政治關聯與資本結構調整速度

況學文 陳志鋒 金 碩

政治關聯與資本結構調整速度

況學文 陳志鋒 金 碩*

相關研究表明，政治關聯作為一種非正式制度，能夠降低企業尤其民營企業的融資摩擦，增強民營企業的外部融資能力。本文利用我國民營上市公司的政治關聯數據和財務數據，實證考察了民營企業高管政治關聯對資本結構調整速度的影響。實證研究結果表明，無論采用兩階段還是一階段動態部分調整模型，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度均顯著高于無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度。在進一步控制“機械性均值回歸”后，上述結果依然存在。這些結果表明，民營企業的政治關聯作為一種非正式制度，確實能夠降低民營企業資本結構調整成本，提高其資本結構調整速度。本文從一個全新的視角為政治關聯的價值效應提供了一種新的經驗證據。

政治關聯；民營企業；資本結構；動態調整

一、引 言

近年來，國內外大量研究表明，政治關聯對公司融資決策行為具有重要影響(Sapienza，2004；Khwaja和 Mian，2005；Charumilind等，2006；Francis 等，2009；余明桂和潘紅波，2008；羅黨論和劉璐，2010；連軍等，2011；郝項超和張宏亮，2011)。然而，這些研究在考察政治關聯對資本結構影響時，往往從靜態的角度考察政治關聯對債務(尤其銀行貸款)或權益融資的影響，而忽視了資本結構的動態本質，忽視了政治關聯對資本結構動態調整行為和調整速度的影響。

盡管現有的資本結構理論如權衡理論、優序融資理論和市場擇時理論對于公司是否存在一個目標資本結構尚未達成一致，但是近期大量的實證研究結果表明，公司確實存在一個目標資本結構，且實際資本結構存在向目標資本結構不斷調整趨近的現象(Hovakimian等，2001；Leary和 Roberts，2005；Flannery和 Rangan，2006；Byoun，2008；?ztekin和 Flannery，2012；Faulkender等，2012)。另外，實踐問卷調查結果也表明，81%,的公司表示在債務或權益融資決策時考慮了維持目標資本結構的需要(Graham和 Harvey，2001)。換句話說，資本結構本質上是一個動態調整過程，當實際資本結構由于外部沖擊偏離目標資本結構時，公司將通過債務或權益等融資活動逐漸將實際資本結構向目標資本結構調整。

然而，相關研究表明，由于信息不對稱和代理問題等市場不完善因素，公司在將實際資本結構向目標資本結構調整的過程中存在調整成本(Fischer等，1989；Leary和Roberts，2005)。在存在調整成本的情況下，資本結構的調整決策需要在調整成本與調整收益之間進行權衡，只有當調整收益大于調整成本時，公司才會對資本結構作出相應調整。因此，在資本結構調整收益既定的情況下，調整成本的屬性和大小是決定資本結構調整方式和調整速度的主要因素(Leary和Roberts，2005)。

調整成本主要源于公司在債務或權益融資過程中由于信息不對稱和代理問題等市場不完善因素而導致的交易成本。新制度經濟學認為，制度安排的重要功能就是降低經濟活動中的交易成本(North，1990)。?ztekin和 Flannery(2012)通過實證研究發現，良好的法律和金融等制度能夠降低資本結構的調整成本，進而提高資本結構調整速度。然而，他們僅僅從正式制度層面考察了制度安排對資本結構調整速度的影響，而忽視了非正式制度因素的影響。中國資本市場是一個新興的資本市場，各項經濟、金融和法律等正式制度尚不完善，加上我國金融體系典型的金融壓抑特征(盧峰和姚洋，2004)，政治關聯作為一種非正式制度安排，在社會經濟活動尤其是企業融資活動中發揮重要的作用(余明桂和潘紅波，2008；羅黨論和甄麗明，2008；于蔚等，2012；Xu等，2013)，降低了民營企業外部融資摩擦和交易成本，提高其外部融資能力。

