郅 瑤，韓會(huì)會(huì)

(山東商業(yè)職業(yè)技術(shù)學(xué)院，山東 濟(jì)南 250103)

引言

1996年，Stein首次提出市場(chǎng)擇時(shí)假說，即在股票市場(chǎng)呈現(xiàn)非理性、公司股價(jià)被過度高估時(shí)，公司管理層會(huì)發(fā)行更多的股票，而在股票價(jià)格被過度低估時(shí)，管理層則可能回購(gòu)公司股票。隨著相關(guān)研究的深入，關(guān)于企業(yè)管理層是否會(huì)利用市場(chǎng)的錯(cuò)誤定價(jià)來對(duì)企業(yè)的外部融資進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)，還存在一些爭(zhēng)議，主要在于股權(quán)融資者和債權(quán)融資者發(fā)行的股票的后續(xù)表現(xiàn)。(為了簡(jiǎn)化問題，我們把發(fā)行股票比發(fā)行債券多的企業(yè)稱為股權(quán)融資者，把發(fā)行債券比發(fā)行股票多的企業(yè)稱為債權(quán)融資者)。當(dāng)市場(chǎng)對(duì)股票的后續(xù)表現(xiàn)比較悲觀時(shí)，考慮市場(chǎng)擇時(shí)的企業(yè)相對(duì)于債權(quán)融資會(huì)更多地傾向于股權(quán)融資。

根據(jù)市場(chǎng)擇時(shí)假說預(yù)測(cè)，股權(quán)融資者的未來股票收益比債權(quán)融資者低。本文借鑒國(guó)內(nèi)外對(duì)市場(chǎng)擇時(shí)假說的實(shí)證檢驗(yàn)，結(jié)合我國(guó)市場(chǎng)發(fā)展現(xiàn)狀，通過理論和實(shí)證研究檢驗(yàn)了市場(chǎng)擇時(shí)假說在我國(guó)上市公司的適用性。

在企業(yè)層面對(duì)市場(chǎng)擇時(shí)假說的檢驗(yàn)要注意兩個(gè)問題：首先，雖然企業(yè)管理層依靠?jī)?nèi)部信息的優(yōu)勢(shì)來進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)，但未來股票收益的變動(dòng)，很大程度上是由管理層無法預(yù)測(cè)和控制的外部信息導(dǎo)致的。因此，僅通過對(duì)未來股票收益的檢驗(yàn)還不能夠說明管理層是否進(jìn)行了市場(chǎng)擇時(shí)。其次，如果企業(yè)的某些特征與未來股票收益和股債融資選擇均呈正相關(guān)關(guān)系，那么未來股票收益模型中遺漏這些變量將使得檢驗(yàn)結(jié)果存在偏差。

為了解決第一個(gè)問題，使用股票盈利公告日收益和分析師對(duì)長(zhǎng)期盈利增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)誤差來檢驗(yàn)市場(chǎng)擇時(shí)假說。這兩個(gè)檢驗(yàn)對(duì)管理層是否選擇市場(chǎng)擇時(shí)具有很強(qiáng)的解釋能力，因?yàn)槠髽I(yè)管理層關(guān)注企業(yè)特定的盈利信息，并在做出市場(chǎng)擇時(shí)的決策時(shí)依賴這些信息。為了解決第二個(gè)問題，在模型中控制了研發(fā)支出，因?yàn)檠邪l(fā)支出與未來股票收益及股債融資選擇均呈正相關(guān)關(guān)系。與市場(chǎng)擇時(shí)假說一致的是，發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資與分析師的預(yù)測(cè)過度樂觀有關(guān)，而且與債權(quán)融資者相比，股權(quán)融資者的盈利公告日收益較低，發(fā)行后一年的股票表現(xiàn)更差。

在第一個(gè)回歸中，主要關(guān)注盈利公告日收益，結(jié)果正如市場(chǎng)擇時(shí)假說預(yù)測(cè)的那樣，股權(quán)融資者的股票收益比債權(quán)融資者的低。在第二個(gè)回歸中，直接檢驗(yàn)了股債融資選擇與分析師對(duì)長(zhǎng)期盈利增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)誤差所反映的市場(chǎng)預(yù)期誤差之間的關(guān)系。故而得到了與市場(chǎng)擇時(shí)假說一致的結(jié)論，即管理層在分析師對(duì)其公司的發(fā)展前景相對(duì)樂觀的情況下，選擇股權(quán)融資。

