资本结构与其影响因素之间的协整分析

资本结构

资本结构与其影响因素之间的协整分析

张

平，阮朝志

(浙江工商大学统计与数学学院，杭州310018)

摘

要：为了克服资本结构实证分析中指标选取、样本期间的不同造成不同结论的弊端，文章利用

1994~2008年的面板数据研究了资本结构与其影响因素之间的协整关系，一方面考察了上市公司上市

以来长期影响资本结构的因素，另一方面从协整的角度证实了资本结构的动态调整机制的存在。最后我们发现在扩展的协整方程中股权分置改革制度虚拟变量对上市公司资本结构显现出初步的影响。

关键词：资本结构；影响因素；面板单位根检验；面板协整检验；逐步回归法中图分类号：C812

文献标识码：A

文章编号：1002－6487（2011）02－0096-04

此本文将使用负债总额与账面总资产的比例来衡量企业的资本结构。

本文在选择指标上将结合前人的研究成果，既对衡量相同方面的若干指标进行比较，同时也将在以往某些指标的不足上加以改进。见表1。

企业资本结构是指企业取得长期资金的各项来源、组成以及相互关系，是一个企业过去融资的结果，也是影响企业未来融资的重要因素。

本文利用1994~2008年的面板数据，一方面考察了资本结构与其影响因素之间的长期关系，另一方面探讨了是否存在最优资本结构，若存在动态的最优资本结构，则当资本结构偏离最优状态时，存在调整机制使资本结构向理想状态靠近。

2面板单位根检验和协整检验

11.1

样本和指标的选取

样本的选取

本文根据以下条件进行样本的选择：在1994年12月31日前上市的公司；

其次上市公司没有发生过重组、或者主营业务的变更现象；第三，因为ST或PT的上市公司也可能遭遇摘牌、重组等风险，从而在1994年1月1日至2008年12月31日年期间被特别处理过的上市公司都不在本文所研究的范围内；

第四，仅发行A股的上市公司，保证所选样本面临相同的资本市场；

第五，不同行业具有不同的资产特征、产品市场特征以及市场风险，这种不同将导致行业资本结构的不同。因此行业划分的准确性将直接影响到实证结果。本文将根据证监会

本文将利用面板数据考察资本结构与其影响因素之间是否存在这种内在的稳定机制。2.1单位根检验

(1)时间序列变量的单位根检验

根据房林、邹卫星（2007）的研究，对自回归序列的单位根检验应采用ADF、KPSS、DF-GLS或ERS检验方法较为准确。经自相关系数分析，年平均利率和年平均市盈率序列均属于自回归过程。单位根检验的结果见表2所示。尽管含在截距项的检验回归式中ERS检验结果没有充分理由拒绝原假设，但是其他的检验方法都表明该序列为带漂移项的平稳过程，特别是KPSS在一定程度上弥补了ADF检验功效的不足，二者的检验联合结果较为可信。因此，年度加权贷款利率序列为带漂移项的平稳过程。年平均市盈率序列单位根检验结果为含漂移项的平稳序列。而制度虚拟变量属于是外生性结构突变的平稳过程，因此D1为平稳变量。

(2)面板数据变量的单位根检验

EViews6.0包含以下几种面板数据单位根检验方法：同质面板单位根检验方法LLC检验、Breitung检验和Hadri检验，异质面板单位根检验方法有IPS检验，FisherADF检验和FisherPP检验。其中FisherADF检验也适用于非平衡的面板数据。关于这些检验方法的检验功效（power）和检验水平（size），尤其是对于小样本情况，国内外学者都有探讨过。JaroslavaHlouskova和MartinWagner（2006）运用蒙特卡罗模拟的方法对固定样本数下各种面板数据单位根检验方法的功效进行了考察，发现当时间跨度T=10时，LLC检验FisherADF检验在检验功效上优于其他检验方法。但是，虽

—犯第二类错误的概率最小，但然LLC的检验功效（power）——

行业划分和Wind行业划分两种标准来划分行业，若两种标

准都将某一企业划分为同一行业，则本文认为这一企业属于该行业范畴。

经过筛选，本文的样本个体为三个行业共24个上市公司，样本期间为1994至2008年，共360个数据，其中：批发零售行业11个上市公司，共165个数据；房地产行业7个上市公司，共105个数据；电力煤气及水的生产与供应行业6个上市公司，共90个数据。1.2指标的选取

