曾愛民 ，傅元略 ，梁麗珍

(1. 浙江工商大學 財務與會計學院，浙江 杭州310018; 2. 廈門大學 會計發(fā)展研究中心，福建 廈門361005; 3. 莆田學院 管理學院，福建 莆田351100)

一、引 言

Graham 和Harvey (2001)［1］對美國300多家公司CFO 調(diào)查結果表明，大多數(shù)企業(yè)偏愛保守資本結構，表現(xiàn)為財務杠桿顯著低于主流資本結構理論的預測值。其中，紐約證券交易所就有上百家公司連續(xù)5年長期債務比率為零。而在我國，已有理論和實證研究均表明上市公司存在明顯股權融資偏好，保守資本結構亦是相當普遍。

但企業(yè)為什么偏愛保守資本結構?傳統(tǒng)的資本結構理論，包括代理模型、信號模型、稅盾與財務危機權衡模型等都難以對此作出合理解釋。金融經(jīng)濟學從資本市場對企業(yè)估值的視角解釋這種現(xiàn)象。Myers(1977)［2］把企業(yè)資產(chǎn)分為現(xiàn)有資產(chǎn)(Assets in Place)和增長機會(Growth Opportunities)，現(xiàn)有資產(chǎn)擔保價值高，增長機會附屬擔保價值低，債權人往往在合約中嚴格約束企業(yè)投資高風險的項目，從而與股東產(chǎn)生利益沖突。因此，企業(yè)增長機會與財務杠桿負相關，即具有高增長機會的企業(yè)將會選擇保守資本結構。戰(zhàn)略財務管理理論則從產(chǎn)品市場競爭與資本結構之間關系的角度解釋企業(yè)偏好保守資本結構的原因。朱武祥等(2002)［3］構造了一個兩階段模型表明，當企業(yè)預期未來競爭程度越激烈，當前選擇的資本結構就越趨保守。國外理論模型和實證研究均表明，資本結構影響企業(yè)在產(chǎn)品市場上的競爭能力(Bolton 和Scharfstein，1990［4］;Dasgupta 和Titman，1998［5］;Maksimovic，1988［6］)。高財務杠桿容易導致企業(yè)后續(xù)投資能力不足，以及企業(yè)在產(chǎn)品價格戰(zhàn)或營銷競爭中的財務承受能力不足。因此，保守資本結構是應對激烈產(chǎn)品市場競爭的有效手段。

對企業(yè)偏好保守資本結構的第三種解釋是財務柔性(financial flexibility)理論。該理論從低財務杠桿儲存了負債融資能力，以備企業(yè)在未來面臨不利沖擊和有利投資機遇時，能低成本地籌集所需資金的角度解釋企業(yè)偏好保守資本結構的原因。Bancel 和Mittoo (2004)［7］、Brounen et al. (2004)［8］、Pinegar 和Wilbricht (1989)［9］以及Graham 和Harvey (2001)［1］通過對歐美企業(yè)調(diào)查研究均發(fā)現(xiàn)，公司經(jīng)理層明確表示在企業(yè)資本結構決策中最關心財務柔性，即如何通過合理的資本結構決策，增強企業(yè)應對突發(fā)事件的能力。因為當外部資本市場不完善，企業(yè)內(nèi)、外部融資成本存在差異，使其進入資本市場面臨約束時，維持“可觀的尚未使用的借款能力(Modigliani 和Miller，1963)［10］”保存了企業(yè)后期增大負債比率獲取負債資金的選擇權(Goldstein et al.，2001)［11］，能更好地應對沖擊和把握不確定的投資機會。

已有研究分別從兩個視角對上述財務柔性理論解釋進行了實證檢驗。一方面企業(yè)為未來可能出現(xiàn)的投資機遇儲備負債融資能力。Graham (2000)［12］表明企業(yè)為進行未來擴張和并購保存負債能力。Byoun(2008)［13］發(fā)現(xiàn)證據(jù)表明，企業(yè)保存借款能力為未來投資和增長機會籌集資金。Minton 和Wruck(2001)［14］考察了1974-1998年資產(chǎn)在1億美元以上的5613家企業(yè)，發(fā)現(xiàn)企業(yè)往往儲備債務融資能力，以應對未來可能的并購、投資和股票回購。

