劉礫丹 劉力臻

(東北師范大學 經濟與管理學院，吉林 長春 130117)

一、引言

在新一輪科技革命和產業(yè)變革中，高新技術公司扮演著非常重要的角色。技術創(chuàng)新是高新技術公司的生命力，但高新技術公司的技術創(chuàng)新面臨著許多問題，其中，資金問題最為突出，融資約束普遍存在。在這種情況下，如何調整資本結構引起了國內外學者的高度關注。經濟學界就公司成長性對資本結構調整的影響效應一直存在爭議，而我國高新技術公司面臨的融資約束不僅導致資本結構調整成本的增加，同時也有可能導致公司無法實現(xiàn)最優(yōu)資本結構，甚至有可能使公司不能把握有利的投資機會。因此，把高新技術公司的成長性和融資約束問題結合起來考察它們對資本結構調整的影響，對于高新技術公司如何在成長過程中實現(xiàn)公司價值最大化、獲得成長性收益、保持可持續(xù)發(fā)展具有重要的理論和現(xiàn)實意義。

從現(xiàn)有研究來看，關于融資約束與資本結構調整關系的研究很多，但缺乏對資本結構調整微觀機制的探討。那么，融資約束對資本結構調整速度會產生怎樣的影響？公司所受融資約束程度不同，目標資本結構是否相同？資本結構是否以同一速度向目標資本結構調整？融資約束對資本結構調整的影響是否會因成長性的不同而有所差異？對這些問題的探討，一方面能夠洞悉公司資本結構調整的微觀機制，另一方面也能為高新技術公司在成長過程中制定合理的資本結構調整策略提供參考。

本文的主要貢獻在于：第一，在研究融資約束與資本結構調整關系過程中，將研究視角從對稱調整問題擴展到非對稱調整研究，并且加入公司成長性這一反映高新技術公司主要特征的因素，深入分析了公司資本結構調整的微觀機制，為資本結構調整研究提供了全新的證據；第二，利用閾值回歸模型，探討了融資約束與資本結構調整的關系以及公司成長性對融資約束與資本結構調整的調節(jié)效應，為探討復雜的作用機理提供參考。

本文后續(xù)安排如下：第二部分是文獻回顧與假設提出；第三部分為研究設計；第四部分為實證結果分析；第五部分為穩(wěn)健性檢驗；第六部分為進一步分析；第七部分為研究結論與政策含義。

二、文獻回顧與假設提出

(一)文獻回顧

與本文主題相關的文獻主要關注以下話題：一是目標資本結構是否存在；二是融資約束與資本結構動態(tài)調整；三是公司成長性與資本結構動態(tài)調整。下面分別展開綜述。

第一，關于目標資本結構是否存在問題。從1958年MM定理被提出開始，資本結構問題便引起了廣泛關注。從放寬MM定理的假設條件，到引入其他學科的研究方法，資本結構問題的研究內容得到了極大的豐富與擴展。近年來，許多學者將研究視角集中在資本結構動態(tài)調整的問題上，這也是資本結構問題未來的發(fā)展方向。資本結構動態(tài)調整的理論主要分為兩類：一類是啄序理論和市場擇機理論[1][2]，這一類理論認為公司不存在目標資本結構；另一類以動態(tài)權衡理論為代表，認為公司存在目標資本結構，公司會調整融資選擇，使得偏離目標資本結構的資產負債率水平向目標水平靠攏，且這個目標水平是隨著時間不斷變化的。對于公司而言，由于調整成本的存在，公司不會立即將資本結構調整到目標水平上，而是只有當調整成本小于調整收益時，公司資本結構才會向目標水平靠攏，由此可見，調整速度取決于調整成本的大小。在眾多關于資本結構的理論中，動態(tài)權衡理論得到了最廣泛的支持和認可，并且在近年來的資本結構動態(tài)調整研究文獻中占據了主導地位。

第二，關于融資約束與資本結構動態(tài)調整。融資約束作為調整成本的重要表現(xiàn)之一，其對資本結構調整速度的影響，引起了學者們的普遍關注。部分學者關注宏觀因素如何通過融資約束來影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整，認為在經濟衰退時，融資約束型公司由于無法獲得外源融資，更多地依賴內部資金，導致資本結構向下調整，且調整速度放緩；而非融資約束型公司，希望通過更多的負債融資來達到對管理者的行為進行監(jiān)督的目的，所以資本結構向上調整，且調整速度快于融資約束型公司[3][4]。很顯然，隨著外部宏觀融資環(huán)境的改善，融資約束型公司和非融資約束型公司的資本結構調整速度存在很大差異，這意味著公司資本結構動態(tài)調整具有非對稱性特征。

