湖南上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響因素——基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的研究

陽玉香

（衡陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與法律系，湖南 421002）

湖南上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響因素
——基于計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)方法的研究

陽玉香

（衡陽師范學(xué)院 經(jīng)濟(jì)與法律系，湖南 421002）

資本結(jié)構(gòu)決策是企業(yè)融資決策的核心問題，它直接決定企業(yè)融資方式的選擇及各種融資方式所占的比重。本文運(yùn)用計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)的方法，以湖南32家上市公司自2005—2009年的數(shù)據(jù)為樣本，通過主成分因子分析和多元回歸分析建立湖南省上市公司資本結(jié)構(gòu)模型，并對(duì)模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，結(jié)果表明：公司規(guī)模、財(cái)務(wù)困境成本、盈利能力、收益現(xiàn)金流和所得稅與負(fù)債比率正相關(guān)；資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值和非負(fù)債稅盾與負(fù)債比率負(fù)相關(guān)；成長(zhǎng)性對(duì)我國資本結(jié)構(gòu)無顯著影響。另外，時(shí)間和盈余管理對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響顯著。

資本結(jié)構(gòu)；上市公司；影響因素

1993年12月，湘火炬、湘中意兩公司股票的上市，拉開了湖南省利用我國資本市場(chǎng)發(fā)展湖南經(jīng)濟(jì)的序幕。截至2006年底，湖南省在境內(nèi)注冊(cè)的上市公司已有47家，湖南上市公司，作為一個(gè)特殊的企業(yè)群體，對(duì)湖南的經(jīng)濟(jì)發(fā)展作出了很大的貢獻(xiàn)。然而，其發(fā)展?fàn)顩r并不樂觀。首先，其股本規(guī)模普遍偏小。湖南上市公司的總股本平均約為2.88億股，而全國上市公司總股本平均為3.17億股。另外，這些上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)欠佳。近些年來，湖南上市公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)還出現(xiàn)了較大面積的滑坡，湖南ST公司也在不斷擴(kuò)軍之中 ，＊ST的公司占到了全國＊ST公司的近10%，并且2007年又有多家湖南省上市公司瀕臨破產(chǎn)。這些可以說明湖南的上市公司難以做大做強(qiáng)。如何改善湖南上市公司的競(jìng)爭(zhēng)狀況，是一個(gè)亟待解決的問題。而公司資本結(jié)構(gòu)的合理與否，會(huì)影響公司的經(jīng)營(yíng)活動(dòng)、經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)及公司價(jià)值。本文首先從理論上列舉出一系列資本結(jié)構(gòu)的影響因素，然后運(yùn)用主成分因子法和回歸分析法建立資本結(jié)構(gòu)模型，再對(duì)此模型進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)，即異方差、自相關(guān)性和多重共線檢驗(yàn)，從而對(duì)湖南上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響因素進(jìn)行分析與探討，以期為其資本結(jié)構(gòu)決策提供一些經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

一、資本結(jié)構(gòu)的影響因素及模型

（一）資本結(jié)構(gòu)的影響因素

根據(jù)國內(nèi)外已有的研究成果，影響資本結(jié)構(gòu)的因素主要有四個(gè)方面，即行業(yè)因素、資本市場(chǎng)狀況、公司主管信念和公司的財(cái)務(wù)特征等［1］。對(duì)于資本市場(chǎng)狀況、行業(yè)因素和公司主管信念等三個(gè)因素，因不易獲得有效數(shù)據(jù)，目前基本上進(jìn)行定性研究。在此只將財(cái)務(wù)特征納入定量研究的范圍，并結(jié)合國內(nèi)外資本結(jié)構(gòu)理論作出如下假設(shè)：

假設(shè)1：企業(yè)規(guī)模與負(fù)債融資比例正相關(guān)。

假設(shè)2：盈利能力與資本結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)。

假設(shè)3：資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)。

假設(shè)4：成長(zhǎng)性與負(fù)債能力正相關(guān)。

假設(shè)5：非債務(wù)稅盾與資本結(jié)構(gòu)負(fù)相關(guān)。

假設(shè)6：財(cái)務(wù)困境成本與負(fù)債水平負(fù)相關(guān)。

假設(shè)7：收益現(xiàn)金流與負(fù)債比例負(fù)相關(guān)。

假設(shè)8：所得稅與其負(fù)債水平正相關(guān)。

假設(shè)9：盈余管理與公司負(fù)債率有關(guān)。

（二）影響因素變量指標(biāo)

