賈小玫，段雯瑾，夏冷

（1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院；2.西安工業(yè)大學(xué)審計(jì)處，西安710061）

權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論模型與實(shí)證

賈小玫1，段雯瑾2，夏冷1

（1.西安交通大學(xué)經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院；2.西安工業(yè)大學(xué)審計(jì)處，西安710061）

文章從權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論的演進(jìn)過(guò)程切入，以大量數(shù)據(jù)樣本檢驗(yàn)比較兩種理論在中英兩國(guó)資本市場(chǎng)的解釋效力。實(shí)證結(jié)果表明：權(quán)衡理論的解釋力優(yōu)于優(yōu)序融資理論，中國(guó)資本市場(chǎng)的融資行為基本可以用權(quán)衡理論來(lái)解釋，但是對(duì)于英國(guó)的上市公司來(lái)說(shuō)兩個(gè)理論都有一定的適用條件。

權(quán)衡理論；優(yōu)序融資理論；資本結(jié)構(gòu)；融資決策

0 引言

現(xiàn)代學(xué)界通說(shuō)認(rèn)為Modigliani和Miller（1958）[1]是現(xiàn)代資本結(jié)構(gòu)理論研究的先行者，他們合作創(chuàng)立了“無(wú)稅MM模型”。多年來(lái)，資本結(jié)構(gòu)領(lǐng)域的學(xué)者一直關(guān)注權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論的現(xiàn)實(shí)應(yīng)用意義。權(quán)衡理論融入了破產(chǎn)成本、代理成本以及財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)，該理論認(rèn)為債務(wù)一方面會(huì)因?yàn)槎惗苄?yīng)增加公司市場(chǎng)價(jià)值，另一方面?zhèn)鶆?wù)的上升也會(huì)帶來(lái)財(cái)務(wù)困境，甚至引發(fā)破產(chǎn)，從而減損公司市場(chǎng)價(jià)值。因此公司是存在最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的，并且它的確定應(yīng)當(dāng)綜合權(quán)衡債務(wù)帶來(lái)的稅盾收益和其引致的財(cái)務(wù)困境成本[2]。優(yōu)序融資理論認(rèn)為存在交易成本和信息不對(duì)稱的情況下，資本結(jié)構(gòu)本身作為一種信息會(huì)影響投資和融資的次序，反之，不同的融資次序也會(huì)影響資本結(jié)構(gòu)。權(quán)益融資會(huì)向投資者傳遞出負(fù)面信息增加公司成本，影響盈利能力，因此，公司融資方式以內(nèi)部融資方式為最優(yōu)選擇，其次選擇債務(wù)融資，最后按風(fēng)險(xiǎn)由低到高才選擇股權(quán)融資[2]。

本文將權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論運(yùn)用到中國(guó)和英國(guó)的資本市場(chǎng)中，以大量的數(shù)據(jù)樣本有效地闡述了權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論在中西兩個(gè)具有代表性的資本市場(chǎng)中的解釋力。本文重點(diǎn)通過(guò)數(shù)據(jù)比較得出中英兩國(guó)資本市場(chǎng)融資決策的特點(diǎn)，探討我國(guó)資本結(jié)構(gòu)的優(yōu)化改進(jìn)方向。

1 基本假設(shè)

（1）假設(shè)1：權(quán)衡理論模型中調(diào)整系數(shù)的范圍是0～1。

權(quán)衡理論的原假設(shè)即為債務(wù)比率的調(diào)整系數(shù)的范圍在0到1之間。如果這個(gè)系數(shù)大于1，說(shuō)明債務(wù)的調(diào)整并不符合投資需求；如果這個(gè)系數(shù)小于0，說(shuō)明公司的債務(wù)比率朝著相反的方向調(diào)整，此時(shí)，權(quán)衡理論無(wú)法對(duì)資本結(jié)構(gòu)做出可信性較高的解釋。

（2）假設(shè)2：債務(wù)比率與公司資金流缺口的關(guān)系幾乎接近于1。

優(yōu)序融資理論認(rèn)為，公司融資決策主要取決于其持有的自由現(xiàn)金與投資項(xiàng)目所需的現(xiàn)金流之間的資金缺口。如果企業(yè)的投資需求很大，無(wú)法完全利用留存收益來(lái)滿足，那么企業(yè)就會(huì)尋求外部融資，資金缺口為正值[3]。如果公司的融資次序與優(yōu)序融資理論相符，那么其債務(wù)比率與自由現(xiàn)金流缺口幾乎為1[4]。這表明公司對(duì)融資次序有偏好，并非同等考慮。

