新能源行業(yè)上公司融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響研究

新能源行業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響研究第一章緒論研究背景及研究意義研究背景能源是關(guān)乎經(jīng)濟社會發(fā)展的重要物質(zhì)基礎(chǔ)，新能源一般是利用新技術(shù)來開發(fā)利用的可再生能源，包括太陽能、生物質(zhì)能、地熱能、風能、氫能、潮汐能等，隨著常規(guī)能源的緊缺性以及環(huán)境污染問題的加重，新能源行業(yè)越來越得到各國重視。從我國發(fā)展環(huán)境看，國際范圍內(nèi)，應(yīng)對氣候變化越來越成為一個受到各國關(guān)注的議題，各國都在尋求減少化石能源的大量使用對環(huán)境帶來的破壞，非化石能源快速發(fā)展，成為新的增長極；國內(nèi)來看，十三五時期是全面建成小康社會的決勝階段，也是推動能源革命的加速階段，本著創(chuàng)新、協(xié)調(diào)、綠色、開放、共享的發(fā)展理念，深入推進能源革命，建設(shè)清潔高效的現(xiàn)代能源體系，使我們面臨的重要任務(wù)。改善生態(tài)環(huán)境，提高人民生活質(zhì)量，新能源的發(fā)展是其中不可缺少的重要一環(huán)。從我國能源消費結(jié)構(gòu)來看，雖然近年來清潔能源所占比重有所上升，但化石能源，特別是煤炭在能源消費中一直居于主導地位，煤炭消費所占比重高達64%，這一方面反應(yīng)了我國經(jīng)濟發(fā)展對化石能源的較強依賴性，另一方面也反映出新能源的廣闊發(fā)展前景。從頂層設(shè)計來看，節(jié)能減排，構(gòu)建清潔能源體系一直是政府的重要關(guān)注點，十二五期間我國先后制定了《建筑節(jié)能專項規(guī)劃》以及《綠色建筑和綠色生態(tài)城區(qū)發(fā)展規(guī)劃》來推動節(jié)能減排，發(fā)展清潔能源。在十三五能源發(fā)展規(guī)劃中，再次明確提出了要推進能源綠色低碳發(fā)展，降低煤炭消費比重，穩(wěn)步推進風電、太陽能等可再生能源發(fā)展，提出要為實現(xiàn)2030年非化石能源發(fā)展目標奠定基礎(chǔ)。綜合來看，新能源行業(yè)面臨前所未有的發(fā)展機遇與發(fā)展空間，是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，在此基礎(chǔ)上，研究新能源行業(yè)的融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響也就具備了實際意義。研究目的及意義本文研究目的主要有以下三點.研究新能源行業(yè)上市公司的融資結(jié)構(gòu)和公司績效的近狀，分析其特點。.通過計量方法進行實證分析，明確新能源行業(yè)上市公司的融資結(jié)構(gòu)對其公司績效的影響，進一步的對所得結(jié)果進行分析與闡述。.結(jié)合實證分析結(jié)果試著對新能源企業(yè)融資結(jié)構(gòu)的優(yōu)化給出一定的建議。研究意義：理論意義：有關(guān)融資結(jié)構(gòu)對公司績效影響的相關(guān)理論已經(jīng)發(fā)展的比較成熟，但以新能源行業(yè)為標的進行的研究還比較少，本文回顧了有關(guān)企業(yè)融資結(jié)構(gòu)對公司績效影響的經(jīng)典理論，并基于這些理論結(jié)合中國新能源行業(yè)的實際情況進行驗證，豐富了融資結(jié)構(gòu)理論，并驗證了新能源這一新興行業(yè)是否適用于國外經(jīng)典理論。實踐意義：新能源行業(yè)是實現(xiàn)可持續(xù)發(fā)展的關(guān)鍵，但目前發(fā)展的還不夠成熟。對于企業(yè)的發(fā)展，除了技術(shù)管理等方面的創(chuàng)新之外，如何選擇一個合適的融資結(jié)構(gòu)也是至關(guān)重要的，本文通過研究這一行業(yè)中融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，有望在以下兩方面給出幫助性建議：1、新能源公司制定自身發(fā)展規(guī)劃，2、投資者評估新能源上市公司發(fā)展從而進行投資決策。研究思路及框架本文在組織結(jié)構(gòu)上，按照先理論后實證的順序，先進行理論上的分析與總結(jié)，對國內(nèi)外相關(guān)的研究文獻進行了梳理與總結(jié)并且回顧了企業(yè)融資結(jié)構(gòu)方面的經(jīng)典理論。