1、房地產企業所得稅政策對資本結構影響的實證研究2009335 季建國摘要 資本結構問題是財務理論研究的重要問題。從最早的MM理論開始，企業所得稅一直是資本結構的重要研究對象，目前理論研究表明企業所得稅是影響企業資本結構的重要因素。然而，這些理論都是以西方發達國家為研究背景的，而在我國特殊國情下，研究我國企業所得稅與資本結構之間的關系就具有了現實的意義。本文就將結合我國企業所得稅政策背景，探討所得稅政策導致企業稅率的差異對資本結構的影響。 本文選擇我國房地產上市公司為研究對象。實證研究中，以資產負債率和長期負債率的改變作為衡量資本結構的因變量，以邊際稅率為解釋變量，以企業規模和盈利能力等相關的因素

2、作為控制變量。為了消除多重共線性的影響，采用主成分分析的技術路線，并將資產負債率和長期負債率變化率二個因變量分別與所有自變量進行線性回歸分析，通過對結果進行比較分析，旨在篩選出主要的控制變量，以提高解釋變量的效力。 研究表明，資產負債率、長期負債變化率與邊際稅率有顯著相關性，因此這兩個指標是衡量我國上市公司資本結構的合適指標。回歸結果顯示，企業所得稅率會對企業資本結構產生顯著的影響，并且邊際稅率高的企業傾向于采用更多的負債。對于控制變量的研究顯示：企業規模與資產負債率正相關；企業盈利能力和成長性與資產負債率沒有顯著關系；所有權形式的影響不明顯。 綜上所述，企業所得稅政策會對資本結構產生顯著性影

3、響。在未來企業所得稅率調整的情況下，可以預見的是企業將會結合自身的行業和企業特點，調整負債比率，降低融資成本，以尋求企業價值的最大化。關鍵詞：資本結構 企業所得稅 邊際稅率 房地產企業1引言1.1選題背景與研究意義 資本結構理論自19世紀60年代誕生以來，形成了豐富的理論，從最初的MM理論，到如今多元化的研究方向。這一系列理論經歷了從規范性研究到驗證性的實證性研究的發展。在對資本結構有影響的所有因素中，稅收是最早提出的關鍵影響因素之一。 從財務理論研究的角度來看，本文是將社會制度作為影響變量來研究，符合最新的研究發展方向。自亞當·斯密以來，經濟學家們始終以經濟人假設為前提，在制度不變

4、的前提下來研究經濟問題，這在一定程度上簡化了復雜多變的經濟現象，有利于經濟學家對經濟問題作深入的分析。但是，現實生活中的人類經濟行為遠比傳統經濟理論中的經濟人假設復雜得多，只考慮經濟因素，忽視非市場的力量對社會經濟的影響，會使得經濟學很難解釋現實生活中的諸多經濟現象。上世紀30年代產生了制度經濟學派，他們將制度作為變量，并用正統經濟學的研究方法來分析制度的構成和應用，揭示制度對社會經濟發展的影響以及制度在經濟體系中的地位和作用，這正是財務理論研究的新領域制度財務學。 從資本結構理論研究的角度看，該理論的產生和研究主要關注于西方資本主義社會國家，很多理論是否適用于其他社會制度和社會環境，也是有待

5、研究的。Myers也曾指出，對發展中國家和轉型經濟，研究制度安排和金融體系對資本結構的影響是一個具有潛力的方向。 因此，本文將從中國的特殊國情出發，利用上市企業的財務數據，研究我國稅收制度下，對企業的資本結構的影響。以及未來稅收制度變化的情況下，企業對資本結構又將做如何的調整。 2007年3月，我國通過了新的中華人民共和國企業所得稅法，該法令自2008年1月1日起施行，新法統一所得稅率為25%，實現了所得稅法的統一。這一稅收政策的改革，對通過債務融資可以產生稅后利益的資本安排產生重大的影響。從政府的角度看，國家通過稅收政策的調整，可以決定整個社會的均衡負債率，從而影響整個社會的資本結構。從企業

6、的角度看，這項稅制改革措施必將影響到我國的資本市場，企業也必須積極準備融資策略的調整，以應對新的挑戰。 2008年以前，我國企業所得稅率一般是33%，而由與不同程度的稅收優惠以及納稅調整等因素的影響，導致部分上市企業的平均所得稅率低于33%。根據資本結構的稅差學派以及權衡理論，由于負債的利息可以抵稅，有稅盾利益存在，在不考慮個人所得稅的情況下，平均稅率較高的企業會借入較高的債務以獲得更大的稅盾收益。 本文的研究將經典的資本結構理論應用于中國的特殊國情下，來具體分析我國所得稅制度背景下，企業因為所得稅政策影響稅率的不同影響企業的負債率差異，以及稅率與負債率的相關程度的差異等。這是對資本結構影響因

