資本結構對上市家族企業績效的影響

摘 要： 文章從資本結構入手，通過對在深證及上證上市的124家家族企業的實證分析表明：家 族企業負債與托賓Q值正相關，與凈資產收益率呈負相關，與企業成長性無顯著關系；且不 存在一個理論臨界值及負債區間。

關鍵詞:家族企業 資本結構企業績效負債率

中圖分類號:F830.91文獻標識碼:A

文章編號:1004-4914(2008)02-093-03

20世紀90年代以來，伴隨著世界范圍的科技進步，新產業的不斷發展，中國涌現了一大 批中小型的家族企業，為擴大就業，活躍我國經濟以及提升產業結構水平做出了貢獻。然而 ，家族企業的出生背景，使得資金、人才、管理等方面的弱勢成為扼制其發展的瓶頸，尤其 是融資渠道少，資信程度低，籌資能力弱等問題，一直困擾著家族企業。而通過資本市場直 接融資更是難上加難，在事實上局限了企業的發展，再加上對資本結構對企業績效影響的研 究成果中很少涉及到對家族上市企業的研究，因此，十分有必要將家族企業從一般企業的范 圍中抽離出來對其資本結構進行研究。

資本結構與公司績效的關系受到諸多因素的影響，在不同時期和環境下可能會得到不同 的實證結果，需要不同的理論進行解釋，利用最新的數據進行有關的實證檢驗分析仍然具有 重要意義。尤其上市家族企業作為家族企業中的優秀代表，其行為模式具有一定的示范效應 。研究家族上市公司資本結構與企業績效的內在關系，尋求家族企業績效最大化的資本結構 ，對于提高企業績效水平，推進家族企業成功轉型，大力發展民營企業更是具有重要的現實 意義。我們著重于利用截面數據及年度平均數據，從企業的資本結構（企業負債率）對企業 績效（凈資產收益率、企業成長性、托賓Q值）的影響程度以及從統計意義上的定量關系來 對我國家族上市公司資本結構與企業績效的內在關系進行實證分析，借以尋求優化資本結構 的有效途徑。

一、文獻綜述

追溯企業發展的歷史，可以說自企業融資活動出現以后，資本結構便成為經營者必須考 慮的問題。這是因為資本結構直接影響企業的融資成本，進而影響企業經濟效益。從上世紀 60年代就有許多經濟學者對此進行了深入研究。Durand（1952）的《企業債務和股東權益 成本：趨勢和計量問題》拉開了資本結構理論研究的序幕。隨后，Modigliani和Miller（19 58）揭開了資本結構理論研究的新篇章。此后，有關企業資本結構的文章層出不窮，對企業 資本結構的研究不斷深入，資本結構問題已成為企業理財的焦點問題之一。

我國關于資本結構與公司績效關系的研究成果倍出，而各位研究者得到的結論也不一致 ，研究結論大多認為兩者為負相關關系。陳小悅，李晨(1995)通過對1993年3月31日之前上 市的30家公司進行月度數據（1993年7月——1994年3月）的統計分析，發現上海股市收益與 負債權益比率呈顯著負相關；陳小悅，徐曉東（2001）對股權結構、企業業績和投資者利益 保護的經驗研究顯示：由于我國外部投資者利益缺乏保護，長期財務杠桿與企業績效成反比 ；李義超和蔣振聲(2001)對50家1992年以前上市的公司的實證結論表明公司的資本結構與績 效 呈非線性關系，并且存在一個最優資本結構，使得企業績效最大化；張佳林等(2003)對電力 行業上市公司的實證研究表明， 資本結構和公司績效為正相關關系；肖作平(2005)認為在 資本結構與公司績效存在互動關系的基礎上，公司的凈資產收益率與負債水平顯著負相關。

以上主要是一般公司資本結構對企業績效的影響，而對家族企業的研究焦點主要集 中在企業如何適應新形勢下的發展以及如何向現代企業轉型的理論分析上，實證研究則多 從微觀的角度進行分析，對家族企業資本結構對績效影響的研究較少。譚利（2005）從獲利 能力、公司規模、公司成長率、家族因素、股權集中度、股權離散度、區域因素和上市方式 等方面對我國146家家族上市公司的資本結構影響因素進行了實證分析，結果表明企業規模 與資本結構正相關；經營績效與資本結構負相關。王素蓮、柯大鋼（2007）以滬深兩市的制 造業家族上市公司為研究樣本，得出結論：家族企業不存在最優資本結構，而是在一定條件 下存在資本結構與企業價值的正相關關系；家族企業的借款比率、家族股東的股權集中度與 企業價值相關性不顯著。

