重庆大学
硕士学位论文
非对称信息环境下的我国上市公司融资结构影响因素研究
姓名：谭健
申请学位级别：硕士
专业：金融学
指导教师：严太华
20050401
重庆大学硕士学位论文中文摘要
I
摘 要
与现代西方优序融资理论及西方发达国家企业融资实践相比 我国上市公司
存在强烈的股权融资偏好实践证明上市公司过度偏好股权融资会降低资源的
配置效率因此研究我国上市公司的融资结构正确剖析股权融资偏好现象已经
成为国内经济学者以及市场各方主体关注的热点
我国资本市场存在严重的非对称信息 上市公司的委托代理关系相当复杂
因此本文沿着优序融资理论的思路拓展优序融资理论的假设前提把非对称信
息导致的逆向选择成本与股权代理成本结合起来对我国上市公司融资结构进行
理论研究结果表明管理者股权与负债率负相关管理者股权的增大将会降低
股权代理成本它与负债是控制股权代理成本的相互替代机制内部控制度与负
债率负相关内部控制度的增大将导致企业偏好股权融资私人收益以及破产成
本与负债率负相关私人收益以及破产成本的增大也将导致企业偏好股权融资
本文在理论研究的基础上 并结合其他学者的实证研究结果利用我国上市
公司2001-2003 年三个年度的面板数据对这些影响因素进行了实证研究结果表
明管理者股权与负债率显著负相关证明了管理者股权的增大能显著降低股权
代理成本内部控制度与负债率显著负相关内部控制强对我国上市公司偏好股
权融资产生显著的正的影响破产成本和私人收益对融资结构的影响要分行业来
区分在制造业中破产成本和私人收益对负债率不产生显著影响在批发和零
售贸易业中破产成本与负债率显著正相关私人收益水平与负债率显著负相关
因此破产成本对我国上市公司偏好股权融资不会产生正的影响私人收益对我国
上市公司偏好股权融资产生正的影响要分行业来区分在制造业中不产生显著影
响而在批发和零售贸易业中将产生显著的正的影响同时还发现不同的行业内
影响我国上市公司股权融资偏好的因素有主次之分在制造业中股权融资偏好
主要来自内部控制度对其正的影响效应在批发和零售贸易业中股权融资偏好
主要来自私人收益对其正的影响效应而内部控制度对其正的影响效应位之其次
最后 本论文针对研究得出的结论提出了促进我国上市公司融资结构合理
化的建议与对策并对需进一步研究的问题进行了展望
关键词 融资结构管理者股权内部控制度私人收益破产成本
重庆大学硕士学位论文英文摘要
II
ABSTRACT
Compared with the points of the Pecking Order Model and the financing structure
of companies in west modern countries, the listed companies in China have the behavior
of the widespread equity financing preference. The proof tests that the listed companies
loving equity financing excessively can lower the efficiency in installing of resources.
Therefore, research on the financing structure of listed companies in China and
reasonably explaining the equity financing preference of the listed companies in China
become a hot point that the local economic scholars and market everyone pay attention
to.
Because of the capital market in China existing serious asymmetric information
and the listed companies in China having the widespread of the Principal-Agent
relationship, this article along to theoretical way of the Pecking Order Model, expands
the assumption of the Pecking Order Model, researches financing structure of the listed
companies in China by combining the equity agency costs with the adverse selection
costs which asymmetric information cause. The theories research indicates, The relation
between management equity and debt rate is negative, an increase of management
equity will reduce the equity agency costs, both management equity and debt rate are
substituting mechanisms each other of controlling the equity agency costs. The relation
between internal control degree and debt rate is negative, an increase of internal control
degree will cause the listed companies in China prefer to the equity financing. The
relation between the private benefits and debt rate is negative, an increase of the private
benefits will cause the listed companies in China prefer to the equity financing. So does
the Bankrupt Costs.
On the basis of theoretical research, this thesis combines other scholars' result of
empirical study, makes use of the panel-data of three years from 2001 to 2003 of listed
company in China to carry empirically study on the factories affecting the financing
structure. The results of empirical study shows, the relation between management equity
and debt rate is remarkably negative, which tests that an increase of management equity
will reduce remarkably the equity agency costs. The relation between internal control
degree and debt rate is remarkably negative, a strong internal control degree has a
remarkably positive influence to the listed companies in China prefer to the equity
financing. Both the private benefits and the bankrupt costs affecting the financing
重庆大学硕士学位论文英文摘要
III
structure of the listed companies in China are different from the industries. In the
manufacturing industry, both the private benefits and the bankrupt costs have no
remarkably influence to debt rate. In the retail trade industry, the relation between the
bankrupt costs and debt rate is remarkably positive; the relation between the private
benefits and debt rate is remarkably negative. So, the bankrupt costs has no remarkably
positive influence to the listed companies in China prefer to the equity financing; but
the private benefits having remarkably positive influence to the listed companies in
China prefer to the equity financing is different from the industries. It has no
remarkably influence to the listed companies in China prefer to the equity financing in
the manufacturing industry; it has remarkably positive influence to the listed companies
in China prefer to the equity financing in the retail trade industry. At the same time, we
can find out that the listed companies in China prefer to the equity financing have
relation with the industry factor, the importance of those influence factories are different
from industries. In the manufacturing industry, the listed companies in China preference
to the equity financing primarily comes from the positive influence of internal control
degree. In the retail trade industry, it primarily comes from the positive influence of the
private benefits, the positive influence of internal control degree following by.
Finally, the writer makes some suggestions to rationalize the financing structure
of the listed companies in China on the foundation of research conclusions, and looks
forward to the further research.
Keywords: Financing Structure, Management Equity, Internal Control Degree,
the Private Benefits, the Bankrupt Costs
重庆大学硕士学位论文 1 导言
1
1 导言
1.1 问题的提出
根据中国证监会网站的统计 1991 年至2004 年企业通过沪深交易所发行股
票融资达7972 亿元其中配股或增发达2277 亿元这些数据显示我国资本市
场规模在迅速扩大证券市场融资功能日渐突出因此经济学家以及市场各方对
上市公司融资结构给予了更多地关注近几年来国内学者通过实证研究得出
与现代西方优序融资理论及西方发达国家企业融资实践现实相比我国上市公司
存在强烈的股权融资偏好这种现象被经济学家称为“融资悖论” 如何合理地解释
这种现象成了国内经济学界关注的热点
1.1.1 我国上市公司融资特征
资产负债率偏低 负债结构不合理
负债经营是现代企业的基本特征之一 其基本原理就是保证公司财务安全的前
提下充分发挥财务杠杆的作用增大“税盾效应” 谋求股东收益最大化然而根
据上市公司的财务数据我们可以得到表1.1 和表1.2 从表1.1 可知除2002 年
的资产负债比率达到64.75% 2003 年的资产负债比率达到64.88%以外其余各年
一直保持在50%左右而且根据表1.1 还可以看出上市公司的负债结构不合理
流动负债水平偏高除2003 年的流动负债占总资产比率为26.0%外各年的流动
负债占总资产的比率维持在40%左右这说明上市公司要使用过多的短期债务来
保证企业的正常运营同时由表1.2 看出从1998 年到2001 年上市公司与全
国企业的资产负债率相比每年平均要低近10 个百分点这都表明出我国上市公
司的负债率处于一个较低水平不过这种局面从2002 年开始得到了改善2002
2003 年上市公司平均资产负债率都高于全国企业约6 个百分点这表明上市公司
开始注意负债经营但是从总体上看上市公司负债率偏低负债结构不合理
表 1.1 上市公司的资产负债率及负债结构比率%
Table 1.1 Debt and debt structure of listed companies in china
1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
负债/资产 50.80 54.41 53.72 50.06 49.49 52.57 53.49 55.65 64.75 64.88
流动负债/资产 38.8 42.0 40.6 38.8 38.1 39.0 40.2 39.2 41.8 26.0
流动负债/负债 76.4 77.2 75.6 77.5 77.0 74.2 75.2 70.4 64.6 40.1
资料来源中国上市公司信息网www.cnlist.com 及中国证监会网站www.csrc.gov.cn
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2
表1.2 上市公司与全国企业资产负债的比较%
Table 1.2 Comparison of debt of listed companies and the whole companies in china
年份 1998 1999 2000 2001 2002 2003
上市公司 49.49 52.57 53.49 50.65 64.75 64.88
全国企业[注] 63.74 61.83 60.81 58.97 58.72 58.96
注全国企业指的是全部国有及规模以上工业企业
资料来源 中国经济信息网
上市公司偏好股权融资
施东辉[1] 2001 彭寿康[2] 2001 万朝领等[3] 2002 对我国上市公司的
融资偏好问题进行了比较系统的研究得出的结果是我国上市公司存在强烈的股
权融资偏好万朝领等[3] 2002 以全部上市公司1995-2000 年数据为样本研究
我国上市公司外部资金来源发现上市公司资金以股权融资资金为主见表1.3
表 1.3 我国上市公司外源融资中的股权融资和债务融资结构%
Table 1.3 The financing structure of listed companies in china
未分配利润大于0 的上市公司未分配利润小于 0 的上市公司
年份
股权融资 债务融资 股权融资 债务融资
1995 58.76 41.24 63.89 46.11
1996 57.95 42.05 40.69 59.31
1997 61.75 38.25 45.56 54.44
1998 53.52 46.48 45.79 54.21
1999 59.63 40.37 47.77 52.23
2000 65.86 34.24 / /
资料来源万朝领储诚忠李翔袁野周建新上市公司的外部资金来源问题研究
上证联合研究计划第三期课题报告 2002.03
另外从图 1.1 我们也可以看到从1991 年到2003 年中企业债券的筹资规模
均在400 亿元以下且呈现减少的趋势相反股票的发行规模却出现增大的势
头这也表明我国上市公司的融资结构表现出明显的股权融资偏好
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3
图 1.1 1991 2003 年企业债券与股票发行规模的比较(单位亿元)
Figure 1.1 Comparison of issuing scale of corporate bonds and the stocks 1991-2003
资料来源中国证券期货统计年鉴2004 及国研网
1.1.2 中国与西方七国G 7 融资结构的比较分析
尽管以美英 日德为代表的融资模式存在一定的差异但是从总体上来看
西方国家企业的融资结构却呈现出与优序融资理论相吻合的融资顺序见表1.4
表中数据显示G 7 国家的内源融资比例的平均值超过了50% 达到55.71%
而在外源融资中来自金融市场的股权融资仅占其中的一小部分平均仅10.86%
而我国的企业与G 7 国家相比内源融资比G 7 国家的平均值低了17 个百分
点同时我国企业外源融资的比率是美英两国外源融资比重的2.44 倍且我国
企业的外源融资中来自金融市场的股权融资占外源融资的73% 而这个比例在
G 7 国家却只有24.5% 这些数据都表明了我国上市公司的融资顺序与G 7 国
家的融资顺序相反存在强烈的股权融资偏好这个结论已被香港大学经济与金
融学院课题组在关于上市公司财务行为及资本结构分析[4]的报告中证实载上
海证券报2002-10-17
0
500
1000
1500
2000
2500
1991 1992 1993 1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
股票
企业债券
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4
表1.4 G 7 国家与中国企业融资结构的比较%
Table 1.4 Comparison of financing structure of companies in china and G-7 countries
项目中国 美国 加拿大 法国 德国 意大利 英国 日本 平均[注]
内源融资 39 75 54 46 62 44 75 34 55.71
外源融资 61 25 46 54 38 56 25 66 44.29
其中来自金融市场 45 13 19 13 3 13 8 7 10.86
来自金融机构 16 12 21 46 23 39 24 59 32.00
其他 0 0 6 -5 12 4 -7 0 1.43
注为了突出中国与G 7 国家的比较表中的平均值只取G 7 国家的值
资料来源 G 7 国家数据来源于R. Hubbard, Money, the Financial System and the Economy.
