家居上市企業資本結構對經營績效的影響研究 1

文·常熟理工學院商學院 曹惠玲 北京巔峰藝廣文化藝術有限公司 鄭婷

一、引言

2017年以來，國家對房地產行業的宏觀調控力度逐步加大，許多依靠房地產的后周期產業也面臨挑戰。其中，家居制造業和零售業尤為顯著。而新冠疫情的暴發和蔓延，更是造成家居原材料價格上漲、建材經銷商的租金成本提高等難題。特別是隨著新零售模式的出現和智能家居的興起，越來越多的家居新興企業涌進資本市場，我國家居企業正面臨挑戰與機遇共存的關鍵時刻。

本文主要圍繞家居行業展開資本結構與經營績效的相關性研究，尋找二者之間的聯系。選取10家家居上市企業的樣本數據，利用多元回歸分析法，建立數據關系模型，提出優化資本結構的相關建議，以增加其經營績效，提升家居企業的競爭力，更好地適應家居行業的新變革。

二、文獻綜述和分析

近年來，很多學者在資本結構對經營績效的影響研究上主要集中在債務資本結構和股權資本結構兩個方面。

（一）債務資本結構對經營績效的影響

丁媛 等（2019）以新三板企業為研究對象，將企業的盈利能力、營運能力、償債能力和發展能力作為績效評價的關鍵指標，得出了新三板企業的資產負債率與經營績效呈倒U型關系的結論。

在房地產行業研究中，董艷飛（2019）認為房地產上市公司的債權結構與企業績效呈正相關關系。王譯 等（2017）選取滬深A股2011—2015年的財務數據作為樣本，對資本結構與經營績效的關系進行實證檢驗發現：資產負債率與經營績效顯著負相關，長期負債率與經營績效呈正相關關系，流動負債率、產權比率與經營績效的關系不顯著。

（二）股權資本結構對經營績效的影響

沈國慶（2021）結合因子分析法和多元回歸分析法，研究了新能源企業的股權結構對經營績效的作用機制，從股權集中度出發，認為前十大股東的持股比例越高，公司的經營績效越好；張夢璐（2021）選取了62家房地產上市公司近4 年的財務數據，采用因子分析法，對企業績效進行綜合評分，認為集中的股權治理結構能夠顯著提升房地產企業的經營績效，股東之間相互制衡的程度越高，經營績效水平越高。

范林榜 等（2021）針對48家物流上市企業財務數據的研究表明：物流企業的留存收益率越高，其綜合經營績效水平會微弱地提高，而前五大股東的持股比例越高，即股權集中度越高，企業的經營績效水平會顯著提升，股權制衡度Z指數會顯著降低公司的經營績效水平。

（三）文獻述評

通過梳理相關文獻后發現，關于資本結構與經營績效的關系研究，學者們主要是從股權結構和債務結構兩個角度出發；在對經營績效的評價指標選擇方面，大部分學者出于操作簡便，選擇單一指標衡量。從所選案例的行業來看，大多數研究的是房地產、物流、新能源等行業，而對家居行業的研究幾乎沒有。因此，本文以家居企業為研究對象，收集了10家家居上市企業2016—2020年的財務數據，運用SPSS軟件對其財務數據進行了描述性統計和回歸分析，從而發現資本結構與經營績效之間的關系，最后得出研究結論，并提出優化資本結構的建議。

三、研究設計

（一）評價指標

本文從家居企業的債務資本結構和股權資本結構，以及其各自的內部結構三方面入手研究資本結構的價值構成及其比例關系，從三個維度確立關鍵的評價指標。經營績效評價選用了改進的杜邦分析法，從盈利能力、營運能力和償債能力三個角度選取了股東權益報酬率、凈經營性資產凈利率和杠桿貢獻率三項指標，具體如表1所示。

（二）評價方法

常用的經營績效評價方法包括經濟增加值（EVA）法、平衡計分卡、改進的杜邦分析法等。文章采用改進的杜邦分析法評價家居企業經營績效，認為不同性質的資產與負債，其盈利能力與財務風險截然不同。如企業的金融性資產作為一項資產卻沒有投入日常生產經營中進行盈利，因為投資活動產生的金融性損益具有不確定性，明顯區別于經營性資產所帶來的周期性收益；經營性負債作為一項負債，不僅循環利用于經營活動中，而且未產生實際的財務費用，用資成本和所承擔的財務風險要低于金融性負債。

因此，結合管理用財務報表，將企業的資產與負債重新劃分為經營性和金融性的資產與負債，并據此將企業的凈利潤劃分為經營性凈利潤和金融利潤。前者用于考察企業的盈利能力和營運能力，后者則考察企業的償債能力和發展能力。企業既可以通過凈經營資產凈利率指標控制其生產成本、營業費用，提高經營性資產的周轉效率，又可以通過調整杠桿貢獻率，對自身的資本結構、財務風險以及長遠發展形成良好的控制與規劃，規避短期獲利行為。

