企业资本结构动态调整速度的测量与分析

企业资本结构动态调整速度的测量与分析

一、调整路径及影响因素目前，资本结构的动态适应已经成为研究企业资本结构的重要领域。在许多文献中，我们提出了目标资本结构的确定模型和一些调整模型，以测试公司的资本结构调整成本或调整速度。然而,当前资本结构动态调整相关研究还停留在调整速度测量及其影响因素层面上。值得注意的是,倘若企业不断调整其实际资本结构以达到目标资本结构水平,不仅存在调整速度问题,还存在调整路径及调整的经济后果问题。因此,在两权分离的现代公司制企业,作为代理方的管理者选择资本结构和采取调整路径时,都存在“自利”倾向,不一定是促使企业价值最大化,资本结构调整也不一定有效率。本文拟通过企业实际资本结构成本与目标资本结构成本的比较来构建和度量企业资本结构调整效率,利用2007~2011年我国沪深上市公司面板数据,实证检验管理者自利行为对资本结构调整效率的影响。二、资本结构调整动态研究尽管资本结构动态调整理论还很不成熟,但从动态角度研究资本结构及其调整行为,得到了大量学者实证研究的支持。这些实证文献大致可分为四类:(1)目标资本结构的验证。Graham&Harvery(2001)对392家企业CFO的调研表明,81%的企业在进行债务决策时考虑了目标债务比率及其范围;陆正飞和高强(2003)问卷调查结果显示,88%的公司认为,应该设定一个“合理”的目标资本结构;Flannery&Rangan(2006)认为,企业确实有一个长期目标资本结构,超过一半可观察的资本结构变化归因于目标调整行为,而市场时机理论和优序融资理论只有不到10%的解释力;(2)动态资本结构的决定因素。王皓、赵俊(2004)发现,动态模型较静态模型有较高的解释能力,目标资本结构与企业规模和成长性正相关,与盈利性和非债务税盾负相关;Korajczyk&Levy(2003)把宏观环境变量纳入目标资本结构决定模型,发现宏观变量可以解释存在(不存在)财务约束样本公司目标杠杆变化的4%~41%(12%~51%);(3)资本结构调整速度的测定。有学者(肖作平,2004;屈耀辉,2006;王春峰,2008)利用部分调整模型测试资本结构的调整速度,也许由于样本的原因,测试结果并不一致①;还有一些学者测试了不同调整方向(向上调整与向下调整)的调整速度(王正位等,2007),以及不同调整路径的调整速度(白明和任若恩,2011);(4)资本结构调整速度的影响因素。Heshmati(2001)发现,资本结构调整速度与偏离最优负债比率的距离、公司规模成正比,而与公司成长性和盈利能力成反比;连玉君和钟经樊(2007)、黄辉(2010)也得到了类似的结论。同时,制度约束和宏观经济环境对调整速度有着重要影响(HansLue56eue56ef,2004;Wanzenried,2006;赵兴楣、王华,2011),资本结构调整具有“反周期性”(洪艺珣,2011)。然而,企业资本结构动态调整研究还有待进一步细化和深化。如果企业实际债务比率高于目标债务比率,那么企业采取的调整路径是增加权益还是减少负债或是二者同时并用?如果降低债务,是减少短期负债还是长期负债?可见,资本结构调整研究至少应细化到债务期限结构,并且债务期限结构与资本结构还相互依赖(肖作平,2007)。不同的债务期限结构、资本结构的成本和风险是不同的,调整效率也自然不同。企业目标资本结构是追求企业价值最大化,由于管理者或许存在目标异化行为,在调整资本结构时并不一定“趋同”企业目标,即使是向着“目标资本结构”调整,也存在调整效率差异。并非所有企业资本结构调整行为都是有效的,管理者自利行为影响着资本结构调整的经济后果。对于处于市场经济转轨条件下的我国上市公司而言,由于缺乏有效的破产机制,公司治理机制也不完善,内部人控制现象严重,独立董事制度等并没有发挥其应有的监督职能②,企业财务运作的各个环节都存在着一定的管理者自利行为。