衡量资本结构的指标最常用的是资产负债率，由于我国企业短期负债比例远远高于长期负债，但是现实中许多公司不断地将短期负债展期而事实上变成一项长期负债，这使得企业的短期负债、中长期负债与长期负债难以真正界定。因

基金项目：浙江工商大学科研创新基金资助作者简介：张

平(1985-)，女，湖南株洲人，硕士研究生，研究方向:微观金融统计。

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统计与决策2011年第2期（总第326期）

资本结构

表1因素

指标贷款利率年平均市盈率股权分置改革总资产担保资产比率留存收益比例

留存收益占所有者权益比货币资金比例

文中所选指标符号

注释

本年适用的一至三年贷款利率的加权平均值取1994-2008年深圳A股年平均市盈率

1.资本市场指标

借贷成本股市表现制度因素

IPED1TASCUASRE1RE2ROCZ

本文将主要以Panel-t统计量、Kao统计量为判断依据。

运用上述检验方法进行协整检验的过程中，当检验的变量超过一定的数目，因数据不足而无法运用这几种方法时，本文拟用EG两步法思想，即通过检验残差的平稳性，来考察变量之间的协整关系。

房地产样本与电煤水供应业样本的一阶单整变量协整检验无法直接运用EViews6的三种检验方法。根据EG两步法的思想，本文分别对这两个行业的LEV与其他一阶单整变量采用固定效应模型进行估计，然后对回归后得到的残差数

D1=0表示该公司股改前的年份，D1=1表示股改后的年份

取通货膨胀调整后的对数值

（存货净额+固定资产净额＋无形资产＋投资性房地产）／总资产留存收益占总资产比例衡量的是管理者的成长性战略

2.公司特征指标

规模担保能力内部融资能力成长战略财务灵活性财务风险

Z记分值

Z=3.3*X1+1.2X2+1.4*X3+0.6*X4+X5，其中：X1、X2、X3、X4以及X5分别指息税前利润占总资产比例、营运资本占

总资产比例、留存收益占总资产比例、权益市值与债务比、销售额占总资产比。Z值越低，财务风险越高；反之则越低

税盾作用股本结构

实际所得税国家股比重流通股比重第一大股东比重

股权集中度股市投资者的评价

前三大股东的赫芬达尔系数

ETRNSTSFSSHHIQ

所得税费用／利润总额国家股占总股数比重流通股占总股数比重

第一大股东股数占非流通股比重计算公式：SHHI=x1+x2+x3，xi为第i大股东持股比例。SHHI越低，股权越分散。

（流通股股数+修正的非流通股股数）*年平均股价/总资产账面价值，修正系数见Z值的修正系数

2

2

2

Q值

3.产品市场表现指标

成长性盈利能力

盈利能力的波动性

主营业务收入增长率总资产收益率

ROA的标准差

GSROASTDROA

衡量产品市场上的成长力的实现

计算前三年平均净资产收益率值（不含当年）采用t-3至t年ROA的标准差

是在该方法检验下，犯第一类错误的概率也是最大的，也就是说，LLC相比其他方法，容易拒绝单位根的原假设。根据我国学者殷锐（2007）年的研究，在小样本下，LLC的检验功效虽然比IPS、Fisher检验的功效高，但是其实际检验水平也比后两者高，而IPS恰好相反，出于稳健性目标，对小样本面板数据最好选择Fisher检验。因此，综合以上各种结论，考虑到本文数据长度的不足，以下面板数据的单位根检验将以LLC和Fisher—ADF为主。因篇幅所限，检验统计量结果省略。

经检验，房地产行业的样本数据单位根检验结果为一阶单整变量的有：LEV、INC、TA、SCUAS、ROC、RE1、RE2、ETR、TS和FS，其余的均为平稳变量；批发零售业样本公司的单位根检验结果为一阶单整变量的有：LEV、INC、TA、RE1、RE2、SHHI以及TS，其余为平稳变量；电力煤气及水的生产与供应业样本数据为一阶单整变量的有：LEV、TA、INC、ROC、RE1、RE2、ETR、TS、SHHI、STDROA、Q，其余变量为平稳的。2.2协整检验