7、素理論研究的一些創新，增加了稅收對資本結構影響的實證研究。 2008年正式實施的新企業所得稅政策，不論是對外資還是對內資企業，都是一種挑戰，稅收政策的調整，必然導致企業現金流的變化，從而改變企業的戰略。新的稅法已經實施了一年多的時間，新稅法對企業到底產生著怎么樣的作用，這正是本文要考證的問題。1.2研究方法與研究思路 本文以實證研究為主，研究方法上既有定性研究也有定量分析。 定性分析主要表現在：以時間為縱軸對資本結構理論的發展進行了論述;對我國稅收政策的發展進行了總結分析。 定量分析主要表現在：利用一些描述性統計指標對樣本總體以及按行業和企業類型分類的樣本的資本結構進行了描述性統計分析;以時間

8、為縱軸描述了享受不同所得稅率的企業的資本結構的變化趨勢;運用相關性分析、因子分析、線性回歸等計量經濟學常用的統計方法，借助EXCEL和spss軟件對稅收政策影響資本結構差異進行了實證分析。1.3相關術語的界定1.3.1資本結構 資本結構又叫融資結構，資本結構是指企業各種長期資本籌集來源的構成和比例關系。是企業采用各種融資方式而形成的，各種融資方式的組合不同決定了企業資本結構的構成及比例關系，它是企業融資決策的直接結果，融資決策的過程實際上就是資本結構選擇的過程。關于資本結構概念的界定，學術界存在一定分歧，其分歧主要體現在資本結構中負債內涵的界定上。一種觀點認為資本結構中的負債是指企業的長期負債

9、，短期負債不屬于資本結構的研究范疇。另一種觀點則認為資本結構中的負債是企業的所有負債。 由上述資本結構概念的界定可以看出，兩個資本結構概念存在包容關系。前者是后者的子集，后者是前者的母體。兩種界定方法體現了資本結構研究重點的不同。前者反映長期負債與所有者權益的關系，可稱之為狹義資本結構。后者則系統反映了總負債與總資產、總負債與總權益、不同債務之間、不同權益之間的相互關系，可稱之為廣義資本結構。狹義資本結構觀認為只有長期負債才具有稅收優惠及負債約束功能。與狹義資本結構觀不同，廣義資本結構觀則認為長短期負債具有同樣的功能。 從資本結構概念的實際運用來看，研究人員往往并不嚴格區分資本構的概念差異，而

10、是根據研究目的的需要靈活運用資本結構概念。具體而言，理論研究中往往對負債與權益進行高度抽象與概括；實證研究則常常將負債與權益進行適當的劃分。根據研究的需要，本文將使用廣義資本結構概念。如公式(1-1)： (1-1) 1.3.2所得稅政策 本文所討論的所得稅政策，專指企業所繳納的企業所得稅，而所得稅政策，也主要關注于企業所得稅率的優惠政策，包括對于外資企業和經濟技術開發區內的高新技術企業的稅收優惠政策等。本研究將用企業的邊際稅率來研究所得稅政策所反映出的稅率差異。邊際稅率，是指每增加一元的應稅收入，所增加的稅的現值。如公式(1-2)： (1-2) 因為企業在繳納所得稅時要考慮各方面稅收的政策，而

11、實際稅率并不反映在會計報表中，因此本研究中是用替代的“真實”邊際稅率。所得稅對資本結構選擇的影響企業所得稅一直是資本結構研究的重要因素，其原因就是稅收的非中性。按照國際間的通行做法，在計算企業應稅所得時，稅法總是允許企業將負債融資所發生的利息支出在稅前扣除的，即作為財務費用抵減應納稅所得額，從而取得節稅效應；而將支付給股東的股息、紅利視為利潤分配，只能在所得稅后進行，不能作為扣除項目抵減應納稅所得額。因此，利息的抵稅效應將降低債務融資的成本，使得企業會更多地選擇負債，調整企業的資本結構，以獲得企業價值最大化。 因此，自上世紀資本結構理論發展以來，關于稅收對資本結構的影響已經形成了一系列經典理論

12、和大量的實證研究成果。2.1稅收影響資本結構的實證研究2.1.1國外實證研究 自從Modigliani和Miller C 1963提出債務利息可以成為稅后并影響企業對資本結構的財務決策后，許多國外學者對債務稅后利益如何影響資本結構進行了大量的實證研究，研究主要關注于債務稅后是否具有對資本結構的決定性作用以及所得稅調整將引起資本結構相應的變化的結論。 國外早期的研究并沒有發現支持這一資本結構理論的證據(如Bradley, Jarrell and Kim，1984；Titman and Wessels，1988)；而較近時期的研究則發現企業所得稅率與資本結構是相互影響的(Scholes, Wils

