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公司治理因素對我國上市公司資本結(jié)構(gòu)選擇的影響
摘要：本文采用Panel Data模型分內(nèi)外兩條路徑檢驗(yàn)了公司治理因素對資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。研究結(jié)果表明，股權(quán)集中度、國家股比例、流通股比例、董事會(huì)規(guī)模、產(chǎn)品要素市場競爭程度、創(chuàng)新戰(zhàn)略指標(biāo)和私人收益指標(biāo)與資本結(jié)構(gòu)水平負(fù)相關(guān)；獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議頻率和股權(quán)制衡度指數(shù)與資本結(jié)構(gòu)水平正相關(guān)；法人股比例、董事長是否兼任總經(jīng)理與資本結(jié)構(gòu)水平關(guān)系不明顯�！ ￡P(guān)鍵詞：公司治理 資本結(jié)構(gòu) Panel Data模型在公司治理視野下，債權(quán)和股權(quán)不僅僅被看做是不同的融資工具，同時(shí)還被看做是不同的治理結(jié)構(gòu)。股權(quán)和債權(quán)均對企業(yè)形成控制權(quán)，兩者有著不同的控制權(quán)形式，共同構(gòu)成公司治理結(jié)構(gòu)的基本內(nèi)容。股權(quán)和債權(quán)的有機(jī)組合完善了公司治理結(jié)構(gòu)。青木昌彥(1995)指出：“資本結(jié)構(gòu)之與現(xiàn)代公司的重要性，不僅僅體現(xiàn)在融資本錢與公司的市場價(jià)值方面，更加重要的是其影響著公司的治理結(jié)構(gòu)�！�
本文將結(jié)合我國上市公司資本結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀，從公司治理的角度研究其選擇題目，在鑒戒公司治理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上(張維迎，1996；李維安，2001；趙蒲、孫愛英，2003)，分兩條路徑研究公司治理因素對資本結(jié)構(gòu)的影響：一條路徑夸大公司內(nèi)部產(chǎn)權(quán)安排對資本結(jié)構(gòu)的影響，選用治理層持股比例、股權(quán)集中度、股東性質(zhì)、董事會(huì)特征等變量作理論與實(shí)證分析；另外一條路徑是夸大外部治理機(jī)制對高級治理職員的約束，選用法律環(huán)境、產(chǎn)品競爭市場和公司控制權(quán)市場的相關(guān)變量作實(shí)證分析。
一、樣本及指標(biāo)選取
本文以2000年12月31日之前在深、滬上市的A股公司為研究對象，樣本區(qū)間為2001-2004年，數(shù)據(jù)主要來自于中國股票市場研究數(shù)據(jù)庫(CSMAR)和巨潮資訊網(wǎng)(http：//www．cninf0．com．cn)，部分?jǐn)?shù)據(jù)從年報(bào)中手工收集得到，樣本量為931個(gè)。樣本的選取遵循以下原則：(1)根據(jù)慣例，不考慮金融類上市公司；(2)剔除sT和PT類上市公司；(3)剔除數(shù)據(jù)異�；驍�(shù)據(jù)不全的部分公司。因此，本文的研究樣本為包含2001—2004年間可獲得相關(guān)信息的931家A股非金融類上市公司的非平衡面板。
本文選取總負(fù)債率(Id)的賬面值來衡量資本結(jié)構(gòu)水平。選取治理層持股比例、股權(quán)集中度、股東性質(zhì)、董事會(huì)特征、產(chǎn)品要素競爭和公司控制權(quán)這些變量來衡量公司治理水平。
二、描述性統(tǒng)計(jì)
混合樣本的總資產(chǎn)負(fù)債率、活動(dòng)資產(chǎn)負(fù)債率和長期資產(chǎn)負(fù)債率的均值(中值)分別為44．99％(45．33％)、38．31％(37．61％)和6．68％(3．13％)，表明在我國上市公司的資本結(jié)構(gòu)中負(fù)債水平偏低，活動(dòng)負(fù)債水平偏高。
