1、1第九组：企业 字数：6773我国上市公司资本结构影响因素再研究基于分位数回归方法的经验研究李 珍 1 李南成 2【摘 要】在研究资本结构影响因素角度上的传统方法是最小二乘法，其本质上是一种均值回归，只能够从整体上研究相关分布函数的特征。本文采用新的检验方法-分位数回归法，对我国 2002 年2010 年的 A 股上市公司进行分析研究，重新审视了中国上市公司资本结构影响因素，进一步从分布函数不同部位对其影响因素进行分析，比传统只考虑条件均值的普通最小二乘法更具有优势，且发现采用分位数回归的结果比传统的最小二乘法更为准确。【关键词】资本结构 分位数回归 上市公司一、引言资本结构理论是企业理论的一
2、个重要组成部分，它研究的是根据企业不同的财务杠杆即企业在发展过程中如何安排其融资结构来确定其自有资本、股权资本和债务资本的比率，进而使得企业的市场价值最大化。在研究资本结构影响因素角度上的传统方法是最小二乘法，其本质上是一种均值回归，即从平均的角度基于大多数公司的财务杠杆下，对其影响因素做回归分析，忽略了两端尾部的信息特征，即是在较高或者较低的资产负债率下其影响因素的“效力”是否一致的问题。而对这一问题的探析加入新的分位数回归方法，则可以考虑分布的整体情况，可根据不同的分位数点，即在不同的资本结构下对其影响因素做回归分析。同时可以从分布函数不同部位去观察各分位数下的资本结构的影响因素的变化，因
3、此该方法比只考虑条件均值的普通最小二乘法更具有优势。二、研究理论及文献综述现代资本结构理论的诞生是以 MM 资本结构理论的出现为标志的，其出现在1 李 珍 女 1986 年 12 月，西南财经大学统计学院硕士研究生2 李南成 男 1957 年 3 月，经济学博士，西南财经大学统计学院教授，中国数量经济学会会员，中国数量经济学会高校委员会委员，四川省数量经济学会常务理事兼秘书长2财务理论的发展史上有着里程碑式的重要意义。MM 理论的发展主要经历了三个阶段。第一阶段为资本结构无关论（无所得税时） 。1958 年 6 月，莫迪格莱尼（Franco Modigliani）与米勒（Merton H. M
4、iller）在美国经济评论上发表了资本成本：公司财务与投资理论论文，提出“资本结构无关论”的观点，并以此获得了 1990 年诺贝尔经济学奖。MM 在严格的假设前提之下，以无套利分析技术论证了资本结构与企业价值之间的不相互关系。第二阶段为资本结构相关论（有所得税时） 。1963 年 6 月，莫迪格莱尼和米勒在美国经济评论上发表了所得税与资本成本：理论的修正一文，认为在考虑公司所得税后，债务利息的抵税作用会使公司的价值提高，负债越多公司的价值越大。第三阶段为米勒模型。1977 年 5 月，米勒教授在金融杂志上发表了债务与税的论文，认为个人所得税的存在抵消公司所得税对企业价值的正向作用的同时，但在米
5、勒均衡状态下，即使存在着各种所得税，资本结构对企业价值也没有影响。尽管 MM 理论以模型的方式探讨和证明了资本结构与企业价值的关系，但实务界对 MM 理论的有效性仍持怀疑态度。学者们也认为，MM 理论中没有充分考虑企业财务风险和经营风险、代理成本、不对称信息、决策的信号含量等因素对资本结构的影响。因此基于上述因素的资本成本结构理论的研究开始出现新的发展，如权衡理论、代理成本理论、不对称信息和信息传递理论。平衡理论认为既要考虑负债带来的利益又要考虑负债带来的各种风险，并对它们进行适当地平衡，从而确定企业的价值。当负债抵税的边际利益等于边际破产成本时，企业的价值最大。代理成本理论则认为公司的最佳资
6、本结构是均衡债务代理成本和股权代理成本的结果。债务代理成本的存在，会提高债务成本而降低负债利益，而股权代理成本的存在会迫使经营者提高负债率。不对称信息和信息传递理论认为公司在进行资本结构管理时应注意信息不对称情况的存在，考虑企业信息对投资者判断企业价值的影响。总的来说，MM 理论及后期发展出的权衡理论、代理成本理论、不对称信息和信息传递理论为资本结构的研究奠定坚实理论基础。在实证研究方面，众多来自美国公司的实证研究表明规模、公司的盈利能力、成长性等方面对企业的资本结构的选择有着显著的影响。同时，许多文献3也证明，公司规模在资本结构的选择中扮演着非常重要的角色。Warner(1997)h、Mec