根據上述邏輯，本文試圖從制度安排與交易成本的視角，考察我國民營企業的政治關聯對資本結構調整速度的影響。我們預期，作為一種非正式制度，民營企業的政治關聯能夠幫助企業降低資本結構調整過程中的交易成本或調整成本，進而提高資本結構調整速度。我們的實證研究結果表明，無論采用兩階段還是一階段動態部分調整模型，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度均顯著高于無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度。在進一步控制“機械性均值回歸”后，上述結果依然存在。這些結果驗證了我們的預期假設，即民營企業的政治關聯作為一種非正式制度，確實能夠降低民營企業資本結構的調整成本，提高其資本結構調整速度。

本文的研究貢獻主要體現在以下幾方面。本文首次考察了政治關聯對公司資本結構調整速度的促進作用，從一個全新的視角為政治關聯的價值效應提供了一個新的經驗證據。以往相關研究分別從“政府補貼”、“稅收優惠”等方面考察了政治關聯的價值效應，而本文則首次從“資本結構調整速度”的視角考察了政治關聯的價值效應。另外，本文首次從“非正式制度”層面考察了公司資本結構調整速度的影響因素。?ztekin和 Flannery(2012)以及姜付秀和黃繼承(2011)實證考察了法律制度、金融制度等“正式制度”對公司資本結構調整速度的影響

二、理論分析和研究假設

自 Modigliani和 Miller(1958)開創性地提出資本結構無關性定理以來，財務學者提出了三種主要的資本結構理論模型試圖解釋資本結構決策行為：權衡理論、優序融資理論和市場擇時理論。市場擇時理論認為，資本結構是公司過去市場擇時的累積結果(Baker和 Wurgler，2002)。優序融資理論認為，資本結構是由內部現金流與投資需求缺口即內部融資赤字而決定(Myers，1984；Shyam-Sunder和 Myers，1999)。這兩種資本結構理論均認為公司不存在一個目標資本結構。與此相反，權衡理論則認為，公司在債務融資的收益和成本之間進行權衡，進而確定一個目標資本結構。按照權衡理論的觀點，當實際資本結構由于外部沖擊而偏離目標資本結構時，公司應及時地將實際資本結構向目標資本結構調整。

因此，近年來，學者們更多地從動態的角度，采用目標調整模型，試圖通過檢驗公司是否存在一個目標資本結構來區分這些理論模型。實證檢驗結果表明，資本結構存在明顯的均值回歸現象，表明公司確實存在一個目標資本結構且實際資本結構逐年不斷地向目標資本結構趨近(Fischer等，1989；Flannery和 Rangan，2006；Huang和Ritter，2009)。但是，由于調整成本的存在，使得公司不能及時地將實際資本結構調整至目標水平，導致實際資本結構時常偏離目標資本結構(Leary和 Roberts，2005；Lemmon等，2008)。換句話說，調整成本制約了實際資本結構向目標資本結構調整的速度。Faulkender等(2008)考察了調整成本對資本結構調整速度的制約作用，他們發現，當調整成本為沉沒成本時，資本結構的調整速度為 50%,，而當調整成本為增量成本時，資本結構的調整速度為 25%,。同時，融資約束公司的調整速度遠小于非融資約束公司的調整速度。上述結果均表明，調整成本是影響公司資本結構調整速度的重要因素。

調整成本主要源于企業在融資活動中的市場摩擦(如信息不對稱或代理問題)而導致的交易成本。較高的交易成本將大幅提高企業外部融資成本，甚至使得企業難以從資本市場或信貸市場獲得外部融資而面臨融資約束問題。新制度經濟學認為，制度設計的目的就是用來降低企業經濟活動中的交易成本，良好的制度安排能夠降低經濟活動中的交易成本(North，1990)。Rajan和 Zingales(1998)認為，良好的制度能夠幫助企業克服由于信息不對稱導致的道德風險和逆向選擇問題，進而降低企業外部融資成本。?ztekin和 Flannery(2012)通過實證研究發現，良好的法律和金融等制度能夠降低資本結構的調整成本，進而提高資本結構調整速度。