借鑒西方資本結(jié)構(gòu)理論，考慮我國的實(shí)際情況，對(duì)資本結(jié)構(gòu)及各影響因素指標(biāo)定義如表1所示：

表1 研究變量定義表

（三）資本結(jié)構(gòu)模型

因子分析法是用較少的互相獨(dú)立的因子變量代替原有變量的絕大部分信息。設(shè)原有變量為X1，X2，X3，……Xp（本文中p取8），將這8個(gè)變量歸結(jié)于m個(gè)因子變量：F1，F(xiàn)2，F(xiàn)3，……Fm，于是有：

在式 （2）中：X為原始變量向量；A為因子載荷矩陣；F為因子變量向量；α、ε為殘差向量。

依照選取的幾個(gè)主成分因子對(duì)資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行多元回歸分析，建立如下固定效應(yīng)模型：

式 （3）中α為常數(shù)項(xiàng)，Y1t是流動(dòng)負(fù)債率，Y2t是長(zhǎng)期負(fù)債率，Y3t是總負(fù)債率，αjn，ρi，βit為估計(jì)參數(shù)，F(xiàn)n表示第n個(gè)公共因子，Z為盈余管理變量，D為時(shí)間變量，μit為殘差變量。

二、資本結(jié)構(gòu)影響因素的實(shí)證研究

1.樣本選擇及數(shù)據(jù)來源

本文選取了2004年12月31日前在深、滬上市的湖南境內(nèi)45家上市公司為研究對(duì)象，剔除ST公司和被特別處理的公司13家，最終選出32家公司進(jìn)行分析。觀測(cè)的時(shí)間范圍為2005—2009年。有關(guān)數(shù)據(jù)主要由金融界網(wǎng)、上市公司資訊網(wǎng)（www.cnlist.com ）和證券之星網(wǎng)站（www.stockstar.com.cn）公布的湖南上市公司的年度財(cái)務(wù)報(bào)表整理計(jì)算而得。

2.模型因子提取和參數(shù)估計(jì)

通過對(duì)上述8個(gè)指標(biāo)進(jìn)行Factor分析，得出指標(biāo)變量間相關(guān)矩陣 （略），發(fā)現(xiàn)變量間相關(guān)性較明顯，為此進(jìn)行主成分分析，得到相關(guān)矩陣的特征值和方差貢獻(xiàn)率如表2所示：

表2 我國上市公司總方差分解表

根據(jù)SPSS中取特征值大于1的因子原則，由表2可得提取的因子數(shù)為3，且這三個(gè)主成分對(duì)總方差的累積貢獻(xiàn)率達(dá)到了70.116%，可以認(rèn)為它們基本上代表了總體信息。在提取因子后得到因子矩陣 （略）。因子矩陣的系數(shù)表示因子與各變量的相關(guān)性。但由于一個(gè)因子與各變量的相關(guān)系數(shù)常常不明顯，難以從中直觀的看出各個(gè)因子所代表的意義，為此需要對(duì)其進(jìn)行旋轉(zhuǎn) （本文選方差最大旋轉(zhuǎn)法），以達(dá)到一個(gè)變量盡可能僅與一個(gè)因子相關(guān)，且一個(gè)因子只與全部變量的極少數(shù)變量有親緣關(guān)系，并使其系數(shù)向0和1兩極轉(zhuǎn)化，旋轉(zhuǎn)結(jié)果見表3。然后以最大旋轉(zhuǎn)后的結(jié)果為權(quán)重確定公共因子值，并以此為自變量，分別對(duì)負(fù)債率進(jìn)行多元回歸分析，其結(jié)果如表4所示：

表3 我國上市公司方差最大旋轉(zhuǎn)后的因子提取結(jié)果及累積貢獻(xiàn)率

表4 多元回歸系數(shù)矩陣和檢驗(yàn)值

3.模型的計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)檢驗(yàn)