盡管前兩個(gè)回歸表明，管理層試圖運(yùn)用市場(chǎng)擇時(shí)假說進(jìn)行融資，但他們是否能夠成功地運(yùn)用市場(chǎng)擇時(shí)仍不確定。為了解決這個(gè)問題，接下來檢驗(yàn)了股債融資選擇與未來一年股票收益之間的關(guān)系。在模型中加入研發(fā)支出作為控制變量。當(dāng)控制研發(fā)支出時(shí)，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)能夠成功地進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)。

一、文獻(xiàn)綜述

自市場(chǎng)擇時(shí)假說提出以來，越來越多的學(xué)者通過理論和實(shí)證研究檢驗(yàn)了企業(yè)在外部融資決策時(shí)是否考慮市場(chǎng)擇時(shí)。

BCGW(2011)即Butler、Cornaggia、Grullon和Weston[1]，使用企業(yè)數(shù)據(jù)，檢驗(yàn)了市場(chǎng)擇時(shí)假說，他們發(fā)現(xiàn)實(shí)際投資效應(yīng)擠出了市場(chǎng)擇時(shí)效應(yīng)。資本結(jié)構(gòu)理論表明，高研發(fā)支出的企業(yè)比起債權(quán)融資更傾向于股權(quán)融資，因?yàn)檫@些公司有相對(duì)獨(dú)特的產(chǎn)品(Titman和Wessels，1988)[2]，并選擇在增長(zhǎng)期權(quán)方面進(jìn)行更多的投資(Barclay、Smith和Morellac，2006)。[3]與此觀點(diǎn)一致的是，Tehranian(2004)[4]研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出與股債融資選擇呈正相關(guān)關(guān)系。同時(shí)，有關(guān)資產(chǎn)定價(jià)的研究表明，研發(fā)支出與未來股票收益呈正相關(guān)關(guān)系。Chan、Lakonishok和Sougiannis(2001)[5]將研發(fā)支出與未來股票收益之間的正相關(guān)關(guān)系歸咎于擊敗研發(fā)密集型科技股的前景過度悲觀。Berk、Green和Naik(2004)[6]和Li(2011)[7]認(rèn)為，研發(fā)支出較高的股票由于承受更多風(fēng)險(xiǎn)增長(zhǎng)期權(quán)，從而獲得較高的預(yù)期收益。

Billett、Flannery和Garfinkel(2006)[8]、Baker和Wurgler(2006)[9]等人的研究表明，企業(yè)的首次公開發(fā)行、股票增發(fā)、公開發(fā)行債券和股票回購(gòu)等融資活動(dòng)，都會(huì)對(duì)未來股票收益的預(yù)測(cè)產(chǎn)生負(fù)面影響。利用現(xiàn)金流量表的數(shù)據(jù)，Bradshaw、Richardson和Sloan(2006)[10]構(gòu)建了凈外部融資指標(biāo)，來衡量企業(yè)融資活動(dòng)所產(chǎn)生的現(xiàn)金凈值。他們研究發(fā)現(xiàn)凈外部融資是一個(gè)比個(gè)人融資來源更好的未來股票收益的預(yù)測(cè)指標(biāo)。

根據(jù)市場(chǎng)擇時(shí)假說，融資異常是由于企業(yè)在價(jià)值被高估時(shí)傾向于股權(quán)融資，當(dāng)錯(cuò)誤定價(jià)在股票發(fā)行的后續(xù)期間被修正時(shí)，股權(quán)融資者往往獲得較低的回報(bào)。而Li、Livdan和Zhang(2009)[11]、Liu、Whited和Zhang(2009)[12]等人認(rèn)為，根據(jù)理性資產(chǎn)定價(jià)假說，股權(quán)融資者和債權(quán)融資者的平均收益較低是因?yàn)樗麄兝眠@些收益來進(jìn)行新的投資，他們認(rèn)為外部融資與未來股票收益之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系反映了投資與貼現(xiàn)率之間的負(fù)相關(guān)關(guān)系。