作為一種非正式制度，政治關聯在企業經濟活動尤其融資活動中發揮了重要作用。大量的國內外研究表明，政治關聯能夠幫助企業尤其是民營企業減少或消除債務融資摩擦，為企業提供融資便利。Khwaja和 Mian(2005)、Claessens等(2008)、Haveman等(2013)、余明桂和潘紅波(2008)以及連軍等(2011)等研究發現，具有政治關聯的企業能夠以更優惠的條件獲得更多的銀行貸款。一方面，企業的政治關聯能夠發揮聲譽機制和信號傳遞機制的作用，減少企業融資過程中的信息不對稱問題，進而緩解外部融資約束(羅黨論和甄麗明，2008；胡旭陽，2010；于蔚等，2012)；另一方面，作為一種非正式制度，政治關聯可視為一種有效的外部履約機制，能夠在一定程度上改善銀企關系(羅黨論和劉璐，2010)，提升民營企業從銀行獲取資金支持的能力(郝項超和張宏亮，2011)。此外，Francis等(2009)和 Liu等(2012)發現，政治關聯能夠提高企業IPO機會，降低股票發行成本。

基于上述分析，我們預期，在法律、金融等正式制度尚不完善的我國資本市場上，民營企業的政治關聯作為一種非正式制度能夠降低企業融資過程中的交易成本和資本結構的調整成本，進而提高其資本結構的調整速度。因此，具有政治關聯的公司其資本結構的調整速度顯著高于無政治關聯公司的資本結構調整速度。

三、實證研究設計

（一）樣本選擇和數據來源

本文選取2003—2012年期間我國滬深兩市A股民營上市公司為研究樣本，在樣本選擇過程中，我們按照以下程序對初始樣本進行處理：(1)剔除金融行業公司樣本；(2)為了保持樣本公司具有至少三年的連續數據，我們剔除了 2010年(含)以后上市的民營上市公司以及 2010年(含)以后轉化為民營企業或轉化時間晚于樣本觀察值開始時間的樣本觀察值；(3)由于本研究需要利用滯后一期的財務數據，我們剔除了樣本期間當年上市的樣本觀察值；(4)剔除每股凈資產小于 0的樣本觀察值；(3)經過上述處理后，我們再次剔除連續數據小于3年(含3年)的樣本公司。最后，我們得到582家民營上市公司 4221個樣本觀察值。政治關聯數據通過 CSMAR金融研究數據庫中的高管個人簡歷進行手工整理得到(政治關聯的定義見下文中的變量定義)，所有財務數據來自CSMAR金融研究數據庫。

表 1列示了 2003—2012年期間樣本分布情況，總體上看，在樣本研究期間，大約26%,的民營上市公司具有政治關聯，且這種政治關聯在各年度占比具有一定的穩定性，也表明民營企業政治關聯具有一定的普遍性。需要說明的是，從 2010年開始，民營上市公司數量呈現逐年下降趨勢，但這并不是意味著我國民營上市公司數量在逐年下降，而是由于我們樣本選擇方法所致。由于我們在樣本選擇過程中剔除了 2010年(含)以后上市或轉化的樣本，且剔除了每股凈資產小于0以及連續數據小于3年的樣本，所以從 2010年開始，后續年份的樣本公司數量會在 2009年樣本公司數量的基礎上逐年下降。

（二）回歸模型和變量定義

從理論上講，在一個無交易摩擦的完美資本市場上，資本結構調整不會產生何成本，公司將及時快速地將實際資本結構調整至目標水平，資本結構的調整將是及時的和完全的，即調整速度等于 1，實際資本結構總是處于目標水平(Hovakimian等，2001)。然而，大量的研究表明，在現實資本市場上，公司在調整資本結構時將招致巨大的調整成本(Fischer等，1989；Leary和Roberts，2005)，因而導致資本結構的調整是不及時的和不完全的。因此，很多學者采用部分調整模型(Fischer等，1989；Leary和Roberts，2005；Flannery和Rangan，2006；Strebulaev，2007；Faulkender等，2012)。基礎的部分調整模型如下：

在模型(1)中，Li,t是第t期的實際資本結構，Li,t-1是第t-1期的實際資本結構，L*it是第 t期的目標資本結構。λ反映了資本結構調整速度。在無調整成本時，λ應該等于1，表明資本結構的調整是完全的和充分的。在存在調整成本的情況下，部分調整模型認為，λ應該在0～1之間，λ越大，表明調整速度越快。