其中美国的数据为1944 1990 年的平均数其他国家为1970 1985 年的平均数中国的
数据取的是1998 2000 年的平均数来源于上海证券报2002.10.17
1.1.3 股权融资偏好导致的问题
就我国上市公司现状而言 上市公司大多是国有企业改制而来我国现有的
国有资本管理体制导致国有股有效的持股主体缺位委托代理链长国有股股东
虽然拥有控制权然而缺乏剩余索取权缺乏监督经理人的动机上市公司实际
上被内部人控制缺乏有效的激励机制在这样的环境下上市公司过度偏好股
权融资会从两方面降低资源的配置效率其一国有股东可以通过股权融资侵占
其他投资者权益获取收益这将造成国有股东对经理人监督的动力不足权益性
资本比例过大也降低了对经理人的激励约束导致上市公司资金使用效率下降
其二外部投资者会因为得不到合理投资回报而逆向选择减少投资这削弱了
市场的融资功能
我国上市公司的盈利能力在上市以后往往呈现出逐年下降的趋势, 从表1.5可
以清晰地看到这种现象因而民间流传着这样一句话来形容公司上市以后的盈利
表现“一年优,二年平,三年亏”
表1.5 从1994年以来上市公司盈利能力一览表
Table 1.5 The capabilities of profit of listed companies in China from 1994
1994 1995 1996 1997 1998 1999 2000 2001 2002 2003
净资产收
益率%
13.15 10.78 9.59 9.69 7.45 8.23 7.63 5.35 5.65 7.4
每股收益
元
0.31 0.25 0.23 0.24 0.19 0.20 0.20 0.13 0.14 0.20
资料来源中国证券期货统计年鉴2004
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而且李心愉[5] 2004 运用回归分析的方法专门对上市公司股权融资的使用效
率进行了实证分析表明随着股权融资规模的扩大每股利润增长率和净资产
收益率逐渐下降也就是说上市公司股权融资降低了资源的配置效率
以上的分析表明 我国上市公司融资结构不合理过度偏好股权融资影响了
上市公司的经营效率影响了证券市场的健康发展因此合理化我国上市公司
的融资结构正确解释股权融资偏好现象对于我国证券市场的健康发展我国
金融系统资源配置效率的提高都是极其重要的所以本论文选择了我国上市公司
的融资结构作为研究对象
1.2 国内外研究现状
1.2.1 国外研究现状
自从Miller和Modigliani[6] 1958 在一系列严格的假设条件下提出了企业价
值与资本结构无关的著名MM定理以来许多学者根据经济社会的现实围绕MM
定理的假设条件进行了广泛的研究研究主要涉及以下几个方面
MM 定理及修正模型
Modigliani 和Miller 在1958 年发表了开创性论文资本成本公司融资与投
资理论[6] 在该论文中提出了MM 定理在市场完全竞争交易成本不存在
套利完全自由信息完全对称性的情况下企业的资本结构与企业价值无关不
存在最优的资本结构随后两位学者又认识到该理论的假设在现实中并不存在
于是对假设条件进行放松把企业法人所得税导入理论分析于1963 年发表了企
业所得税和资本成本一项修正[7]论文得到了MM 定理修正模型该模型指
出负债具有避税效应资本结构的变动会影响企业的总价值负债经营将为企
业带来税收节约价值
最优资本结构权衡理论
MM 定理的一个重大缺陷是忽略了负债带来的风险和额外费用在现实中
随着负债的增加财务风险和费用是不可避免的必须受到重视其中破产成本
就是典型的风险费用因素最优资本结构权衡理论就是在MM 定理的基础上
引入了破产成本进行分析Warner[8] 1977 Myers[9] 1984 以及Jensen 和
Meckling[10](1976)研究了破产成本与资本结构之间的关系他们认为由于税盾效
应的存在企业固然可以利用负债来增加其价值但是随着负债的增加企业遭
受破产的可能性也在增加所以负债企业的市场价值应等于无负债企业的市场价
值加上节税现值再减去破产成本因此企业存在一个最优资本结构这个最
优资本结构应根据债务带来的企业价值增加与债务引起的破产成本增加权衡而
定
重庆大学硕士学位论文 1 导言
6
代理成本模型
除了用税收和破产成本来解释企业的资本结构和融资结构外 委托代理理论
为资本结构提供了新的解释这其中的代表是Jensen 和Meckling[10](1976) 他们在
明确代理成本概念以及产生原因的基础上确认了两种利益冲突股东与经理层
之间的利益冲突和债权人与股东之间的利益冲突并进一步把股东与经理层之间
的利益冲突导致的代理成本定义为“外部股权代理成本” 把债权人与股东之间的利
益冲突导致的代理成本定义为“债权代理成本” 他们认为 负债可以间接提高管
理层的持股比例使管理层与外部股东的目标函数趋于一致缓和了两者之间的
利益冲突而且负债作为一种硬预算约束债权约束了管理者“败德”行为因此
企业引入负债是一种很重要的降低股权代理成本的治理机制但是当企业发行公
司债或向金融机构借款时股东与债权人之间就形成了以负债契约为介质的委托
代理关系也就存在债权人和股东之间的利益冲突股东有将本属于债权人的权
益转移到自己手中的内在动因这种股东的败德行为导致了债权代理成本的产生
因此引入负债可以降低外部股权代理成本但同时负债又会产生债权代理成本
企业的最优资本结构应该位于外部股权代理成本与债权代理成本两者之和最小的
点上
信息非对称模型
随着信息经济学的发展 经济学家把非对称信息引入企业资本结构理论的研
究中这其中的代表是Leland and Pyle[11] 1977 Ross[12] 1977 以及Myers[9]
1984 Myers and Majluf[13] 1984 等
Leland and Pyle[11] 1977 从企业经营管理者和投资者之间有关企业投资项目
预期收益的信息不对称和经营管理者风险厌恶的角度探讨了资本结构的信息传
递机制当企业提高负债比率那么管理者的持股比例将相对上升而股票对风
险厌恶的管理者来说是风险资产从而管理者的期望效用将降低但是持股比
例上升对拥有优质投资项目的经营管理者的期望效用的影响相对于拥有劣质投资
项目的经营管理者期望效用的影响要小因此拥有优质投资项目的经营管理者
可通过增加负债来向外部投资者传达其投资项目为优质项目的信号
Ross[12] 1977 则通过建立一个管理者的报酬激励信号模型分析了资本的信
息传递作用他认为由于债务内含的强制偿付约束的存在负债比率高的公司
具有高破产概率而且在同一负债规模情况下拥有低质量投资项目的企业预期
的破产成本比高质量企业要较高因此当管理者对投资项目质量拥有相对于外部
投资者而言的信息优势时拥有低质量投资项目的企业家不愿意拥有高的负债比
率所以高质量的企业家可以通过高负债比率让低质量企业家无法效仿达
到分离均衡向外部投资者传达高质量项目的信号
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Myers[9] 1984 Myers and Majluf[13] 1984 的优序融资理论探讨了如
果企业价值在资本市场上存在信息不对称而且信息无法有效地传递时为了解
决企业内部人与外部投资者的激励问题而提出的企业融资最优安排他们认为
留存收益折旧等内源融资本身就不存在激励问题而债务融资中的偿付条款的
特殊性使得对信息要求比股权融资要低所以产生的逆向选择效应要相对低一些
进而融资成本要低因此企业融资顺序为首先依赖于内源资金其次为债务融
资最后考虑股权融资
Daniel 和Titman[14] (1995) 以及Ivan E. Brick 和Michael Frierman[15] 1998
探讨了如果企业价值信息对称企业价值被市场了解而企业价值的波动性存在
非对称信息即两类企业有相同的期望现金流但现金流有不同的方差则股权
融资不存在逆向选择问题而债券融资则存在逆向选择问题现金流具有高方差
的企业具有自我激励发行价值被高估的债券这样债券市场类似于Akerlof[16]
(1970) 提出的旧车市场最后市场上存在的发行债券的企业都是现金流具有高方
差的外部投资者意识到这个问题则不愿意购买债券出现投资不足现象所
以为了克服逆向选择问题现金流具有高方差的企业更愿意进行股权融资结
论与优序融资理论相反
Florian Heider[17] 2003 和Nikolay Halov[18] 2003 论述了当企业价值与企业
价值的波动性都存在非对称信息的情况下这些非对称信息是如何影响企业负债
率的他们指出如果外部投资者更多地关注不知情的投资风险更少地关注不
知情的企业价值那么企业通过发行更多的股权进行融资可以减少企业资本结构
面临的逆向选择问题如果外部投资者更多的关注不知情的企业价值那么企业
通过发行股票进行融资可以减少逆向选择问题因为优序融资结构理论的假设条
件是只有企业价值是信息非对称的而投资风险是信息对称的所以优序融资
理论只是本结论的一个极端
企业控制权模型
把企业控制权纳入资本结构的分析是以哈特 格罗斯曼等人领导的不完全契约