比如,过度投资(Jensen&Murphy,1990)、投资短视(吴战篪和李素银,2012),以及为保住自身职位的特殊投资和并购(Shleifer&Vishny,1997;Hartzell等,2004);在关联交易和现金股利方面(吕怀立和李婉丽,2010)以及信息披露和经营业绩归因上都有自利倾向(Hooghiemstra,2008;孙蔓莉等,2012)。管理者自利在融资环节的表现也许就是资本结构调整低效率。尤其是管理者进行的主动性资本结构调整,管理者可以选择有利于自身报酬而不利于企业价值增长的资本结构和融资模式。已有学者发现,管理者有背离目标方向来调整资本结构的趋向(屈耀辉,2006)。因而,本文提出如下假设:假设1:由于管理者自利倾向,我国上市公司资本结构调整存在着低效率现象。管理者与股东同为企业的双元控制主体,虽然股东拥有企业最终控制权,但在经营过程中,企业控制权实际上为管理者所拥有(阎达五和宋建波,2000),管理者自利在资本结构调整上的动机和表现,往往与过度投资、激进融资、较少现金股利等交织在一起,并且管理者自利程度越高,这些表现越明显。(1)在晋升机会、权力寻租等私利的驱使下,管理者具有通过固定资产投资获取更多资源、构建“企业帝国”的动机,导致了委托代理下的过度投资问题(Jensen,1986;Stulz,1988;杨培鸿,2006)。当企业自有资金不能完全满足其融资需求时,管理者会利用非常规方式来达到融资目的,不考虑融资成本和财务风险,也不顾及资本结构是否处于目标水平上,在资本结构选择上有壕沟行为(韩亮亮等,2006);(2)资本结构调整有多种调整路径和融资方式,过度自信的管理者认为外部投资者低估了本公司的价值,所以管理者不愿意与新股东分享公司的未来收益,因而他们更愿意发行债券而不是发行股票进行融资,即使是股票融资也存在着企业内部控制人恶意圈钱的动机。陆正飞和高强(2005)研究显示,公司管理层选择融资方式所考虑的最重要因素是企业(经营者)的经营风险和财务风险,而较少考虑融资成本和股东利益。余明桂等(2006)发现,管理者在选择融资方式时存在“过度自信”,偏好于激进的短期负债融资;肖作平和廖理(2008)进一步发现,这种自利性融资方式选择在公司治理水平较低的公司更为明显;(3)在某种程度上,股利分配政策选择也是内部筹资决策,管理者基于个人私利不希望发放现金股利以削弱其控制权收益,而是希望掌握更多自由现金流,甚至将其投资于低收益项目。股利分配(内部筹资)没有考虑筹资的必要性和资本结构的合理性,导致资本结构调整的低效率。因此,管理者自利导向下的融资决策,导致企业调整其资本结构并非一定沿着目标资本结构方向,即使是沿着目标负债水平,也并非选择最佳调整路径。由此,本文提出如下假设:假设2:管理者自利程度与资本结构调整效率显著负相关。三、变量设计与研究模型1、加权资本结构模型构建企业资本结构调整效率指标,需要结合“融资”和“调整”两个方面:一是该指标必须反映资本结构“优劣”,不能用投资收益率(ROI)或者净资产收益率(ROE)来替代,尽管资本结构最终会影响到企业收益,但企业收益的好坏还依赖于投资和营运水平和效果;二是该指标必须反映资本结构的“调整”行为,不能用企业实际资本结构的指标来替代,需要把实际资本结构与目标资本结构进行比较。企业投资决策考虑的是收益与风险,与此相对应,企业融资决策考虑的就是成本与风险。相比债务融资与权益融资,适当利用负债可以降低企业资本成本,但债务比率过高,杠杆利益会被债务成本抵消,企业面临较大财务风险。企业目标资本结构,类似于企业最优资本结构,是指在适度财务风险下,使预期综合资本成本率最低,同时使企业达到预期利润或价值最大的资本结构(Scott,1976)。