13、on and Wolfson, 1990；Graham,1996，1999)。但是，這些研究都沒有直接回答變動對資本結構的影響。Givoly, Hahn,Ofer和Sarig(1992)以美國1986年稅法改革為背景進行研究，發現企業稅率的降低會導致財務杠桿的下降。然而，這一結論的可靠性值得懷疑，其原因在十美國1986年稅法改革降低了所有企業的稅率，研究企業稅率變動對資本結構的影響，缺乏企業稅率沒有變動的企業作為基準。因此，只能從改革之前的邊際稅率差異對企業資本結構的影響予以替代，另外，美國1986年稅法改革同時影響個人所得稅率，而個人所得稅率也影響企業的資本結構決策(Graham, 2003

14、)。可見，Givoly,Hahn,Ofer和Sarig(1992)發現的企業稅率低所導致的財務杠桿下降，實際上可能并不是企業稅率降低所導致的，而可能是個人所得稅率的變化所帶來的。雖然Givoly, Hahn，Ofer和Sarig(1992)用滯后一期的股利收入對個人所得稅效應進行控制，但是，Rajan和Zingales(1995)發現對個人所得稅效應運用不同的替代變量，會得到不同的研究結論。2.1.2國內實證研究 從資本結構理論引入我國以來，我國學者對于資本結構相關問題的研究主要側重于影響資本結構的各種因素，例如，企業規模，盈利能力，資產比例等等，針對稅收影響的研究并不多，但是也有了一定的探索

15、。 對于資本結構和所得稅相關性的研究結論主要有二種： 一種認為稅收對資本結構有重大影響，證實了稅后的存在。宋敏考察了決定中國上市企業資本結構的若干因素，認為在中國有效稅率對資本結構不大可能產生顯著影響。肖美英于2006年發表稅收與企業資本結構選擇，文中通過舉例說明債務的稅后效益，并且指出我國稅收制度下，稅后是存在的。李齊云、李文君于2006年發表的基于稅收視角的上市企業資本結構選擇分析，通過對影響資本結構選擇的稅收因素的理論和實證分析，也證明了稅收對資本結構的重大影響。 一種是通過研究得出所得稅與資本結構存在正相關的關系。王素榮，張新民于2006年發表的資本結構和所得稅稅負關系實證研究，證明了

16、上市企業資產負債率、流動比率與所得稅稅負存在正相關關系。3我國所得稅政策對企業邊際稅率的影響3.1我國所得稅政策的基本規定 企業所得稅的納稅義務人是指在中國境內實行獨立經濟核算的企業或者組織。所謂獨立經濟核算，是指企業或者組織自主從事經濟活動，并獨立地、完整地進行會計核算。 1993年，國務院頒布的中華人民共和國企業所得稅，一直沿用至2007年底。具體的稅率規定包括：企業所得稅33%的比例稅率。對年應納稅所得額在3萬元(含3萬元)以下的企業，暫減按18%的稅率征收所得稅；年應納稅所得額在10萬元(含10萬元)以下至3萬元的企業，暫減按27%的稅率征收所得稅。如果企業上一年度發生虧損，可用當年應

17、納稅所得額予以彌補，按彌補虧損后的應納稅所得額來確定適用稅率。2008年起我國企業所得稅實行兩稅合并一律按照25%的基本稅率征收企業所得稅。3.2我國企業所得稅的優惠政策 企業所得稅的稅收優惠，是指國家運用稅收政策在稅收法律、行政法規中規定對某一部分特定企業和課稅對象給予減輕或免除稅收負擔的一種措施，一般國家會根據經濟和社會發展的需要，對經濟政策起到導向作用。目前我國稅收優惠政策主要包括稅法、稅收條例、國務院其它行政法規規定的稅收優惠政策及經國務院批準、由國務院財稅主管部門制定的過渡性稅收優惠政策。4研究設計及樣本描述4.1因變量的選擇本研究主要用二個變量來反映企業的資本結構。4.1.1資產負

18、債率 資產負債率即負債總額與資產總額的比例關系，這是傳統資本結構研究中常用變量。資產負債率反映了總資產中有多大的比例是通過借債來籌資的。用變量TD(資產負債率)表示，計算公式如（4-1）：（4-1）公式中的負債總額不僅包括長期負債，還包括短期負債。因為，短期負債作為整體，企業總是長期占用著，可以視為長期性資本來源的一部分。4.1.2 長期負債變動率 以往的關于資本結構的研究，絕大多數研究者都把資產負債率作為衡量資本結構的因變量，但是也有學者認為將資產負債率作為因變量，并不能確切反映稅率變化時企業資本結構的調整。有學者在研究中，以負債的改變作為因變量，將其與邊際稅率回歸，往往卻得出結論表明稅率水

