王浩然 李亚婷 施梦丽 朱辉 （浙江农林大学暨阳学院 浙江诸暨 311800）

一、引言

我国自2001年加入世界贸易组织后，国内工业和制造业在全球化竞争中发展迅速，2010年我国制造业占全球的比重为19.8%，跃升为世界制造大国；2015年我国提出“中国制造2025”，以实现制造业转型升级，实现中低端向中高端的飞跃。2020年初，突发的新冠肺炎疫情给我国的实体经济造成了巨大冲击。相关统计数据表明，我国工业出口交货值自2020年1月以来较2019年同期下降约1 000亿元，社会消费品零售总额较2019年均值下降约4 000亿元。受此影响实体经济资金压力凸显，融资需求迫切，相关融资决策会使企业融资结构发生改变，最终会影响后期企业绩效。制造业作为国民经济主体，其融资渠道随着经济快速发展、市场经济不断完善和投融资体制深入改革而不断拓展，其融资结构多样性也会对绩效产生影响。

本文以我国A股制造业公司为研究样本，通过梳理当前学术界已有的研究成果，并结合资本结构理论等提出研究假设，构建融资结构与企业绩效的数量模型，从实证角度分析上市公司融资结构与企业绩效的相关性，以提高企业筹资效率，合理配置资源，谋求企业价值最大化，为企业制订相关融资决策提供数据支撑。

二、文献综述与研究假设

融资的来源途径不同，对企业经营绩效的影响会存在差异。在债务融资和企业绩效的相关性研究中，Salim &Yadav（2012）以马来西亚地区200多家上市公司为研究对象，通过面板数据分析发现，在成熟的资本市场中，当企业的负债率达到一定程度时，其托宾Q值也会随之提升。Davydov（2016）引用了中、巴、印、俄等“金砖四国”中700多家上市公司的财务数据，提出了债务融资水平越高、上市公司的经营管理模式和绩效水平越能得到有效提升的观点。Mcconnell＆Servaes（1995）对不同盈利水平的企业的债务融资水平与经营绩效之间的关系进行了实证研究分析，发现提高公司的负债率非但不能带动公司业绩的提升，反而会对公司绩效产生不利的影响。朱颐和（2021）以新能源上市公司为样本，研究表明，较高资产负债率会阻碍企业绩效的提升。褚玉春（2009）以沪深两地400多家制造业上市公司7年的财务数据为样本，实证结果表明公司绩效的提升随着债务融资水平的提升呈现先增后减的趋势，即资产收益率与资产负债率呈近似倒U形关系。刘玉（2018）等以2010—2016年我国A股制造业的非平衡面板数据进行了实证研究，发现公司的资产负债率与经营绩效之间存在明显非线性关系。根据以上分析，本文提出假设1：

H1：在其他条件保持不变时，债务融资与企业绩效呈负相关关系。

企业融资结构中除了债务融资，还包括股权融资。根据制衡机制理论，制衡机制的形成受制于大股东数量的增减。大股东数量增加，管理层与股东之间的制衡就越有可能形成，也就是说随着公司的控制权分散程度增高，各股东之间的监督也会加强，从而提高企业治理效率和经营绩效。在股权融资与企业绩效的相关性研究中，Babeau&Berle（1969）通过对中小股东“搭便车”问题的探究，发现股权分散是造成绝大多数中小股东缺乏监督管理层意识和动力的根本原因，换言之，股权集中在少部分大股东手中会起到激励股东监督管理者的作用，进而提升公司整体绩效水平。也有部分学者提出了不同的观点，如Thomsen＆Pedersen（2000）通过对400多家欧洲大型上市公司样本数据的计量分析发现，企业绩效水平会随着股权集中度的提高而上升，但当股权集中度达到某临界值后，企业绩效水平会逐渐下降。刘素荣等（2016）通过对2010—2014年创业板上市公司样本数据的实证研究，提出了股权越集中的企业其经营绩效往往越高的观点。黄方亮等（2018）则基于投资者保护的视角，在分别考虑股权结构对企业绩效的内生性与动态性后，发现了股权集中度会对企业绩效产生正向激励作用，但在动态性影响下，股权结构对企业绩效的作用力会有所削减。许安娜（2021）以不同产权性质与内部控制质量的企业作为区分，研究发现股权越集中对企业绩效越有利。也有部分学者提出了不同观点，盛术俊等（2022）通过对异质性性股权结构的研究，发现了股权集中度对企业绩效的调节效应，即当第一大股东持股比例小于51% 时，二者呈反比关系；当第一大股东持股比例超过了 51% 时，二者呈正比关系。根据以上分析，本文提出假设2：

