我國油氣類上市公司資本結構與經(jīng)營績效關系的實證研究
——基于因子分析-面板數(shù)據(jù)模型

李宏勛， 楊 惠， 蘇寶珍

（中國石油大學（華東）經(jīng)濟管理學院，山東青島 266580）

國內外學者對資本結構與經(jīng)營績效的關系研究，經(jīng)歷了一個從“無關到有關”的發(fā)展過程. 雖然存在行業(yè)差距，但基本已經(jīng)達成了資本結構對企業(yè)經(jīng)營績效具有重要作用的共識. 對企業(yè)來講，擁有合理的資本結構，對其保持良好的經(jīng)營績效十分重要. 在市場經(jīng)濟條件下，不同的融資結構會使企業(yè)面臨不同的融資成本與風險，這對其治理結構和經(jīng)營行為也會造成相應的影響，從而影響企業(yè)的績效. 同時，公司在實際經(jīng)營過程中，為了降低風險和保持良好的經(jīng)營績效，也必然會對資本結構進行相應的調整.

油氣行業(yè)是我國國民經(jīng)濟的重要組成部分，也是資金和技術密集型行業(yè)，不論是勘探開發(fā)、儲存運輸還是煉化加工都需要投入大量的資金和技術，這就使得油氣公司不得不采取更多的融資方式來獲得資金以支持企業(yè)的發(fā)展. 資本結構是影響企業(yè)經(jīng)營績效的重要因素，反之，企業(yè)經(jīng)營績效的變動也會對資本結構的調整造成影響. 龐明等在對我國三大石油上市公司的資本結構影響因素進行分析時，提出以“三桶油”為代表的油氣類公司存在著股權相對集中、負債結構不合理、資本結構與公司資源不匹配等現(xiàn)象，這些都不利于企業(yè)經(jīng)營績效的提高［1］.

因此，面對復雜的內外部環(huán)境，我國油氣類上市公司如何快速有效地調整、優(yōu)化資本結構來提高公司的經(jīng)營績效和競爭力是一個值得研究的問題.

1 文獻回顧

自1958年提出MM定理以來，國內外學者對資本結構與經(jīng)營績效的關系進行了深入探討. 具體來看，主要存在二者之間正相關、負相關及不存在固定相關關系3種觀點.

1.1 資本結構與經(jīng)營績效存在正相關關系

Modigliani 和Miller認為，在完美市場經(jīng)濟條件下，資本結構不會影響公司的市場價值［2］，但是完美的市場經(jīng)濟條件并不存在，在考慮公司稅的情況下，隨著負債的擴大，公司經(jīng)營績效將提高；Frank和Coyal運用多重插補法對美國非金融企業(yè)1950—2000年的數(shù)據(jù)進行研究，結果顯示：企業(yè)經(jīng)營績效與賬面價值財務杠桿比率之間呈正相關關系［3］；Mehralian 使用多元線性回歸和人工神經(jīng)網(wǎng)絡模型，對伊朗制藥業(yè)上市公司2004—2009年的數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，大量債務資本的投入會提高公司的盈利能力［4］；杜軒和干勝道對我國創(chuàng)業(yè)板28家上市公司進行分析，得到資產(chǎn)負債率、流動比率與經(jīng)營績效之間呈正相關關系［5］；陳嬌嬌等的實證研究顯示，我國傳媒行業(yè)上市公司的資本結構與經(jīng)營績效相互呈正相關關系，資本結構的優(yōu)化調整會提高經(jīng)營績效，經(jīng)營績效的提高也有助于資本結構的改善［6］.

1.2 資本結構與經(jīng)營績效存在負相關關系

張兆國等以2000—2004年國有控股上市公司和民營上市公司為研究對象，實證分析發(fā)現(xiàn)，資產(chǎn)負債率對企業(yè)經(jīng)營績效有負向影響［7］；國外學者Hasan利用面板數(shù)據(jù)進行回歸分析也得出與之一致的結論［8］；唐華以創(chuàng)業(yè)板公司2010—2016年的數(shù)據(jù)為樣本，研究了融資偏好對公司績效的影響，結果表明，股權融資偏好與經(jīng)營績效之間存在顯著的負相關關系［9］；魏哲海基于經(jīng)典權衡理論，研究發(fā)現(xiàn)上市公司資本結構與公司經(jīng)營績效間存在明顯的負相關關系，資產(chǎn)負債率越高的公司經(jīng)營績效越差［10］.

