陳文先，程克群，欒敬東

（安徽農業(yè)大學經濟管理學院，安徽合肥，230061）

一、理論分析與研究假設

早期的資本結構研究主要是建立在靜態(tài)的框架 內 ，如 Jensen 和 Meckling，［1］Krause 和 Litzenberger等。［2］在靜態(tài)資本結構的理論中，企業(yè)存在著最優(yōu)目標資本結構，它是各種因素平衡而得來的結果，處于債務融資的收益和成本的平衡點上。然而在現實中，宏觀環(huán)境的變化、企業(yè)的交易成本和不對稱信息等因素打破了MM理論（Modigliani和Miller）的假設條件，［3］從而造成企業(yè)偏離其目標資本結構，資本結構處于一個動態(tài)的過程。國內外很多實證研究結果表明，公司存在目標資本結構，但實際的資本結構會經常偏離其目標水平，且因調整成本的存在，會影響到公司將其資本結構向目標調整的速度。

綜上所述，筆者認為企業(yè)的資本結構是一個動態(tài)調整的過程，并且由于調整成本的存在，使其調整的速度呈現不同的狀態(tài)?；趯?004～2013年滬深農業(yè)上市公司的資本結構動態(tài)調整的研究，本文擬提出十個研究假設，具體內容如下：

（一）資本結構

H1：我國農業(yè)上市公司的資本結構會偏離其目標水平，存在動態(tài)調整。

（二）企業(yè)規(guī)模

公司的規(guī)模越大，獲利能力越強，擁有更多的自有資金，信息不對稱程度相對較小，同時根據我國農業(yè)上市公司的融資偏好，均更傾向于股權融資，［4］因此本文提出第二個假設：

H2：公司規(guī)模與資本結構成負相關

由于公司規(guī)模越大，信息不對稱程度越低，公信力也越高，使得公司更加容易受到資本市場的青睞，無論是債務融資還是權益融資都將更容易獲得，據此提出第三個假設：

H3：公司規(guī)模與調整速度成正相關

（三）盈利能力

公司的盈利能力越強，其保留盈余越高，在其發(fā)生融資需求時，會首先選擇融資成本最小的內源融資。同時，由于盈利能力強的公司其價值往往被高估，股權融資會更加容易，即資產負債率較低，因此本文提出第四個假設：

H4：公司盈利能力與資本結構成負相關

（四）營運能力

公司的營運能力越強，資本營運能力越強，資金的使用效率越高，這可以降低公司對資金的需求度，從而降低公司的負債水平，即有第五個假設：

H5：公司營運能力與資本結構成負相關

（五）發(fā)展能力

公司的發(fā)展能力越強，公司未來期間的利潤越會增加，銀行等金融機構更愿意出借大量資金支持他們的增長機會，同時公司并不愿意通過股權融資稀釋自己的股權比例，認為后期市值將遠不止如此。據此提出第六個假設：

H6：公司發(fā)展能力與資本結構成負相關

由于公司的發(fā)展能力越強，市場的正面影響越高，更容易通過籌集新的資本來改變資本結構。因此，本文提出第七個假設：

H7：公司發(fā)展能力與調整速度成正相關

（六）有形資產擔保價值

公司的有形資產擔保價值越高，當其陷入財務困境時，能夠向債權人傳遞更多的正面信號，從而降低了債務的代理成本，使得資產負債率更高。據此本文提出第八個假設：

H8：公司有形資產擔保價值與資本結構成正相關

（七）資產流動性

公司的資產流動性越高，表明公司可以在越短的時間內將資產變現用以償還債務。因次，在公司需要融資時，由于公司有充足的內部資金，此時會選擇融資成本低的內源融資，從而導致資產負債率較低。據此，提出第九個假設：

H9：公司資產流動性與資本結構成負相關

（八）偏離目標資本結構的程度

公司偏離目標資本結構的程度越大，其調整資本結構所帶來的收益大于調整成本的差值就越大，公司將其資本結構調整到最優(yōu)水平的動力就越大，速度也就會越快，因此提出本文第十個假設：

H10：公司偏離目標資本結構的程度與調整速度成正相關

二、研究設計

（一）建立模型

本文參考 Fama和 French 的做法，［5］應用資本結構部分調整模型實證研究我國農業(yè)上市公司各企業(yè)特征變量與資本結構及其調整速度的關系。下面本文將對資本結構的部分調整模型進行具體闡述。

