基于分位回歸的資本結構與高新技術企業績效相關性研究

萬 平 陳共榮 楊婭琴

一、引言

關于資本結構與企業績效之間的關系，最早可追溯到美國經濟學家Modigliani&Miler所提出的MM定理。他們認為，在無稅收及完全市場條件下的企業，其資本結構與市場價值無關。近半個世紀以來，該理論吸引了眾多經濟學家不斷跟進，對資本結構理論進行更深入的研究，并在此領域取得了豐碩的研究成果。隨著對市場競爭這一假設條件的逐步放松，Schwartz和 Aronson（1967）提出了：研究不同行業的資本結構是否具有顯著差異可以作為研究最優資本結構的一種替代方法。若資本結構的行業差異顯著，則可能存在最優資本結構，反之，若不同行業的資本結構完全是隨機形成的，則說明可能不存在最優資本結構。我國學者郭鵬飛、孫培源（2003）的研究認為：行業是影響我國上市公司最優資本結構重要因素，不同行業上市公司的資本結構具有顯著差異，而同一行業上市公司的資本結構具有穩定性。實證研究表明不同行業上市公司的資本結構與企業績效的關系差異很大，甚至出現了研究結果相悖的情況，例如：陸正飛和辛宇（1998）以機械及運輸設備業的35家上市公司進行多元線性回歸，得出了資本結構與企業績效負相關的結論；張佳林等（2003）以電力行業的上市公司為例，采用截面分析法和Pearson相關系數，得出了資本結構對企業績效有積極的促進作用的結論。國外的學者Brander和Lewis在委托代理理論（Jensen&Meckling）基礎上，加入產業組織變量，對資本結構與企業績效之間的關系進行了研究，得出了兩者正相關的結論；但“啄食”順序（Myers and Majluf，1984）這一傳統的理論則認為兩者之間呈現負的相關性。

高新技術產業集科學研究、技術開發和新產品研制于一體，高投入、高風險、高智能、高聚集性、高競爭性以及高回報于一身，并以其能促進經濟增長、增加勞動就業、優化產業結構、提高綜合國力的優勢自20世紀90年代以來就成為了人們關注的焦點。我國的高新技術產業在現今產業發展減速和不確定因素增加的全球背景下，依然保持了良好的發展勢頭，成為拉動國民經濟增長的重要力量。但與發達國家相比，我國的高新技術產業還存在諸如R&D經費投入不夠、自主創新能力較弱，產品商品化、產業化程度低、經濟效益不高，成長所需的市場環境不健全等亟待解決的問題。要進一步縮小與發達國家間的科技差距不僅需要政府的政策支持，更需要多渠道、多數量的各類型資本“入主”高新技術企業，使之形成合理的資本結構，為高技術產品的孵化及商品化解除“資本”之憂。因此，本文擬立足于高新技術企業，探索資本結構與企業績效是否會在該行業產生不一樣的“火花”，以期為本行業優化資本結構，提高企業績效起到借鑒作用。

二、數據來源及研究方法

（一）變量選取

在本文的分析中，我們參照徐莉萍、辛宇等（2006）選擇的因子分析法來計算反映每個公司年度觀測值的綜合經營績效，將諸多反映企業盈利能力、營運能力等財務指標（總資產收益率、凈資產收益率、銷售凈利率、總資產周轉率、應收賬款周轉率等9大財務指標）進行“歸一化”處理，通過主成分分析確定了三個公共因子，分別是盈利能力、經營效率以及成長能力，累計解釋綜合績效水平大于70%；最后計算各因子得分及相應的權重，得出反映企業績效的綜合績效水平指數Perf。計算公式如下：

其中，factori（i＝1，2，3）分別代表了三個公共因子——盈利能力、經營效率及成長能力，它們是在樣本數據的基礎上，依據因子得分系數計算而來，0.4、0.17及0.15則是各個因子對綜合績效水平的貢獻率。