實證分析方面，本文通過搜集處理相關(guān)數(shù)據(jù)、描述性統(tǒng)計、變量設(shè)計、模型建立、回歸分析、穩(wěn)定性檢驗等步驟得出實證結(jié)論，最后在該結(jié)論的基礎(chǔ)上加以分析并試著提出建議。本文的研究內(nèi)容分為以下幾個部分：第一部分是緒論，包括本文的研究背景、研究目的與意義，提供所做研究的背景支持。第二部分是理論總結(jié)與文獻綜述。這一部分主要從理論上分析融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響并且總結(jié)前人研究成果，為本文做實證分析提供理論基礎(chǔ)與思路借鑒。第三部分是實證研究設(shè)計，提出實證研究所要解決的問題，對數(shù)據(jù)做出描述性統(tǒng)計，設(shè)計變量與模型，為后續(xù)分析奠定基礎(chǔ)。第四部分是實證分析，主要為回歸分析，通過回歸分析得出結(jié)果后進一步的進行穩(wěn)健性檢驗來確認結(jié)果的可信性。第五部分為結(jié)果解釋及建議，在通過實證分析得出結(jié)果的基礎(chǔ)上，對該結(jié)果進行闡釋并針對新能源上市公司優(yōu)化融資結(jié)構(gòu)給出建議。本文的的研究框架如圖1.1所示：圖1.1：文章組織框架研究方法：研究方法是否科學、可行決定了研究所得結(jié)論是否正確、可信。本文在分析新能源行業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響的過程中，主要運用的研究方法有：.規(guī)范分析法：為了能夠更加全面、深刻的認識所要研究的問題，筆者對國內(nèi)外相關(guān)研究文獻與理論知識進行了搜集整理與總結(jié)，從而為下步研究提供理論基礎(chǔ)。.實證分析法，本文以29家新能源行業(yè)上市公司在過去5年中的季度數(shù)據(jù)為樣本，形成面板數(shù)據(jù)，以這些數(shù)據(jù)為基礎(chǔ)設(shè)計變量及構(gòu)建模型從而進行回歸分析。除回歸分析法之外，本文在實證部分還應(yīng)用了以下方法：主成分分析法，用于構(gòu)建被解釋變量；描述性統(tǒng)計法，用于初步獲得數(shù)據(jù)特征；相關(guān)性分析法，用于檢驗各變量之間是否存在多重共線性問題。1.4本文的創(chuàng)新點關(guān)于融資結(jié)構(gòu)與公司績效的理論已經(jīng)發(fā)展的比較成熟，筆者水平所限，難以進行理論上突破性的創(chuàng)新，于是尋求在細節(jié)上進行創(chuàng)新，本文的創(chuàng)新點主要有以下：1．研究對象：前人所做研究多以整個市場為對象進行研究，以具體行業(yè)為對象進行分析的較少，而針對新能源行業(yè)進行分析的則更少。每個行業(yè)都有其自己的特征，通過分析大市場得出的結(jié)論未必同樣適用于某個特定行業(yè)，本文通過研究新能源行業(yè)上市公司融資結(jié)構(gòu)對公司績效的影響，豐富了相關(guān)理論。2．變量設(shè)計：前人所做研究中，被解釋變量多選擇某單一指標，本文選取了四項指標并通過主成分分析法進行綜合，提高結(jié)論說服力。第二章理論總結(jié)與文獻綜述理論總結(jié)MM理論MM理論是1958年由Modigliani和Miller在《資本成本、公司理財和投資理論一文中提出的，其后對于資本結(jié)構(gòu)的多數(shù)研究都以這一理論為基礎(chǔ)。MM定理有嚴格的前提假設(shè)，包括有效的資本市場、無稅收、無破產(chǎn)風險等，在滿足這些前提的基礎(chǔ)上，公司資本結(jié)構(gòu)與公司價值無關(guān)，公司增加負債時會提高其風險水平，從而使得股權(quán)融資成本上升，抵消了債務(wù)融資帶來的成本節(jié)約，從而公司總的融資成本和公司價值不變，改變的只是公司總價值在債權(quán)人和股東之間的分配，也就是說，不存在一個最優(yōu)的資本結(jié)構(gòu)。修正的MM理論MM理論由于其嚴格的前提假設(shè)而受到了諸多挑戰(zhàn)，1963年，Modigliani和Miller通過將公司所得稅加入原有模型從而完善了MM理論，得到修正的MM理論。根據(jù)修正的MM理論，公司負債的利息可以獲得稅收減免，換言之，公司通過負債獲得了稅盾，因此，提高負債水平可以增加公司價值，因為更高的負債帶來更多的稅收減免。在這一理論下，存在最優(yōu)的融資結(jié)構(gòu)，即100%的債務(wù)融資。權(quán)衡理論早期權(quán)衡理論修正的MM理論雖然一定程度上彌補了MM理論的缺陷，但其仍然沒有將提高債務(wù)水平帶來的破產(chǎn)風險納入模型，而權(quán)衡理論則進一步的彌補了這一點。