我國上市公司資本結構影響因素再研究基于分位數(shù)回歸方法的經(jīng)驗研究

1、. 第九組：企業(yè)字數(shù)：6773我國上市公司資本構造影響因素再研究 基于分位數(shù)回歸方法的經(jīng)歷研究珍 李 珍 女 1986年12月，西南財經(jīng)大學統(tǒng)計學院碩士研究生南成 李南成 男 1957年 3月，經(jīng)濟學博士，西南財經(jīng)大學統(tǒng)計學院教授，中國數(shù)量經(jīng)濟學會會員，中國數(shù)量經(jīng)濟學會高校委員會委員，*省數(shù)量經(jīng)濟學會常務理事兼秘書長【摘要】在研究資本構造影響因素角度上的傳統(tǒng)方法是最小二乘法，其本質(zhì)上是一種均值回歸，只能夠從整體上研究相關分布函數(shù)的特征。本文采用新的檢驗方法-分位數(shù)回歸法，對我國2002年2010年的A股上市公司進展分析研究，重新審視了中國上市公司資本構造影響因素，進一步從分布函數(shù)不同部位對其影

2、響因素進展分析，比傳統(tǒng)只考慮條件均值的普通最小二乘法更具有優(yōu)勢，且發(fā)現(xiàn)采用分位數(shù)回歸的結果比傳統(tǒng)的最小二乘法更為準確?！娟P鍵詞】資本構造分位數(shù)回歸上市公司一、引言資本構造理論是企業(yè)理論的一個重要組成局部，它研究的是根據(jù)企業(yè)不同的財務杠桿即企業(yè)在開展過程中如何安排其融資構造來確定其自有資本、股權資本和債務資本的比率，進而使得企業(yè)的市場價值最大化。在研究資本構造影響因素角度上的傳統(tǒng)方法是最小二乘法，其本質(zhì)上是一種均值回歸，即從平均的角度基于大多數(shù)公司的財務杠桿下，對其影響因素做回歸分析，忽略了兩端尾部的信息特征，即是在較高或者較低的資產(chǎn)負債率下其影響因素的“效力是否一致的問題。而對這一問題的探析參

3、加新的分位數(shù)回歸方法，則可以考慮分布的整體情況，可根據(jù)不同的分位數(shù)點，即在不同的資本構造下對其影響因素做回歸分析。同時可以從分布函數(shù)不同部位去觀察各分位數(shù)下的資本構造的影響因素的變化，因此該方法比只考慮條件均值的普通最小二乘法更具有優(yōu)勢。二、研究理論及文獻綜述現(xiàn)代資本構造理論的誕生是以MM資本構造理論的出現(xiàn)為標志的，其出現(xiàn)在財務理論的開展史上有著里程碑式的重要意義。MM理論的開展主要經(jīng)歷了三個階段。第一階段為資本構造無關論無所得稅時。1958年6月，莫迪格萊尼Franco Modigliani與米勒Merton H. Miller在“美國經(jīng)濟評論“上發(fā)表了“資本本錢：公司財務與投資理論“論文，

4、提出“資本構造無關論的觀點，并以此獲得了1990年諾貝爾經(jīng)濟學獎。MM在嚴格的假設前提之下，以無套利分析技術論證了資本構造與企業(yè)價值之間的不相互關系。第二階段為資本構造相關論有所得稅時。1963年6月，莫迪格萊尼和米勒在“美國經(jīng)濟評論“上發(fā)表了“所得稅與資本本錢：理論的修正“一文，認為在考慮公司所得稅后，債務利息的抵稅作用會使公司的價值提高，負債越多公司的價值越大。第三階段為米勒模型。1977年5月，米勒教授在“金融雜志“上發(fā)表了“債務與稅“的論文，認為個人所得稅的存在抵消公司所得稅對企業(yè)價值的正向作用的同時，但在米勒均衡狀態(tài)下，即使存在著各種所得稅，資本構造對企業(yè)價值也沒有影響。盡管MM理論

