7.4.1 描述性统计量
IPO公司的获利能力高于通过并购民营化的公司，这符合我国上市公司大部分仅仅亏损后才可能被民营化的现状，我国上市公司壳资源具有价值。张春和廖冠民（2007）对非国有上市公司统计结果表明样本平均资产负债率和付息债务资产比分别为0.517和0.287，比我们的稍大，这可能是由于我们样本剔除了ST公司而他们没有剔除导致的差异。其他各变量的描述性统计结果与张春和廖冠民（2007）的统计结果具有可比性。我们对IPO和通过并购民营化的公司各变量进行了两样本的均值差异T检验，结果发现两类公司在资产负债率、付息债务资产比、终极控制人现金流权、控制权同现金流权分离系数和资产报酬率之间的差异显著。因此如果忽略两类公司的性质差异很可能导致谬误结果。同时我们进行的分年度统计表明现金流权比例逐年下降，配对样本T检验表明终极控制人现金流权、终极控制人现金流权和控制权分离程度各年度之间存在显著差异。
从回归模型1我们可以看出终极控制人现金流权比例与公司资产负债率呈正相关，但系数不显著。如果我们错误选择了随机效应模型或混合最小二乘回归则会得出终极控制人现金流权比例与资产负债率负相关的结论，这与张春和廖冠民（2007）用混合最小二乘回归得出民营上市公司第一大股东持股比例与公司杠杆负相关一致。因此考虑非观测效应的潜在影响是重要的。经营风险越高，公司陷入财务困境的概率越大，公司的财务困境成本也就越大。根据权衡理论，盈利的波动性越大，公司的财务杠杆越低，Bradley et al（1984）发现波动性与财务杠杆显著负相关。但我们发现公司风险和公司的财务杠杆正相关，这与Huang and Song（2006）、张春和廖冠民（2007）对我国上市公司经营风险和杠杆正相关的研究结果一致。Huang and Song（2006）将其解释为逆向选择作用使得高负债公司更可能从事风险高的项目，张春和廖冠民（2007）发现经营风险与非贸易占款正相关而与有息债务比不相关，其认为公司经营风险与资产负债率正相关的合理解释应该是中国高风险公司在银行贷款融资方面受到限制，以至于试图通过占用经营往来资金来融资。我们将在IPO公司和并购公司分类回归结果中给出另一个解释视角。我们配对样本T检验结果表明三年的所得税税率没有显著差异，由于所得税税率的稳定性导致我们不能发现所得税税率与公司负债正相关的理论预测。我们也没能发现公司成长性与公司资产负债率相关的证据。
控制变量方面，公司规模同公司的资产负债率正相关，这符合大公司能向债权人提供更多的信息，现金流更稳定，更分散化和有更少的破产概率的假设，和Rajan and Zingales（1995），Booth et al（2001）的研究结果一致。公司获利能力和资产负债率负相关，这和Titman and Wessels（1988）、Rajan and Zingales（1995）、肖泽忠和邹宏（2008）的研究结果一致，表面上与权衡理论的预测相反，支持Myers and Majluf（1984）融资优序理论的预测。虽然符号上符合融资优序模型的预测，但肖泽忠和邹宏（2008）发现获利能力的系数除在公司负债水平回归中显著为负外，还在解释股权融资偏好的模型中显著为正。其认为造成获利能力和财务杠杆之间具有显著负相关关系的真正原因是由于中国盈利的公司具有强烈的股权融资偏好，能更容易地通过发行股票筹集资金所致。因此由于制度环境的差异导致在中国做实证研究不能简单照搬西方的理论，有时即使通过测试发现了与西方理论预测一致的关系时，在匆忙作结论之前，仍需要仔细考量这个发现的关系是否由其他因素引起。下文分样本回归中公司风险在公司负债回归模型中的系数符号及显著性的结果为肖泽忠和邹宏（2008）的结论提供了另一个解释视角。有形资产比率和公司的资产负债率正相关，这和Jensen and Meckling（1976）的有形资产的抵押效应可以减轻股东和债权人之间代理成本的预测一致。非债务税盾与公司的资产负债率负相关，这证实了DeAngelo and Masulis（1980）提出的非债务税盾与债务税盾可以相互替代的结论，也和Huang and Song（2006）的研究结果一致。总体上我们发现大部分影响国外公司资本结构的因素也同样影响我国民营上市公司资本结构的决策。
从描述性统计结果我们发现IPO民营公司和通过兼并收购民营化的公司各方面特征有显著差异，为了探测这种差异，我们对两类公司分别进行回归分析。下显著，*代表在10%的显著性水平下显著。
根据F，Hausman，B-P拉格朗日乘数检验结果可得：IPO公司终极控制人现金流权与公司资产负债率关系的适合回归模型为固定效应模型7，与有息债务比率关系的适合回归模型为固定效应模型13，并购重组民营公司终极控制人现金流权与资产负债率关系的适合回归模型为随机效应模型11，与有息债务比率关系的适合回归模型为随机效应模型17.
从回归模型7和回归模型13，我们得出IPO民营公司终极控制人现金流权与负债水平显著正相关。从回归模型11和回归模型17我们得出并购重组公司终极控制人现金流权与资产负债率显著正相关，与有息债务比率正相关，但系数不显著。这可能由于并购重组公司价值较差，因此有息债务的硬约束使得公司更多的利用贸易占款等无息债务。有趣的是，IPO民营公司的经营风险和负债水平显著正相关，而并购重组公司的经营风险和负债水平没有显著的相关关系。我们认为这和我国的制度特征密切相关。朱武祥等（2005）认为我国股票市场价格整体上与公司价值相关性不大，公司配股和增发溢价较大。我国严格的上市审批制度和上市后隐性的“不退市”制度并存，公司一旦上市，公司从股票市场继续融资受到的监督压力很小，我国上市公司遵循独特的融资顺序：即留存利润—股票—银行贷款。但是我国上市公司的配股和增发对利润也有严格的规定，公司利润波动越大，其获得配股和增发的可能性也就越小，因此其负债水平应该和经营风险正相关。由于我国上市公司的壳资源价值，并购重组民营化的公司重组前大部分都是ST公司，其利润率低，其本身就没有配股和增发的机会，导致了经营风险和负债水平不相关。这也可能是并购重组公司负债水平高于IPO公司的主要原因。这也从另一个角度证实了肖泽忠和邹宏（2008）发现的我国上市公司具有股权融资偏好的研究结论。其他变量的符号都和全样本混合回归一致，仅仅有些变量的显著性（如IPO公司的有形资产比率）发生了变化。
总体上，我们的回归结果支持了终极控制人现金流权与公司负债水平正相关的结论，验证了假设A。国外文献表明的影响资本结构的因素大多也对我国民营公司具有类似的影响。我国特殊的制度背景导致了IPO民营公司和并购重组民营化的公司之间负债行为之间存在显著差异。潜在非观测效应对回归结果具有重要影响，如果忽略非观测效应，将会导致误导性的结论。
7.4.3 现金流权和控制权分离程度和负债水平的回归结果及分析我们对现金流权和控制权分离系数与负债水平进行了全样本回归、IPO子样本回归、并购重组子样本回归模型。模型。
