计量经济学论文eviews分析资本结构主要影响因素的再探析

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1、计量经济学课程论文资本结构主要影影响因素的再再探析基于我国上上市公司的实实证研究 一、研究背背景 自从MModiglliani和和Milleer在上世纪纪五十年代提提出著名的MMM理论以来来，很多学者者都对资本结结构做出了重重大的理论贡贡献。有关资资本结构的研研究目前主要要分为两大类类：一是以MMM理论为基基础的资本结结构主流理论论，着重研究究资本结构与与企业价值的的关系；二是以MMM理论为基础础的资本结构构决定因素学学派，着重研研究资本结构构的影响因素素。 在这里里，我们必须须承认，资本本结构的影响响因素分析至至今仍是一个个谜，人们始始终没能就这这个问题达成成一致。因为为有可能影响响企业资本

2、结结构的因素实实在太多，人人们首先在选选择进入模型型的变量方面面就存在不同同的意见，再再加上选择不不同的公司、行行业，选择不不同时期的数数据，选择不不同的指标进进行回归也就就会产生不同同的结果。 在我国国，关于资本本结构影响因因素的实证分分析虽然起步步很晚，但是是相关的文章章并不少。对对于经常出现现的因素，不不同的学者研研究后的结论论是不同的 对于比较常见的因素，正相关、负相关、不相关都出现过。基基于我们自身身水平有限，我我们找不到合合适的模型进进行单因素的的回归分析，所所以我们仍将将选择多因素素进行线性回回归分析。 二、研研究方法与数数据来源我们以多元线性性回归作为我我们的研究方方法，以Ti

3、tmaan and Wessells在19889年的文章章中验证并在在之后为众多多学者所采用用的六个因素素：即获利能能力、规模、资资产担保价值值、成长性、非非负债税盾、变变异性为依据据，其中考虑虑到数据收集集的问题，变变异性不再考考察。同时，从从目前的现实实国情来看，我我国存在特殊殊的股权结构构，国家股和和法人股不能能自由流通，且且大多数居于于控制地位，非非流通股的存存在使得股权权割裂和市场场格局割据，造造成了事实上上的同股不同同权、同股不不同利的现象象，且国家控控股的公司很很多行为受到到政府行政干干预，其很可可能像国企一一样拥有较高高的负债率。因因此，特殊的的股权结构可可能会对上市市公司资本

4、结结构造成一定定影响，故我我们将股权结结构作为一个个变量予以考考察。另外，我我们认为，企企业的资本结结构是一个动动态的指标 如果在一年内变化十分剧烈的话，那也是不正常的。，它它不仅受到当当期营状况的的影响，而且且会受到企业业以前各期的的影响，所以以我们选择混混合数据，而而且采用自适适应模型。我们的数据来源源是：学校图图书馆数字字资源CSSMAR中国国上市公司财财务数据库，可可信度较高。本本文选用的是是20012003年年的数据。三、模型构建及及实证分析1模型中的具具体变量如下下所示：2003年上上市公司的资资本结构作为为被解释变量量，设为Y。一般认为，公公司上市前会会粉饰报表以以争取上市资资格

5、，这种盈盈余管理行为为如果比较严严重的话，那那么在上市的的前几年，上上市公司的盈盈利会下降甚甚至变为亏损损。所以我们们选择19994年以前（含含1994年年）上市的AA股制造业 选择制造业是因为制造业是传统产业，其上市前便已经存在了相当长的时间，相对成熟、稳定。作作为考察的样样本。这样一一方面可以规规避公司上市市之初可能存存在的过度的的盈余管理行行为；另一方方面可以充分分考察时间趋趋势的问题。由于我们选择择的是混合数数据，在Evviews下下进行自适应应模型的回归归会有问题，所所以将20002年和20001年的资资本结构作为为解释变量，分分别设为Y1和Y2。关于上市公司司的获利能力力，设为X1

