企业资本结构与效益及效率关系的实证研究

企业资本结构与效益及效率关系的实证研究短论

企业资本结构与效益及效率关系的实证研究

胡援成

①

本文仅就资本结构与整体经济效益及效率的关系这益率,或称净资产收益率(ROE=净利润/净资产总额);一侧面作些探讨。突出围绕我国的资产负债率与经济效益ITR———存货周转率(次)(ITR=主营业务成本/平均存和效率的相互关系来进行实证分析,并相应作横向比较。货);FATR———固定资产周转率(次)(FATR=主营业务

(一)研究内容及方法收入净额/平均固定资产净值,平均固定资产净值指固定1.研究样本及数据来源。考虑到数据的可得性和相资产净值的上年末与本年末的平均值);TATR———总资对准确性,本研究的主要对象是在我国A股市场上市的产周转率(次)(TATR=主营业务收入净额/平均总资所有上市公司,选取的时间段为近3年。据有关资料反映,产);EBITOA———(EBITOA=

(+财务费用/);CDOTD—我国公司平均寿命不长,经营变化大,3年时间可在一定——短

程度上反映企业周期变化。根据上海证券交易所和深圳证(/总负债)。券交易所1998、1999和2000年3:(,财务数据,以行业分类并汇总。如家上市公司,而时期少,只有3年;数据分为金融、公用事业中有反映时点指标,如资产负债率和短期负债与总负债比类。1998825,年为923家,2000率,也有反映时期指标如资产收益率和权益收益率等,故年为1060家。本文研究采用截面和时间序列数据混合回归模型分析与

对于需计算上年会计项目与当年会计项目平均值的,截面数据回归模型分析相结合的方式,在加以比较的基础如某一年的前一年缺数据,则不取平均值,而仅计算当年上重点考察混合回归分析,因其同时可减少多重共线性的

(2)考虑到资本结构问题的复杂性,以及考察对象可值。就一般而言,因上市公司是经过严格挑选符合条件才影响。

允许上市的,可认为它在整体上要优于一般非上市公司。能存在的因果关系,在上述分析结果基础上再对关键因素

本文数据主要取自CSMAR(中国股票市场研究数据做分布滞后模型分析,并进行比较。

(二)回归分析库)数据库,用于资本结构分析;并相应辅之《中国统计年

鉴2000》和《中国人民银行统计季报2001-4》中的相关数现考虑通过回归分析,找出影响资产负债率的关键因据(主要包括非上市公司的相应数据),以及《江西统计年素,并作相应统计检验。鉴2000》的相应数据,以作对比分析用。拟建立如下回归模型:

2.研究的内容及方法。企业资本结构是否表现出规DRi=αi+β1ROAi+β2ROEi+β3ITRi+β4FATRi

(1)律性,什么因素对资本结构影响最大,或者说资本结构与+β5TATRi+β6EBITOAi+β7CDOTDi+μi

经济效益到底有多大联系,是怎样的联系,资金使用效率现采用SAS统计分析软件对上述模型进行估计,考以及固定资产占用是否对资本结构产生较大影响,负债的虑样本的代表性,现选取全部上市公司和工业类上市公司时限是否对资本结构也产生影响等,围绕这些问题,我们这两大类来进行分析,所得结果见表1和表2。通过实证方法,突出考察资本结构与经济效益及经营效率根据表1和表2可见,净资产收益率(ROE)和存货周的相互关系,试图找到影响资本结构的最主要因素。转率(ITR)与资产负债率显著不相关,可不予考虑;固定

本文主要依据总资产、总负债、净资产、净利润、固定资产周转率(FATR)和总资产周转率(TATR)与资产负资产、存货、主营业务成本、主营业务收入、流动负债及息债率相关性也不十分明显,而且参数值很小,也可忽略不税前收入(EBIT)等总体和综合数据、指标来进行分析,突考虑;短债占总债的比例(CDOTD)虽然与资产负债率弱出总体特征或平均特性。表2工业上市公司资产负债率DR与其他表1所有上市公司资产负债率DR与其他

现以资产负债率指标为核解释变量的回归分析(1998～2000年)解释变量的回归分析(1998～2000年)