從現有的研究文獻來看，影響企業績效的因素很多，包括股權結構、債務結構、董事會規模及結構、企業規模等?；诖?，本文選擇企業股權結構變量，企業債務期限結構變量，以及企業規模變量作為回歸模型的解釋變量。這些變量的定義及含義見表1：

表1 解釋變量選取及含義

（二）數據來源

我們以2006～2009年我國高新技術上市公司（包括電子制造業，醫藥及生物制造業、機械、設備、儀表制造業以及信息技術業）為研究對象，剔除了異常數據及缺省數據的公司樣本，最終搜集到341家上市公司2006-2009年度數據共計1364個觀測樣本。所有的數據均來自國泰安信息技術有限公司開發的中國上市公司治理結構研究數據庫。

（三）模型設計

為了更有利于分析債務結構對企業績效的影響，我們把資產負債率拆分為短期負債率（SD）與長期負債率（LD），建立以下回歸模型：

（四）分位回歸基本原理

分位數是一種基于因變量y的條件分布來擬合x線性函數的回歸模型，是均值回歸的拓展。Koenker&Bassett（1978）發展了變量y的分位數估計理論。從理論上說，經典線性回歸考察的是用一組變量去解釋某個因變量的均值，而分位數回歸是通過估計被解釋變量在0～1之間的不同分位數值，對特定分布的數據進行估計。另外在回歸函數的解釋涵義上，分位數回歸與最小二乘法也存在差異：最小二乘法估計式是自變量對因變量的平均邊際效果，而分位數回歸估計式則是對因變量的某個特定分位數的邊際效果，因此分位數回歸能夠提供許多不同的分位估計結果（孫文杰，沈坤榮，2007）。其在具體的估計過程中，對于任何一個分位數回歸而言，參數估計就是要使加權誤差絕對值之和最?。?/p>

其中，yi表示被解釋變量的向量，xi表示解釋變量的向量，τ表示估計的分位數值，當τ在（0，1）內取不同的值時，就可以得到不同的參數估計值，例如：當τ＝0.5時，分位回歸結果與最小一乘法結果一致。由于本文定義的綜合績效水平在樣本企業中的分布存在較為明顯的左偏態、尖峰厚尾和過度偏散的特征（詳見描述性統計），因此，在考察高新技術企業的資本結構對績效的影響程度時，績效水平的高低會造成與資本結構顯著不同的變動關系，也就是說，我們運用分位數回歸模型，是為了得到在綜合績效不同的情況下，高新技術企業的資本結構對績效水平的影響機制。

三、實證結果分析

（一）研究變量的描述性統計

表2所示為回歸模型中各變量的描述性統計的結果。（1）由表2和圖1可以看出，樣本公司的綜合績效水平分布存在較為明顯的左偏態。其均值及中位數均為0，偏態系數為-0.834，說明樣本公司的綜合績效水平大多落在均值的右邊，高于平均水平；同時其存在顯著的尖峰厚尾的特征，尤其是左端拖出長長的尾部，表明存在一些經營情況很差的企業；標準差為0.644和均值0，說明樣本公司之間的綜合績效水平差異非常顯著；（2）國有股比例均值為21.16%，流通股比例均值為64.71%，說明在股權分置改革后，國有股獨大的現象得到了一定程度上的緩解，流通股股數大幅增加，企業資本的流動性增強；（3）股權較為集中，Herfindahl_3的均值達到了15.46%，一股獨大的現象較為嚴重，且國有股為第一大股東的比例也不小；（4）高管持股比例均值為0.0027，說明樣本公司中利用股權對高管人員進行激勵的數量較少且強度不大；（5）樣本公司的資產負債率均值為47.88%，其中短期資產負債率均值為43.43%，占樣本企業負債率的比率均值為91.09%，長期資產負債率均值為4.41%，這說明樣本公司偏好短期融資。