6、1，X120033年的净利润润/20033年所有者权权益的平均值值 我们采用的指标都是在相关的研究中最常见的。这是因为，这些指标的选取并不是随意的，在它们背后都有一定的理论依据。由于我们现在在相关方面的理论积累不足，所以我们认为我们不具备选择新指标的能力。采用老指标一方面是因为它们是有理论依据的；另一方面我们也可以考察这些老指标在我们的模型下会得到什么不同的结果。公司的规模设设为X2，等于20003年末总总资产的自然然对数。公司的资产担担保价值设为为X3，等于（22003年末末存货固定定资产）/22003年末末总资产。成长性设为XX4，等于（22003年总总资产20002年总资资产）/2000

7、3年总资资产。非负债税盾设设为X5，等于20003年折旧旧额/20003年末总资资产。公司的股权结结构设为X66，等于最近近的国家股/总股本。2经过选择，共共得到了1337家公司的的数据。另外外，再根据数数据库中公司司的标识，共共剔除了177家ST、PPT公司 严格的说，这种方法比较片面。但是由于学校未购买ST/PT数据库，所以目前只能做到这个程度。至于剔除ST、PT公司的原因在于：这些公司或处于财务状况异常的情况，或已连续亏损两年以上，若这些公司纳人研究样本中将影响研究结论。，这这样得到了1120家公司司的数据。构构建的模型为为：Y011Y12Y21X12X23X34X45X56X6+e。3

8、模型的回归归与修正（表一）Dependeent Vaariablle: YMethod: Leasst SquuaresDate: 006/04/05 Time: 20:552Sample: 1 1220Includeed obsservattions: 120VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C0.36865550.36642241.00608890.3166Y10.54544480.07909986.89584480Y20.32446660.11087762.92637780.0042X1-0.0116640.0132224

9、-0.8800020.3807X2-0.0128830.0173445-0.7396630.4611X30.22795580.11946641.90817720.059X4-0.3864420.0906441-4.2632210X5-0.2294420.1361113-1.6855520.0947X6-0.0905530.0718996-1.2591160.2106R-squarred0.6939667 Meaan deppendennt varr0.5525996Adjusteed R-ssquareed0.671911 S.DD. deppendennt varr0.3059774S.E.

10、 off regrressioon0.1752559 Akaaike iinfo ccriterrion-0.573006Sum squuared residd3.4094449 Schhwarz criteerion-0.364Log likkelihoood43.383884 F-sstatisstic31.463222Durbin-Watsoon staat2.0641447 Proob(F-sstatisstic)0通过回归我们发发现，在5的水水平下，t检检验值经查表表得1.6558，除了YY1和X4是显著地通通过了t检验验外，Y2 、X3和 X5只是勉强通通过了t检验验。再加上模模型

11、修正后的的拟合优度为0.671991，模型并并不理想。对此，我们认为为可能是样本本仍存在不足足，通过逐个个观察，我们们发现有些公公司的资本结结构非常高，我我们认为，很很可能是由于于这些异常值值，从而导致致模型不理想想。我们将22003年资资本结构指标标超过90的公司剔除除（7家公司司），再把另另外一家公司司剔除，原因因是这家公司司在20022年的资本结结构还是2666，但是是到了20003年就下降降到81，虽虽然小于900，但是由由于变化幅度度太大，仍将将其剔除。这这样共得到1112个样本本。经回归得到如下下结果：（表二）Dependeent Vaariablle: YMethod: Leas

12、st SquuaresDate: 006/04/05 Time: 21:009Sample: 1 1112Includeed obsservattions: 112VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C-0.0320040.1130668-0.2833370.7775Y10.96428870.071399113.507110Y2-0.089110.0746005-1.194330.2351X1-0.312770.036911-8.4718850X20.0041770.00539970.77268890.4415X30.009966

13、0.03656620.27241140.7858X40.17906630.03351185.3423440X5-0.0486640.0406337-1.1968850.2341X60.01437710.02139980.67161150.5033R-squarred0.9219227 Meaan deppendennt varr0.4913554Adjusteed R-ssquareed0.9158663 S.DD. deppendennt varr0.1758772S.E. off regrressioon0.0510114 Akaaike iinfo ccriterrion-3.03644

14、8Sum squuared residd0.2680553 Schhwarz criteerion-2.818003Log likkelihoood179.04229 F-sstatisstic152.03445Durbin-Watsoon staat1.9782115 Proob(F-sstatisstic)0可以看到，经过过样本的修正正后，模型的的拟合程度明显显提高。Y11、X1和X4明显通过了了t检验，其其他指标均未未能通过。（1）经过逐步步回归法（过过程略），得得到Y01Y11X14X4e。回归结结果为：（表三）Dependeent Vaariablle: YMethod: Leass

