和管理政策存在一定差異，需要對不同所有制的具體情況進(jìn)行分類研究。 本文選取截至2018 年12 月31 日的1831家A 股上市公司數(shù)據(jù)為初始研究樣本，并剔除金融保險類上市公司及ST、*ST 等交易狀態(tài)異常的上市公司，相關(guān)數(shù)據(jù)均來源于CSMAR 數(shù)據(jù)庫。 依據(jù)實際控制人所有制性質(zhì)，分別構(gòu)建國企和非國企營運能力關(guān)于資本結(jié)構(gòu)的多元回歸方程進(jìn)行比較分析。

二、 理論分析與研究假說

資本結(jié)構(gòu)對公司價值影響的研究自MM 理論開始層出不窮，已有關(guān)于上市公司資本結(jié)構(gòu)與公司價值或績效的相關(guān)研究，學(xué)術(shù)界所得的結(jié)論也并不一致，資本結(jié)構(gòu)對公司價值和績效的影響可能是正向、負(fù)向或倒U 型關(guān)系。

陳小悅和徐曉東(2001)截面分析深圳證券交易所A 股股票，以主營業(yè)務(wù)資產(chǎn)收益率代表公司績效，分行業(yè)分析(將所有行業(yè)分為兩大類:保護(hù)性行業(yè)和非保護(hù)性行業(yè))，發(fā)現(xiàn)流通股比例、長期財務(wù)杠桿與企業(yè)績效之間不存在顯著正相關(guān)關(guān)系，但在非保護(hù)性行業(yè)(除能源化工類行業(yè)外)中，第一大股東的持股比例與企業(yè)業(yè)績顯著正相關(guān)。 汪輝(2003)以托賓

q

值為被解釋變量，發(fā)現(xiàn)公司債務(wù)融資率與市場價值之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系。 Berger 和Bonaccorsi(2005)、Margaritis和Psillaki(2009)均發(fā)現(xiàn)財務(wù)杠桿對公司績效有積極影響。王鳳(2007)以中國旅游業(yè)上市公司為樣本，回歸分析各年度托賓

q

值和凈資產(chǎn)收益率，發(fā)現(xiàn)旅游上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)績效顯著正相關(guān)。 姚德權(quán)和陳曉霞(2008)以中國傳媒上市公司為樣本，同樣用凈資產(chǎn)利潤率作為衡量公司績效的指標(biāo)，研究發(fā)現(xiàn)傳媒上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與公司績效呈顯著正相關(guān)。李義超和蔣振聲(2001)截面分析1992 年底前國內(nèi)上市的31 家公司，驗證了資產(chǎn)負(fù)債率與托賓

q

值之間存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系。 肖作平(2003)以托賓

q

值代表公司價值，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率與公司價值呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 曹廷求等(2014)利用三個年度的面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計量檢驗，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率的提高對公司業(yè)績產(chǎn)生了負(fù)面影響。李露(2016)通過研究滬市上市企業(yè)的樣本數(shù)據(jù)，發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價值(托賓

q

值)之間呈倒U 型曲線關(guān)系。李勇(2019)以中國房地產(chǎn)上市公司為樣本，同樣發(fā)現(xiàn)資產(chǎn)負(fù)債率與企業(yè)價值(托賓

q

值)之間呈倒U 型曲線關(guān)系。

關(guān)于公司營運能力的分析，現(xiàn)有文獻(xiàn)主要是將營運能力作為解釋變量，分析其對盈利能力或績效的影響。 李治堂和宋佳(2012)發(fā)現(xiàn)中國傳媒類上市公司應(yīng)收賬款周轉(zhuǎn)率對資產(chǎn)收益率有顯著正向影響，即營運能力的提高有助于促進(jìn)盈利能力的提高。 鮑長生等(2015)以上海制造業(yè)上市公司為樣本，驗證了固定資產(chǎn)營運能力對盈利能力有顯著正向影響。 所以公司價值與公司營運能力存在相關(guān)關(guān)系。

根據(jù)以上文獻(xiàn)研究發(fā)現(xiàn)，資本結(jié)構(gòu)對公司價值或績效存在顯著影響。 由于公司價值或績效與其營運能力存在相關(guān)關(guān)系，資本結(jié)構(gòu)可能對營運能力也存在重要影響。 利用現(xiàn)有文獻(xiàn)描述資本結(jié)構(gòu)的指標(biāo):資產(chǎn)負(fù)債率(DAR)、有形資產(chǎn)負(fù)債率(FDAR)、流動負(fù)債率(SDAR)、產(chǎn)權(quán)比率(CQ)分析對營運能力(股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率)的影響，提出相應(yīng)假設(shè):