權(quán)衡理論認為，企業(yè)可以通過增加債務(wù)來增加企業(yè)價值，但隨著負債水平的上升，企業(yè)陷入財務(wù)困境的可能性也會提高，甚至會導致破產(chǎn)帶來破產(chǎn)成本，這是限制企業(yè)增加負債的重要約束因素。因此，企業(yè)在決定融結(jié)構(gòu)時，必須權(quán)衡破產(chǎn)成本和抵稅優(yōu)勢來確定最優(yōu)的融資結(jié)構(gòu)。后期權(quán)衡理論后期權(quán)衡理論是對早期權(quán)衡理論的進一步發(fā)展，將負債的成本從破產(chǎn)成本進一步擴展到了代理成本、財務(wù)困境成本、非負債稅收利益損失等方面，同時將稅收利益從負債收益擴展到了非負債稅收收益方面，其本質(zhì)在于擴大了早期權(quán)衡理論中負債成本和收益所包含的內(nèi)容，根據(jù)這一理論，企業(yè)需要權(quán)衡稅收收益和各類負債成本來確定最優(yōu)融資結(jié)構(gòu)。理成本理論代理成本理論是由Jensen和Meckling提出的，該理論承認負債的利息抵稅優(yōu)勢，但同時認為隨著負債水平的上升，債權(quán)人的的監(jiān)督成本也會上升，從而債權(quán)人會要求更高的利率，即產(chǎn)生了代理成本。這項成本最終會由公司股東承擔，從而有損公司價值。根據(jù)代理成本理論，適度的負債水平有利于增加企業(yè)價值，但過高的負債會降低企業(yè)價值，也就是說存在最優(yōu)的融資結(jié)構(gòu)。序融資理論優(yōu)序融資理論以信息不對稱為基礎(chǔ)，該理論認為當企業(yè)通過股票融資時，由于存在信息不對稱，市場會認為該公司管理者知道公司股票被高估，從而可能導致股價下跌。內(nèi)源融資因為不會向市場傳遞任何可能使得股價下跌的信息成為公司融資的第一選擇，發(fā)行債券往往也不會向市場傳遞反面信號，因此是第二選擇，而股權(quán)融資是最次選擇。2.2文獻綜述務(wù)融資對公司績效的影響周三深（2009）以2007年滬深兩市A股上市公司為研究對象，通過合成的綜合性績效指標進行實證分析，得出結(jié)論公司資產(chǎn)負債率對綜合績效指標有顯著的正向影響，其中短期負債對公司績效的影響是正向的，長期負債的影響是負向的。楊衛(wèi)東、劉建國（2009）以72家房地產(chǎn)上市公司在2004-2008年的數(shù)據(jù)為研究對象，用計量方法建立回歸模型，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)行業(yè)上市公司績效與長期銀行信用融資率、商業(yè)信用平均融資率和財政融資率呈顯著正相關(guān)關(guān)系。劉東姝（2017）以在滬深A股上市的102家新能源公司為研究對象，以2005-2015年為時間區(qū)間，對面板數(shù)據(jù)進行回歸分析，得出結(jié)論新能源公司的債權(quán)融資對公司績效變量ROA產(chǎn)生積極作用。邵立敏（2017）以111家A股上市的房地產(chǎn)公司為樣本，以2011-2015年為時間區(qū)間，通過回歸分析得出結(jié)論資產(chǎn)負債率、短期借款比率和長期借款比率都對公司績效有顯著的負向作用。Frank和Goyal(2003)以美國的非金融企業(yè)為對象做了研究，發(fā)現(xiàn)財務(wù)杠桿與公司績效之間存在正相關(guān)關(guān)系。Abu-Rub(2012)通過對巴勒斯坦的28家上市公司的研究得出結(jié)論企業(yè)資產(chǎn)負債率對其ROE和ROA都具有顯著的負面影響。權(quán)融資對公司績效的影響。楊衛(wèi)東、劉建國(2009)以72家房地產(chǎn)上市公司在2004-2008年的數(shù)據(jù)為研究對象，發(fā)現(xiàn)房地產(chǎn)行業(yè)上市公司公司績效與股權(quán)平均融資率呈負相關(guān)關(guān)系。劉東姝(2017)以在滬深A股上市的102家新能源公司為研究對象，以2005-2015年為時間區(qū)間，得出結(jié)論股權(quán)融資對ROE產(chǎn)生顯著的正向作用，作者認為這是因為ROE分母偏小導致其對股權(quán)融資帶來的收益增加更加敏感的緣故。曹琨(2017)以華僑城A和中青旅兩家上市公司2006-2015年間的數(shù)據(jù)為對象進行研究，發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資率對公司績效產(chǎn)生負向影響，認為其主要原因在于外源融資具有更高的融資成本。