（3）假設(shè)3：在不完全信息的行業(yè)中，優(yōu)序融資理論更有解釋力。

投資者認(rèn)為權(quán)益融資是公司財(cái)務(wù)狀況不佳的信號(hào)，因?yàn)榻?jīng)理人比投資者擁有更多關(guān)于公司發(fā)展前景與財(cái)務(wù)狀況的信息，而且權(quán)益融資的成本也比債務(wù)融資的成本高，這些都能導(dǎo)致債務(wù)融資優(yōu)于權(quán)益融資。因此在不對(duì)稱信息的假設(shè)前提下，優(yōu)序融資理論比權(quán)衡理論更有解釋力。

（4）假設(shè)4：在權(quán)衡理論中，負(fù)債比率與公司規(guī)模呈正比；在優(yōu)序融資理論中，負(fù)債比率與公司規(guī)模成反比。

優(yōu)序融資理論認(rèn)為大規(guī)模公司的內(nèi)部管理結(jié)構(gòu)相對(duì)來(lái)說(shuō)比較復(fù)雜，這樣就會(huì)阻礙信息的流通性，使其成本增加，同樣也會(huì)引起外部融資成本的增加[5]。相應(yīng)地，在權(quán)衡理論中，大規(guī)模的公司比小規(guī)模的公司更容易借債。此外，大規(guī)模公司有與銀行進(jìn)行談判壓低債務(wù)融資的能力，從這一方面來(lái)看，公司規(guī)模越大，其資產(chǎn)負(fù)債率越高。所以，權(quán)衡理論認(rèn)為二者關(guān)系為正相關(guān)。

（5）假設(shè)5：在權(quán)衡理論中，負(fù)債比率與凈利潤(rùn)呈正比；在優(yōu)序融資理論中，債務(wù)比率與凈利潤(rùn)成反比。

當(dāng)公司經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)好時(shí)，留存收益就會(huì)被認(rèn)為是內(nèi)部融資的來(lái)源。相反的，在權(quán)衡理論中，當(dāng)公司凈利潤(rùn)較低時(shí)，過(guò)多的債務(wù)會(huì)增加財(cái)務(wù)破產(chǎn)的風(fēng)險(xiǎn)，進(jìn)一步限制了權(quán)益融資。因此，盈利能力較低的公司會(huì)避免外部融資，特別是債務(wù)融資。即公司的盈利能力與債務(wù)水平正相關(guān)。

（6）假設(shè)：6：在權(quán)衡理論中，負(fù)債比率與增長(zhǎng)機(jī)會(huì)呈反比；在優(yōu)序融資理論中，債務(wù)比率與增長(zhǎng)能力成正比。

優(yōu)序融資理論強(qiáng)調(diào)高速成長(zhǎng)的公司流動(dòng)資金匱乏，資金鏈薄弱，對(duì)于外部融資的需求相對(duì)很大，二者呈正相關(guān)的關(guān)系。相反的，權(quán)衡理論強(qiáng)調(diào)高速增長(zhǎng)的公司破產(chǎn)機(jī)率大，債務(wù)融資便會(huì)受到限制，債務(wù)水平與增長(zhǎng)機(jī)會(huì)成反比。

（7）假設(shè)7：在權(quán)衡理論中，負(fù)債比率與股利支付率呈反比或不相關(guān)；在優(yōu)序融資理論中，債務(wù)比率與股利支付率成正比。

Baskin強(qiáng)調(diào)公司的股利支付率越高，債務(wù)比例也相應(yīng)越高[6]。一般情況下，公司對(duì)投資者要維持較高的股利支付率，不得不尋求外部融資并發(fā)行債務(wù)。因此公司在進(jìn)行融資決策時(shí)首先考慮內(nèi)部融資，然后考慮外部融資，這符合優(yōu)序融資理論。然而，權(quán)衡理論對(duì)于二者的關(guān)系卻沒(méi)有得出一致的結(jié)論。它認(rèn)為負(fù)債比率和股利分配之間沒(méi)有關(guān)系或者負(fù)相關(guān)，這一假設(shè)正確與否將在后文進(jìn)行驗(yàn)證。

