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公司治理因素對(duì)我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)選擇的影響

時(shí)間:2024-10-15 21:33:47 企業(yè)管理畢業(yè)論文 我要投稿
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公司治理因素對(duì)我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)選擇的影響

摘要:本文采用Panel Data模型分內(nèi)外兩條路徑檢驗(yàn)了公司治理因素對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。研究結(jié)果表明,股權(quán)集中度、國(guó)家股比例、流通股比例、董事會(huì)規(guī)模、產(chǎn)品要素市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度、創(chuàng)新戰(zhàn)略指標(biāo)和私人收益指標(biāo)與資本結(jié)構(gòu)水平負(fù)相關(guān);獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議頻率和股權(quán)制衡度指數(shù)與資本結(jié)構(gòu)水平正相關(guān);法人股比例、董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理與資本結(jié)構(gòu)水平關(guān)系不明顯�! £P(guān)鍵詞:公司治理 資本結(jié)構(gòu) Panel Data模型
  在公司治理視野下,債權(quán)和股權(quán)不僅僅被看做是不同的融資工具,同時(shí)還被看做是不同的治理結(jié)構(gòu)。股權(quán)和債權(quán)均對(duì)企業(yè)形成控制權(quán),兩者有著不同的控制權(quán)形式,共同構(gòu)成公司治理結(jié)構(gòu)的基本內(nèi)容。股權(quán)和債權(quán)的有機(jī)組合完善了公司治理結(jié)構(gòu)。青木昌彥(1995)指出:“資本結(jié)構(gòu)之與現(xiàn)代公司的重要性,不僅僅體現(xiàn)在融資本錢與公司的市場(chǎng)價(jià)值方面,更加重要的是其影響著公司的治理結(jié)構(gòu)。”
  
  本文將結(jié)合我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀,從公司治理的角度研究其選擇題目,在鑒戒公司治理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上(張維迎,1996;李維安,2001;趙蒲、孫愛英,2003),分兩條路徑研究公司治理因素對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響:一條路徑夸大公司內(nèi)部產(chǎn)權(quán)安排對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響,選用治理層持股比例、股權(quán)集中度、股東性質(zhì)、董事會(huì)特征等變量作理論與實(shí)證分析;另外一條路徑是夸大外部治理機(jī)制對(duì)高級(jí)治理職員的約束,選用法律環(huán)境、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)和公司控制權(quán)市場(chǎng)的相關(guān)變量作實(shí)證分析。
  
  一、樣本及指標(biāo)選取
  
  本文以2000年12月31日之前在深、滬上市的A股公司為研究對(duì)象,樣本區(qū)間為2001-2004年,數(shù)據(jù)主要來(lái)自于中國(guó)股票市場(chǎng)研究數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)和巨潮資訊網(wǎng)(http://www.cninf0.com.cn),部分?jǐn)?shù)據(jù)從年報(bào)中手工收集得到,樣本量為931個(gè)。樣本的選取遵循以下原則:(1)根據(jù)慣例,不考慮金融類上市公司;(2)剔除sT和PT類上市公司;(3)剔除數(shù)據(jù)異�;驍�(shù)據(jù)不全的部分公司。因此,本文的研究樣本為包含2001—2004年間可獲得相關(guān)信息的931家A股非金融類上市公司的非平衡面板。
  本文選取總負(fù)債率(Id)的賬面值來(lái)衡量資本結(jié)構(gòu)水平。選取治理層持股比例、股權(quán)集中度、股東性質(zhì)、董事會(huì)特征、產(chǎn)品要素競(jìng)爭(zhēng)和公司控制權(quán)這些變量來(lái)衡量公司治理水平。
  
  二、描述性統(tǒng)計(jì)
  
  混合樣本的總資產(chǎn)負(fù)債率、活動(dòng)資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資產(chǎn)負(fù)債率的均值(中值)分別為44.99%(45.33%)、38.31%(37.61%)和6.68%(3.13%),表明在我國(guó)上市公司的資本結(jié)構(gòu)中負(fù)債水平偏低,活動(dòng)負(fù)債水平偏高。
  第一大股東持股比例(cr1)的均值(中值)分別為44.15%(43.33%),表明我國(guó)上市公司的股權(quán)高度集中。z指數(shù)最大值為1,214,均值(中值)為50.577(7.0751),表明第一大股東與第二大股東的氣力差異較大,第一大股東在股權(quán)結(jié)構(gòu)上具有盡對(duì)上風(fēng)。h5指數(shù)均值(中值)為0.2442(O.2164),說(shuō)明股東的持股比例不均衡。均勻來(lái)講,高層治理者持有公司的股份為0.03%,最大值為0.47%,表明中國(guó)上市公司高層治理者的持股數(shù)目十分有限。非流通股占總股本比例的均值為58.66%(國(guó)家股為40.53%,法人股為18.13%),大部分股份不能上市流通。獨(dú)立董事占全體董事成員比重的均值為24.15%,獨(dú)立董事占全體董事成員比重的最小值為0,說(shuō)明有些上市公司沒有按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)的要求設(shè)立獨(dú)立董事。股權(quán)制衡指數(shù)均值(中值)為0.4994(0.2754),表明其他股東難以與第一大股東抗衡。私人收益均值(中值)為0.0039(0.0018),表明治理層通過非主營(yíng)業(yè)務(wù)獲得私人收益的可能較小。反映產(chǎn)品要素市場(chǎng)特征的指標(biāo)se、ae、is和cd的均值(中值)分別為0.0637(0.0377)、0.1069(0.0784)、0.0343(O.0179)和0.0343(0.0179)。
  