另一方面在應對不利沖擊方面。據(jù)我們所知，相關實證檢驗尚十分缺乏。因為一個有效檢驗必須基于一個巨大的可觀測沖擊事件，能同時對資本結構保守和非保守企業(yè)的現(xiàn)金流量或投資機會產(chǎn)生顯著影響。但這類沖擊事件并非隨處可見，比如，Zingales (1998)［15］以美國1980年解除對運輸公司管制為沖擊事件，研究發(fā)現(xiàn)僅僅經(jīng)營效率高并不能保證企業(yè)生存，只有兼?zhèn)浣?jīng)營效率高和財務資源充足(即維持保守資本結構)才能長期生存。Arslan et al. (2011)［16］以及曾愛民等(2011)［17］等分別使用1997年東南亞金融危機和2007年爆發(fā)的全球金融危機為沖擊事件，研究發(fā)現(xiàn)在危機前資本結構保守且持有較高現(xiàn)金比率的企業(yè)，在危機中有更強的資金籌集和調(diào)用能力。

事實上，由統(tǒng)計數(shù)據(jù)可知，我國上市公司負債水平跨度非常大，低的資產(chǎn)負債率只有1%左右，而高的超過95%。①這僅指相對健康的公司，即已經(jīng)剔除了ST、*ST 或凈資產(chǎn)為負的財務狀況惡化的公司。資本結構的巨大差異是否會影響企業(yè)應對危機沖擊的能力?資本結構保守企業(yè)是否在危機中具有更強的負債融資能力?從而在危機中的投資支出更少受到融資約束困擾?本文以2008年全球金融危機為沖擊事件，運用我國1037家上市公司財務數(shù)據(jù)進行實證檢驗，試圖從財務柔性理論視角對上述問題進行探究。與現(xiàn)有文獻相比，本文主要有以下幾個方面貢獻和創(chuàng)新:第一，在研究設計方面，本文以金融危機對企業(yè)融投資行為的外生沖擊為研究事件，可以更好地規(guī)避正常環(huán)境下研究變量之間可能存在的內(nèi)生性問題，研究結論更為穩(wěn)健可靠。第二，在理論對實踐解釋方面，本文從財務柔性理論視角探究傳統(tǒng)資本結構理論所無法解釋的企業(yè)偏愛保守資本結構的原因，為資本結構理論與實踐存在顯著不一致的現(xiàn)象提供了新的解釋視角。第三，對資本結構理論而言，本文實證證據(jù)表明了保守資本結構在外生沖擊下所具有的財務柔性價值，為進一步完善傳統(tǒng)資本結構權衡理論提供了經(jīng)驗證據(jù)。第四，對財務管理實踐而言，本文通過對資本結構保守和非保守企業(yè)在危機中融、投資行為比較研究，也為我國企業(yè)管理層進行資本結構決策提供一些可資借鑒的經(jīng)驗證據(jù)。

二、保守資本結構的界定與研究假說

(一)保守資本結構的界定

已有文獻對保守資本結構的界定大體有兩種方法:一種是百分位判定法，另一種是目標值判定法。所謂百分位判定法(percentile methodology)就是依據(jù)描述性統(tǒng)計分析，將財務杠桿率低于總體分布某個百分位的樣本企業(yè)判定為保守資本結構企業(yè)。但為了體現(xiàn)出追求保守資本結構是一貫遵循的政策，而不是偶然因素影響，一般要求企業(yè)在若干個連續(xù)年度內(nèi)都表現(xiàn)為低財務杠桿。如Minton 和Wruck (2001)［14］曾將企業(yè)長期負債比率連續(xù)5年位于所有上市公司最低20%之列的企業(yè)界定為保守資本結構企業(yè)。Titman 和Wessels (1988)［18］，F(xiàn)ama 和French (2002)［19］，Shyam-Sunder 和Myers (1999)［20］以及趙蒲和孫愛英(2004)［21］都曾先后使用百分位法判定企業(yè)資本結構的保守性。而目標值判定法(target methodology)則首先運用某一廣泛認可的計量模型計算出企業(yè)財務杠桿率的目標值，然后比較實際值與目標值的大小判定企業(yè)資本結構的保守性。若實際財務杠桿率連續(xù)數(shù)年低于目標比率則企業(yè)被界定為保守資本結構企業(yè)。如Inoa et al. (2004)［22］曾采用Rajan 和Zingales (1995)［23］目標資本結構模型計算企業(yè)目標資本結構，而后據(jù)以判斷企業(yè)資本結構的保守性。