1.3 資本結構與經(jīng)營績效不存在固定相關關系

謝芹運用主成分分析和曲線擬合分析，以我國252 家上市公司1999—2008 年的財務數(shù)據(jù)作為樣本，研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司資本結構與經(jīng)營績效存在明顯的3次曲線關系，長期資產(chǎn)負債率的最優(yōu)值為30.35%，合理區(qū)間為5%～30.35%［11］；俞元武采用多元線性回歸模型，研究分析了我國130家新能源上市公司資本結構與公司績效的關系，結果顯示，資產(chǎn)負債率與企業(yè)績效之間存在倒“U”型相關關系，存在最優(yōu)的負債率以使公司績效最大化［12］；Appiadjei 對35家上市公司2004—2008年的“加納證券交易所（2009年）實質記錄”的數(shù)據(jù)進行回歸分析，研究表明，短期債務和總權益與股本回報率、資產(chǎn)回報率和總資本回報率有顯著的正相關關系，但長期債務與股本回報率、資產(chǎn)回報率和總權益具有顯著的負相關關系［13］.

縱觀國內外的相關文獻，發(fā)現(xiàn)對于資本結構與經(jīng)營績效的關系研究視角多樣，成果顯著. 目前基本認同資本結構對企業(yè)的經(jīng)營績效具有重要作用. 然而，當前的研究并沒有得到一致結論，結合石油行業(yè)具體特征的研究也相對較少，缺少行業(yè)針對性，存在一定的局限.

綜上所述，文章擬通過分析我國油氣類上市公司資本結構與經(jīng)營績效的關系，為我國油氣企業(yè)保持良好的經(jīng)營績效提出對策建議.

2 研究設計

2.1 樣本選取與數(shù)據(jù)來源

根據(jù)RESSET 數(shù)據(jù)庫中的證監(jiān)會行業(yè)分類，選取2012—2018年在滬深A股上市的40家油氣類公司，主要取自以下板塊：采礦業(yè)中的石油和天然氣開采業(yè)及開采輔助活動；批發(fā)和零售業(yè)中的批發(fā)業(yè)；制造業(yè)中的石油加工、煉焦及核燃料加工業(yè)、化學原料及化學制造品業(yè)、專用設備制造業(yè)；電力、熱力、燃氣及水生產(chǎn)和供應業(yè)中的燃氣生產(chǎn)和供應業(yè)等. 以其披露的代表資本結構與企業(yè)績效的各個財務指標數(shù)據(jù)作為樣本數(shù)據(jù)，同時為了保證數(shù)據(jù)的可比性、準確性和完整性，剔除含有ST、*ST的公司數(shù)據(jù)，且所選取的公司應在2011年12月31日前上市. 根據(jù)以上原則最終選定40家油氣類上市公司（表1）作為樣本數(shù)據(jù)，對其資本結構與經(jīng)營績效的相關性進行研究.

表1 40家油氣類上市公司Tab.1 The 40 oil and gas listed companies

2.2 變量選擇

2.2.1 被解釋變量 目前主要有兩種衡量企業(yè)經(jīng)營績效的指標：一種是用單一指標，如凈資產(chǎn)收益率、托賓Q值、EVA（經(jīng)濟增加值）等；一種是用綜合績效指標，如使用因子分析等方法求得綜合績效指標、考慮財務指標外的其他影響因素等. 由于綜合績效指標更為全面、客觀，同時為了數(shù)據(jù)的可獲得性和可計算性，本文參考劉艷桃在中小板上市公司資本結構與經(jīng)營業(yè)績關系的實證研究中的指標選擇標準，對經(jīng)營績效的衡量全部采取財務指標，選擇盈利能力、償債能力、運營能力和成長能力4個方面［14］14個指標，然后通過主成分分析得出衡量企業(yè)經(jīng)營績效的綜合指標，具體指標如表2.