魏蒙(2017)以2013年深圳市規(guī)模以上工業(yè)企業(yè)為樣本進行研究，將非上市企業(yè)也納入研究范圍，發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資會對公司業(yè)績起到促進作用。MichaelC.jensenandMeckling(2000)將股東細分為內(nèi)部股東與外部股東進行研究，發(fā)現(xiàn)企業(yè)內(nèi)部股東持有股票所占份額與企業(yè)盈利能力之間呈正相關(guān)關(guān)系。源融資對公司績效的影響。楊衛(wèi)東、劉建國（2009）以72家房地產(chǎn)上市公司在2004-2008年的數(shù)據(jù)為研究對象得出結(jié)論公司績效與內(nèi)部平均融資率之間存在顯著的負相關(guān)關(guān)系。劉東姝（2017）的研究結(jié)果顯示留存收益與折舊融資都對公司績效起到顯著的正向影響，但當以每股收益作為衡量公司績效的指標時，折舊融資的抵稅作用會降低每股收益，從而二者出現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。曹琨（2017）通過對華僑城A和中青旅兩家上市公司10年中的財務(wù)數(shù)據(jù)進行研究發(fā)現(xiàn)內(nèi)源融資與公司績效之間存在顯著正相關(guān)關(guān)系，印證了優(yōu)序融資理論。第三章研究設(shè)計影響機理及假設(shè)提出債務(wù)融資整體水平債務(wù)融資的積極影響主要在其節(jié)稅效應(yīng)，因為借款利息是在稅前扣除的。MM理論和權(quán)衡理論都認可適度提高債務(wù)水平有利于增加公司價值，這也得到了國內(nèi)外很多學者的研究證實。另一方面，債務(wù)融資相對于股權(quán)融資有著更低的融資成本，而且其成本不會隨著公司經(jīng)營的改善而提高，這也對公司績效起到了一定的改善作用。然而，隨著債務(wù)融資水平的提高，公司潛在的破產(chǎn)風險也相應(yīng)提高，這又會損害公司價值?？偟膩碚f，當公司債務(wù)水平?jīng)]達到某一臨界點時，其與公司績效呈正相關(guān)，超過這一點后，與公司績效呈負相關(guān)。國內(nèi)的相關(guān)研究多顯示債務(wù)融資水平與公司績效呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系。據(jù)此提出假設(shè)：假設(shè)一：新能源行業(yè)債務(wù)融資整體水平與公司績效之間存在負相關(guān)關(guān)系。債務(wù)期限結(jié)構(gòu)根據(jù)代理成本理論，短期債務(wù)能夠比較有效的加強對企業(yè)的監(jiān)督，從而緩解投資不足與投資過度問題，使得企業(yè)更多的投資優(yōu)秀的項目，短期的還本付息壓力會激勵企業(yè)努力改善自身績效。而長期債務(wù)由于借款期限長，還本付息壓力相比于短期借款要小，對企業(yè)產(chǎn)生的激勵效果比短期借款要小，這一機理也得到了國內(nèi)相關(guān)研究的印證，據(jù)此，作出假設(shè)：假設(shè)二：新能源行業(yè)公司短期負債水平與公司績效之間存在正相關(guān)關(guān)系，而長期負債水平與公司績效呈負相關(guān)。股權(quán)融資相比于債務(wù)融資，股權(quán)融資一方面有更高的融資成本，另一方面，對公司經(jīng)營者的約束也更弱，所以很容易帶來代理成本，經(jīng)營者傾向于為了自己的利益行事而不是最大化所有者利益。在債務(wù)融資比例較高時，公司面臨緊迫的破產(chǎn)風險，這會促使管理者改善公司績效，而在股權(quán)融資比例較高時，則沒有緊迫的破產(chǎn)風險，這就導致管理者在做投資決策時會不夠謹慎。在股權(quán)集中度方面，過于分散的股權(quán)會弱化股東的監(jiān)督動機，從而不利于改善公司績效?；谝陨戏治?，作出假設(shè)：假設(shè)三：新能源行業(yè)股權(quán)融資率與公司績效呈負相關(guān)，股權(quán)集中度與公司績效呈正相關(guān)。內(nèi)源融資內(nèi)源融資來自公司內(nèi)部資金積累，根據(jù)優(yōu)序融資理論，內(nèi)源融資是公司籌集資金的第一選擇，具有最低的融資成本，同時，內(nèi)源融資不會稀釋原有股東的每股收益和控制權(quán)。但就新能源行業(yè)來看，由于行業(yè)發(fā)展還不夠成熟，內(nèi)源融資受公司利潤水平的制約，不是公司主要的融資渠道，基于以上分析作出假設(shè)：假設(shè)四：新能源行業(yè)公司內(nèi)源融資水平與公司績效呈較弱的正相關(guān)關(guān)系。