7、onnel 和 Angclua(1982)的研究均发现公司规模越大，其破产成本越小。Myers(1997)认为大公司中管理者的自由裁量权和成长机会较少的原因使得大公司的边际破产成本较低。而 Fama 和 Jensen(1983)从代理成本的角度来分析规模对资本结构的影响，认为与小公司相比，大公司更倾向于向贷款人提供更多的信息，同时 Fama（1985）研究表明由于小公司的监督成本较高，因此小公司披露的信息的质量要低于大公司，从而更不易获得贷款。在盈利能力方面，Brander 和 Lewis（1986）的研究发现盈利能力高的企业更偏好于选择风险较高的项目，进而会选择较高的资本负债率。Frank
8、和 Goyal（2003）通过多重插补的方法修正了数据缺失带来的偏差后，发现经营绩效与杠杆水平成正相关的关系。而 Myers 和 Maijluf(1984)通过建立一个理性预期和信息不对称条件下的信号传递模型，指出由于采用留存收益进行融资的成本较低而作为优先的融资方式，因此盈利能力与公司债务水平呈现负相关的关系。Titman 和Wessels(1988)在对美国制造业的资本结构的研究中也发现，获利能力与财务杠杆具有显著的负相关关系。在成长性方面，Kim 和 Sorensen（1986） 、Smith 和Watts（1992） 、Wald（1999） 、Rajian 和 Zingales（199
9、5） 、Booth 等人（2001）的研究发现成长性与负债水平负相关。Titman 和 Wessels(1988)、Chaplinsky 和 Niehaus(1990)发现成长性与公司的负债率负相关的，但是不显著。然而，Kester（1986） 、Majluf（1984）的研究却发现成长性与负债水平正相关。在国内的研究中，童盼和陆正飞（2005）研究了资本结构与公司规模、成长性、盈利能力、非债务税盾、资产抵押价值等因素之间的关系。王娟、杨凤林(2002)则将实证结果和权衡理论相结合，指出盈利能力强的上市公司财务拮据风险相应较低，从而可以选择较高的资本结构比率，所以盈利能力与负债率呈正相关关系。
10、沈根祥、朱平芳(1999)以销售增长率为解释变量，发现企业的负债率和成长性负相关。肖作平、吴世农(2002)以资产增长率为解释变量，研究的结果也支持这一结论。另外在研究方法方面，闫庆悦，李娜（2007）采用panel data 模型对内外两条路径分别检验了公司治理因素对资本结构选择的影响，并得到各影响因素之间的关系。霍曼曼，汝莹（2010）通过层次分析法对4影响企业资本结构优化的影响因素做出分析，并得到各个因素对资本结构的重要程度。陈耀辉，邵希娟（2010）采用多元回归模型及神经网络模型对上市公司资本结构及其影响因素进行了分析，结果发现，神经网络模型的残差平方和SSE 较小，预测能力更强。从上
11、面的文献回顾中可以发现，目前关于资本结构影响因素的研究已经比较深入，研究的角度也是多方面的。但是我们也发现其中绝大部分文献采用的是线性的计量模型。首先，前人在研究方法上大多用小二乘回归，然而通常情况下，OLSE 回归结果的解释角度是：就平均而言解释变量与被解释变量的关系。往往在对平均情况的分析下可以得到一组系数估计值，但单一系数值是不能衡量在不同财务杠杆程度下，解释变量与被解释变量之间的相关关系。其次，OLSE 方法本身侧重于整个分布的集中趋势，对于样本整体分布的描述略显不足，不但使回归结果受到极端值的支配，也忽略了尾部分布下解释变量与被解释变量的关系。更大意义上，采用分位数回归方法能观察到不
12、同财务杠杆下解释变量的变动情况，为进一步拓展管理研究的视野，深入探索更复杂的管理规律，得到更加科学而准确的研究结论提供有利支持。因此，本文将采用新的研究模型分位数回归的方法来研究我国上市公司资本结构的影响因素是十分必要的。三、研究假设在国内外已有的研究的基础上，本文试图通过对沪深 A 股的部分可获得完整资料的上市公司来研究资本结构的影响因素。根据国内外已有的文献和研究成果，本文提出如下假设：假设 1：企业获利能力与其资本结构（资产负债率）负相关。当公司获利能力较强时，公司就能够保留较多的留存收益，减少对外负债。对于亏损的公司来说，由于受到增配股票的业绩条件的限制而得不到股权融资，或对外举债来满
13、足资金的需求。同时，由于我国上市公司对股权融资的偏好，当企业满足增发股票的条件时往往会采取该种融资方式。因此，较强的盈利导致的权益增加和债务减少使得公司负债率与其盈利能力呈负相关关系。假设 2：公司规模与其资本结构（资产负债率）正相关。5公司规模在资本结构中起着重要的作用。根据权衡理论，大企业更倾向于多元化经营，具有较为稳定的现金流量，发生财务困境的机会相对较少，抵抗风险的能力较强，因此，大公司有意愿和能力使用较多的负债。从代理成本理论来看，在小企业中，经理者更倾向于首先考虑股东的利益，从而使得债券人和股东之间的冲突较大。因此，小企业将更少地使用长期负债进行融资。另外，大企业披露的信息更多，其