5、以模型的方式探討和證明了資本構造與企業(yè)價值的關系，但實務界對MM理論的有效性仍持疑心態(tài)度。學者們也認為，MM理論中沒有充分考慮企業(yè)財務風險和經(jīng)營風險、代理本錢、不對稱信息、決策的信號含量等因素對資本構造的影響。因此基于上述因素的資本本錢構造理論的研究開場出現(xiàn)新的開展，如權衡理論、代理本錢理論、不對稱信息和信息傳遞理論。平衡理論認為既要考慮負債帶來的利益又要考慮負債帶來的各種風險，并對它們進展適當?shù)仄胶?，從而確定企業(yè)的價值。當負債抵稅的邊際利益等于邊際破產(chǎn)本錢時，企業(yè)的價值最大。代理本錢理論則認為公司的最正確資本構造是均衡債務代理本錢和股權代理本錢的結果。債務代理本錢的存在，會提高債務本錢而降低

6、負債利益，而股權代理本錢的存在會迫使經(jīng)營者提高負債率。不對稱信息和信息傳遞理論認為公司在進展資本構造管理時應注意信息不對稱情況的存在，考慮企業(yè)信息對投資者判斷企業(yè)價值的影響。總的來說，MM理論及后期開展出的權衡理論、代理本錢理論、不對稱信息和信息傳遞理論為資本構造的研究奠定堅實理論根底。在實證研究方面，眾多來自美國公司的實證研究說明規(guī)模、公司的盈利能力、成長性等方面對企業(yè)的資本構造的選擇有著顯著的影響。同時，許多文獻也證明，公司規(guī)模在資本構造的選擇中扮演著非常重要的角色。Warner(1997)h、Meconnel和Angclua(1982)的研究均發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模越大，其破產(chǎn)本錢越小。Myers

7、(1997)認為大公司中管理者的自由裁量權和成長時機較少的原因使得大公司的邊際破產(chǎn)本錢較低。而Fama和Jensen(1983)從代理本錢的角度來分析規(guī)模對資本構造的影響，認為與小公司相比，大公司更傾向于向貸款人提供更多的信息，同時Fama1985研究說明由于小公司的監(jiān)視本錢較高，因此小公司披露的信息的質(zhì)量要低于大公司，從而更不易獲得貸款。在盈利能力方面，Brander和Lewis1986的研究發(fā)現(xiàn)盈利能力高的企業(yè)更偏好于選擇風險較高的工程，進而會選擇較高的資本負債率。Frank和Goyal2003通過多重插補的方法修正了數(shù)據(jù)缺失帶來的偏差后，發(fā)現(xiàn)經(jīng)營績效與杠桿水平成正相關的關系。而Myers

8、和Maijluf(1984)通過建立一個理性預期和信息不對稱條件下的信號傳遞模型，指出由于采用留存收益進展融資的本錢較低而作為優(yōu)先的融資方式，因此盈利能力與公司債務水平呈現(xiàn)負相關的關系。Titman和Wessels(1988)在對美國制造業(yè)的資本構造的研究中也發(fā)現(xiàn)，獲利能力與財務杠桿具有顯著的負相關關系。在成長性方面，Kim和Sorensen1986、Smith和Watts1992、Wald1999、Rajian和Zingales1995、Booth等人2001的研究發(fā)現(xiàn)成長性與負債水平負相關。Titman和Wessels(1988)、Chaplinsky和Niehaus(1990)發(fā)現(xiàn)成長性