Dang 等(2012)采用動態(tài)閾值模型研究資本結構的非對稱性調整問題，結果發(fā)現(xiàn)，當公司具有較大的融資不平衡或赤字、較大投資規(guī)?；蜉^低收益波動率時，其調整速度會比具有相反特征的公司更快，不僅如此，資本結構還朝著異質目標水平進行調整[5]。這說明公司可以采取不同的調整機制、遵循不同的調整路徑來進行非對稱性調整。但他們采用的是兩個機制的閾值回歸模型，即人為地假定只有一個閾值。實際上，閾值的數(shù)量是由其自身的數(shù)據特征決定的，可以允許樣本存在K個機制。潛力和胡援成(2015)在研究經濟周期、融資約束與資本結構的非線性調整時，認為公司資本結構調整呈現(xiàn)三個機制[6]。潛力(2016)在研究經濟波動、行業(yè)周期性與資本結構的非線性調整時，認為公司資本結構調整呈現(xiàn)兩個機制[7]。胡援成和潘啟娣(2017)在研究現(xiàn)金持有、融資約束與資本結構非線性調整時，認為公司資本結構調整呈現(xiàn)三個機制[8]。由此可見，融資約束對資本結構動態(tài)調整的影響，不僅具有非對稱性特征，還存在復雜的調整機制。

第三，關于公司成長性與資本結構動態(tài)調整。在公司的成長過程中，資源是不斷優(yōu)化組合的，因而融資選擇是投資者和經營者都非常關注的問題。在資本結構調整過程中，公司成長性對調整速度的影響也引起了國內外學者的廣泛關注，但結論并不一致。Banerjee等(2000)在針對美國和英國的資本結構動態(tài)研究中發(fā)現(xiàn)，公司成長性對目標資本結構的影響是顯著為負的[9]。國內學者研究表明，公司成長性對資本結構調整速度的影響為正，他們認為高成長性公司有更多的低成本融資方式可供選擇，或者說高成長性意味著公司在資本結構調整時會更加靈活，所以資本結構調整較快;低成長性公司獲取資金的方式是在現(xiàn)有的債務和股權之間轉換，只能選擇較低的資本結構調整速度[10][11]?，F(xiàn)有研究中，多數(shù)只是研究公司成長性對資本結構調整速度的影響，很少有結合其他因素的研究。宋獻中等(2014)研究了貨幣政策、企業(yè)成長性與資本結構動態(tài)調整，結果發(fā)現(xiàn)，當貨幣政策用M2同比增速來衡量時，在擴張時期，高成長性公司的資本結構調整速度大于低成長性公司；而在從緊時期，高成長性公司的資本結構調整速度小于低成長性公司[12]。由此可見，其他因素的加入使得公司成長性與資本結構動態(tài)調整之間的關系變得復雜起來。

綜上所述，在公司資本結構調整模型中引入融資約束問題的研究越來越受到重視，但將其與公司成長性相結合的文獻還較少，更缺乏對其內在微觀機制的探討。本文以2011～2019年的高新技術上市公司為研究樣本，將研究視角從對稱調整問題擴展到非對稱調整問題，分析資本結構向目標水平調整所遵循的不同調整速度和路徑。

(二)融資約束對資本結構動態(tài)調整的影響

本文認為，融資約束會通過影響資本結構調整速度以及目標資本結構水平來使得資本結構動態(tài)調整呈現(xiàn)出非對稱性特征。

第一，融資約束對資本結構調整速度的影響。由于自由現(xiàn)金流不足，公司在融資過程中利用外源融資時所面臨的摩擦就是融資約束。公司管理者和投資者之間的信息不對稱程度越大、委托代理矛盾越突出，外部融資的摩擦也越大，外部融資的成本因而也越高，公司受到的融資約束程度也就越高。從公司決策角度看，融資約束程度較高的公司，一是自由現(xiàn)金流不足，二是外部融資的摩擦過大，在項目收益不確定的情況下，公司的融資決策就會受到摩擦的制約，從而延長了其向目標資本結構水平調整的時間，甚至有可能放棄有利可圖的投資機會。從金融市場的角度來看，高融資約束使公司可選擇的融資方式有限，募集資金規(guī)模和渠道也受到限制，當公司沒有對外部融資形成剛性需求時，通常會選擇降低資本結構調整速度，以免承擔過高的調整成本。相反，低融資約束公司，一是內部現(xiàn)金流相對充裕，二是外部融資難度較低，調整成本隨之降低，同時在金融市場上選擇融資方式的空間也較大，公司在資本結構調整時會更加靈活，因而會有較快的資本結構調整速度。