借鑒Arslan et al. (2011)［16］，曾愛民等(2011)［17］等危機前時期包括三年跨度的標準，本文樣本期間包括2008年金融危機的前三年和危機中兩年，即2005年7月到2010年6月。其中前三年(2005年7月-2008年6月)為危機時期，后兩年(2008年7月-2010年6月)則為危機時期。①非常感謝匿名審稿專家在樣本期間選擇方面所提出的中肯建議。為了考察企業(yè)危機前的保守資本結構對危機時期融、投資行為的影響，我們根據(jù)企業(yè)在危機前的負債情況判定其資本結構的保守性。由于目標判定法中目標資本結構模型的選取具有較大主觀性，同一企業(yè)選擇不同估計模型會得到不同的目標比率。為避免主觀選擇性過強，本文借鑒大部分已有研究采用百分位判定法。具體做法是:若某企業(yè)危機前連續(xù)三年資產(chǎn)負債率均屬樣本企業(yè)中最低30%之列，則判定為保守資本結構企業(yè)，并將其余企業(yè)作為對照組企業(yè)，以便比較分析。

(二)研究假說

眾所周知，當金融危機爆發(fā)時企業(yè)資金鏈條將面臨內(nèi)、外兩方面的沖擊:一方面在內(nèi)源資金方面，企業(yè)業(yè)務量將大幅下降，營業(yè)收入急劇減少，資金回籠困難，經(jīng)營活動現(xiàn)金流明顯減少。另一方面在外源資金方面，股票市值全面大幅跳水，股票發(fā)行困難甚或全面停止發(fā)行，權益資金難以為繼;同時，金融機構資金緊張，銀行貸款政策全面縮緊，信貸標準提高，貸款數(shù)量下降，債務資金籌措困難。②例如，Ding 等提供證據(jù)表明，在東南亞金融危機時期存在著信用緊縮(credit crunch).故而金融危機中的企業(yè)普遍資金入不敷出，部分企業(yè)陷入財務危機甚或破產(chǎn)清算，投資規(guī)?？傮w下降。最近，Campello 和Graham(2010)［24］通過對2008年全球金融危機中美洲、歐洲和亞洲1050個CFO 調(diào)查發(fā)現(xiàn)，86%參與調(diào)查的受融資約束企業(yè)的CFO 表示，在金融危機中他們失去了有利的投資機會。并且，超過半數(shù)被調(diào)查的CFO 表示取消或推遲了原定投資計劃。但與此同時，危機時期資本性資產(chǎn)價格大幅下降，財務危機和破產(chǎn)企業(yè)價值大幅減損，故而也為財務柔性充足的企業(yè)帶來了全面擴張的良好機會。

如前所述，由于保守資本結構企業(yè)在危機前持續(xù)保持低財務杠桿，因而在危機中銀行信貸標準全面提高的情況下，仍能舉借到投資活動所需資金，故而投資活動更少依賴內(nèi)源資金，能更靈活地把握有利可圖的投資機會。鑒此，我們提出如下三個研究假說(hypothesis):

假說1(H1):在金融危機時期，保守資本結構企業(yè)比對照企業(yè)能更多地舉借負債資金;

假說2(H2):在金融危機時期，保守資本結構企業(yè)比對照企業(yè)投資更多;

假說3(H3):在金融危機時期，保守資本結構企業(yè)更少受到融資約束，其投資支出對內(nèi)源資金依賴更少。

三、研究設計

(一)研究思路與模型設定

為檢驗假說H1，我們引進啞變量FC(financially conservatism)進行多元回歸分析。并對FC 按以下標準賦值，當企業(yè)被判定為保守資本結構企業(yè)時，F(xiàn)C 取1，否則為0。然后，將FC 作為自變量引入負債融資模型(1)，若FC 系數(shù)顯著為正，則說明同等情況下保守資本結構企業(yè)相比對照企業(yè)能更多使用負債資金，反之更少。因此，我們可根據(jù)FC 回歸系數(shù)的符號和顯著性對假說H1進行檢驗。具體的負債融資模型(1)如下:

ΔDebt=α+βFC+ηiControlVariables+ε (1)