H2：在其他条件保持不变时，股权融资与企业绩效呈负向相关关系。

实施股权融资的公司将所有权关系与管理方法更紧密地联系起来，这样所有者和管理者的目标就更为一致，而不仅仅是只为实现个人利益最大化。受到股权激励的高管会因此增加工作积极性，承担好经营管理公司的责任，带领企业实现长期稳定的发展。对于同时实施债务融资来说，我国企业融资的债务成本不受债务数量的影响，公司本身没有控制债务状况的权力，债务约束的减少主要取决于公司的外部因素。并且即使融资超过一定价值，债务融资率仍在央行可变利率范围内，不会存在特别明显的变化，这样会造成企业不断增加债务并从中获益。基于此，本文提出假设3：

H3：在其他条件保持不变时，股权融资能够调节债务融资与企业绩效的负相关关系。

三、研究设计

（一）样本与数据来源

本文选取了2015—2019年A股制造业上市公司的财务数据为研究样本，数据来源于国泰安数据库（CSMAR）。为保证数据的有效性，我们对数据进行了以下处理：一是剔除了无法获取完整数据的样本；二是剔除 ST、*ST 公司样本股等存在退市风险、不稳定的股票数据。另外对样本进行了1%的缩尾处理，最终获得2 227个样本数据。本文运用SPSS 23.0软件对样本进行数据分析。

（二）模型设定与变量定义

本文采用多元回归分析债务融资、股权融资与企业绩效的关系，为验证债务融资与企业绩效相关性设定模型（1） ：

为验证股权融资与企业绩效相关性设定模型（2）：

为验证假设3设定模型（3）：

上述模型中α为常数项，α—α为回归系数，ε为随机误差项。研究变量的定义见表1。

表1 研究变量的定义

四、实证分析

（一）描述性统计

从表2主要变量的描述性统计结果可以看出，净资产收益率（ROE）的最小值为-0.5451，最大值为0.2998，两者差额悬殊，且均值与标准差较小，说明样本中各企业的财务绩效水平普遍偏低且差异化程度高。债务融资率（DRF）方面，企业资产负债率一般控制在40%—60%之间，样本均值为46.3631，说明样本总体负债水平较为正常，但标准差偏大，说明不同企业之间存在较大的差异性。股本比率（ER）方面，最小值和最大值分别为2.4838和43.6198，均值为14.1008，较债务融资率差距明显，说明股权融资并非样本公司的主流方式。成长性（GROW）的均值为0.1401，标准差为0.2746，表明各企业在成长能力方面存在较大差距但普遍正向发展。股权集中度（TOP1）的最大值与最小值之间差额为59.2051，但均值为31.6183，说明样本企业股权相对集中。独立董事比例（INDEP）平均值为39.0717，说明各企业中平均有0.39071的独立董事，符合证监会关于独立董事的要求。其余变量的最大最小值、均值等描述性统计数值的分布均在合理范围之内。

表2 描述性统计结果

（二）相关性分析

为了验证本文所提出的假设，通过相关分析来逐一衡量各变量之间的相关性及其统计学意义，分析结果如表2所示。债务融资率（DRF）与净资产收益率（ROE）的相关系数为-0.153，并且在1%的显著水平上呈负相关关系，假设1得到初步验证，表明债务融资对净资产收益有负向作用，净资产收益率会因为债务融资率的上升而下降。股本比率（ER）与净资产收益率负相关，系数为-0.196，通过了1%的水平的相关性检验，说明随着股本比例的提升，净资产收益率会不断下降，假设2通过初步验证。控制变量方面，净资产收益率与成长性（GROW）在1%的显著水平上呈正相关关系，说明成长性好的企业，其经营绩效往往也好。高管持股比例（SP）、股权集中度（TOP1）与净资产收益率正相关且有1%的显著性，体现了重视高管持股比例与股权集中度的必要性。此外，各变量之间相关性系数绝对值均低于0.5，说明本文所选取变量之间不存在多重共线性问题，可以作进一步的数据分析。

