资本结构与其影响因素之间的协整分析(2)

(-7.0714***)(0.4801)(6.1368)(-9.9827***)

0.6564RE2i,t+1.1502SHHIi,t-0.1725TSi,t+ε2i,t(6.1069***)(0.2631)(-1.7460*)(2)

LEVi,t=-188.3606+2.5846INCi,t+8.3854TAi,t-0.4847ROCi,t-(-5.5620***)(1.2611)(3.2963***)(-2.2993***)

2.2164RE1i,t+0.4788RE2i,t-0.1240ETRi,t+24.9598SHHIi,t-(-6.9186***)(3.0333***)(-1.2880)(1.9814*)0.1201TSi,t+0.0182STDROAi,t-0.2390Qi,t+ε3i,t(3)(0.4927)(0.0278)(-0.1307)

根据固定效应模型的OLS估计结果来看，三个行业的估

计式中均有不显著因素，其中原因可能是存在多重共线性的问题，也有可能是从长期来看，该变量本身并不对资产负债率有显著的影响。这里，我们将在协整检验的基础上，采用逐步回归法挑选既与LEV具有长期稳定关系又作用显著的变

统计与决策2011年第2期（总第326期）

注：除KPSS为右侧检验，其他三个均为左侧检验

97

资本结构

量。经此步骤分析，房地产的协整关系如方程4所示，该方程的调整的R2为0.88，残差平方和为2782.41，并将得到的残差数据记为resid4：

LEVi,t=56.3672-3.1824REIi,t+1.5553RE2i,t+ε4i,t(4)

(28.1231***)(-18.5181***)(15.1344***)

从方程4可知，对房地产行业的九个一阶单整的解释变量仅有RE1、RE2对LEV有显著的长期稳定关系。根据协整理论，LEV与RE1、RE2之间可建立短期波动模型，见式5。残差滞后项系数显著为负，从而也证实了方程4中协整关系

的存在。短期波动模型中各变量的短期影响显著，模型的调整后的R2为0.68，SSE为1958.60，说明除协整变量之外仍存在其他变量影响资产负债率的变动。

0.5358ROCi,t-24.4806SHHIi,t+ε8i,t(-2.7446**)(2.1786**)

△LEVi,t=-2.1499△RE1i,t+8.4609△TAi,t+0.7174△RE2i,t-(-7.1935***)(2.0876**)(5.2684***)

0.3893△ROCi,,t-21.6644△SHHIi,t-0.5113resid8i,t-1+ε9i,t(-2.2017**)(-1.1329)(-5.0308***)

(8)

(9)

△LEVi,t=-2.9131△RE1i,t+0.9943△RE2i,t-0.4913resid4i,t-1+ε5i,t

(-13.2188***)(11.5329***)(-4.7762***)(5)

对批发零售业样本数据进行逐步回归的协整分析，得到批零行业样本资产负债率与一阶单整变量之间的协整关系和误差修正模型（见方程6、7），方程6得到的参差数据记为resid6：

LEVi,t=-229.3393+14.1846TAi,t-2.4513REIi,t+0.6462RE2i,t-(-7.1346***)(8.4112***)(-10.3173***)(6.1865)

0.1848TSi,t+ε6i,t(6)(-2.1486)

△LEVi,t=12.7194△TAi,t-1.8260△RE1i,t+0.5304△RE2i,t-(5.6102***)(-9.3114***)(5.9065***)

0.1540△TSi,t-0.4975resid6i,t-1+ε6i,t(-1.7246*)(-7.8252***)(7)

上述方程可知，批发零售行业的资产负债率与TA、RE1、RE2以及TS之间存在显著的长期稳定关系。误差修正模型中的误差修正项系数显著为负的事实证实了这一点。方程6中TA前的系数说明，规模越大，资产负债率越高。该结论同样与前人所做的研究基本相同。流通股比例在95%的检验水

平上对资产负债率有长期稳定的负相关关系。该结论与冯根福等（2000）的主成分分析法研究结果一致，流通股比重过小，配股可能难以取得成功，配股价相应降低，从而增加配股成本；而流通股比重高时，配股容易相对通过。但TS对LEV的显著影响仅发现在批发零售业样本数据中。

