制度等一系列建议。
关键词：资本结构 公司绩效 净资产收益率 资产负债率
一个企业完全依靠权益资本是极不明智的，负债经营才是符合现代经济规律的企业经营方式。但同时应当意识到债务资本是一把双刃剑，对利润的增加既有正向作用又有反向作用，合理确定资本结构对企业的生存和发展非常重要。现代资本结构理论也指出：在有效的市场条件下，资本结构变动会影响企业价值；债权融资方式相对于股权融资方式而言对企业更为有利。
一、模型构建与数据收集
（一）衡量指标的选取和计算
评价上市公司的绩效应该从盈利能力、资产管理能力和股本扩张能力等多方面来进行衡量，主要指标包括：净资产收益率、主营业务利润率、每股收益和每股净资产等。其中，净资产收益率（ROE）是一个综合性极强、最具代表性的财务比率，本文把净资产收益率作为评价上市公司绩效的主要指标。
尽管使用市场价值来计算负债比率更能真实体现公司的价值，但由于中国股市约三分之二的股份为非流通股，无法计算其市场价值，因此本文仍采用账面值来计算上市公司的负债比率，采用总负债比率来反映公司的资本结构。综上所述，本文采用的计算公式如下：
净资产收益率=税后净利润/股东权益×100%
资产负债率=总负债/总资产×100%
（二）模型的构建
为研究资本结构对公司绩效的影响程度及二者之间的关系，我们以资产负债率为自变量，对样本公司2008-2012年的净资产收益率进行一元线性回归，以进一步考察资本结构与公司绩效是否显著相关，以及是正相关还是负相关。回归模型如下：
ROE=C+B DAR
其中，ROE代表净资产收益率，DAR代表资产负债率，C代表常数项，B代表自变量的系数。
（三）数据的收集
本文选择石油化工业A股上市公司2008-2012年五年的数据及其5年的平均数据进行研究。为保证结果的准确性和客观性，上市公司的行业分类基于中国证监会颁布的《上市公司行业分类指引》，根据该指引，目前深沪两市A股石油化工行业上市公司超过180家。以此为原始样本，并按如下原则进行样本筛选：1.为避免新股的影响，选取2008年12月31日前上市的A股公司，上市的年限较长可以确保公司的行为相对成熟；2.为避免异常值的影响，从原始数据中剔除了1999-2008年被ST和PT的公司。基于上述原则，我选取了石油化工27家上市公司作为我研究的样本，样本观测值共162个。
二、实证分析结果
运用Eviews计量经济学软件，对以上27家上市公司2008-2012年五年内资产负债率和净资产收益率的截面数据和各年的均值进行简单的最小二乘法分析，得到表1和表2。
由表1的回归统计量表中可以看出：
1.历年的资产负债率与净资产收益率的相关系数均为负，说明二者存在负相关关系。
2.Std. Error（标准误差）主要用来衡量回归系数的统计可靠性。Std. Error越大，回归系数估计值越不可靠。
3.t-Statistic（t统计量）检验的是某个系数是否为零（即该变量是否不存在于回归模型中）。从t值表里可以查出a等于0.01，0.05，0.10，0.20，0.40，0.60和0.80情况下，自由度为25（n-2）的t分布的临界值分别为t0.01（25）=2.787，t0.05（25）=2.06，t0.10（25）=1.708，t0.20（25）=1.316，t0.40（25）=0.856，t0.60（25）=0.531，t0.80（25）=0.256。从我们的分析结果看，2012年和年度平均数据在显著性水平a=0.01下，2008年和2010年在显著性水平a=0.40下，2011年在显著性水平a=0.60下，自变量和因变量之间是显著负相关的，而2009年的T检验没有通过检验，也就是说在该年份自变量与因变量的相关性不显著。
由表2的回归统计量表中可以看出回归模型拟和优度较差，其中：
