我國上市公司資本結構動態調整的實證研究①

邢天才，袁 野

(東北財經大學金融學院，遼寧 大連 116025)

公司是否存在目標資本結構以及是否對資本結構進行動態調整一直是資本結構研究爭論的焦點。在我國特殊的制度環境下，由于債券市場的不發達，公司更多的是通過股權方式進行融資，這直接導致了公司資本結構嚴重失衡，阻礙了公司的長期發展。因此，對上市公司資本結構動態調整進行深入研究具有很強的現實意義:一方面它有利于企業管理層建立目標資本結構的意識，另一方面它還有利于企業建立資本結構的動態優化機制，這都直接關系著企業投融資決策制定的合理性和有效性以及企業長期價值的增長［1］。

一、文獻綜述

權衡理論認為公司存在目標資本結構，并且在一段時間內實際杠桿率會逐漸向最優杠桿率調整［2-3］。如 Flannery 和Rangan［4］在 Banerjee 等［5］構建的資本結構動態計量模型的基礎上，通過改變之前對一些變量的不合理的假設，同樣證明了公司不斷向目標杠桿率進行動態調整這一結論。另外，他們還指出如果要檢驗公司的資本結構變化是否符合權衡理論，應首先對資本結構的動態調整速度進行估計。

然而，啄序理論和惰性理論等均反對動態權衡理論的觀點。如Frank和Goyal［6］提出了有關啄序理論對資本結構的檢驗模型，認為公司的資金缺口變量是影響資本結構變化唯一重要的因素。之后，Lemmon和Zender［7］對啄序理論進行了修正，認為如果公司存在資金盈余，則會傾向于利用多余的資金來償還未付清的債務，以增強未來債務融資的能力。同樣，Welch［8］在否定公司目標杠桿率的基礎上，提出了惰性理論，認為管理層大多只是被動地接受股價波動帶來的杠桿率的變化。

國內有關資本結構動態調整的研究主要有:王志強和洪藝珣［9］通過變量反轉效應的檢驗，表明公司具有抵消或消除由資金缺口及股價波動所導致的資本結構偏離的動機。黃輝［1］則認為資本結構向上和向下的調整速度是不同的，并且對于我國上市公司來說，向上調整速度顯著低于向下調整速度。

以上研究表明，國外對資本結構動態調整的研究已經取得了一定的進展，在此基礎上，國內學者通過實證研究基本證實了我國上市公司資本結構的動態調整。但仍需注意以下幾點:第一，對于像我國這樣一個處于轉軌中的發展中國家來說，目標杠桿率的確定還需特別考慮行業因素、公司治理和制度體系等因素。第二，雖然我國上市公司資本結構向上調整速度顯著低于向下調整速度，但它是否支持權衡理論，還需進一步研究。第三，在惰性理論的基礎上，測算出杠桿率對股價效應的調整速度對目標杠桿率的動態管理也是十分重要的。針對以上問題，本文在測算出我國上市公司資本結構動態調整速度的基礎上，將進一步說明資本結構的變化特點。

二、研究設計

1.樣本的選取

本文的研究樣本是1984—1999年我國發行A股，財務報表以人民幣為計價單位的846家上市公司，剔除金融類和公用事業類上市公司，剔除由于并購、違約、績效低劣等原因退市的上市公司，以及數據無法獲得的上市公司，共獲得669家上市公司作為研究樣本 (如表1所示)。

表1 樣本選擇過程

財務數據來自于數據庫Compustat公布的上述669家上市公司2001—2010年財務報表的年度數據;公司股本數據來自RESSET金融研究數據庫;股票收益數據來自國泰君安數據庫;部分數據缺失樣本的數據，通過RESSET數據庫檢索補充完整。

2.變量的選取

變量的選取和定義主要依據Frank和Goyal［10］，除此之外本文還添加了公司治理變量與制度變量 (如表2所示)。

表2 變量的選取和定義

3.模型的構建

本章采用系統GMM估計方法，并選擇杠桿率的滯后變量和影響杠桿率的特征向量作為工具變量。

(1)理論模型的闡述

本文采用 Flannery和Rangan［4］提出的資本結構局部調整模型來檢驗我國上市公司資本結構的動態調整。)

其中，α1指杠桿率的調整速度，εi，t+1指殘差。如果杠桿率的調整速度等于1，那么，此模型稱作杠桿率完全調整模型;如果α1在 (0，1)之間，這說明由于調整成本的存在，那么公司依據的是杠桿率局部調整模型。

(2)實證模型的構建

本文假設公司的目標杠桿率是主要取決于以上一系列特征變量的線性函數，如式 (2)所示。

將式 (2)代入式 (1)，整理后得到:

三、實證研究結果及分析

1.全樣本分析結果

首先，本文采用系統GMM估計方法對式(3) 進行回歸分析，并選取 Fi，t和TDMi，t作為工具變量，①該模型的擾動項不存在自相關，并且所有工具變量均有效。回歸結果如表3所示。我們看到，TDMi，t的估計系數為0.5145，并且十分顯著，由此得出我國上市公司資本結構的調整速度為0.4855(1-0.5145)，這表明公司僅需一年的時間就可彌補實際杠桿率與目標杠桿率之間缺口的一半左右。可見，上市公司較快的調整速度比較符合權衡理論。