二、研究假設

企業績效是衡量企業質量的重要指標。在信息非對稱的條件下，業績較好的企業為了有 效地將自己與業績較差的企業區分開來，常常采用高負債的策略。由于高負債常常伴隨著高 風險，低質量企業不敢模仿高質量企業采用高負債策略。這樣，通過高負債，業績較好的企 業將自己與業績較差的企業區分開來。因此，我們提出假設：

假設H1:家族企業負債與企業績效正相關。雖然我們假設家族企業負債與企業績效呈正 相關的關系，但企業并未是負債越多越好， 過高的負債率會使企業背上沉重的債務負擔，這將會極大程度地影響其聲譽及業務的發展， 嚴重者甚至會將其置于死地，因此，我們提出此項假設：

假設H2:存在一個理論臨界值。在這一臨界值的限度之內，企業負債與企業績效正相關 ；超過這一臨界值，高負債將帶來高風險，進而導致企業績效下降，企業負債與企業績效更 會轉而呈反相關。

理論上的臨界值可以作為企業的決策參考。但在實踐工作中受多種不確定因素的影響， 機械的套用理論臨界值可能導致決策的失誤。在企業理財的實踐中，由于各個企業所處的行 業不同、發展階段不同、經營規模不同、競爭環境不同，使得不同企業的負債水平呈現多樣 化與復雜化的態勢。面對理論與現實的沖突，設想存在一個企業績效最大化的合理負債區間是合 理的、有益的。所以，我們做出如下假設:

假設H3:存在一個合理的負債區間。在此區間內，負債率的增加會提高企業的經營績效。

三、模型與數據

(一)樣本的選取與統計性描述

以往對上市公司資本結構的實證大多采用的是月度數據作為研究對象（陳小悅，2001） ，而本文采用年度數據進行分析，在樣本選取和分析時段的選擇中，我們遵循了如下原則 ：根據2006年新財富500富人榜所提供的名單以及他們對上市公司的控股情況為主要范圍篩 選出企業名單，共選擇了154家家族控股上市公司(不包括家族企業在境外上市的公司)為研 究樣本。為了保證數據的有效性，盡量消除異常樣本對研究結論的影響，因此，剔除了金融 類公司（由于金融類公司資本結構有著特殊性，國內外在研究資本結構時都將金融類公司另 類處理），以及公司處于財務狀況異常狀態的ST公司和PT公司，最終得到124家家族控股上 市公司為研究樣本，以其2001年～2005年作為分析時段。

所使用的數據全部來自上市公司的年度報告，數據來源包括: 中信建投信息系統，www. sse.com.cn、www.cnlist.com和www.cninfo.com.cn等網站。

(二) 衡量指標

1. 企業的資本結構變量主要通過企業賬面資產負債率（DAR）來體現，它是指負債總額 與資產總額的比率，這個指標表明企業資產中有多大比例是通過借債來籌資的，同時也可以 用來檢查企業的財務狀況是否穩定及衡量企業保護債權人利益的程度。

2. 公司績效變量。考慮到單一指標難以準確反映企業價值，同時兼顧數據的可獲得性 ，我們分別使用凈資產收益率（ROE）、主營業務收入增長率（MOIG）、托賓Q值三個指標來 衡量公司績效：

ROE——是凈利潤與年末所有者權益的比值，主要用來衡量公司運用股東投入資本的 獲利能力，是反映資本收益能力的通用指標，而在我國，凈資產收益率指標因為在上市監管 中的標尺作用而受到嚴重操縱，并且它是以歷史數據為基礎的會計報酬率，無法反映現在和 未來的公司價值，在研究中作為公司績效的替代指標有一定局限性，因此，需要其它指標加 以輔助。

MOIG——由于許多上市公司熱衷于委托理財和資產重組，凈資產收益率可能不會反 映企業的實際盈利能力。只有主營業務突出的公司，才能在競爭中占據優勢地位。所以，主 營業務收入增長率（MOIG）用以彌補凈資產收益率的缺陷也是可以備用來衡量公司績效的重 要指標之一。其計算方法如下：