2 模型構(gòu)建

2.1 權(quán)衡理論模型

權(quán)衡理論強(qiáng)調(diào)最佳資本結(jié)構(gòu)，通過(guò)不斷調(diào)整資產(chǎn)負(fù)債率向目標(biāo)負(fù)債水平即最佳資本結(jié)構(gòu)靠攏。權(quán)衡理論公式中的系數(shù)b被稱為“目標(biāo)調(diào)整系數(shù)”，其原假設(shè)應(yīng)大于0，小于1，即0＜b＜1。如果b＜0或者b＞1，那么結(jié)論應(yīng)該是拒絕原假設(shè)，說(shuō)明權(quán)衡理論缺乏解釋力。因?yàn)楣緜鶆?wù)水平朝著目標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率相反的方向調(diào)整并帶來(lái)調(diào)整成本，增加債務(wù)融資的邊際成本使得權(quán)衡理論對(duì)資本結(jié)構(gòu)缺乏解釋力。當(dāng)b處于（0,1）區(qū)間時(shí)，公司的財(cái)務(wù)杠桿水平總是處于上一時(shí)期財(cái)務(wù)杠桿水平與最優(yōu)財(cái)務(wù)杠桿水平之間，并且不斷調(diào)整以期趨近最優(yōu)目標(biāo)值。此時(shí)不拒絕原假設(shè)，說(shuō)明權(quán)衡理論模型解釋效力更強(qiáng)。

2.2 優(yōu)序融資理論模型

本文選取在學(xué)界最具影響力的Shyam-Sunder—Myers檢驗(yàn)?zāi)Ｐ妥鳛槟Ｐ鸵罁?jù)：

其中，ΔDit表示公司i在t時(shí)期債券的發(fā)行額（或償還額），為方便檢驗(yàn)，采用資產(chǎn)負(fù)債率的變動(dòng)值來(lái)衡量；a表示常數(shù)因子；DEFt表示公司i在t時(shí)期的財(cái)務(wù)赤字；eit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

在公式(1)中，b被稱為“優(yōu)序融資系數(shù)”，其原假設(shè)為a=0且b=1。如果檢驗(yàn)得出a=0且b=1，則表明實(shí)證證據(jù)偏向優(yōu)序融資理論，不拒絕原假設(shè)[8]。如果a≠0或b≠1，則拒絕原假設(shè)，說(shuō)明優(yōu)序融資理論缺乏解釋力，公司愿意更多地發(fā)行股票或者償還債務(wù)。在實(shí)際的回歸計(jì)算過(guò)程中，由于數(shù)據(jù)誤差的存在，很少有結(jié)果能完全地滿足a=0且b=1。因此為了使結(jié)論具有可靠性，本文的結(jié)果盡量使a靠近0且b靠近1來(lái)滿足原假設(shè)。

2.3 多因素回歸方法模型

為了檢驗(yàn)中英兩國(guó)資本結(jié)構(gòu)的影響因素，本文采用截面數(shù)據(jù)，選取公司規(guī)模、凈利潤(rùn)、增長(zhǎng)機(jī)會(huì)和股利支付作為影響因子來(lái)構(gòu)建多因素回歸模型（2）。在模型（2）中剔除了稅收的影響，其原因有以下三個(gè)方面：一是公司規(guī)模這個(gè)變量對(duì)于上市公司來(lái)說(shuō)很好掌控，而且也是公司破產(chǎn)和不對(duì)稱信息環(huán)境的良好信號(hào)。二是凈利潤(rùn)和增長(zhǎng)機(jī)會(huì)是衡量公司經(jīng)營(yíng)能力最有利的指標(biāo)，而且能夠分析出資本分配政策和公司價(jià)值的關(guān)系。三是股利支付影響公司股價(jià)，進(jìn)而影響公司財(cái)務(wù)杠桿。鑒于對(duì)大部分上市公司來(lái)說(shuō)，很難利用當(dāng)前稅率計(jì)算得出稅收利益，因此，該模型并未將稅收作為變量因子。