（三）資本結構對經營績效的影響機制

家居企業的經營績效水平一般受資產營運能力和資本管理能力影響，企業通過大規模的凈財務杠桿獲取的凈收益越高，杠桿貢獻率就越高，資本管理能力也越佳。然而，凈財務杠桿的規模和凈收益率同時受凈負債規模的不同影響，凈負債水平越高越有利于擴大財務杠桿，但會導致更多的利息費用，直接降低了單位財務杠桿的凈收益。因此，將凈負債規模的大小作為影響家居企業經營績效的關鍵因素，結合改進后的杜邦分析法得出資本結構對經營績效的影響機制，如圖1所示。

圖1 資本結構對經營績效的影響機制

（四）樣本選取與變量確定

1.樣本數據的選取

文章選取了滬深兩市發行A股的10家家居上市企業，以其2016—2020年公開披露的五年財務報告為基礎進行數據采集，獲取了200個樣本觀測值。在選取樣本時主要遵循三個原則：第一，主營業務圍繞家居的設計、生產、銷售展開；第二，2016—2020年未被證券交易所ST或PT；第三，2016—2020年至少三年實現凈利潤正增長。根據以上三個原則，選取的10家樣本公司如表2所示。

表2 樣本家居企業明細

2.因變量和自變量的確定

（1）因變量。我國學者在評價企業經營績效時多采用單變量模型評價法、因子分析法、平衡計分卡的方法。本文采用單變量模型評價方法評價企業經營績效，將股東權益報酬率作為核心指標，計算公式如下：

（2）自變量。由于凈負債規模對家居企業經營績效水平起關鍵性影響，且難以通過歷史規律度量出較為合理的凈負債規模，因此文章選用凈負債率（NDR）評價企業債務資本結構和股權資本結構關系，并作為線性回歸模型中的自變量之一。其計算公式如下：

其中，凈經營性資產=凈金融性負債+股東權益總額，該指標明確了企業金融性債務資本與股權資本之間的比例關系。

在研究企業債務資本內部結構時，主要考慮短期金融性負債和長期金融性負債的比例關系，將短期金融性負債率（SDR）作為自變量，計算公式如下：

其中，金融性負債=長期金融性負債+短期金融性負債，該指標明確了債務資本結構的內部比例關系。

在研究企業的股權資本結構時，將前三大股東的持股比例（CN3）作為自變量，研究股權集中度對家居上市企業經營績效的影響規律，計算公式如下：

按照各個變量的計算方法將10家家居上市企業2016—2020年財務數據整理計算如表3所示。

表3 家居上市企業樣本指標計算

續表

（五）研究假設與模型構建

1.研究假設

基于家居企業資本結構對經營績效的理論分析，提出如下研究假設。

H1：家居上市企業的凈負債率與經營績效水平呈負相關關系，即凈負債率越高，經營績效水平越低。

H2：家居上市企業的股權集中度與經營績效水平呈正相關關系，即股權結構越穩定，經營績效水平越高。

H3：家居上市企業的短期金融性負債率與經營績效水平呈負相關關系，即短期金融性負債占總體金融負債比例越高，企業的經營績效水平越低。

2.建立回歸模型

將債務資本結構和股權資本結構作為自變量，經營績效作為因變量，建立多元線性回歸模型如下：

其中，ROE代表股東權益報酬率，NDR代表凈負債率，CN3代表前3大股東持股比例，SDR代表短期金融性負債率，β代表常數項和變量系數，ε表示隨機干擾項。

四、實證結果分析

（一）描述性統計

利用SPSS軟件對上述20 0個觀測值進行分析和整理，得出描述性統計量如表4至表7所示。

表4 股東權益報酬率描述統計

表5 凈負債率描述統計

表6 股權集中度描述統計

表7 短期金融性負債率描述統計

1.股東權益報酬率

股東權益報酬率最小值為-0.1734，最大值為0.3272，均值在2016—2020年間保持在較為穩定的水平，但行業最高值每年都有所下降，說明龍頭家居企業近5年來經營績效增長不夠顯著。

2.凈負債率

凈負債率最小值為-0.6853，最大值為0.7018，在2016—2020年最高均值為0.134820，之后呈現逐年下降的趨勢，除了受企業凈負債規模變動的自身影響，有可能是股東權益總額增加所致，由此產生的結果是雙向的，企業財務風險降低的同時，股東權益報酬率可能受到影響。

3.股權集中度

股權集中度的最小值為0.3208，最大值為0.9588，二者之間差距較大，在2016—2020年間均值最高為0.662660，并且每年都小幅下跌，說明不同規模家居上市企業之間，股權結構差異性較大，既有股權過度集中現象，也存在股權分散現象。