第二，融資約束對目標資本結構的影響。權衡理論認為，目標資本結構是公司在負債收益和負債成本之間進行權衡的結果[13][14]。例如公司成長性、盈利能力、非債務稅盾是屬于與負債收益有關的公司特征因素，而公司規(guī)模和流動比率與負債成本有關。當公司面臨的融資約束程度較低時，資本結構調整成本較小，為了獲得更多的收益，公司通常會提高目標資本結構水平以享受更多的稅盾收益；而當公司面臨的融資約束程度較高時，由于調整成本增加，公司偏向于采用低負債率，以規(guī)避破產風險。

綜上所述，公司面臨的融資約束程度不同，其資本結構調整速度以及目標資本結構水平也是不同的。由此提出假設1：

H1：融資約束程度高的公司會表現(xiàn)出較慢的資本結構調整速度和較低的目標資本結構水平。

(三)公司成長性對融資約束與資本結構動態(tài)調整的調節(jié)效應

第一，公司成長性對融資約束與資本結構調整速度的調節(jié)效應。高成長性公司雖然成長機會較多，但這種特征往往可能出現(xiàn)在剛成立不久的年輕公司中，其盈利能力還相對較低，自由現(xiàn)金流不充裕，同時還伴隨著較高的風險以及不確定性。如果公司想抓住成長機會，想為所投資的項目籌集資金，就會尋求外部融資來彌補資金缺口。低成長性公司往往可能是發(fā)展相對成熟的公司，其盈利能力較強，自由現(xiàn)金流相對較充裕。融資約束程度較高的高成長性公司，雖然對資金有強烈的需求，但由于自由現(xiàn)金流不充裕，外部融資的摩擦較大，融資決策受到外部融資成本的制約，公司有可能會選擇放慢資本結構調整速度。對于融資約束程度較高的低成長性公司而言，雖然外部融資規(guī)模受限，但可以利用來源便捷、融資成本低的內部資金來迅速提高市場份額，因而公司可能會選擇較快的資本結構調整速度。隨著融資約束程度下降，相比低成長性公司，高成長性公司因有較多的成長機會，使其更易以較低的成本獲得外部融資，因而公司有可能會選擇較快的資本結構調整速度。

從金融市場的角度來看，融資約束程度較高的高成長性公司，既受到外部融資成本的限制，也受到外部融資規(guī)模的限制，相比低成長性公司，在金融市場上融資方式的選擇空間較小。隨著融資約束程度下降，相比低成長性公司，高成長性公司因有較多的成長機會，使其在金融市場上更加受到投資者的青睞，同時也有較高的議價能力，因而，更易以較低的成本獲得外部融資，從而使得公司有可能會選擇較快的資本結構調整速度。

第二，公司成長性對融資約束與目標資本結構水平的調節(jié)效應。融資約束程度較高的高成長性公司，如上所述，既受到融資成本的制約，其融資規(guī)模也受限，從而被迫降低公司資產負債率。而低成長性公司的自由現(xiàn)金流相對較充裕，破產的風險相對較小，可以通過提高負債率來享受更多的稅盾收益。隨著融資約束程度降低，與低成長性公司相比，高成長性公司因具有較多的成長機會，其外部融資成本隨之降低，因而可以適當提高資產負債率。

綜上所述，公司成長性不同可能對融資約束與資本結構動態(tài)調整產生不同的調節(jié)效應，隨著公司成長性的提高，融資約束程度與資本結構調整速度之間的負相關程度會提高，融資約束程度與目標資本結構水平之間的負相關程度也會提高。由此提出假設2：

H2：公司成長性會提高融資約束程度與資本結構調整速度以及目標資本結構水平之間的負相關程度。

三、研究設計

(一)樣本選擇與數(shù)據來源

本文數(shù)據來源于國泰安CSMAR數(shù)據庫，選取2011～2019年A股上市公司中被2016年發(fā)布的《我國高新技術公司認定管理辦法》認定的公司為研究樣本，并通過如下處理：(1)刪除被認定為高新技術公司的子公司；(2)剔除負債率大于1的公司；(3)剔除部分年份數(shù)據缺失的公司；(4)將公司數(shù)目小于10家的行業(yè)，根據相近性進行了合并。最終選擇了時間跨度為2011～2019年、包含5個行業(yè)344家公司的平衡面板數(shù)據。本文對獲取的最終數(shù)據進行了1%和99%分位上的縮尾處理，以消除異常值的影響。