其中,ΔDit表示公司i在t時(shí)期債券的發(fā)行額（或償還額），為方便檢驗(yàn)，采用資產(chǎn)負(fù)債率的變動(dòng)值來(lái)衡量；a表示常數(shù)因子；Size表示公司i的資產(chǎn)規(guī)模；prof表示公司i在t時(shí)期的凈利潤(rùn)；Grow表示公司i的增長(zhǎng)機(jī)會(huì)，為檢驗(yàn)方便，以增長(zhǎng)率代之；DIVt表示t時(shí)期的股利支付；eit表示隨機(jī)誤差項(xiàng)。

3 實(shí)證分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

本文選取中英兩國(guó)上市公司的數(shù)據(jù)作為研究對(duì)象。數(shù)據(jù)的時(shí)間跨度為2000年1月至2014年12月，采用隨機(jī)抽樣的方法抽取150家上市公司15年的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)作為研究樣本，本文的樣本數(shù)據(jù)均來(lái)源于WRDS數(shù)據(jù)庫(kù)(英國(guó)市場(chǎng))和RESSET數(shù)據(jù)庫(kù)（中國(guó)市場(chǎng)），共4500個(gè)抽樣樣本，涵蓋制造業(yè)、能源、航空、科技、零售業(yè)、電子行業(yè)、醫(yī)療等，每個(gè)國(guó)家的樣本數(shù)量為2250個(gè)。

本文所使用的變量基本統(tǒng)計(jì)信息包括權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論模型中涉及的因變量和自變量，具體為資產(chǎn)負(fù)債率、股利支付率、資本支出、營(yíng)運(yùn)資本凈增加、特定負(fù)債、營(yíng)運(yùn)現(xiàn)金酒量、公司規(guī)模、凈利率和增長(zhǎng)機(jī)會(huì)。表1和表2分別提供了英國(guó)市場(chǎng)和中國(guó)市場(chǎng)研究變量之間的Pearson相關(guān)系數(shù)。根據(jù)Pearson相關(guān)系數(shù)判斷法則，當(dāng)相關(guān)系數(shù)p滿足0≤p＜0.8時(shí)，兩個(gè)變量之間的共線性并不顯著，檢驗(yàn)結(jié)果具有可信性。由表1和表2(表2見(jiàn)下頁(yè))可以看出，中英兩個(gè)市場(chǎng)的研究變量之間的獨(dú)立性符合檢驗(yàn)?zāi)Ｐ偷囊蟆?/p>

表1 英國(guó)市場(chǎng)研究標(biāo)量?jī)蓛上嚓P(guān)關(guān)系

3.2 全樣本回歸結(jié)果比較分析

由全樣本回歸分析的結(jié)果（見(jiàn)表3）可知權(quán)衡理論的系數(shù)在中國(guó)市場(chǎng)和英國(guó)市場(chǎng)分別是0.089和0.123，統(tǒng)計(jì)結(jié)果是顯著的，原假設(shè)（H1）不被拒絕，中國(guó)和英國(guó)都適用權(quán)衡理論。其中，英國(guó)市場(chǎng)的調(diào)整成本較高（b=0.129），說(shuō)明英國(guó)上市公司能夠通過(guò)不斷調(diào)整債務(wù)的邊際成本和邊際收益向目標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率靠近，并且與中國(guó)上市公司（b= 0.089）相比，其調(diào)整速度明顯較快。但是優(yōu)序融資理論并沒(méi)有得到能充分證明其適用性強(qiáng)的實(shí)證證據(jù)。中國(guó)市場(chǎng)的系數(shù)為0.037，英國(guó)的優(yōu)序融資系數(shù)為0.069，不合符優(yōu)序融資理論的假設(shè)，即優(yōu)序融資理論并不能為公司的融資行為提供一個(gè)強(qiáng)有力的解釋。