托賓Q值——被定義為公司的市場價值與資本重置成本之比( James Tobin，1969)， 對企業價值具有反映作用。按照規范的計算方法，托賓Q值為企業市場價值（FMV）與其資產 重置價值（FARV）之比。但受數據資料的約束，企業資產重置價值（FARV）的計算較為困難 。為此，我們用企業資產的賬面價值（FABV）代替企業資產重置價值計算Q。其計算如下：

(三)數學模型及分析方法

對資本結構與企業績效的研究，國際上常用直線回歸模型。線性模型的優點在于它能很 好地擬合變量之間的線性關系，在自變量集的邊界求得極值，卻難以為我們提供變量之間的 最優組合區間。國外對資本結構與企業績效的實證研究為我們指明了資本結構最優區間的存 在。因此，單純采用線性模型難以充分說明資本結構與企業績效之間的關系。為了克服直線 回歸模型的不足，我們借鑒McConnell和Servaes(1990)研究企業績效與股權結構的方法，運 用二次函數進行曲線回歸(孫永祥、黃祖輝在研究企業績效與股權結構時也采用了同 樣的方法，1999)，以求探尋最佳資本結構的合理區間。其模型如下：

四、統計結果與研究結論

（一）相關分析

為了初步檢驗模型的合理性，我們對有關參數首先進行了相關分析（見表1）。相關分 析表明，反映企業績效的指標（ROE、MOIG、Q）之間相關關系極其微弱，說明這些指標之間 存在一定的互補性。如果僅用上述指標中的某一項，很難準確反映企業績效。反之，綜合運 用上述指標，構筑一個反映企業績效的指標體系，能夠更好地衡量企業績效優劣。相關分析 還表明，負債率（DAR）與凈資產收益率（ROE）之間存在著較為顯著的相關關系，與托賓Q 值、企業成長性（MOIG）之間的相關關系則相對較弱。但相關分析只能初步揭示變量之間的 相互關系，要進一步認識變量間的內在聯系，造出最優資本結構，還需進一步做相關的回歸 分析。

表1 樣本公司有關參數的相關分析

(二)模型回歸結果分析

1．凈資產收益率與負債率。

方程(1)的回歸結果（見表2）：除2001年和2003年兩年的檢驗結果顯示ROE與DAR之間不 存在 顯著的相關關系外，其余年份都顯示兩者之間呈顯著負相關關系，且DAR系數都通過了5％的 顯著性水平檢驗。為了總體把握ROE與DAR之間的相互關系，我們對樣本公司有關參數的年度 平均值進行了回歸，回歸結果表明兩者之間在5％的水平上呈顯著負相關。因此，從凈資產 收益率方面衡量企業績效時，拒絕假設H1。

方程(2)的回歸結果（見表3）：由于2001年和2003年兩年的檢驗結果未能證實ROE與DAR 之間 的線性關系，因此，我們利用模型（2）對這兩年的數據進行回歸，驗證其是否滿足二次函 數 關系，并檢驗是否存在最優負債區間。分析結果顯示，2003年的數據通過了10％的顯著性水 平的t檢驗，而2001年并未通過t檢驗和F檢驗，這說明就這兩年的截面數據而言ROE與DAR之 間不存在顯著的二次函數關系，因此，被解釋變量不存在最大值，亦不存在最優負債區間。 假設H2和H3同樣被拒絕。

表2 方程(1)的回歸結果

2．成長性與負債率。

方程(3)的回歸結果（見表4）：對MOIG與DAR截面數據的線性回歸分析表明，2002年、2 00 3年兩年間成長性與負債率之間存在顯著的正相關關系，其他年份及年度平均值則沒有通過 顯 著性檢驗（見表4）。因此，從成長性方面衡量企業績效時，兩者之間的關系并不顯著，拒 絕假設H1；那么，MOIG與DAR之間是否存在方程（4）所示的非線性關系呢？對通過樣本公司 有關參 數平均值的回歸分析結果表明，無論是常數項還是自變量都未能通過10％顯著性水平的t檢 驗。這表明作為企業績效重要指標的MOIG與DAR之間不存在二次函數關系（見表5），即拒絕 假設H2和H3。

表4樣本公司MOIG與DAR的線性分析結果

表5樣本公司MOIG與DAR年度平均值的二次函數回歸分析結果

3．托賓Q值與負債率。

方程(5)的回歸結果（見表6)：截面數據線性回歸分析表明，除2002年的數據沒有通過 統計檢驗以外，多數年份以及年度平均數據顯示托賓Q值與負債率之間都存在顯著的正相關 關系，且2001年和2005年的數據還通過了5％的顯著性水平檢驗。因此，接收假設H1。