表2 主要變量描述統計分析

圖1 綜合企業績效水平分布圖

（二）分位數回歸結果分析

分位數回歸方法能夠估計y在給定x下整個的條件分布。在本文中，我們選取了具有代表性的分位點：0.05，0.1，0.25，0.5，0.75，0.9，0.95，從表 3中可以發現資本結構各組成部分在不同分位點上對企業績效變量的影響存在顯著不同，具體分析如下：

（1）國有股比例及流通股比例在0.05，0.1，0.25，0.5，0.75的分位數回歸中均顯著，在0.9，0.95的分位點上回歸結果不顯著，且回歸系數總體上隨著分位點的升高依次遞減，說明高新技術企業綜合績效越高，國有控股及流通股的不利影響越小。理論上而言，國有控股的高新技術企業能更直接地享有國家公共財政（稅收優惠、科技投入、政府采購等等）帶來的競爭優勢，但由于正在進行的“公共財政”改革規定政府只有在市場失靈的公共領域才能運用購買、支出等財政手段（楚爾鳴，李勇輝；2005），而不能介入其他競爭行業，這與高新技術企業發展的大量資金需求相矛盾，而且我國R&D投入相對不足，因此國有股并沒有真正地為高新技術企業帶來競爭上的優勢；同時因代理問題及所有者缺位問題在國有企業中往往更為嚴重，進而突出了國有股對企業管理者激勵不當和監督不足，更易引致管理者的道德風險，使管理者主動改進公司管理的動機不足、效率低下（盧文彬，2001）。流通股與被解釋變量的顯著負相關關系可能是因為在我國這樣一個資本證券市場尚且不完善的國家，股票價格嚴重偏離價值的現象比比皆是，資本市場呈現弱型有效的態勢；與此同時，資本市場的投資者投機心理較強，他們既無監督公司的動機，也無監督公司的能力，因此流通股股東在公司治理中的作用顯得異常微弱。

表3 分位數回歸結果

（2）高管持股比例在 0.05、0.75，0.9，0.95的分位點上系數為正，在0.1、0.25及0.5的分為點上回歸系數為負，結果均不顯著，且系數范圍為-0.003～0.033，說明高管持股實際上與企業績效似乎沒有必然的聯系。委托代理理論認為：企業績效與企業家持股比例呈正相關，當經理人完全擁有企業時，代理成本為0，企業績效會達到最大（Jensen&Meckling，1976）。但本文的結果與理論不符可能是由以下兩個因素造成的：首先，與傳統企業相比，高新技術企業不僅資金需求量大、占用期間長，同時還伴隨著投資回報率不成正比的高風險。作為企業代理人的高層管理人員并沒有能力也不愿意去承擔高技術產品從孕育到孵化再到商品化所需付出的代價，即便已經擁有部分的企業剩余索取權，但面對高技術產品開發所需的資金及隨之而來的風險，他們寧愿保持企業當前的利潤水平來維系自己與董事會的合作關系。因為在高度競爭的產業中，企業之間易于形成趨于相同的成本及利潤水平，此時，利潤成為了一種反映企業經營狀況的充分信息指標（劉鳳委、孫錚、李增泉，2007）；其次，在全球范圍內的持續競爭已經使得流程再造和技術改進成為企業競爭能力的源泉，而所有這些的實現大多都是通過員工的智慧來實現的（李興偉，2009），這也決定了人力資本這種特別資產成為了企業最寶貴的資源，是企業持續發展的決定性生產要素。因此人力資本產權應是高新技術企業產權結構不同于傳統企業之所在，它的所有者不僅包括擁有管理能力的高層，更應包括有技術創新能力的核心技術人員，后者才是企業收益的主要創造者，也是企業生產和經營風險的真正承擔者。