19、平與負債的改變呈正相關的關系。對于負債的改變，為了使不同企業具有可比性，可用長期負債變化率LDEBT。該指標定義如公式(4-2) (4-2) 從一方面看，長期負債變化率能夠體現了企業融資結構的改變;但從另一方面看，長期負債變化率并無法揭示企業融資結構的這種改變是否是源自有意識的債務政策。國外學者研究表明，如果長期負債變化率大于3%，一般而言，這種改變是源自企業有意識的債務政策，因此，本研究也使用這一劃分方法，將負債的改變區分為企業有意識的債務政策和無意識的，后面將用這個比率大于3%的數據做一次檢驗。 綜合考慮上述情況，在隨后的實證研究中，本文既選用負債的水平(資產負債率)，也選用負債的改變來檢

20、驗企業所得稅與資本結構的關系，以選擇出合適計量我國上市公司資本結構的指標。4.2解釋變量的選擇 本研究采用邊際稅率作為解釋變量。所謂邊際稅率即每增加一兀的應稅收入，所增加所得稅的現值。因為真實的邊際稅率無法獲得，本研究是用的邊際稅率替代。 以往研究所使用的邊際稅率替代有很多，如：企業的法定稅率、有效稅率、平均稅率、模擬稅率、二分法變量等。其中模擬稅率能夠較準確反映真實的邊際稅率，但是在現實中難以獲得該數據，因此有學者采用二分變量法和法定稅率來替代邊際稅率。在本研究中，將采用修正后的二分法來計算邊際稅率，其計算具體如下：1) 如果企業的應稅所得是正，且沒有虧損彌補，邊際稅率為該企業的有效稅率，

21、(4-3)公式4-4中，所得稅費和稅前利潤都使用會計報表中的金額，以此替代。2)如果應稅所得為負，或者有虧損彌補，邊際稅率為法定稅率的二分之一；3)如果企業應稅所得為負，而有虧損彌補，邊際稅率為0%；4.3控制變量的選擇 以往的研究表明，有很多因素影響企業的資本結構，而本文的研究對象是稅收政策造成的邊際稅率變化對資本結構的影響。這就需要控制其他的影響資本結構的變量，才能保證邊際稅率不是其他的影響因素的替代，從而保證檢驗的正確性。通過對控制變量的確定，也能使我們研究企業所得稅率能在多大程度上解釋資本結構。4.3.1企業規模 理論上，企業規模對資本結構的影響并沒有達成一致。一方面，對于大企業來說，

22、多元化的經營戰略可以降低投資風險，會容易獲得高負債水平，小企業的風險較大，不容易獲得負債融資；而另一方面，大企業自身會更傾向于融資成本更低的股權融資，這將導致負債比例并不高。 大量的實證研究已經表明企業規模與資本結構之間存在相關關系。其中國外學者的實證研究結果有正相關也有負相關的結論，國內學者的研究盡管采用的方法不同，但結果大致相同，即上市公司資本結構與其企業規模正相關。 本研究中企業規模的變量用總資產的自然對數來表示。（4-4）4.3.2盈利能力 關于企業盈利能力對資本結構的影響，至今還沒有一個完全一致的結論。一般認為盈利能力較高的企業享有高的信譽，因此容易從債權人處籌措到款項，而盈利能力較

23、低的企業則由于信謄不夠高而使負債規模受到限制。從債務避稅的角度考慮，盈利高的企業對債務避稅的需要也更大。優序融資理論認為，企業為新項目籌資時，將先使用留存收益，即內源資金，然后再通過低風險的債券，最后是股票。因此，企業盈利能力強時，內源資金充足，將會減少對外部資金的需求，從而企業的負債水平應該低。 國外的大部分研究證實了優序融資理論，即企業盈利能力與企業資本結構負相關；而國內對此的結論還不一致，有正相關也有負相關。 一般來說，企業盈利性的代表變量可以是ROE, ROA和凈邊際利潤。ROA：企業的資產回報率；ROE：企業的股權回報率。 本研究采用ROE，這樣可以保證盈利能力的計算與企業的負債情況

24、無關。（4-5）4.3.3企業的成長性 由于僅靠自身留存盈余很難滿足其發展的需要，折舊的融資效應也具有限制，因此發展速度越快，成長性越好的企業對外部資金的依賴性就越強。從這一點來石負債融資成了維持企業高成長所需資金的主要來源，即成長性應該與企業負債水平正相關。但另一方面，有成長機會的企業為了避免債權人分享投資利潤，通常不會發行長期債券。此外，依據代理成本理論，股東具有侵占企業債權人利益的次優投資傾向， 故對于成長中的企業而言，其債務代理成本很可能更高。因此，從這一點來看，成長性又應該與企業負債水平負相關。雖然國內外已有實證研究結果也沒有得到一致的結論，但企業的成長性對資本結構無疑是有影響的，關