因變量ΔDebt 表示新增負債，用兩個指標進行測度:一個是ΔLR =LRtΔLRt-1，其中，LR 代表負債比率(Leverage Ratio)等于總負債除以期末總資產(chǎn)，腳標t 表示當期，t -1表示上期，用來測度企業(yè)當期負債邊際增量。由于負債比率增加可能源于被動負債，如因經(jīng)營活動形成的應付、應交款項等，即企業(yè)可能因償付能力過低而導致負債被動增加。為了準確測度企業(yè)主動舉債能力，我們引進另一個測度變量，ΔALR =ALRtΔALRt-1，其中ALR 為企業(yè)積極舉債比率(Active Leverage Ratio)等于企業(yè)的銀行借款加上應付債券除以期末總資產(chǎn)。

此外，Control Variables 為一系列控制變量。在對控制變量進行選擇時，我們參照已有文獻中有關企業(yè)資本結構選擇的決定因素(Bradley et al.，1984［25］;Fazzari et al.，1988［26］;Kim 和Sorensen，1986［27］;Rajan 和Zingales，1995［23］;Titman 和Wessels，1988［18］)，并結合本文的研究需要選取了以下變量:資產(chǎn)抵押價值、現(xiàn)金流量、托賓Q、現(xiàn)金持有量、營業(yè)收入、企業(yè)規(guī)模等主要變量，各變量的具體測度詳見表1。

對假說H2的檢驗，我們采用大致相同的思路，將啞變量FC 引入投資模型(2)，若FC 系數(shù)顯著為正，則說明同等情況下保守資本結構企業(yè)比對照企業(yè)投資更多，反之更少。為檢驗假說H3，我們進一步利用投資模型(2)對保守資本結構企業(yè)和對照組企業(yè)分組回歸，采用Fazzari et al. (1988)［26］和Hubbard et al.(1995)［28］以及Gilchrist 和Himmelberg (1998)［29］等經(jīng)典文獻的觀點，利用投資—現(xiàn)金流敏感性系數(shù)作為判斷企業(yè)所受融資約束情況的標準。因為在不完美市場上，由于信息不對稱問題的存在，導致企業(yè)內(nèi)外源融資成本存在差異，當差異越大時，投資支出對內(nèi)部現(xiàn)金流依賴性越明顯。這一理論不僅得到了Fazzari et al. (1988)［26］使用美國企業(yè)數(shù)據(jù)的實證支持，也得到了世界范圍內(nèi)廣泛證據(jù)的支持，如Hoshi 和Kashyap(1991)［30］使用日本企業(yè)，Schaller (1993)［31］使用加拿大企業(yè)，Chapman et al. (1996)［32］使用澳大利亞企業(yè)以及馮巍(1999)［33］、魏鋒和劉星(2004)［34］使用中國企業(yè)。他們均發(fā)現(xiàn)融資約束企業(yè)的投資支出對內(nèi)部現(xiàn)金流具有顯著正向敏感性。隨后，F(xiàn)azzari et al. (2000)［35］以及郭麗虹和馬文杰(2009)［36］均通過實證研究證明，投資—現(xiàn)金流敏感性可以作為一個有效的融資約束程度衡量指標。Love (2003)［37］、Claessens 和Laeven (2003)［38］、Ghosh (2006)［39］、張軍(2008)［40］和沈紅波等(2010)［41］等直接以投資—現(xiàn)金流敏感性作為融資約束的度量指標，考察了金融發(fā)展對融資約束的緩解效應。因此，我們也采用投資—現(xiàn)金流敏感度作為企業(yè)融資約束程度的衡量指標。然后，根據(jù)兩組企業(yè)各自投資—現(xiàn)金流敏感性系數(shù)的符號、大小和統(tǒng)計顯著性，判斷兩類企業(yè)所受融資約束情況，進而檢驗假說H3的正確性。

我們綜合借鑒Vogt (1994)［42］和Fazzari et al. (1988)［26］等的模型，結合本文的研究需要構建了如下的投資模型(2)，以檢驗企業(yè)財務保守性與其投資規(guī)模，以及投資支出對內(nèi)源資金依賴性之間的關系。

Investment=α+β1FC+β2TobinQ+β3CashFlow+φiControlVariables+ε (2)