在同时考虑企业风险条件和预期收益的情况下,企业总价值最大与企业加权资本成本最小是等价的。因此,企业确定目标资本结构可以理解为加权平均资本成本(WACC)最小时的负债水平,此时企业价值也达到最大。倘若企业不断调整其实际资本结构到目标资本结构,就可以通过比较实际资本结构与目标资本结构的WACC来评判调整是否有效率,二者的差异程度也就可以用来度量资本结构调整效率。事实上,企业资本结构决策的一个重要方法就是比较WACC的高低。由于短期债务融资与长期债务融资的资本成本相差较大,计量资本结构的WACC不仅需要资产负债率(资本结构),也需要长期债务占总负债比率(债务期限结构)。企业实际资本结构及其债务期限结构可以通过企业资产负债表查询,而企业目标资本结构及其债务期限结构则需要通过企业特征变量、公司治理变量和金融环境变量来拟合。已有大量文献研究了目标资本结构和负债期限结构的决定因素,这为资本结构调整效率的度量提供了理论依据。企业加权平均资本成本测算,可以分别测算企业短期负债资本成本、长期负债资本成本和权益资本成本并进行加权得出。本文使用CAPM模型测算权益资本成本①。其中,(系数采取该年度月份间公司总市值累积收益进行测度,市场收益率采取该年度市场总市值加权市场收益率,无风险收益率则以该年度20年期限国债利率替代。短期负债与长期负债的资本成本利用税后1年期和3~5年期贷款基准利率替代②,其中,短期负债为资产负债表中的短期借款(剔除了企业的应付账款等无息负债),长期负债包括1年内到期的长期借款、长期借款、应付债券、长期应付款、其他长期负债项目,税率为各企业实际所得税税率。利用拟合的目标资产负债率和目标长期债务比率即可计算出目标资本结构下的目标WACC*,将目标WACC*与企业实际WACC的比值定义为资本结构调整效率。2、行业和年度虚拟变量首先是目标资产负债率拟合模型。结合Chen(2004)、Flannery&Rangan(2006)、黄辉(2009)等研究,本文把目标债务水平设定为线性函数,如式(1)所示。其中LEV*为目标资产负债率,Xj分别代表企业规模(SIZE)、成长性(GROW)、有形性(TANG)、盈利能力(ROA)、非负债税盾(NDTS)、股权性质(TYPE)、股权集中度(OC)、股权制衡度(OB)、董事会规模(BS)、“两职合一”(DURAL)等10个企业特征变量和公司治理变量;Ind和Year分别是添加的行业和年度虚拟变量。各变量定义如表1所示。然后是目标长期债务比率拟合模型。结合Stohs&Mauer(1996)、Datta等(2005)和肖作平(2007)等的研究,本文把债务期限结构设定为如式(2)所示线性函数。其中,DMS*为目标长期负债占总负债比率,Yj分别代表企业规模(SIZE)、成长性(GROW)、流动性(LIUQ)、现金能力(CASH)、实际所得税税率(TAX)、股权性质(TYPE)、第一大股东持股比例(LSR)、管理者持股比例(MOR)、独立董事人数(IDS)、“两职合一”(DURAL)等10个企业特征变量和公司治理变量;Ind和Year同样是添加的行业和年度虚拟变量。各变量定义如表1所示。从表1可以看出,模型(1)和模型(2)在选取某些变量上有差异,这种差异反映了资本结构和债务期限结构的不同,在资本结构和债务期限结构理论和实证文献中都有一一对应的解释。3、对管理费用的衡量与分析本文拟构建多元线性模型来测试管理者自利程度对资本结构调整效率的影响,如公式(3)所示。其中,因变量Adj_EFF表示资本结构调整效率,等于企业目标WACC*与实际WACC比值。由于目标资本结构可以是一个相对范围而不一定是一个固定值,若计算得到的调整效率大于1时取1。事实上,经计算的该比值大于1的样本只占五分之一左右。另外,假设目标资本结构范围为目标值的±5%,利用功效系数法测算资本结构调整效率,同样得到了一致的实证结果。