資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效的關(guān)系研究

一、引言

近幾年來(lái)，浙江經(jīng)濟(jì)的快速發(fā)展和國(guó)有企業(yè)改革的不斷深入，為浙江省進(jìn)一步發(fā)展和利用資本市場(chǎng)創(chuàng)造了有利的條件。浙江省作為中國(guó)的經(jīng)濟(jì)強(qiáng)省，自從第一家上市公司到2013年12月31日，已經(jīng)擁有超過(guò)300家上市公司，上市公司結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，也涌現(xiàn)了一批龍頭骨干企業(yè)，如：?？低暋幉ǜ?、寧波銀行、浙江龍盛、正泰電器、新湖中寶、大華股份等一批上市公司利用證券市場(chǎng)的融資和資源配置功能，企業(yè)規(guī)模、經(jīng)營(yíng)能力、業(yè)務(wù)收入、市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)力得到顯著增強(qiáng)，成為所在行業(yè)或本地區(qū)的龍頭骨干企業(yè)，正日益發(fā)揮出更大的帶動(dòng)作用。隨著我國(guó)資本市場(chǎng)的不斷完善和發(fā)展，有關(guān)資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效問(wèn)題的研究，成為了理論界和實(shí)務(wù)界研究的重點(diǎn)課題?？梢姡瑢?duì)于浙江上市公司資本結(jié)構(gòu)與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系進(jìn)行研究，進(jìn)而對(duì)資本結(jié)構(gòu)的合理性以及如何優(yōu)化其資本結(jié)構(gòu)來(lái)提升經(jīng)營(yíng)績(jī)效進(jìn)行探討具有一定的理論和現(xiàn)實(shí)意義，是一個(gè)值得研究的課題。

二、文獻(xiàn)回顧

國(guó)外學(xué)者對(duì)資本結(jié)構(gòu)理論的研究起源于20世紀(jì)50年代，其中，著名的MM模型開創(chuàng)了現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論的新篇章。目前國(guó)外資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系的研究主要從財(cái)務(wù)杠桿效應(yīng)和公司治理效應(yīng)兩個(gè)角度進(jìn)行分析。國(guó)內(nèi)學(xué)者關(guān)于資本結(jié)構(gòu)理論的研究起步比較晚，基本上都是在借鑒西方資本結(jié)構(gòu)理論研究成果的基礎(chǔ)上，結(jié)合我國(guó)特殊的制度背景和市場(chǎng)環(huán)境對(duì)某一行業(yè)或地區(qū)進(jìn)行有針對(duì)性的實(shí)證研究。

1.債務(wù)結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系文獻(xiàn)綜述

國(guó)外的研究大都表明，財(cái)務(wù)杠桿與經(jīng)營(yíng)績(jī)效正相關(guān)。Kin（1994）和Stule（1997）認(rèn)為，公司宣布發(fā)行債務(wù)時(shí)股票價(jià)格上升[1]；Masuliscomett（1988）和Travol（2000）認(rèn)為當(dāng)公司將債務(wù)轉(zhuǎn)化為權(quán)益是股票幾個(gè)上漲，將股票轉(zhuǎn)化為債務(wù)時(shí)股票價(jià)格下降；Lys（1985）和Isreal（1988）等的實(shí)證研究表明，財(cái)務(wù)杠桿與企業(yè)價(jià)值正相關(guān)。國(guó)內(nèi)關(guān)于資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效關(guān)系的文獻(xiàn)中，對(duì)兩者關(guān)系的研究尚無(wú)確定的結(jié)論。李義超、蔣振身（2001）上市公司與公司績(jī)效的實(shí)證分析一文中，分析得出了托賓Q與賬面資產(chǎn)的資產(chǎn)負(fù)債率呈顯著負(fù)相關(guān)關(guān)系[2]。肖作平（2004）在上市公司與公司績(jī)效互動(dòng)關(guān)系實(shí)證研究中，得出了財(cái)務(wù)杠桿與公司績(jī)效之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系[3]。沈麗君等（2014）根據(jù)創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，以凈資產(chǎn)收益率為公司績(jī)效的衡量指標(biāo)，以資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資產(chǎn)負(fù)債率作為資本結(jié)構(gòu)的替代變量，研究證實(shí)了資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效正相關(guān)，存在自有資本結(jié)構(gòu)。