222R调整的R样本数心,重点分析和考察资产收益方差分析F检验值方差分析F检验值R调整的R2样本数****

342.4110.46120.[1**********].1160.48840.48641739率、净资产收益率、存货周转率、

参数估计参数估计值标准误差T检验值固定资产周转率、总资产周转参数估计参数估计值标准误差T检验值

****

0.4640090.01680827.607截矩项0.4926110.02112423.319率、EBIT占总资产的比重以及截矩项

****

-5.7150260.186777-30.598ROA-5.6089330.229152-24.477

流动负债占总负债的比重等对ROA

ROE0.0037540.0023041.629ROE0.0030340.0022661.339

资产负债率的影响或相互关

ITR0.0000030.0000090.376ITR0.0000330.0001330.250

系。***

FATR0.0005390.0002692.004FATR0.0037230.0007504.962

变量选择:(1)被解释变量:TATR**

0.0301880.0079953.776TATR-0.0136140.0117165-1.162

**DR———资产负债率(DR=总负EBITOA4.

499859**0.19520723.052EBITOA4.4633920.23662218.863**债/总资产)。(2)解释变量:**(ROA———资产收益率ROA=净注:*为在5%的水平上显著,**为在注:*为在5%的水平上显著,**为在1%

利润/总资产);ROE———权益收1%的水平上显著。的水平上显著。

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《管理世界》(月刊)

2002年第10期

根据基本的分布滞后模型,我们可建立如下表达式:

RDt=α+β1ROAt+β2ROAt-1

(3)+

β3ROAt-2+μ1t

2R0.28860.11500.15130.34900.4229

ROAt=λ+δ1RDt+δ2RDt-1

**********

截矩项0.49719164.15737267.06751767.14934761.332425

(4)+δ3RDt-2+μ2t

(99.886)(33.101)(32.466)(28.211)(173.034)

根据上述模型,我们有如下回*********

EBIT/A-1.182068-0.400813-0.544989-1.179075-0.307800

归分析结果(见表4)。从表4可发(-26.545)(-2.133)(-2.497)(-4.206)(-4.992)

现,资产负债率和资产收益率互为样本数[1**********]6

分布滞后的解释变量和被解释变注:(1)括弧内的数字为T检验值,*为在5%的水平上显著,**为在1%的水平上显

量,。这自然引发人著;(2)上市公司的数据是1998～2000年3年的数据;(3)全国工业企业数据是按统计口径细分

为36个行业来归类的;(4)资产贡献率实际上就是息税前收益与总资产的比率,即EBIA;(5)全国5000户工业企业数据是1998年12月～2001年9月时段的月度数据,销售成本利润率来计算的。负相关,但参数值也很小,因而也不予考察。-滞后关系,从而判断二者是否

),我们试采用Wiener-Granger因果检验方EBITOA,法来进行检验。回归方程为,RDt=α0+α1ROAt-1+α2ROAt-2+β1RDt-1产负债率与ROA。(5)+β2RDt-2+μ1t

相应的回归模型为:RDt=αt+β1ROAt+μt(2)ROAt=λ0+λ1ROAt-1+λ2ROAt-2+δ1RDt-1具体的分析结果见表3。(6)+δ2RDt-2+μ2t表3的分析与前述描述性统计的相关性分析有类似根据Wiener-Granger因果检验的判定原理,若(5)结果。模型拟合最好的是5000户企业和三资企业,它们的式中滞后ROA所估计的系数之和在统计上是异于零的