9、與公司的負債率負相關的，但是不顯著。然而，Kester1986、Majluf1984的研究卻發(fā)現(xiàn)成長性與負債水平正相關。在國的研究中，童盼和陸正飛2005研究了資本構造與公司規(guī)模、成長性、盈利能力、非債務稅盾、資產(chǎn)抵押價值等因素之間的關系。王娟、鳳林(2002)則將實證結果和權衡理論相結合，指出盈利能力強的上市公司財務拮據(jù)風險相應較低，從而可以選擇較高的資本構造比率，所以盈利能力與負債率呈正相關關系。根祥、朱平芳(1999)以銷售增長率為解釋變量，發(fā)現(xiàn)企業(yè)的負債率和成長性負相關。肖作平、吳世農(nóng)(2002)以資產(chǎn)增長率為解釋變量，研究的結果也支持這一結論。另外在研究方法方面，閆慶悅，娜2007采

10、用panel data模型對外兩條路徑分別檢驗了公司治理因素對資本構造選擇的影響，并得到各影響因素之間的關系?；袈?，汝瑩2010通過層次分析法對影響企業(yè)資本構造優(yōu)化的影響因素做出分析，并得到各個因素對資本構造的重要程度。耀輝，邵希娟2010采用多元回歸模型及神經(jīng)網(wǎng)絡模型對上市公司資本構造及其影響因素進展了分析，結果發(fā)現(xiàn)，神經(jīng)網(wǎng)絡模型的殘差平方和SSE較小，預測能力更強。從上面的文獻回憶中可以發(fā)現(xiàn)，目前關于資本構造影響因素的研究已經(jīng)比擬深入，研究的角度也是多方面的。但是我們也發(fā)現(xiàn)其中絕大局部文獻采用的是線性的計量模型。首先，前人在研究方法上大多用小二乘回歸，然而通常情況下，OLSE回歸結果的解

11、釋角度是：就平均而言解釋變量與被解釋變量的關系。往往在對平均情況的分析下可以得到一組系數(shù)估計值，但單一系數(shù)值是不能衡量在不同財務杠桿程度下，解釋變量與被解釋變量之間的相關關系。其次，OLSE方法本身側重于整個分布的集中趨勢，對于樣本整體分布的描述略顯缺乏，不但使回歸結果受到極端值的支配，也忽略了尾局部布下解釋變量與被解釋變量的關系。更大意義上，采用分位數(shù)回歸方法能觀察到不同財務杠桿下解釋變量的變動情況，為進一步拓展管理研究的視野，深入探索更復雜的管理規(guī)律，得到更加科學而準確的研究結論提供有利支持。因此，本文將采用新的研究模型分位數(shù)回歸的方法來研究我國上市公司資本構造的影響因素是十分必要的。三、

12、研究假設在國外已有的研究的根底上，本文試圖通過對滬深A股的局部可獲得完整資料的上市公司來研究資本構造的影響因素。根據(jù)國外已有的文獻和研究成果，本文提出如下假設：假設1：企業(yè)獲利能力與其資本構造資產(chǎn)負債率負相關。當公司獲利能力較強時，公司就能夠保存較多的留存收益，減少對外負債。對于虧損的公司來說，由于受到增配股票的業(yè)績條件的限制而得不到股權融資，或?qū)ν馀e債來滿足資金的需求。同時，由于我國上市公司對股權融資的偏好，當企業(yè)滿足增發(fā)股票的條件時往往會采取該種融資方式。因此，較強的盈利導致的權益增加和債務減少使得公司負債率與其盈利能力呈負相關關系。假設2：公司規(guī)模與其資本構造資產(chǎn)負債率正相關。公司規(guī)模在

13、資本構造中起著重要的作用。根據(jù)權衡理論，大企業(yè)更傾向于多元化經(jīng)營，具有較為穩(wěn)定的現(xiàn)金流量，發(fā)生財務困境的時機相對較少，抵抗風險的能力較強，因此，大公司有意愿和能力使用較多的負債。從代理本錢理論來看，在小企業(yè)中，經(jīng)理者更傾向于首先考慮股東的利益，從而使得債券人和股東之間的沖突較大。因此，小企業(yè)將更少地使用長期負債進展融資。另外，大企業(yè)披露的信息更多，其監(jiān)視本錢相對較低，因此更容易進入負債市場，以較低的本錢進展負債融資。另外，中國大規(guī)模的企業(yè)更容易得到政府的支持而享有優(yōu)惠的銀行信貸條件。假設3：有形資產(chǎn)擔保率與公司的資產(chǎn)負債率正相關。如果企業(yè)用于擔保的有形資產(chǎn)，如存貨和固定資產(chǎn)等所占的比重較大，則