（1）多重共線性檢驗(yàn)

通過SPSS中的collinearity statistics分析可得出各解釋變量間的多重共線性診斷表 （如表5所示）：

表5 解釋變量間的多重共線性檢驗(yàn)表

經(jīng)驗(yàn)表明，當(dāng)變量的容忍度 （Tolerance）小于0.10或者方差膨脹因子 （VIF）大于10時(shí)就說明自變量間有嚴(yán)重的多重共線性，且這種多重共線性會(huì)過度地影響回歸模型的估計(jì)值［3］。由表5可看出，這里的容忍度均大于0.10或者說方差膨脹因子都小于10，因此各解釋變量間基本上沒有共線性現(xiàn)象。

（2）異方差檢驗(yàn)

利用white檢驗(yàn)方法對(duì)固定效應(yīng)模型進(jìn)行異方差檢驗(yàn)。

原假設(shè)H0：αi，βi，γij均為0，即不存在異方差現(xiàn)象。

nR2（R2為輔助回歸模型的擬合優(yōu)度）服從自由度54的χ2分布，流動(dòng)負(fù)債率、長(zhǎng)期負(fù)債率和總負(fù)債率的殘差輔助回歸規(guī)模中nR2分別為41.38、42.56、40.76。而在給定5%的顯著性水平下，查χ2分布表得臨界值（54）＝ 43.188，由于nR2均小于（54），因此原假設(shè)H0成立，模型不存在異方差現(xiàn)象。

（3）自相關(guān)檢驗(yàn)

通過SPSS中的Durbin－Watson值分析可以得出自相關(guān)診斷表 （如表6）：

表6 固定效應(yīng)模型的自相關(guān)檢驗(yàn)表

給定顯著性水平0.05，查DW統(tǒng)計(jì)量檢驗(yàn)表得，當(dāng)N＝32，K＝8時(shí)，dL＝1.400，du＝1.693；4－du＝2.307。因?yàn)槟Ｐ偷臍埐瞠?dú)立性檢驗(yàn)DW統(tǒng)計(jì)量d值均小于4－du且大于du，所以模型的殘差在0.05的顯著性水平上不存在一階自相關(guān)［4］。

（4）時(shí)間影響的檢驗(yàn)

原假設(shè)H0：時(shí)間效應(yīng)βit為0。

應(yīng)用普通最小二乘法模型，將所有的時(shí)間序列數(shù)據(jù)和截面數(shù)據(jù)結(jié)合起來，對(duì)不含有時(shí)間虛擬變量的各負(fù)債率進(jìn)行回歸分析，計(jì)算的誤差平方和分別為：ESS11＝33.392，ESS12＝46.951，ESS13＝36.006，自由度是NT－5，即155。

運(yùn)用固定 （時(shí)間）效應(yīng)模型對(duì)各負(fù)債率進(jìn)行回歸分析，計(jì)算的誤差平方和分別為：ESS21＝33.079，ESS22＝46.570，ESS23＝35.687，自由度是NT－5－ （T－1），即151。構(gòu)造如下F統(tǒng)計(jì)量：

計(jì) 算 出 的FT－1，NT－T－4分 別為2.91，2.52，2.75。給定5%的顯著性水平，查F統(tǒng)計(jì)量表得F4，120＝2.45。 因F4，120＞F4，1231，F(xiàn)T－1，NT－T－4＞F4，120，所以FT－1，NT－T－4＞F4，1231，拒絕原假設(shè)H0，時(shí)間效應(yīng)βit不為0，即時(shí)間影響通過了F檢驗(yàn)，這說明添加了時(shí)間限制條件后，誤差平方和的變化增大，因此在對(duì)上市公司的資本結(jié)構(gòu)影響因素進(jìn)行分析時(shí)，加入時(shí)間虛擬變量進(jìn)行動(dòng)態(tài)分析是必要的。

（5）統(tǒng)計(jì)檢驗(yàn)