15、t SquuaresDate: 006/04/05 Time: 21:224Sample: 1 1112Includeed obsservattions: 112VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C0.05047730.01413363.57057740.0005Y10.88682280.026155933.9020060X1-0.3135590.0336666-9.3147710X40.19028870.0297776.39200010R-squarred0.9190443 Meaan deppendennt varr0.49

16、13554Adjusteed R-ssquareed0.9167994 S.DD. deppendennt varr0.1758772S.E. off regrressioon0.0507331 Akaaike iinfo ccriterrion-3.08955Sum squuared residd0.2779553 Schhwarz criteerion-2.992441Log likkelihoood177.01117 F-sstatisstic408.68114Durbin-Watsoon staat2.0078886 Proob(F-sstatisstic)0（2）由Golldfeld

17、dQuanndt检验可可得：（表四）Dependeent Vaariablle: YMethod: Leasst SquuaresDate: 006/04/05 Time: 22:114Sample: 1 422Includeed obsservattions: 42VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C0.02808860.02222211.26389930.214Y10.92398840.044800720.6215550X1-0.4156650.0687446-6.0461170X40.23372240.05391154.3

18、3501160.0001R-squarred0.9212551 Meaan deppendennt varr0.4527228Adjusteed R-ssquareed0.9150334 S.DD. deppendennt varr0.1935553S.E. off regrressioon0.0564119 Akaaike iinfo ccriterrion-2.821664Sum squuared residd0.1209556 Schhwarz criteerion-2.656115Log likkelihoood63.254446 F-sstatisstic148.1822Durbin

19、-Watsoon staat2.1229442 Proob(F-sstatisstic)0（表五）Dependeent Vaariablle: YMethod: Leasst SquuaresDate: 006/04/05 Time: 22:115Sample: 71 1112Includeed obsservattions: 42VariablleCoefficcientStd. Errrort-StatiisticProb. C0.03404460.0209441.62584440.1122Y10.91616620.038444223.832440X1-0.2898830.0664776-

20、4.3599970.0001X40.28109920.05014475.6053550R-squarred0.9428111 Meaan deppendennt varr0.4851665Adjusteed R-ssquareed0.9382996 S.DD. deppendennt varr0.1756009S.E. off regrressioon0.0436222 Akaaike iinfo ccriterrion-3.336113Sum squuared residd0.0723009 Schhwarz criteerion-3.170664Log likkelihoood74.058

21、668 F-sstatisstic208.82112Durbin-Watsoon staat2.1681003 Proob(F-sstatisstic)0由以上两张表可可知，F*0.0722309/00.12099560.5978，小小于F（399，39），可可知不存在异异方差性。（3）由（1）可知，d2.0077886，经经查表，在00.05的显显著水平上，已已知k3，当当n100时，ddL1.6113，dU1.7336；当n150时，ddL1.6993，dU1.7774。经计算算，两种情况况下都可以说说明模型不存存在一阶自相相关。综上所述，最终终的模型为：Y0.0500473 + 0.88

22、68228Y1 - 0.311359X1 0.11902877X4 （3.5770574） （33.990206） （-9.314711） （6.3920001） =0.9166794 SSE00.0507731 F4088.68144参考文献：1上市公司资资本结构主要要影响因素之之实证研究 陆正飞飞、辛宇 会计研究究 19998.82上市公司资资本结构影响响因素述评 李李善民、刘智智 会计研究究 20003.83中国上市公公司融资行为为研究基于问卷卷调查的分析析 陆正飞、高强 会计研究究 20003.1004对资本结构构财务影响因因素的实证研研究 陈维云、张张宗益 财经理论论与实践(双双月刊) 第233卷第1115期20002年1月月5我国上市公公司资本结构构形成的影响响因素分析 冯根福、吴林江、刘世彦 经济学家家 20000 .556. 我国上市市公司资本结结构影响因素素实证研究 肖作平平、吴世农 证券市场场导报 2002年年8月号13