25、于成長性，主要的衡量指標有，資產增長率，凈利潤增長率，主營業務增長率等指標。本文將采用營業收入來表示成長性，理由是基于財務學關于可持續成長性的傳統概念。 (4-6)4.3.4資產抵押價值通常，企業破產清算時，相對無形資產而言，有形資產的價值損失更小。有形資產在總資產中比重較高的企業，其破產成本較小，債權人受到的損失也會相應地減少。因此，從理論上講，資產抵押價值與負債水平正相關的結論。但是隨著無形資產在總資產中比重增大，企業資產的可塑性也在增加，這使經理人員對企業資產的支配可能更隨意，也使得債權人對經理人員的監管變得更加困難，Grossman和Hart（1982)認為，缺乏抵押價值的企業有可能選

26、擇較高的負債水平以限制經理人員的在職消費。因此，從這一點看，經理人員過度在職消費也可能導致資產抵押價值與負債水平負相關。而大部分學者的實證研究結論支持了企業負債水平與其資產抵押價值正相關的理論假說。在有形資產中，固定資產和存貨的價值較大，且最能反映資產的抵押價值，因此，本研究就使用存貨和固定資產所占的比例來衡量資產的抵押價值，公式(4-7)如下： (4-7) 4.3.5收益現金流量 相對利潤指標和基于利潤的ROE 而言，經營現金流，在某種程度上說，更能衡量企業產生內部收益能力。因為如果一個企業產生的盈利或利潤不能轉化為相應的現金流，而以應收賬款等形式存在，那么即使該企業利潤再高，也有產生財務危

27、機的風險。特別是我國上市企業的“三角債”現象較為普遍，收益現金流通常較低，這樣的企業即使盈利能力強，有時也需要外部資金的支持，即收益現金流量與負債比率負相關。因此，應將經營現金流作為影響資本結構的一個重要指標予以考慮。本研究中，將用經營現金凈流量與總資產的比值來衡量企業收益現金流量能力。公式(4-8)如下： (4-8)4.4研究的基本假設 通過前面的分析，運用目前可以獲得的有關數據，對資本結構的影響因素提出以下基本假設： H1：所得稅與資本結構正相關。MM定理告訴我們，所得稅稅率越高，企業的稅后價值越大，企業越偏好負債融資。所以所得稅與資本結構正相關。 H2：企業規模與資本結構正相關。大企業可

28、以進行多角化或縱向一體化經營，這樣有助于企業整體效益水平的提高和內部資金的有效調度，且大企業往往較小企業實力強，企業信謄高，預期破產成本小，因而可以采取更高的負債融資。 H3：盈利能力與資本結構負相關。盈利能力強的企業可以產生大量的稅后利潤，其內部積累可以在很大程度上滿足企業擴大再生產的資金需要，對債務資金的依賴程度較低。因此，盈利能力與資本結構負相關。 H4：成長性與資本結構正相關。一方面，成長性好的企業僅靠其內部留存收益不能滿足其快速發展的需要；另一方面，成長性高的企業往往前景看好，其通常不愿意發行新股，以免分散和稀釋公司原有股東的控制權和收益。所以企業需要較多地負債融資。 H5：資產抵押

29、價值與資本結構正相關。企業的可抵押的資產(如存貨、固定資產等)所占比例較大，其信用能力就強，從銀行等金融機構籌資也就較容易，融資成本也小，因而可以更多地負債融資。H7：收益現金流量與資本結構負相關。如果公司盈利伴隨著相應的盈利現金流，則公司可以較少依靠借債來滿足對現金的需求，即收益現金流與資本結構負相關。這是對公司獲利能力的進一步考察。具體每個變量的解釋如下表一：表一變量類型變量名稱說明因變量TDTD=負債總額/資產總額LDEBTLDEBT=（上一年長期負債總額-當年長期負債總額）/上一年資產總額解釋變量MTRMTR=所得稅費用/稅前利潤控制變量SIZESIZE=LN(資產總額)ROEROE=

30、凈利潤/平均凈資產總額GROETHGROETH=（本年主營業務-上年主營業務）/上年主營業務TANGTANG=（存貨+固定資產）/總資產CASHCASH=經營現金凈流量/總資產4.5樣本選擇及描述性統計分析4.5.1樣本選擇考慮到我國稅收法規的發展階段，從2005年到2009年是稅收優惠較多的階段，稅率有較大的變動，因此，本研究選取的就是從2005年到新稅法實施后一年2009年的5年的所有房地產企業上市公司數據。根據研究的需要，按如下標準對上市公司進行篩選：（1）為保證公司運營相對成熟，本文要求研究的公司具有一定的上市年限，同時也是為了保持數據的完整性，因此，我們選擇2000年以前上市的公司；