解释变量Self表示管理者自利程度,结合姜付秀(2009)、邓晓岚(2011)等的做法,本文用两种方式进行度量,Self1为超额管理费用(实际管理费用-正常管理费用,取自然对数);Self2为超常薪酬(董事、监事和高管年度报酬总额/营业收入-行业平均的董事、监事和高管年度报酬总额/行业平均营业收入);控制变量Variable为企业规模、资产有形性、成长性、盈利性、流动性、审计类型、第一大股东持股比例、股权制衡度、两职合一和企业股权性质。其中,审计类型(Audit)为是否是标准审计意见虚拟变量,其他变量的含义与表1相同。这样,在模型(3)显著有效、Self显著相关的条件下,假设1的验证就看λ1的正负。由于管理费用会计科目内容繁杂,需要摒除必要的研发费用等“正当”开支,以超额管理费用(Self1)来反映管理者自利程度。根据管理费用涵盖的折旧、研发费用、职工工资、管理层薪金、房产税和土地使用费等内容,正常的管理费用可以通过固定资产比率(FIXA)、资产报酬率(ROA)、收入增长率(GROW)、销售费用率(SALE)、职工人数(PERSON)、领导层人数(LEADER)、企业总资产(SIZE)、地区消费水平(AREA)、行业(Ind)和年度(Year)等来拟合,如模型(4)所示。其中,Zi表示为前8个变量,领导层人数为企业董事、监事和高管的总人数,职工人数的单位为万人,地区消费水平为企业所在省市年度消费物价指数(CPI),管理费用取自然对数。四、结果表明和分析1、数据来源与变量说明本文拟用我国沪深两市上市公司进行实证研究,样本公司选取考虑了以下几个条件:(1)不考虑金融业上市公司;(2)剔除ST和PT类上市公司;(3)只考虑发行A股的上市公司;(4)只选取2006年12月31日前上市并且目前还正常上市的公司。基于上述条件,本文选取了1213家公司2007~2011年共6065个公司/年度面板数据作为研究样本,样本公司行业分布与地区分布如表2和表3所示。数据来源于CSMAR数据库和RESSET数据库,也有部分数据是通过对公司年报、统计年鉴查找和计算完成。为控制极端值影响,对于连续变量在1%和99%水平上进行了Winsorize处理。模型(1)~(4)各解释变量和控制变量的描述性统计如表4所示。对比平均值与中位值,发现CASH与GROW两个变量有一定差异;对比最大值与最小值,各变量都有较大倍数差距。2、模型拟合分析目标资本结构与目标债务期限结构拟合情况如表5和表6所示。从相关检验统计量可以看出,模型(1)和模型(2)中各个解释变量的VIF都远远小于其标准值10,可以认为,解释变量之间不存在多重共线性;Durbin-Watson值都在2附近,显示解释变量也不存在自相关。虽然模型(1)的决定系数(R2)及其修正决定系数(Adj.R2)不是很大,但其F统计量及其相伴概率表明模型是显著有效的;模型(2)的拟合优度较好。对模型(1)的资产负债率拟合而言,企业规模(SIZE)、成长性(GROW)、盈利能力(ROA)、股权性质(TYPE)、股权制衡度(OB)、董事会规模(BS)与其显著正相关,股权集中度(OC)与其显著负相关;对模型(2)的长期负债占总负债比率拟合而言,企业规模(SIZE)、流动性(LIUQ)、“两职合一”(DU-RAL)与其显著正相关,而现金能力(CASH)、第一大股东持股比例(LSR)、管理者持股比例(MOR)与其显著负相关。无论是模型(1)还是模型(2),其拟合结果符合大多数学者对此的相关研究,说明本文利用模型(1)和模型(2)进行目标资本结构和目标负债期限结构的拟合是可行和有效的。为得到解释变量超额管理费用(Self1),还需要对模型(4)进行拟合,表7是其拟合结果。从表7可知,模型拟合优度达到了0.8左右,所选拟合变量全部在1%水平上显著,其系数符号也符合管理费用计量的实际情况。