14、企業(yè)的信用等級越高，越容易獲得更多的債權融資，其資產(chǎn)負債率就會越高。假設4：企業(yè)自由現(xiàn)金流量與公司的資產(chǎn)負債率負相關。Jong和Veld2001認為，在沒有約束經(jīng)理層舉債的情況下，經(jīng)理將防止使用負債。在此根底上提出如果公司缺乏投資時機并有自由現(xiàn)金流量時傾向于發(fā)行股票。Miguel和Pindado2001則從信息不對稱的角度分析了公司防止舉債的原因，在實證分析中發(fā)現(xiàn)自由現(xiàn)金流量與負債的顯著負相關。假設5：開展時機與公司的資產(chǎn)負債率正相關。公司的前景越好，潛力越大，需要從外部借入的資金就越多。四、研究設計一研究方法的選擇本文將采用分位數(shù)回歸的方法進展實證研究。分位數(shù)回歸是一種基于因變量Y的條件分布

15、來擬合自變量*的回歸模型。Koenker and Bassett(1978)最早提出了“分位數(shù)回歸Quantile Regression，簡記為QR的概念，使用殘差絕對值的加權平均作為最小化的目標函數(shù)，故不易受極端值的影響。分位數(shù)回歸方法與OLS相比具有以下幾方面的優(yōu)點：對不同分位進展的回歸可以更好地應對數(shù)據(jù)中出現(xiàn)的異常點；分位數(shù)回歸對于因變量具有單調(diào)變換性；對模型中的隨機擾動項不需要做任何的分布假設；分位數(shù)回歸能夠提供關于條件分布y|*的全面信息。假設條件分布y|*的總體q分位數(shù)Yq(*)是*的線性函數(shù)，即1其中，被稱為“q分位數(shù)回歸系數(shù)，估計量可以由以下最小化問題來定義：Min2如果q=1

16、/2，則為“中位數(shù)回歸median regression。此時，目標函數(shù)簡化為:Min3故中位數(shù)回歸也被稱為“最小絕對離差估計量Least Absolute Deviation Estimator，LAD.顯然，它比均值回歸OLS更不易受到極端值的影響，所以更加穩(wěn)健。由于分位數(shù)回歸的目標函數(shù)帶有絕對值，不可微分，故通常使用線性規(guī)劃linear programming的方法來計算。二樣本的選取和數(shù)據(jù)來源在樣本選取方面，本文以2003年2010年深滬兩市的A股上市公司作為研究樣本，所有數(shù)據(jù)均來自中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫CARMAR DATABASE。鑒于金融和保險行業(yè)的資本構造的特殊性，我們剔除了上

17、述樣本中所有金融和保險行業(yè)的公司。其次，考慮到綜合性行業(yè)的主營業(yè)務難以確定，故也剔除掉該類公司。最后在剔除了缺失數(shù)據(jù)的公司后，我們得到20032010年的739家公司，共計樣本容量5912個。三定義變量1.資本構造。本文以目前研究的普遍做法為標準，即以資產(chǎn)負債率Y作為研究企業(yè)資本構造的數(shù)量指標。其中，資產(chǎn)負債率=負債總額/資產(chǎn)總額。2.獲利能力。本文以總資產(chǎn)利潤率作為衡量企業(yè)獲利能力的數(shù)量指標?？傎Y產(chǎn)利潤率ROA=凈利潤/資產(chǎn)總額。3.有形資產(chǎn)擔保價值(TANG)：存貨凈額+固定資產(chǎn)凈額/資產(chǎn)總額。4.規(guī)模ASSET：企業(yè)資產(chǎn)總額的自然對數(shù)。5.開展時機TBQ：以Tobins Q值來表示公司的