理论为基础的Aghion and Bolton[19](1992)认为从控制权的角度来说企业正常
运营时控制权交给企业家符合所有者的利益企业运营不好控制权应该从企
业家转移到所有者这样的控制权状态转移可以利用负债来实现所以负债契约
下有效的激励约束机制是一种依存于企业家努力水平决定的企业投资项目收益状
态的状态依存控制权配置机制Harris and Raviv[20](1990) Stulz[21] 1991 研究表
明在这样的机制安排下债务融资可以保护投资者利益节制经理的过度投资
行为Grossman and Hart[22] 1982 认为如果破产成本对经营管理者来说比较高
也就是说破产清算可能使他的声誉受到损害或者不再拥有企业的控制权那么
重庆大学硕士学位论文 1 导言
8
债务的增加会增大企业的破产概率因此能够激励经营管理者努力工作减少偷
懒和在职消费Hart and Moore[23] 1994 则在不完全契约的基础上通过一个模
型来分析债务可以约束企业家建立产业帝国的动机深化了人们对债务作用
的认识
国外学者对企业资本结构的研究主要是以 MM 定理为基石放松MM 定理的
假设条件注重企业融资行为中的代理成本非对称信息及金融契约的不完备等
问题的探讨提出了一系列有关削减企业融资中的代理成本克服信息非对称和
契约不完备问题的新理论但是这些理论研究大多只是放松MM 定理的一个假设
条件而假定MM 定理的其它假设条件成立缺乏多角度研究
1.2.2 国内研究现状
国内学术界对于我国融资结构的研究主要注重实证研究 研究成果主要集中在
融资成本公司规模资产结构破产成本公司业绩成长性公司的独特性
股权结构以及内部人控制等方面对融资结构的影响
融资成本的影响
成本因素是企业在筹措资金时应首先考虑的 企业的融资结构应该与融资成
本存在一定的相关性国内大部分学者认为权益资本成本分为名义成本和实际
成本名义权益资本成本等于税后利润与权益市值之比但是我国上市公司普遍
分红数额较少而分红导致的现金支出和上市公司实际的股权融资额之比才是实
际权益资本成本文宏[24] 1999 黄少安和张岗[25] 2001 等根据上市公司公布
的数据进行实证分析表明我国上市公司股权融资成本低于债务融资成本这
是我国上市公司股权融资偏好的直接原因而陆正飞[26] 2004 采用Logit 模型
从融资成本破产风险代理成本以及控制权等多方面的因素研究表明融资成
本因素并不能完全解释我国上市公司的股权融资偏好
公司规模的影响
公司规模大的企业信用能力强 预期的破产风险小而且越容易得到政府的
扶持因此企业规模应该与负债率正相关李善民[27] 2003 洪锡熙和沈艺峰[28]
2002 吕长江和韩慧博[29] 2001 肖作平和吴世农[30] 2002 等经过实证研
究得出了企业规模与负债率正相关关系
资产结构的影响
资产结构对负债率的影响大致分为两类 一是固定资产比率与负债率正相关
以肖作平[31] 2004 为代表他们指出当公司将债务投资于风险高的资产股
东会从债权人那里谋取利益出现资产替代的道德风险而有形资产的担保能在
一定程度上降低由资产替代问题导致的债务代理成本同时带抵押的债务减少了
债权人在债务人破产时的潜在损失限制了股东侵占债权人财富所以固定资产
重庆大学硕士学位论文 1 导言
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比率与负债率出现正相关关系二是上市公司的长期负债占总资产的比率与固定
资产比率正相关而总负债占总资产的比率与固定资产比率不相关以蒋殿春[32]
2003 为代表他指出较大规模的固定资产确实能帮助国内企业获取长期贷
款但总体上长期负债只占总负债的13%左右所以固定资产比率对总负债
率不产生影响
破产成本的影响
破产成本对负债率的影响大致可以分为两类 一是破产成本与负债水平存在
负相关关系以李朝霞[33] 2003 为代表他们指出经营风险越大存在较大
的破产成本企业就不容易得到贷款所以出现负相关关系二是破产成本与负
债水平不存在显著的相关性以蒋殿春[32] 2003 陆正飞[26] 2004 为代表他
们指出由于上市公司存在业绩的配股效应抵消了负债水平提高时潜在破产成
本提高带来的影响
公司业绩的影响
目前对公司业绩与负债率的研究结论大致可以分为两类 一是负债与公司业
绩正相关以吕长江和王克敏[34] 2002 王娟和杨凤林[35] 2002 为代表他们
指出盈利能力强的上市公司财务拮据风险相对较低从而可以选择较高的资本
结构比率所以赢利能力与负债正相关二是负债与公司业绩负相关以陆正飞
和辛宇[36] 1998 冯根福和吴林江[37] 2000 为代表他们指出当企业获利能
力较强时企业就有可能保留较多的赢余较少负债而且亏损企业由于得不到
股权融资的机会只得大量借举短期债务解决资金需求我国上市公司经营者经
常能方便地将利润的大部分甚至全部转为新的股本所以获利能力与负债率负相
关
成长性的影响
成长性与负债率关系的实证研究结论可分为三类 一是成长性与负债率正相
关以吕长江和韩慧博[29] 2001 陈维云和张宗益[38] 2002 为代表他们指出
由于成长性公司资金需求比较大而配股审批时间长因此不得不依靠增加融资
速度较快的负债来解决资金需求因此出现了正相关关系二是成长性与负债率
不显著相关以洪锡熙和沈艺峰[28] 2000 冯根福和吴林江[37] 2000 为代表
洪锡熙和沈艺峰[28] 2000 指出高成长性公司在确定其资本结构时未充分考虑
公司成长会产生的资金需求在筹资方面缺乏长远规划使得成长性无法显著影
响负债率三是成长性与负债率负相关以肖作平和吴世农[30] 2002 肖作平[31]
2004 为代表他们指出我国高成长性公司一般是一些新兴公司处于起步
阶段基础较弱运作和管理都不太成熟这就限制了自身的负债融资能力从
而出现负相关关系
重庆大学硕士学位论文 1 导言
10
公司独特性的影响
独特性与负债率存在一定的负相关关系 以李朝霞[33] 2003 为代表代理
成本的观点认为雇员找工作的预期成本取决于公司产品和劳务的独特性执行大
众化工作的雇员相对于从事专用性工作的雇员预期寻找成本较低所以当其他
条件一样时与人力相关的代理成本相对于提供专业化产品和劳务的公司而言更
高从而导致独特性与负债率负相关
股权结构的影响
股权结构对负债率的影响大致可分为四类 一是国有股占总股本的比例与负
债率正相关以李朝霞[33] 2003 为代表她指出这样的实证结论说明了制度
因素非常显著地影响了上市公司的负债率而且考虑到公司负债大多是国有银行
的贷款表明国有银行的贷款行为受到政府和旧体制的影响二是第一大股东控
制性股东持股比例与负债率负相关以陆正飞[26] 2004 为代表他指出第
一大股东的持股比例与负债率的影响反映了控制权对负债率的影响由于公司的
控制权可以带来一定的隐性收益如果控股股东采用股权融资则有可能产生股
权稀释效应相应地公司控制力就会减弱因此当控股股东原先持股比例较低时
则它倾向于债权融资三是流通股比率与负债率负相关以韩德宗和李艳荣[39]
2003 为代表他们指出公司流通股比率越高表明公司股权融资能力越强
造成负债额的减少产生了股权融资对债务融资的排斥效应另一方面因为上
市公司实施配股时流通股配股由券商承担余额包销非流通股不在此列近年
来非流通股股东倾向于放弃配股权所以流通股比例越大公司实施配股的实际
认购比率越高股权融资就越多四是高管人员持股比例与负债率非线性相关
王克敏[40] 2003 为代表他指出当管理者股权比例较小时管理者股权比例
的提高可以使管理者与股东利益一致从而提高负债水平当管理者股权比例增
加到一定的水平使其地位巩固必然导致几乎无法约束管理者行为的后果导致
内部人控制以及管理者的道德风险产生从而减少债券融资因此管理者股权与
负债是非线性相关
内部人控制的影响
以黄少安和张岗[25] 2001 张兆国和陈华东[41] 2001 杨兴全[42] 2002 为
代表的学者指出我国国有股股权所有者缺位代理链过长以及产权不清晰等因
素导致我国上市公司内部人控制严重产生了转型经济体制的特点内部人占有
很少公司股权甚至不拥有公司股权也能完全控制上市公司这样内部人可以按
照自己的意愿和价值取向选择融资方式使上市公司可以大量低成本地套取股
东的钱却不必高效地使用募集资金不受股东和市场约束必然导致股权融资
偏好
重庆大学硕士学位论文 1 导言
11
国内学者对企业融资结构的研究忽略理论模型建立就事论事研究的深度
不够这些实证研究大多直接引用国外学者的理论模型普遍采用截面数据由
于经济制度环境的差异以及数据样本选取的缺陷国内很多学者得出的结论值
得考究
1.2.3 已有研究的不足
在引入委托代理理论和信息非对称后 国外对企业融资结构的研究取得了丰
富的成果对企业的融资实践也有一定的解释力但是这些理论模型都有其自身
不完善的地方比如代理成本模型只考虑了企业股东与经理人企业股东与债
权人之间的道德风险问题导致的代理成本而忽略了企业原有股东与新股东之间
的信息非对称导致的逆向选择成本优序融资理论只考虑了企业原有股东与新股
东之间的信息非对称导致的逆向选择成本而忽略了企业股东与经理人之间的道
德风险问题导致的代理成本而在现实的经济社会里尤其是在我国不完善不