14、监督成本相对较低，因此更容易进入负债市场，以较低的成本进行负债融资。另外，中国大规模的企业更容易得到政府的支持而享有优惠的银行信贷条件。假设 3：有形资产担保率与公司的资产负债率正相关。如果企业用于担保的有形资产，如存货和固定资产等所占的比重较大，则企业的信用等级越高，越容易获得更多的债权融资，其资产负债率就会越高。假设 4：企业自由现金流量与公司的资产负债率负相关。Jong 和 Veld（2001）认为，在没有约束经理层举债的情况下，经理将避免使用负债。在此基础上提出如果公司缺乏投资机会并有自由现金流量时倾向于发行股票。Miguel 和 Pindado（2001）则从信息不对称的角度分析了公
15、司避免举债的原因，在实证分析中发现自由现金流量与负债的显著负相关。假设 5：发展机会与公司的资产负债率正相关。公司的前景越好，潜力越大，需要从外部借入的资金就越多。四、研究设计（一）研究方法的选择本文将采用分位数回归的方法进行实证研究。分位数回归是一种基于因变量 Y 的条件分布来拟合自变量 X 的回归模型。Koenker and Bassett(1978)最早提出了“分位数回归” （Quantile Regression，简记为 QR）的概念，使用残差绝对值的加权平均作为最小化的目标函数，故不易受极端值的影响。分位数回归方法与 OLS 相比具有以下几方面的优点：1. 对不同分位进行的回归可以更
16、好地应对数据中出现的异常点；2. 分位数回归对于因变量具有单调变换性；3. 对模型中的随机扰动项不需要做任何的分布假设；4. 分位数回归能够提供关于条件分布 y|x 的全面信息。6假设条件分布 y|x 的总体 q 分位数 Yq(x)是 x 的线性函数，即（1）iixy)(其中， 被称为“q 分位数回归系数” ，估计量 可以由以下最小化问题来定q义：Min （2）qiinxyiqiinxyi xyxii ,:,: )1(, 如果 q=1/2，则为“中位数回归” （median regression） 。此时，目标函数简化为:Min（3）qni iixy1,故中位数回归也被称为“最小绝对离差估计量
17、” （Least Absolute Deviation Estimator，LAD）.显然，它比均值回归（OLS）更不易受到极端值的影响，所以更加稳健。由于分位数回归的目标函数带有绝对值，不可微分，故通常使用线性规划（linear programming）的方法来计算 。q（二）样本的选取和数据来源在样本选取方面，本文以 2003 年2010 年深沪两市的 A 股上市公司作为研究样本，所有数据均来自中国股票市场研究数据库（CARMAR DATABASE） 。鉴于金融和保险行业的资本结构的特殊性，我们剔除了上述样本中所有金融和保险行业的公司。其次，考虑到综合性行业的主营业务难以确定，故也剔除掉该
18、类公司。最后在剔除了缺失数据的公司后，我们得到 20032010 年的 739 家公司，共计样本容量 5912 个。（三）定义变量1.资本结构。本文以目前研究的普遍做法为标准，即以资产负债率（Y）作 为研究企业资本结构的数量指标。其中，资产负债率=负债总额/资产总额。2.获利能力。本文以总资产利润率作为衡量企业获利能力的数量指标。总资产利润率（ROA）=净利润/资产总额。3.有形资产担保价值(TANG)：（存货净额+固定资产净额）/资产总额。74.规模（ASSET）：企业资产总额的自然对数。5.发展机会（TBQ）：以 Tobins Q 值来表示公司的发展机会。（四）模型设计根据前面所述，建立回
19、归模型如下：（4）TBQROATNGASEy 43210 五、实证结果分析根据建立模型，及样本数据，本文将采用 STATA11 统计软件对所选样本进行回归分析。回归结果如下：表 1 OLS Quant10 Quant20 Quant30 Quant40 Quant50 Quant60 Quant70 Quant80 Quant90ASSET0.0286(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(0.00