2002年托賓Q值與負債率之間不存在線性相關關系。那么，是否存在非線性關系呢？應 用模型（6）進行非線性回歸分析，分析結果表明，兩者之間則不存在這種二次函數關系（ 見表7）。再結合大多數年份及年度平均數據呈顯著正相關的截面分析結果，我們拒絕假設H 2和H3。

表6 樣本公司托賓Q值與DAR的線性分析結果

表72002年托賓Q值與DAR的二次函數回歸結果

五、結論與建議

綜合以上實證分析結果，我們可以就資本結構與企業績效之間的關系得出如下結論：

（一）資本結構與家族企業績效的關系

1．資本結構與凈資產收益率呈負相關關系；這在一定程度上是由于由負債增加資本后 ，所帶來的增加的收益比例小于資本擴大的比例，這說明我國的上市家族企業利用負債的效 率有待提高，在這種情況下，理性的公司會盡可能地降低自身的負債率以提高凈資產收益率 ，但從我們所選取的樣本來看，負債率卻顯示出上升的趨勢，這一方面與我們從方程（5） 所得出的結論即提高負債率可以提高托賓Q值有關，再者也顯示我國股市正逐步從不規范向 規范發展。

2．資本結構與家族公司成長性關系不顯著；就資本結構與公司成長性而言，只有2002 年 和2003年的數據通過了10％水平顯著性檢驗。鑒于這種分析結果，我們得出資本結構對公司 成長性沒有顯著影響的結論。事實上，成長性與負債率之間的關系存在多種情況：（1）當 所有者權益既定時，提高負債率表明企業通過負債融資來擴大企業的經營規模，此時成長性 與負債率之間表現為正相關關系；（2）當企業負債規模既定時，負債率的提高意味著企業 資產規模的萎縮，其成長性與負債率之間呈負相關關系；（3）當企業資產規模既定時又表 現為兩種情況：一是當企業負債在合理范圍內時，負債率與企業成長性之間呈正相關關系； 二是當企業已超出合理的負債范圍時，負債率與企業成長性之間則呈負相關關系；（4）當 所有者權益與負債規模同時變化時，企業成長性與負債率之間的關系則更為多樣化：若 所有者權益與企業負債同比變化，企業資本結構表現為負債率水平不變，而企業績效則表現 為高速成長性，此時成長性與負債率之間不存在相關關系；若所有者權益的增長速度超 過負債規模的增長速度，成長性與負債率之間的關系則很可能表現為負相關關系。若負 債規模的增長速度大于所有者權益的增長速度，成長性與負債率之間的關系則很可能為正相 關關系。因此，在選擇負債水平時一定要根據企業當時所處的情況而定。

3．家族企業資本結構與托賓Q值呈正相關關系；我們所選取的樣本公司負債水平介于10 .75％～76.31％之間，平均為45.71％，這說明總體來看我國上市的家族企業負債水平還較 低，這與我國民營企業融資難的原因是密不可分的，但從另一方面也說明，從體現企業市場 價值的托賓Q值方面來看，家族企業可以適當地提高負債水平以提高自身的市場價值。

（二）不存在理論上的負債臨界值和最優負債區間

這一結論與權衡理論與代理理論的觀點并不相符，就權衡理論而言，當負債達到一定水 平后，負債的稅收優惠可能就因此而增加的破產風險所抵消，進而導致績效的下降。從代理 理論來看，負債水平的提高可能使債務代理成本的上升超過因此而導致的股權代理成本的下 降，進而導致總代理成本的上升與企業績效的下降。但結合事實我們應該發現，“無債并非 一身輕”，低負債同樣面臨著虧損的危險。其原因在于缺乏債務人監督的情況下代理人與股 東之間的股權代理成本過高。企業在低負債水平上適度提高杠桿水平，既可以強化債權人監 督、有效降低股權代理成本，又可以享受更多的負債稅收優惠。為了謀求企業績效最大化， 必須理性地選擇負債水平，過高或過低的負債水平都可能導致企業績效的滑坡。

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(作者單位：華南師范大學，中山大學管理學院 廣東廣州 510000)

(責編:賈偉)

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內容請以PDF格式閱讀原文。