发达的资本市场里代理成本与逆向选择成本都不能不考虑因此现有的国外理
论研究缺乏多角度结合研究单一角度的理论研究对我国上市公司融资行为的解
释力不强而国内的研究只注重实证研究普遍采用就事论事的态度忽略理论
模型的搭建研究的深度不够而且大多数实证研究还直接引用国外的模型研
究样本大多数是截面数据很少使用面板数据由于经济制度环境的差异以及
数据样本选取的缺陷国内很多学者得出的结论缺乏说服力
1.3 论文研究思路及方法
我国资本市场存在严重的非对称信息以及上市公司普遍存在委托代理关系
因此本文把委托代理理论与非对称信息结合起来研究上市公司的融资结构合理
解释股权融资偏好并利用面板数据进行实证研究论文第二章回顾代理成本模
型Ross 1977 模型及优序融资理论三个经典理论模型第三章沿着优序融资
理论的分析思路充分考虑代理成本对企业融资结构的影响拓展优序融资理论
的假设前提提出一个适合我国现状的企业融资结构选择理论模型分析我国上
市公司融资结构的影响因素解释股权融资偏好现象第四章结合以前学者的研
究成果利用面板数据对这些影响因素进行实证检验第五章提出促进我国上市
公司融资结构合理化的建议与对策第六章是结论创新点及进一步研究的问题
本论文利用委托代理理论与信息经济学理论 并利用规范研究与实证研究两
种方法在规范研究方面本论文利用优序融资理论的思想把委托代理理论与
非对称信息结合起来拓展优序融资理论的假设前提充分考虑代理成本破产
成本与逆向选择成本之间的相互影响来分析我国上市公司的融资结构正确剖析
股权融资偏好的形成原因在实证研究方面以前大多数学者采用截面数据本
论文则利用2001 2003年三个年度的面板数据进行计量分析检验因为截面变量
和时间变量的结合信息能够显著减少缺省变量带来的问题
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
12
2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
MM定理表明在没有破产风险税收和交易成本的条件下企业的市场价值
与其融资方式无关但这个理论还存在一个关键的前提假设市场上的外部投资
者与企业经营者具有同样的信息如果企业经营者拥有外部投资者所不了解的信
息而发送真实信息是有成本的那么市场将根据企业不同的融资方式对其资产
给予不同的估价本章分别解释非对称信息环境中企业融资过程可能涉及的道德
风险问题代理成本和逆向选择问题以及它们对企业市场价值的影响
2.1 企业融资过程中道德风险理论介绍
Jensen和Meckling[10](1976)所著作的公司理论管理行为代理成本和所有
权结构是将代理理论引入企业资本结构的经典文献它详细阐述了企业融资过
程中涉及的道德风险问题本节就是介绍他们的理论模型
在现代企业制度下 企业所有者与经营者是分离的在非对称信息中由于
外部投资者无法跟踪监督经营者的行为后者可能会在一个很大的空间内偏离股
东收益最大化目标选择使自己的效用达到最大的经营决策产生典型的道德风
险问题导致代理成本的产生在代理成本存在的情况下融资方式将会影响企
业的价值下面通过一个简单的模型来说明其中的原理[10][43]
2.1.1 股权融资中经营者的道德风险行为
通过比较两种不同的经理行为来分析外部股权对代理成本的影响 一是拥有
企业100%剩余索取权的经理行为二是卖掉部分剩余索取权给外部人的经理行为
假设一个企业由完全拥有它的所有权的人管理他将做出使其利益最大化的经营
决策这些决策不仅仅包含他的企业价值所给的回报而且包含企业活动中各种
非金钱的享受如办公设备轿车的品牌档次度假的时间长短和地点以及休闲
的次数等等他的经营目标将同时兼顾两方面的平衡将企业的价值记为V 能
为该经营者带来非金钱享受的各种活动记为向量( , ,.., ) 1 2 n x = x x x 相应的成本记为
c(x) 公司从活动x的生产性收益中得到的总价值为p(x) 所以在经营者行动x下
企业的净利益B(x) = p(x) − c(x) 那么对企业来说最优的
−x
必然满足
( ) = 0
∂
∂
−
i x
B x i = 1,2,..., n
将 F 定义为经理在非金钱利益方面支出的当前市场价值图2.1中的
− −
V F 描
述了单一所有权人在决定他将从公司中获取多少非金钱收入时面对的限制类似
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
13
于预算约束假设投资水平已定则选取了一个预算约束纵轴衡量企业的市场
价值V 横轴衡量经理在非金钱利益上的支出流的市场价值F
从 F 的定义可以看出F 不仅描述了企业为经营者的非金钱享受所支付的成
本更重要的还描述了经营者从非金钱享受中所获得的效用这样经营者的效
用函数可以用双元函数U(F,V )来表示假设该函数满足基本的效用函数性质这
样它在(F,V )坐标平面上表示为一族向下倾斜并凸向原点的无差异曲线无差异曲
线U 描述了经理对企业价值和非金钱利益的偏好
当经营者拥有100%股
权时他的预算线
− −
V F斜率
为-1 因为他拥有该企业的
全部剩余索取权所以他从
企业取得F 非金钱利益的
现值则自己为此承担的成
本也为F 企业的价值相应
地减少了F 在
−V
上经营
者在非金钱享受上的活动
水平正好等于企业的最优
水平
−x
F = 0 同时企业
的价值达到最大值
−V
在
−F
点上经营者将企业资产完
全用于非金钱享受
−
F = F
V = 0 在经营者全资拥有
企业的前提下他的最大效用将在无差异曲线与预算线的切点A 上达到在A 点
上企业为他的非金钱享受所支付的成本为F* 他对应的非金钱享受活动为x*
企业的价值为V *
现在 考虑另外一种情况企业所有者将企业资产的一部分以股权的形式出售
给外部投资者假设原来的所有者占有α 比例的股权其余比例为1−α 的股权卖
给外部投资者还假设原来的所有者继续保持经营者地位
一般地 外部股东无法监控企业经营者的行动所以假设行动x 不受外部股东
监控因此经营者可以选择最大化自己利益的行动x 由于出售1−α 的股权后
原来的经营者自己仅占有企业总资产比例α 的股权这意味着他对企业收益的剩
余索取权也仅为比例α 如果经营者为追求非金钱享受而挪用企业资产F 他自
己为此承担的成本仅为αF 因此经营者的预算约束线的斜率变为−α 由于为此
F
图2.1 外部股权的代理成本
Figure2.1 The agency cost of external equity
V
V *
V **
−V
V '
F* F** F '
O −
F
A
C
B
l '
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
14
花费的成本不完全出由自己承担所以经营者具有增加x 追求私利的动机这样
的行为会降低企业的价值企业价值的下降部分就是所谓的代理成本
假设外部股东所支付的股权价格是(1−α )V * 厂商的可使用的资产与原来相比
没有变化但经营者现在的预算约束线是l' 其斜率为−α 并且经过经营者出售
股权前的效用最大化点A 这是因为只要经营者自己愿意他总可以选择原来的
行动水平此时的预算线l'与一条无差异曲线相切于B点因此经营者的效用最大
化点是B点在B点上F = F ' V = V ' 从图1可以看出V * > V ' 这是由于
代理成本的存在 企业的价值比股权出售前降低了
但是 如果股票市场表现出理性预期则外部投资者不会以现金(1−α )V *购买
只值(1−α )V '的股权Jensen和Meckling[10](1976)证明了这样一个定理对企业1−α
部分的索取权考虑到经理行为方面的变化外部人将只支付他期望的企业价值
的1−α 倍这意味着如果经营者从企业资产中挪用F 来追求自己的非金钱享受
他必须自己承担全部成本也就是说即使经营者只占企业的部分股权只要外
部投资者是完全理性的经营者能实现的“公利”和“私利”间的转换比率仍然是1 1
因此他的效用最大化点仍然处于原来的预算线
− −
V F上因为原来预算线的斜率为
-1 同时效用最大化点也必须是一条无差异曲线与斜率为−α 的新预算线的切点
所以经营者的效用最大化点必然是图上的C点在C点上对应的F = F**
V = V ** 从图可以看出V ** < V * 如果外部投资者是充分理性的他们对1−α 的
股权最高的出价为(1−α )V ** 这就意味着在企业总价值方面的下降V * −V ** 全
部被强加在经营者上V * −V ** 的差值是由于代理关系而产生的这就是所谓
的外部股权代理成本
2.1.2 负债融资中股东的道德风险行为
如果原来的企业所有者不是向外发行股权 而是发行债券那么是否存在代理
成本呢Jensen和Meckling[10](1976)认为如果不存在破产风险则不会产生代理
成本原因是如果只发行债券企业的所有者仍然拥有企业全部资产的剩余索
取权他挪用企业资产F 来追求非金钱享受但自己承担的成本正好也是F 这
样经营者就没有增加行动x 来追求私利的动机就不会引起企业价值的降低
但是 现实社会中企业的破产风险是普遍存在的由于企业股东受有限责任
制度的保护破产线以下的损失完全由债权人承担而股东能获得经营成功时的
