主板上市公司资本结构对营运能力影响的研究

李瑞婕，王世文

(苏州科技大学，江苏苏州215000)

一、 引言

由于我国资本市场发展起步相对较晚，银行贷款一直是我国企业融资的主要方式。 融资结构失衡使我国上市公司资本结构存在许多不合理的地方。 资本结构的不合理，不利于企业有效利用资金。 随着市场机制的不断完善和发展，企业融资渠道和方式不断拓宽，资本结构优化成为影响企业未来经营发展的关键一环。 为提高资金使用效率以提高经营能力，上市公司应改善资本结构使其与营运能力相适应，以此促进公司经营发展。 现有研究文献重点探讨了资本结构与公司价值的关系，而公司价值与公司营运能力具有较强相关关系，还需对其影响程度与方向进行具体确定。

在以米勒－莫迪利安尼理论模型(简称MM 理论)为核心的资本结构与公司价值关系研究的基础上，本文以资本结构为自变量，探究其对公司营运能力是否存在显著影响。 此外，由于上市公司所有制性质不同，国企和非国企之间股权结构和管理政策存在一定差异，需要对不同所有制的具体情况进行分类研究。 本文选取截至2018 年12 月31 日的1831家A 股上市公司数据为初始研究样本，并剔除金融保险类上市公司及ST、*ST 等交易状态异常的上市公司，相关数据均来源于CSMAR 数据库。 依据实际控制人所有制性质，分别构建国企和非国企营运能力关于资本结构的多元回归方程进行比较分析。

二、 理论分析与研究假说

资本结构对公司价值影响的研究自MM 理论开始层出不穷，已有关于上市公司资本结构与公司价值或绩效的相关研究，学术界所得的结论也并不一致，资本结构对公司价值和绩效的影响可能是正向、负向或倒U 型关系。

陈小悦和徐晓东(2001)截面分析深圳证券交易所A 股股票，以主营业务资产收益率代表公司绩效，分行业分析(将所有行业分为两大类:保护性行业和非保护性行业)，发现流通股比例、长期财务杠杆与企业绩效之间不存在显著正相关关系，但在非保护性行业(除能源化工类行业外)中，第一大股东的持股比例与企业业绩显著正相关。 汪辉(2003)以托宾

q

值为被解释变量，发现公司债务融资率与市场价值之间存在显著正相关关系。 Berger 和Bonaccorsi(2005)、Margaritis和Psillaki(2009)均发现财务杠杆对公司绩效有积极影响。王凤(2007)以中国旅游业上市公司为样本，回归分析各年度托宾

q

值和净资产收益率，发现旅游上市公司的资产负债率与企业绩效显著正相关。 姚德权和陈晓霞(2008)以中国传媒上市公司为样本，同样用净资产利润率作为衡量公司绩效的指标，研究发现传媒上市公司资产负债率与公司绩效呈显著正相关。李义超和蒋振声(2001)截面分析1992 年底前国内上市的31 家公司，验证了资产负债率与托宾

q

值之间存在显著负相关关系。 肖作平(2003)以托宾

q

值代表公司价值，发现资产负债率与公司价值呈负相关关系。 曹廷求等(2014)利用三个年度的面板数据进行计量检验，发现资产负债率的提高对公司业绩产生了负面影响。李露(2016)通过研究沪市上市企业的样本数据，发现资产负债率与企业价值(托宾

q

值)之间呈倒U 型曲线关系。李勇(2019)以中国房地产上市公司为样本，同样发现资产负债率与企业价值(托宾

q

值)之间呈倒U 型曲线关系。

关于公司营运能力的分析，现有文献主要是将营运能力作为解释变量，分析其对盈利能力或绩效的影响。 李治堂和宋佳(2012)发现中国传媒类上市公司应收账款周转率对资产收益率有显著正向影响，即营运能力的提高有助于促进盈利能力的提高。 鲍长生等(2015)以上海制造业上市公司为样本，验证了固定资产营运能力对盈利能力有显著正向影响。 所以公司价值与公司营运能力存在相关关系。