  三、實(shí)證結(jié)果分析
  
  對(duì)于時(shí)間序列和橫斷面數(shù)據(jù)的衡量,一般均采用普通最小二乘法(OLS)來(lái)分析,但此法易產(chǎn)生偏誤的現(xiàn)象,造玉成體資料的分析結(jié)果與個(gè)別結(jié)果相異。為克服此種情況,本文采用兼具時(shí)間序列和橫斷面分析的Panel Data模型。
  本文設(shè)定影響資本結(jié)構(gòu)選擇的計(jì)量模型為:
  
  本研究采用Stata/SE9.0進(jìn)行分析。首先假設(shè)樣本沒有組間異方差和自相關(guān)題目,估計(jì)式2。使用3種不同的方法:最小二乘法估計(jì)(OLS)、固定效應(yīng)模型估計(jì)(FEM)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)(REM)。計(jì)量結(jié)果如表2所示:
  OLS和固定效應(yīng)模型中,估計(jì)系數(shù)下的括號(hào)中顯示了T檢查值;隨機(jī)效應(yīng)模型中,估計(jì)系數(shù)下的括號(hào)中顯示了Z檢查值。
  為選擇最有解釋能力、最適合樣本數(shù)據(jù)的模型,我們首先使用沃爾德F檢驗(yàn)(Wald Test)(比較OLS與FEM)。原假設(shè)是適用最小二乘法,拒盡原假設(shè)說(shuō)明使用固定效應(yīng)模型更好。接著使用拉格朗日乘子檢驗(yàn)(Breusch-Pagan LM Test)隨機(jī)效應(yīng)模型(比較OLS和REM)。原假設(shè)是適用最小二乘法,拒盡原假設(shè)說(shuō)明使用隨機(jī)效應(yīng)模型更好。最后為選擇使用固定效應(yīng)還是選擇隨機(jī)效應(yīng),我們使用豪斯曼檢驗(yàn)(HausmanTest)。原假設(shè)是隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)模型沒有差別。不能拒盡原假設(shè)說(shuō)明使用固定效應(yīng)模型更好。根據(jù)拉格朗日乘子檢驗(yàn)及沃爾德F檢驗(yàn)結(jié)果,都拒盡原假設(shè),所以面板模型比最小二乘法更適用。由于豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果拒盡原假設(shè),所以使用隨機(jī)效應(yīng)模型更好。因此計(jì)量結(jié)果應(yīng)該基于隨機(jī)模型來(lái)分析。
  其次檢驗(yàn)并運(yùn)用廣義最小二乘法估計(jì)(FGLS)糾正組間異方差和自相關(guān)題目。由于在異方差及自相關(guān)的情況下,都會(huì)使回回結(jié)果發(fā)生偏誤,所以應(yīng)消除相關(guān)題目。截面異方差使用修整沃爾德F檢驗(yàn)。原假設(shè)是同方差。序列自相關(guān)使用伍德里奇檢驗(yàn)(WooldridgeTest)。原假設(shè)是沒有一階自相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。
  運(yùn)用STATA軟件的相關(guān)程序包,檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%明顯水平下存在異方差和組間異方差,運(yùn)用廣義最小二乘法估計(jì)模型(FGLS),結(jié)果發(fā)現(xiàn),糾正異方差和自相關(guān)后,面板模型更有解釋力,公司治理結(jié)構(gòu)變量系數(shù)符號(hào)大都與預(yù)期一致,且模型在5%的置信水平下通過了檢驗(yàn)調(diào)整后的值達(dá)到了0.769,從回回結(jié)果看:
  
  1、治理層持股與資本結(jié)構(gòu)選擇
  治理者持股比例與總負(fù)債率不存在明顯關(guān)系。這可能是由于我國(guó)上市公司治理成持股比例普遍偏
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公司治理因素對(duì)我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)選擇的影響