(二)模型與變量

本文主要研究高新技術公司在融資約束下資本結構調整所遵循的不同機制。首先，建立部分調整模型。然后，依據部分調整模型建立擴展部分調整模型，以考察存在融資約束情況下，公司資本結構調整速度是否具有非對稱性特征。最后，通過建立動態(tài)閾值模型，考察公司以不同速度和路徑向目標資本結構水平靠攏時的特征。具體做法如下：

1.部分調整模型。由于調整成本的存在，資本結構不會在一個時期內恰好調整到目標資本結構水平上。本文參考姜付秀和黃繼承(2011)[15]、黃繼承和闞鑠等(2016)[16]的做法，建立部分調整模型：

(1)

公司為了實現(xiàn)價值最大化，一般都會制定目標資本結構水平，但在現(xiàn)實中無法直接觀察到。借鑒連玉君和鐘經樊(2007)[10]、潛力和胡援成(2015)[6]的研究，假設目標資本結構由一組變量來決定，具體如下：

(2)

式(2)中， Xit-1代表i公司第t-1期的公司特征變量，包括成長性(GROW)、公司規(guī)模(SIZE)、盈利能力(PROF)、非債務稅盾(NDTS)、流動比率(LIQU)。Year為時間虛擬變量，反映宏觀經濟要素的影響；Industry為行業(yè)虛擬變量，反映行業(yè)因素的影響。ξit為隨機擾動項。

將式(2)代入式(1)，整理之后的部分調整模型為：

CSit=(1-δ)CSit-1+δα1Xit-1+δα2Yearit-1+δα3Industrys+εit+ξit

(3)

CSit=(1-δ)CSit-1+δα1Xit-1+δα2Yearit-1+δα3Industrys+γSAit-1+φSAit-1×CSit-1+

(4)

本文用Hadlock和Pierce(2010)提出的SA指數(shù)來衡量融資約束，該指數(shù)為負，其絕對值越大表明公司面臨的融資約束程度越高[17]。此時，資本結構調整速度為δ-φSA-ρSA2，如果ρ通過了顯著性檢驗，則說明資本結構動態(tài)調整是非對稱的。

3.動態(tài)閾值模型。Dang 等(2012)[5]、常亮和連玉君(2013)[18]、潛力(2016)[7]、胡援成和潘啟娣(2017)[8]等均發(fā)現(xiàn)了公司資本結構調整的非對稱性特征，融資約束程度高時的調整速度與融資約束程度低時的調整速度是不同的，且向不同的目標資本結構水平調整。本文通過建立動態(tài)閾值模型做進一步研究，動態(tài)閾值模型為：

(5)

控制變量包括：公司成長性(GROW)、公司規(guī)模(SIZE)、盈利能力(PROF)、非債務稅盾(NDTS)、流動比率(LIQU)、時間虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry)。具體變量定義見表1。

表1 變量定義

四、實證結果分析

(一)描述性統(tǒng)計

本文對各變量進行了描述性統(tǒng)計，結果見表2。其中，資本結構水平很合理，標準差為0.188，說明負債率分布存在一定的分散性。SA指數(shù)的均值為-3.444，標準差為0.192，偏離不大。公司成長性的均值為0.2，標準差為1.128，存在一定程度的偏離。從表2中還可以看到，所有公司特征變量的方差膨脹因子(VIF)都在標準值10以內，說明變量之間共線程度較低，可以進行后續(xù)分析。

表2 樣本描述性統(tǒng)計

(二)融資約束對資本結構動態(tài)調整的影響

表3 融資約束對資本結構動態(tài)調整的影響

表4 閾值效應的自抽樣檢驗

最后，根據單一閾值，將樣本公司分成高融資約束組(SA≤-3.538)和低融資約束組(SA>-3.538)，檢驗這兩組公司受融資約束的影響。表5描述了樣本公司采用融資約束作為閾值變量的非對稱性效應。面板A用以檢驗公司資本結構的短期調整是否具有非對稱性特征，是采用模型(3)的回歸結果；面板B是采用模型(2)的回歸結果，檢驗公司的長期調整是否具有非對稱性特征。GMM方法的優(yōu)勢，一是能較好地解決內生性問題，二是對隨機擾動項的異方差與序列相關問題不做要求，因而得到的估計結果相對準確，所以本文對面板A的估計都是采用GMM方法，而對面板B采用OLS估計方法、固定效應或隨機效應估計方法。