几乎所有超额利润在上面的模型中企业经营者同时也是股东他有较为强烈
的风险爱好动机这样的动机使得企业做出一些风险过高的项目投资决策从而
损害债权人的利益但是潜在的债权人是理性的他们会预料到企业的风险爱
好动机从而在双方签订借贷合约时要求较高的名义利息来保证自己的利益不受
损害这样又把企业经营者风险爱好动机造成的代理成本转嫁到股东头上来这
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
15
就是资产替代效应因此负债融资也会产生代理成本Jensen和Meckling[10](1976)
把这类发生在股东与债权人之间的代理成本称为债权代理成本
2.1.3 代理成本与企业最优融资结构的选择
代理成本理论认为 负债可以间接提高管理层的持股比例使管理层与外部股
东的目标函数趋于一致缓和两者之间的利益冲突而且负债作为一种硬预算约
束债权约束了管理者“败德”行为因此企业引入负债是一种很重要的降低股权
代理成本的治理机制但是当企业发行公司债或向金融机构借款时股东与债权
人之间就形成了以负债契约为介质的委托代理关系也就存在债权人和股东之间
的利益冲突股东有将本属于债权人的权益转移到自己手中的内在动因这种股
东的败德行为导致了债权代理成本的产生所以引入负债可以降低外部股权代
理成本但同时又会产生债权代理成本
因此 Jensen和Meckling[10](1976)认为企业最优的负债比例应当定于这样一
个水平d * 见图2.2 使得发
行外部股权所产生的边际代
理成本恰好等于发行债券所
产生的边际资产替代效应在
最优负债比例d *以下负债
融资是优于外部股权融资在
最优负债比例d *以上尽管
发行新股会产生代理成本但
是由此避免的资产替代效应
更大企业仍会优先选择外部
股权融资的方式也就是说
在股权融资和负债融资的代
理成本最终由股东负担的情
况下企业经营者在选择融资
方式和最优资本结构时必须充分考虑各种融资方式的代理成本将资本结构确
定在各种融资代理成本最低的点上
2.2 企业融资过程中逆向选择理论介绍
Ross[12] 1977 最早从信息不对称角度来探讨融资问题认为债务融资传递的
积极信号可以增加企业价值因此企业首先选择债务融资Myers[9] 1984 Myers
and Majluf[13] 1984 进一步研究信息不对称下企业融资决策提出了著名的优序
融资理论下面简要地介绍这两个非对称信息融资理论[9][12][13][43][44]
d *
1 2 C = C + C
1 C 2 C
C
0 1 d
图2.2 代理成本与资本结构
Figure2.2 Agency cost and capital structure
C 代理成本d 负债率
1 C 债权代理成本2 C 外部股权代理成本
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
16
2.2.1 ROSS 模型
不妨假设资本市场不存在交易成本和税收效应 投资者是风险中性的市场
以外生的无风险利率r 对企业价值进行评估假定市场上只存在两类企业类型L
以及类型H 其中L < H L和H 是企业的真实收益企业类型属于私人信息
即只有企业的经营者才知道企业的类型外部投资者不清楚但是外部投资者相
信企业为H 类型的概率为p 为L类型的概率为1− p 如果在期初市场上的信
息是对称的那么投资者完全能够区分两类企业的类型知道了企业收益的真实
分配了解两类企业的真实市场价值
r
V H H
+
=
1 0 r
V L L
+
=
1 0
如果市场上存在不确定性因素 有非对称信息存在则投资者无法甑别两种
类型的企业所以市场对每个企业的估价都是
r
V pH p L
+
+ −
=
−
1
(1 )
0
L < H V L V V H 0 0 0 < <
−
假设经理人的报酬函数与企业期初的市场价值 0 V 和期末的市场价值1 V 正相
关而且当企业在期末无力清偿到期债务D 经理人将受到惩罚C 这种惩罚可
能是金钱上的惩罚也可以是名誉上的损失导致经理人重新上岗成本增加因
此可以假定经理人的报酬函数为
− <
≥
= + +
V C V D
V V D
F r V
1 1
1 1
0 0 1 γ (1 ) γ
其中 0 γ 1 γ 分别为企业期初与期末市场价值的权重由于非对称信息的影响
H 类型的企业价值被低估因此经理人的报酬函数随之降低H 类型企业的经理
人为了最大化自己的报酬函数就有动机调整企业的负债水平让市场有效识别
自己企业的真实市场价值下面探讨经理人如何来确定自己的负债水平DH或DL
以达到一个信号分离均衡两类企业都没有模仿对方的动机
外部投资者对所有企业债券的面值评估的平均水平为D* 且
L < D* < H
如果企业发行的债券D > D* 则投资者将认为该企业的类型为H 如果企业
发行的债券D < D* 则投资者将认为该企业的类型为L 因此两类企业经理人
的报酬函数分别为
+ <
+ < <
=
*
0 1
*
0 1 ( )
( )
L H D D
H D D H
F D H
H
H H
γ γ
γ γ
..……………… ....…………….. 2.1
+ <
+ − >
=
*
0 1
*
0 1
( )
( )
( )
L D D
H L C D D
F D L
L
L L
γ γ
γ γ
…………………………………. 2.2
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
17
式2.1 显示如果H 类型企业向市场发送自己的真实类型H 即发行的债
券D' > D* 那么该企业经理人的报酬为F H (DH ) ( )H 0 1 = γ +γ 如果H 类型企业
向市场发送自己的类型为L 即发行的债券D' < D* 那么该企业经理人的报酬为
F H D L H
0 1 ( ') = γ +γ 由于F H (D') L H F H (DH ) ( )H 0 1 0 1 = γ +γ < = γ +γ 所以H 类
型企业没有动机模仿L 类型的企业
式 2.2 显示如果L 类型企业向市场发送自己的真实类型L 即发行的债
券D' < D* 那么该企业经理人的报酬为F L (DL ) ( )L 0 1 = γ +γ 如果L类型的企业
向市场发送自己的类型为H 即发行的债券D' > D* 那么该企业经理人的报酬为
( ') ( ) 0 1 F L D = γ H +γ L − C 要使得L类型的企业没有动机模仿H 类型的企业必
须满足
F L (D') H (L C) F L (DL ) ( )L 0 1 0 1 = γ +γ − < = γ +γ
即 必须满足
H L C 0 1 γ ( − ) < γ …………………………………………………………….. 2.3
在式 2.3 成立的前提下就达到了一个分离均衡两类企业的经理人都没
有动机去改变传送自己真实类型的信号即两类企业没有动机去相互模仿对方
市场投资者根据两类企业信号评估企业的价值是正确有效的
式 2.3 的经济含义是L 类型企业的经理人传递虚假信息的成本C 1 γ 必须
大于传递虚假信息的收益( ) 0 γ H − L 其中传递虚假信息的成本C 1 γ 与企业的经理
人遭受的破产惩罚C 即破产成本成正相关因此其他条件不变企业的破
产成本增加L 类型企业去模仿H 类型企业的概率在下降也就是人为地调高自
己的负债水平的概率在下降即破产成本与企业负债率负相关
2.2.2 优序融资理论
不妨假设企业一开始的资产都是股权资产 原有股东与经理人之间不存在代理
成本经理人的利益与企业原有股东的利益是一致的因此企业的经营目标是使
现有股东权益最大化假定市场上只存在两类企业类型L与类型H 其中L < H
企业的现有资产取决于企业类型首先企业类型属于私人信息即只有企业的
经营者才知道企业的类型外部投资者不清楚但是外部投资者相信企业为H 类
型的概率为p 为L类型的概率为1− p 两种类型的企业都可以获得新项目新
项目需要的投资为I 其净现值为v 其中I v 是大家所了解的共同信息企业
必须决定是否接受此项目如果接受投资I 必须通过新股发行而获得考虑以下
的一种均衡H 型企业拒绝此项目而且不发行股票而L 型企业接受该项目并且
发行价值为I 的股票投资者相信股票的发行意味着企业为L 类型为了证明这是
一种均衡首先注意投资者的信念是理性的其次有了这种信念L 型企业发行
的股票被市场公平地定价即现有股东把企业的β = I /(L + I + v)分给新股东而
重庆大学硕士学位论文 2 非对称信息环境下的企业融资结构选择
18
自己接受项目和发行股票的报酬为(1− β )(L + I + v) = L + v 于是L型企业的现
有股东通过发行股票在新项目中获得v 的净现值他们不愿模仿H 型企业因为这
需要放弃该项目及其正的净现值而现有资产的价值又得不到补偿即他们的报
酬将是L 最后如果一个H 型企业放弃了这一项目给现有股东的报酬仅为H
另一方面如果H 型企业模仿L 型企业而发行股票该股票就会被市场定价就
像该企业是L型企业一样在这种情况下现有股东的报酬为(1− β )(H + I + v)