不管是國(guó)內(nèi)研究還是國(guó)外研究，由于所選研究樣本的差異、研究方法的差異和績(jī)效衡量指標(biāo)的差異，資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效之間究竟是無(wú)確定關(guān)系、正相關(guān)關(guān)系還是負(fù)相關(guān)關(guān)系，至少到目前為止還沒有定論，但是不難發(fā)現(xiàn)，負(fù)相關(guān)關(guān)系明顯占據(jù)上風(fēng)。

2.股本集中度與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系文獻(xiàn)回顧

由于國(guó)外上市公司大多股權(quán)高度分散，國(guó)外學(xué)者更多的關(guān)注股權(quán)集中度、內(nèi)部人持股與經(jīng)營(yíng)績(jī)效的關(guān)系。如Lauterbach和Vaninsky（1999）通過(guò)對(duì)280家以色列上市公司的實(shí)證分析，以實(shí)證結(jié)果表明現(xiàn)代企業(yè)組織形式，即公司股權(quán)的分散化和公司由職業(yè)經(jīng)理人經(jīng)營(yíng)是能夠提高公司績(jī)效的[1]。

與國(guó)外理論研究相比，我國(guó)學(xué)者的研究除包括公司股權(quán)集中度以及第一大股東的持股比例對(duì)公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效的影響外，針對(duì)我國(guó)經(jīng)濟(jì)體系的特點(diǎn)，還包括對(duì)國(guó)有股、法人股、流通股的影響的區(qū)分性研究。

許小年、王燕（1997）以資產(chǎn)收益率（ROA）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）和市凈率（MBR）作為衡量公司績(jī)效的指標(biāo)，采用實(shí)證的方法證明了股權(quán)集中與公司業(yè)績(jī)呈現(xiàn)正相關(guān)[4]。孫永祥和黃祖輝（1999）用托賓Q值作為公司業(yè)績(jī)的衡量指標(biāo)，證明了隨著第一大股東的持股比例的上升，公司業(yè)績(jī)先上升，在超過(guò)50%之后下降，呈現(xiàn)凸形，公司價(jià)值是第一大股東的持股比例的二次函數(shù)。唐瑞明等（2014）以托賓Q值作為公司績(jī)效的衡量指標(biāo)，基于創(chuàng)業(yè)板上市公司數(shù)據(jù)，驗(yàn)證了流通股比例與公司績(jī)效負(fù)相關(guān)，股權(quán)集中度與公司績(jī)效正相關(guān)[5]。

三、研究設(shè)計(jì)

1.研究假設(shè)

根據(jù)已有的文獻(xiàn)，在當(dāng)前對(duì)負(fù)債比例與公司績(jī)效的關(guān)系還沒有一個(gè)定論的情況下，根據(jù)浙江省上市公司的發(fā)展?fàn)顩r及資本市場(chǎng)狀況，提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：資產(chǎn)負(fù)債率與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系

股權(quán)集中度是衡量股權(quán)集中或分散程度的指標(biāo)。包括3種類型：一是股權(quán)高度集中，公司擁有一個(gè)控股股東，該股東對(duì)公司擁有絕對(duì)控制權(quán)；二是股權(quán)高度分散，公司沒有大股東，所有權(quán)與經(jīng)營(yíng)權(quán)基本完全分離；三是股權(quán)適度集中，公司擁有較大的相對(duì)控股股東，同時(shí)還有其他大股。

本文假設(shè)股權(quán)集中度與公司績(jī)效之間存在線性關(guān)系，流通股比例與公司績(jī)效之間存在負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2.1：股權(quán)集中度以赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量，其中赫芬達(dá)爾指數(shù)是指前三大股東比例的平方和，與公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2.2：股權(quán)集中度以第一大股東持股比例衡量與公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系。

假設(shè)2.3：流通股比例與凈資產(chǎn)收益率呈正相關(guān)關(guān)系。

2.樣本選取

本文基于2013年底浙江省上市公司公布的年報(bào)數(shù)據(jù)，剔除了業(yè)績(jī)過(guò)差的ST和PT公司，選取了2013年在滬深兩市上市的浙江省上市公司所有的樣本共223家。本文實(shí)證分析所用到的數(shù)據(jù)均是從國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)中年報(bào)數(shù)據(jù)整理而得。統(tǒng)計(jì)的全過(guò)程通過(guò)EXCEL對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行初步處理后，采用SPSS17.0對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行回歸分析，得到最后的回歸結(jié)果。