根据以上文献研究发现，资本结构对公司价值或绩效存在显著影响。 由于公司价值或绩效与其营运能力存在相关关系，资本结构可能对营运能力也存在重要影响。 利用现有文献描述资本结构的指标:资产负债率(DAR)、有形资产负债率(FDAR)、流动负债率(SDAR)、产权比率(CQ)分析对营运能力(股东权益周转率)的影响，提出相应假设:

H1:上市公司资产负债率与营运能力呈正相关关系。

由表1 数据可发现我国绝大多数上市公司资产负债率保持在0.8 以下。 随资产负债率增加，股东权益周转率均值也在不断增加。 据此推测，上市公司资产负债率与营运能力存在正相关关系。

表1 上市公司不同资产负债率下股东权益周转率均值

资产负债率 0～0.2 0.2～0.4 0.4～0.6 0.6～0.8 大于0.8上市公司个数 195 504 594 357 87股东权益周转率均值 0.581128 1.013425 1.301304 2.293635 7.288603

H2:上市公司有形资产负债率与经营能力呈正相关关系。

由表2 数据可发现我国绝大多数上市公司有形资产负债率保持在0.9 以下，随有形资产负债率增加，股东权益周转率也在增加。 但当有形资产负债率高于1 时，股东权益周转率出现下降。 据此推测，有形资产负债率在合理范围内时，上市公司有形资产负债率与经营能力存在正相关关系。

表2 上市公司不同有形资产负债率下股东权益周转率均值

有形资产负债率 0～0.3 0.3～0.6 0.6～0.9 0.9～1.2 大于1.2上市公司个数 383 772 509 60 17股东权益周转率均值 0.754044 1.185024 2.11889 8.213368 5.777012

H3:上市公司流动负债率与经营能力呈正相关关系。

由表3 数据可发现我国上市公司负债水平中短期负债比率高，即流动负债率高，大多数公司流动负债率在0.8～1.0水平区间内，同时，随流动负债率的增加，股东权益周转率也在增加，据此推测上市公司流动负债率与经营能力存在正相关关系。

表3 上市公司不同流动负债率下股东权益周转率均值

流动负债率 0～0.2 0.2～0.4 0.4～0.6 0.6～0.8 0.8～1.0上市公司个数 9 79 174 405 1073股东权益周转率均值 0.932038 0.587509 1.057357 1.385384 1.931543

H4:上市公司产权比率与经营能力呈正相关关系。

产权比率是负债总额与所有者权益总额之比，产权比率越低，企业自有资本占总资产的比重越大，长期偿债能力越强。 由表4 数据可发现我国上市公司产权比率主要集中在0～2 水平区间内，长期偿债能力较强，同时，随产权比率的增加，股东权益周转率也在增加，据此推测上市公司产权比率与经营能力存在正相关关系。

表4 上市公司不同产权比率下股东权益周转率均值

产权比率 0～2 2～4 4～6 6～8 大于8上市公司个数 1454 198 49 15 25股东权益周转率均值 1.187444 2.478009 3.074952 3.872286 17.88869

三、 描述性统计与模型构建

本文将数据划分为国企与非国企两类进行比较分析，是由于国有企业由政府实际控制，经营发展均受到政府的隐形担保影响，政府通过向其提供更多的优惠政策和保护来为其营造良好的经营环境，使其经营条件总体向好；相比之下，非国有企业的待遇有所差别，其资本结构管理和营运能力的变化可能有所不同。

(一)描述性统计

通过SPSS 进行描述性统计分析，所得结果如表5 所示。

表5 国有和非国有企业变量描述统计

最小值(M) 最大值(X) 平均值(E) 标准偏差 方差国有 非国有 国有 非国有 国有 非国有 国有 非国有 国有 非国有资产负债率 0.049 0.021 0.979 0.985 0.500 0.416 0.199 0.198 0.040 0.039有形资产负债率 0.056 0.023 8.064 2.541 0.554 0.463 0.351 0.242 0.123 0.059流动负债率 0.093 0.112 1.217 1.000 0.769 0.835 0.200 0.170 0.040 0.029产权比率 0.051 0.022 47.125 67.962 1.650 1.297 2.952 3.840 8.713 14.749股东权益周转率 0.034 0.009 38.121 131.885 1.662 1.644 2.350 5.655 5.524 31.982