3、金融资本结构改革效率与超常薪酬的关系根据拟合的正常管理费用,即可计算出超额管理费用,表8给出了Self1和Self2的描述性统计。为更好比较企业实际资本结构与目标资本结构,表8也列示了企业实际资产负债率(长期债务比率)、目标资产负债率(长期债务比率)以及实际资产负债率(长期债务比率)偏离其目标的差距。从其中的平均值(中位值)统计可以看出,企业的确在朝着目标资本结构方向进行调整;但从最大值(最小值)统计可以看出,并非所有企业资本结构调整都有效率,比如资产负债率偏差的最小值为负值,说明企业管理者为了某种利益还进行着反向调整。企业资产负债率偏差的符号与大小也在一定程度上反映了企业调整资本结构的效率。倘若把超额管理费用(Self1)与资产负债率偏差进行相关性分析,可以发现,二者的Pearson相关系数为0.020,显著性水平为0.057;若把超常薪酬(Self2)与资产负债率偏差进行相关性分析,可以发现,二者的Pearson相关系数为0.044,显著性水平为0.000。由此可见,企业管理者在调整企业资本结构时并一定有效率,管理者自利倾向是其中的一个重要原因,从而也间接地验证了本文的假设1。根据拟合的目标资本结构和目标负债期限结构,结合企业长期债务、短期债务和股权资本成本,可计算企业实际WACC和目标WACC*,从而计算出资本结构调整效率。利用本文选择的样本对模型(3)进行固定效应的OLS回归分析,实证结果如表9所示。无论是以超额管理费用率还是超常薪酬来替代管理者自利变量,VIF显示变量之间不存在多重共线性,Durbin-Watson值显示变量之间也不存在自相关,Hausman检验表明,选用固定效应模型是正确的。但利用White异方差性检验方法发现,在无交叉项检验的条件下的概率为0.006左右,表明模型具有一定的异方差性,因而本文利用了自相关一致协方差方法对模型进行处理。模型的修正决定系数(Adj.R2)、F统计量及其相伴概率都表明,模型(3)符合线性回归的基本假设。并且,无论是以管理费用率还是超常薪酬来替代管理者自利变量,模型中的各个变量的相关系数大小、符号以及显著性程度都很一致。表9显示,管理者自利程度(Self1和Self2)与资本结构调整效率(Adj_EFF)显著负相关,从而验证了假设2,说明企业管理者在调整负债率、选择融资方式时的确会顾及自身利益,企业资本结构调整并非总是有效率的。同时可以发现,资产报酬率(ROA)与资本结构调整效率显著负相关,说明了盈利性高的公司有较多自由现金流,企业管理者在自利动机下会尽量掌控企业现金流,或许进行着不必要的内部筹资、非效率投资等,导致企业资本结构调整低效率;营业收入增长率(GROW)也与资本结构调整效率显著负相关,一种可能的解释是,资本结构调整有存量调整和流量调整两种方式,由于成长性高的企业需要大量资金,增量调整为管理者的自利性融资提供了便利。第一大股东持股比例(LSR)与调整效率显著负相关,而股权制衡度(OB)与调整效率显著正相关,说明完善的公司治理机制会抑制管理者在融资时的自利行为。另外,审计类型(Audit)显著正相关,说明了诚实经营的企业有着较高的资本结构调整效率;流动性(LIUQ)与资本结构调整效率显著正相关,表明一定的短期财务风险对管理者自利有一定的抑制作用。4、工具变量的选择和模型的解释由于计算资本结构调整效率时需要拟合目标资产负债率和负债期限比率,拟合模型都是以企业当年企业特征、公司治理和财务绩效数据为基础,模型(3)也许存在内生性。为消除内生性,也为取得更稳健的实证结果,对模型(3)右方解释变量和控制变量以工具变量替换进行测试。本文选取的工具变量是滞后一年的变量,因为企业特征、治理机制等都具有一定连续性,能保证与本年度变量显著相关但不会与残差相关。利用工具变量后的模型(3)的回归结果如