摘要:本文采用Panel Data模型分內(nèi)外兩條路徑檢驗(yàn)了公司治理因素對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。研究結(jié)果表明,股權(quán)集中度、國(guó)家股比例、流通股比例、董事會(huì)規(guī)模、產(chǎn)品要素市場(chǎng)競(jìng)爭(zhēng)程度、創(chuàng)新戰(zhàn)略指標(biāo)和私人收益指標(biāo)與資本結(jié)構(gòu)水平負(fù)相關(guān);獨(dú)立董事比例、董事會(huì)會(huì)議頻率和股權(quán)制衡度指數(shù)與資本結(jié)構(gòu)水平正相關(guān);法人股比例、董事長(zhǎng)是否兼任總經(jīng)理與資本結(jié)構(gòu)水平關(guān)系不明顯�! £P(guān)鍵詞:公司治理 資本結(jié)構(gòu) Panel Data模型
  在公司治理視野下,債權(quán)和股權(quán)不僅僅被看做是不同的融資工具,同時(shí)還被看做是不同的治理結(jié)構(gòu)。股權(quán)和債權(quán)均對(duì)企業(yè)形成控制權(quán),兩者有著不同的控制權(quán)形式,共同構(gòu)成公司治理結(jié)構(gòu)的基本內(nèi)容。股權(quán)和債權(quán)的有機(jī)組合完善了公司治理結(jié)構(gòu)。青木昌彥(1995)指出:“資本結(jié)構(gòu)之與現(xiàn)代公司的重要性,不僅僅體現(xiàn)在融資本錢與公司的市場(chǎng)價(jià)值方面,更加重要的是其影響著公司的治理結(jié)構(gòu)。”
  
  本文將結(jié)合我國(guó)上市公司資本結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀,從公司治理的角度研究其選擇題目,在鑒戒公司治理相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上(張維迎,1996;李維安,2001;趙蒲、孫愛英,2003),分兩條路徑研究公司治理因素對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響:一條路徑夸大公司內(nèi)部產(chǎn)權(quán)安排對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響,選用治理層持股比例、股權(quán)集中度、股東性質(zhì)、董事會(huì)特征等變量作理論與實(shí)證分析;另外一條路徑是夸大外部治理機(jī)制對(duì)高級(jí)治理職員的約束,選用法律環(huán)境、產(chǎn)品競(jìng)爭(zhēng)市場(chǎng)和公司控制權(quán)市場(chǎng)的相關(guān)變量作實(shí)證分析。
  
  一、樣本及指標(biāo)選取
  
  本文以2000年12月31日之前在深、滬上市的A股公司為研究對(duì)象,樣本區(qū)間為2001-2004年,數(shù)據(jù)主要來(lái)自于中國(guó)股票市場(chǎng)研究數(shù)據(jù)庫(kù)(CSMAR)和巨潮資訊網(wǎng)(http://www.cninf0.com.cn),部分?jǐn)?shù)據(jù)從年報(bào)中手工收集得到,樣本量為931個(gè)。樣本的選取遵循以下原則:(1)根據(jù)慣例,不考慮金融類上市公司;(2)剔除sT和PT類上市公司;(3)剔除數(shù)據(jù)異�;驍�(shù)據(jù)不全的部分公司。因此,本文的研究樣本為包含2001—2004年間可獲得相關(guān)信息的931家A股非金融類上市公司的非平衡面板。
  本文選取總負(fù)債率(Id)的賬面值來(lái)衡量資本結(jié)構(gòu)水平。選取治理層持股比例、股權(quán)集中度、股東性質(zhì)、董事會(huì)特征、產(chǎn)品要素競(jìng)爭(zhēng)和公司控制權(quán)這些變量來(lái)衡量公司治理水平。
  
  二、描述性統(tǒng)計(jì)
  
  混合樣本的總資產(chǎn)負(fù)債率、活動(dòng)資產(chǎn)負(fù)債率和長(zhǎng)期資產(chǎn)負(fù)債率的均值(中值)分別為44.99%(45.33%)、38.31%(37.61%)和6.68%(3.13%),表明在我國(guó)上市公司的資本結(jié)構(gòu)中負(fù)債水平偏低,活動(dòng)負(fù)債水平偏高。
  第一大股東持股比例(cr1)的均值(中值)分別為44.15%(43.33%),表明我國(guó)上市公司的股權(quán)高度集中。z指數(shù)最大值為1,214,均值(中值)為50.577(7.0751),表明第一大股東與第二大股東的氣力差異較大,第一大股東在股權(quán)結(jié)構(gòu)上具有盡對(duì)上風(fēng)。h5指數(shù)均值(中值)為0.2442(O.2164),說(shuō)明股東的持股比例不均衡。均勻來(lái)講,高層治理者持有公司的股份為0.03%,最大值為0.47%,表明中國(guó)上市公司高層治理者的持股數(shù)目十分有限。非流通股占總股本比例的均值為58.66%(國(guó)家股為40.53%,法人股為18.13%),大部分股份不能上市流通。獨(dú)立董事占全體董事成員比重的均值為24.15%,獨(dú)立董事占全體董事成員比重的最小值為0,說(shuō)明有些上市公司沒有按照中國(guó)證監(jiān)會(huì)的要求設(shè)立獨(dú)立董事。股權(quán)制衡指數(shù)均值(中值)為0.4994(0.2754),表明其他股東難以與第一大股東抗衡。私人收益均值(中值)為0.0039(0.0018),表明治理層通過非主營(yíng)業(yè)務(wù)獲得私人收益的可能較小。反映產(chǎn)品要素市場(chǎng)特征的指標(biāo)se、ae、is和cd的均值(中值)分別為0.0637(0.0377)、0.1069(0.0784)、0.0343(O.0179)和0.0343(0.0179)。
  