從表7中模型的擬合優(yōu)度系數(shù)可以得出，各影響因素的變動(dòng)分別可以解釋流動(dòng)負(fù)債率、長(zhǎng)期負(fù)債率和總負(fù)債率變動(dòng)的51.6%、40.5%和64%，由此可知各影響因素對(duì)流動(dòng)負(fù)債率和總負(fù)債率有一定的解釋作用，但不能解釋長(zhǎng)期負(fù)債率，可能的主要原因：一是在相當(dāng)長(zhǎng)的時(shí)期內(nèi)，中國公司的長(zhǎng)期貸款 （固定資產(chǎn)貸款）需要政府的批準(zhǔn)，手續(xù)較為復(fù)雜，所以銀行對(duì)公司的貸款主要以流動(dòng)資金貸款為主；二是作為長(zhǎng)期負(fù)債主要來源的債券市場(chǎng)尚未形成。

從表4的固定效應(yīng)模型回歸系數(shù)分析表中可以看出，絕大部分的解釋變量均在不同的顯著性水平下通過了t檢驗(yàn)。另外，按第一自由度為9，第二自由度為1231（顯著性水平為0.05），查得F臨界值 為 2.02，給定的F統(tǒng)計(jì)值（164.045，106.542，273.56）均大于F臨界值，且P值均趨于0，模型通過了F檢驗(yàn)。這些都說明各解釋變量與負(fù)債率水平有顯著的線性相關(guān)關(guān)系［4］。

表7 模型的擬合優(yōu)度和顯著性檢驗(yàn)

三、資本結(jié)構(gòu)模型的實(shí)證結(jié)果及分析

1.第一綜合因子 （反映公司規(guī)模、財(cái)務(wù)困境成本和盈利能力三方面）與負(fù)債比率正相關(guān)

企業(yè)規(guī)模與負(fù)債比率正相關(guān)，這與假設(shè)相符。對(duì)湖南上市公司來說，其企業(yè)規(guī)模與資本結(jié)構(gòu)正相關(guān)，可能還有以下幾個(gè)主要原因：第一，湖南上市公司股本規(guī)模普遍偏小，經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)欠佳，難以通過自我積累和股票市場(chǎng)募集資金來實(shí)現(xiàn)規(guī)模擴(kuò)張，只好通過舉債來滿足企業(yè)資金的需求。第二，在湖南的上市公司中，大企業(yè)一般是脫胎于國有企業(yè)，且國家仍處于控股地位，受政府行政干預(yù)多。政府往往會(huì)出于地區(qū)經(jīng)濟(jì)發(fā)展的需要，要求國有銀行對(duì)大企業(yè)給予優(yōu)惠信貸，一般來說，企業(yè)規(guī)模越大，越易獲得政府扶持，因此會(huì)享有更多的銀行優(yōu)惠信貸。第三，湖南上市公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)不夠理想，通過自我積累融資受限。

財(cái)務(wù)困境成本與負(fù)債比率正相關(guān)，與假設(shè)不一致，我國破產(chǎn)機(jī)制不健全，同時(shí)又有國有銀行、政府通過信貸配給和計(jì)劃控制利率等維持財(cái)務(wù)狀況不良的企業(yè)生存，使得債務(wù)融資成本幾乎不受其財(cái)務(wù)狀況的影響。且我國 《證券法》規(guī)定：“公司上市超過3個(gè)完整會(huì)計(jì)年度的凈資產(chǎn)收益率平均在10%以上才有配股資格?！敝鳡I(yíng)業(yè)務(wù)收入波動(dòng)過大就會(huì)使公司在有些年度達(dá)不到這個(gè)要求，這樣只得以債務(wù)融資特別是短期債務(wù)融資加以替代。

盈利能力與負(fù)債比率正相關(guān)，與假設(shè)不符。企業(yè)的盈利能力是其債權(quán)人非?？粗氐臈l件，企業(yè)的盈利能力越強(qiáng)，其不能按時(shí)還本付息的違約風(fēng)險(xiǎn)越小，從而融資成本較低。另外，盈利增長(zhǎng)幅度較高、且增長(zhǎng)穩(wěn)定可靠的企業(yè)，其現(xiàn)金流量及其增長(zhǎng)就易于預(yù)測(cè)和掌握，即使企業(yè)籌集較多的債務(wù)，也會(huì)因企業(yè)周轉(zhuǎn)順暢，獲利穩(wěn)定而能到期還本付息，不會(huì)遇到過高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，因而可以在資本結(jié)構(gòu)中保持較高的負(fù)債比率［5］。