其中，因變量Investment 等于企業(yè)當期的資本性支出除以年初總資產(chǎn)，其中資本性支出等于固定資產(chǎn)、在建工程、工程物資、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)、油氣資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和開發(fā)支出的期末賬面價值減去期初賬面價值，加上當期固定資產(chǎn)折舊、油氣資產(chǎn)折耗、生產(chǎn)性生物資產(chǎn)折舊和資產(chǎn)減值準備以及無形資產(chǎn)攤銷。自變量包括現(xiàn)金流量、托賓Q 和啞變量FC。控制變量包括上一期的投資支出、現(xiàn)金持有量、營業(yè)收入、負債水平、企業(yè)規(guī)模以及行業(yè)和年度啞變量等。有關變量的具體度量如表1所示。

表1 相關變量度量方法

上述三個模型中啞變量FC 的取值根據(jù)企業(yè)危機前三年的負債比率判斷。同時，考慮到企業(yè)融資和投資決策應有一定滯后期，所以三個模型中大部分自變量采用滯后一期的數(shù)值。

(二)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文樣本期間為2005年7月至2010年6月，樣本企業(yè)從滬、深兩市仍在交易的上市公司中選取。為保證所選樣本的研究有效性，本文遵循以下篩選原則:(1)考慮到金融類公司資本結構的特殊性，按國際慣例剔除金融類公司;(2)剔除處于* ST 或者ST 狀態(tài)的T 類上市公司，因T 類上市公司的重組、整合十分常見，其投資決策行為明顯異于正常經(jīng)營公司。同理，本研究亦剔除曾被暫停上市而在樣本期間內(nèi)又恢復上市的非T 類上市公司;(3)公司應有較長上市年限，以確保財務決策行為相對成熟，故剔除2005年及以后上市的公司;(4)為保證企業(yè)具有相同融資環(huán)境，剔除同時發(fā)行A 股和B 股以及H、N 股的公司;(5)剔除財務數(shù)據(jù)異常或指標缺失的公司，如資產(chǎn)負債率超過100%的公司。經(jīng)處理后得到1037家樣本公司，其中保守資本結構企業(yè)207家，共1035個企業(yè)年度觀測值，對照企業(yè)830家共4150個企業(yè)年度觀測值。

本文財務數(shù)據(jù)和市場數(shù)據(jù)來源于CSMAR 和WIND 金融證券數(shù)據(jù)庫。為了控制極端值對回歸結果的影響，我們對連續(xù)變量1%以下和99%以上分位數(shù)進行了縮尾處理(Winsorize)。數(shù)據(jù)分析處理使用Stata12.0軟件完成。

四、實證結果

(一)描述性統(tǒng)計

表2報告了危機前時期兩組企業(yè)有關變量的平均值和中位數(shù)，以及組間差異顯著性的t 檢驗和Mann Whitney U 檢驗結果?？傮w可見，危機前時期保守資本結構企業(yè)規(guī)模相對較小，現(xiàn)金流量相對較高，但投資支出卻與對照企業(yè)大體相等，①這僅為單變量統(tǒng)計結果，表6多元回歸分析結果表明，相比對照企業(yè)而言，保守資本結構企業(yè)投資更少。故而保持著更高的現(xiàn)金余額和更低的負債比率，儲備了較高的未使用負債能力，并能支付較高的現(xiàn)金股利。這些發(fā)現(xiàn)與趙蒲和孫愛英(2004)［21］、Arslan et al. (2011)［16］以及曾愛民等(2011)［17］的發(fā)現(xiàn)基本一致。但是否如Harford (1999)［43］和Opler (1999)［44］等所指出的那樣，保守資本結構企業(yè)由于具有更大的財務柔性和未來持續(xù)融資能力，因而具有更強的抵御各種突發(fā)事件和把握未來投資機會的能力?則是本文三個研究假說所欲證明的問題。

表2 危機前子樣本變量均值和中位數(shù)及差異顯著性檢驗

為對保守資本結構企業(yè)在危機時期有更強投資能力的假說H2進行初步檢驗，表3報告了危機時期主要變量的描述性統(tǒng)計結果。顯然，正如假說所預期，t 檢驗和Mann Whitney U 檢驗表明保守資本結構企業(yè)的投資支出分別在5%和10%水平上顯著大于對照組企業(yè)。從而初步支持了假說H2。再比較其他變量，大都可得出跟危機前相似的結論。