用L*i，t表示i公司在t年的最優(yōu)資本結構，即目標資本結構，Li，t表示i公司在t年實際的資本結構。在理想狀態(tài)下，即無調整成本的狀態(tài)下，公司的實際資本結構就等于目標資本結構，此時L*i，t=Li，t。但是，在實際情況下，公司外部市場存在著信息不對稱、委托代理成本以及交易成本等無法滿足理想狀態(tài)假設等因素，這會導致其實際資本結構在一段時間內偏離目標資本結構。同時，由于調整成本的存在，公司可能無法將實際資本結構完全調整到目標水平，只能進行部分調整，也有可能進行過度調整，甚至有時也會進行逆向調整。本文參考大多數文獻，采用部分調整模型來擬合公司資本結構動態(tài)調整過程：

其中，λi,t表示i公司在t-1年向t年的目標資本結構的調整的速度，簡稱資本結構調整系數，反應出i公司資本結構調整速度的快慢，間接反應了調整成本的大小。當λi,t=1時，即=Li,t，為理想狀態(tài)，表明資本結構已經處于最優(yōu)水平，公司無需作出任何調整；當Li,t<0時，表明公司資本結構實際調整的方向與擬調整方向相反；當01時，表明公司實際調整的程度超過擬調整的程度，表明公司進行了過度調整。本文將數據代入公式（1）進行相關性分析，從而得出Li,t的值，實證我國農業(yè)上市公司的資本結構進行著部分調整。

研究公司資本結構動態(tài)調整的速度必須要解決目標資本結構的問題。但是由于目標資本結構的不可觀測性，很多學者用公司的特征變量以及國家政策制度變量等近似擬合目標資本結構，并實證中國上市公司的確存在目標資本結構（如陸正飛、高強等）。筆者參考劉程蕾的做法，把公司資本結構的季度均值作為公司目標資本結構的替代變量，并用一組影響目標資本結構的變量進行擬合：

其中，Xj,i,t-1表示選取的i公司在t-1年第 j個特征變量，?j表示第 j個特征變量的系數。由于本文選取的數據為2004年至2013年共10年的數據，以2004年為基期截距時間，為公式（2）加入時間虛擬變量Yeardummy，得到模型：

本文將數據代入公式（3）進行回歸分析，檢驗所選替代變量的對目標資本結構的擬合程度，并以此為基礎得出?j值，從而判斷各公司特征變量與其資本結構間的正負相關性。

根據上述理論分析及研究假設可知，公司的資本結構調整速度會受到一系列特征變量及偏離目標資本結構程度的影響，本文將資本結構調整系數，即λi，t設定為：

其中，Yj,i,t表示選取的i公司在t年第 j個特征變量，βj表示第 j個特征變量系數，將公式（4）代入公式（1）可得：

將數據代入公式（5）進行回歸分析，檢驗公式的擬合程度并得出βj的值，從而判斷各公司特征變量與其調整速度間的正負相關性。

（二）變量設計

1.資本結構的代理變量

對于資本結構概念的定義，在學術研究中存在一定的分歧，分歧內容主要是關于資本結構中關于負債的定義。一種觀點認為，負債應僅包含長期負債，這是由于其認為資本結構的研究重點應反映長期負債與股東權益的的關系，這種觀點也被稱為狹義的資本結構。另一種觀點則認為，負債應包含長期負債和短期負債兩個部分，這是由于其認為資本結構的研究重點為總負債與總股東權益、總資產之間的關系，這種觀點也被稱為廣義的資本結構。為了能夠全面反映公司的資本結構，本文選擇第二種觀點，即用資產負債率來作為資本結構的代理變量。

表1 變量定義表

2.目標資本結構的代理變量

由于目標資本結構的不可觀測性，本文采用公司資本結構的季度均值作為公司目標資本結構的的代理變量。

3.其它變量的代理變量

根據上述假設可知，公司的目標資本結構及調整速度均會受到公司特征因素的影響。所以依據本文所建模型，對各代理變量進行定義，由表1總結得出。

三、實證檢驗及分析

（一）數據來源及樣本選取

本文選取2004～2013年滬深兩市A股農業(yè)上市公司作為研究對象，基于數據的完整性，剔除數據缺失或異常的公司，共得出203個觀測值作為研究樣本。數據來源于國泰安（SCMAR）數據庫，其中一些數據處理運用Execl完成，所有統計分析運用SPSS17.0實現。