1.R-squared衡量的是在样本范围内用回归来来预测被解释变量的好坏程度。R2=1说明回归拟合得很完美，若R2=0则回归并不比被解释变量的简单平均值拟合得更好。R2是被解释变量能够被解释变量所解释的部分。本文没有采用采用Person相关系数进行分析，主要是考虑到样本相关系数的适用范围被限制在两变量间是线性关系的情况，但判定系数对非线性关系和有两个或两个以上自变量的相关关系都适用，即判定系数的应用范围更广泛。实践中，判定系数越接近于1，说明回归直线对样本数据的拟合程度越好，但商务与经济统计方法告诉我们：根据实际情况，在社会科学中遇到的典型数据，经常要考虑R2低于0.25的情形。因此通过本文的实证分析，从年度平均数据的回归结果（R2=24.08%）看，该行业上市公司经营业绩变异性的24.08%能够由资本结构和公司绩效之间的线性关系所解释，而75.92%属于随机因素的影响。从统计结果来看，历年回归中R2均小于0.4，说明回归模型的拟和优度较差，因此模型的解释能力是很差的。
2.Adjusted R-squared与R2相当接近，只是在方差的度量上有微小的差异。从统计结果来看，历年回归中Adjusted R2均小于0.3，同样说明回归模型的拟和优度较差。
3.Durbin-Watson stat（DW统计量）是对序列相关性进行检验的统计量，它度量的是相邻残差之间的联系。当DW值落在（du，4-du）时，可以认为误差项之间不存在序列相关。从表2可以看到，各年的Durbin-Watson值分别为2.098362、2.038199、1.791807、2.150596、2.481495和2.318123，而n=27，k=1，a=0.05水平下，查到du=1.47（其中，n为观测值个数，k为解释变量个数）。由此可以推得：各回归模型du
4.F-statistic（F统计量）是对回归式中的所有系数均为零（除了截距项或常数项）的假设检验，是在对简单线性回归显著性的检验过程中用到的统计量。如果F统计量超过了临界值，那么至少有一个系数可能不为零。从F值表里可以查出a=0.01情况下，分子自由度为1，分母自由度为25（n-2）的F分布的上侧分位数F0.05=7.77。从我们的分析结果看，仅有202012年和年度平均数据的F值大于此临界值，对其余各年度数据回归显著性的检验结果均小于F0.05。由此我们可以认为，仅有2012年和年度平均数据在显著性水平a=0.01 下，自变量和因变量之间的负相关关系在统计上是显著的。这一结论与我们刚才用t分布检验的结果是一致的（单变量回归模型中，F检验与t检验得出的结论是一致的）。
三、结论与建议
（一）实证分析结论
石油化工业的资本结构与公司绩效之间的关系在大部分年份是显著负相关的，而在极个别年份则不相关。具体来说，该行业的资产负债率对净资产收益率的贡献均是负的，除2009年外这种负相关均是显著的，但显著性水平有所不同，2012年和年度平均数据的显著性水平为0.01，2008年和2010年的显著性水平为0.40，而2011年的显著性水平仅为0.60，但从总体来讲，资本结构与公司绩效之间是显著负相关的。从该行业年度平均数据来看，资本结构与公司绩效之间是显著负相关的。
（二）促进我国上市公司资本结构合理化的建议
1.完善上市公司的治理结构，加速证券市场的市场化改革。改进股权结构的设置，增强流通股比例，促进同股同权，切实保障股东权益及股东对经理层的约束。治理结构的逐渐完善可以提供一个有利于企业长远发展的融资导向，即引导企业向最终有利于企业根本发展的筹资结构发展。
2.鼓励适当地回购国有股。对我国来说，实施国有股回购是改善股权结构的一种较好的途径，它不但可以快速降低国有股的比例，而且不会对股市造成大的冲击。但目前还存在两个问题：一是回购国有股的相关行政法律法规的制定和规范；二是资金的问题，我国大部分上市公司的财务状况并不令人乐观，拿不出多少盈余资金来回购国有股。当然回购的资金除了上市公司的自有资金外，上市公司还可以通过向银行贷款或发行公司债券来筹集回购资金。
3.大力发展企业债券市场，提高上市公司债券的融资比例。从政策、法规、制度上为企业利用债券融资创造一个良好的、宽松的环境。政府要淡化或者逐步取消计划规模管理，并在企业债券利率方面给予较大的灵活性，让企业债券利率尽快市场化。同时应尽快完善信用评级制度，为债券利率的市场化奠定基础。
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（作者单位：中国石油河北销售公司财务处）