表5 融資約束與資本結構動態(tài)調整的非對稱性實證結果

從面板A的回歸結果可以看出，高融資約束公司和低融資約束公司的短期資本結構調整速度分別為0.206和0.337，高融資約束公司表現(xiàn)出較慢的調整速度。這說明高融資約束公司，不僅內部現(xiàn)金流不充裕，外部融資的摩擦也大，公司難以獲得融資，因而會選擇較慢的資本結構調整速度；而低融資約束公司，要么是內部現(xiàn)金流相對充裕，要么是外部融資環(huán)境較寬裕和融資方式的選擇空間較大，因而會選擇較快的資本結構調整速度。這與本文的理論預期一致。

從面板B的回歸結果來看，兩個不同融資約束組影響目標資本結構的公司特征變量的系數(shù)存在顯著差異。平均而言，公司成長性、公司規(guī)模對目標資本結構有正影響，說明隨著公司成長性提高、公司規(guī)模增大，公司傾向于提高負債率；盈利能力、非債務稅盾和流動比率表現(xiàn)為負影響。綜合比較兩個不同融資約束組公司特征變量的影響方向和程度，可以發(fā)現(xiàn)，高融資約束公司更傾向于低負債率，而低融資約束公司更傾向于高負債率。以上結果支持了理論假設H1。

進一步地，為檢驗兩個融資約束組公司資本結構動態(tài)調整是否確實存在差異，本文對組間系數(shù)進行了差異性檢驗。首先，引入分組虛擬變量，假設低融資約束組Di=0，高融資約束組Di=1。然后，在模型(3)和(2)中，分別引入所有變量(時間虛擬變量和行業(yè)虛擬變量除外)與分組變量的交互項，按照上述方法進行估計。從短期調整速度來看，CSit-1與分組變量交互項的系數(shù)為-0.317，對應的t值為-1.85，在10%的水平上通過了檢驗，表明資本結構調整速度在兩組之間存在顯著差異。從長期系數(shù)來看，公司特征變量與分組變量交互項的系數(shù)，除公司成長性外，其余都通過了顯著性檢驗，表明長期系數(shù)在兩組之間同樣存在顯著差異。

(三)公司成長性對融資約束與資本結構動態(tài)調整的調節(jié)效應

為了驗證假設H2，在上述按照融資約束程度分組的基礎上，針對每組又按照成長性指標數(shù)值的大小對研究對象進行了劃分①，以探究融資約束與資本結構調整速度以及目標資本結構水平之間的負相關程度是否會因為公司成長性的不同而不同，估計結果見表6。

由表6可知，總體而言，模型回歸效果都很可靠。從面板A的回歸結果可以看出，在高融資約束組，高成長性公司和低成長性公司的短期資本結構調整速度分別為0.068和0.339；而在低融資約束組，對應的速度分別為0.809和0.564。對比來看，無論是高成長性公司還是低成長性公司，相較于高融資約束公司，低融資約束公司的調整速度都快，并且高成長性公司調整速度提高的幅度遠遠大于低成長性公司提高的幅度。融資約束程度較高的高成長性公司，由于內部資金不充裕，外部融資成本較高，只能選擇放慢資本結構調整速度。隨著融資約束程度的下降，高成長性公司因有較多的成長機會，更易以較低的融資成本獲得外部融資，所以更有動機去選擇較快的資本結構調整速度。由此可見，公司成長性提高了融資約束程度與資本結構調整速度之間的負相關程度。這與本文的理論預期一致。

表6 公司成長性對融資約束與資本結構動態(tài)調整的調節(jié)效應檢驗結果

從面板B的回歸結果來看，兩個融資約束組影響目標資本結構的公司特征變量的系數(shù)存在顯著差異。在高融資約束組，公司規(guī)模對目標資本結構有正影響(高成長性公司沒有通過檢驗)，說明隨著公司規(guī)模增加，公司傾向于提高負債率，而盈利能力、非債務稅盾和流動比率對目標資本結構均有顯著負影響。綜合比較不同成長性公司的特征變量(公司成長性除外)的影響方向和程度，可以發(fā)現(xiàn)，高成長性公司傾向于低負債率，而低成長性公司傾向于高負債率。在低融資約束組，公司成長性、公司規(guī)模和非債務稅盾對目標資本結構均有顯著正影響(低成長性公司的成長性除外)，而盈利能力和流動比率均有顯著負影響。綜合上述結果發(fā)現(xiàn)，高成長性公司傾向于高負債率，而低成長性公司傾向于低負債率。以上結果支持了理論假設H2。