對上述基礎部分調整模型的估計，目前國內外文獻主要采用兩種方法進行估計：一種是兩階段的部分調整模型，一種是一階段的部分調整模型。因此，本文將分別采用這兩種方法。

1. 兩階段的部分調整模型

在兩階段的部分調整模型中，首先在第一階段估計出目標資本結構 L*it，再將目標資本結構的估計值代入模型(1)。根據相關文獻(Flannery和 Rangan，2006)，我們構建模型(2)對目標資本結構進行估計：

在模型(2)中，Xi,t-1是一系列決定目標資本結構的公司特征因素向量，Fi為固定效應，反映公司個體效應。根據Flannery和Rangan(2006)、Faulkender等(2012)的思路，我們選取了公司規模、盈利能力、成長性、抵押能力和非債務稅盾等公司特征因素以及行業中值作為目標資本結構決定因素。規模較大的公司多元化程度較高，公司破產清算的概率或破產成本相對較低。因此，我們預期公司規模與目標資本結構正相關。公司規模定義為營收總收入的自然對數(Lnsale)。盈利能力較強的公司其利潤水平較高，稅收抵扣空間較大，公司可以通過提高債務水平增加利息抵稅收益，進而增加公司價值。因此，我們預期盈利能力與目標資本結構正相關。盈利能力定義為息稅前利潤除以總資產(Ebit_ta)。成長性較高的公司，其破產成本較高，因而具有較低的目標資本結構。因此，公司成長性與目標資本結構負相關。成長性定義為總資產的市場賬面價值比(Mtb)，其中總資產的市場價值等于債務的賬面價值加上股權價值，流通股的市場價值等于流通股股數乘以收盤價，而非流通股的市場價值等于非流通股股數乘以每股凈資產。有形資產可以作為抵押品，較高的有形資產可以降低債權人風險和增加破產情況下的資產價值進而降低破產成本。所以，有形資產越多，公司越有能力發行抵押債務。因此，我們預期抵押能力與目標資本結構正相關。抵押能力定義為固定資產凈額乘以總資產(Fa_ta)。與債務利息一樣，非債務稅盾也在稅前抵扣，具有抵稅功能，因此，非債務稅盾與債務稅盾具有替代效應。非債務稅盾較高的公司，就不需要較高的債務進行抵稅。因此，非債務稅盾與目標資本結構負相關。非債務稅盾定義為折舊攤銷除以總資產(Dep_ta)。另外，我們以資產負債率的行業中值(Median)控制行業效應。同時，我們加入了年度啞變量(Year_dum)以控制不可觀測的年度因素對資本結構的影響。根據上述處理，我們得到模型(3)：

我們采用面板數據的固定效應對模型(3)進行估計，并將估計值代入模型(1)得到：

進一步整理得到：

2. 一階段的部分調整模型

在一階段部分調整模型中，我們不需要首先估計目標資本結構，而是將目標資本結構的估計模型直接代入模型(1)中，從而得到：

進一步整理得到：

將公司特征變量代入得到：

由于在模型(8)等號的右邊存在被解釋變量的滯后項(Li,t-1)，因此，模型(8)為動態面板數據模型，且具有短面板數據特征，即時間序列數據小，而截面個體數據大，因而采用OLS估計存在嚴重的計量問題。Flannery和Hankins(2007)通過比較多種估計方法后指出，Blundell和Bond(1998)的系統GMM估計方法能夠得到較好估計結果。因此，我們采用系統的GMM方法對模型(8)進行估計。值得注意的是，在一階段部分調整模型估計時，此時的調整速度為1-Li,t-1的回歸系數，這與兩階段部分調整模型不同。

表2 變量的具體定義

在模型(1)～(8)中，對于資本結構(L)，我們同時采用以賬面和市場價值為基礎的資本結構，而對于債務的度量口徑，我們分別采用總負債和有息債務，其中有息債務等于短期借款、應付票據、一年內到期的非流動負債、長期借款和應付債券之和。這樣，文中我們有四個資本結構的代理變量：(1)以總負債度量的賬面資本結構(Debt_ta)，其值等于總負債的賬面價值除以總資產的賬面價值；(2)以總負債度量的市場資本結構(Debt_mv)，其值等于總負債的賬面價值除以總資產的市場價值，其中總資產的市場價值等于債務賬面價值加上股權市場價值，股權市場價值＝流通股股數×收盤價+非流通股股數×每股凈資產；(3)以有息債務度量的賬面資本結構(Indebt_ta)，其值等于有息債務的賬面價值除以總資產的賬面價值；(4)以有息債務度量的市場資本結構(Indebt_mv)，其值等于有息債務的賬面價值除以總資產的市場價值。同時，在穩健性檢驗中(詳見下文分析)，為了控制“機械性均值回歸”現象，我們在原有四個資本結構變量的基礎上進行了相應調整并得到另外四個新的資本結構變量(Debt,p_ta，Debtp_mv，Indebtp_ta和Indebtp_mv)。