2.2.2 解釋變量與控制變量 作為解釋變量的資本結構，可以被劃分為債權結構和股權結構兩個層面［15］.資產(chǎn)負債率可以綜合衡量企業(yè)的負債情況，其高低狀況可以反映企業(yè)的經(jīng)營狀況和價值，當該指標達到或超過100%，意味著企業(yè)已經(jīng)“資不抵債”了. 流動負債比率反映企業(yè)對短期債權人的依賴程度，流動負債比率越高，說明企業(yè)對短期資金的依賴性越強，財務風險越大，從而影響經(jīng)營績效. 因此，將資產(chǎn)負債率、流動負債比率作為衡量債權結構的指標. 當股權相對集中時，前幾大股東可以彼此制約，為自身的利益積極參與到公司的管理和監(jiān)督中去，從而促進公司更好的發(fā)展. 流通股比例越高，表明該股票可以更多地在證券市場上進行交易活動，因此股票價格與股東利益緊密相關，這可以激勵股東更好地管理公司，從而促進企業(yè)的良性發(fā)展［16］. 因此，選擇前十大股東持股比例和流通股比例作為衡量股權結構的指標. 同時，為了控制其他因素對經(jīng)營績效的影響，根據(jù)已有研究選擇代表企業(yè)規(guī)模的總資產(chǎn)和代表企業(yè)成長性的營業(yè)利潤增長率作為控制變量，并在計算時對企業(yè)總資產(chǎn)進行取對數(shù)處理，具體指標如表3.

表2 油氣類上市公司因子分析指標Tab.2 Factor analysis indicators of oil and gas listed companies

表3 實證分析指標體系Tab.3 The index system of empirical analysis

2.2.3 研究假設 根據(jù)資本結構與經(jīng)營績效的相關理論分析可以得知，負債可發(fā)揮一定的減稅作用. 在一定程度下負債的增加會降低企業(yè)的資本成本，從而提高企業(yè)價值. 信號傳遞理論認為，負債是企業(yè)向外界傳遞內部消息的一種途徑，而負債增加傳遞了一種積極的信號，代表企業(yè)經(jīng)營者對企業(yè)的發(fā)展前景充滿信心，企業(yè)價值會隨之增加. 優(yōu)序融資理論認為，企業(yè)在融資時會首先選擇內部資金，然而一般情況下企業(yè)內部資金有限，因此企業(yè)選擇債務融資更能展現(xiàn)出企業(yè)發(fā)展狀況良好的態(tài)勢. 根據(jù)上述分析，提出第一個假設.

假設1，我國油氣類上市公司資產(chǎn)負債率與經(jīng)營績效呈正相關關系.

一般而言，可以將負債劃分為流動負債和非流動負債. 流動負債可以給企業(yè)帶來流動性，但較高的流動負債也會威脅企業(yè)的商業(yè)信用. 流動負債比率是指企業(yè)的流動負債占負債總額的比例，在一定時間內，較高的流動負債比率會加重企業(yè)的償還負擔，并加大財務風險，繼而影響企業(yè)的經(jīng)營績效. 因此，提出第二個假設.

假設2，我國油氣類上市公司流動負債比率與經(jīng)營績效呈負相關關系.

企業(yè)股權高度集中時，大股東容易利用自身優(yōu)勢損害其他中小股東的利益，從而影響企業(yè)的經(jīng)營績效.股權集中度較低時，股權分散在許多股東手中，一些股東缺乏管理，將不利于企業(yè)的運營發(fā)展. 當股權相對集中時，前幾個股東擁有較大比例的股權，彼此制約，從而促進公司更好的發(fā)展. 張彥明、于淼等在對油氣企業(yè)股權結構與企業(yè)價值的實證分析中，研究發(fā)現(xiàn)流通股比例與企業(yè)價值呈負相關關系，流通股比例的增加不利于企業(yè)價值的提升［17］. 另外，流通股比例的提高意味著非流通股比例下降，管理非流通股的部門獲益減少，監(jiān)督管理層的積極性會降低. 總的來說，流通股比例的提高會使總的監(jiān)督減少，不利于企業(yè)績效提高.因此，提出以下兩個假設.

假設3，我國油氣類上市公司前十大股東持股比例與經(jīng)營績效呈正相關關系.

假設4，我國油氣類上市公司流通股比例與經(jīng)營績效呈負相關關系.

3 實證分析

3.1 因子分析

一般情況下，因子分析多用于截面數(shù)據(jù)，而文章選取的各經(jīng)營績效指標的樣本數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù). 因此，依據(jù)任娟對面板數(shù)據(jù)因子分析法的改進，按照指標維度展開面板數(shù)據(jù)再進行因子分析［18］.

3.1.1 KMO 和Bartlett 球形檢驗 為確定原有變量是否適合做因子分析，進行KMO 和Bartlett球形檢驗，結果如表4.

根據(jù)檢驗結果，KMO測度值為0.707（大于0.5），統(tǒng)計值的顯著性概率P為0（小于0.05）. 因此認為所選指標適合做因子分析.