3.變量選取

本文選取凈資產(chǎn)收益率作為公司績(jī)效的替代變量?？紤]到數(shù)據(jù)的可得性，可使用凈資產(chǎn)收益率和托賓Q值兩個(gè)指標(biāo)來(lái)反映公司績(jī)效，但由于我國(guó)的市場(chǎng)機(jī)制不是很完善，大量非流通股的存在，企業(yè)的重置成本很難用數(shù)據(jù)準(zhǔn)確衡量，故本文選取凈資產(chǎn)收益率（ROE）作為公司績(jī)效變量。資本結(jié)構(gòu)包括了債務(wù)結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)兩個(gè)方面，本文采用了資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）作為債務(wù)結(jié)構(gòu)的替代變量，第一大股東比例（CR）、赫芬達(dá)爾指數(shù)（HERF）、流通股比例（CPS）作為股權(quán)結(jié)構(gòu)的替代變量。此外，一個(gè)現(xiàn)實(shí)環(huán)境中的公司績(jī)效還受公司的規(guī)模、公S司的成長(zhǎng)性等因素的影響。因此，我們選取了公司規(guī)?？傎Y產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)（AEEST）、收入增長(zhǎng)率（GROWTH）作為控制變量。endprint

4.模型構(gòu)建

根據(jù)假設(shè)和理論分析，在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，本文首先構(gòu)建一個(gè)多元線性回歸方程，利用SPSS17.0軟件對(duì)各個(gè)變量與公司績(jī)效進(jìn)行回歸擬合，并采用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)（T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)）來(lái)確定其相關(guān)顯著性。為檢驗(yàn)本文提出的假設(shè)，構(gòu)造如下回歸模型

ROE=βO+β1LEV+β2CPS+β3+HERF+β4CR+β5ASSETS+β6GROWTH+η（4.3）

其中ROE為公司績(jī)效指標(biāo)；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率；CPS是指流通股比例；HERF以赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量，其中赫芬達(dá)爾指數(shù)是指前大股東比例的平方和；CR是指第一大股東比例；βO是待估截距項(xiàng)；β1是LEV的一次項(xiàng)系數(shù)；β2是CPS的二次項(xiàng)系數(shù)；β3是HERF的一次項(xiàng)系數(shù)；β4是CR的二次項(xiàng)系數(shù)；β5是ASSETS的一次項(xiàng)系數(shù)；β6是GROWTH的一次項(xiàng)系數(shù)；β1β2β3β4β5β6為待估回歸系數(shù)；η是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文對(duì)本浙江省上市公司2013年的樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，并對(duì)相應(yīng)的指標(biāo)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析用以表明浙江省上市公司的各指標(biāo)量的分布情況，其中包括：最大值、最小值、均值、方差、標(biāo)準(zhǔn)差等。

表1 回歸分析變量描述性分析統(tǒng)計(jì)圖

從表1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中我們可以得浙江省上市公司資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀的一些基本結(jié)論：

（1）因變量?jī)糍Y產(chǎn)報(bào)酬率平均值為7.39%，樣本標(biāo)準(zhǔn)差較小，變量整體較穩(wěn)定；

（2）自變量資產(chǎn)負(fù)債率最小為4.44%，最大為94.54%，平均值35.38%，標(biāo)準(zhǔn)差20.45%。這反映了資產(chǎn)負(fù)債率的變化幅度較大，比較全面地反映了浙江省上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率的情況。從流通股比例來(lái)看，最小值為6.13%，最大值為100%，平均值為70.75%，體現(xiàn)了抽樣的隨機(jī)性，符合隨機(jī)抽樣原則，能較全面地反映浙江省上市公司的整體狀況。前三大股東股份比例的平方和也成為赫芬達(dá)爾指數(shù)，其均值為17.02%，標(biāo)準(zhǔn)差10.22%，說(shuō)明各公司之間前三大股東所占股份比例的差異較明顯，浙江省上市公司普遍存在一到兩個(gè)支配性的大股東，而其他股東較為分散。第一大股東持股比例最小值為4.49%，最大值為78.01%，平均值為35.98%，標(biāo)準(zhǔn)差14.11%，變動(dòng)幅度不大。