為檢驗公司成長性對融資約束與資本結構動態(tài)調整的調節(jié)效應是否確實存在差異，本文按照上文提到的方法進行了檢驗?？傮w來看，估計結果是可靠的。從短期調整速度來看，高融資約束組中的CSit-1與分組變量交互項的系數(shù)為-0.141，對應的t值為1.80；而低融資約束組中為-0.268，對應的t值為-4.03，分別在10%和1%的水平上通過了顯著性檢驗，表明公司成長性在不同融資約束組中對融資約束與資本結構調整速度的調節(jié)效應存在差異。從長期系數(shù)來看，公司特征變量與分組變量交互項的系數(shù)，絕大部分通過了顯著性檢驗，表明無論是在高融資約束組還是在低融資約束組，公司成長性的不同都會導致目標資本結構水平的不同。

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五、穩(wěn)健性檢驗

(一)采用公司成長性的替代變量

公司成長性有不同的衡量指標。為了確認指標的衡量方式不影響本文的研究結論，本文改用托賓Q值來衡量公司成長性，按照上文的實證過程進行穩(wěn)健性檢驗。首先，F(xiàn)統(tǒng)計量和自抽樣檢驗結果表明融資約束存在一個閾值，為-3.544，說明資本結構遵循兩種不同的調整機制，據此將樣本公司按照融資約束程度分成高低兩組。然后，進行實證檢驗。從短期動態(tài)來看，一是在高融資約束組資本結構調整速度為0.233，慢于低融資約束組的0.244；二是在高融資約束組，高成長性公司和低成長性公司的調整速度分別為0.422和0.886，而在低融資約束組，對應的值分別為0.77和0.334，這表明公司成長性提高了融資約束程度與資本結構調整速度之間的負相關程度。從長期系數(shù)來看，與上述結論一致。這說明改用托賓Q值來衡量公司成長性，本文的結論依然成立。

(二)采用長期負債率替代賬面負債率

關于資本結構的概念，學術界有廣義和狹義之分，上文研究所使用的賬面負債率是廣義資本結構，而狹義資本結構是指長期負債率。為了證明回歸結果的穩(wěn)健性，在對公司成長性指標進行替換的基礎上，本文又使用了長期負債率對被解釋變量進行替換。首先，根據閾值-3.5046，將樣本公司按照融資約束程度分成高低兩組。然后，進行實證檢驗。從短期動態(tài)來看，一是在高融資約束組資本結構調整速度為0.359，慢于低融資約束組的0.544；二是在高融資約束組，高成長性公司和低成長性公司的調整速度分別為0.468和0.515，而在低融資約束組，對應的值分別為0.789和0.58，這表明公司成長性提高了融資約束程度與資本結構調整速度之間的負相關程度。從長期系數(shù)來看，與上述結論一致。這說明使用長期負債率替換被解釋變量，本文的結論依然成立。

(三)改變樣本范圍

上文研究以高新技術上市公司為研究樣本，為進行穩(wěn)健性檢驗，此處采用行業(yè)篩選法，按照高新技術產業(yè)的劃分，選取了醫(yī)藥制造業(yè)，儀器儀表制造業(yè)，鐵路、船舶、航空航天和其他運輸設備制造業(yè)，計算機、通信和其他電子設備制造業(yè)，針對這些行業(yè)的上市公司進行研究。首先，根據閾值-3.555，將樣本公司按照融資約束程度分成高低兩組。然后，進行實證檢驗。從短期動態(tài)來看，一是在高融資約束組資本結構調整速度為0.404，慢于低融資約束組的0.695；二是在高融資約束組，高成長性公司和低成長性公司的調整速度分別為0.104和0.449，而在低融資約束組，對應的值分別為0.622和0.387，這表明公司成長性提高了融資約束與資本結構調整速度之間的負相關程度。從長期系數(shù)來看，與上述結論一致。這說明改變樣本范圍后，本文的結論依然成立。

六、進一步分析

根據上文的分析，融資約束程度可能會通過影響現(xiàn)金持有水平，進而影響資本結構調整；融資約束在企業(yè)不同成長性下對公司現(xiàn)金持有水平的影響是不同的，進而對資本結構調整的影響存在差異。限于篇幅，本文只針對短期動態(tài)調整進行中介作用檢驗。