3.1.2 構造因子變量，確定主成分數(shù)目 運用SPSS22.0對經(jīng)營績效的14個初始變量做最大方差旋轉并進行因子分析，分析結果如表5所示. 前5個因子的累計方差貢獻率為85.244%（＞85%），所占比率較高，可以較好地代替初始變量.

表4 KMO和Bartlett球形檢驗結果Tab.4 KMO and Bartlett sphericity test results

表5 總方差解釋Tab.5 Total variance explained

3.1.3 進行主成分命名 通過因子分析，得出旋轉后因子的載荷矩陣，各因子對初始變量的影響差別較大，結果如表6.

觀察表6，可以將Z1、Z2、Z3、Z4、Z5這5個指標歸為因子1，Z6、Z7、Z8歸為因子2，Z9、Z10歸為因子3，Z11、Z12歸為因子4，Z13、Z14歸為因子5. 根據(jù)各指標蘊含的經(jīng)濟意義，將5個因子分別命名為盈利因子、短期償債因子、長期償債因子、營運因子和成長因子.

表6 旋轉后的因子載荷矩陣Tab.6 Rotated component matrix

3.1.4 計算因子得分 為了對經(jīng)營績效進行分析和綜合評價，在SPSS22.0中采用回歸方法進行因子得分計算，可以按照各個公因子的方差貢獻率作為權數(shù)計算綜合因子得分：

3.2 面板數(shù)據(jù)模型分析

面板數(shù)據(jù)是指截面上的個體在不同的時點的重復觀測數(shù)據(jù)，具有截面和時間兩個特征［19］. 文章以40家油氣類上市公司連續(xù)7年的財務數(shù)據(jù)為樣本，選擇面板數(shù)據(jù)模型進行分析.

3.2.1 面板數(shù)據(jù)模型建立 將因子分析法得到的綜合績效值作為因變量，將代表債權結構的資產(chǎn)負債率（X1）、流動負債比率（X2）和代表股權結構的前十大股東持股比例（X3）、流通股比例（X4）作為自變量，分別選擇代表企業(yè)規(guī)模和成長性的總資產(chǎn)（X5）、營業(yè)利潤增長率（X6）作為控制變量，建立面板數(shù)據(jù)線性回歸模型：

式中：αit為常數(shù)項；μit為隨機誤差項；i為第i個公司；N為N個公司，即截面的個數(shù)；t為第t年；T為時間長度；Yit則為第i個公司在第t年的綜合績效值；Xit={ }X1it,X2it,X3it,X4it,X5it,X6it為資產(chǎn)負債率、流動負債比率、前十大股東持股比例、流通股比例、總資產(chǎn)、營業(yè)利潤增長率在第i個公司第t年的值；βit={ }β1it,β2it,β3it,β4it,β5it,β6it為各個自變量和控制變量的系數(shù).

3.2.2 面板數(shù)據(jù)模型選擇與檢驗 由于文中選取的樣本數(shù)據(jù)時期較短，而截面?zhèn)€數(shù)較多，可認為模型的參數(shù)不隨時間的變化而變化，只與截面的差異有關，因此只考慮個體的影響［20］. 運用Eviews8.0對面板數(shù)據(jù)進行分析處理.

1）F檢驗結果. F檢驗是對采用混合模型還是固定效應模型進行判斷. 假設為H0不同截面?zhèn)€體的截距項相同，H1為不同截面?zhèn)€體的截距項不同；H0對應混合模型，H1對應個體固定效應模型. 檢驗結果如表7.

表7 F檢驗結果Tab.7 F test results

根據(jù)表7 可知，F(xiàn) 檢驗和Chi-square 檢驗所對應的P 值分別為0.001 0 和0.000 1，均小于0.05，所以拒絕H0，應建立個體固定效應模型.

2）H（豪斯曼）檢驗結果. H檢驗用于檢驗應建立固定效應模型還是隨機效應模型. 假設H0個體效應與回歸變量無關，H1個體效應與回歸變量相關；H0對應個體隨機效應模型，H1對應個體固定效應模型. 檢驗結果如表8.

表8 H檢驗結果Tab.8 H test results

根據(jù)表8可知，豪斯曼檢驗所對應的P值為0.003 6，小于0.05，所以應拒絕H0，建立個體固定效應模型.

綜合F檢驗和H檢驗的結果，建立個體固定效應模型更合理.

3.2.3 面板數(shù)據(jù)模型回歸分析 由于各個公司在資本結構上存在一定的差異，為了使估計結果更準確，采取廣義最小二乘法（GLS），按截面取權數(shù)對模型進行估計，從而消除或減弱異方差性和序列相關. 按GLS法得到的模型結果如表9.