H1:上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與營運能力呈正相關(guān)關(guān)系。

由表1 數(shù)據(jù)可發(fā)現(xiàn)我國絕大多數(shù)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率保持在0.8 以下。 隨資產(chǎn)負(fù)債率增加，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值也在不斷增加。 據(jù)此推測，上市公司資產(chǎn)負(fù)債率與營運能力存在正相關(guān)關(guān)系。

表1 上市公司不同資產(chǎn)負(fù)債率下股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值

資產(chǎn)負(fù)債率 0～0.2 0.2～0.4 0.4～0.6 0.6～0.8 大于0.8上市公司個數(shù) 195 504 594 357 87股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值 0.581128 1.013425 1.301304 2.293635 7.288603

H2:上市公司有形資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營能力呈正相關(guān)關(guān)系。

由表2 數(shù)據(jù)可發(fā)現(xiàn)我國絕大多數(shù)上市公司有形資產(chǎn)負(fù)債率保持在0.9 以下，隨有形資產(chǎn)負(fù)債率增加，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率也在增加。 但當(dāng)有形資產(chǎn)負(fù)債率高于1 時，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率出現(xiàn)下降。 據(jù)此推測，有形資產(chǎn)負(fù)債率在合理范圍內(nèi)時，上市公司有形資產(chǎn)負(fù)債率與經(jīng)營能力存在正相關(guān)關(guān)系。

表2 上市公司不同有形資產(chǎn)負(fù)債率下股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值

有形資產(chǎn)負(fù)債率 0～0.3 0.3～0.6 0.6～0.9 0.9～1.2 大于1.2上市公司個數(shù) 383 772 509 60 17股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值 0.754044 1.185024 2.11889 8.213368 5.777012

H3:上市公司流動負(fù)債率與經(jīng)營能力呈正相關(guān)關(guān)系。

由表3 數(shù)據(jù)可發(fā)現(xiàn)我國上市公司負(fù)債水平中短期負(fù)債比率高，即流動負(fù)債率高，大多數(shù)公司流動負(fù)債率在0.8～1.0水平區(qū)間內(nèi)，同時，隨流動負(fù)債率的增加，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率也在增加，據(jù)此推測上市公司流動負(fù)債率與經(jīng)營能力存在正相關(guān)關(guān)系。

表3 上市公司不同流動負(fù)債率下股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值

流動負(fù)債率 0～0.2 0.2～0.4 0.4～0.6 0.6～0.8 0.8～1.0上市公司個數(shù) 9 79 174 405 1073股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值 0.932038 0.587509 1.057357 1.385384 1.931543

H4:上市公司產(chǎn)權(quán)比率與經(jīng)營能力呈正相關(guān)關(guān)系。

產(chǎn)權(quán)比率是負(fù)債總額與所有者權(quán)益總額之比，產(chǎn)權(quán)比率越低，企業(yè)自有資本占總資產(chǎn)的比重越大，長期償債能力越強。 由表4 數(shù)據(jù)可發(fā)現(xiàn)我國上市公司產(chǎn)權(quán)比率主要集中在0～2 水平區(qū)間內(nèi)，長期償債能力較強，同時，隨產(chǎn)權(quán)比率的增加，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率也在增加，據(jù)此推測上市公司產(chǎn)權(quán)比率與經(jīng)營能力存在正相關(guān)關(guān)系。

表4 上市公司不同產(chǎn)權(quán)比率下股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值

產(chǎn)權(quán)比率 0～2 2～4 4～6 6～8 大于8上市公司個數(shù) 1454 198 49 15 25股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值 1.187444 2.478009 3.074952 3.872286 17.88869

三、 描述性統(tǒng)計與模型構(gòu)建

本文將數(shù)據(jù)劃分為國企與非國企兩類進(jìn)行比較分析，是由于國有企業(yè)由政府實際控制，經(jīng)營發(fā)展均受到政府的隱形擔(dān)保影響，政府通過向其提供更多的優(yōu)惠政策和保護(hù)來為其營造良好的經(jīng)營環(huán)境，使其經(jīng)營條件總體向好；相比之下，非國有企業(yè)的待遇有所差別，其資本結(jié)構(gòu)管理和營運能力的變化可能有所不同。