Dechow和Sloan(1997)[13]、Rajan和Servaes(1997)[14]的研究表明，分析師對(duì)長(zhǎng)期盈利增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)誤差在股票市場(chǎng)的預(yù)測(cè)性方面發(fā)揮了重要作用。如果市場(chǎng)擇時(shí)假說成立，管理層將試圖在分析師對(duì)其公司的發(fā)展前景相對(duì)樂觀的情況下，選擇市場(chǎng)擇時(shí)，從而發(fā)行更多的股票。因此，股權(quán)融資者將比債權(quán)融資者面臨著更多的預(yù)測(cè)誤差。

Hou、Xue和Zhang(2015)[15]認(rèn)為，這并不一定否認(rèn)了錯(cuò)誤定價(jià)的假設(shè)。從統(tǒng)計(jì)上看，因?yàn)橥顿Y和外部融資是高度相關(guān)的。從理論上看，Titman、Wei和 Xie(2004)[16]研究證實(shí)錯(cuò)誤定價(jià)也可能導(dǎo)致投資與股票未來收益之間呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。例如，管理層可以在進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)時(shí)，同時(shí)進(jìn)行投資和融資決策，換言之，進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)的收益可以使管理層進(jìn)行更多的企業(yè)擴(kuò)張活動(dòng)，或者Shleifer和Vishny(2003)[17]研究認(rèn)為，管理層也可以在股票市場(chǎng)價(jià)值被高估時(shí)進(jìn)行企業(yè)并購(gòu)活動(dòng)。

二、模型數(shù)據(jù)處理

(一)數(shù)據(jù)來源

全部數(shù)據(jù)來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)和銳思金融研究數(shù)據(jù)庫(kù)。考慮到部分?jǐn)?shù)據(jù)的可得性和有效性，我們最終選取的研究樣本包含了2007-2016年度在滬深證券市場(chǎng)正常掛牌交易的所有非金融公司的年度數(shù)據(jù)。排除銀行、保險(xiǎn)、證券公司此類樣本且要求樣本公司的上市時(shí)間至少在兩年以上。

本文研究了主要解釋變量股權(quán)融資率(ER)與以下四個(gè)被解釋變量之間的關(guān)系：盈利公告日收益率(EAR)、分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差(LTGFE)、分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差修正(ΔLTG)、12個(gè)月買入并持有收益率(BHAR)。同時(shí)設(shè)置凈外部融資額(NF)、股權(quán)凈融資額(NE)、債權(quán)凈融資額(ND)三個(gè)解釋變量，市場(chǎng)價(jià)值(MV)、賬面市值比(BM)、11個(gè)月買入并持有收益率(MOM)、凈營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)增長(zhǎng)率(Growth)、資產(chǎn)收益率(ROA)、研發(fā)支出率(R&D)等六個(gè)控制變量。

(二)數(shù)據(jù)定義

1.被解釋變量的生成

BHAR是指12個(gè)月買入并持有股票的收益率，基于月個(gè)股收益率數(shù)據(jù)，經(jīng)計(jì)算得到每只股票在每一年的BHAR觀測(cè)值；EAR是指盈利公告日收益率，基于日個(gè)股收益率數(shù)據(jù)，我們通過計(jì)算盈利公告日前后五天內(nèi)的買入并持有收益率得到了該變量的觀測(cè)值；按照Dechow和Sloan(1997)提出的方法，我們將LTGFE定義實(shí)際每股收益率減去分析師預(yù)測(cè)的每股收益率；同時(shí)我們將ΔLTG作為檢驗(yàn)分析師預(yù)測(cè)準(zhǔn)確性的替代因變量，該變量被定義為在股票發(fā)行一年后，分析師對(duì)于長(zhǎng)期收益率預(yù)測(cè)誤差修正的均值。

2.解釋變量的生成

依據(jù)Bradshaw、Richardson、Sloan(2006)和BCGW(2011)在文獻(xiàn)中所提供的方法，我們使用凈外部融資額(NF)作為企業(yè)融資活動(dòng)的綜合衡量標(biāo)準(zhǔn)。

凈外部融資額的計(jì)算公式為：

NFt=NEt+ND

(1)

其中股權(quán)凈融資額(NEt)為t年發(fā)行和回購(gòu)股票的融資凈額、債權(quán)凈融資額(NDt)為t年長(zhǎng)期債務(wù)總額的變動(dòng)量，NFt、NEt和NDt均表示與滯后一期的總資產(chǎn)(TAt-1)的比率。