2.第二綜合因子 （由資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值和非負(fù)債稅盾組成）與負(fù)債比率負(fù)相關(guān)

資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值與負(fù)債比率負(fù)相關(guān)。這與湖南上市公司的行業(yè)分布特點(diǎn)有關(guān)。湖南上市公司主要分布在冶金、機(jī)械制造、農(nóng)業(yè)、材料、商業(yè)、醫(yī)藥等十幾個(gè)行業(yè)，生產(chǎn)性企業(yè)較多，在生產(chǎn)性企業(yè)中，被視為可抵押資產(chǎn)的有形資產(chǎn)所占比重較大，相反被視為不可抵押資產(chǎn)的專利技術(shù)、商譽(yù)等無形資產(chǎn)比重較少。一般認(rèn)為，在企業(yè)的資產(chǎn)結(jié)構(gòu)中，如果適于擔(dān)保的資產(chǎn)所占比例較大，則企業(yè)的信用能力較強(qiáng)，因而會(huì)獲得更多的負(fù)債。

非債務(wù)稅盾與負(fù)債比率呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，與假設(shè)相符，說明了非債務(wù)稅盾可作為債務(wù)的替代減少了公司的稅負(fù)，企業(yè)融資決策時(shí)，理性地朝著最佳資本結(jié)構(gòu)方向前進(jìn)［6］。

3.第三綜合因子 （由收益現(xiàn)金流和所得稅組成）與負(fù)債比率正相關(guān)

收益現(xiàn)金流與負(fù)債比率正相關(guān)，收益現(xiàn)金流高反映了企業(yè)對(duì)資產(chǎn)的經(jīng)營(yíng)管理水平好，經(jīng)營(yíng)管理效率高，企業(yè)的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)就小，這樣銀行就會(huì)給予較多的優(yōu)惠和企業(yè)本身能支撐更高的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，所以負(fù)債越高。

所得稅與負(fù)債比率正相關(guān)，與假設(shè)相一致。所得稅是影響我國上市公司資本結(jié)構(gòu)決策的重要因素之一，隨著2002年上市公司企業(yè)所得稅 “先征后返”的全面取消，上市公司面臨著更高的所得稅稅率，可以預(yù)期稅收效應(yīng)在資本結(jié)構(gòu)決策中的作用將會(huì)隨著這一政策的實(shí)施而愈顯重要。修正的MM定理認(rèn)為，所得稅越高，節(jié)稅效應(yīng)越大，從而負(fù)債越高。

4.成長(zhǎng)性與負(fù)債比率沒有顯著的相關(guān)關(guān)系

一方面成長(zhǎng)性好的企業(yè)需要的資本量較大，但長(zhǎng)期融資受限較多，所以往往會(huì)通過舉借短期債務(wù)進(jìn)行融資，這給負(fù)債比率帶來正的影響；另一方面，高成長(zhǎng)性的企業(yè)大多為新興產(chǎn)業(yè)和民營(yíng)企業(yè)，技術(shù)上和管理上均不太成熟，經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)大，且在政策方面也得不到更多的支持，這又會(huì)對(duì)負(fù)債比率造成負(fù)的影響。在實(shí)際中，這兩方面的作用相互抵消，造成成長(zhǎng)性和負(fù)債比率的相關(guān)性不顯著。另外也可以反映了我國上市公司在資本結(jié)構(gòu)決策時(shí)未充分考慮到公司長(zhǎng)期發(fā)展所要求的資金需求，在融資方面缺乏長(zhǎng)遠(yuǎn)規(guī)劃，從而為股票發(fā)行 “核準(zhǔn)制”下管理層要求主承銷商加強(qiáng)對(duì)推薦上市公司的 “募集資金用途”的監(jiān)督與控制提供了依據(jù)。