樣本選取及數(shù)據(jù)來源本文選取的研究樣本均從中證內(nèi)地新能源主題指數(shù)50只成分股中選取，中證內(nèi)地新能源主題指數(shù)是由中證800指數(shù)中具有一定比例新能源生產(chǎn)業(yè)務(wù)或設(shè)備業(yè)務(wù)的公司股票組成以反應(yīng)新能源產(chǎn)業(yè)公司的整體表現(xiàn)。該指數(shù)成分股的選樣方法如下：最近一個會計年度在以下業(yè)務(wù)的收入占比或利潤占比達到30%?新能源生產(chǎn)（包括太陽能、風能、核能、生物質(zhì)能、地熱能、海洋能和氫能等）?新能源技術(shù)設(shè)備，節(jié)能技術(shù)與設(shè)備、電池。在50只成分股中，為了獲得2013年以來的公司財務(wù)數(shù)據(jù)，本文剔除了在2013年以后上市的公司，最后樣本公司數(shù)為42家。本文所用數(shù)據(jù)來源包括CSMAR國泰安金融研究數(shù)據(jù)庫、相關(guān)企業(yè)年度與季度財務(wù)報表，數(shù)據(jù)后期處理應(yīng)用了Eviews、Stata軟件。變量設(shè)計被解釋變量衡量公司績效的指標廣義來說可以分為兩種：財務(wù)指標和市場價值指標。其中市場價值指標在國外的相關(guān)研究中較為多見，其局限在于對市場有效性要求較高，考慮到國內(nèi)資本市場相比國外還存在差距，本文舍棄市場價值指標，使用財務(wù)指標。財務(wù)指標的優(yōu)點在于易于量化，更加直觀。具體而言，衡量公司績效的指標有很多，在考慮指標綜合性及借鑒前人研究經(jīng)驗的基礎(chǔ)上，本文選擇總資產(chǎn)收益率（ROA）、每股收益（EPS）、營業(yè)利潤率四個指標，并通過主成分分析法將四個指標符合為一個反應(yīng)公司績效的綜合指標P。解釋變量.資產(chǎn)負債率：資產(chǎn)負債率是公司負債對資產(chǎn)的比例，用來衡量企業(yè)負債整體水平。.短期及長期負債比率：是短期（長期）負債對資產(chǎn)的比率，反應(yīng)公司負債的期限結(jié)構(gòu)。.股權(quán)融資率：是股本與資本公積之和對資產(chǎn)的比率，用以反映公司股權(quán)融資的整體水平。.前十大股東持股比例：是公司前十大股東所持股票數(shù)占總股數(shù)的比例，反應(yīng)公司股權(quán)集中度。.留存收益率（IFR）：是盈余公積與未分配利潤之和對資產(chǎn)的比率，反應(yīng)公司內(nèi)源融資整體水平。.33控制變量.公司規(guī)模：規(guī)模大的公司因為能獲得規(guī)模優(yōu)勢所以具備了更低的生產(chǎn)成本，從而有利于提高利潤，對公司績效產(chǎn)生很大影響，所以本文將公司規(guī)模放入控制變量。本文選擇總資產(chǎn)指標并將其作取對數(shù)處理來衡量公司規(guī)模。.營運能力：營運能力主要體現(xiàn)為公司運用資金的效率，資金運用效率越高，盈利能力也就越強，也會顯著影響公司績效。本文選擇綜合性較強的總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率來衡量公司營運能力。.成長能力：成長能力是公司擴大規(guī)模的能力，與公司規(guī)模直接相關(guān)，因此就影響到了公司績效。本文選擇營業(yè)收入增長率來衡量公司成長能力。本文所用變量說明表如表2.1：表2.1：實證分析變量選取匯總變量類型變量名稱變量符號變量計算被解釋變量總資產(chǎn)收益率ROA凈利潤/總資產(chǎn)平均余額營業(yè)凈利率OPR凈利潤/營業(yè)收入基本每股收益EPS凈利潤/普通股加權(quán)平均數(shù)綜合績效變量P主成分分析法解釋變量資產(chǎn)負債率DAR負債/資產(chǎn)流動負債率SDR流動負債/負債長期負債率LDR非流動負債/負債股權(quán)融資率EFR（股本+資本公積）/資產(chǎn)總額前十大股東持股比例OP前十大股東持股數(shù)/總股本內(nèi)源融資率IFR留存收益/資產(chǎn)控制變量營業(yè)收入增長率IGR（本期營收-上期營收）/上期營收資產(chǎn)對數(shù)LNALn（資產(chǎn)總額）