4.短期金融性負債率

短期金融性負債率的最小值為0，最大值為1，在2016—2020年間最高均值為0.834392，家居上市企業的短期金融性負債率是影響金融負債規模的關鍵指標，從最小值和最大值可以看出，許多家居企業持有較為單一性質的金融性負債，這可能會加大企業的財務風險。

（二）回歸分析

根據回歸模型計算結果，得出多元線性回歸方程如下：

該方程說明凈負債率與短期金融性負債率同股東權益報酬率呈負相關，即家居上市企業過高的凈金融負債率和短期金融性負債會降低企業的經營績效水平；而股權集中度與股東權益報酬率正相關，即家居上市企業的股權結構越穩定集中，則越有利于其經營績效水平，這也證明了三個假設的成立。

模型的擬合度 R2=0.518，說明NDR/CN3/SDR三個自變量對被解釋變量股東權益報酬率的解釋程度達到了51.8%，模型的擬合度較高。

在進行變量的相關性時，1.5

為了研究剩余變量的隨機分布情況，導出殘差分布直方圖（見圖2），剩余隨機變量滿足正態獨立分布，結合P-P正態圖（見圖3）中各觀測點整體圍繞漸近線分布，說明殘差項符合正態分布，通過散點圖（見圖4）可知，回歸標準化的殘差圍繞均值上下呈隨機分布的態勢，不存在顯著的離群值，殘差分布較為穩定。

圖2 標準化殘差圖

圖3 正態分布圖

圖4 散點圖

在顯著性檢驗中，F=16.467，P=0。這說明該回歸模型通過了F檢驗，具有實證意義。由表8可知，PNDR=0，說明凈負債率對股東權益報酬率的影響最為顯著，存在顯著的線性負相關關系，PCN3=0.016，遠小于0.05，前三大股東的持股比例與經營績效存在顯著的線性正相關關系，而PSDR=0.863，說明短期金融性負債率對股東權益報酬率影響較微弱，故認為短期金融性負債率與經營績效存在微弱的負相關關系。

表8 系數a.因變量：ROE

五、結論與建議

（一）研究結論

在資本結構對經營績效的分析中，引入了改進后的杜邦分析法。通過研究，發現我國家居企業比較傾向于傳統的產銷盈利模式，注重通過提升資產營運能力以增加企業經營績效，資本管理能力匱乏，經營性負債長期占據全部負債結構，以備生產經營過程中的不時之需，忽略了金融性負債在提升企業杠桿貢獻率，增加經營績效上的效力。此外，家居企業的凈負債規模以及凈負債的內部構成，對其經營績效的增長起著關鍵的影響作用，家居企業存在凈負債規?？傮w偏高或偏低，或凈負債內部結構中持有單一的短期金融性負債的問題。

在實證分析中，對我國10家家居上市企業的資本結構進行考察，以2016—2020年為考察期，通過描述性統計分析，發現我國家居上市企業主要存在以下問題：首先，龍頭家居企業存在股權過度集中，而中等規模的家居企業股權結構過度分散，二者都可能導致企業治理結構、監督體系失靈的情況；其次，金融負債結構單一，要么以長期金融性負債為主，要么持有大量的短期金融性負債，在此期間家居企業的金融負債規模一旦增長，會面臨更嚴峻的財務風險；再次，龍頭家居上市企業對凈負債依賴性較大，最高時可占到凈經營性資產總額的70.0 8%，且近5 年來最大值保持在50%以上。

通過建立多元線性回歸模型發現家居上市企業的經營績效（以股東權益報酬率為例）與凈負債率呈顯著的負相關關系，上市企業的凈負債率越低，其經營績效越高。在債務內部結構中，經營績效與短期金融性負債率呈微弱的負相關關系，金融性負債中短期金融性負債比例越低，企業經營績效越高。在股權內部資本結構中，經營績效與前三大股東的持股比例呈顯著的正相關關系，即企業的股權集中度越高，越有利于經營績效的提升。

（二）提出建議

由于選取的研究對象和所使用的研究方法上的差異，得出的研究結論也不同。根據實證分析的結論，家居企業存在的資本結構問題可以從以下幾個方面得到緩解。

首先，合理安排企業的股權結構，引入業務往來密切的上下游企業作為戰略投資者，以相對控股的方式代替絕對控股。對于股權過于分散的家居上市企業應加強對管理層的監督，通過股權激勵等方式進行股權集中。

其次，調整金融性負債的內部結構，重點監督企業的長期借款和短期借款的相對比例，保證短期借款的流動性，降低自身對長期借款的過度依賴。

再次，家居龍頭企業應穩定自身的凈金融性負債水平，適量地持有金融性資產，降低企業的財務風險。