当(1− β )(H + I + v) < H 或者(H − L)β > v时新股票的价格低估将会很严重以
致H 型企业的现有股东将放弃对现有资产及新项目的整个净现值的要求他们因
承担该项目而被拖累于是在均衡时为了使参数满足不等式(H − L)β > v 只
有L型企业会接受正净现值项目(H − L)β 是转移到了新股东的价值新股东以
交易价格L 而不是真实价值H 获得了企业β 部分的价值该不等式表明如果这
种转移超过了该项目的净现值投资不足的问题就会发生
从上面的分析可以看出 只有L 类型企业才会选择新股发行进行融资在企业
宣布发行股票之前企业现有股票的市场价值为pH + (1− p)(L + v) 这是市场对
企业股票的均衡预期而在企业宣布发行股票之后投资者意识到企业是L 类型
因此企业的价值变为L + v 因为pH + (1− p)(L + v) > L + v 所以股票发行的宣布
导致现有股票价格的下跌要是企业不选择股票发行进行融资而是选择通过内
部资金或无风险债券融资将不能传递任何信息也不会引起任何股价的反应
因此当企业自由资金不足时就会优先选择发行与非对称信息无关的证券—债券
融资企业融资就遵循“内源融资—债务融资—股权融资”的顺序这就是优序融资
理论
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
19
3 我国上市公司融资结构选择理论分析
从上一章回顾代理成本理论和优序融资理论的过程中可以看到 两个经典理
论模型都有其自身不完善的地方代理成本理论只考虑了企业股东与经理人企
业股东与债权人之间的道德风险问题导致的代理成本而忽略了企业原有股东与
新股东之间的非对称信息导致的逆向选择成本优序融资理论只考虑了企业原有
股东与新股东之间的非对称信息导致的逆向选择成本而忽略了企业股东与经理
人之间的道德风险问题导致的代理成本而在现实的经济社会里尤其是在我国
不完善不发达的资本市场里代理成本与逆向选择成本都不能不考虑因此单
纯用代理成本理论或优序融资理论来研究我国上市公司融资结构都存在局限性
要合理剖析我国上市公司融资结构就必须拓展两个经典理论模型把代理成本
与逆向选择成本结合起来研究本章主要是利用优序融资理论的思想拓展其理
论的假设前提充分考虑代理成本与逆向选择成本之间的相互影响来构建理论模
型
3.1 企业融资方式选择的定量刻画与解释一个模型
优序融资理论的推导前提 企业经理人作为企业投资项目的决策者是按照
满足企业原有股东价值最大化进行投资决策换句话说企业经理人与原有股东
不存在委托代理关系经理人完全按照原有股东的利益行事但是在现实的企业
里面经理人是理性的股东与经理人的委托代理关系是不容忽视的因此要充
分考虑原有股东与经理人之间的委托代理关系即经理人的道德风险导致的股权
代理成本很明显当企业的治理结构极差内部人控制严重经理人能完全控
制企业时经理人有能力完全按照自己的收益最大化进行决策当企业的治理结
构相当完善经理人根本不能控制企业时经理人就必须按照原有股东价值最大
化进行投资决策这只是两个极端当企业的治理结构位于两者之间经理人控
制上市公司的程度位于两者之间时企业的投资决策函数是经理人控制上市公司
程度的函数因此假设企业的投资决策要满足企业原有股东与经理人的加权收益
最大化是有意义的
即 i
t
i
t
i
zt = ky + (1− k)s …………………………………………………… 3.1
因此本论文的模型拓展了优序融资理论的假设前提 企业的投资决策函数是
使企业原有股东收益最大化
其中 z 表示原有股东与经理人的加权收益k 表示经理人控制上市公司的程
度k ∈(0,1) y表示企业经理人的收益s表示企业原有股东的收益t = 0,1 t = 0
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
20
表示期初t = 1表示期末i表示企业类型i = H, L
本文进一步假设企业经理人的收益y分成四部分股权收益αE 工资w 私
人收益B 和破产成本C t t
i
t
i
t y =αE + w + B − pC 假设现有股东价值函数为
i
t
i
t s = (1−α )E 其中α 表示经理人占原有股东股份的比例即管理者股权比例
α ∈(0,1) E表示企业的权益价值p是企业的破产概率假设工资w是固定不变
的
本文认为 我国上市公司经理人的私人收益B 是依赖于企业而存在的一旦企
业破产则私人收益就会随之消失私人收益主要包括在职消费以及操纵上市公
司进行对自己有利的关联方交易假设私人收益是负债率γ 的减函数其原因在于
负债的增加加强了企业还本付息的硬约束增大了企业破产的概率从而减小
了企业经理人攫取私人收益的机会而且利用股权融资增大了经理人可自由使
用的资金有可能增大关联交易金额从而增大了经理人的私人收益因此有
( ) t t B = B γ ' ( ) < 0 t B γ ……………………………………………………… 3.2
而且本文认为企业的破产概率 p 是企业负债率γ 的增函数因为负债越多企
业破产的概率越大因此有
( ) t t p = p γ ' ( ) > 0 t p γ ………………………………………………………..(3.3)
本文假设经济中存在两类企业H 和L H 类企业的原始权益价值为E H 0 L 类
企业的原始权益价值为E L 0 且E H E L 0 0 > 外部投资者与企业经理人之间对企业的
原始权益价值存在非对称信息只有经理人自己确切知道企业的类型属于哪一类
而外部投资者不了解但他们知道所有企业中H 类企业占的比例为π L 类型占
1−π 其中0 <π < 1 因此当外部投资者面对一个特定的企业时他会推测认
为它是H 类企业的概率为π 是L类企业的概率为1−π
本文假设每一个企业都有一个新的投资项目 且每个投资项目需要外部资金
I 项目投资的净现值为确定值v 其中v > 0 外部投资者都了解投资项目的这些
信息集(I,v)
假设所有企业都采取新股发行进行投资 由于投资者不清楚特定的企业类型
因此他们只有依概率来估计每个企业的初始权益价值即
E EH EL 0 = π 0 + (1−π ) 0
−
……………………………………………………….. 3.4
E H E L 0 0 > 0 <π < 1
EL E EH 0 0 0 < <
−
…………………………………………………………. 3.5
从式 3.5 可以看出受到非对称信息的影响H 类企业的初始权益价值被
低估而L 类企业的初始权益价值被高估
当不存在股权代理成本时 企业发行新股以后
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
21
H 类企业的真实权益价值为EH = EH + I + v 1 0 ………………………… 3.6
L类企业的真实权益价值为EL = EL + I + v 1 0 ……………………………. 3.7
而市场上的外部投资者对每个企业的权益价值估计为
E = E + I + v
− −
1 0 ……………………………………………………………… 3.8
由于企业初始的权益价值被市场扭曲 因此发行新股后的企业权益价值也相
应地被市场扭曲由式3.5 3.6 3.7 3.8 可以得出式3.9
E L E E H 1 1 1 < <
−
………. ……………………………………………………… 3.9
但是在现实的企业里面 经理人是理性的股东与经理人的委托代理关系是
不容忽视的因此当企业向外部投资者发行股票时要充分考虑经理人的道德风
险行为导致企业权益价值的下降这种企业权益价值的下降就是所谓的股权代理
成本本文认为当t = 1 企业进行股权融资间接降低了经理人的持股比例
经理人的败德行为将使企业的权益价值Ei 1 降低到Ei 1 σ 权益价值的降低部分
Ei Ei 1 1 −σ 就是股权代理成本假设σ =σ (α ) σ ' (α ) > 0 σ '' (α ) < 0 σ ∈(σ * ,1)
σ *E是企业权益价值可以降低的最小值原因在于当管理者的持股比例比较小
时随着管理者的持股比例增大其与股东利益的相关性就增强管理者发生败
德行为的动机就越不足外部股权代理成本就越小因此σ ' (α ) > 0 但由管理者
股权地位确定假说可知随着管理者的持股比例不断增大管理者确立和巩固了
股权地位将会导致内部人控制及道德风险股权代理成本减小的幅度会随着管
理者持股比例的不断增大而逐渐降低甚至可能达到股权代理成本增加的程度
因此σ '' (α ) < 0
因此 考虑到现实情况存在股权代理成本企业发行新股以后H 类企业的
真实权益价值由EH 1 降低到EH 1 σ L类企业的真实权益价值由EL 1 降低到EL 1 σ 而市
场上的外部投资者对每个企业的权益价值估计由
−
1 E 降低到
−
1 σ E
当企业要通过发行新股来募集足够的资金 I 则需要向外部投资者新发行的股
份占事后总股权比例为−
E
I
σ
因此企业原有股东的持股比例为(1 )(1 )
1
− − −
E
I
σ
α 而
经理人的持股比例为(1 )
1
− −
E
I
σ
α