總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率AT營業(yè)收入/平均資產(chǎn)余額3.4模型建立為了考察債務(wù)融資、股權(quán)融資、內(nèi)源融資對公司績效的影響，本文建立線性回歸模型如下：（3.1）第四章實證分析3.1描述性統(tǒng)計在運用回歸分析進行實證研究之前，先對所有樣本數(shù)據(jù)進行描述性統(tǒng)計，從而觀察樣本特征以及分辨異常值。描述性統(tǒng)計結(jié)果如下表：表3.11：樣本數(shù)據(jù)描述性統(tǒng)計變量年份平均值極大值極小值標準差DAR20130.5052.8610.0760.24920140.4981.8050.1180.22420140.4981.8050.1180.22420150.4970.9190.1190.16720160.5090.8080.2420.14720170.5260.8160.1940.13720160.5090.8080.2420.14720170.5260.8160.1940.137SDR20130.77510.2120.19TOC\o"1-5"\h\z2015 0.784 0.999 0.349 0.1722016 0.759 0.994 0.123 0.1872017 0.752 0.997 0.103 0.191LDR20130.2250.78800.1920140.2210.77200.19120150.2160.6510.0010.17220160.2410.8770.0060.18720170.2480.8970.0030.191IFR2013IFR20130.1290.322-2.8070.24620140.130.355-1.5220.2320150.1470.402-0.9520.15820160.1530.433-0.2170.11720170.1530.408-0.1730.117EFR2013 20140.130.355-1.5220.2320150.1470.402-0.9520.15820160.1530.433-0.2170.11720170.1530.408-0.1730.117EFR2013 0.354 1.109 0.077 0.1872014 0.414 1.438 0.069 0.2142015 0.322 1.045 0.066 0.1632016 0.30.6180.1050.1182017 0.276 0.688 0.093 0.11OP2013 0.547 0.944 0.148 0.1772014 0.544 0.942 0.127 0.1720170.5470.870.2150.135變量年份平均值極大值極小值標準差ROA20130.0230.168-0.9590.08620140.030.964-0.8290.11320150.0310.157-0.0350.03320160.0350.191-0.0560.03920170.0260.201-0.0210.034ROE20130.0682.931-0.5630.24120140.0691.649-1.2790.1820150.0660.735-0.0670.08720160.0670.362-0.1160.0720170.5470.870.2150.135變量年份平均值極大值極小值標準差ROA20130.0230.168-0.9590.08620140.030.964-0.8290.11320150.0310.157-0.0350.03320160.0350.191-0.0560.03920170.0260.201-0.0210.034ROE20130.0682.931-0.5630.24120140.0691.649-1.2790.1820150.0660.735-0.0670.08720160.0670.362-0.1160.0720170.0520.363-0.0450.06420150.09920160.11120170.098EPS20130.21720140.22720150.264OPR2013-0.0190.353-8.4350.7371.2322014-0.0230.994-15.3221.2320.425-0.4 0.110.505-0.1480.1140.474-1.0190.1531.53-1.720.3491.82-3.3 0.471.621-0.6130.33520160.3021.88-0.760.36120170.2531.54-0.170.307IGR20136.247636.305-0.98552.103201416.0511296.289-0.999108.19920152.144279.325-0.99921.59920162.583230.743-0.9919.86920152.144279.325-0.99921.59920162.583230.743-0.9919.86920170.59720170.597AT20130.3620140.35620150.33120160.32920170.24120.444-0.9592.0283.0760.0130