分析師關注度、市場化程度與資本結構動態(tài)調整

王曉艷（教授）宋志文

（天津商業(yè)大學會計學院 天津 300134）

一、引言

資本結構動態(tài)調整是財務管理領域研究的熱點，優(yōu)化資本結構有助于降低企業(yè)資本成本，促進企業(yè)價值最大化。所以企業(yè)有動機調整資本結構，并向目標資本結構靠近。證券分析師扮演市場信息中介的重要角色，能有效減少管理層的機會主義行為。因此，分析師關注度對公司資本結構調整是否存在顯著的促進作用？另外，隨著市場化改革的不斷推進，市場在資源配置方面發(fā)揮著重要作用，市場化程度的高低在分析師關注度與資本結構動態(tài)調整之間扮演著怎樣的角色？本文嘗試從市場化程度的視角，研究分析師關注度對資本結構動態(tài)調整的促進作用。

二、文獻回顧與研究假設

（一）文獻回顧

分析師關注度對資本市場的影響既有正面積極影響也有負面影響。正面效應包括分析師關注度能夠通過信息效應有效降低管理層機會主義行為。周亞拿等（2021）發(fā)現(xiàn)，分析師關注能夠顯著促進企業(yè)綠色投資。環(huán)保督察制度實行后，吳良海、江浪（2021）發(fā)現(xiàn)，分析師對重污染企業(yè)盈余預測精度顯著提高。姜毅等（2021）發(fā)現(xiàn)，分析師關注度增加會提高公司現(xiàn)金持有價值。在上市公司方面，朱琳等（2021）發(fā)現(xiàn)，分析師報告中關于負面信息的披露與股價特質性波動顯著負相關。同樣，分析師關注度也會帶來負面影響，苑澤明等（2020）發(fā)現(xiàn)，分析師關注會加劇企業(yè)的研發(fā)創(chuàng)新。在代理成本方面，朱和平等（2021）發(fā)現(xiàn)，分析師關注并不能發(fā)揮其外部監(jiān)督作用，反而加劇了大股東股權質押導致的非效率投資。另外，顏敏等（2021）發(fā)現(xiàn)企業(yè)分析師關注度越低，問詢函和股價同步性之間的負向關系越顯著。

公司存在使企業(yè)價值最大化的資本結構。在外部因素方面，史建平等（2021）認為金融監(jiān)管政策的不確定性會減緩資本結構的最優(yōu)調整。在內部影響因素方面，黃繼承等（2016）發(fā)現(xiàn)高管薪酬會影響企業(yè)的資本結構調整速度，公司向上調整資本結構的速度與高管薪酬呈正相關，而向下調整的速度與高管薪酬呈負相關；另外，盛明泉等（2016）發(fā)現(xiàn)股權激勵會導致公司資本結構調整速度加快。

市場在資源配置過程中發(fā)揮著重要作用，影響企業(yè)融資、投資和經營等各個領域。王賢彬等（2021）發(fā)現(xiàn)在市場化程度高的地區(qū)，對國有經濟的保增長和穩(wěn)增長作用更顯著。王華等（2021）發(fā)現(xiàn)產品市場發(fā)育程度的適度提高會促進研發(fā)投入對企業(yè)市場績效的提升。另外，黃浩等（2021）發(fā)現(xiàn)市場化水平較低的區(qū)域，關聯(lián)交易能有效降低交易成本，提高企業(yè)價值。孫再凌等（2020）發(fā)現(xiàn)市場化程度的提高能夠顯著抑制大股東股權質押對綠色技術創(chuàng)新的負面影響。

通過文獻梳理可見，在分析師關注的影響方面，雖然分析師關注會帶來負面影響，但是分析師關注更多的表現(xiàn)為外部監(jiān)督作用，對企業(yè)管理層行為產生積極影響。因此，本文探究證券分析師關注對資本結構動態(tài)調整的積極正向影響，進一步考慮市場化程度對兩者關系的調節(jié)作用，以期為分析師關注度對推進企業(yè)去杠桿、穩(wěn)杠桿的促進作用提供理論與實踐支持。

（二）研究假設

首先，分析師關注具有外部治理作用，在一定程度上減少代理成本，約束公司經營管理過程中的不當行為，從而減少投資不足或者投資過度行為，提高融資決策的效率，激發(fā)管理層主動調整資本結構的意愿。其次，為避免分析師通過財務報告發(fā)現(xiàn)公司存在的問題，公司將會強化公司內部治理，減少管理者舞弊行為和盈余管理行為，對公司各個環(huán)節(jié)和活動進行監(jiān)督，有助于改善財務報告的信息質量，加快資本結構調整速度。由此提出假設1：