另外，為了考察政治關聯與資本結構調整速度之間的關系，我們將樣本公司劃分為政治關聯公司和無政治關聯公司，并檢驗資本結構調整速度在兩組樣本公司中是否存在顯著差異。在本文中，我們將政治關聯(PC)定義為總經理或董事長的政治關聯，如果當總經理或董事長當年或以前為各級政府官員、人大代表或政協委員時，PC等于1，否則等于0。

（三）主要變量描述性統計分析

表3列示了主要變量的描述性統計結果。從表3中可以看出：大約26%,的樣本觀察值具有政治關聯關系。以總負債度量的賬面資本結構(Debt_ta)均值為 48%,，而以總負債度量的市場資本結構(Debt_mv)均值為 33%,，同樣，以有息債務度量的賬面資本結構(Indebt_ta)均值為 26%,，而以有息債務度量的市場資本結構(Indebt_mv)均值為19%,。因此，總體上看，賬面資本結構高于市場資本結構。另外，以有息債務度量的資本結構(無論賬面還是市場價值基礎)均明顯低于以總負債度量的資本結構，表明我國民營上市公司存在大量的無息債務。經過利潤調整的資本結構(Debt,p_ta，Debt,p_mv，Indebt,p_ta和Indeb,p_mv)與沒有調整的初始資本結構(Debt_ta，Debt_mv，Indebt_ta和Indebt_mv)在最大值、最小值和均值方面基本一致。

表3 主要變量的描述性統計結果

在本文中，我們分別采用了Debt_ta、Debt_mv、Indebt_ta和Indebt_mv等四個變量度量資本結構，同時，在穩健性檢驗中，為了控制“機械性均值回歸”現象，我們又對該四個變量進行了相應調整。因此，在本文中，我們將相繼使用八個反映資本結構的度量變量。表 4給出了這八個資本結構代理變量的相關性分析結果。從表 4中可以看出，Debt_ta和 Debt_mv的相關系數為 0.77，Indebt_ta和 Indebt_mv的相關系數為0.87，表明以賬面價值為基礎的資本結構與以市場價值為基礎的資本結構具有高度相關性。Debt_ta和 Indebt_ta的相關系數為 0.69，Debt_mv和 Indebt_mv的相關系數為0.81，表明以總負債為基礎的資本結構與以有息債務為基礎的資本結構之間也存在高度相關。另外，Debt_ta和Debtp_ta的相關系數為0.88，Debt_mv和Debtp_mv的相關系數為0.76，Indebt_ta和Indebtp_ta的相關系數為0.85，Indebt_mv和Indebtp_mv的相關系數為 0.78，表明沒有經過利潤調整的資本結構與經過利潤調整的資本結構之間存在高度相關。總體上看，我們使用的八個資本結構度量變量之間存在較高的相關性。

四、實證檢驗結果及其分析

（一）兩階段部分調整模型的實證檢驗結果及其分析

在兩階段部分調整模型中，我們首先需要在第一階段采用模型(3)對目標資本結構進行估計，并得到目標資本結構的擬合值。表 5給出了面板數據固定效應的估計結果。從表5中可以看出，與權衡理論預期一致，公司規模(lnsale)和抵押能力(Fa_ta)以及行業中值(Median)與目標資本結構顯著正相關，而公司成長性(Mtb)和非債務稅盾(Dep_ta)與目標資本結構顯著負相關。盈利能力(Ebit_ta)與目標資本結構顯著負相關，盡管這種結果與權衡理論的預期相反，但與大多數資本結構實證研究結果一致。