2.實(shí)證結(jié)果分析

表2 回歸分析結(jié)果

注：表中***表示在1%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著；**表示在5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著；*表示在10%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著。

通過(guò)SPSS17.0對(duì)浙江省上市公司2014年相關(guān)數(shù)據(jù)：凈資產(chǎn)收益率（ROE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、赫芬達(dá)爾指數(shù)（HERF）、第一大股東比例（CR）、公司規(guī)模（LNASSET）、收入增長(zhǎng)率（GROWTH）等回歸分析得到如下分析結(jié)果：

由表2中表明，在模型（4.1）中相關(guān)系數(shù)R=0.483，R2=0.233，調(diào)整后R2=0.212，說(shuō)明此模型中被因變量?jī)糍Y產(chǎn)收益率（ROE）與自變量以及控制變量的總體相關(guān)性較好，擬合度也比較高。通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可以看出，方程的F檢驗(yàn)的p值為0.000小于0.05，通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)，資本結(jié)構(gòu)變量與公司績(jī)效的方程成立。

在此模型中，顯著水平在1%以下的是資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）和凈資產(chǎn)收益率（ROE），可以表明浙江省上市公司的資本結(jié)構(gòu)與績(jī)效顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1成立，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）每提高一個(gè)百分點(diǎn)，凈資產(chǎn)收益率（ROE）降低0.112個(gè)百分點(diǎn)。

流通股比例（CSP）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）之間的回歸結(jié)果顯示對(duì)不同上市公司兩者并無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，也未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。

回歸模型中herf的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)，說(shuō)明赫芬達(dá)爾指數(shù)與凈資產(chǎn)收益率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2.1成立。

回歸模型中CR的系數(shù)為正，且通過(guò)5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)，說(shuō)明股權(quán)集中度指標(biāo)第一大股東比例和凈資產(chǎn)報(bào)酬率之間正相關(guān)關(guān)系，第一大股東的增加1個(gè)百分點(diǎn)，凈資產(chǎn)收益率增加0.104個(gè)百分點(diǎn)，因此假設(shè)2.2成立。

公司收入增長(zhǎng)率（GROWTH）與公司績(jī)效（ROE）之間的正相關(guān)關(guān)系通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明公司收入增長(zhǎng)率與公司績(jī)效顯著相關(guān)，且呈正相關(guān)關(guān)系；凈資產(chǎn)收益率（ROE）和總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值（ASSET）通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明浙江省上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和公司規(guī)模大小有顯著正相關(guān)關(guān)系，相比資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度，兩者對(duì)公司績(jī)效的影響并不大。

五、結(jié)論及建議

本文通過(guò)對(duì)223家浙江省上市公司2013年的資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，得出以下結(jié)論建議：

浙江省上市公司資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，上市公司負(fù)債率越高，成本增加，凈資產(chǎn)投資回報(bào)率越低。流通股比例與上市公司績(jī)效之間無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，數(shù)據(jù)分析與理論推理不一致，可能是由于流通股比例對(duì)上市公司績(jī)效的影響還受到公司決策機(jī)制、治理結(jié)構(gòu)機(jī)制等諸多因素的影響。股權(quán)集中度指標(biāo)赫芬達(dá)爾指數(shù)（前三大股東只股比例平方和）與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而第一大股東持股比例與公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明浙江省上市公司中，適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，相對(duì)于高度分散和高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，更有利于公司治理機(jī)制的發(fā)揮，從而使公司治理效率最大化。在現(xiàn)有條件下和研究的數(shù)據(jù)范圍內(nèi)，提高第一大股東持股比例，降低赫芬達(dá)爾指數(shù)可以提高公司績(jī)效。

參考文獻(xiàn)：

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[3]李義超，蔣振身.資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效的實(shí)證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)與經(jīng)濟(jì)研究，2001年第2期：118-120.

[2]許小年，王燕.中國(guó)上市公司的所有制與公司治理[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2000年：106-107.

[3]肖作平.資本結(jié)構(gòu)影響因素和雙向效應(yīng)動(dòng)態(tài)模型——來(lái)自中國(guó)上市公司面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].會(huì)計(jì)研究.2004（2）：85-89

[4]陳小悅，徐曉東.資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)績(jī)效與投資者利益保護(hù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001年第11期：3-11.