2

判定系数R分别为0.4229和0.349。上市公司其次,国有(即6αi≠0),并且(6)式中的滞后RD所估计的系数之和企业及规模以上非国有企业的拟合结果相对最差。这里还在统计上不是异于零的(即6δj=0),则表明有从ROA到存在一个难题,即虽然可判断某指标与资产负债率指标有RD的单向因果关系。反之,若(5)式中的滞后ROA的系显著相关性,但并不能判定其因果关系。例如,究竟是由于数之和不是统计上异于零的(即6αi=0),而(6)中的滞后负债率高引起收益率下降,还是由于收益率下降导致负债RD的系数之和确是统计上异于零的(即6δj≠0),则存在率升高?根据莫迪格利尼-米勒模型的传统分析,由于负从RD到ROA的单向因果关系。如果ROA和RD的系数债可获得避税好处,因而可提高企业价值,或者说可提高之和在两个回归中都是统计上异于零的,则表明存在双收益率水平。但现实数据的实证分析发现,这一判断并不向因果关系;若ROA和RD的系数之和在两个回归中都成立。为进一步验证上述因果关系,我们先利用分布滞后不是统计上异于零的,则表示二者之间是相互独立的。现模型来进行分析。同时,考虑到资产收益率指标与我们根据回归模型(5)和(6)的F检验值来推定二者的因EBITOA指标存在多重共线性,一方面我们通过将横截果关系。面与时间序列数据并用,可部分解决多重共线性问题;另由表5可见,在上述两类因果检验中“,所有上市公司”的一方面,我们将舍去EBITOA指标而单独分析资产收益两种因果关系均不成立;而“工业上市公司”的ROA→RD率指标。因果关系成立,表明其资产收益率是资产负债率的原因;

反之,RD→ROA因果关系不成立,可表明其资产表4资产负债率和资产收益率的分布滞后模型结果(1998～2000年)

负债率不是资产收益率的原因。所有上市公司工业上市公司所有上市公司工业上市公司

(RD)(RD)(ROA)(ROA)当然,这里有两点须说明,第一,所有上市公

********

F检验值171.679178.049172.408170.811司除工业外,还包含金融、公用事业、房地产、综合2R0.38550.50920.38650.5017和商业等产业类,各类产业具有各自的特点,其多

********

截矩项0.4962890.5035530.1311640.156948样性往往掩盖了某种一致性,所以ROA→RD这

(56.946)(53.134)(13.630)(12.294)

种因果关系很难反映出来,或者说,有可能是被********

X1-1.554425-1.401383-0.248424-0.357943

正好相反的因果关系所抵消了。(下转第152页)

表3按行业分中国工业企业资产负债率与资产贡献率的回归分析(1999年)

上市公司国有及非国有国有企业三资企业5000户企业

F检验值704.6174.5506.23717.68824.920F的P值0.00010.04000.01740.00020.0001

(-22.680)

(-22.608)

(-22.735)

(-22.604)

X2X3

-0.065578

(-0.815)-0.017102(-0.198)

-0.081157(-0.840)0.401578(-4.219)

**

0.007503(0.593)0.018963(1.261)

0.023987(1.281)0.051295(2.470)

*

样本数[1**********]3

注:括弧内的数字为T检验值,*为在5%的水平上显著,**为在1%的水平上显著。

表5资产负债率与资产收益率的Wiener-Granger

因果检验(1998～2000年)

因果方向F检验值F的P值判定

所有上市公司ROA→RD0.6810.6052拒绝

RD→ROA0.0650.9922拒绝

工业上市公司ROA→RD4.8400.0008不拒绝

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经济学的本土化书评

点。第二,只有在投资主体为私人的情况下,投资决策才会对利率作出反应,以调节利率为中心的货币政策才起作用。而我们目前私人投资者还不是投资主体。

但是,还有一点应该强调的是,经济学中所揭示的市场经济规律是客观的,我们不能以自己国情的特殊性而拒绝市场经济的普遍规律。比如,市场经济的基本规律之一是,市场能做的尽量由市场去作,只有市场无法作好的事才由政府去作。但我们现在的问题仍然是政府管的事情太多了。市场经济改革已经进行了20多年,我们在许多方面仍没按市场经济的规律办事“,非不能为也,乃不为也”。即使是条件不具备的,重要的也在于创造条件,而不是固守现状。例如,股票期权的运用要以企业改革为前提,加快企业改革就是重要的任务。

回顾20多年改革的历程,我们可以看出,场经济的共同规律办事时,位为市场经济;,调节作用;;,所以,,场经济的共同规律时,经济就会出现问题。企业改革滞后,政府迟迟不退出经济活动,甚至搞什么“形象工程”“领导,工程”“,政绩工程”,结果引起盲目投资,劳民伤财。