表5 兩階段法的目標資本結構估計結果(面板數據模型的固定效應)

在第一階段估計出目標資本結構后，我們將目標資本結構的估計值代入模型(1)中，并整理得到模型(5)。我們采用OLS bootstrap方法對模型(5)進行估計。表6給出了全樣本和兩個子樣本的資本結構調整速度的估計結果。我們按照樣本公司是否具有政治關聯將全樣本劃分為政治關聯公司和無政治關聯公司兩個子樣本。當以總負債度量的賬面資本結構(Debt_ta)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為 15.1%,，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 17.2%,，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為14.3%,。當以總負債度量的市場資本結構(Debt_mv)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為 28.4%,，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 30.7%,，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 27.5%,。當以有息債務度量的賬面資本結構(Indebt_ta)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為 16.6%,，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 21.1%,，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為15.2%,。當以有息債務度量的市場資本結構(Indebt_mv)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為24.2%,，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為29.1%，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 22.5%。上述結果有兩個明顯特征：一是賬面價值基礎度量的資本結構(Debt_ta和 Indebt_ta)的調整速度顯著低于市場價值基礎度量的資本結構(Debt_mv和 Indebt_mv)的調整速度，二是在四個資本結構度量變量的模型中，具有政治關聯的樣本公司的資本結構調整速度均高于無政治關聯的樣本公司的資本結構調整速度，表明民營上市公司的政治關聯作為一種非政治制度安排，能夠降低資本結構調整成本，進而提高資本結構調整速度。

為了進一步驗證政治關聯公司的資本結構調整速度是否顯著高于無政治關聯公司的資本結構調整速度，我們進一步在模型(5)的基礎上加入政治關聯啞變量與 Dev的交互項進行檢驗。表 7給出了加入交互項的模型(5)的估計結果。從表 7中可以看出，在四個資本結構度量變量模型中，除了 PC*Dev_1的回歸系數不顯著之外，其余三個政治關聯啞變量與 Dev的交互項(PC*Dev_2，PC*Dev_3和 PC*Dev_4)均顯著為正，從而進一步驗證了表 6的結果，表明政治關聯樣本公司的資本結構調整速度顯著高于無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度。

表6 兩階段法的資本結構調整速度估計結果(bootstrap)

表7 兩階段法的政治關聯與資本結構調整速度的估計結果(bootstrap)

（二）一階段部分調整模型的實證檢驗結果及其分析

由于一階段部分調整模型(8)的等式右邊存在被解釋變量的滯后項，我們采用系統的GMM方法對模型(8)進行估計，估計結果見表8所示。需要說明的是，表8中的L.Debt_ta、L.Debt_mv、L.Indebt_ta和 L.Indebt_mv分別為 Debt_ta、Debt_mv、Indebt_ta 和Indebt_mv的滯后一期的數據。

從表 8中可以看出，當以總負債度量的賬面資本結構(Debt_ta)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為18.3%(1-81.7%)，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 27.6%，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 16.7%(83.3%)。當以總負債度量的市場資本結構(Debt_mv)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為 39.6%，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 43.9%，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為39.1%。當以有息債務度量的賬面資本結構(Indebt_ta)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為22%，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為32.5%，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為 20.4%。當以有息債務度量的市場資本結構(Indebt_mv)為標準時，全樣本公司的資本結構調整速度為 39%，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為44.2%，而無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度為38.5%。同樣，上述結果也存在兩個明顯特征：一是以賬面價值為基礎度量的資本結構(Debt_ta 和 Indebt_ta)的調整速度顯著低于以市場價值為基礎度量的資本結構(Debt_mv和Indebt_mv)的調整速度，二是在四個資本結構度量變量的模型中，具有政治關聯的樣本公司的資本結構調整速度均高于無政治關聯的樣本公司的資本結構調整速度，這表明民營上市公司的政治關聯作為一種非政治制度安排，能夠降低資本結構調整成本，進而提高資本結構調整速度，進一步驗證了表 7中的結果，也表明我們的估計結果具有較好的穩健性。

表8 一階段法的資本結構調整速度估計結果(系統GMM)