借鑒BCGW(2011)在文獻(xiàn)中的表述，我們使用股權(quán)融資率(ER)作為公司股權(quán)-債權(quán)融資活動(dòng)選擇的代理變量，公式如下：

ERt=NEt/(NEt+NDt)=NEt/NFt

(2)

當(dāng)凈外部融資額(NFt)為正值(負(fù)值)時(shí)，股權(quán)融資率(ERt)越高，表示公司在進(jìn)行融資(配資)時(shí)，越傾向于發(fā)行(回購(gòu))股票。

但值得注意的是，當(dāng)判斷一個(gè)企業(yè)是否具有市場(chǎng)擇時(shí)的動(dòng)機(jī)時(shí)，股權(quán)融資率可能會(huì)成為一個(gè)干擾項(xiàng)，特別是當(dāng)公司僅發(fā)行少量股票或債券時(shí)。例如，如果公司沒有發(fā)行債券，公司的股權(quán)融資率可以達(dá)到100%；同樣，如果它沒有發(fā)行股票，但只有少量的債券來支撐其日常業(yè)務(wù)，那么它的股權(quán)融資率則為零。這兩種情況都沒有反映管理層在融資活動(dòng)中，試圖利用市場(chǎng)擇時(shí)假說的動(dòng)機(jī)?；谏鲜龇治?，要求樣本公司在某一年發(fā)行(回購(gòu))債券或股票的數(shù)量至少為股票市場(chǎng)價(jià)值的1%。這不僅排除了異常值的影響，而且發(fā)行規(guī)模越大，管理層在進(jìn)行融資活動(dòng)時(shí)會(huì)更重視股票是被市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)。從這個(gè)意義上來說，這一樣本篩選要求增強(qiáng)了檢驗(yàn)市場(chǎng)擇時(shí)效應(yīng)的解釋力。

3.控制變量的生成

使用凈營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)的增長(zhǎng)率(Growth)作為投資活動(dòng)的綜合量度。該變量的主要優(yōu)點(diǎn)是除去了總資產(chǎn)增長(zhǎng)中的現(xiàn)金變化量，因?yàn)楝F(xiàn)金變化不屬于投資活動(dòng)。同時(shí)，我們通過計(jì)算公司在每一項(xiàng)目的研發(fā)支出增加額與減少額的差額，并對(duì)每一年度公司在所有項(xiàng)目的差額合計(jì)，得到了研發(fā)支出(R&D)變量的觀測(cè)值。按照國(guó)內(nèi)外研究慣例，我們將缺失的研發(fā)支出項(xiàng)設(shè)為0。Julio、Kim和Weisbach(2008)[18]表明，將研發(fā)支出缺失項(xiàng)設(shè)為0是之前文獻(xiàn)中典型的處理方法，因此，這一方法對(duì)于我們的研究結(jié)果并不會(huì)產(chǎn)生太大影響。特別地，凈營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)增長(zhǎng)率(Growth)和研發(fā)支出(R&D)均被表示為與上一年總資產(chǎn)的比率值。

三、計(jì)量結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)

樣本公司相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計(jì)如表1的Panel A所示。在整個(gè)樣本中，外部融資額(NF)均值為2.316，中位數(shù)為0.27 。

表1 描述性統(tǒng)計(jì)(A)

按照NF的正負(fù)對(duì)樣本進(jìn)行分組，分別對(duì)融資企業(yè)(NF>0)和配資企業(yè)(NF<0)樣本變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)，形成類似表1(A)的表1(B)(略)。經(jīng)對(duì)比可得，融資企業(yè)和配資企業(yè)的賬面市值比相差不大，但營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)增長(zhǎng)更為積極。此外，NF變量的分布在兩個(gè)子樣本之間是不同的，通過比較變異系數(shù)(41.77/2.564>0.09/0.062)可得，融資企業(yè)中NF的波動(dòng)幅度要大于配資企業(yè)中NF的波動(dòng)幅度。

(二)回歸分析

在進(jìn)行回歸分析時(shí)，分別將EAR、LTGFE、ΔLTG和BHAR作為被解釋變量，股權(quán)融資率、凈外部融資水平和其他控制變量作為解釋變量，基于以下模型，得到了四個(gè)回歸，分別對(duì)上述四個(gè)假設(shè)進(jìn)行實(shí)證檢驗(yàn)。回歸方程如下：

+β3POSNFi,t×NFi,t+β4NEGNF×NFi,t

(3)