18、開展時機。四模型設計根據(jù)前面所述，建立回歸模型如下：4五、實證結果分析根據(jù)建立模型，及樣本數(shù)據(jù)，本文將采用STATA11統(tǒng)計軟件對所選樣本進展回歸分析。回歸結果如下：表1 OLSQuant10Quant20Quant30Quant40Quant50Quant60Quant70Quant80Quant90ASSET0.0286(0.003)0.0290(0.004)0 .0286(0 .003)0.0335(0.004)0.0348(0.003)0.035(0.003)0.0341(0.004)0.0294(0.005)0.0268(0.004)0.0224(0.005)TANG0.1936(0

19、.018)0.2152(0.022)0 .2157(0 .022)0.2306(0.021)0.1938(0.018)0.189(0.017)0.163(0.018)0.1368(0.016)0.1057(0.016)0.0778(0.026)ROA-1.1065(0.039)-0.6989(0.081)-0.7838(0.0481)-0.833(0.064)-0.9624(0.061)-1.0601(0.072)-1.0836(0.100)-1.131(0.112)-1.1383(0.112)-1.2445(0.152)TBQ0.0565(0.001)-0.0100(0.003)-0.008

20、9(0.004)-0.0075(0.005)-0.0091(0.006)-0.0078(0.009)-0.0058(0.014)-0.0015(0.021)0.0054(0.026)0.0482(0.037)說明：括號中為對應參數(shù)的標準差表1報告了規(guī)模、有形資產(chǎn)擔保價值、獲利能力和開展時機對中國A股上市公司的資本構造影響程度的估計結果。OLS估計反映的是一種期望結果。從表中我們可以看出，就平均效應而言，規(guī)模、有形資產(chǎn)擔保價值和開展時機對企業(yè)的債務水平有顯著的正相關影響，分別為0.0286、0.1936、0.0565。而獲利能力對企業(yè)的資本構造有顯著的負相關影響，影響系數(shù)為-1.1065。由此可

21、見影響企業(yè)平均負債水平的因素主要是企業(yè)的獲利能力。表1還報告了0.1、0.2、0.3、0.4、0.5、0.6、0.7、0.8和0.9分位點的分位數(shù)回歸結果，這些分位數(shù)回歸結果說明了在不同資本構造下，即在不同的資產(chǎn)負債率下，各自變量對因變量影響程度有所不同，具體情況如下列圖所示：圖1 圖2圖1是企業(yè)資產(chǎn)規(guī)模分位數(shù)回歸的結果。從圖中可以看出分位數(shù)回歸曲線呈現(xiàn)出先上升再下降的形狀，即與負債率處于樣本中間水平時相比，高負債率和低負債率的企業(yè)的資本構造受規(guī)模的影響相對較小。圖2是有形資產(chǎn)擔保價值的分位數(shù)回歸結果。從圖中可以看出，除了分位點0.1和0.2外，分位數(shù)回歸曲線呈現(xiàn)出逐漸下降的趨勢。這說明，對于

22、有形資產(chǎn)擔保價值對于負債率高的企業(yè)的資本構造的影響程度要小于負債率低的企業(yè)。圖3 圖4圖3是企業(yè)盈利能力的分位數(shù)回歸結果。從圖中可以看出，回歸曲線是一條向下的曲線。由于盈利能力與企業(yè)的負債率是負相關的關系，因此回歸結果說明盈利能力對于負債率較高的企業(yè)的影響程度更大。另外，結合表1我們可以發(fā)現(xiàn)，在各個分位點下，盈利能力的回歸系數(shù)的絕對值均大于其他的自變量。這種情況說明，盈利能力是影響企業(yè)資本構造的一個主要的因素。圖4是企業(yè)的開展能力的分位數(shù)回歸結果。從圖中可以看出從0.1到07這個七個分位點上，企業(yè)的開展能力與其資本構造為負相關的關系，而在0.8和0.9分為點上則為正相關。同時，除了0.1、0.