zi kyi k si 1 1 1 = + (1− ) , zi kyi k si0 0 0 = + (1− )
E w B p C
E
yi I i
1 1 1
1
1 = (1− ) + + − − σ
σ
α yi Ei w B p C
0 0 0 0 =α + + −
i Ei
E
s I 1
1
1 (1 )(1 )σ
σ
α − = − − si Ei 0 0 = (1−α )
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
22
[ (1 ) ( )] 1 1 1 0 0 0
1
1 0 E w B p C E w B p C
E
Δzi = zi − zi = k − I i + + − − i + + − − σ α
σ
α
(1 )[(1 )(1 ) (1 ) ] 1 0
1
Ei Ei
E
k I σ α
σ
+ − −α − − − −
[ (1 )(1 )][(1 ) ] ( ) [ ( ) ] 1 0 1 0 1 0
1
E E k B B k p p C
E
Δzi = k + − k − − I i − i + − + − − − σ
σ
α α
i Ei Ei k k Ei
E
z k k I 1 0 1
1
Δ = [ + (1− )(1− )][(1− ) − ] + [ + (1− )(1− )]( −1) − α α α α σ
+ ( ) [ ( ) ] 1 0 1 0 k B − B + k − p − p C .....................................................................(3.10)
式(3.10)反映了企业采用新股发行方式筹集资金后企业原有股东与经理人的
加权收益变动情况[ (1 )(1 )][(1 ) ] 1 0
1
Ei Ei
E
k + − k − − I − − α α 刻画了非对称信息导致的逆
向选择成本给加权收益带来的影响k k Ei 1 [ α + (1− )(1−α )](σ −1) 刻画了股权代理成
本给加权收益带来的影响( ) 1 0 k B − B 刻画了私人收益给加权收益带来的影响
[ ( ) ] 1 0 k − p − p C 刻画了破产成本给加权收益带来的影响
3.2 L 类型企业进行股权融资的前提条件
当 L 类型企业需要外部资金时其筹集资金的手段主要有新股发行及负债而
L 类型企业不管采用哪种融资方式都必须满足具有财务决策权的相关者的利益不
受到损害因此L 类型企业进行股权融资的充分必要条件为
0 1 0 ΔzL = zL − zL > ……………………………………………………………..(3.11)
由式(3.10)可得到
L EL EL k k EL
E
z k k I 1 0 1
1
Δ = [ + (1− )(1− )][(1− ) − ] +[ + (1− )(1− )]( −1) − α α α α σ
+ ( ) [ ( ) ] 1 0 1 0 k B − B + k − p − p C
E EL 1 1 >
−
E E E E I
E
− I L − L > L − L − − 1 0 1 0
1
(1 )
由式(3.7)可知EL = EL + I + v 1 0
(1 ) 0 1 0 1 0
1
− − > − − > > − E E E E I v
E
I L L L L
[ (1 )(1 )][(1 ) ] 0 1 0
1
+ − − − − > −
EL EL
E
kα k α I 表明L类型企业新股发行后
非对称信息导致的逆向选择将增大企业原有股东与经理人的加权收益
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
23
发行新股后企业的资产负债率要下降即1 0 γ <γ
' ( ) < 0 t B γ
( ) 0 1 0 k B − B > 表明L类型企业新股发行后私人收益的增大将增大加权
收益
' ( ) > 0 t p γ
[ ( ) ] 0 1 0 k − p − p C > 表明L类型企业新股发行后破产概率的减小使得破产
成本给加权收益带来的正的影响即破产成本C 的增大将增大加权收益
新股发行后 虽然[ (1 )(1 )]( 1) 0 1 kα + − k −α σ − EL < 即股权代理成本将减少加
权收益但是当私人收益以及破产成本给加权收益带来的增加大于股权代理成本
给加权收益带来的减少时式(3.11) Δz L > 0得到满足
上面的分析表明 L 类型的企业在进行股权融资时由于市场非对称信息的存
在造成外部投资者高估了L 类企业的市场价值同时股权融资增大了私人收益
减小了破产概率这三方面的因素导致企业原有股东与经理人的股权收益得到增
加而股权代理成本将减少加权收益但是当私人收益以及破产成本给加权收益
带来的增加大于股权代理成本给加权收益带来的减少时企业原有股东价值与经
理人的加权收益得到了增加满足了L 类企业进行股权融资的充分必要条件
Δz L > 0 因此L类型的企业乐意通过新股发行进行融资
3.3 H 类型企业进行股权融资的前提条件
同理 可以得出H 类型企业进行股权融资必要条件是
0 1 0 ΔzH = zH − zH > …………………………………………………………...(3.12)
因此必须满足
H EH EH k k EH
E
z k k I 1 0 1
1
Δ = [ + (1− )(1− )][(1− ) − ] + [ + (1− )(1− )]( −1) − α α α α σ
+ ( ) [ ( ) ] 0 1 0 1 0 k B − B + k − p − p C >
定义ϕ (α , k) = kα + (1− k)(1−α )
从而有
( , )[(1 ) ] ( , )( 1) ( ) [ ( ) ] 1 0 1 1 0 1 0
1
E E k E k B B k p p C
E
Δz H = k − I H − H + − H + − + − − − ϕ α ϕ α σ
式中的Δz H 是企业在进行股权融资后企业经理人与原有股东之间的加权收
益相对于融资前的变动包括四个方面
其一是非对称信息导致的逆向选择对经理人与原有股东加权收益的变动 体
现在( , )[(1 ) ] 1 0
1
EH EH
E
k − I − − ϕ α 上如果外部投资者认为一个企业是H 类的可能性足
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24
够小就可能使得H H EH
E
E E I 1
1
1 0 − − < 成立即流向新股东的股权价值超过了企业资
产的净增值就使得( , )[(1 ) ] 0 1 0
1
− − < −
EH EH
E
ϕ α k I 成立即非对称信息导致的逆向
选择会减小企业原有股东与经理人的加权收益而管理者股权α 以及内部控制度k
可能会影响逆向选择成本对加权收益的作用大小
其二是股权代理成本对加权收益的变动 体现在k EH 1 ϕ (α , )(σ −1) 上由于企
业发行新股稀释了经理人的股权激励了经理人的败德行为导致股权代理成
本的产生降低了企业权益价值因此股权代理成本会减小企业经理人与原有股
东的加权收益而管理者股权α 以及内部控制度k 可能会影响股权代理成本对加权
收益的作用大小
其三是私人收益的变动引起对加权收益的变动 体现在( ) 1 0 k B − B 上由于上
市公司进行股权融资导致经理人的私人收益增大0 1 0 ΔB = B − B > 因此私人收益
会增大企业经理人与原有股东的加权收益而内部控制度k 可能会影响私人收益对
加权收益的作用大小
其四是破产成本的变动所引起的对加权收益的变动 体现在[ ( ) ] 1 0 k − p − p C 上
由于上市公司进行股权融资会降低企业的负债率相应地减小了企业破产的概率
即( ) 0 1 0 − p − p > 因此随着破产成本C的增大企业经理人与原有股东的加权收
益将会增大而内部控制度k 可能会影响破产成本对加权收益的作用大小
当私人收益以及破产成本给加权收益带来的增加大于逆向选择成本以及股权
代理成本给加权收益带来的减少时企业原有股东价值与经理人的加权收益得到
了增加满足了H 类企业进行股权融资的充分必要条件Δz H > 0 H 类型的企
业乐意通过新股发行进行融资因此此时存在一个混同均衡两类企业都将发
行新股进行融资外部投资者将无法从企业的行动中得到任何关于企业类型的信
息
从上面的分析还可以得出 随着私人收益的增大Δz H > 0的概率在增大企
业采用新股发行进行融资的概率在增大即私人收益对我国上市公司偏好股权融
资有正的影响效应私人收益与企业负债率负相关随着破产成本的增大Δz H > 0
的概率在增大企业采用新股发行进行融资的概率在增大即破产成本对我国上
市公司偏好股权融资有正的影响效应破产成本与企业负债率负相关
下面两节着重探讨管理者股权α 以及内部控制度k 对企业经理人与原有股东
加权收益变动的作用机制
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
25