国有企业的资产负债率和有形资产负债率最小值、最大值和均值均高于非国有企业。 这可能是由于政府的隐形担保降低了国有企业的破产成本，使国有企业的财务风险意识较差，从而负债率偏高。 国有企业和非国有企业流动负债率水平相当，其均值无论在国有企业还是非国有企业中都在0.8左右，处于较高水平，说明我国上市公司的债务融资中短期债务占比较高，短期负债率过高易引发财务风险，不利于企业经营管理。 非国有企业的产权比率和股东权益周转率的方差远大于国有企业，虽然两者股东权益周转率均值较低且都在1.6 左右，国有企业周转率最大值与最小值之间相差一千多倍，而非国有企业股东权益周转率最大值与最小值之间相差一万多倍，说明非国有企业样本中，各公司经营能力有明显差别，方差大小一方面可能是受异常值影响，一方面也可能是受公司所处行业差别和规模大小影响。 其他描述性统计数值均在合理分布范围内。

(二)模型构建

主要变量定义如表6 所示:

表6 变量定义

变量名称 变量符号 变量定义资产负债率 DAR 总负债/总资产有形资产负债率 FDAR 负债总额/(资产总额－无形资产净值)流动负债率 SDAR 流动负债总额/总负债产权比率 CQ 负债总额/所有者权益总额股东权益周转率 Y 销售收入/平均股东权益

根据前文分析与假设构建如下模型:

四、 实证结果分析

(一)相关关系分析

利用SPSS 对我国上市公司国企和非国企数据分别进行相关性分析，所得结果如表7 所示。 由相关分析可知，在国有企业和非国有企业样本中，在0.05 的置信水平下，股东权益周转率与资产负债率、有形资产负债率、流动负债率和产权比率呈正相关关系，初步验证了上文4 项假设成立。 但流动负债率对股东权益周转率的影响程度在国有和非国有企业中存在较大不同，在国有企业样本中，流动负债率在0.01的置信水平下，与股东权益周转率呈正相关关系；在非国有企业样本中，流动负债率在0.05 的置信水平下，与股东权益周转率呈正相关关系，且相关系数为0.069，相关关系微弱。

表7 国有和非国有企业相关性分析

注:表示在置信度(双侧)为0.01 时，相关性是显著的。表示在置信度(双侧)为0.05 时，相关性是显著的。

国有企业股东权益周转率非国有企业股东权益周转率资产负债率 Pearson 相关性 0.404** 0.259**显著性(双尾) 0.000 0.000有形资产负债率 Pearson 相关性 0.257** 0.220**显著性(双尾) 0.000 0.000流动负债率 Pearson 相关性 0.200** 0.069*显著性(双尾) 0.000 0.040产权比率 Pearson 相关性 0.614** 0.612**显著性(双尾) 0.000 0.000

(二)回归结果分析

1. 国有企业样本共线性诊断和回归分析

对国有企业样本各解释变量的共线性诊断结果如表8所示。 共线性诊断发现，虽然不同特征值所对应的条件指数均小于30，但在维度4 上，资产负债率和有形资产负债率的方差比例均大于0.5，说明两变量间存在共线性。

表8 国有企业样本共线性诊断

方差比例维度 特征值 条件指数(常量) 资产负债率有形资产负债率流动负债率 产权比率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

国有企业样本多元回归模型相关系数为0.659，调整后的

R

为0.431，因变量的变化有43.1%可由自变量的变化解释，拟合优度较好。 剩余无法解释的部分主要是因为影响股东权益周转率的因素有很多，而上述模型的自变量只涉及资本结构。 利用方差分析对回归模型进行显著性检验，