表2 中國(guó)市場(chǎng)研究標(biāo)量?jī)蓛上嚓P(guān)關(guān)系

表3 全樣本回歸分析的結(jié)果

3.3 子樣本回歸結(jié)果比較分析

本文以上市公司所處行業(yè)信息不對(duì)稱程度為標(biāo)準(zhǔn)，將數(shù)據(jù)進(jìn)行細(xì)分：高樣本（S1）和低樣本（S2）。高樣本代表信息不對(duì)稱程度較高的行業(yè)，低樣本代表信息不對(duì)稱程度較低的行業(yè)。其分組依據(jù)如下：一般情況下，不對(duì)稱信息程度較大的行業(yè)會(huì)影響資源的公平分配，尤其會(huì)提高貿(mào)易壁壘以至于難以確定產(chǎn)品成本。能源、電子信息技術(shù)以及電信業(yè)都是典型的信息不對(duì)稱程度較高的行業(yè)。公共服務(wù)業(yè)和電信行業(yè)都屬于公共品，受到政府監(jiān)管較多，監(jiān)管成本高。但是在競(jìng)爭(zhēng)環(huán)境相對(duì)激烈的行業(yè)，競(jìng)爭(zhēng)者帶來(lái)的壓力就會(huì)迫使公司披露更多的信息，減少信息不對(duì)稱問(wèn)題。這種行業(yè)以醫(yī)療行業(yè)、非必須生活消費(fèi)品行業(yè)、批發(fā)及零售業(yè)為代表。因此本文將能源、采礦、工業(yè)、電子信息技術(shù)、電信、社會(huì)服務(wù)行業(yè)列為第一組（高樣本），將非必須消費(fèi)品、批發(fā)和零售、醫(yī)療列為第二組（低樣本）。根據(jù)數(shù)據(jù)統(tǒng)計(jì)，中國(guó)上市公司所處的行業(yè)分布為第一組106家公司，第二組44家公司。其中能源11家、采礦21家、工業(yè)36家、電子信息技術(shù)27家、電信3家、社會(huì)服務(wù)8家、非必須消費(fèi)品11家、批發(fā)和零售12家、醫(yī)療21家；英國(guó)上市公司所處的行業(yè)分布為第一組95家上市公司，第二組55家上市公司，其中能源5家、采礦24家、工業(yè)39家、電子信息技術(shù)16家、電信8家、社會(huì)服務(wù)3家、非必須消費(fèi)品34家、批發(fā)和零售15家、醫(yī)療6家。

以子樣本為單位重新利用STATA軟件進(jìn)行回歸分析，將樣本細(xì)分后，其結(jié)論幾乎無(wú)差異（見(jiàn)表4）。在中國(guó)市場(chǎng)，細(xì)分后的數(shù)據(jù)支持權(quán)衡理論對(duì)中國(guó)資本結(jié)構(gòu)具有解釋力的結(jié)論。第一組的系數(shù)為0.081，第二組的系數(shù)為0.123，均符合權(quán)衡理論模型的假設(shè)。在英國(guó)市場(chǎng)也得出同樣的結(jié)論，其中第一組的系數(shù)為0.28，第二組的系數(shù)為0.73，說(shuō)明權(quán)衡理論對(duì)英國(guó)資本結(jié)構(gòu)也具有解釋力。兩個(gè)國(guó)家數(shù)據(jù)的共同特點(diǎn)是調(diào)整R2顯示第二組數(shù)據(jù)的擬合度優(yōu)于第一組的擬合度，這說(shuō)明不對(duì)稱信息程度較低的行業(yè)里，權(quán)衡理論的表現(xiàn)好，這也符合權(quán)衡理論并不是建立在不對(duì)稱信息的假設(shè)前提之下的結(jié)論。

表4 子樣本回歸分析結(jié)果報(bào)告表（權(quán)衡理論模型）

關(guān)于優(yōu)序融資理論重新進(jìn)行數(shù)據(jù)細(xì)分后得出的回歸分析結(jié)果如表5所示。就第一組（S1）而言，中國(guó)和英國(guó)的優(yōu)序融資系數(shù)分別為0.093和0.072，分別高于第二組（S2）的優(yōu)序融資系數(shù)（中國(guó)0.017，英國(guó)0.048），符合基本假設(shè)3，相比較于全樣本回歸結(jié)果來(lái)說(shuō)，子樣本回歸結(jié)果中優(yōu)序融資理論的表現(xiàn)要好于全樣本。然而，在中國(guó)市場(chǎng)中第二組子樣本的表現(xiàn)p值為0.06，在A=0.005的檢驗(yàn)水平下不顯著，拒絕原假設(shè)3，說(shuō)明優(yōu)序融資理論在中國(guó)市場(chǎng)第二小組中的解釋力很弱。在英國(guó)市場(chǎng)第二組中，子樣本的p值為0.02，在A=0.05的檢驗(yàn)水平下顯著，因此接受原假設(shè)3。綜上所述，優(yōu)序融資理論的解釋力在信息不對(duì)稱程度較高的行業(yè)中解釋力較強(qiáng)。較之于中國(guó)市場(chǎng)，優(yōu)序融資理論在英國(guó)市場(chǎng)中的表現(xiàn)更好，這一點(diǎn)也和主樣本回歸得出的結(jié)論相符。