在以下四個(gè)回歸方程中，分別將被解釋變量yi,t+1替換為EARi,t+1、LTGFEi,t+1、ΔLTGi,t+1和BHARi,t+1。其中POSNFi,t和NEGNFi,t為虛擬變量，當(dāng)公司在某一年外部融資額為正時(shí)取1，為負(fù)時(shí)取0，NEGNFi,t則正好相反。Xi,t代表控制變量的向量矩陣。根據(jù)BCGW(2011)，我們使用與POSNFi,t(NEGNFi,t)的交互項(xiàng)來使ER和NF變量的系數(shù)的符號(hào)和大小，在籌資和配資的公司之間有所差異。

同時(shí)，類比Mashruwalaa(2006)[19]的處理方法，對(duì)股權(quán)融資率變量進(jìn)行三等分處理，即對(duì)股權(quán)融資率按升序排序后，將每一年的所有公司進(jìn)行三等分。若某一公司的股權(quán)融資率位于前25%，則該公司的ERdec賦值為-0.5，若位于后25%，則賦值為0.5，中間部分的公司賦值為0。在進(jìn)行模型回歸時(shí)，將公司按股權(quán)融資率的排序劃分等級(jí)，股權(quán)融資率較高的公司在進(jìn)行外部融資時(shí)，相對(duì)債券會(huì)選擇發(fā)行更多的股票。為簡(jiǎn)潔起見，我們將高股權(quán)融資率等級(jí)的融資公司稱為重股權(quán)發(fā)行者，將低股權(quán)融資率等級(jí)的融資公司稱為重債權(quán)發(fā)行者。

1.對(duì)盈利公告日收益檢驗(yàn)的結(jié)果

在第一個(gè)回歸方程中，我們將考察凈外部融資的股債組成是否能預(yù)測(cè)未來一年的盈利公告日收益率。如果市場(chǎng)擇時(shí)假說成立，當(dāng)內(nèi)部信息和市場(chǎng)預(yù)期對(duì)公司盈利增長(zhǎng)前景的估計(jì)存在分歧時(shí)，管理層將通過內(nèi)部信息，判斷股票價(jià)值是否被高估或低估了。當(dāng)股票價(jià)值被高估時(shí)，相對(duì)于債券，他們將發(fā)行更多的股票；當(dāng)股票價(jià)值被低估時(shí)，管理層將選擇回購(gòu)更多的股票。當(dāng)存在市場(chǎng)錯(cuò)誤定價(jià)時(shí)，同時(shí)投資者沒有及時(shí)調(diào)整預(yù)期，當(dāng)股價(jià)被高估時(shí)，融資企業(yè)會(huì)選擇發(fā)行更多的股票，即股權(quán)融資率越大，那么隨后的盈利公告日收益率就會(huì)越??；當(dāng)股價(jià)被低估時(shí)，配資企業(yè)會(huì)選擇回購(gòu)更多的股票，即股權(quán)融資率越小，同樣在隨后的盈利公告日收益率會(huì)越大。因此，如果市場(chǎng)擇時(shí)假說成立，則回歸1的估計(jì)結(jié)果應(yīng)為β1顯著為負(fù)或β2顯著為正。

回歸1的估計(jì)結(jié)果如表2所示，通過變換控制變量，得到了四種模型形式的回歸結(jié)果。與BCGW(2011)結(jié)果一致的是，在POSNF_NF交互項(xiàng)和NEGNF_NF交互項(xiàng)存在的條件下，POSNF_ERdec交互項(xiàng)和NEGNF_ERdec交互項(xiàng)的系數(shù)在統(tǒng)計(jì)上不顯著。

表2 對(duì)盈利公告日收益回歸的估計(jì)結(jié)果

模型(1)使用log(MV)、log(BM)和MOM作為控制變量，回歸結(jié)果表明，大規(guī)模和低賬面市值比公司的盈利公告日收益率往往更高。變量POSNF的系數(shù)為負(fù)，在5%的顯著性水平下顯著，說明配資公司的盈利公告日收益比融資公司高，但其他解釋變量均不顯著。