（3）股權集中度除了在0.05的分位點上系數為負之外，其余回歸系數均為正，表現為倒“U”型特征，在0.75分位點上達到峰值，表明當高新技術企業的經營績效處于條件分布中上端時，股權集中度的貢獻效應最顯著。根據已有研究結果表明（Shleifer&Vishny（1986）：由于委托代理問題的存在，只能靠擁有較大持股比例的大股東來進行有效監督、支付監督成本，從而改善小股東普遍“搭便車”，對企業治理基本不起作用的現象。由于高技術產品的研發需要很有力的資金及風險支持，股權相對集中則能夠排除中小股東決策不利的影響，加快新產品從“夢想轉化為現實”的速度；然而，股權過于集中容易產生“隧道”行為，控股股東利用各種方法掏空上市公司資產（杜瑩、劉立國，2002），雖然這種“掏空”公司的行為邊際成本很高，但為了一己私利，這種侵害效應還是不同程度地存在，在高新技術企業中也不例外。從本文的回歸結果及圖2可以看出，高新技術企業存在一個較優的、能使企業大股東的治理效應最好的股權集中區間，也即前三大股東持股比例的平方和在18%～21%的范圍內。

圖2 股權集中度分位圖

①圖中的點為股權集中度對綜合績效水平的條件均值回歸，陰影部分為相應的95%置信區間。

（4）短期資產負債率及長期資產負債率均與被解釋變量呈負相關關系，相關系數與分位點的排布總體上呈現兩端較厚，中間略薄的規律，說明條件分布處中端時，負債的負面效應較小。高新技術企業屬于高智能、高風險的行業，其擁有大量智力資本的目的是為了獲得創新收益，該收益本身就帶有高風險性質，這就決定了該行業的破產成本較高。面對激烈的競爭環境，企業需要持續投資研發新產品，增加產品的附加值以維持其市場份額，提高其經濟效益。雖然負債可以滿足企業對資金的渴求，也可以降低企業的資本成本，然而高財務杠桿也會給本來就在創新成果方面存在多種風險的企業帶來很大的負擔。同時產業組織理論認為，在市場競爭程度較高的產業中，資產負債率較低的競爭對手往往會主動發起價格戰，此時高財務杠桿的企業如果投入到此競爭中，債務利息的償還壓力會使得企業的財務能力不足以應對價格戰對資金的大量需求。由于我國知識產權保護體系尚未完全建立，因而對高新技術這樣一個更新速度快、競爭程度高的產業而言，只有在創新初期才能為企業帶來所謂的超額利潤，一旦到了創新的中后期，會由于技術擴散導致競爭優勢逐漸削弱而使企業的營銷成本劇增，當前業務的凈收益快速下降。由此說來，若技術領先帶來的超額利潤由于競相投資而只能維持短期效應的話，高的財務杠桿會給高新技術企業績效帶來不利的影響。

（5）企業規模與被解釋變量呈顯著的正相關關系，而且基本上呈現了企業規模對企業績效的積極影響程度會隨著分位點的升高呈現越來越大的趨勢。該回歸結果可以從三個方面來解釋：首先，高技術產品具有高沉沒成本、底邊際成本的產品結構，這就決定了其巨大的規模經濟性，需要大量地生產來降低平均成本；其次，保持規模報酬遞增的高新技術企業，不僅在積極地尋求增加規模效應的因素，同時也在迅速占領市場的過程中，用標準來控制目標市場，保護既得利益，使得初期高投入、后期低投入的成本結構難以形成規模報酬遞減，從而形成自然壟斷現象；最后，規模企業對人才的吸引力更大，也能為人才的成長提供更廣闊的平臺，作為高新技術企業最寶貴的資源——人力資本更易在規模化的企業中形成群聚效應。

四、結論與政策建議

通過以上分析，本文的結論為：股權結構中國有股及流通股比例與高新技術企業績效呈顯著負相關，當高新技術企業績效處于條件分布低端時，國有股及流通股比例的負面效應是最大的；股權集中度在績效水平50%～75%的分位點即條件分布中上端時貢獻效應最顯著，前三大股東持股比例的平方和在18%～21%的范圍內最優；高管持股比例對企業績效的敏感性缺失；債務結構與企業績效呈顯著負相關；企業規模對企業績效有積極的促進作用。當企業綜合績效水平處于75%這個條件分布端時，資本結構對其的影響最顯著。