表3 危機時期子樣本變量均值和中位數(shù)及差異顯著性檢驗

為對假說H1也進行初步檢驗，表4報告了兩組企業(yè)主要變量跨期變動百分比，以及同組企業(yè)不同時期均值差異的統(tǒng)計顯著性檢驗結果。顯然，保守資本結構企業(yè)在危機中表現(xiàn)出更強的負債融資能力，不僅負債率增長13.43%，積極舉債比率增幅更達16.19%。而對照企業(yè)負債率雖略增0.36%，但無論t 檢驗還是Mann Whitney U 檢驗的結果均不顯著，積極舉債比率更在1%顯著性水平上不升反降，平均降幅為3.16%，說明該組企業(yè)在危機時期的積極舉債能力為負。進一步分析還可發(fā)現(xiàn)，保守資本結構企業(yè)在負債率只增長13.43%的情況下，積極舉債比率卻增長16.19%，說明被動負債有所減少，體現(xiàn)了保守資本結構企業(yè)強有力的主動融資和支付能力;而對照企業(yè)在積極舉債下降3.16%的同時，負債比例呈不顯著增長，可見其被動負債在危機時期有所增加，反應出該類企業(yè)在危機時期較弱的主動融資和支付能力。可見統(tǒng)計結果初步支持了假說H1。

表4 各子樣本變量均值和中位數(shù)跨期變動百分比及差異顯著性檢驗

此外，我們還可看到，保守資本結構企業(yè)較強的融資能力為其投資支出提供了有利的資金保障，所以在現(xiàn)金流量平均增幅僅為1.71%(中位數(shù)甚至下降1.15%)的情況下，投資支出卻增加8.51%。而對照企業(yè)盡管現(xiàn)金流量下降并不明顯，投資支出卻顯著下降1.56%。

(二)企業(yè)負債融資能力分析

為了彌補描述性統(tǒng)計中單變量分析的缺陷，我們通過多元回歸分析進一步檢驗了假說H1。具體結果如表5。

從模型3、4可見，啞變量FC 的回歸系數(shù)分別在1%和5%水平上顯著為正，說明在危機時期，保守資本結構企業(yè)同時在積極舉債和總體負債方面都具有更強的融資能力。同時，模型1和2表明保守資本結構企業(yè)在危機前更不愿增加負債融資，故而能保持較低的負債水平，這與描述性統(tǒng)計發(fā)現(xiàn)基本一致。即多元回歸分析結果支持了研究假說H1。

此外，還有一個值得注意的地方是，雖然從模型2和4可見，Invt的回歸系數(shù)都在1%水平上顯著為正，表明無論在危機前還是在危機時期，企業(yè)均會因當期投資支出而導致總體負債顯著增加。但由模型1可知，危機前企業(yè)積極舉債增量與當期投資僅在1%水平上顯著相關;而模型3卻表明，危機時期二者相關性不僅在經(jīng)濟意義上顯著增強(回歸系數(shù)由0.0491增加到0.0889)，并且統(tǒng)計顯著性水平也由10%上升到1%。這說明，總體而言，危機時期舉借負債資金對企業(yè)投資活動具有更加重要的意義。但我們沒有報告的進一步分析結果表明，只有保守資本結構企業(yè)在危機時期能顯著地為其投資支出而增加積極舉債，對照企業(yè)積極舉債能力相對欠缺。因此，積極舉債能力存在顯著差異的兩類企業(yè)，其投資能力和投資活動對內(nèi)源資金的依賴性是否也存在顯著差異則是我們進一步探究的問題。

表5 企業(yè)負債融資能力回歸分析結果

(三)企業(yè)投資行為分析

1. 全樣本回歸分析。為進一步檢驗假說H2，表6報告了多元回歸分析結果。

由模型2和4可見，危機前保守資本結構企業(yè)投資支出顯著小于對照企業(yè)，說明保守資本結構企業(yè)在危機前能夠保持低負債率是以較低投資支出為條件的。但模型6和8表明，F(xiàn)C 的系數(shù)均在1%水平上顯著為正，說明危機時期保守資本結構企業(yè)投資支出比對照企業(yè)顯著更多?？梢?，多元回歸結果與描述性統(tǒng)計相一致，進一步有力支持了假說H2。