F

＝158.326，在置信水平为0.05 的情况下，回归方程通过

F

检验。表9 中，产权比率的

t

＝17.052，显著性 0.000＜0.05，说明产权比率在0.05 的置信水平下对股东权益周转率存在显著性影响。 回归系数

β

为0.43，即产权比率的提高将促进股东权益周转率的提高，提高公司营运能力，验证了假设4 成立。流动负债率的

t

＝8.494，显著性0.000＜0.05，说明流动负债率在0.05 的置信水平下对股东权益周转率存在显著性影响。回归系数

β

为2.694，即流动负债率的提高将促进股东权益周转率的提高，提高公司营运能力，验证了假设3 成立。 资产负债率

t

＝3.771，显著性0.000＜0.05，说明资产负债率在0.05的置信水平下对股东权益周转率存在显著性影响。 回归系数

β

为1.686，即资产负债率的提高将促进股东权益周转率的提高，提高公司营运能力，验证了假设1 成立。

表9 模型系数

注:a 表示因变量股东权益周转率。

模型 非标准化系数 标准系数t 显著性 共线性统计B 标准错误 β 容许 VIF(常量) －1.942 0.326 － －5.960 0.000 － －资产负债率 1.686 0.447 0.143 3.771 0.000 0.477 2.095有形资产负债率 －0.036 0.234 －0.005 －0.156 0.876 0.559 1.789流动负债率 2.694 0.317 0.229 8.494 0.000 0.942 1.062产权比率 0.430 0.025 0.540 17.052 0.000 0.682 1.466

由于前文已发现有形资产负债率与资产负债率存在共线性关系，可以从表9 看出有形资产负债率的

t

＝－0.156，显著性0.876＞0.05，说明有形资产负债率由于共线性原因，无法验证其与股东权益周转率是否存在显著性关系。

2. 非国有企业样本共线性诊断和回归分析

对非国有企业样本各解释变量的共线性诊断结果如表10 所示。 共线性诊断发现，虽然不同特征值所对应的条件指数均小于30，但在维度4 上，资产负债率和有形资产负债率的方差比例均大于0.5，说明两变量间存在共线性。

表10 非国有企业样本共线性诊断

方差比例维度 特征值 条件指数(常量) 资产负债率有形资产负债率流动负债率 产权比率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

非国有企业样本多元回归模型相关系数为0.624，调整后的

R

为0.387，说明因变量的变化有38.7%可由自变量的变化解释，拟合优度相较于国有企业样本数据较差，但仍大于30%。 剩余无法解释的部分主要是因为影响股东权益周转率的因素有很多，而上述模型的自变量只涉及资本结构。利用方差分析对回归模型进行显著性检验，

F

＝139.154，在置信水平为0.05 的情况下，回归方程通过

F

检验。表11 中，产权比率的

t

＝20.826，显著性 0.000＜0.05，说明产权比率在0.05 的置信水平下对股东权益周转率存在显著性影响。 回归系数

β

为0.914，即产权比率的提高将促进股东权益周转率的提高，提高公司营运能力，验证了假设4 成立。同时，通过比较非国有企业样本产权比率的标准化系数和国有企业样本产权比率的标准化系数，0.621＞0.540，可以看出非国有企业的产权比率对股东权益周转率的影响程度更大。

表11 模型系数

注:a 表示因变量股东权益周转率。

模型 非标准化系数 标准系数t 显著性 共线性统计B 标准错误 β 容许 VIF(常量) －2.085 0.931 － －2.239 0.025 － －资产负债率 4.725 1.843 0.166 2.564 0.011 0.167 5.973有形资产负债率 －4.164 1.524 －0.178 －2.732 0.006 0.164 6.090流动负债率 2.998 0.923 0.090 3.250 0.001 0.910 1.099产权比率 0.914 0.044 0.621 20.826 0.000 0.788 1.268

流动负债率的

t

＝3.250，显著性0.001＜0.05，说明流动负债率在0.05 的置信水平下对股东权益周转率存在显著性影响。 回归系数

β

为2.998，即流动负债率的提高将促进股东权益周转率的提高，提高公司营运能力，验证了假设3 成立。同时，通过比较非国有企业样本流动负债率的标准化系数和国有企业样本流动负债率的标准化系数0.090＜0.229，可以看出非国有企业的流动负债率对股东权益周转率的影响程度更小，非国有企业净资本经营能力可能受到更多其他因素的影响。资产负债率的