(一)現(xiàn)金持有水平在融資約束與資本結構調整中的中介作用

第一，融資約束與現(xiàn)金持有水平呈反向關系。關于融資約束與現(xiàn)金持有水平之間的關系，有兩種觀點：一是認為由于融資約束的存在，公司最好的投資決策應該是依賴內部資金[19][20]，以利于實施市場占優(yōu)投資戰(zhàn)略；另一種觀點則認為公司面臨的融資約束程度越高，擁有的現(xiàn)金流越少[21]。本文認為，公司面臨的融資約束程度越高，外部融資的成本就高，募集資金規(guī)模和渠道也受限，導致公司的盈利能力下降，造成現(xiàn)金持有水平不高。

第二，公司現(xiàn)金持有水平對資本結構調整速度的影響是非對稱的。當公司現(xiàn)金持有水平較高時，在金融市場上選擇融資方式的空間較大，融資靈活性增強，因而會有較快的資本結構調整速度。但如果公司的現(xiàn)金持有水平持續(xù)增高，說明有可能面臨更高的融資約束，資本結構調整速度反而下降。

(二)現(xiàn)金持有水平在公司成長性對融資約束與資本結構調整中的中介作用

第一，公司成長性不會影響融資約束與現(xiàn)金持有水平之間的反向關系。如上所述，高成長性公司往往可能是成立不久的年輕公司，現(xiàn)金持有水平不高，隨著融資約束程度的下降，因有較多的成長機會，使其更易以較低的融資成本獲得外部融資，盈利能力隨之提高，從而增加現(xiàn)金持有水平。而低成長性公司往往可能是發(fā)展相對成熟的公司，現(xiàn)金持有水平較高，當面臨較高的融資約束時，有可能因為盈利能力的下降使現(xiàn)金持有水平下降。

第二，公司成長性提高了現(xiàn)金持有水平與資本結構調整速度之間的正相關程度，但當現(xiàn)金持有水平達到一定程度時，公司成長性降低了現(xiàn)金持有水平與資本結構調整速度之間的負相關程度。如上所述，高成長性公司的現(xiàn)金持有水平不高，面臨較好的成長機會，公司有可能會選擇較快的資本結構調整速度，而隨著公司現(xiàn)金持有水平持續(xù)升高，意味著公司可能面臨著較高的融資約束，但較好的成長機會可能會減緩公司資本結構調整的下降速度。

(三)中介作用模型介紹

融資約束是否通過現(xiàn)金持有水平對資本結構的非對稱性調整產生影響？現(xiàn)金持有水平是否在公司成長性對融資約束與資本結構調整中發(fā)揮中介作用？為回答上述問題，本文構建了模型(6)和(7)，具體為：

CASHit=β0+β1SAit-1+β2CSit+β3SIZEit+β4GROWit+β5ZBZCit+μit

(6)

CSit=(1-δ)CSit-1+δα1Xit-1+δα2Yearit-1+δα3Industrys+γCASHit-1+

(7)

式(6)和(7)中，CASH為公司現(xiàn)金流量(公司自由現(xiàn)金流與公司總資產的比值)，ZBZC為資本支出((經營租賃所支付的現(xiàn)金+購建固定資產、無形資產和其他長期資產所支付的現(xiàn)金-處置固定資產、無形資產和其他長期資產而收回的現(xiàn)金凈額)÷公司總資產)，其他變量含義與上文相同。

(四)中介作用回歸結果

為研究融資約束與資本結構調整速度之間的中介效應，本文分別采用模型(6)和(7)進行全樣本回歸；為研究公司成長性在融資約束與資本結構調整中的中介效應，本文按照公司成長性的高低對研究對象進行分組，然后分別采用模型(6)和(7)進行高成長性組和低成長性組子樣本回歸，結果見表7和表8。

在全樣本回歸中，表7中融資約束(SA)的系數(shù)在10%的水平上顯著為正，表明隨著融資約束程度的提高，公司的現(xiàn)金持有水平降低。從擴展的部分調整模型的實證結果(表8)可知，在全樣本中，公司資本結構調整速度為δ-φCASH-?CASH2=0.176+0.225CASH-0.299CASH2。這表明現(xiàn)金持有水平與資本結構調整速度之間的關系呈現(xiàn)“倒U型”，資本結構調整速度具有非對稱性特征，即隨著現(xiàn)金持有水平的提高，公司會加快資本結構調整，而隨著公司現(xiàn)金持有水平持續(xù)升高，資本結構調整速度反而下降。上述結果表明公司現(xiàn)金持有水平在融資約束與資本結構調整速度之間發(fā)揮了中介作用。