5.盈余管理對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響顯著

從表4中可以看出，盈余管理均通過了不同程度的t檢驗(yàn)。我國很多上市公司每年都有大量的重組活動(dòng)，尤其在年末會(huì)使用報(bào)表重組的方式，如果使用積極的盈余管理手法粉飾會(huì)計(jì)報(bào)表，進(jìn)而操縱企業(yè)的業(yè)績(jī)，這顯然會(huì)影響到回歸結(jié)果的解釋力。所以在研究上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響因素時(shí)考慮盈余管理是必要的。

四、結(jié) 論

本文利用了湖南32家非金融類上市公司自2005年到2009年的數(shù)據(jù)資料，將截面數(shù)據(jù)和時(shí)間序列數(shù)據(jù)結(jié)合，采用主成分因子分析和多元線性回歸分析建立了我國上市公司的資本結(jié)構(gòu)模型，運(yùn)用SPSS 11.5對(duì)我國上市公司資本結(jié)構(gòu)的影響因素進(jìn)行了實(shí)證分析，并對(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行計(jì)量經(jīng)濟(jì)檢驗(yàn)。研究得出以下結(jié)論：公司規(guī)模、財(cái)務(wù)困境成本、盈利能力、收益現(xiàn)金流和所得稅與負(fù)債比率正相關(guān)；資產(chǎn)擔(dān)保價(jià)值和非負(fù)債稅盾與負(fù)債比率負(fù)相關(guān)；成長(zhǎng)性對(duì)負(fù)債比率沒有顯著的影響。另外，時(shí)間和盈余管理對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響顯著。筆者建議湖南上市公司應(yīng)結(jié)合自身規(guī)模大小、資產(chǎn)抵押價(jià)值、盈利能力和所面臨的發(fā)展機(jī)會(huì)，確定一個(gè)合理的負(fù)債比率和債務(wù)內(nèi)部結(jié)構(gòu)。湖南上市公司的股本規(guī)模普遍較小，說明其還有利用股票市場(chǎng)融資的空間，還可以充分利用股票市場(chǎng)來籌集權(quán)益資金。湖南上市公司也應(yīng)該努力提高自己的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)，實(shí)現(xiàn)更多的盈利來提高自身的實(shí)力。

［1］肖作平.上市公司資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效互動(dòng)關(guān)系實(shí)證研究［J］.管理科學(xué)，2005 （6）：32－33.

［2］彭柯.我國上市公司資本結(jié)構(gòu)影響因素實(shí)證分析［J］.新金融：2008 （8）：54－55.

［3］向莉.中國企業(yè)長(zhǎng)期資本結(jié)構(gòu)影響因素分析［J］.武漢金融：2010 （5）：26－27.

［4］李子奈.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)［M］.北京：高等教育出版社，2010.

［5］趙衛(wèi)亞.計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)教程［M］.上海：上海財(cái)經(jīng)大學(xué)出版社，2010.

［6］Fama Jensen and N.S Majluf，1984，“Corporate Financing and Investment Decisions when Firms Have Information Investors Do Not Have”，Journal of Financial Economics13，846－862.

Impact Factors on Capital Structure of Listed Companies in Hunan Province——Based on Methods of Econometrics

YANG Yu－xiang
（Department of Economics and Law，Hengyang normal university，Hengyang Hunan 421002，China）

The decision of the capital structure is the key of enterprise's financing decision，as it directly determines the choice of the financing way of enterprises and the proportion of various financing methods.This paper used econometric methods，and takes the data of the 32listed companies in Hunan province since 2005—2009for samples.Through main components factor analysis and multiple regression analyses，a capital structure mode of Hunan listed company is established，and making econometric testing to the mode.The result indicates that company scale，financial dilemma cost and profit ability，proceeds cash flow and income tax and liabilities ratio are related.The assets guarantees value and non－liabilities tax shield and liabilities ratio negative are related，and the growth on China's capital structure has no significant effect.In addition，time and earning management influence on the choice of capital structure significantly.

capital structure；listed company；impact factor

F830

A

1673－0313（2011）05－0032－05

2011－07－26

衡陽師范學(xué)院教學(xué)改革研究項(xiàng)目 （jy201124）。

陽玉香 （1979—），女，湖南衡陽人，講師，從事計(jì)量經(jīng)濟(jì)學(xué)研究。