学习经济学的根本目的还在于改善世界,即认识市场经济的规律,并按这种规律办事。我们没有运好经济学大概有三个原因。一是不懂经济学;二是只有一知半解的了

(上接第147页)第二,应用Wiener-Granger检验对回归模型滞后项的个数非常敏感,有可能存在因果关系方向与

解,盲目乱用;三是出于自己个人或小集团的既得利益,不按市场经济规律办事。一些地方政府迟迟不退出经济活动,甚至用权力去寻租,大概与第三点原因相关。

卢锋教授的《经济学原理》并不是要告诉我们如何运用经济学来指导市场经济的建立与完善。它要告诉我们,市场经济的基本规律是什么。这是我们按经济规律建立市场经济的第一步,也是最重要的一步。不知道,如何去做?从这种意义上说“,知”又重于“行”,或先于“行”。

卢锋教授用本土故事演绎经济学理论,我想起码有三点意义。一是我们通过耳闻目睹的中国事例来理解经济学原理受,,知道。。当然,这本书并没有讲如何用经济学原理去指导实践,但它的内容和写法,却是我们在现实中运用经济学的基础。正在这三种意义上说,每个人读这本书都会有所收获。

经济学教科书很多,用案例的经济学教科书也不少,但完全用中国案例的经济学教科书,我还只见过这一本。经济学本土化是一个更为长久而深远的任务,但愿卢锋教

(中国版)是一个良好的开端。授的《经济学原理》

(作者单位:北京工商大学;责任编辑:肖建华)

所含滞后项的个数之间的重要联系。由于本文所用滞后项

为2项,有可能还难以准确反映这种因果关系。

(三)结论

根据上述相关分析和回归分析可发现,就总体而言,尤其是工业部门资产负债率或者说负债水平与企业经济效益存在较强的相关关系,而且是负相关关系;资产负债率或负债水平与资金占用和使用效率以及债务期限的相关关系不显著,或者只有微弱相关。研究还发现,经济效益越好的类型,资产负债率与企业经济效益的相关性表现越强烈;反之,经济效益越差,相关性则越弱。正常情况下,资产负债率与经济效益呈负相关关系;非正常情况下,资产负债率与经济效益的相互关系不明确。研究表明,工业部门的资产收益率变动很可能是资产负债率变动的原因之一,但研究结果并不支持其资产负债率变动是资产收益率变动的原因这一因果关系。

对于盈利能力与负债水平到底呈何种相关性,罗斯等学者的研究与学者张的研究正好相反。本文研究的结果显示其基本上与学者张的研究相吻合,而与罗斯等的研究结果不合。当然这里面有可能存在条件的差异,以及对象本身的差异等情况,不宜轻易下结论。

从实践中看,现实中由资产负债率上升引起资产收益率下降似乎更合乎清理,而资产收益率下降所引致资产负债率上升的因果关系则常常不为人们所认识。

资产收益率引致资产负债率上升实际上是不得已而

为之的产物。从逻辑上讲,由于资产收益率下降,企业权益资本萎缩,为扩大再生产或者哪怕是维持简单再生产,便不得不增加负债。由于经营不善,负债增加进一步恶化企业盈利能力和资本积累,从而又迫使企业进一步乞求债务融资,最终使企业陷入恶性循环而无法自拔。

由上述研究所揭示的因果关系可见,我国国有企业资产负债率过高,负担过重,除了体制方面的原因之外,还有一个更重要的原因就是经济效益长期低下。研究数据显示,1998～2000年3年所有上市公司的平均资产收益率和净资产收益率只有3.55%和3.6%,总资产贡献率(EBITOA)也只有5.62%(按指标值平均),而同期我国一年期贷款利率平均约为6.5%。过于追求规模、数量扩张,而忽视经济效益的提高,由此自然会导致资产负债率过高这一结果。

上述研究的决策性启示是,

维持企业正常经营的基本条件之一应是保存一个稳定的正的收益率,始终以经济效益为核心来进行运作才是提升和巩固企业核心竞争力,使之始终立于不败之地的根本保障。

(作者单位:江西财经大学财政金融学院)

注释①本文是国家社科基金项目(00BJY052)《国有企业的“债转股”与资本结构优化研究》、国家自然科学基金资助项目(70262001)的部分研究成果。

②参见MiltonHarrisandArturRaviv,“TheTheoryof

CapitalStructure",JournalofFinance,Vol.XLVI,No.1,312,1991。

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