[5]郭延孟.我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)業(yè)績(jī)相關(guān)性實(shí)證研究[J].企業(yè)研究，2014（1）：7-9.

作者簡(jiǎn)介：王慧娟（1990- ），女，漢族，浙江常山，杭州電子科技大學(xué)，會(huì)計(jì)學(xué)碩士研究生，會(huì)計(jì)理論與方法endprint

4.模型構(gòu)建

根據(jù)假設(shè)和理論分析，在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，本文首先構(gòu)建一個(gè)多元線性回歸方程，利用SPSS17.0軟件對(duì)各個(gè)變量與公司績(jī)效進(jìn)行回歸擬合，并采用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)（T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)）來(lái)確定其相關(guān)顯著性。為檢驗(yàn)本文提出的假設(shè)，構(gòu)造如下回歸模型

ROE=βO+β1LEV+β2CPS+β3+HERF+β4CR+β5ASSETS+β6GROWTH+η（4.3）

其中ROE為公司績(jī)效指標(biāo)；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率；CPS是指流通股比例；HERF以赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量，其中赫芬達(dá)爾指數(shù)是指前大股東比例的平方和；CR是指第一大股東比例；βO是待估截距項(xiàng)；β1是LEV的一次項(xiàng)系數(shù)；β2是CPS的二次項(xiàng)系數(shù)；β3是HERF的一次項(xiàng)系數(shù)；β4是CR的二次項(xiàng)系數(shù)；β5是ASSETS的一次項(xiàng)系數(shù)；β6是GROWTH的一次項(xiàng)系數(shù)；β1β2β3β4β5β6為待估回歸系數(shù)；η是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文對(duì)本浙江省上市公司2013年的樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，并對(duì)相應(yīng)的指標(biāo)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析用以表明浙江省上市公司的各指標(biāo)量的分布情況，其中包括：最大值、最小值、均值、方差、標(biāo)準(zhǔn)差等。

表1 回歸分析變量描述性分析統(tǒng)計(jì)圖

從表1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中我們可以得浙江省上市公司資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀的一些基本結(jié)論：

（1）因變量?jī)糍Y產(chǎn)報(bào)酬率平均值為7.39%，樣本標(biāo)準(zhǔn)差較小，變量整體較穩(wěn)定；

（2）自變量資產(chǎn)負(fù)債率最小為4.44%，最大為94.54%，平均值35.38%，標(biāo)準(zhǔn)差20.45%。這反映了資產(chǎn)負(fù)債率的變化幅度較大，比較全面地反映了浙江省上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率的情況。從流通股比例來(lái)看，最小值為6.13%，最大值為100%，平均值為70.75%，體現(xiàn)了抽樣的隨機(jī)性，符合隨機(jī)抽樣原則，能較全面地反映浙江省上市公司的整體狀況。前三大股東股份比例的平方和也成為赫芬達(dá)爾指數(shù)，其均值為17.02%，標(biāo)準(zhǔn)差10.22%，說(shuō)明各公司之間前三大股東所占股份比例的差異較明顯，浙江省上市公司普遍存在一到兩個(gè)支配性的大股東，而其他股東較為分散。第一大股東持股比例最小值為4.49%，最大值為78.01%，平均值為35.98%，標(biāo)準(zhǔn)差14.11%，變動(dòng)幅度不大。

2.實(shí)證結(jié)果分析

表2 回歸分析結(jié)果

注：表中***表示在1%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著；**表示在5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著；*表示在10%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著。

通過(guò)SPSS17.0對(duì)浙江省上市公司2014年相關(guān)數(shù)據(jù)：凈資產(chǎn)收益率（ROE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、赫芬達(dá)爾指數(shù)（HERF）、第一大股東比例（CR）、公司規(guī)模（LNASSET）、收入增長(zhǎng)率（GROWTH）等回歸分析得到如下分析結(jié)果：

由表2中表明，在模型（4.1）中相關(guān)系數(shù)R=0.483，R2=0.233，調(diào)整后R2=0.212，說(shuō)明此模型中被因變量?jī)糍Y產(chǎn)收益率（ROE）與自變量以及控制變量的總體相關(guān)性較好，擬合度也比較高。通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可以看出，方程的F檢驗(yàn)的p值為0.000小于0.05，通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)，資本結(jié)構(gòu)變量與公司績(jī)效的方程成立。