表6 全樣本回歸分析結果

除投資支出之外，全樣本回歸結果還有一個值得重點關注的地方。與饒華春(2009)［45］以及沈紅波等人(2010)［41］的實證發(fā)現(xiàn)相一致，從模型1到模型8，無論在危機前還是危機時期，現(xiàn)金流量的回歸系數(shù)都顯著為正。只是在危機時期企業(yè)投資支出對現(xiàn)金流的敏感性程度有所降低。說明總體而言，我國上市企業(yè)在兩個時期的投資活動都受到了不同程度的融資約束。

但根據(jù)財務柔性理論和前文實證結果可知，保守資本結構企業(yè)由于儲備了更強的負債融資柔性，應能更有效地緩解其在危機時期所受融資約束。但不同組企業(yè)在危機時期所受的融資約束是否確實存在顯著差異呢?我們接下來展開分組回歸分析。

2. 分組回歸分析。按保守資本結構企業(yè)和對照企業(yè)分組回歸結果如表7所示。在此，我們重點關注投資—現(xiàn)金流敏感性系數(shù)。首先考察保守資本結構企業(yè)，雖然在危機前現(xiàn)金流量的系數(shù)無論在經(jīng)濟意義上還是在統(tǒng)計檢驗上都高度顯著，但在危機時期卻不再顯著。相反，在危機前與企業(yè)投資支出并不顯著相關的托賓Q 卻在危機時期顯著相關，且在1%水平上顯著。這表明，保守資本結構企業(yè)在危機時期的投資與其現(xiàn)金流量水平無關，而主要由其所面臨的投資機遇和上期投資支出所決定。然而，進一步考察對照組企業(yè)卻發(fā)現(xiàn)，這類企業(yè)的投資—現(xiàn)金流敏感性系數(shù)在兩個時期內(nèi)均顯著為正，但托賓Q 無論在危機前還是危機時期，也無論是經(jīng)濟意義上還是統(tǒng)計意義上均不顯著。這些發(fā)現(xiàn)支持了假說H3，也在一定程度上支持了假說H1，證明在危機時期，保守資本結構企業(yè)具有更強的負債融資能力，能更好地把握住危機中的投資機遇，投資支出更少依賴于內(nèi)源資金。

表7 有關投資現(xiàn)金流敏感性的分組回歸結果

(四)穩(wěn)健性檢驗

1. 保守資本結構企業(yè)界定的穩(wěn)健性檢驗。在判定保守資本結構企業(yè)時，雖然我們采用百分位法增強了研究的客觀性，但這亦存在著兩個方面的問題。第一個仍是判定閾值的客觀性問題。Minton 和Wruck(2001)［14］以及趙蒲和孫愛英(2004)［21］均采用20%分位數(shù)作為保守資本結構企業(yè)的判定閾值，而Arslan et al. (2011)［16］的研究則選用了50%分位數(shù)。顯然，不同的判定閾值會得到不同的保守資本結構企業(yè)子樣本，判定閾值越高保守資本結構組的樣本量越大，而對照組樣本量則相應減少，可能會導致不同的分析結果。我們分別采用20%、30%、40%和50%作為判定閾值，進行了前面所有的回歸分析，發(fā)現(xiàn)前三個閾值能得出基本一致的研究結論，所以僅報告了以30%為判定閾值的研究結果。但以50%閾值得出的結論卻存在著較大的差異，說明在我國保守資本結構企業(yè)的判定閾值最高可以采用40%分位數(shù)。第二個問題是單一判定閾值的合理性問題。我們使用樣本企業(yè)總體的30%分位數(shù)作為統(tǒng)一的判定閾值，然而不同行業(yè)企業(yè)的負債率存在較大差異，所以低負債行業(yè)企業(yè)更有可能被判定為保守企業(yè)。為此，我們分別采用各行業(yè)的30%分位數(shù)為判定閾值進行了穩(wěn)健性檢驗，①由于制造業(yè)公司數(shù)目最多，且各次類之間平均負債比率亦差異較大，所以我們對制造業(yè)按10個次類分別計算負債率均值并據(jù)以判斷各次類保守資本結構企業(yè)，而對其余11個行業(yè)則按門類分別判定。但發(fā)現(xiàn)結果(包括描述性統(tǒng)計結果)高度一致。