（三）多元回归分析

为了进一步验证本文所提出的假设，对各模型进行多元回归模型，表 4 列（1）、列（2）、列（3）的回归结果分别对应前述模型（1）、模型（2）、模型（3）。

在表4回归结果中，列（1）里的调整R为0.102，说明该模型拟度较好，F值为21.971，在1%的显著性水平上显著，表明模型（1）中的解释变量债务融资率和控制变量能较好地反映被解释变量净资产收益率的变动。债务融资率与净资产收益率的回归系数为-0.002，在1%的显著性水平上呈负相关关系，说明债务融资越高的企业，其绩效水平往往越低，从而验证了假设1。企业规模、成长性、存货周转率、高管持股比例和股权集中度均与净资产收益率存在正向显著水平，说明这五个方面能够提高企业经营水平。而固定资产比率和独立董事比例与企业绩效显著负相关，表明二者会导致企业经营水平下降。

表3 相关性分析

表4 回归结果

列（2）中调整后R为0.071，说明该模型拟度较好，F值为15.182，在1%的显著性水平上显著，说明模型（2）中的解释变量股本比率和控制变量能较好地反映被解释变量净资产收益率的变动。股本比率与净资产收益率的系数为-0.002，在1%的显著性水平上呈负相关关系，说明股权融资与企业绩效呈负相关关系，假设2通过验证。同时，模型中的控制变量企业规模、企业成长性、存货周转率、高管持股比例和股权集中度均与净资产收益率存在正向显著水平，说明这五个因素能够提高企业经营水平。而固定资产比率和独立董事比例与企业绩效显著负相关，表明二者会导致企业经营水平下降。

列（3）调整后R为0.134，说明该模型拟合度较好，F值为27.485，在1%的水平上显著，表明模型（3）中的解释变量和控制变量能较好地反映被解释变量净资产收益率的变动。债务融资率与股本比例的交互项在1%的显著正相关，假设3得以验证。同时，模型中其他变量与净资产收益率均呈显著相关关系。

（四）稳健性检验

稳健性检验的目的是证明实证结果的可靠性和非随机性，主要表现在关键变量间实证结果的符号与显著性是否发生改变。为了保证回归结果的稳健性，通过借鉴现有关于企业绩效的文献，发现总资产收益率和净资产收益率都可以有效代表企业的绩效水平。因此，在基于上述模型（1）至模型（3）的基础上，改用总资产收益率ROA（净利润/平均资产总额）作为企业绩效的代理变量，以替换原被解释变量ROE，进行稳健性检验。得到的结果是各解释变量符号依旧为负，且交乘项符号依旧为负，并且显著性依然较强，这就说明了债务融资、股权融资都会对企业绩效产生负面影响，且股权融资能够调节债务融资与企业绩效的负相关关系。替换后的回归结果与替换之前的结论基本一致，说明本文的结论具有比较高的稳健性。

五、结论和建议

本文以2015—2019年A股制造业企业为研究对象，探讨企业融资结构对企业绩效的影响。实证结果显示，债务融资和股权融资与企业绩效呈负向相关关系，而且在其他条件保持不变的情况下，股权融资能够调节债务融资与企业绩效的负相关关系。本文基于上述研究提出如下建议：

第一，优化制造业企业的融资结构，不能过度依赖债务融资或股权融资。一方面，企业应根据自身情况减少债务融资，并加强对企业财务状况的监督，避免因债务过高而对企业绩效造成负面影响，但也要保持一定的外债水平来充分发挥财务杠杆作用与债务的税盾作用。另一方面，调整股权融资比例、平衡股权结构，为企业营造一个安全的股权融资环境，从而减少企业在市场不稳定时的损失。第二，完善企业内部融资结构，增加自身盈利能力。企业在构建融资结构时应根据自身的实际情况建立适合自身发展的模式，并通过提高自身盈利能力增加留存收益，保证企业对资金的需求。这能够在一定程度上减少企业对外部融资的需求，使融资成本最小化。第三，建立健全相关制度来为融资结构的合理性提供制度保障。债务融资方面，应建立有效的偿债机制，实现经营管理与监督约束相制衡，从而提高债务的强约束作用并有效保护债权人的利益。股权融资方面，鉴于国内上市公司存在股权高集中度的特点，完善企业内部的监督及反馈机制显得至关重要，企业可以借助股权分置改革，适当降低大股东持股比例，使公司股东之间能够相互制衡，减少“一股独大”对企业财务安全与绩效的危害。