在此模型中，顯著水平在1%以下的是資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）和凈資產(chǎn)收益率（ROE），可以表明浙江省上市公司的資本結(jié)構(gòu)與績(jī)效顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1成立，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）每提高一個(gè)百分點(diǎn)，凈資產(chǎn)收益率（ROE）降低0.112個(gè)百分點(diǎn)。

流通股比例（CSP）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）之間的回歸結(jié)果顯示對(duì)不同上市公司兩者并無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，也未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。

回歸模型中herf的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)，說(shuō)明赫芬達(dá)爾指數(shù)與凈資產(chǎn)收益率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2.1成立。

回歸模型中CR的系數(shù)為正，且通過(guò)5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)，說(shuō)明股權(quán)集中度指標(biāo)第一大股東比例和凈資產(chǎn)報(bào)酬率之間正相關(guān)關(guān)系，第一大股東的增加1個(gè)百分點(diǎn)，凈資產(chǎn)收益率增加0.104個(gè)百分點(diǎn)，因此假設(shè)2.2成立。

公司收入增長(zhǎng)率（GROWTH）與公司績(jī)效（ROE）之間的正相關(guān)關(guān)系通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明公司收入增長(zhǎng)率與公司績(jī)效顯著相關(guān)，且呈正相關(guān)關(guān)系；凈資產(chǎn)收益率（ROE）和總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值（ASSET）通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明浙江省上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和公司規(guī)模大小有顯著正相關(guān)關(guān)系，相比資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度，兩者對(duì)公司績(jī)效的影響并不大。

五、結(jié)論及建議

本文通過(guò)對(duì)223家浙江省上市公司2013年的資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，得出以下結(jié)論建議：

浙江省上市公司資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，上市公司負(fù)債率越高，成本增加，凈資產(chǎn)投資回報(bào)率越低。流通股比例與上市公司績(jī)效之間無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，數(shù)據(jù)分析與理論推理不一致，可能是由于流通股比例對(duì)上市公司績(jī)效的影響還受到公司決策機(jī)制、治理結(jié)構(gòu)機(jī)制等諸多因素的影響。股權(quán)集中度指標(biāo)赫芬達(dá)爾指數(shù)（前三大股東只股比例平方和）與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而第一大股東持股比例與公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明浙江省上市公司中，適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，相對(duì)于高度分散和高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，更有利于公司治理機(jī)制的發(fā)揮，從而使公司治理效率最大化。在現(xiàn)有條件下和研究的數(shù)據(jù)范圍內(nèi)，提高第一大股東持股比例，降低赫芬達(dá)爾指數(shù)可以提高公司績(jī)效。

參考文獻(xiàn)：

[1]Beni Lauerbach，Alexander Vaninsky. Ownership Structure and Firm Performance： Evidence from Israel[J]. Journal of Management and Governance，1999：189-201.

[3]李義超，蔣振身.資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)績(jī)效的實(shí)證分析[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)與經(jīng)濟(jì)研究，2001年第2期：118-120.

[2]許小年，王燕.中國(guó)上市公司的所有制與公司治理[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2000年：106-107.

[3]肖作平.資本結(jié)構(gòu)影響因素和雙向效應(yīng)動(dòng)態(tài)模型——來(lái)自中國(guó)上市公司面板數(shù)據(jù)的證據(jù)[J].會(huì)計(jì)研究.2004（2）：85-89

[4]陳小悅，徐曉東.資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)績(jī)效與投資者利益保護(hù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001年第11期：3-11.

[5]郭延孟.我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)業(yè)績(jī)相關(guān)性實(shí)證研究[J].企業(yè)研究，2014（1）：7-9.