表7 融資約束影響現(xiàn)金持有水平的實證結果

表8 現(xiàn)金持有水平影響資本結構調整的擴展的部分調整模型實證結果

在表7高成長性子樣本回歸中，公司融資約束對現(xiàn)金持有水平的影響沒有通過顯著性檢驗；在低成長性子樣本回歸中，融資約束系數(shù)在5%的水平上顯著為正，表明隨著融資約束程度的提高，公司的現(xiàn)金持有水平是降低的。

比較高成長性和低成長性公司擴展的部分調整模型的實證結果(見表8)，可以發(fā)現(xiàn)，資本結構調整速度分別為0.645+1.292CASH-1.769CASH2和0.522-0.022CASH-0.306CASH2，公司現(xiàn)金持有水平與資本結構調整速度之間的關系都呈現(xiàn)“倒U型”，說明公司融資約束程度通過現(xiàn)金持有水平影響了資本結構的短期非對稱調整。同時，通過對比高成長性公司和低成長性公司的調整速度，我們發(fā)現(xiàn)公司成長性提高了現(xiàn)金持有水平與資本結構調整速度之間的正相關程度。現(xiàn)金持有水平在公司成長性對融資約束與資本結構調整中的中介作用得到了驗證。

七、研究結論與政策含義

在現(xiàn)有關于融資約束與資本結構動態(tài)調整關系的前期研究基礎上，本文將研究視角從對稱調整問題擴展到非對稱調整問題，并進一步探討了公司資本結構動態(tài)調整的微觀機制。首先，利用擴展的部分調整模型進行回歸分析，找到資本結構非對稱調整存在的依據。其次，利用動態(tài)閾值模型對閾值進行估計和檢驗，根據閾值的估計值對研究樣本進行劃分，檢驗不同組公司受融資約束程度的影響，在此基礎上，又按照公司成長性的高低對研究對象進行分組，檢驗公司成長性對融資約束與資本結構動態(tài)調整的調節(jié)效應。最后，針對短期動態(tài)調整問題，實證檢驗了現(xiàn)金持有水平的中介作用。本文的實證分析結果表明：第一，融資約束與資本結構調整速度之間呈現(xiàn)顯著的“U型”關系，即融資約束下降到一定程度后，資本結構調整速度變?yōu)樯仙厔荩f明資本結構調整速度具有非對稱性特征。第二，公司資本結構遵循兩種不同的調整機制，高融資約束公司表現(xiàn)出較慢的資本結構調整速度和較低的目標資本結構水平。如果考慮公司成長性的調節(jié)作用，則公司成長性提高了融資約束與資本結構調整速度以及目標資本結構之間的負相關程度。第三，公司現(xiàn)金持有水平在融資約束與資本結構調整速度之間發(fā)揮了中介作用，但如果考慮公司成長性的調節(jié)作用，則現(xiàn)金持有水平在低成長性公司中對融資約束與資本結構調整的中介作用得到了驗證。

本文結論的政策含義在于：第一，公司資本結構調整會因融資約束程度以及成長性的不同而存在差異，公司在制定資本結構調整策略時應將公司面臨的融資約束程度以及所處的成長階段考慮在內，以便實現(xiàn)資本結構的最優(yōu)調整。第二，具有較高成長性的公司是新經濟蓬勃發(fā)展的增長極，有利于激發(fā)創(chuàng)新發(fā)展的活力，特別是融資約束程度較高的公司，應通過提高信息披露水平，減少信息不對稱程度，讓銀行和投資者了解公司的發(fā)展戰(zhàn)略與方向。從市場環(huán)境的角度來說，國家應完善資本市場體系建設，通過金融服務體系減少投資者和公司之間的信息不對稱程度，從而有效地降低高成長性公司的融資約束程度，進而有利于對高成長性公司的培養(yǎng)。第三，公司的現(xiàn)金持有水平與資本結構調整速度之間呈現(xiàn)顯著的“倒U型”關系，公司適當擴大現(xiàn)金持有水平，可以提高資本結構調整速度，但當現(xiàn)金持有水平超過一定程度時，就會使資本結構調整速度放緩。因此，公司應根據實際情況，制定合理的現(xiàn)金持有政策，保持現(xiàn)金持有水平適度可控。

注釋：

①由于樣本容量的限制，沒有采用Hansen(1999)的處理方法，只是按成長性高低進行了分組，分組的依據是將衡量成長性的指標(營業(yè)收入增長率)由高到低排序并找到中位數(shù)(0.128)，然后將該指標小于中位數(shù)的公司歸為低成長性公司組，將該指標大于中位數(shù)的公司歸為高成長性公司組。