模型(2)加入Growth和ROA作為兩個(gè)附加的控制變量，我們將Growth定義為由滯后一期資產(chǎn)量化的凈營(yíng)運(yùn)資產(chǎn)增長(zhǎng)率，作為企業(yè)投資活動(dòng)的綜合衡量標(biāo)準(zhǔn)?；貧w結(jié)果表明，Growth與盈利公告日收益呈正相關(guān)關(guān)系。在保持Growth一定的情況下，POSNF_NF交互項(xiàng)的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，雖為負(fù)數(shù)但在統(tǒng)計(jì)上與零無差異；變量POSNF前的系數(shù)由模型(1)的-0.009下降為-0.012，且顯著性水平有所上升，這表明，在明確控制投資活動(dòng)之后，市場(chǎng)擇時(shí)效應(yīng)有所體現(xiàn)。

模型(3)和模型(4)將研發(fā)支出引入模型回歸，結(jié)果顯示該變量的系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，且POSNF和POSNF_NF交互項(xiàng)的系數(shù)符號(hào)、大小及顯著性水平均與模型(2)相差不大，其他解釋變量和控制變量的系數(shù)及顯著性水平也沒有發(fā)生較大變化。

2.對(duì)分析師預(yù)測(cè)誤差檢驗(yàn)的結(jié)果

大量研究文獻(xiàn)表明，分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)期誤差與股市的可預(yù)測(cè)性密切相關(guān)。故在第二個(gè)回歸方程中檢驗(yàn)了股權(quán)融資率與市場(chǎng)預(yù)期偏差之間的關(guān)系，并用分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差來代表這種偏差。

依據(jù)市場(chǎng)擇時(shí)假說，管理層在進(jìn)行外部融資時(shí)，比分析師占有更大的信息優(yōu)勢(shì)，通常會(huì)根據(jù)非公開信息做出市場(chǎng)擇時(shí)的決策。由于分析師的預(yù)測(cè)誤差反映了管理層在預(yù)測(cè)企業(yè)盈利增長(zhǎng)前景時(shí)的信息優(yōu)勢(shì)，基于分析師預(yù)測(cè)誤差的檢驗(yàn)，對(duì)判斷管理層是否進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)選擇有較強(qiáng)的解釋力。如果市場(chǎng)擇時(shí)假說成立，那么當(dāng)分析師的預(yù)測(cè)更為樂觀時(shí)，重股權(quán)融資者將發(fā)行更多的股票，股權(quán)融資率更高，分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差也就更大。

在第二個(gè)回歸方程中，以分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差為被解釋變量，各解釋變量與控制變量與第一個(gè)回歸方程相同，通過轉(zhuǎn)換控制變量，同樣得到了四種模型形式的回歸結(jié)果。

對(duì)回歸結(jié)果進(jìn)行分析可以得到，在模型(1)中，POSNF_NF交互項(xiàng)的系數(shù)在0.1%的顯著性水平下顯著為正，說明在控制了公司規(guī)模、賬面市值比、股票回報(bào)率和外部融資水平等變量的前提下，融資公司的外部融資水平越高，分析師的預(yù)測(cè)誤差越大；且POSNF前的系數(shù)顯著為正表明，相比于配資公司來說，分析師對(duì)融資公司長(zhǎng)期收益增長(zhǎng)率的預(yù)測(cè)誤差更大，這個(gè)結(jié)果與當(dāng)企業(yè)的發(fā)展前景被市場(chǎng)高估時(shí)企業(yè)會(huì)發(fā)行更多的股票的觀點(diǎn)相一致。

在模型(2)中，加入衡量投資活動(dòng)的代理變量Growth和衡量資產(chǎn)收益率的ROA作為額外的控制變量，Growth的系數(shù)為-0.088，且在0.1%的顯著性水平下顯著，說明企業(yè)投資活動(dòng)將會(huì)加強(qiáng)分析師的樂觀情緒，使得其對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差進(jìn)一步增大。在控制Growth一定的情況下，POSNF_NF交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為正(在0.1%的顯著性水平下)，這一結(jié)果可能是由于NF和Growth之間的高度正相關(guān)導(dǎo)致的。但與模型(1)不同的是，POSNF_ERdec交互項(xiàng)的系數(shù)在0.1%的顯著性水平下顯著為正，當(dāng)分析師的預(yù)測(cè)誤差越大時(shí)，融資公司管理層會(huì)抓住市場(chǎng)時(shí)機(jī)，選擇發(fā)行更多的股票，即股權(quán)融資率也就越高。