(1)一阶单整变量之间的协整检验

对于非平稳数据，只有当变量之间具有协整关系才有可能使建立的计量模型正确地反映变量之间的经济关系。此部分我们将检验上述一阶单整变量之间的协整关系。EViews6.0给出了三种面板数据协整检验的方法，分别是Pedroni检验、Kao检验、Fisher检验（也称之为CombinedJohansen检验）。

表2统计量检验方法

年平均贷款利率与年平均市盈率的单位根检验年度加权平均贷款利率水平数据检验式含截距项

年平均市盈率检验式含截距项

据进行平稳性检验。固定效应模型的估计结果分别见方程1、2。方程1、2

的残差数据分别记为RESID1和RESID2，对残差变量进行单位根检验，检验结果见表3。批发零售样本的一阶单整变量之间的协整检验结果见表4。检验的结果表明，LEV、INC、TA、RE1、RE2、SHHI、TS这七个变量之间具有协整关系。以

LEV为被解释变量，INC、TA、RE1、RE2、SHHI、TS为解释变量，运用固定效应模型进行OLS估计，估计结果见方程3，其残差变量记为RESID3，RESID3的单位根检验结果（见表3）

同样证实了协整检验的正确性。

LEVi,t=77.1966+1.2594INCi,t-2.0077TAi,t-0.0142SCUASi,t-(2.8004***)(1.3050)(-1.3045)(-0.3371)

0.1274ROCi,t-3.2237RE1i,t+1.1720RE2i,t+0.0277ETRi,t+(-1.3198)(-15.3067***)(12.3484)(0.5446)

（1）0.1212TSi,t-0.1038FSi,t+ε1i,t

(2.3611**)(-1.6388)

（注：上式括号内为t统计量，***表示在99%的检验水平上显著，**表示在

95%的检验水平上显著，*表示在90%的检验水平上显著。下同）

ADFKPSSDF-GLSERS可选点

Statistics-5.160460.411296-3.3612365.16475

5%level-3.119910.463-1.970982.97

Statistics-3.3970.172805-1.38752-4.47018

5%level-3.09890.463-1.97403-3.0989

LEVi,t=-231.0936+0.729INCi,t+13.4786TAi,t-2.4845RE1i,t+

(-7.0714***)(0.4801)(6.1368)(-9.9827***)

0.6564RE2i,t+1.1502SHHIi,t-0.1725TSi,t+ε2i,t(6.1069***)(0.2631)(-1.7460*)(2)

LEVi,t=-188.3606+2.5846INCi,t+8.3854TAi,t-0.4847ROCi,t-(-5.5620***)(1.2611)(3.2963***)(-2.2993***)

2.2164RE1i,t+0.4788RE2i,t-0.1240ETRi,t+24.9598SHHIi,t-(-6.9186***)(3.0333***)(-1.2880)(1.9814*)0.1201TSi,t+0.0182STDROAi,t-0.2390Qi,t+ε3i,t(3)(0.4927)(0.0278)(-0.1307)

根据固定效应模型的OLS估计结果来看，三个行业的估

计式中均有不显著因素，其中原因可能是存在多重共线性的问题，也有可能是从长期来看，该变量本身并不对资产负债率有显著的影响。这里，我们将在协整检验的基础上，采用逐步回归法挑选既与LEV具有长期稳定关系又作用显著的变

统计与决策2011年第2期（总第326期）

注：除KPSS为右侧检验，其他三个均为左侧检验

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资本结构

量。经此步骤分析，房地产的协整关系如方程4所示，该方程的调整的R2为0.88，残差平方和为2782.41，并将得到的残差数据记为resid4：

LEVi,t=56.3672-3.1824REIi,t+1.5553RE2i,t+ε4i,t(4)

(28.1231***)(-18.5181***)(15.1344***)

从方程4可知，对房地产行业的九个一阶单整的解释变量仅有RE1、RE2对LEV有显著的长期稳定关系。根据协整理论，LEV与RE1、RE2之间可建立短期波动模型，见式5。残差滞后项系数显著为负，从而也证实了方程4中协整关系