.332.6590.0030.3262.2950.020.2961.130.0260.2270.8430.0080.166LNA201322.51725.56320.2141.142201422.54525.6920.2241.045201522.99225.81220.6511.05201623.3425.89221.0620.92201723.57326.00622.2380.863通過描述性統(tǒng)計可以發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率、短期及長期負債率、股權(quán)融資率、前十大股東持股所占比例在五年間的波動沒有體現(xiàn)出直觀的變動趨勢，內(nèi)源融資率、總資產(chǎn)收益率、營業(yè)利潤率、每股收益及資產(chǎn)對數(shù)在五年間呈現(xiàn)上升趨勢。假設(shè)公司管理者調(diào)整資產(chǎn)結(jié)構(gòu)的初衷是實現(xiàn)公司價值最大化，那么內(nèi)源融資率的上升就初步印證了假設(shè)四的成立。股權(quán)融資率、凈資產(chǎn)收益率、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率則略有下降，其中股權(quán)融資率的下降，初步印證了假設(shè)三的成立。值得關(guān)注的是，營業(yè)收入增長率在五年中的波動很大，有很大的標準差與極差，為了平滑這項數(shù)據(jù)，筆者分別對每家樣本公司的營業(yè)收入數(shù)據(jù)做了季節(jié)調(diào)整，然后再次計算出營業(yè)收入增長率，調(diào)整后的數(shù)據(jù)結(jié)果如表3.2所示：表3.12季節(jié)調(diào)整后營收增長率匯總年份 平均值 極大值 極小值 標準差2013 0.750474 79.45894 -0.98353 6.4758262014 8.033862 720.1426 -0.99608 59.411092015 0.620882 92.44022 -0.97777 7.1361692016 0.716332 40.72078 -0.98734 4.2983932017 0.189362 3.637776 -0.42633 0.444777可以看到，根據(jù)經(jīng)過季節(jié)調(diào)整的營業(yè)收入計算所得的營業(yè)收入增長率仍然有較大的標準差，這是本文選取季度數(shù)據(jù)進行研究的一個局限，鑒于該變量的不穩(wěn)定性較大，在后續(xù)實證中不再將其納入控制變量。3.2主成分分析：對于三個衡量公司績效的指標，先通過主成分分析得到一個綜合的業(yè)績指標，再利用所得的業(yè)績指標進行回歸，主成分分析步驟如下：首先對ROA、OPR、EPS三個變量進行KMO及巴特利特球形檢驗以確認是否能夠進行因子分析，檢驗結(jié)果如表3.21所示：表3.21：KMO及球形檢驗結(jié)果表KMO測量檢驗適當性0.679Bartlett球形檢驗近似卡方1032.554df3顯著性0.000從上表中可以看出，KMO檢驗結(jié)果大于0.5，球形檢驗顯著性為0，可以進行因子分析。表3.22：主成分提取表成分起始特征值擷取平方和載入旋轉(zhuǎn)平方和載入總計方差的%累加%總計方差的%累加%總計方差的%累加%2.26575.49875.4982.26575.49875.4981.99266.466.40.48916.30291.80.48916.30291.80.76225.40191.80.2468.2100從表3.22可以看出，前兩個成分得累積方差貢獻率已經(jīng)達到91.8%，再加之第三個成分的特征根很小，所以舍棄第三個成分，提取前兩個成分，分別記為f1、f2。接下來通過旋轉(zhuǎn)得到旋轉(zhuǎn)成分矩陣如下：表3.23：旋轉(zhuǎn)成分矩陣成分12EPS0.959-0.037ROA0.8860.258OPR0.5370.833可以看出，EPS和ROA在第一個成分上有較大載荷，OPR在第二個成分上有較大載荷，所以這兩個成分能夠比較全面的體現(xiàn)三個績效指標所含信息。最后，根據(jù)兩個成分的方差貢獻率占累計方差貢獻率的比值為權(quán)重計算綜合績效指標P,計算公式如下：（3.2）回歸分析：首先根據(jù)方程3.1進行初步回歸，得到結(jié)果如下所示：表3.31初次回歸結(jié)果匯總表變量回歸系數(shù)變量回歸系數(shù)DAR-1.3842***AT0.8177***（0.2481） （0.0739）SDR0.0139LNA0.1830***（0.1126） （0.0254）IFR1.5437***Cons-4.0703***（0.2496） （0.6237）EFR0.2729R20.4923(0.2233)調(diào)整R20.4878OP-0.035F109.45(0.1387) (0.0000)注：表中***、*分別表示在99%、90%置信水平上顯著模型總體F值為109.45,在99%置信水平上可以拒絕F檢驗原假設(shè)，該模型有效。