(一)描述性統(tǒng)計

通過SPSS 進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析，所得結(jié)果如表5 所示。

表5 國有和非國有企業(yè)變量描述統(tǒng)計

最小值(M) 最大值(X) 平均值(E) 標(biāo)準(zhǔn)偏差 方差國有 非國有 國有 非國有 國有 非國有 國有 非國有 國有 非國有資產(chǎn)負(fù)債率 0.049 0.021 0.979 0.985 0.500 0.416 0.199 0.198 0.040 0.039有形資產(chǎn)負(fù)債率 0.056 0.023 8.064 2.541 0.554 0.463 0.351 0.242 0.123 0.059流動負(fù)債率 0.093 0.112 1.217 1.000 0.769 0.835 0.200 0.170 0.040 0.029產(chǎn)權(quán)比率 0.051 0.022 47.125 67.962 1.650 1.297 2.952 3.840 8.713 14.749股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率 0.034 0.009 38.121 131.885 1.662 1.644 2.350 5.655 5.524 31.982

國有企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率和有形資產(chǎn)負(fù)債率最小值、最大值和均值均高于非國有企業(yè)。 這可能是由于政府的隱形擔(dān)保降低了國有企業(yè)的破產(chǎn)成本，使國有企業(yè)的財務(wù)風(fēng)險意識較差，從而負(fù)債率偏高。 國有企業(yè)和非國有企業(yè)流動負(fù)債率水平相當(dāng)，其均值無論在國有企業(yè)還是非國有企業(yè)中都在0.8左右，處于較高水平，說明我國上市公司的債務(wù)融資中短期債務(wù)占比較高，短期負(fù)債率過高易引發(fā)財務(wù)風(fēng)險，不利于企業(yè)經(jīng)營管理。 非國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)比率和股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的方差遠(yuǎn)大于國有企業(yè)，雖然兩者股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率均值較低且都在1.6 左右，國有企業(yè)周轉(zhuǎn)率最大值與最小值之間相差一千多倍，而非國有企業(yè)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率最大值與最小值之間相差一萬多倍，說明非國有企業(yè)樣本中，各公司經(jīng)營能力有明顯差別，方差大小一方面可能是受異常值影響，一方面也可能是受公司所處行業(yè)差別和規(guī)模大小影響。 其他描述性統(tǒng)計數(shù)值均在合理分布范圍內(nèi)。

(二)模型構(gòu)建

主要變量定義如表6 所示:

表6 變量定義

變量名稱 變量符號 變量定義資產(chǎn)負(fù)債率 DAR 總負(fù)債/總資產(chǎn)有形資產(chǎn)負(fù)債率 FDAR 負(fù)債總額/(資產(chǎn)總額－無形資產(chǎn)凈值)流動負(fù)債率 SDAR 流動負(fù)債總額/總負(fù)債產(chǎn)權(quán)比率 CQ 負(fù)債總額/所有者權(quán)益總額股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率 Y 銷售收入/平均股東權(quán)益

根據(jù)前文分析與假設(shè)構(gòu)建如下模型:

四、 實證結(jié)果分析

(一)相關(guān)關(guān)系分析

利用SPSS 對我國上市公司國企和非國企數(shù)據(jù)分別進(jìn)行相關(guān)性分析，所得結(jié)果如表7 所示。 由相關(guān)分析可知，在國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本中，在0.05 的置信水平下，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率與資產(chǎn)負(fù)債率、有形資產(chǎn)負(fù)債率、流動負(fù)債率和產(chǎn)權(quán)比率呈正相關(guān)關(guān)系，初步驗證了上文4 項假設(shè)成立。 但流動負(fù)債率對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的影響程度在國有和非國有企業(yè)中存在較大不同，在國有企業(yè)樣本中，流動負(fù)債率在0.01的置信水平下，與股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系；在非國有企業(yè)樣本中，流動負(fù)債率在0.05 的置信水平下，與股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率呈正相關(guān)關(guān)系，且相關(guān)系數(shù)為0.069，相關(guān)關(guān)系微弱。

表7 國有和非國有企業(yè)相關(guān)性分析

注:表示在置信度(雙側(cè))為0.01 時，相關(guān)性是顯著的。表示在置信度(雙側(cè))為0.05 時，相關(guān)性是顯著的。

國有企業(yè)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率非國有企業(yè)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率資產(chǎn)負(fù)債率 Pearson 相關(guān)性 0.404** 0.259**顯著性(雙尾) 0.000 0.000有形資產(chǎn)負(fù)債率 Pearson 相關(guān)性 0.257** 0.220**顯著性(雙尾) 0.000 0.000流動負(fù)債率 Pearson 相關(guān)性 0.200** 0.069*顯著性(雙尾) 0.000 0.040產(chǎn)權(quán)比率 Pearson 相關(guān)性 0.614** 0.612**顯著性(雙尾) 0.000 0.000