作者簡(jiǎn)介：王慧娟（1990- ），女，漢族，浙江常山，杭州電子科技大學(xué)，會(huì)計(jì)學(xué)碩士研究生，會(huì)計(jì)理論與方法endprint

4.模型構(gòu)建

根據(jù)假設(shè)和理論分析，在借鑒前人研究的基礎(chǔ)上，本文首先構(gòu)建一個(gè)多元線性回歸方程，利用SPSS17.0軟件對(duì)各個(gè)變量與公司績(jī)效進(jìn)行回歸擬合，并采用標(biāo)準(zhǔn)參數(shù)（T檢驗(yàn)和F檢驗(yàn)）來(lái)確定其相關(guān)顯著性。為檢驗(yàn)本文提出的假設(shè)，構(gòu)造如下回歸模型

ROE=βO+β1LEV+β2CPS+β3+HERF+β4CR+β5ASSETS+β6GROWTH+η（4.3）

其中ROE為公司績(jī)效指標(biāo)；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率；CPS是指流通股比例；HERF以赫芬達(dá)爾指數(shù)衡量，其中赫芬達(dá)爾指數(shù)是指前大股東比例的平方和；CR是指第一大股東比例；βO是待估截距項(xiàng)；β1是LEV的一次項(xiàng)系數(shù)；β2是CPS的二次項(xiàng)系數(shù)；β3是HERF的一次項(xiàng)系數(shù)；β4是CR的二次項(xiàng)系數(shù)；β5是ASSETS的一次項(xiàng)系數(shù)；β6是GROWTH的一次項(xiàng)系數(shù)；β1β2β3β4β5β6為待估回歸系數(shù)；η是隨機(jī)誤差項(xiàng)。

四、實(shí)證結(jié)果與分析

1.描述性統(tǒng)計(jì)分析

本文對(duì)本浙江省上市公司2013年的樣本進(jìn)行統(tǒng)計(jì)，并對(duì)相應(yīng)的指標(biāo)進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)分析用以表明浙江省上市公司的各指標(biāo)量的分布情況，其中包括：最大值、最小值、均值、方差、標(biāo)準(zhǔn)差等。

表1 回歸分析變量描述性分析統(tǒng)計(jì)圖

從表1描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果中我們可以得浙江省上市公司資本結(jié)構(gòu)現(xiàn)狀的一些基本結(jié)論：

（1）因變量?jī)糍Y產(chǎn)報(bào)酬率平均值為7.39%，樣本標(biāo)準(zhǔn)差較小，變量整體較穩(wěn)定；

（2）自變量資產(chǎn)負(fù)債率最小為4.44%，最大為94.54%，平均值35.38%，標(biāo)準(zhǔn)差20.45%。這反映了資產(chǎn)負(fù)債率的變化幅度較大，比較全面地反映了浙江省上市公司的資產(chǎn)負(fù)債率的情況。從流通股比例來(lái)看，最小值為6.13%，最大值為100%，平均值為70.75%，體現(xiàn)了抽樣的隨機(jī)性，符合隨機(jī)抽樣原則，能較全面地反映浙江省上市公司的整體狀況。前三大股東股份比例的平方和也成為赫芬達(dá)爾指數(shù)，其均值為17.02%，標(biāo)準(zhǔn)差10.22%，說(shuō)明各公司之間前三大股東所占股份比例的差異較明顯，浙江省上市公司普遍存在一到兩個(gè)支配性的大股東，而其他股東較為分散。第一大股東持股比例最小值為4.49%，最大值為78.01%，平均值為35.98%，標(biāo)準(zhǔn)差14.11%，變動(dòng)幅度不大。

2.實(shí)證結(jié)果分析

表2 回歸分析結(jié)果

注：表中***表示在1%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著；**表示在5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著；*表示在10%的顯著性水平下t檢驗(yàn)顯著。

通過(guò)SPSS17.0對(duì)浙江省上市公司2014年相關(guān)數(shù)據(jù)：凈資產(chǎn)收益率（ROE）、資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）、赫芬達(dá)爾指數(shù)（HERF）、第一大股東比例（CR）、公司規(guī)模（LNASSET）、收入增長(zhǎng)率（GROWTH）等回歸分析得到如下分析結(jié)果：

由表2中表明，在模型（4.1）中相關(guān)系數(shù)R=0.483，R2=0.233，調(diào)整后R2=0.212，說(shuō)明此模型中被因變量?jī)糍Y產(chǎn)收益率（ROE）與自變量以及控制變量的總體相關(guān)性較好，擬合度也比較高。通過(guò)統(tǒng)計(jì)分析結(jié)果可以看出，方程的F檢驗(yàn)的p值為0.000小于0.05，通過(guò)假設(shè)檢驗(yàn)，資本結(jié)構(gòu)變量與公司績(jī)效的方程成立。