31、 （2）由于金融類和綜合類上市企業在資本結構上的特殊性，本文不考慮，將它們從樣本中剔除； （3）為避免異常值的影響，從樣本中剔除ST, PT類以及有年度虧損的上市公司； （4）剔除沒有公布年報的、數據不全等有數據異常的上市公司； 挑選出有效公司樣本88家，數據資料來源于國泰安上市公司財務數據庫數據篩選統計表，如下表4-3所示： 表4-3數據篩選統計表行業初選的企業剔除的企業有效企業所占比例房地產業103上市時間少于5年數據不全1148885.44%4.5.2描述性統計分析 1)樣本總體描述性分析本研究的中實際樣本數436組，每組包括8個變量，下表4-4和表4-5是利用SPSS軟件對樣本總體的分

32、析。表4-4樣本總體統計描述統計量(1)N極小值極大值均值統計量統計量統計量統計量標準誤TD435.00003.1355.583563.0110765LDEBT435-110.5531.4311-.278035.2543538MTR435-1.11218.1711.272361.0211720SIZE43518.071625.647721.601390.0580537ROE434-6.89123.5462-.028416.0322642GROWTH435-43.81911.0002-.421012.1558713TANG435.00283.9157.618035.0161519CASH435-

33、.5428.9014.007354.0061426有效的 N （列表狀態）434表4-5樣本總體統計描述統計量(2)標準差方差偏度峰度統計量統計量統計量標準誤統計量標準誤TD.2310181.0532.859.11733.395.234LDEBT5.304968528.143-20.792.117433.186.234MTR.4415770.19513.161.117236.793.234SIZE1.21080501.466.146.117.213.234ROE.6721491.452-5.542.11745.714.234GROWTH3.250953410.569-8.693.11791.9

34、33.234TANG.3368752.1134.038.11732.995.234CASH.1281149.016.313.1176.332.2345實證結果與分析 在前面的研究中，我們已經從理論上分析了資本結構的影響因素，并且給出了本研究中將要采用的因變量、解釋變量和控制變量的計量。但是考慮到：解釋變量邊際稅率(MTR) ,控制變量SIZE, ROE, GROWTH等間可能存在著多重共線性問題，因此本章將采用主成分分析的技術路線，并將資產負債率和長期負債率二個因變量分別與所有自變量進行多元線性回歸分析，通過對結果進行比較分析，旨在篩選出主要的控制變量，以進一步提高解釋變量的效力。 在本研究中

35、，解釋變量邊際稅率與控制變量SIZE, ROE等的作用有所不同:解釋變量(統計學中用于解釋因變量的自變量)是用與研究邊際稅率對因變量的影響程度；而控制變量(統計學中額外必須加以控制的變量)是為了限制這些影響因素的影響而設置的。但它們都對因變量有影響，故在本章中均被作為多元回歸模型中的自變量。5.1多元線性回歸分析5.1.1 多重共線性問題 多重共線性問題，是回歸模型中的某些或所有自變量間存在完全或近似完全的線性關系，必須恰當解決才能得出科學的結論。多重共線性在經濟管理問題上的表現是：多個變量有共同的變化趨勢。由于本文采用多個財務指標作為解釋變量和控制變量，存在多重共線性的可能，所以需要檢驗這些

36、解釋變量和控制變量是否存在多重共線性。 統計學上，對多重共線性的診斷方法有： 1)自變量的相關系數矩陣R診斷法：研究變量的兩兩相關分析，如果自變量間的二元相關系數值很大，則認為存在多重共線性。但無確定的標準判斷相關系數的大小與共線性的關系。有時，相關系數值不大，也不能排除多重共線性的可能。 2)方差膨脹因子(VIF)診斷法：方差膨脹因子表達式為：其中為自變量對其余自變量作回歸分析的復相關系數。當很大時，表明自變量間存在多重共線性。該診斷方法也存在臨界值不易確定的問題。 3)容忍值 (Tolerance，簡記為Tol)法：容忍值實際上是VIF的倒數，即Tol=1/VIF。其取值在0-1之間，To