的存在。短期波动模型中各变量的短期影响显著，模型的调整后的R2为0.68，SSE为1958.60，说明除协整变量之外仍存在其他变量影响资产负债率的变动。

0.5358ROCi,t-24.4806SHHIi,t+ε8i,t(-2.7446**)(2.1786**)

△LEVi,t=-2.1499△RE1i,t+8.4609△TAi,t+0.7174△RE2i,t-(-7.1935***)(2.0876**)(5.2684***)

0.3893△ROCi,,t-21.6644△SHHIi,t-0.5113resid8i,t-1+ε9i,t(-2.2017**)(-1.1329)(-5.0308***)

(8)

(9)

△LEVi,t=-2.9131△RE1i,t+0.9943△RE2i,t-0.4913resid4i,t-1+ε5i,t

(-13.2188***)(11.5329***)(-4.7762***)(5)

对批发零售业样本数据进行逐步回归的协整分析，得到批零行业样本资产负债率与一阶单整变量之间的协整关系和误差修正模型（见方程6、7），方程6得到的参差数据记为resid6：

LEVi,t=-229.3393+14.1846TAi,t-2.4513REIi,t+0.6462RE2i,t-(-7.1346***)(8.4112***)(-10.3173***)(6.1865)

0.1848TSi,t+ε6i,t(6)(-2.1486)

△LEVi,t=12.7194△TAi,t-1.8260△RE1i,t+0.5304△RE2i,t-(5.6102***)(-9.3114***)(5.9065***)

0.1540△TSi,t-0.4975resid6i,t-1+ε6i,t(-1.7246*)(-7.8252***)(7)

上述方程可知，批发零售行业的资产负债率与TA、RE1、RE2以及TS之间存在显著的长期稳定关系。误差修正模型中的误差修正项系数显著为负的事实证实了这一点。方程6中TA前的系数说明，规模越大，资产负债率越高。该结论同样与前人所做的研究基本相同。流通股比例在95%的检验水

平上对资产负债率有长期稳定的负相关关系。该结论与冯根福等（2000）的主成分分析法研究结果一致，流通股比重过小，配股可能难以取得成功，配股价相应降低，从而增加配股成本；而流通股比重高时，配股容易相对通过。但TS对LEV的显著影响仅发现在批发零售业样本数据中。

电水煤供应业样本数据的协整关系和误差修正模型分别见方程8和方程9，方程8的残差数据记为resid8：

该行业样本的资产负债率与五个一阶单整变量之间具有协整关系，分别为RE1、RE2、TA、ROC以及衡量股权集中度的SHHI。资产负债率与货币资金比例的负相关关系表明，货币资金比重越高，资产负债率越低，反之则负债率高。货币资金比例高一方面说明了财务状况运行良好，另一方面也说明了企业的投资机会少，资金需求小，若此时存在较高的负债率，企业必然会偿还部分债务；货币资金少，说明投资资金供不应求，需要外部资金的补充。前三大股东的赫芬达尔系数SHHI衡量股权集中度，显著为负的系数说明股权越集中，负债率越低。此结论支持李志文，宋衍蘅（2003）的研究成果，即股权相对集中的企业偏向股权融资，通过募集权益资金主要用于与大股东密切相关的项目，从而达到大股东利益的最大化。

在上述三个行业的协整方程中，RE1以及RE2在三个行业中均对LEV有长期的协整关系，且这种关系均在1%的检验水平上显著。RE1对LEV的影响为负，即比例越高，负债率越低，证实了融资优序行为在我国上市公司的融资决策中确实存在。另外，在逐步回归过程中发现，RE2非但没有与RE1产生多重共线性，而且对LEV产生了显著为正的长期关系。RE2衡量了管理者对企业成长性的战略意识，从而说明了管理者的成长战略意识对负债率有显著的正影响。

上述协整模型的调整的拟合优度均在0.8以上，F统计量在0.000下显著；误差修正模型的拟合优度均在0.6以上。三个行业的误差修正模型中的修正项都在0.000下显著为负，证实了资本结构与其影响因素之间的稳定机制的存在，说明在给定条件下存在最优资本结构。但各个行业影响均衡资本结构的因素不一致，从而也说明了各行业融资决策机制的不同。