2. 樣本期間選擇的穩(wěn)健性檢驗。雖然美國次貸危機2007年已經(jīng)爆發(fā)，但真正嚴重波及我國經(jīng)濟應該從2008年下半年開始。同時，考慮到2010年下半年我國經(jīng)濟已公認進入后金融危機時代，所以本文選擇2005年下半年至2010年上半年為樣本期間。但由于我國政府在2009到2010年間實施了四萬億經(jīng)濟刺激計劃，成功地推動我國經(jīng)濟從金融危機中率先復蘇，政府的經(jīng)濟刺激計劃可能會在很大程度上扭曲企業(yè)正常情況下在金融危機中的投資行為?；诖丝紤]，為了能夠更為“真實”地反應企業(yè)在金融危機中的投資行為，本文又選用了經(jīng)濟刺激計劃之前的2007年和2008年作為危機時期，而2004-2006年為危機前時期，并重新進行了前文的各類回歸，實證結果亦無重大變化。

3. 現(xiàn)金流量穩(wěn)健性檢驗。因為Allayannis 和Mozumdar (2004)［46］在研究企業(yè)投資支出與內(nèi)部現(xiàn)金流量之間關系時發(fā)現(xiàn)，當公司的財務狀況很差時，其投資支出就難以對現(xiàn)金流量變化做出合理反應，因而負的現(xiàn)金流量企業(yè)年度觀測值可能會導致回歸結果出現(xiàn)偏誤?；谶@種考慮，我們剔除了樣本中的企業(yè)年度現(xiàn)金流量為負的觀測值，但所得到的結果仍然一致。

五、結論與政策建議

雖然無論在西方還是國內(nèi)都普遍存在企業(yè)偏好保守資本結構的現(xiàn)象，但企業(yè)為什么會偏好保守的資本結構呢?傳統(tǒng)的資本結構理論難以對此作出合理解釋。本文從財務柔性理論的視角出發(fā)，以2007年爆發(fā)的全球性金融危機為沖擊事件，研究了金融危機前企業(yè)所維持的保守資本結構對其在金融危機時期融、投資行為的影響。實證結果發(fā)現(xiàn):(1)在金融危機之前，保守資本結構企業(yè)擁有更高的經(jīng)營現(xiàn)金凈流量，卻投資得相對更少，因而保持著更高的現(xiàn)金余額和更低的負債比率，從而擁有更大的財務柔性和未來持續(xù)融資能力。(2)在金融危機時期，保守資本結構企業(yè)表現(xiàn)出更強的負債籌資能力，不僅能顯著增加投資支出，而且其投資主要取決于危機中所面臨的投資機會，對內(nèi)源資金可獲得性并不敏感。相反，對照組企業(yè)在危機時期面臨明顯的融資約束，難以通過增加負債的方式籌集所需資金，其投資支出更多地受制于經(jīng)營現(xiàn)金凈流量。因而隨著金融危機中經(jīng)營現(xiàn)金凈流量萎縮，對照企業(yè)的投資支出亦被迫削減。

這些研究發(fā)現(xiàn)支持了下述觀點，即當遭遇重大意外沖擊而面臨現(xiàn)金流量短缺時，企業(yè)事前的保守資本結構所儲備的財務柔性能較好地為其有價值的投資機會提供所需資金。實證證據(jù)從保守資本結構能夠增強企業(yè)財務柔性，并進而增強企業(yè)應對重大不利沖擊能力的視角，支持了企業(yè)為什么偏好保守資本結構的財務柔性理論解釋。因此，本文發(fā)現(xiàn)對企業(yè)的資本結構決策具有重要的指導意義。雖然同等情況下，負債比率越低則企業(yè)財務柔性越強，擁有更強的應對不利沖擊(比如金融危機)的能力。但過低的負債水平也會使企業(yè)喪失債務稅盾收益，因而企業(yè)最優(yōu)資本結構不再僅僅是傳統(tǒng)權衡理論所提出的破產(chǎn)成本與稅盾收益之間的權衡，而應該是破產(chǎn)成本、財務柔性價值和稅盾收益三者之間的一種權衡。所以，企業(yè)應如何評估財務柔性價值，并在資本結構決策時保持適度財務柔性不僅是后金融危機時代資本結構理論研究的一個重要方向，也是企業(yè)財務管理實踐中的一個重要實務問題。

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