37、l越接近1，說明自變量間的共線性越弱。在應用時一般先預先指定一個Tol值，容忍值小于指定值的變量不能進入方程，從而保證進入方程的變量的相關系數矩陣為非奇異陣，計算結果具有穩定性。但是，有的自變量即使通過了容忍性檢驗進入方程，仍可導致結果的不穩定。 4)多元決定系數值診斷法：假定多元回歸模型p個自變量，其多元決定系數為,分別構成不含其中某個自變量(，i=1,2,.，p)的p個回歸模型，并應用最小二乘法準則擬合回歸方程，求出它們各自的決定系數。如果其中最大的一個與很接近，就表明該自變量在模型中對多元決定系數的影響不大，說明該變量對Y總變異的解釋能力可由其他自變量代替。它很有可能是其他自變量的線性組

38、合。因此，該自變量進入模型后就有可能引起多重共線性問題。該方法也存在臨界值和主觀判斷問題。 5)主成分因子分析法：在自變量的觀測值構成的設計矩陣X中，求出變量相關系數R的特征值，如果某個特征值很小(如小于0.05)或所有特征值的倒數之和為自變量數目的5倍以上，表明自變量間存在多重共線性關系。利用主成分分析，如果XX的特征值RK小于0.05時，RK所對應的主成分FK可近似為零，表明自變量間存在K個多重共線性關系。 以上各種方法都有各自的局限性，為了保證篩選變量的準確，我們采用了以下的技術路線： 首先，對所有變量總體進行回歸，得到以下匯總表1，可以發現R不趨于1,說明回歸模型中的解釋變量和控制變量

39、對因變量的解釋能力有效。表1：回歸模型匯總表模型RR 方調整 R 方標準估計的誤差1.345a.119.107.217388094預測變量: (常量), CASH, ROE, MTR, GROWTH, TANG, SIZE。其次，預選自變量的相關性分析，預選變量的復相關與兩兩相關分析，一方面根據顯著性水平，判斷變量的相關程度，另一方面，根據相關系數的大小，判斷變量間相關的關系。相關性研究如下面表2、3所示：變量相關性分析表表2相關性MTRSIZEROEGROWTHTANGCASHMTRPearson 相關性1-.048.063.048-.020.056顯著性（雙側）.318.192.323.6

40、85.244N435435434435435435SIZEPearson 相關性-.0481.156*.174*.259*-.114*顯著性（雙側）.318.001.000.000.017N435435434435435435ROEPearson 相關性.063.156*1.012.137*.021顯著性（雙側）.192.001.802.004.655N434434434434434434GROWTHPearson 相關性.048.174*.0121.143*.087顯著性（雙側）.323.000.802.003.070N435435434435435435TANGPearson 相關性-.0

41、20.259*.137*.143*1-.089顯著性（雙側）.685.000.004.003.065N435435434435435435CASHPearson 相關性.056-.114*.021.087-.0891顯著性（雙側）.244.017.655.070.065N435435434435435435*. 在 .01 水平（雙側）上顯著相關。*. 在 0.05 水平（雙側）上顯著相關。表3相關系數MTRSIZEROEGROWTHTANGCASHKendall 的 tau_bMTR相關系數1.000.036.070*.051.073*.015Sig.（雙側）.261.029.112.024

42、.641N435435434435435435SIZE相關系數.0361.000.213*.096*.198*-.075*Sig.（雙側）.261.000.003.000.020N435435434435435435ROE相關系數.070*.213*1.000.128*.159*.048Sig.（雙側）.029.000.000.000.133N434434434434434434GROWTH相關系數.051.096*.128*1.000.104*.079*Sig.（雙側）.112.003.000.001.014N435435434435435435TANG相關系數.073*.198*.159*

43、.104*1.000-.138*Sig.（雙側）.024.000.000.001.000N435435434435435435CASH相關系數.015-.075*.048.079*-.138*1.000Sig.（雙側）.641.020.133.014.000.N435435434435435435Spearman 的 rhoMTR相關系數1.000.058.123*.075.108*.023Sig.（雙側）.230.010.119.025.632N435435434435435435SIZE相關系數.0581.000.321*.143*.292*-.112*Sig.（雙側）.230.000.0

44、03.000.019N435435434435435435ROE相關系數.123*.321*1.000.189*.232*.078Sig.（雙側）.010.000.000.000.106N434434434434434434GROWTH相關系數.075.143*.189*1.000.152*.116*Sig.（雙側）.119.003.000.002.015N435435434435435435TANG相關系數8.292*.232*.152*1.000-.201*Sig.（雙側）.025.000.000.002.000N435435434435435435CASH相關系數.023-.112*.0

45、78.116*-.201*1.000Sig.（雙側）.632.019.106.015.000.N435435434435435435*. 在置信度（雙測）為 0.05 時，相關性是顯著的。*. 在置信度（雙測）為 0.01 時，相關性是顯著的。注：表中紅字部分為具有相關性的變量。 從上面的變量的相關性分析表，可以發現許多變量之間存在顯著的相關關系，例如，MTR, SIZE, ROE以及GROWTH之間具有顯著的相關性；SIZE, ROE, TANG,CASH之間具有顯著的相關性。當所有的變量同時作為自變量回歸時，可能會出現共線性的現象，從而影響整個的回歸分析結果。 再次，將每一個預選變量與因變