表3 杠桿率局部調整模型分析結果

其次，資產有形性和獨立董事比例對TDMi，t+1產生顯著的負向影響，其中資產有形性對杠桿率的影響最大，系數為-0.1649。以資產有形性為例，有形資產價值減小，TD增 大，(TD-TDMi，t)增大，因為調整速度系數 ＞ 0，(TDMi，t+1-TDMi，t)也隨之增大，所以 TDMi，t+1增大，可見資產有形性與TDMi，t+1是負向的關系。

而公司規模、股票收益率、政府管制對TDMi，t+1產生顯著的正向影響，且政府管制對杠桿率的影響最大，系數分別為0.3317和0.3878。以公司規模為例，公司規模越大，TD增大， (TD-TDMi，t) 增大，因為調整速度系數 ＞ 0， (TDMi，t+1-TDMi，t)也隨之增大，所以 TDMi，t+1增大，可見，公司規模與TDMi，t+1是正向的關系。

2.杠桿率均值回歸的檢驗分析結果

在表3結果分析的基礎上，下面把杠桿率的滯后變量 (TDMi，t)分成小于25%分位數、小于50%分位數、大于50%分位數和大于75%分位數四組進行回歸檢驗，目的是檢驗我國上市公司的杠桿率是否存在均值回歸的現象，檢驗結果如表4所示。

表4 杠桿率均值回歸的分析結果

表4的回歸結果表明，TDMi，t大于75%分位數的公司的調整速度為0.9810，幾乎接近100%。可見，公司的債務比例越大，杠桿率的調整速度越大，因為債務比例過高的公司別無選擇，只能迅速降低杠桿率，進而降低財務困境成本，以免陷入破產困境。但是，從低杠桿率公司的數據來看，其結果并不像高杠桿率公司那樣明顯，資本結構向上調整的速度較慢。可能的原因有三點:一是管理層不愿意快速增加債務比例而增加風險，進而加重對管理層的約束和限制。二是因當期杠桿率較低，公司并不打算立即增加債務比例，目的是可以緩解公司未來債務融資的壓力。三是我國上市公司股權融資受到的摩擦程度比債務融資的摩擦程度小，這也是上市公司股權融資偏好的原因之一［1］。為此，雖然高杠桿率公司和低杠桿率公司的資本結構調整速度具有非對稱性，但是我們無法確定我國上市公司較快的杠桿率調整速度是由杠桿率均值回歸所決定的。

四、穩健性檢驗

為了進一步證明權衡理論對我國上市公司資本結構動態調整的解釋能力，本節需要檢驗啄序理論和惰性理論是否能夠強有力地解釋或部分解釋上市公司資本結構的變化特點。

1.啄序理論模型的檢驗

(1)啄序理論模型的分析結果

Frank和Goyal［6］提出的啄序理論模型認為公司的資金缺口變量是影響杠桿率變化唯一重要的因素，并且該變量會抵消其他變量對杠桿率變化的影響，見式 (4)和式 (5)。

其中，FINDEFi，t是公司的資金缺口變量，其計算公式為:

FINDEFi，t=(股利支付+投資額+營運資金的變化-內部現金流)/總資產

該模型同樣采用系統GMM的估計方法，并將 TDMi，t和Fi，t作為工具變量，檢驗結果如表 5所示。比較第 (1)列和第 (2)列，杠桿率的調整速度較快 (每年約 25%)，且 TDMi，t對TDAi，t+1的影響十分顯著。加入 FINDEFi，t這一變量后，雖然 FINDEFi，t對 TDAi，t+1的影響十分顯著，但系數為零，而且加入前后各變量系數的符號、大小以及對TDAi，t+1影響的顯著性均沒有發生明顯的變化。同樣，比較第 (3)列和第 (4)列，FINDEFi，t的系數也為零，但影響不顯著。和前兩列相同的是，加入FINDEFi，t后也依然沒有改變各變量系數的符號、大小以及對TDMi，t+1影響的顯著性。此外，引入FINDEFi，t后都未能較大幅度地降低杠桿率的調整速度。所以，從對我國上市公司資本結構的影響來看，雖然資金缺口變量為資本結構動態調整提供了一定的數據信息，但此變量未能很好地解釋公司向目標杠桿率調整的現象，可見啄序理論僅可以歸為廣義權衡理論中的一個特例［6］。

表5 啄序理論模型的分析結果

(2)LZ理論的檢驗

Lemmon 和Zender［7］(LZ 理論)對啄序理論進行了修正，認為公司可以忍受的最大債務比例是不同的，如果存在資金盈余，公司會傾向于利用多余的現金來償還未付清的債務，進而增加未來債務融資的能力。但在權衡理論的框架下，較高杠桿率的公司不存在可以進一步提高債務比例的任何空間，唯有降低杠桿率來維持經營;而對于較低杠桿率的公司來說，如果存在資金缺口，公司將逐漸靠近目標杠桿率 (較高的杠桿率);相反，如果存在資金盈余，公司將利用多余的現金進行股票回購，這兩種情況都可導致低杠桿率公司的實際杠桿率呈現上升的趨勢。