第一大股東持股比例(cr1)的均值(中值)分別為44．15％(43．33％)，表明我國上市公司的股權(quán)高度集中。z指數(shù)最大值為1，214，均值(中值)為50．577(7．0751)，表明第一大股東與第二大股東的氣力差異較大，第一大股東在股權(quán)結(jié)構(gòu)上具有盡對上風(fēng)。h5指數(shù)均值(中值)為0．2442(O．2164)，說明股東的持股比例不均衡。均勻來講，高層治理者持有公司的股份為0．03％，最大值為0．47％，表明中國上市公司高層治理者的持股數(shù)目十分有限。非流通股占總股本比例的均值為58．66％(國家股為40．53％，法人股為18．13％)，大部分股份不能上市流通。獨(dú)立董事占全體董事成員比重的均值為24．15％，獨(dú)立董事占全體董事成員比重的最小值為0，說明有些上市公司沒有按照中國證監(jiān)會(huì)的要求設(shè)立獨(dú)立董事。股權(quán)制衡指數(shù)均值(中值)為0．4994(0．2754)，表明其他股東難以與第一大股東抗衡。私人收益均值(中值)為0．0039(0．0018)，表明治理層通過非主營業(yè)務(wù)獲得私人收益的可能較小。反映產(chǎn)品要素市場特征的指標(biāo)se、ae、is和cd的均值(中值)分別為0．0637(0．0377)、0．1069(0．0784)、0．0343(O．0179)和0．0343(0．0179)。
三、實(shí)證結(jié)果分析
對于時(shí)間序列和橫斷面數(shù)據(jù)的衡量，一般均采用普通最小二乘法(OLS)來分析，但此法易產(chǎn)生偏誤的現(xiàn)象，造玉成體資料的分析結(jié)果與個(gè)別結(jié)果相異。為克服此種情況，本文采用兼具時(shí)間序列和橫斷面分析的Panel Data模型。
本文設(shè)定影響資本結(jié)構(gòu)選擇的計(jì)量模型為：
本研究采用Stata／SE9．0進(jìn)行分析。首先假設(shè)樣本沒有組間異方差和自相關(guān)題目，估計(jì)式2。使用3種不同的方法：最小二乘法估計(jì)(OLS)、固定效應(yīng)模型估計(jì)(FEM)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)(REM)。計(jì)量結(jié)果如表2所示：
OLS和固定效應(yīng)模型中，估計(jì)系數(shù)下的括號中顯示了T檢查值；隨機(jī)效應(yīng)模型中，估計(jì)系數(shù)下的括號中顯示了Z檢查值。
為選擇最有解釋能力、最適合樣本數(shù)據(jù)的模型,我們首先使用沃爾德F檢驗(yàn)(Wald Test)(比較OLS與FEM)。原假設(shè)是適用最小二乘法，拒盡原假設(shè)說明使用固定效應(yīng)模型更好。接著使用拉格朗日乘子檢驗(yàn)(Breusch-Pagan LM Test)隨機(jī)效應(yīng)模型(比較OLS和REM)。原假設(shè)是適用最小二乘法，拒盡原假設(shè)說明使用隨機(jī)效應(yīng)模型更好。最后為選擇使用固定效應(yīng)還是選擇隨機(jī)效應(yīng)，我們使用豪斯曼檢驗(yàn)(HausmanTest)。原假設(shè)是隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)模型沒有差別。不能拒盡原假設(shè)說明使用固定效應(yīng)模型更好。根據(jù)拉格朗日乘子檢驗(yàn)及沃爾德F檢驗(yàn)結(jié)果，都拒盡原假設(shè)，所以面板模型比最小二乘法更適用。由于豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果拒盡原假設(shè)，所以使用隨機(jī)效應(yīng)模型更好。因此計(jì)量結(jié)果應(yīng)該基于隨機(jī)模型來分析。
其次檢驗(yàn)并運(yùn)用廣義最小二乘法估計(jì)(FGLS)糾正組間異方差和自相關(guān)題目。由于在異方差及自相關(guān)的情況下，都會(huì)使回回結(jié)果發(fā)生偏誤，所以應(yīng)消除相關(guān)題目。截面異方差使用修整沃爾德F檢驗(yàn)。原假設(shè)是同方差。序列自相關(guān)使用伍德里奇檢驗(yàn)(WooldridgeTest)。原假設(shè)是沒有一階自相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。
運(yùn)用STATA軟件的相關(guān)程序包，檢驗(yàn)結(jié)果表明在5％明顯水平下存在異方差和組間異方差，運(yùn)用廣義最小二乘法估計(jì)模型(FGLS)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，糾正異方差和自相關(guān)后，面板模型更有解釋力，公司治理結(jié)構(gòu)變量系數(shù)符號大都與預(yù)期一致，且模型在5％的置信水平下通過了檢驗(yàn)調(diào)整后的值達(dá)到了0．769，從回回結(jié)果看：
1、治理層持股與資本結(jié)構(gòu)選擇
治理者持股比例與總負(fù)債率不存在明顯關(guān)系。這可能是由于我國上市公司治理成持股比例普遍偏
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