在此模型中，顯著水平在1%以下的是資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）和凈資產(chǎn)收益率（ROE），可以表明浙江省上市公司的資本結(jié)構(gòu)與績(jī)效顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，假設(shè)1成立，資產(chǎn)負(fù)債率（LEV）每提高一個(gè)百分點(diǎn)，凈資產(chǎn)收益率（ROE）降低0.112個(gè)百分點(diǎn)。

流通股比例（CSP）與凈資產(chǎn)收益率（ROE）之間的回歸結(jié)果顯示對(duì)不同上市公司兩者并無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，也未通過(guò)顯著性水平檢驗(yàn)。

回歸模型中herf的系數(shù)為負(fù)，且通過(guò)5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)，說(shuō)明赫芬達(dá)爾指數(shù)與凈資產(chǎn)收益率呈顯著正相關(guān)關(guān)系，假設(shè)2.1成立。

回歸模型中CR的系數(shù)為正，且通過(guò)5%的顯著性水平下t檢驗(yàn)，說(shuō)明股權(quán)集中度指標(biāo)第一大股東比例和凈資產(chǎn)報(bào)酬率之間正相關(guān)關(guān)系，第一大股東的增加1個(gè)百分點(diǎn)，凈資產(chǎn)收益率增加0.104個(gè)百分點(diǎn)，因此假設(shè)2.2成立。

公司收入增長(zhǎng)率（GROWTH）與公司績(jī)效（ROE）之間的正相關(guān)關(guān)系通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明公司收入增長(zhǎng)率與公司績(jī)效顯著相關(guān)，且呈正相關(guān)關(guān)系；凈資產(chǎn)收益率（ROE）和總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)值（ASSET）通過(guò)1%水平下的顯著性檢驗(yàn)，說(shuō)明浙江省上市公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效和公司規(guī)模大小有顯著正相關(guān)關(guān)系，相比資產(chǎn)負(fù)債率、股權(quán)集中度，兩者對(duì)公司績(jī)效的影響并不大。

五、結(jié)論及建議

本文通過(guò)對(duì)223家浙江省上市公司2013年的資本結(jié)構(gòu)與公司績(jī)效相關(guān)數(shù)據(jù)進(jìn)行了回歸分析，得出以下結(jié)論建議：

浙江省上市公司資產(chǎn)負(fù)債率對(duì)公司績(jī)效呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，上市公司負(fù)債率越高，成本增加，凈資產(chǎn)投資回報(bào)率越低。流通股比例與上市公司績(jī)效之間無(wú)顯著相關(guān)關(guān)系，數(shù)據(jù)分析與理論推理不一致，可能是由于流通股比例對(duì)上市公司績(jī)效的影響還受到公司決策機(jī)制、治理結(jié)構(gòu)機(jī)制等諸多因素的影響。股權(quán)集中度指標(biāo)赫芬達(dá)爾指數(shù)（前三大股東只股比例平方和）與公司績(jī)效存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，而第一大股東持股比例與公司績(jī)效呈正相關(guān)關(guān)系，這說(shuō)明浙江省上市公司中，適度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，相對(duì)于高度分散和高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)，更有利于公司治理機(jī)制的發(fā)揮，從而使公司治理效率最大化。在現(xiàn)有條件下和研究的數(shù)據(jù)范圍內(nèi)，提高第一大股東持股比例，降低赫芬達(dá)爾指數(shù)可以提高公司績(jī)效。

參考文獻(xiàn)：

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[2]許小年，王燕.中國(guó)上市公司的所有制與公司治理[M].北京：中國(guó)人民大學(xué)出版社，2000年：106-107.

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[4]陳小悅，徐曉東.資本結(jié)構(gòu)、企業(yè)績(jī)效與投資者利益保護(hù)[J].經(jīng)濟(jì)研究，2001年第11期：3-11.

[5]郭延孟.我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)與企業(yè)業(yè)績(jī)相關(guān)性實(shí)證研究[J].企業(yè)研究，2014（1）：7-9.

作者簡(jiǎn)介：王慧娟（1990- ），女，漢族，浙江常山，杭州電子科技大學(xué)，會(huì)計(jì)學(xué)碩士研究生，會(huì)計(jì)理論與方法endprint