H1：分析師關注度的增加促進公司資本結構的動態(tài)調整。

向上調整資本結構和向下調整資本結構的動機不同。當資本結構高于目標資本結構時，公司處于高杠桿水平，陷入財務危機的可能性較高，風險較大，此時公司有向下調整資本結構的意愿。相反，當資本結構小于目標資本結構時，權益資本比例較高，此時公司可以通過借債方式合理避稅，降低平均資本成本，此時公司有向上調整資本結構的意愿。但是，心理學研究表明，人們因為損失而產生的感受波動要大于收益帶來的影響。因此，公司管理層對潛在損失的敏感度要比潛在收益的敏感度更高，管理層更愿意放棄稅收帶來的收益來規(guī)避損失。所以，分析師關注對資本結構調整速度的促進作用會受此影響，即表現(xiàn)為：向下調整資本結構更加積極。由此提出假設2：

H2：資本結構向下調整時，分析師關注度對資本結構動態(tài)調整的促進作用比向上調整時更加顯著。

在成熟的市場經濟體制中，市場在公司資源配置中起決定作用。市場化程度不同，其經濟程度、法律環(huán)境、政府干預和融資方法存在顯著差異，進而對分析師關注度與資本結構動態(tài)調整的關系有影響。首先，市場化程度越高的地區(qū)融資渠道更廣，政府扶持政策更多，為公司資本結構調整提供良好的融資環(huán)境。其次，市場化程度高的地區(qū)，市場競爭更加激烈，公司會通過資本結構的優(yōu)化調整來降低財務風險。另外，公司所在地區(qū)市場化程度的提高能發(fā)揮外部監(jiān)督作用，有效降低代理成本，減少管理者的自利行為。由此提出假設3：

H3：公司所在地區(qū)的市場化程度對于分析師關注度與資本結構動態(tài)調整之間的關系具正向推動作用。

三、研究設計

本文以2007—2019年全部A股上市公司為樣本，數(shù)據均來自國泰安數(shù)據庫，其中市場化程度指標來自樊綱和王小魯編制的《中國市場化指數(shù)-各地區(qū)市場化相對進程2018年報告》。數(shù)據按照下列標準進行篩選：（1）剔除資本結構大于1的樣本；（2）剔除金融保險行業(yè)和ST、PT樣本；（3）由于需要用連續(xù)兩年資本結構的差異，所以僅保留有兩年及兩年以上觀測值的公司樣本。最終得到29 915個樣本數(shù)據，對全部連續(xù)變量在1%的水平上進行了Winsorize縮尾處理。

（一）變量定義（見表1）

表1 變量定義

（二）模型設計

1.本文用標準的部分調整模型來估計資本結構調整速度，并控制行業(yè)和年度固定效應。模型設定如下：

其中，v表示資本結構動態(tài)調整的速度；lev表示i公司在t年的目標資本結構，由于不能直接獲得，需采用線性擬合的方法估計，選取與資本結構相關的特征變量對目標資本結構進行線性擬合，相關特征變量選擇滯后一期的數(shù)據，如模型（2）所示：

根據模型（2）得到的目標資本結構擬合值，在模型（1）中添加分析師關注度與資本結構目標調整偏差的交互項，回歸系數(shù)v表示分析師關注對資本結構動態(tài)調整的影響。具體模型（3）如下：

2.市場化程度的影響。首先分析市場化程度對資本結構調整速度的影響，建立模型（4）進行檢驗：

進一步考慮市場化程度在分析師關注度與資本結構調整速度之間發(fā)揮的作用，用模型（3）采用分組檢驗的方法，以市場化指數(shù)均值為標準，分為高市場化程度和低市場化程度兩組，驗證市場化程度高的地區(qū)的公司是否會更加積極地調整資本結構。與已有研究一致（姜付秀等，2011），控制了影響資本結構調整速度的各種特征變量。

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

下頁表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計結構，資本結構的均值為0.429，標準差為0.208，說明公司之間資本結構差異比較明顯，目標資本結構標準差為0.138，相比實際資本結構來說更加穩(wěn)健，符合實際情況，說明數(shù)據比較合理。目標資本結構偏差Dev標準差為0.151，說明大部分公司均存在偏離目標資本結構的情況。分析師關注度的最大值為4.331，說明最受關注的公司大約有四個分析師團隊在跟蹤，標準差為1.165，說明各個公司之間分析關注度有所差異。市場化程度的均值為8.144，中位數(shù)為8.310，相差不大，說明市場化程度比較符合正態(tài)分布，標準差為1.934，顯著高于其余樣本的標準差，說明我國各個地區(qū)的經濟發(fā)展程度參差不齊，和我國國情相符合。對于用來估計目標資本結構的公司特征變量，詳見表2。