表5 子樣本回歸分析結(jié)果報(bào)告表（優(yōu)序融資理論模型）

3.4 多因素對(duì)資本結(jié)構(gòu)影響的回歸分析

本文共選取公司規(guī)模、盈利能力、增長(zhǎng)機(jī)會(huì)和股利支付這四個(gè)因素作為多因素模型變量因子來(lái)進(jìn)一步檢驗(yàn)權(quán)衡理論和優(yōu)序融資理論的有效性?；貧w結(jié)果如表6和表7所示。

表6 多因素模型回歸結(jié)果分析報(bào)告表（中國(guó)市場(chǎng)）

表7 多因素模型回歸結(jié)果分析報(bào)告表（英國(guó)市場(chǎng)）

（1）公司規(guī)模

由上文可知，回歸模型所涉及的變量之間的兩兩相關(guān)關(guān)系小，這保證了多因素模型的有效性。關(guān)于公司規(guī)模，中國(guó)上市公司的系數(shù)為正值0.001，但是，在A=0.005的顯著水平下不顯著，基本假設(shè)4被拒絕，說(shuō)明公司規(guī)模對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響不大。英國(guó)上市公司的系數(shù)為正值0.001，但是在A=0.005的顯著水平下不顯著。因此在英國(guó)市場(chǎng)的回歸分析中也可以得出與中國(guó)市場(chǎng)相類似的結(jié)論。根據(jù)Rajan和Zingales的研究發(fā)現(xiàn)，公司規(guī)模與財(cái)務(wù)杠桿無(wú)關(guān)[5]，這一結(jié)論與本文得出的結(jié)論一致。

（2）盈利能力

通常情況下，中國(guó)市場(chǎng)系數(shù)為-0.033，英國(guó)市場(chǎng)系數(shù)為-0.163。根據(jù)基本假設(shè)5，優(yōu)序融資理論對(duì)中國(guó)資本市場(chǎng)和英國(guó)資本市場(chǎng)更具有解釋力。Myers和Majuf的研究表明，如果盈利能力與負(fù)債水平呈負(fù)相關(guān)，說(shuō)明盈利能力這個(gè)影響因子對(duì)公司財(cái)務(wù)杠桿的比例有很大的影響，并且優(yōu)序融資理論更能支持這個(gè)結(jié)論[8]。

（3）增長(zhǎng)機(jī)會(huì)

增長(zhǎng)機(jī)會(huì)對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響在中國(guó)市場(chǎng)和英國(guó)市場(chǎng)得出的結(jié)論是不一致的。中國(guó)市場(chǎng)的資本結(jié)構(gòu)更適用權(quán)衡理論解釋，因?yàn)樵贏=0.005的顯著水平下，增長(zhǎng)機(jī)會(huì)這個(gè)影響因子的系數(shù)是-0.002。與此形成對(duì)比的是，英國(guó)市場(chǎng)的增長(zhǎng)機(jī)會(huì)影響因子的系數(shù)是0.029，因此更適用優(yōu)序融資理論。

（4）股利支付

股利支付這個(gè)影響因素的系數(shù)在中國(guó)市場(chǎng)和英國(guó)市場(chǎng)分別為0.167和0.314，根據(jù)基本假設(shè)7，優(yōu)序融資理論在中國(guó)市場(chǎng)和英國(guó)市場(chǎng)更有解釋力。股利支付一般情況下與公司的盈利能力正相關(guān)，公司凈利潤(rùn)越高，愿意支付的股利也越多。支付股利的公司一般情況下現(xiàn)金持有量會(huì)下降，對(duì)資金需求較大，所以優(yōu)序融資理論對(duì)公司的融資行為更有解釋力。