(二)回歸結(jié)果分析

1. 國有企業(yè)樣本共線性診斷和回歸分析

對國有企業(yè)樣本各解釋變量的共線性診斷結(jié)果如表8所示。 共線性診斷發(fā)現(xiàn)，雖然不同特征值所對應(yīng)的條件指數(shù)均小于30，但在維度4 上，資產(chǎn)負(fù)債率和有形資產(chǎn)負(fù)債率的方差比例均大于0.5，說明兩變量間存在共線性。

表8 國有企業(yè)樣本共線性診斷

方差比例維度 特征值 條件指數(shù)(常量) 資產(chǎn)負(fù)債率有形資產(chǎn)負(fù)債率流動負(fù)債率 產(chǎn)權(quán)比率1 4.058 1.000 0.00 0.00 0.01 0.00 0.01 2 0.653 2.493 0.01 0.00 0.00 0.01 0.63 3 0.209 4.403 0.01 0.01 0.46 0.07 0.19 4 0.056 8.485 0.00 0.77 0.53 0.15 0.08 5 0.023 13.365 0.98 0.22 0.01 0.77 0.08

國有企業(yè)樣本多元回歸模型相關(guān)系數(shù)為0.659，調(diào)整后的

R

為0.431，因變量的變化有43.1%可由自變量的變化解釋，擬合優(yōu)度較好。 剩余無法解釋的部分主要是因為影響股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的因素有很多，而上述模型的自變量只涉及資本結(jié)構(gòu)。 利用方差分析對回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗，

F

＝158.326，在置信水平為0.05 的情況下，回歸方程通過

F

檢驗。表9 中，產(chǎn)權(quán)比率的

t

＝17.052，顯著性 0.000＜0.05，說明產(chǎn)權(quán)比率在0.05 的置信水平下對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著性影響。 回歸系數(shù)

β

為0.43，即產(chǎn)權(quán)比率的提高將促進(jìn)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的提高，提高公司營運能力，驗證了假設(shè)4 成立。流動負(fù)債率的

t

＝8.494，顯著性0.000＜0.05，說明流動負(fù)債率在0.05 的置信水平下對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著性影響。回歸系數(shù)

β

為2.694，即流動負(fù)債率的提高將促進(jìn)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的提高，提高公司營運能力，驗證了假設(shè)3 成立。 資產(chǎn)負(fù)債率

t

＝3.771，顯著性0.000＜0.05，說明資產(chǎn)負(fù)債率在0.05的置信水平下對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著性影響。 回歸系數(shù)

β

為1.686，即資產(chǎn)負(fù)債率的提高將促進(jìn)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的提高，提高公司營運能力，驗證了假設(shè)1 成立。

表9 模型系數(shù)

注:a 表示因變量股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率。

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t 顯著性 共線性統(tǒng)計B 標(biāo)準(zhǔn)錯誤 β 容許 VIF(常量) －1.942 0.326 － －5.960 0.000 － －資產(chǎn)負(fù)債率 1.686 0.447 0.143 3.771 0.000 0.477 2.095有形資產(chǎn)負(fù)債率 －0.036 0.234 －0.005 －0.156 0.876 0.559 1.789流動負(fù)債率 2.694 0.317 0.229 8.494 0.000 0.942 1.062產(chǎn)權(quán)比率 0.430 0.025 0.540 17.052 0.000 0.682 1.466

由于前文已發(fā)現(xiàn)有形資產(chǎn)負(fù)債率與資產(chǎn)負(fù)債率存在共線性關(guān)系，可以從表9 看出有形資產(chǎn)負(fù)債率的

t

＝－0.156，顯著性0.876＞0.05，說明有形資產(chǎn)負(fù)債率由于共線性原因，無法驗證其與股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率是否存在顯著性關(guān)系。

2. 非國有企業(yè)樣本共線性診斷和回歸分析

對非國有企業(yè)樣本各解釋變量的共線性診斷結(jié)果如表10 所示。 共線性診斷發(fā)現(xiàn)，雖然不同特征值所對應(yīng)的條件指數(shù)均小于30，但在維度4 上，資產(chǎn)負(fù)債率和有形資產(chǎn)負(fù)債率的方差比例均大于0.5，說明兩變量間存在共線性。