表9 個體固定效應模型結果分析Tab.9 Result analysis of individual fixed effect model

根據(jù)表9可知，調整后R2的值為0.512 363（0.5～0.8），擬合優(yōu)度可以接受. 由于面板數(shù)據(jù)對R2的要求沒有那么嚴格，這時的關鍵應看P值是否小于0.05，若小于，則此系數(shù)顯著，放在方程里面有意義. 表9中，P值為0.000 0（小于0.01），意味著在1%的顯著性水平下方程總體顯著；DW值為1.724 005（1.5～2.5），意味著隨機項不存在自相關關系. 根據(jù)表9可知，我國油氣類上市公司資本結構與經(jīng)營績效的關系如下：

1）資產(chǎn)負債率（X1）對經(jīng)營績效的影響. 根據(jù)表9可得，資產(chǎn)負債率（X1）對應的回歸系數(shù)為-0.803 925，t統(tǒng)計量的值為-5.658 989，系數(shù)標準差為0.142 062，其所對應的P值為0.000 0（小于0.01），說明在1%的顯著性水平下，我國油氣類上市公司的資產(chǎn)負債率與經(jīng)營績效呈負相關關系. 因此，應拒絕假設1.

2）流動負債比率（X2）對經(jīng)營績效的影響. 流動負債比率（X2）所對應的回歸系數(shù)為-0.404 016，t統(tǒng)計量的值為-4.763 950，系數(shù)標準差為0.084 807，其所對應的P值為0.000 0（小于0.01），說明在1%的顯著性水平下，我國油氣類上市公司的流動負債比率與經(jīng)營績效之間呈負相關關系，因此，可以接受假設2.

3）前十大股東持股比例（X3）對經(jīng)營績效的影響. 前十大股東持股比例（X3）所對應的回歸系數(shù)為0.846 782，t統(tǒng)計量的值為4.639 011，系數(shù)標準差為0.182 535，其所對應的P值為0.000 0（小于0.01），說明在1%的顯著性水平下，我國油氣類上市公司的前十大股東持股比例對經(jīng)營績效有較強的正向影響，因此，可以接受假設3.

4）流通股比例（X4）對經(jīng)營績效的影響. 流通股比例（X4）所對應的回歸系數(shù)為-0.204 589，t值為-1.966 801，系數(shù)標準差為0.104 021，其所對應的P值為0.050 4（大于0.05，小于0.1），說明我國油氣類上市公司流通股比例與經(jīng)營績效在10%的顯著性水平下呈顯著的負相關關系，因此，可以接受假設4.

5）代表公司規(guī)模的控制變量總資產(chǎn)（X5）對經(jīng)營績效的影響. 代表公司規(guī)模的控制變量總資產(chǎn)（X5）所對應的回歸系數(shù)為0.036 229，系數(shù)標準差為0.031 905，t值為1.135 538，其P值為0.257 3（大于0.05），未能通過5%和10%的顯著性水平檢驗，說明我國油氣類上市公司的公司規(guī)模與經(jīng)營績效呈正相關關系，但兩者之間的關系并不顯著.

6）代表企業(yè)成長性的控制變量營業(yè)利潤增長率（X6）對經(jīng)營績效的影響. 代表企業(yè)成長性的控制變量營業(yè)利潤增長率（X6）所對應的回歸系數(shù)、系數(shù)標準差、t值分別為0.007 689、0.001 571、4.895 646，P值為0.000 0（小于0.01），說明我國油氣類上市公司營業(yè)利潤增長率與經(jīng)營績效之間在1%的顯著性水平下呈顯著的正相關關系，意味著公司成長性越強，其經(jīng)營績效越好.

4 結論及對策建議

4.1 結論

通過分析2012—2018年我國40家油氣類上市公司的財務數(shù)據(jù)，運用因子分析、面板數(shù)據(jù)回歸分析等統(tǒng)計學方法，對資本結構與經(jīng)營績效之間的關系研究發(fā)現(xiàn)：