對比表 8中兩個子樣本(PC＝1和 PC＝0)的調整速度，我們發現，在四個資本結構代理變量模型中，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度均高于無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度，但我們在表 8中沒有比較兩組回歸系數的差異顯著性。為了進一步驗證這種差異的顯著性，我們在模型(8)的基礎上加入政治關聯啞變量與資本結構滯后項的交互項，進一步檢驗資本結構調整速度在政治關聯樣本公司和無政治關聯樣本公司之間是否存在顯著差異。檢驗結果見表 9所示。從表 9中的結果看出，PC*L.Debt_ta交互項的回歸系數為-0.205，且在1%水平上顯著，PC*L.Debt_mv交互項的回歸系數為-0.141，且在1%水平上顯著，PC*L.Indebt_ta交互項的回歸系數為-0.223，且在1%水平上顯著，PC*L.Indebt_mv交互項的回歸系數為-0.149，且在1%水平上顯著。因此，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度顯著高于無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度。這與兩階段部分調整模型的估計結果一致，表明我們的估計結果具有較強的穩健性。

表9 一階段法的政治關聯與資本結構調整速度的估計結果(系統GMM)

另外，從政治關聯(PC)的回歸結果看，政治關聯與資產負債率在四個模型中均顯著為正，表明政治關聯樣本公司的資產負債率顯著高于無政治關聯樣本公司。由于公司債務主要來自于銀行貸款，上述結果也反映了民營企業的政治關聯有助于幫助企業獲取更多的銀行貸款(Khwaja和 Mian，2005；Charumilind等，2006；Claessens等，2008；Haveman等，2013；余明桂和潘紅波，2008；郝項超和張宏亮，2011)。

五、穩健性檢驗：機械性均值回歸現象

Faulkender等(2012)指出，上述基礎的部分調整模型(1)存在一個隱含的基本假設，即公司資本結構的調整是從前一期的資本結構(Li,t-1)開始進行。在這種情況下，當公司每年將凈收益轉入權益資本賬戶，即使公司不從事任何積極的資本結構調整活動，資本結構也將發生機械性變化。積極的資本結構調整需要公司以某種方式從資本市場進行債務或權益融資，或向股東支付股利。只有積極的資本結構調整才會引致相應的調整成本，而目標調整模型的檢驗考察的就是積極調整。因此，他們將資本結構的調整劃分為積極調整部分和機械性(或消極)調整部分：

經過上述處理后，模型(5)可以寫為：

而模型(8)可以整理為：

表 10給出了兩階段部分調整模型(10)的全樣本和兩個子樣本的穩健性檢驗結果。從表 10中可以看出，在 Debt,p_ta模型中，全樣本公司的調整速度為 17.3%，政治關聯樣本公司的調整速度為 20.7%，而無政治關聯樣本公司的調整速度為 16.1%；在Debt,p_mv模型中，全樣本公司的調整速度為 28.7%，政治關聯樣本公司的調整速度為32.2%，而無政治關聯樣本公司的調整速度為27.4%；在Indebt,p_ta模型中，全樣本公司的調整速度為18.7%，政治關聯樣本公司的調整速度為17.5%；在Indebt,p_mv模型中，全樣本公司的調整速度為24.3%，政治關聯樣本公司的調整速度為29.5%，無政治關聯樣本公司的調整速度為 22.5%。上述結果表明，政治關聯公司的調整速度均高于無政治關聯公司的調整速度。

表11給出了加入政治關聯啞變量與Devp交互項的兩階段部分調整模型的穩健性檢驗結果。從表 11中可以看出，政治關聯啞變量與 Dev,p交互項的回歸系數在四個模型中均顯著為正，進一步驗證了政治關聯樣本公司的調整速度顯著高于無政治關聯樣本公司的調整速度。這種結果與表7中的結果基本一致，表明我們的檢驗結果具有較好的穩健性。

表 12給出了一階段部分調整模型(11)的全樣本和兩個子樣本的穩健性檢驗結果。從表 12中可以看出，在 Debt_ta模型中，全樣本公司的調整速度為 16.5%(1-83.5%)，政治關聯樣本公司的調整速度為 37.3%，無政治關聯樣本公司的調整速度為16.9%；在 Debt_mv模型中，全樣本公司的調整速度為 47.3%，政治關聯樣本公司的調整速度為57.5%，無政治關聯樣本公司的調整速度為47.4%；在Indebt_ta模型中，全樣本公司的調整速度為 25.8%，政治關聯樣本公司的調整速度為42.1%，無政治關聯樣本公司的調整速度為 24.2%；在 Indebt_mv模型中，全樣本公司的調整速度為 41.8%，政