表10 非國有企業(yè)樣本共線性診斷

方差比例維度 特征值 條件指數(shù)(常量) 資產(chǎn)負(fù)債率有形資產(chǎn)負(fù)債率流動負(fù)債率 產(chǎn)權(quán)比率1 3.939 1.000 0.00 0.00 0.00 0.00 0.01 2 0.831 2.178 0.00 0.00 0.00 0.00 0.74 3 0.197 4.469 0.02 0.03 0.05 0.06 0.22 4 0.018 14.871 0.12 0.91 0.73 0.06 0.01 5 0.015 16.091 0.87 0.06 0.21 0.88 0.02

非國有企業(yè)樣本多元回歸模型相關(guān)系數(shù)為0.624，調(diào)整后的

R

為0.387，說明因變量的變化有38.7%可由自變量的變化解釋，擬合優(yōu)度相較于國有企業(yè)樣本數(shù)據(jù)較差，但仍大于30%。 剩余無法解釋的部分主要是因為影響股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的因素有很多，而上述模型的自變量只涉及資本結(jié)構(gòu)。利用方差分析對回歸模型進(jìn)行顯著性檢驗，

F

＝139.154，在置信水平為0.05 的情況下，回歸方程通過

F

檢驗。表11 中，產(chǎn)權(quán)比率的

t

＝20.826，顯著性 0.000＜0.05，說明產(chǎn)權(quán)比率在0.05 的置信水平下對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著性影響。 回歸系數(shù)

β

為0.914，即產(chǎn)權(quán)比率的提高將促進(jìn)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的提高，提高公司營運能力，驗證了假設(shè)4 成立。同時，通過比較非國有企業(yè)樣本產(chǎn)權(quán)比率的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)和國有企業(yè)樣本產(chǎn)權(quán)比率的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，0.621＞0.540，可以看出非國有企業(yè)的產(chǎn)權(quán)比率對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的影響程度更大。

表11 模型系數(shù)

注:a 表示因變量股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率。

模型 非標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù) 標(biāo)準(zhǔn)系數(shù)t 顯著性 共線性統(tǒng)計B 標(biāo)準(zhǔn)錯誤 β 容許 VIF(常量) －2.085 0.931 － －2.239 0.025 － －資產(chǎn)負(fù)債率 4.725 1.843 0.166 2.564 0.011 0.167 5.973有形資產(chǎn)負(fù)債率 －4.164 1.524 －0.178 －2.732 0.006 0.164 6.090流動負(fù)債率 2.998 0.923 0.090 3.250 0.001 0.910 1.099產(chǎn)權(quán)比率 0.914 0.044 0.621 20.826 0.000 0.788 1.268

流動負(fù)債率的

t

＝3.250，顯著性0.001＜0.05，說明流動負(fù)債率在0.05 的置信水平下對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著性影響。 回歸系數(shù)

β

為2.998，即流動負(fù)債率的提高將促進(jìn)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的提高，提高公司營運能力，驗證了假設(shè)3 成立。同時，通過比較非國有企業(yè)樣本流動負(fù)債率的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)和國有企業(yè)樣本流動負(fù)債率的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)0.090＜0.229，可以看出非國有企業(yè)的流動負(fù)債率對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的影響程度更小，非國有企業(yè)凈資本經(jīng)營能力可能受到更多其他因素的影響。資產(chǎn)負(fù)債率的

t

＝2.564，顯著性0.011＜0.05，說明資產(chǎn)負(fù)債率在0.05 的置信水平下對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著性影響。 回歸系數(shù)

β

為4.725，即資產(chǎn)負(fù)債率的提高將促進(jìn)股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的提高，提高公司營運能力，驗證了假設(shè)1 成立。同時，通過比較非國有企業(yè)樣本資產(chǎn)負(fù)債率的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)和國有企業(yè)樣本資產(chǎn)負(fù)債率的標(biāo)準(zhǔn)化系數(shù)，0.166＞0.143，可以看出非國有企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率對股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率的影響程度更大一些，但兩者總體相差不大。與國有企業(yè)樣本模型相同的是，非國有企業(yè)樣本模型中資產(chǎn)負(fù)債率和有形資產(chǎn)負(fù)債率也存在共線性問題。 表11 中有形資產(chǎn)負(fù)債率的

t

＝－2.732，顯著性0.006 ＜0.05，雖然有形資產(chǎn)負(fù)債率的影響顯著，但因存在共線性問題，導(dǎo)致其與股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率存在顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系，與前文分析所得結(jié)論不符。