本研究對于通過優化資本結構來提高高新技術上市公司的企業績效有著啟示作用。當前，高新技術上市公司應從以下幾個方面來優化企業的資本結構：第一，高新技術企業大多屬于中小型企業，在發展過程中十分強調決策的及時性和靈活性，因此，要重視大股東的治理作用，保持合理的股權集中度，使股權治理效應得到最大的發揮；第二，高新技術企業的管經營者基本上是企業的實際控制人，所有者與經營者高度合一，應建立核心技術人員的股權激勵機制，使他們的人力資本股權化，并將其納入資本結構之中，形成剩余控制權與剩余索取權相匹配的局面，改善委托人和代理人之間的關系，減少監督成本，激勵核心技術人員與經營者一道為企業的可持續發展做長期的投入；第三，高新技術企業的債務結構對企業治理效應所起的作用不明顯，負債的相機治理作用比較消極，應從政策上降低高新技術企業的貸款門檻，準予更多形式的資本進入企業，提供高新技術企業發展所需的資金。第四，嚴肅知識產權保護體系，提高高新技術企業的研發能力，發揮技術的擴散和溢出效應，擴大企業規模，提高市場競爭力，實現技術壟斷，獲得超額利潤。

［1］Modigliani Franco&Merton Miller.The Cost of Capital，Corporation Finance and the Theory of Investment[J].American Economic Review.1958，48：261～297

［2］Schwartz E.and Aronson J R.Some Surrogate Evidence in Support of the Concept of Optimal Capital Structure.The Journal of Finance.1967（31）：10～18

［3］郭鵬飛，孫培源.資本結構的行業特征：基于中國上市公司的實證研究[J].經濟研究.2003（5）：66～73

［4］陸正飛，辛宇.上市公司資本結構主要因素之實證研究[J].會計研究.1998（8）

［5］張佳林，杜穎，李京.電力行業上市公司資本結構與公司績效的實證分析[J].湖南大學學報，2003（3）：31-33

［6］Brander J.A.and T.R.Lewis.Oligopoly and Financial Structure：The Limited Liability Effect[J].American Economic Review.1986，76：956-970

［7］Jensen M.C.&Meckling W.H.Rights and Production Functions：An Application to Labor-Managed Firms and Codetermination，Journal of Business.1976，Vol.52：469～506

［8］Stewart C.Myers and Nicholas S.Majluf.Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information That Investors Do Not Have[J].Journal of Financial Economics.Vol.13，No.2，1984：187～221

［9］徐莉萍，辛宇，陳工孟.股權集中度和股權制衡及其對經營績效的影響[J].經濟研究.2006（1）：90～100

［10］Koenker.R&Bassett.G.1978b.Regression Quantiles.[J].Econometrica.Vol.46：33～50

［11］孫文杰，沈坤榮.技術引進與中國企業的自主創新：基于分位數回歸模型的經驗研究 [J].世界經濟.2007（11）：32～43

［12］楚爾鳴，李勇輝.高新技術產業經濟學[M].中國經濟出版社.2005：309～313

［13］盧文彬，朱紅軍.IPO公司經營業績變動與股權結構研究[J].財經研究.2001（7）：45～52

［14］劉鳳委，孫錚，李增泉.政府干預、行業競爭與薪酬契約——來自國有上市公司的經驗證據[J].管理世界.2007（9）：76～84

［15］李興偉.科技型企業資本結構分析的新視角[J].經濟研究.2009（10）：37～38

［16］Shleifer A，Vishny R.Large Shareholders and Corporate Control[J].Journal of Political Economics.1986，94（3）：461～488