治關聯樣本公司的調整速度為 54.3%，無政治關聯樣本公司的調整速度為 42%。上述結果進一步表明，在四個模型中，政治關聯樣本公司的調整速度均高于無政治關聯樣本公司的調整速度。

表11 穩健性檢驗(2)：兩階段法的政治關聯與資本結構調整速度的估計結果(系統GMM)

表12 穩健性檢驗(3)：一階段法的資本結構調整速度估計結果(系統GMM)

表 13給出了加入政治關聯啞變量與 Dev,p交互項的一階段部分調整模型的穩健性檢驗結果。從表 13中可以看出，政治關聯啞變量與 Dev,p交互項的回歸系數在四個模型中均顯著為負，進一步驗證了政治關聯樣本公司的調整速度顯著高于無政治關聯樣本公司的調整速度。

表13 穩健性檢驗(4)：一階段法的政治關聯與資本結構調整速度的估計結果(系統GMM)

六、研究結論

新制度經濟學認為，良好的制度安排能夠降低社會經濟活動中的交易成本。我國目前正處在社會和經濟轉型的特殊時期，各項社會、經濟和法律等正式制度尚不完善，企業尤其民營企業在經濟活動(尤其融資活動)中面臨各種融資摩擦和困難，嚴重阻礙企業的發展。作為一種非正式制度，政治關聯在經濟活動中發揮了重要作用，幫助民營企業克服制度約束和提供融資便利。因此，我們預期，民營企業的政治關聯能夠幫助其減少融資活動的交易成本和降低資本結構的調整成本，進而促進民營企業的資本結構調整速度。

本文利用我國民營上市公司的政治關聯數據和財務數據，實證考察了民營企業的政治關聯對資本結構調整速度的影響。實證研究結果表明，無論采用兩階段動態部分調整模型還是一階段動態部分調整模型，政治關聯樣本公司的資本結構調整速度均顯著高于無政治關聯樣本公司的資本結構調整速度。在進一步控制“機械性均值回歸”后，上述結果依然穩健。這些結果表明，民營企業的政治關聯作為一種非正式制度，確實能夠降低民營企業資本結構調整成本，提高其資本結構調整速度。本文從一個全新的視角為政治關聯的價值效應提供的一種新的經驗證據。

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JEL Classification：G31 G32 G34

Political Connections and Capital Structure Adjustment Speed

Kuang Xuewen，Chen Zhifeng and Jin Shuo
(School of Economics and Management，Nanchang University，Nanchang 330031，China)

Recent research indicates that as an informal institution，political connections can help firms，especially private firms reduce financing frictions and enhance their ability of external financing. This paper investigates the impact of political connections on the capital structure adjustment speed using the data from private firms in China. The results show that the capital structure adjustment speed of politically connected private firms is significantly greater than that of politically unconnected private firms when we employ both a two-stage and an integrated dynamic partial adjustment capital structure model. Additionally，in our robust test that allows for mechanical and passive adjustment，the results are unchanged. These results indicate that political connections of private firms can help them reduce the transaction costs of external financing and fasten the capital structure adjustment speed. This paper provides new evidence on the value of political connections from the perspective of dynamic adjustment of capital structure.

Political Connections；Private Firms；Capital Structure；Dynamic Adjustment

10.14116/j.nkes.2017.02.008

* 況學文，南昌大學經濟管理學院(郵編：330031)，E-mail：kxuewen@126.com；陳志鋒，南昌大學經濟管理學院(郵編：330031)，E-mail：chenzf_ncu@126.com；金碩，南昌大學經濟管理學院(郵編：330031)，E-mail：daisyjin_ncu@126.com。本文受國家自然科學基金項目“制度安排與公司資本結構的動態調整”(71062003)、國家自然科學基金項目“公司債務保守主義之謎”(71462025)、江西省社科規劃基金項目“企業慈善捐贈愿意、動機及其經濟后果研究”(13GL10)的資助。