(2)协整方程的扩展

上述协整方程是仅考虑一阶单整变量的协整，除方程中的一阶单整变量之外，剩余因素对资产负债率的影响都包含在误差项中。既然协整方程中的一阶单整之线性组合已是零阶单整的，我们可以在此基础上加入其他平稳变量，考察这些因素对资本结构的影响。为了避免多重共线性的问题，同样采用逐步回归法加入其他平稳变量。房地产行业的扩展协整方程见方程10。该协整模型调整的R2为0.92，残差平方和为1911.94，较方程4的R2以及SSE都有所改善。该协整关系的误差修正模型见方程11所示，调整的R2为0.71，SSE为1371.62。

LEVi,t=-193.6553-2.0994RE1i,t+10.7560TAi,t+0.4761RE2i,,t-(-6.4229***)(-7.4071***)(7.4053***)(3.3543***)

表3残差变量

检验方法

残差变量的单位根检验结果检验式一

检验式二

检验式三

RESID1RESID2RESID3

LLCADF-Fisher

LLCADF-Fisher

LLCADF-Fisher

Statistic-1.5625.94-2.4914.41-7.1067.53

p0.060.030.010.280.000.00

p0.060.030.010.280.000.00

p0.010.000.000.020.000.00StatisticStatistic-7.42-7.4269.7569.75-6.29-6.29-52.58-52.58-7.27-7.2795.6695.66

注：检验式一为含趋势项和截距项的检验式，检验式二中仅含截距项，检验式三不含截距项和趋势项。下同。表4检验方法

批发零售样本一阶单整变量之间协整检验

检验式一

检验式二

检验式三

Statistic

ADF-Fisher-2.48Kao--p

0.01--Statistic-2.00-3.69p0.020.00Statistic-4.11--p0.00--

LEVi,t=58.2438-3.1172RE1i,t+1.0927RE2i,t+4.1870D1i,t-(46.4129***)(-14.7404***)(13.3732***)(2.9889***)

0.3632STDROAi,t-1+0.4903Zi,t+ε10i,t

（10）(-2.1655**)(-1.7771*)

△LEVi,t=-2.9316△RE1i,t+1.0020△RE2i,t+2.9473△D1i,t-(-11.6711***)(10.8873***)(1.6706***)

0.3207△STDROAi,t-1+0.2908△Zi,t-0.4973resid10i,t-1+ε11i,t

（11）(1.17146*)(1.6507*)(-3.9503***)

由协整方程10可知，股权分置改革虚拟变量对房地产

行业样本的资产负债率有显著的正的影响。另外两个指标STDROA与Z均为衡量企业的风险因素。前者为企业的产品

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统计与决策2011年第2期（总第326期）

资本结构

市场的风险，后者衡量企业的财务风险。Z值越低，企业的风险越高。两者的系数都说明了风险越大，资产负债率越低。

批发零售行业的扩展协整方程与相应的误差修正模型如方程式12、13所示：

LEVi,t=171.9894+11.7757TAi,t-1.3466RE1i,t+0.3871RE2i,t-(-5.4134***)(7.1047***)(-5.0161***)(3.6483***)

0.3815TSi,t+5.2726D1i,t+2.7584Zi,t+4.2869Qi,t+0.0613PEt+

(-4.1640***)(3.2919***)(-6.4523***)(4.4587***)(-2.0388**)

0.0202GSi,t+ε12i,t

（12）(1.8500*)

△LEVi,t=11.7469△TAi,t-0.8457△RE1i,t+0.2694△RE2i,t-(5.4847***)(-3.8303***)(3.0544***)

0.2626△TSi,t+3.9243△D1i,t+2.5645△Zi,t+3.6301△Qi,t-(-3.0306***)(2.9120***)(-6.4659***)(4.5155***)0.0525△PEt+0.0060△GSi,t-0.5307resid12i,t-1+ε13i,t(-3.0498***)(1.0704)(-8.3099***)(13)

由方程12可知，除TA、RE1、RE2、TS对资本结构有长期显著的影响之外，D1、Z、Q、PE以及GS均显现出与批发零售业的资本结构具有长期的稳定关系。D1的系数说明股权分置改革对批发零售行业的资本结果有显著的正影响。Z值