在模型(3)和模型(4)中，我們引入研發(fā)支出作為控制變量，且在兩個(gè)模型中其系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這與Growth變量的解釋路徑相似，即企業(yè)研發(fā)投資也會(huì)加強(qiáng)分析師的樂觀情緒，使得其對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差進(jìn)一步增大。

綜合第二個(gè)回歸方程中的四個(gè)模型來看，當(dāng)加入Growth和ROA作為控制變量之后，股權(quán)融資項(xiàng)ERdec的解釋能力明顯增強(qiáng)，即當(dāng)分析師的預(yù)測(cè)誤差越大時(shí)，融資公司管理層會(huì)抓住市場(chǎng)時(shí)機(jī)，提高外部融資水平，并選擇發(fā)行更多的股票，即股權(quán)融資率也就越高。

3.對(duì)分析師預(yù)測(cè)誤差修正檢驗(yàn)的結(jié)果

進(jìn)一步，延續(xù)第二個(gè)回歸方程的研究視角，我們使用分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差修正(ΔLTG)作為分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差(LTGFE)的替代被解釋變量，得到了第三個(gè)回歸方程，所有解釋變量、控制變量及模型形式均與前兩個(gè)方程相同。

對(duì)比可得，在第三個(gè)回歸方程的四個(gè)模型中，NEGNF_ERdec交互項(xiàng)的系數(shù)均在1%或5%的顯著性水平下顯著為負(fù)，這與第二個(gè)方程的回歸結(jié)果基本一致，說明相比于股權(quán)融資者來說，分析師對(duì)債權(quán)融資者的長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差更大，預(yù)測(cè)誤差的修正值也更大。

在模型(2)(3)(4)中分別加入不同的控制變量后，得到的回歸結(jié)果與第二個(gè)回歸方程對(duì)應(yīng)模型的回歸結(jié)果有所差別，個(gè)別控制變量的解釋能力不強(qiáng)，與我們的預(yù)期分析不一致，經(jīng)對(duì)比猜測(cè)是由于第三個(gè)回歸方程的分析師預(yù)測(cè)誤差修正在計(jì)算時(shí)所需要的數(shù)據(jù)不全，導(dǎo)致樣本數(shù)量過少，較小的樣本量可能反過來影響一些變量的系數(shù)估計(jì)。

綜合來看，第三個(gè)回歸方程將股債融資選擇，與反映在分析師對(duì)長(zhǎng)期收益率預(yù)測(cè)中的市場(chǎng)預(yù)期誤差聯(lián)系起來，估計(jì)結(jié)果表明，相比于重股權(quán)融資者，分析師對(duì)重債權(quán)融資者的發(fā)展前景更為樂觀，因此，對(duì)股權(quán)融資者長(zhǎng)期收益率的預(yù)測(cè)誤差修正幅度更大。以上分析與管理層試圖根據(jù)企業(yè)特定盈利前景的優(yōu)勢(shì)信息來進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)的觀點(diǎn)相一致。

4.對(duì)未來一年股票收益檢驗(yàn)的結(jié)果

在以上三個(gè)回歸方程中，我們只研究了管理層是否會(huì)根據(jù)企業(yè)盈利前景的內(nèi)部信息進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)，但這種決策是否成功并不能確定。在這一部分，用未來一年股票收益成功檢驗(yàn)了市場(chǎng)擇時(shí)效應(yīng)。我們通過計(jì)算12個(gè)月買入并持有收益率作為未來一年股票收益，并對(duì)該變量和外部融資變量及選取的控制變量進(jìn)行了回歸，得到了第4個(gè)回歸方程，具體回歸結(jié)果如表3所示。

理論上來說，如果管理層成功應(yīng)用市場(chǎng)擇時(shí)進(jìn)行融資選擇，那么當(dāng)企業(yè)價(jià)值被高估時(shí)，相對(duì)于債券管理層將發(fā)行更多的股票；當(dāng)企業(yè)價(jià)值被低估時(shí)，管理層將回購(gòu)更多的股票。因此，成功的市場(chǎng)擇時(shí)意味著在后續(xù)期間，股權(quán)融資者的相關(guān)股票表現(xiàn)較差，股票回購(gòu)人的相關(guān)股票表現(xiàn)較好。換句話說，如果市場(chǎng)擇時(shí)假說被成功應(yīng)用，那么在回歸結(jié)果中，POSNF_ERdec交互項(xiàng)的系數(shù)應(yīng)顯著為負(fù)或NEGNF_ERdec交互項(xiàng)的系數(shù)應(yīng)顯著為正。