46、量做單因素的線性回歸，界定顯著性檢驗水平,剔除那些不通過檢驗的變量。同時根據每一個回歸模型的決定系數，來判斷該變量對因變量的影響程度。 最后，對上一步篩選出的變量進行主成分因子分析，選擇特征值大于1的因子，特征值最大的是第一主成分因子，表明該因子是對因變量影響最大的主成分。然后對因子矩陣進行最大方差旋轉法，獲得與每一個因子最相關的極少數變量。同時與某一個因子相關的變量就是具有線性關系的替代變量，根據該變量對因變量的影響程度的大小選擇對因變量影響較大的，從而剔除具有共線性目_影響較小的預選變量。最后剩下的變量就是沒有顯著線性相關的，且能最多影響因變量的有效變量。 因子分析法具有以下幾個顯著的特點

47、：第一，因子變量的數量遠少于原有指標的數量，對因子變量的分析能夠減少分析中的計算工作量；第二，因子變量不是對原有因變量進行取舍，而是根據原始變量的信息進行重構，原始變量的每一個數據都參與了運算，并在其中得到反映，信息損失量大為減少，因而它能夠反映原有變量的大部分信息；第二，因子變量之間不存在線性相關關系，對變量的分析較為方便。后面的二個因變量的回歸中，將采用以上的研究方法篩選有效的自變量。5. 2資產負債率作為因變量的回歸分析 1)自變量的篩選 (1)各自變量與因變量的單因素線性回歸將所有的自變量與因變量(TD)進行線性回歸，找出每一個模型的決定系數R和相關性的顯著程度。結果如表4所示：表4系

48、數a模型非標準化系數標準系數tSig.B標準 誤差試用版1(常量)-.113.198-.572.568MTR.040.024-.077-1.683.093SIZE.030.009.1563.223.001ROE-.081.016-.236-5.082.000GROWTH.007.003.0931.982.048TANG.101.033.1483.105.002CASH-.004.083-.002-.054.957a. 因變量: TD得出回歸模型： 其中，自變量邊際稅率MTR與資產負債率正相關，驗證了理論假設，隨著稅率的提高，利息的抵稅作用會增加，所以企業會增加負債，直到債務上升到某一個均衡點，

49、獲得的稅收利益正好等于由此帶來的財務危機成本和代理成本，那么，此時的企業資本結構是最佳的； 第二個重要影響因素是公司規模SIZE，它與資產負債率也是正相關的關系。因為大公司往往具備更高的負債能力，而公司的規模越大，融資的需求越多，選擇負債融資的可能性也越高； 第二個重要影響因素是破產的可能性，與資產負債率正相關，這與假設相矛盾。所有權控制人對資產負債率的影響并不明顯，只有變量L4社會團體持股進入方程，且與資產負債率負相關。一方面是因為樣本的選擇上，上市公司中所有權屬于社會團體持股的較少，所以導致結果雖然有較大影響，但是只對該屬性的企業的資本結構有影響，對于其他的所有權企業，并沒有顯著影響。 從

50、行業的影響來看，大多數行業對資本結構有負相關的影響，包括電力燃氣、采礦業、交通運輸、農林牧漁、文化體育，這些行業屬于行業差異性較大，競爭性較小；而電子信息和批發零售與其呈正相關關系，其余行業沒有顯著的影響。5.3長期負債變動率作為因變量的回歸分析1)自變量的篩選(1)各自變量與因變量的單因素線性回歸 將所有的解釋變量與因變量(LDEBT)進行線性回歸，找出每一個模型的決定系數(R)和相關性的顯著程度，并對決定因素排序。結果如表5所示：表5：回歸系數表系數a模型非標準化系數標準系數tSig.B標準 誤差試用版1(常量).1474.865.030.976MTR.096.585.008.163.87

51、0SIZE-.012.227-.003-.052.958ROE-.248.390-.031-.635.526GROWTH-.026.081-.016-.318.751TANG-.333.799-.021-.417.677CASH-1.0472.036-.025-.514.607a. 因變量: LDEBT從以上的單變量線性回歸可以發現，大部分變量與因變量之間具有線性相關的關系，其中TANG的影響大，雖然MTR的影響程度不顯著，但是作為研究的因變量，予以保留。(1) 所有樣本的描述與回歸表6描述性統計量均值標準 偏差NLDEBT-2.786751372799E-015.3110739625073434MTR.27299761538240.441886471779933434SIZE21.609523178202101.200247409