在5個解釋變量中，只有dar和ifr的系數(shù)在1%統(tǒng)計水平上顯著，SDR、EFR、OP三個變量的系數(shù)均未通過10%統(tǒng)計水平上的T檢驗。異方差檢驗及處理從解釋變量系數(shù)顯著性來看，SDR、EFR、OP三個變量系數(shù)不顯著，這顯示模型可能存在異方差問題，所以下一步進行異方差檢驗，所用方法為White檢驗和BM檢驗，結(jié)果如表3.41所示：表3.41：異方差檢驗結(jié)果White檢驗近似卡方525.9289BP檢驗近似卡方3596.9800P-value0.0000兩個檢驗都拒絕了同方差假設(shè)，可以判斷存在異方差，本文選擇用加權(quán)最小二乘估計來解決異方差問題，處理后的回歸結(jié)果如下：表3.42：加權(quán)最小二乘回歸結(jié)果變量回歸系數(shù)變量回歸系數(shù)DAR-0.7790***DAR-0.7790***AT1.1340***（0.1381） （0.0650）SDR-0.3868***LNA0.0110**（0.0704） （0.0054）IFR0.9542***R20.4393（0.1521） 調(diào)整R20.4344EFR-0.3249*** F88.54（0.0977）OP0.1454*（0.0846）注：表中***、**、*分別表示在99%、95%、90%置信水平上顯著模型總體F檢驗仍然顯示在99%置信水平下顯著，在99%置信水平下，只有OP和LNA兩個變量系數(shù)不顯著，在90%的置信水平下，所有變量都顯著。實證小結(jié)根據(jù)回歸分析，內(nèi)源融資對公司績效有顯著的正面影響，這與優(yōu)序融資理論是相符的，而優(yōu)序融資理論認為債權(quán)融資是優(yōu)于股權(quán)融資的，這一點與新能源行業(yè)的實際情況不符?；貧w結(jié)果顯示，資產(chǎn)負債率和股權(quán)融資率都對公司績效產(chǎn)生了顯著的負面影響，并且資產(chǎn)負債率的系數(shù)絕對值更大，說明對于國內(nèi)的新能源行業(yè)來說，股權(quán)融資是要優(yōu)于債權(quán)融資的。從負債期限結(jié)構(gòu)來看，流動負債率對公司績效的影響是負面的，因為長期負債率在數(shù)值上等于1-流動負債率，因此可以推斷，長期負債率對于公司績效會產(chǎn)生積極影響。第五章研究結(jié)論與政策建議研究結(jié)論從債務(wù)融資對公司績效的影響來看，資產(chǎn)負債率、流動負債率對公司績效產(chǎn)生消極影響，因而也可推斷長期負債率與公司績效負相關(guān)。債務(wù)融資本身有著較高的融資成本，并且在負債水平偏高時會提高陷入財務(wù)困境的風險。本文選取的新能源行業(yè)公司的資產(chǎn)負債率在50%左右浮動，結(jié)合權(quán)衡理論和本文實證結(jié)果可以推斷，這個比率已經(jīng)偏高，使得增加負債的邊際成本超過了邊際收益，造成了資產(chǎn)負債率跟公司績效之間的負相關(guān)，換言之，新能源行業(yè)的最優(yōu)資產(chǎn)負債率水平應(yīng)當是低于50%的。從負債的期限結(jié)構(gòu)看，短期負債與公司績效負相關(guān)，長期負債與公司績效正相關(guān)。究其原因，筆者認為在于長期負債因為還本付息周期長，使得公司有條件投資于長期性高收益的項目，而新能源行業(yè)高質(zhì)量的投資往往便是具有期限長收益高的特征，所以長期負債比短期負債更有利于公司發(fā)展。從內(nèi)源融資對公司績效的影響看，內(nèi)源融資對公司績效可以起到顯著的促進作用，這也印證了優(yōu)序融資理論。從股權(quán)融資對公司績效的影響看，一方面，股權(quán)融資率對公司績效產(chǎn)生負面影響這就印證了優(yōu)序融資理論中關(guān)于股權(quán)融資會向市場傳遞負面信號的觀點；另一方面，前十大股東持股比例對公司績效產(chǎn)生較弱的正面影響，即股權(quán)集中度的提高可以改善公司績效，這可能是因為股權(quán)的集中增強了大股東對管理者進行監(jiān)督的動機，從而有利于促使管理者服務(wù)于股東利益，從而改善公司績效。政策建議0%左右的資產(chǎn)負債率已是偏高水平，新能源行業(yè)上市公司應(yīng)考