4 結(jié)論

根據(jù)上文的描述，中英兩國(guó)上市公司在融資決策中還是偏向于綜合比較每一單位負(fù)債所帶來(lái)的收益和成本后再進(jìn)行融資決策，即遵循權(quán)衡理論。但是優(yōu)序融資理論卻不能完全解釋中英兩國(guó)上市公司的融資行為。英國(guó)的資本市場(chǎng)融資渠道比較發(fā)達(dá)，上市公司的融資行為表現(xiàn)為厭惡風(fēng)險(xiǎn)。在凈利潤(rùn)低，公司成長(zhǎng)空間大并且股利支付率高的上市公司中善于運(yùn)用優(yōu)序融資理論，這些上市公司通常忽略所謂的最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)，而關(guān)注各種融資方式成本的高低。

但是在中國(guó)，資本市場(chǎng)的發(fā)展起步較晚，優(yōu)序融資理論在中國(guó)市場(chǎng)上不是很適用，解釋力弱。這突出表現(xiàn)在股權(quán)融資所受上市公司的青睞遠(yuǎn)非債券融資所能比擬，全樣本和子樣本的回歸分析都證實(shí)了這一結(jié)論。在多因素回歸模型中，公司規(guī)模是個(gè)獨(dú)立變量，增長(zhǎng)機(jī)會(huì)更加支持權(quán)衡理論，只有盈利能力低且股利支付率高的上市公司能夠給優(yōu)序融資理論提供一些微弱的證據(jù)。因此，本文認(rèn)為，中國(guó)資本市場(chǎng)偏離于經(jīng)典理論的獨(dú)特融資次序可能主要是由下列原因引致的：第一，中國(guó)的資本市場(chǎng)發(fā)展不健全，發(fā)行股票進(jìn)行融資簡(jiǎn)單易行，所以很多上市公司首選權(quán)益融資以獲得大量資金，增強(qiáng)公司的償債能力；第二，政府干預(yù)較多，上市公司與政府的關(guān)系復(fù)雜，無(wú)論是上市公司進(jìn)行銀行貸款還是內(nèi)部融資，都不能遵循自身的意愿。銀行并沒(méi)有從根本上對(duì)公司形成有效地監(jiān)督約束，從而難以形成真正意義上的獨(dú)立的債權(quán)債務(wù)關(guān)系。

[1]Miller M H,Modigliani F.Some Estimates of the Cost of Capital to the Electric Utility Industry[J].American Economic Review,1958,(57).

[2]張敏.權(quán)衡理論與優(yōu)序融資理論對(duì)我國(guó)資本結(jié)構(gòu)的啟示[J].現(xiàn)代企業(yè),2004,(2).

[3]凌廷友,王弗,周至中.權(quán)衡理論與優(yōu)序融資理論的比較深析[J].華東經(jīng)濟(jì)管理，2003,(17).

[4]宋昌英.現(xiàn)金持有量：權(quán)衡理論還是融資優(yōu)序[J].交通財(cái)會(huì),2011.

[5]Rajan R J,Zingales L.What Do We Know About Capital Structure? Some Evidence Form International Data[J].Journal of Finance,1995, (50).

[6]Baskin J B.An Empirical Investigation of Pecking Order Hypothesis [J].Financial Management,1989,(18).

[7]Frank M.Goyal.,Testing the Pecking Order Theory of Capital Structure[J].Journal of Financial Economics,2003,(67).

[8]Myers S C,Majluf N S.Corporate Financing and Investment Decisions When Firms Have Information that Investors Do Not Have[J]. Journal of Financial Economics,1984,(13).

（責(zé)任編輯/劉柳青）

F830

A

1002-6487（2017）11-0173-04

西安交通大學(xué)人文社科交叉項(xiàng)目資助項(xiàng)目（SK2012036）

賈小玫（1964—），女，陜西西安人，博士，副教授，研究方向：西方經(jīng)濟(jì)學(xué)、消費(fèi)經(jīng)濟(jì)學(xué)。段雯瑾（1988—），女，湖南寧鄉(xiāng)人，碩士，研究方向：金融學(xué)。夏冷（1993—），女，安徽滁州人，碩士研究生，研究方向：金融學(xué)。