（二）我國農業(yè)上市公司特征變量對其目標資本結構影響的實證檢驗

根據公式（3），將所選的各公司特征變量逐一代入，可得到公式（6）：

然后本文將樣本數據代入公式（6）進行實證檢驗，運用SPSS17.0進行回歸分析后得出結果，如表2所示：

表2 目標資本結構影響因素實證結果

從表2的回歸結果中可以看出：總體樣本數為203個，R2為0.361，F檢驗值為7.752（0.000），通過F檢驗，因此該模型的擬合優(yōu)度在整體上是合理的。

另外，回歸結果顯示，各解釋變量的估計系數的正負數與本文上述的假設基本相符，除了資產擔保價值（PPE）的系數不顯著外，其余各變量的估計系數均較為顯著。其中，公司規(guī)模（Size）、盈利能力（ROA）、營運能力（Opability）、發(fā)展能力（Growth）和資產流動性（Linquid）均與目標資本結構成顯著負相關，而資產擔保價值（PPE）與目標資本結構成正相關，但從顯著性P值上來看，這種正相關關系并不顯著。

（三）我國農業(yè)上市公司的資本結構存在動態(tài)調整的實證檢驗

根據公式（1）可知，如果資本結構調整系數：λi，t≠1時，說明公司的資本結構存在著動態(tài)調整。將樣本數據代入公式（1）進行實證檢驗，運用SPSS17.0進行Pearson相關性數檢驗得出結果，如表3所示：

表3 資本結構調整系數實證結果

從表3可以清晰的看出，資本結構調整系數λi，t為0.869，并且在0.01水平上顯著相關，0<λi，t<1表明我國農業(yè)上市公司的資本結構存在動態(tài)調整，且為部分調整，與假設H1相符。

（四）我國農業(yè)上市公司特征變量對其資本結構調整速度的實證檢驗

根據公式（5），將所選各公司特征變量逐一代入，可得公式（7）：

同樣，將樣本數據代入公式（7）進行實證檢驗，運用SPSS17.0進行回歸分析后得出結果，如表4所示：

表4 資本結構動態(tài)調整模型

由表4的回歸結果可以看出：總體樣本數為203個，R2為0.766，F檢驗值為217.114（0.000），通過F檢驗且R2較高，因此該模型的擬合優(yōu)度在整體上是合理的。

另外，回歸結果顯示，偏離目標資本結構的程度（Distance）與調整速度成顯著負相關，與假設H10不符，這可能是因為公司在選擇融資時可選擇外部融資也可以選擇內部融資。因此，當偏離程度不大時，為了降低調整成本，公司易于選擇內源性融資，調整速度較快。反之，當偏離程度較大時，公司只能通過外部融資，使得調整成本較大，調整速度變慢，因此偏離目標資本結構的程度（Distance）與調整速度成也會成負相關。公司規(guī)模（Size）與調整速度成顯著正相關，這與假設H3相符。同時，雖然發(fā)展能力（Growth）與調整速度成負相關，但從顯著性P值上來看，這種負相關關系并不顯著，說明我國農業(yè)上市公司的發(fā)展能力對于其資本結構向季度平均資產負債率調整的速度沒有顯著影響，這與假設H7有所差異。

四、研究結論

本文選取了2004～2013年我國農業(yè)上市公司共203個樣本數據，運用SPSS17.0進行了相關性分析和回歸分析，實證檢驗了以下結論：第一，我國農業(yè)上市公司的確存在資本結構動態(tài)調整，并且調整系數為0.869，表明公司在一個年度內只進行了部分調整。第二，我國農業(yè)上市公司的目標資本結構與公司規(guī)模（Size）、盈利能力（ROA）、營運能力（Opability）、發(fā)展能力（Growth）和資產流動性（Linquid）成顯著負相關，而與資產擔保價值（PPE）成不顯著正相關。第三，我國農業(yè)上市公司資本結構的調整速度受到偏離目標資本結構的程度（Distance）、公 司 規(guī) 模（Size）和 發(fā) 展 能 力（Growth）的影響。其中，偏離目標資本結構的程度（Distance）越大，企業(yè)資本結構調整速度越慢；公司規(guī)模（Size）越大，企業(yè)提資本結構調整速度越快；發(fā)展能力（Growth）對企業(yè)資本結構調整速度沒有顯著影響。

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