表6 LZ理論的分析結果

從三組低杠桿率公司的數據來看，隨著資金缺口數量的增加，上市公司前后兩期杠桿率賬面價值的變化隨之增大，從而下一期杠桿率也隨之增大，意味著杠桿率較低的公司傾向于發行更多債務。重要的是，雖然資金盈余的公司可以選擇利用多余的現金支付未償清的債務 (FINDEF小于33%)，但結果恰恰相反，這類公司仍然選擇增加其杠桿率，而不是進一步儲備債務融資的能力，由此可以得出啄序理論也無法解釋低杠桿率公司資本結構的變化。

總的來說，雖然啄序理論為本文提供了有關我國上市公司資本結構變化的信息，但該理論很難對上市公司杠桿率的動態調整產生一定的說服力，并且通過對較高和較低杠桿率公司資本結構的變化進行實證分析和對比，更加能夠肯定我國上市公司資本結構的動態調整比較符合權衡理論。

2.惰性理論模型的檢驗

Welch［8］也不認同權衡理論的觀點，在否定公司目標杠桿率存在的基礎上，提出了惰性理論，認為管理層大多只是被動地接受股票價格波動帶來的杠桿率市場價值的變化，而未對資本結構進行主動調整，見式 (6)和式 (7)。

其中，IDRi，t+1指隱含債務比例，等于 Di，t/［Di，t+Si，tPi，t( ? 1+Ri，t+1)］。這里，IDRi，t+1的內在含義是指假設下一期管理層不刻意去改變Di，t和Si，t的條件下，股價波動對杠桿率的硬性影響。變量指在t至t+1期間，公司i股票可實現的歷史報酬率。為了更加明確以上模型對資本結構變化產生的影響，我們假設管理層會主動調整杠桿率來抵消股價波動對杠桿率的局部影響，如式 (8)所示。

將式 (8)整理后得到:

其中，λ2是杠桿率對股價效應的調整速度;SPEi，t+1是股票價格效應，定義為股價的非預期波動對杠桿率的影響，見式 (10)。

表7給出了對式 (6)、(7)和(9)的檢驗結果。前3列均采用固定效應面板分析方法，而第 (4)列采用系統GMM估計方法。第 (1)列的結果表明 TDMi，t和IDRi，t+1的系數都顯著大于零，且不等于1，這表明我國上市公司資本結構的動態調整不符合惰性理論模型的結論。在第t期末股價的波動效應未能被杠桿率的動態調整完全抵消，而是以殘差的形式嵌入下一期杠桿率的滯后變量 (TDMi，t)里。第 (2)列引入了 Fi，t，IDRi，t+1的系數表明管理層對資本結構的動態調整抵消了杠桿率受到的市場影響的59.4%(1-0.4060)。

從式 (10)得知，IDRi，t+1包括兩部分:SPEi，t+1和TDMi，t，那么究竟哪一部分的調整幅度更大呢?于是我們對第 (3)列和第 (4)列進行檢驗，結果表明以上兩部分的系數都很顯著，且相差不大。以第 (4)列為例，TDMi，t的系數 (0.7884)表明上市公司的資本結構以21.16%(1-0.7884)的較快速度向目標杠桿率靠攏;SPEi，t+1的系數 (0.4333)表明當期管理層對資本結構的調整就可抵消股價波動對其影響的56.67%，而下一期股價的凈效應將傳遞給TDMi，t，并每年以 21.16%(λ1)的速度降低。

可見，與Flannery和Rangan的實證結果相同的是，股價波動對公司杠桿率的市場價值僅是產生較為短暫的影響。但不同之處在于我國股價波動效應對杠桿率的影響更加短暫，并且管理層更加積極主動地對杠桿率進行調整。所以，惰性理論模型的分析結果強有力地反駁了Welch的觀點。

表7 惰性理論模型的分析結果

五、結 論

本文得到的研究結論如下:

首先，我國上市公司資本結構的調整速度為48.55%，較快的調整速度表明我國資本市場的摩擦程度并不比西方有些國家大。

其次，雖然高杠桿率公司和低杠桿率公司都能較快地調整當期杠桿率偏離目標杠桿率的缺口，但高杠桿率公司和低杠桿率公司的資本結構調整速度具有非對稱性，由此我們也無法確定我國上市公司較快的杠桿率調整速度是由杠桿率均值回歸所決定的。

最后，通過對啄序理論和惰性理論模型的進一步檢驗，其結果更加能夠確定我國上市公司資本結構的動態調整比較支持權衡理論。

目前，在我國逐步推廣公司債注冊制試點、積極推動債券市場創新的背景下，應進一步完善公司破產制度，規范信用評級機構，建立社會信用體系。同時確立合理的融資決策目標，建立資本結構的動態優化機制，對于企業有效制定投融資決策也是十分重要的。

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