1）我國油氣類上市公司債權結構與經(jīng)營績效之間存在相關關系. ①資產(chǎn)負債率與經(jīng)營績效存在顯著的負相關關系，假設1沒有得到支持. 資產(chǎn)負債率在企業(yè)的經(jīng)營發(fā)展中發(fā)揮著較好的財務杠桿作用，但資產(chǎn)負債率增加超過一定程度，反而會使企業(yè)財務風險增加，當增加的財務風險大于財務杠桿效應時，經(jīng)營績效會隨著資產(chǎn)負債率的增加而減少. 目前，我國油氣類上市公司的資產(chǎn)負債率在46%左右，資產(chǎn)負債率增加的財務風險超出財務杠桿所發(fā)揮的作用是其資產(chǎn)負債率對經(jīng)營績效有負向影響的重要原因之一. ②流動負債比率與經(jīng)營績效存在顯著的負相關關系，假設2得到支持. 目前我國油氣類上市公司的流動負債比率在73%以上，可知油氣類上市公司對短期負債較為依賴，過高的短期負債也會對企業(yè)造成較大的財務風險，不利于企業(yè)經(jīng)營績效的提高.

2）我國油氣類上市公司股權結構與經(jīng)營績效之間存在相關關系. ①前十大股東持股比例與經(jīng)營績效呈顯著的正相關關系，假設3得到支持. 近5年來，我國油氣類上市公司的前十大股東持股比例呈逐年下降趨勢，目前為60%，股權相對集中但并不是過分集中，股東為了自身的利益會積極參與到公司的管理和監(jiān)督中去，從而促進企業(yè)經(jīng)營績效的提高. ②流通股比例與經(jīng)營績效存在顯著的負相關關系，假設4得到支持. 由于油氣行業(yè)屬于能源領域，關乎國計民生具有特殊性，國家作為油氣類上市公司的大股東，會監(jiān)督和促進其發(fā)展，所以若貿(mào)然增加油氣類上市公司流通股比例，反而會對公司發(fā)展造成不利影響.

3）我國油氣類上市公司的公司規(guī)模與經(jīng)營績效不存在顯著的相關關系. 油氣企業(yè)對資金的需求量較大，一般情況下公司的規(guī)模越大其實力也相對越強，應越有利于經(jīng)營績效的提高. 但2014年之后國際油價大跌，油氣企業(yè)受到較大影響，許多公司不得不通過出售資產(chǎn)、并購重組等方式來維持發(fā)展，油氣企業(yè)的發(fā)展面臨著更多的不確定性，是公司規(guī)模與經(jīng)營績效之間不存在顯著的相關性的原因之一. 此外，我國油氣類上市公司的營業(yè)利潤增長率與經(jīng)營績效存在顯著的正相關關系，公司的成長性越高，企業(yè)的經(jīng)營績效相應也會得到提高.

4.2 對策建議

1）適當降低資產(chǎn)負債率. 我國油氣類上市公司資產(chǎn)負債率對經(jīng)營績效有負向影響，資產(chǎn)負債率在46%左右，水平相對較高. 當資產(chǎn)負債增加的財務風險大于財務杠桿效應時，會對經(jīng)營績效產(chǎn)生負向影響，因此可以適當降低資產(chǎn)負債率. 資產(chǎn)負債率過低或者過高，都不利于企業(yè)經(jīng)營績效的提高. 較低的債務不利于企業(yè)發(fā)揮債務的節(jié)稅效益，過高的債務又會給企業(yè)帶來較大的償債壓力和財務風險，對企業(yè)的發(fā)展造成威脅. 因此，應根據(jù)企業(yè)的發(fā)展情況和發(fā)展戰(zhàn)略，選擇合理的資產(chǎn)負債率，提高資金的使用效率.

2）合理改善負債結構. 實證分析結果顯示，流動負債比率對經(jīng)營績效的提高具有阻礙作用，過高的流動負債比率會帶來較大的財務風險和償債壓力，對經(jīng)營績效存在負向影響. 因此，應根據(jù)企業(yè)的發(fā)展進行動態(tài)調整，適當降低流動負債的比率，提高油氣企業(yè)的長期負債率，并且保持債務結構的穩(wěn)定性，提高企業(yè)資金的利用效率.

3）優(yōu)化股權結構. 實證分析結果顯示我國油氣類上市公司前十大股東持股比例與經(jīng)營績效之間呈正相關關系，保持股權相對集中，會促使股東積極投入到對企業(yè)的管理和監(jiān)督中去，有利于企業(yè)經(jīng)營績效的提高. 而流通股比例與經(jīng)營績效之間呈負相關關系，目前我國40家油氣類上市公司2012—2018年各年的平均流通股比例均達82%，比例較高. 由于油氣行業(yè)關乎國計民生和國家能源安全，保持國有股的控股地位是必要的，因此要注意不要隨意減持國有股等非流通股.