电水煤供应业样本数据的协整关系和误差修正模型分别见方程8和方程9，方程8的残差数据记为resid8：

该行业样本的资产负债率与五个一阶单整变量之间具有协整关系，分别为RE1、RE2、TA、ROC以及衡量股权集中度的SHHI。资产负债率与货币资金比例的负相关关系表明，货币资金比重越高，资产负债率越低，反之则负债率高。货币资金比例高一方面说明了财务状况运行良好，另一方面也说明了企业的投资机会少，资金需求小，若此时存在较高的负债率，企业必然会偿还部分债务；货币资金少，说明投资资金供不应求，需要外部资金的补充。前三大股东的赫芬达尔系数SHHI衡量股权集中度，显著为负的系数说明股权越集中，负债率越低。此结论支持李志文，宋衍蘅（2003）的研究成果，即股权相对集中的企业偏向股权融资，通过募集权益资金主要用于与大股东密切相关的项目，从而达到大股东利益的最大化。

在上述三个行业的协整方程中，RE1以及RE2在三个行业中均对LEV有长期的协整关系，且这种关系均在1%的检验水平上显著。RE1对LEV的影响为负，即比例越高，负债率越低，证实了融资优序行为在我国上市公司的融资决策中确实存在。另外，在逐步回归过程中发现，RE2非但没有与RE1产生多重共线性，而且对LEV产生了显著为正的长期关系。RE2衡量了管理者对企业成长性的战略意识，从而说明了管理者的成长战略意识对负债率有显著的正影响。

上述协整模型的调整的拟合优度均在0.8以上，F统计量在0.000下显著；误差修正模型的拟合优度均在0.6以上。三个行业的误差修正模型中的修正项都在0.000下显著为负，证实了资本结构与其影响因素之间的稳定机制的存在，说明在给定条件下存在最优资本结构。但各个行业影响均衡资本结构的因素不一致，从而也说明了各行业融资决策机制的不同。

(2)协整方程的扩展

上述协整方程是仅考虑一阶单整变量的协整，除方程中的一阶单整变量之外，剩余因素对资产负债率的影响都包含在误差项中。既然协整方程中的一阶单整之线性组合已是零阶单整的，我们可以在此基础上加入其他平稳变量，考察这些因素对资本结构的影响。为了避免多重共线性的问题，同样采用逐步回归法加入其他平稳变量。房地产行业的扩展协整方程见方程10。该协整模型调整的R2为0.92，残差平方和为1911.94，较方程4的R2以及SSE都有所改善。该协整关系的误差修正模型见方程11所示，调整的R2为0.71，SSE为1371.62。

LEVi,t=-193.6553-2.0994RE1i,t+10.7560TAi,t+0.4761RE2i,,t-(-6.4229***)(-7.4071***)(7.4053***)(3.3543***)

表3残差变量

检验方法

残差变量的单位根检验结果检验式一

检验式二

检验式三

RESID1RESID2RESID3

LLCADF-Fisher

LLCADF-Fisher

LLCADF-Fisher

Statistic-1.5625.94-2.4914.41-7.1067.53

p0.060.030.010.280.000.00

p0.060.030.010.280.000.00

p0.010.000.000.020.000.00StatisticStatistic-7.42-7.4269.7569.75-6.29-6.29-52.58-52.58-7.27-7.2795.6695.66

注：检验式一为含趋势项和截距项的检验式，检验式二中仅含截距项，检验式三不含截距项和趋势项。下同。表4检验方法

批发零售样本一阶单整变量之间协整检验

检验式一

检验式二

检验式三

Statistic

ADF-Fisher-2.48Kao--p

0.01--Statistic-2.00-3.69p0.020.00Statistic-4.11--p0.00--

LEVi,t=58.2438-3.1172RE1i,t+1.0927RE2i,t+4.1870D1i,t-(46.4129***)(-14.7404***)(13.3732***)(2.9889***)

0.3632STDROAi,t-1+0.4903Zi,t+ε10i,t

（10）(-2.1655**)(-1.7771*)

△LEVi,t=-2.9316△RE1i,t+1.0020△RE2i,t+2.9473△D1i,t-(-11.6711***)(10.8873***)(1.6706***)

0.3207△STDROAi,t-1+0.2908△Zi,t-0.4973resid10i,t-1+ε11i,t

（11）(1.17146*)(1.6507*)(-3.9503***)

由协整方程10可知，股权分置改革虚拟变量对房地产

行业样 …… 此处隐藏：4042字，全部文档内容请下载后查看。喜欢就下载吧 ……