表2 描述性統(tǒng)計

（二）相關系數(shù)檢驗

表3報告了假設模型變量間的相關性檢驗結果。各變量之間具有顯著的相關關系，分析師關注度broker與目標資本結構偏差Dev和實際資本結構偏差△lev的相關系數(shù)為0.062和-0.014，在1%和5%的水平上顯著，說明分析師關注度與資本結構調整之間存在顯著關系。分析師關注度broker與實際資本結構lev在1%的水平上顯著為負。市場化程度market與實際資本結構lev顯著負相關，與實際調整偏差△lev和目標調整偏差Dev均在1%的水平上顯著正相關。

表3 相關系數(shù)檢驗

（三）基本結果回歸分析

分析師關注度與資本結構動態(tài)調整速度。如表4第一列所示，目標資本結構調整偏差Dev的系數(shù)為0.3329，且在1%的水平上顯著，分析師關注與目標資本結構調整偏差的交互項Dev×broker的回歸系數(shù)v=0.0339在1%的水平上顯著為正，表明分析師關注度的增加會促進公司資本結構的動態(tài)調整，驗證了假設1。進一步分組進行檢驗如表4第二列和第三列所示，向下調整的樣本中分析師關注度對資本結構調整的促進作用為4.45%，在1%的水平上顯著，與基本實驗結果一致。向上調整的樣本中分析師關注度對資本結構調整的促進作用為1.93%，且在5%的水平上顯著，符合心理學的預判，對于稅盾帶來的收益并不敏感，驗證了假設2。

表4 分析師關注度與資本結構動態(tài)調整速度

市場化程度與資本結構動態(tài)調整的結果如表5所示，第一列顯示市場化程度與資本結構動態(tài)調整的關系，其回歸系數(shù)為1.47%，且在1%的水平上顯著為正，說明市場化程度高的地區(qū)，資本結構調整速度加快。進一步分為向下調整資本結構和向上調整資本結構兩個樣本驗證，如表5第二例如第三列所示，在向下調整資本結構的樣本中市場化程度對資本結構調整速度的促進作用為2.92%，調整速度明顯高于向上調整資本結構的樣本，因此市場化程度顯著促進公司向下調整資本結構；對于向上調整資本結構的公司沒有顯著影響。

表5 市場化程度與資本結構動態(tài)調整

進一步地考察市場化程度對分析師關注度與資本結構動態(tài)調整關系的影響，分組檢驗結果如下頁表6第一列和第二列所示，市場化程度高的地區(qū)分析師關注度對資本結構調整速度的正向影響為4.49%，市場化程度低的地區(qū)，分析師關注度對資本結構調整速度促進作用為2.66%；說明市場化程度高的地區(qū)，股權、債券銀行借款等融資方式更加便捷、迅速，為調整資本結構提供了更加便利的條件，驗證了假設3市場化程度對二者關系的正向推動作用。

表6 分析師關注度與資本結構動態(tài)調整分組檢驗結果

（四）穩(wěn)健性檢驗

更換資本結構的衡量指標以及盈利能力的衡量指標。用有息負債總額/總資產作為公司實際資本結構的替代指標，用lev_wj來表示。盈利能力用總資產凈利率ROA代替，回歸結果如表7所示，回歸結果依舊穩(wěn)健，分析師關注對資本結構的動態(tài)調整速度的回歸系數(shù)為0.011，且在1%的水平上顯著為正，進一步驗證分析師關注度增加會促進企業(yè)資本結構向目標資本結構調整。

表7 替代變量后回歸結果

五、研究結論與建議

分析師關注度對資本市場的影響引起了學者們的廣泛關注與研究。本文將分析師關注度引入公司治理層面，分析其對資本結構調整的影響及市場化程度的調節(jié)作用。研究結論包括分析師關注會加快企業(yè)資本結構向目標資本結構調整，尤其是在資本結構向下調整時更為顯著。在市場化程度較高的地區(qū)，分析師關注度的增加更易引起資本結構的動態(tài)調整。本研究拓寬了資本結構調整速度影響因素的范圍，有助于客觀理解證券分析師在市場中的作用和意義。

分析師的預測會影響公司行為，能夠通過信息效應促進公司資本結構動態(tài)調整。因此，分析師行業(yè)門檻應適當提高，分析師需嚴格遵守職業(yè)操守，提高分析師專業(yè)勝任能力，更好地發(fā)揮市場中介作用。另外，監(jiān)管部門需完善懲罰機制，防止分析師濫用職權，向市場傳遞錯誤、延遲的信息，共同營造良好的資本市場環(huán)境。