20、5)TANG0.1936(0.018)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)-0.010
21、0(0.003)-0.0089(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)（说明：括号中为对应参数的标准差）表 1 报告了规模、有形资产担保价值、获利能力和发展机会对中国 A 股上市公司的资本结构影响程度的估计结果。OLS 估计反映的是一种期望结果。从表中我们可以看出，就平均效应而言，规模、有形资产担保价值和发展机会对企业的债务水平有显著的正相关影响，分别为 0.0286、0.1936、0.0565。而获利能力对企业的资本结构有显著的
22、负相关影响，影响系数为-1.1065。由此可见影响企业平均负债水平的因素主要是企业的获利能力。表 1 还报告了 0.1、0.2、0.3、0.4、0.5、0.6、0.7、0.8 和 0.9 分位点的分位数回归结果，这些分位数回归结果表明了在不同资本结构下，即在不同的资产负债率下，各自变量对因变量影响程度有所不同，具体情况如下图所示：8图 1 图 2 图 1 是企业资产规模分位数回归的结果。从图中可以看出分位数回归曲线呈现出先上升再下降的形状，即与负债率处于样本中间水平时相比，高负债率和低负债率的企业的资本结构受规模的影响相对较小。图 2 是有形资产担保价值的分位数回归结果。从图中可以看出，除了分
23、位点 0.1 和 0.2 外，分位数回归曲线呈现出逐渐下降的趋势。这说明，对于有形资产担保价值对于负债率高的企业的资本结构的影响程度要小于负债率低的企业。图 3 图 4图 3 是企业盈利能力的分位数回归结果。从图中可以看出，回归曲线是一条向下的曲线。由于盈利能力与企业的负债率是负相关的关系，因此回归结果表明盈利能力对于负债率较高的企业的影响程度更大。另外，结合表 1 我们可以发现，在各个分位点下，盈利能力的回归系数的绝对值均大于其他的自变量。这种情况表明，盈利能力是影响企业资本结构的一个主要的因素。图 4 是企业的发展能力的分位数回归结果。从图中可以看出从 0.1 到 07 这个七个分位点上，
24、企业的发展能力与其资本结构为负相关的关系，而在 0.8 和90.9 分为点上则为正相关。同时，除了 0.1、0.2 和 0.6 分位点，其余分位点的回归均不显著。这说明了企业的发展能力对资本结构的影响是变动的。笔者认为，这是因为前景好的企业需要更多的获得外部资金，然而一般而言，有潜力的企业都是规模较小、缺乏有形资产的中小企业，其承担负债的能力往往较低。因此，企业的发展能力对资本机构的影响方向不定。由此也可以看出，采用分位数回归的结果比仅仅使用传统的最小二乘法更为准确。六、结论（一）分位数回归有利于分析不同水平负债率的资本结构的影响因素的特点。在研究资本结构影响因素角度上的传统方法是最小二乘法，
25、其本质上是一种均值回归，只能够从整体上研究相关分布函数的特征，也就是大多数公司的资本结构情况上解释，忽略了两端尾部的信息特征。而新的分位数回归的方法则考虑了分布的整体情况，并可以从分布函数不同部位，即在不同的资产负债率下，分别考虑影响因素的变动情况，因此该方法比只考虑条件均值的普通最小二乘法更具有优势。（二）对于不同负债率水平的资本结构，相关影响因素对其的影响程度也不同。1.企业盈利能力是影响企业资本结构的主要因素。盈利能力与企业的负债率是负相关的关系，而且企业负债率越高，受企业盈利能力的影响越大。2.对于有形资产担保价值而言，有形资产担保价值与企业的负债率呈正相关的关系。从不同的分位来看，随
26、着 q 值的增大，其对负债率的影响逐渐减小。3.企业规模与其负债率的相关关系随着企业负债程度的不同而有所差异。当负债率较低时，资产规模与企业资本结构呈正相关关系，而企业拥有较高债务杠杆时，资产规模与企业资本结构为负相关关系。4.企业的发展能力在不同的债务水平上与其资本结构有不同的相关关系，同时在部分的分位点上的回归结果不显著。这表明企业的发展能力对资本结构的影响方向不定。这可能因为前景好的企业需要更多的获得外部资金，然而一般而言，有潜力的企业都是规模较小、缺乏有形资产的中小企业，其承担负债10的能力往往较低。参考文献：1陈建宝，丁军军，分位数回归技术综述 J， 统计与信息论坛，2008，23:
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