t

＝2.564，显著性0.011＜0.05，说明资产负债率在0.05 的置信水平下对股东权益周转率存在显著性影响。 回归系数

β

为4.725，即资产负债率的提高将促进股东权益周转率的提高，提高公司营运能力，验证了假设1 成立。同时，通过比较非国有企业样本资产负债率的标准化系数和国有企业样本资产负债率的标准化系数，0.166＞0.143，可以看出非国有企业的资产负债率对股东权益周转率的影响程度更大一些，但两者总体相差不大。与国有企业样本模型相同的是，非国有企业样本模型中资产负债率和有形资产负债率也存在共线性问题。 表11 中有形资产负债率的

t

＝－2.732，显著性0.006 ＜0.05，虽然有形资产负债率的影响显著，但因存在共线性问题，导致其与股东权益周转率存在显著负相关关系，与前文分析所得结论不符。

五、 稳健性检验

为了保证研究结果的稳健性，通过变量替代进行检验。利用总资产周转率替代股东权益周转率。 表12 中 Pearson相关系数为0.443，股东权益周转率与总资产周转率在置信度0.01 的水平下显著正相关，所以用总资产周转率来替代股东权益周转率作为因变量是合理的。

表12 总资产周转率和股东权益周转率相关性

注:表示在置信度(双侧)为0.01 时，相关性是显著的。

总资产周转率 股东权益周转率总资产周转率 Pearson 相关性 1 0.443**显著性(双尾) － 0.000股东权益周转率 Pearson 相关性 0.443** 1显著性(双尾) 0.000 －

以总资产周转率作为因变量，分别对国有企业和非国有企业样本数据进行回归。 表13 结果显示，模型拟合优度下降，但从通过

F

检验后得到的模型依然可以看出资本结构对总资产周转率的正向影响，且观察到资产负债率和流动负债率对总资产周转率存在显著正向影响。

表13 总资产周转率与资本结构回归结果

注:括号内数值为 值；代表在置信度为0.01 时，相关性是显著的。

变量 国有企业总资产周转率 非国有企业总资产周转率资产负债率 0.451**(3.598)0.527**(2.076)有形资产负债率 0.002(0.038)－0.230(－1.096)流动负债率 0.992**(11.145)0.874**(6.886)产权比率 －0.021**(－2.907)0.003(0.576)调整后的R2 0.135 0.055 F 值 33.517** 13.729**

六、 结论与建议

本文以国内主板(剔除金融保险类公司及被ST 的公司)上市公司为研究样本，比较分析国有企业和非国有企业资本结构对其营运能力的影响，得出如下结论:无论在国有企业还是非国有企业中，上市公司资产负债率、有形资产负债率、流动负债率和产权比率均与营运能力呈显著正相关关系，适度提高公司资产负债率、有形资产负债率、流动负债率和产权比率，均有利于提高公司净资本周转率。

基于本文代表资本结构的四个解释变量，对上市公司经营管理提出以下建议:

第一，优化资本结构，注重债务融资与权益融资配比。公司需要合理分配权益融资与债务融资的比例，只有在合理适度的水平下增加负债所占总资产比例，才有利于提高公司净资本周转率，从而提高公司营运能力。

第二，优化债务融资结构，注重长短期债务融资配比。上市公司在确定了合理的资本结构后，应根据自身经营能力，再确定一个合适的负债结构，将长短期负债相结合。 在不过度增加财务风险的同时，保持合理适当流动负债率，降低融资成本，有利于提高公司净资本周转率，从而提高公司营运能力。

第三，融资方式多样化，更多利用公司债券融资。 上市公司可以在保留控制权的情况下，扩大公司债券的融资规模，而增加上市公司发行债券的种类能进一步提高公司债券的流动性和可转换性，减少公司流动性风险。 以此达到合理配置资本结构，提高营运能力的目的。

第四，国家为上市公司提供良好的融资环境，不断推动债券市场发展。 制定合理的发展规划，适度放宽部分行业上市公司的债券发行限制，对于稳步发展我国债券市场至关重要；同时可以促进我国上市公司融资来源由银行向金融市场逐渐过渡，为经营能力良好的上市公司提供更多的融资渠道，使公司的营运资金良性循环。