  三、實(shí)證結(jié)果分析
  
  對(duì)于時(shí)間序列和橫斷面數(shù)據(jù)的衡量,一般均采用普通最小二乘法(OLS)來(lái)分析,但此法易產(chǎn)生偏誤的現(xiàn)象,造玉成體資料的分析結(jié)果與個(gè)別結(jié)果相異。為克服此種情況,本文采用兼具時(shí)間序列和橫斷面分析的Panel Data模型。
  本文設(shè)定影響資本結(jié)構(gòu)選擇的計(jì)量模型為:
  
  本研究采用Stata/SE9.0進(jìn)行分析。首先假設(shè)樣本沒有組間異方差和自相關(guān)題目,估計(jì)式2。使用3種不同的方法:最小二乘法估計(jì)(OLS)、固定效應(yīng)模型估計(jì)(FEM)和隨機(jī)效應(yīng)模型估計(jì)(REM)。計(jì)量結(jié)果如表2所示:
  OLS和固定效應(yīng)模型中,估計(jì)系數(shù)下的括號(hào)中顯示了T檢查值;隨機(jī)效應(yīng)模型中,估計(jì)系數(shù)下的括號(hào)中顯示了Z檢查值。
  為選擇最有解釋能力、最適合樣本數(shù)據(jù)的模型,我們首先使用沃爾德F檢驗(yàn)(Wald Test)(比較OLS與FEM)。原假設(shè)是適用最小二乘法,拒盡原假設(shè)說(shuō)明使用固定效應(yīng)模型更好。接著使用拉格朗日乘子檢驗(yàn)(Breusch-Pagan LM Test)隨機(jī)效應(yīng)模型(比較OLS和REM)。原假設(shè)是適用最小二乘法,拒盡原假設(shè)說(shuō)明使用隨機(jī)效應(yīng)模型更好。最后為選擇使用固定效應(yīng)還是選擇隨機(jī)效應(yīng),我們使用豪斯曼檢驗(yàn)(HausmanTest)。原假設(shè)是隨機(jī)效應(yīng)與固定效應(yīng)模型沒有差別。不能拒盡原假設(shè)說(shuō)明使用固定效應(yīng)模型更好。根據(jù)拉格朗日乘子檢驗(yàn)及沃爾德F檢驗(yàn)結(jié)果,都拒盡原假設(shè),所以面板模型比最小二乘法更適用。由于豪斯曼檢驗(yàn)結(jié)果拒盡原假設(shè),所以使用隨機(jī)效應(yīng)模型更好。因此計(jì)量結(jié)果應(yīng)該基于隨機(jī)模型來(lái)分析。
  其次檢驗(yàn)并運(yùn)用廣義最小二乘法估計(jì)(FGLS)糾正組間異方差和自相關(guān)題目。由于在異方差及自相關(guān)的情況下,都會(huì)使回回結(jié)果發(fā)生偏誤,所以應(yīng)消除相關(guān)題目。截面異方差使用修整沃爾德F檢驗(yàn)。原假設(shè)是同方差。序列自相關(guān)使用伍德里奇檢驗(yàn)(WooldridgeTest)。原假設(shè)是沒有一階自相關(guān)。檢驗(yàn)結(jié)果如表3所示。
  運(yùn)用STATA軟件的相關(guān)程序包,檢驗(yàn)結(jié)果表明在5%明顯水平下存在異方差和組間異方差,運(yùn)用廣義最小二乘法估計(jì)模型(FGLS),結(jié)果發(fā)現(xiàn),糾正異方差和自相關(guān)后,面板模型更有解釋力,公司治理結(jié)構(gòu)變量系數(shù)符號(hào)大都與預(yù)期一致,且模型在5%的置信水平下通過了檢驗(yàn)調(diào)整后的值達(dá)到了0.769,從回回結(jié)果看:
  
  1、治理層持股與資本結(jié)構(gòu)選擇
  治理者持股比例與總負(fù)債率不存在明顯關(guān)系。這可能是由于我國(guó)上市公司治理成持股比例普遍偏