系数表明风险越高，资产负债率越低。另外，市场对公司的评价越高，资产负债率越高。年平均市盈率对资产负债率的影响为负，即年平均市盈率高的年份，资产负债率低，说明了批发零售样本存在利用市场的不对称性时机性融资的行为。成长性指标GS与RE2都对资产负债率的影响显著为正，可见批发零售样本企业融资决策中既受主观成长战略的影响，同样也受成长力的客观表现的制约。但是在资本结构的短期波动模型中△GS的系数并不显著，说明其短期波动对资产负债率的变动影响很小。

加入平稳变量时，电力、煤气及水的生产与供应业的扩展协整方程和误差修正模型如方程14、15所示：

LEVi，t=-166.1910-1.5448RE1i,t+8.9716TAi,t+0.4834RE2i,t-(-3.9653***)(-4.9030***)(4.7470***)(3.3196***)

0.3766ROCi,t-29.1998SHHIi,t-0.8066ROAi,t-1.0140It+0.3280Zi,t+ε14i,t(-2.0553**)(2.7422***)(-3.2293***)(2.4621**)(-1.9582*)

（14）

△LEVi,t=-1.2017△RE1i,t+4.2494△TAi,t+0.5277△RE2i,t-(-3.7660***)(1.1169)(4.0363***)

0.2915△ROCi,t-19.5679△SHHIi,t-0.5956△ROAi,t-0.8180△It+(-1.9102*)(-1.1658)(-2.7539***)(1.9604*)0.6002△Zi,t-0.5494resid14i,t-1+ε15i,t

(-4.4797***)(-5.4077***)

（15）扩展的协整方程14中在方程8的基础上加入了三个显著影响资产负债率的平稳变量，分别是盈利能力指标ROA、贷款利率I以及财务风险指标Z值。方程15中的误差修正项显著为负，证实了式14中资产负债率与各变量之间协整关系的存在。在协整方程14中，ROA、I以及Z前系数分别说

明，对电煤水供应业来说，盈利能力越强，贷款利率越高，财务风险越大，其负债率越低。但没有发现股权分置改革虚拟变量对电水煤供应业样本的资产负债率的显著影响，本文认为原因是电力煤气及水的生产与供应业企业的非流通股比重一直很高，就本文所选样本而言，股改后国家与机构股占比仍然在70%以上。由此可以推测，类似于电力煤气及水的生产与供应业这样的公用事业企业，股权分置改革的影响在近期内不会很显著。

从方程式10、11、12可知，财务风险指标Z值对三个行业的资产负债率都有显著的正影响。但是影响程度不同，对资产负债率影响最大的是批发零售行业。说明批发零售行业的资产负债率对财务风险敏感性较强。从三个行业的误差修差方程11、13、15可见，三个行业的误差修正项系数大致相当，均在0.5左右。也就是说，如果上期资产负债率偏离了均衡状态1个百分点，则下期企业将向均衡状态调整0.5个百分点。

3主要结论

(1)经资本结构与各因素之间的协整关系分析，三个行业

均存在资本结构的优化调整机制。具体来说，当经济条件发生变化的情况下，存在内部机制使得资本结构向均衡水平调整。各行业资产负债率的优化调整速度大致相当，均在0.5左右。

(2)动态机制的存在，说明存在最优资本结构。各个行业的最优资本结构由所处的经济条件决定，由此动态资本结构权衡理论在本文得到支持。影响各行业资本结构的因素不一致。资本结构的研究须区分行业。

(3)内部融资能力以及管理者的成长战略对本文所选行业的资产负债率均有显著的协整关系。内部融资能力越强，负债率越低。管理者对公司的成长战略意识越强，负债率则越高。在扩展的协整方程中发现，财务风险对所选行业的资本结构均有显著的影响。风险越高，负债率越低。另外，尽管股权分置改革的时间还不长，但对资本结构的影响效果已初步显示。

(4)关于资本结构决策中管理者偏好的问题，本文中仅作为面板模型中的固定效应的一部分，这是本文的一个遗憾与不足，对于此部分的具体衡量还有待研究。本文的另一个缺陷是上市公司的上市时间还不够长，保持持续性经营的上市公司不多，数据过短直接影响单位根检验和协整检验功效，甚至影响变量之间因果关系的显著性。

参考文献：

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(责任编辑/易永生)

统计与决策2011年第2期（总第326期）

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