五、 穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的穩(wěn)健性，通過變量替代進(jìn)行檢驗。利用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率替代股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率。 表12 中 Pearson相關(guān)系數(shù)為0.443，股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率與總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率在置信度0.01 的水平下顯著正相關(guān)，所以用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來替代股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率作為因變量是合理的。

表12 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率相關(guān)性

注:表示在置信度(雙側(cè))為0.01 時，相關(guān)性是顯著的。

總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 Pearson 相關(guān)性 1 0.443**顯著性(雙尾) － 0.000股東權(quán)益周轉(zhuǎn)率 Pearson 相關(guān)性 0.443** 1顯著性(雙尾) 0.000 －

以總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率作為因變量，分別對國有企業(yè)和非國有企業(yè)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸。 表13 結(jié)果顯示，模型擬合優(yōu)度下降，但從通過

F

檢驗后得到的模型依然可以看出資本結(jié)構(gòu)對總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率的正向影響，且觀察到資產(chǎn)負(fù)債率和流動負(fù)債率對總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率存在顯著正向影響。

表13 總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率與資本結(jié)構(gòu)回歸結(jié)果

注:括號內(nèi)數(shù)值為 值；代表在置信度為0.01 時，相關(guān)性是顯著的。

變量 國有企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率 非國有企業(yè)總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率資產(chǎn)負(fù)債率 0.451**(3.598)0.527**(2.076)有形資產(chǎn)負(fù)債率 0.002(0.038)－0.230(－1.096)流動負(fù)債率 0.992**(11.145)0.874**(6.886)產(chǎn)權(quán)比率 －0.021**(－2.907)0.003(0.576)調(diào)整后的R2 0.135 0.055 F 值 33.517** 13.729**

六、 結(jié)論與建議

本文以國內(nèi)主板(剔除金融保險類公司及被ST 的公司)上市公司為研究樣本，比較分析國有企業(yè)和非國有企業(yè)資本結(jié)構(gòu)對其營運能力的影響，得出如下結(jié)論:無論在國有企業(yè)還是非國有企業(yè)中，上市公司資產(chǎn)負(fù)債率、有形資產(chǎn)負(fù)債率、流動負(fù)債率和產(chǎn)權(quán)比率均與營運能力呈顯著正相關(guān)關(guān)系，適度提高公司資產(chǎn)負(fù)債率、有形資產(chǎn)負(fù)債率、流動負(fù)債率和產(chǎn)權(quán)比率，均有利于提高公司凈資本周轉(zhuǎn)率。

基于本文代表資本結(jié)構(gòu)的四個解釋變量，對上市公司經(jīng)營管理提出以下建議:

第一，優(yōu)化資本結(jié)構(gòu)，注重債務(wù)融資與權(quán)益融資配比。公司需要合理分配權(quán)益融資與債務(wù)融資的比例，只有在合理適度的水平下增加負(fù)債所占總資產(chǎn)比例，才有利于提高公司凈資本周轉(zhuǎn)率，從而提高公司營運能力。

第二，優(yōu)化債務(wù)融資結(jié)構(gòu)，注重長短期債務(wù)融資配比。上市公司在確定了合理的資本結(jié)構(gòu)后，應(yīng)根據(jù)自身經(jīng)營能力，再確定一個合適的負(fù)債結(jié)構(gòu)，將長短期負(fù)債相結(jié)合。 在不過度增加財務(wù)風(fēng)險的同時，保持合理適當(dāng)流動負(fù)債率，降低融資成本，有利于提高公司凈資本周轉(zhuǎn)率，從而提高公司營運能力。

第三，融資方式多樣化，更多利用公司債券融資。 上市公司可以在保留控制權(quán)的情況下，擴大公司債券的融資規(guī)模，而增加上市公司發(fā)行債券的種類能進(jìn)一步提高公司債券的流動性和可轉(zhuǎn)換性，減少公司流動性風(fēng)險。 以此達(dá)到合理配置資本結(jié)構(gòu)，提高營運能力的目的。

第四，國家為上市公司提供良好的融資環(huán)境，不斷推動債券市場發(fā)展。 制定合理的發(fā)展規(guī)劃，適度放寬部分行業(yè)上市公司的債券發(fā)行限制，對于穩(wěn)步發(fā)展我國債券市場至關(guān)重要；同時可以促進(jìn)我國上市公司融資來源由銀行向金融市場逐漸過渡，為經(jīng)營能力良好的上市公司提供更多的融資渠道，使公司的營運資金良性循環(huán)。