23、2和0.6分位點，其余分位點的回歸均不顯著。這說明了企業(yè)的開展能力對資本構造的影響是變動的。筆者認為，這是因為前景好的企業(yè)需要更多的獲得外部資金，然而一般而言，有潛力的企業(yè)都是規(guī)模較小、缺乏有形資產(chǎn)的中小企業(yè)，其承當負債的能力往往較低。因此，企業(yè)的開展能力對資本機構的影響方向不定。由此也可以看出，采用分位數(shù)回歸的結果比僅僅使用傳統(tǒng)的最小二乘法更為準確。六、結論一分位數(shù)回歸有利于分析不同水平負債率的資本構造的影響因素的特點。在研究資本構造影響因素角度上的傳統(tǒng)方法是最小二乘法，其本質(zhì)上是一種均值回歸，只能夠從整體上研究相關分布函數(shù)的特征，也就是大多數(shù)公司的資本構造情況上解釋，忽略了兩端尾部的信息特

24、征。而新的分位數(shù)回歸的方法則考慮了分布的整體情況，并可以從分布函數(shù)不同部位，即在不同的資產(chǎn)負債率下，分別考慮影響因素的變動情況，因此該方法比只考慮條件均值的普通最小二乘法更具有優(yōu)勢。二對于不同負債率水平的資本構造，相關影響因素對其的影響程度也不同。1.企業(yè)盈利能力是影響企業(yè)資本構造的主要因素。盈利能力與企業(yè)的負債率是負相關的關系，而且企業(yè)負債率越高，受企業(yè)盈利能力的影響越大。2.對于有形資產(chǎn)擔保價值而言，有形資產(chǎn)擔保價值與企業(yè)的負債率呈正相關的關系。從不同的分位來看，隨著q值的增大，其對負債率的影響逐漸減小。3.企業(yè)規(guī)模與其負債率的相關關系隨著企業(yè)負債程度的不同而有所差異。當負債率較低時，資產(chǎn)

25、規(guī)模與企業(yè)資本構造呈正相關關系，而企業(yè)擁有較高債務杠桿時，資產(chǎn)規(guī)模與企業(yè)資本構造為負相關關系。4.企業(yè)的開展能力在不同的債務水平上與其資本構造有不同的相關關系，同時在局部的分位點上的回歸結果不顯著。這說明企業(yè)的開展能力對資本構造的影響方向不定。這可能因為前景好的企業(yè)需要更多的獲得外部資金，然而一般而言，有潛力的企業(yè)都是規(guī)模較小、缺乏有形資產(chǎn)的中小企業(yè)，其承當負債的能力往往較低。參考文獻：1建寶，丁軍軍，分位數(shù)回歸技術綜述J，統(tǒng)計與信息論壇，2008，23:89-962吳建南，馬偉，估計極端行為模型:分位數(shù)回歸方法及其實現(xiàn)與應用J，數(shù)理統(tǒng)計與管理，2006，253王琳，資本構造特征影響因素文獻綜述J，經(jīng)濟研究導刊，2009，28:25-284郭鵬飛，培源，資本構造的行業(yè)特征:基于中國上市公司的實證研究J經(jīng)濟研究，2003，55羅君名，段華友，上市公司資本構造合理性問題探討J，財會通訊，2011,56善民，智，上市公司資本構造影響因素述評J，會計研究，2003，87王志強，洪藝珣，中國上市公司資本構造的長期動態(tài)調(diào)整J，會計研究，20038王新宇，紹娟，基于分位數(shù)回歸模型的滬深股市風險測量研究 J，中國礦