表3 對(duì)12個(gè)月買入并持有收益率回歸的估計(jì)結(jié)果

由表3可得，在四個(gè)模型，POSNF_ERdec交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，且NEGNF_ERdec交互項(xiàng)系數(shù)大部分顯著為正。在模型(3)和(4)加入了研發(fā)支出項(xiàng)作為控制變量，由此解決了遺漏變量的問題。在模型(4)中，POSNF_ERdec交互項(xiàng)的系數(shù)為-0.103，表明在控制了與股票收益相關(guān)的規(guī)模效應(yīng)、賬面市值比效應(yīng)、11個(gè)月買入并持有收益率、投資規(guī)模(即經(jīng)營(yíng)與資產(chǎn)增長(zhǎng)率)、ROA和研發(fā)支出項(xiàng)后，重股權(quán)融資者在發(fā)行股票一年后的股票收益要大于重債權(quán)融資者的未來一年股票收益。因此，在糾正了與研發(fā)支出相關(guān)的遺漏變量偏差后，我們發(fā)現(xiàn)用未來一年股票收益可以成功檢驗(yàn)市場(chǎng)擇時(shí)效應(yīng)。對(duì)比盈利公告日收益檢驗(yàn)結(jié)果與未來一年股票收益檢驗(yàn)結(jié)果之間的關(guān)系，可以得出，正如有關(guān)資本結(jié)構(gòu)文獻(xiàn)所提出的那樣，高研發(fā)支出企業(yè)更有可能發(fā)行股票而不是債券。雖然市場(chǎng)擇時(shí)假說預(yù)測(cè)，與重債權(quán)融資者相比，重股權(quán)融資者只能獲得較低的額外收益，但擁有較高研發(fā)支出的重股權(quán)融資企業(yè)，如果持有更多的成長(zhǎng)期權(quán)或利用收益來發(fā)展額外的增長(zhǎng)期權(quán)，則會(huì)獲得更高的預(yù)期收益。因此，在進(jìn)行未來一年股票收益的檢驗(yàn)時(shí)，只有在控制研發(fā)支出后才能發(fā)現(xiàn)市場(chǎng)擇時(shí)的證據(jù)。

結(jié)論

市場(chǎng)擇時(shí)假說的實(shí)證檢驗(yàn)由于解釋力和偏差這兩個(gè)問題而復(fù)雜化。雖然公司管理層依靠自身的信息優(yōu)勢(shì)來進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)，但未來股票收益在很大程度上也受管理層無法預(yù)測(cè)的消息的影響。因此，僅基于未來股票收益的檢驗(yàn)可能對(duì)于檢驗(yàn)管理層是否選擇市場(chǎng)擇時(shí)沒有足夠的解釋力。此外，企業(yè)的某些特征也可能會(huì)影響企業(yè)的股債融資選擇和未來股票收益。當(dāng)這些企業(yè)特征在未來股票收益的回歸中被遺漏時(shí)，回歸結(jié)果就會(huì)出現(xiàn)偏差。盈利公告日收益和分析師的預(yù)測(cè)誤差都反映了管理層在預(yù)測(cè)企業(yè)特定盈利前景方面的信息優(yōu)勢(shì)，因此，為了處理解釋效應(yīng)問題，我們使用盈利公告日收益和分析師的預(yù)測(cè)誤差來檢驗(yàn)市場(chǎng)擇時(shí)假說。研發(fā)支出在以往的研究中常常被忽略，而為了解決偏差的問題，我們?cè)谖磥硪荒旯善笔找娴臋z驗(yàn)中控制了研發(fā)支出變量。

探究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)分析師對(duì)其公司的長(zhǎng)期增長(zhǎng)前景相對(duì)樂觀時(shí)，公司管理層傾向于發(fā)行更多的股票而不是債券。正如市場(chǎng)擇時(shí)假說預(yù)測(cè)的那樣，在隨后的盈利公告日，股權(quán)融資者的收益比債權(quán)融資者低。在控制研發(fā)支出后，我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資者的未來一年收益比債權(quán)融資者低。綜合考慮研究結(jié)果表明，企業(yè)在選擇股債融資方式時(shí)會(huì)進(jìn)行市場(chǎng)擇時(shí)。