3.3.1 管理者股权α 对企业融资结构的作用机制
现在来讨论内部控制度 k 存在的两种情况
2
0 < k < 1 1
2
1 < k <
2
0 < k < 1
现只讨论管理者股权α 因此把内部控制度k当成常数ϕ (α , k) =ϕ (α )
而且σ =σ (α )
因此有
( )[(1 ) ] ( )[ ( ) 1] ( ) [ ( ) ] 1 0 1 1 0 1 0
1
E E E k B B k p p C
E
Δz H = − I H − H + − H + − + − − − ϕ α ϕ α σ α
从上面的式子可以得到 管理者股权比例α 是从非对称信息导致的逆向选择
成本与股权代理成本两方面来影响加权收益的
ϕ (α ) = kα + (1− k)(1−α )
2
0 < k < 1
ϕ ' (α ) = 2k −1 < 0
因此 随着管理者股权比例α 的增大逆向选择成本给加权收益带来的负面
影响( )[(1 ) ] 1 0
1
EH EH
E
− I − − ϕ α 的绝对值将降低股权代理成本给加权收益带来的负面
影响EH 1 ϕ (α )(σ −1) 的绝对值也将得到减小这样就增大了企业经理人与原有股东
的加权收益企业采用股权融资的概率在增大采用负债融资的概率相应地在降
低因此当
2
0 < k < 1 时管理者股权比例α 与企业负债率负相关
1
2
1 < k <
ϕ (α ) = kα + (1− k)(1−α ) 1
2
1 < k <
ϕ ' (α ) = 2k −1 > 0
当管理者股权比例α 比较大时因为股权代理成本减小的幅度会随着管理者
持股比例的不断增大而逐渐降低即σ '' (α ) < 0 因此随着管理者股权比例α 的
增大股权代理成本给加权收益带来的负面影响EH 1 ϕ (α )(σ −1) 的绝对值的减小将
有限同时当管理者股权比例α 比较大时随着管理者股权比例α 的增大逆
向选择成本给加权收益带来的负面影响( )[(1 ) ] 1 0
1
EH EH
E
− I − − ϕ α 的绝对值将明显增
大上面的分析表明当管理者股权比例α 比较大时逆向选择成本对企业经理
人与原有股东加权收益变动起主要作用而外部股权代理成本起次要作用随着
管理者股权比例α 的增大逆向选择成本给加权收益带来的负面影响将明显增大
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
26
企业将增加使用负债来降低非对称信息损失即管理者股权比例α 与企业负债率
正相关
当管理者股权比例α 比较小且变化区间范围有限时因为ϕ ' (α ) = 2k −1 > 0
同时( ) 1 max
ϕ ' α = 因此虽然随着管理者股权比例α 的增大ϕ (α )会增大但α
本身很小且变化区间范围有限以及ϕ (α )的最大斜率值为1 则ϕ (α )增大有限导
致逆向选择成本给加权收益带来的负面影响( )[(1 ) ] 1 0
1
EH EH
E
− I − − ϕ α 的绝对值的增
大有限同时当管理者股权比例α 很小时α 的增大将显著降低股权代理成本
因此股权代理成本给加权收益带来的负面影响EH 1 ϕ (α )[σ (α ) −1] 的绝对值将显著
地降低上面的分析表明当管理者股权比例α 比较小时股权代理成本对企业
经理人与原有股东加权收益变动起主要作用而逆向选择成本起次要作用随着
管理者股权比例α 的增大股权代理成本将显著地减小企业可以相应地减小使
用负债即管理者股权比例α 与企业负债率负相关
本文统计了 2000 年以前在沪市上市A 股的公司2001-2003 年三年的管理者持
股比例以及内部人控制程度其中剔除了ST PT 公司以及金融类公司总共335
家公司本文采用国内学者通用的内部控制度的表述方法采用内部董事人数与
董事会总人数的比值来衡量内部控制度统计显示管理者持股比例的平均值只
有0.0415% 非常小而最大值也只有1.55% 最小值为0 并且有相当一部分公
司的管理者持股比例为0 而内部人控制程度的平均值为 0.80 最大值为1 最
小值为0.5 所以我国上市公司管理者持股比例0 <α < ε < 1/ 2 其中ε 为接近于
零的正数内部人控制程度1/ 2 < k < 1 是比较符合我国上市公司现状的因此
在我国上市公司里股权代理成本对企业经理人与原有股东加权收益的变动起主
要作用而逆向选择成本起次要作用随着管理者股权比例α 的增大外部股权
代理成本将显著地减小企业可以相应地减小使用负债即管理者股权比例α 与
企业负债率负相关
3.3.2 内部控制度k 对企业融资结构的作用机制
现在来讨论管理者股权α 存在的两种情况1
2
1 <α <
2
0 <α < 1
1
2
1 <α <
现只讨论内部控制度k 因此把管理者股权α 当成常数ϕ (α , k) =ϕ (k)
因为有
( , )[(1 ) ] ( , )( 1) ( ) [ ( ) ] 1 0 1 1 0 1 0
1
E E k E k B B k p p C
E
Δz H = k − I H − H + − H + − + − − − ϕ α ϕ α σ
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
27
所以有
( )[(1 ) ] ( )( 1) ( ) [ ( ) ] 1 0 1 1 0 1 0
1
E E k E k B B k p p C
E
Δz H = k − I H − H + − H + − + − − − ϕ ϕ σ
从上面的式子可以得到 内部控制度k 是从逆向选择成本股权代理成本私
人收益以及破产成本四方面来影响加权收益的
ϕ (k) = kα + (1− k)(1−α ) 1
2
1 <α <
ϕ ' (k) = 2α −1 > 0
因此 随着内部控制度k 的增大逆向选择成本给加权收益带来的负面影响
( )[(1 ) ] 1 0
1
EH EH
E
k − I − − ϕ 的绝对值将增大股权代理成本给加权收益带来的负面影响
k EH 1 ϕ ( )(σ −1) 的绝对值也将得到增大私人收益和破产成本给加权收益带来的正
面影响将增大上面的分析表明当逆向选择成本或股权代理成本对加权收益的
变动起主要作用时随着内部控制度k 的增大企业经理人与原有股东的加权收益
在降低企业采用股权融资的概率在减小内部控制度k 与企业负债率正相关当
私人收益或破产成本对加权收益的变动起主要作用时随着内部控制度k 的增大
企业经理人与原有股东的加权收益在增大企业采用股权融资的概率在增大内
部控制度k 与企业负债率负相关
2
0 <α < 1
ϕ (k) = kα + (1− k)(1−α )
2
0 <α < 1
ϕ ' (k) = 2α −1 < 0
因此 随着内部控制度k 的增大逆向选择成本给加权收益带来的负面影响
( )[(1 ) ] 1 0
1
EH EH
E
k − I − − ϕ 的绝对值将减小股权代理成本给加权收益带来的负面影响
k EH 1 ϕ ( )(σ −1) 的绝对值也将得到减小私人收益和破产成本给加权收益带来的正
面影响将增大上面的分析表明随着内部控制度k 的增大企业经理人与原有股
东的加权收益在增大企业采用股权融资的概率在增大采用负债融资的概率相
应地在降低内部控制度k 与企业负债率负相关
在我国的现实情况下 上市公司管理者股权非常低0 <α < ε < 1/ 2 其中ε 为
接近于零的正数因此内部控制严重导致了我国上市公司偏好股权融资内部控
制度k 与企业负债率负相关
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
28
3.4 本章小节
本章在非对称信息的基础上 利用优序融资理论的思路结合代理成本理论
充分考虑代理成本对企业融资结构的影响拓展优序融资理论的假设前提得到
了一个重要方程即式3.10
i Ei Ei k k Ei
E
z k k I 1 0 1
1
Δ = [ + (1− )(1− )][(1− ) − ] +[ + (1− )(1− )]( −1) − α α α α σ
+ ( ) [ ( ) ] 1 0 1 0 k B − B + k − p − p C
其中i = H, L
式 3.10 表明
随着私人收益的增大 企业经理人与原有股东的加权收益在增大企业采
用新股发行进行融资的概率在增大即私人收益对我国上市公司偏好股权融资有
正的影响效应私人收益与企业负债率负相关随着破产成本的增大企业经理
人与原有股东的加权收益在增大企业采用新股发行进行融资的概率在增大即
破产成本对我国上市公司偏好股权融资有正的影响效应破产成本与企业负债率
负相关
当管理者股权α 比较低且变化区间范围比较有限时管理者股权α 的增大
不会显著增大逆向选择成本给加权收益带来的负面影响但是会显著减小股权代
理成本则股权代理成本对企业经理人与原有股东加权收益的变动起主要作用
而逆向选择成本起次要作用因此管理者股权α 在低值区间的增大企业经理
人与原有股东的加权收益在增大企业采用新股发行进行融资的概率在增大而
负债融资的概率在减小即管理者股权α 与企业负债率负相关管理者股权α 与
负债是降低股权代理成本的相互替代机制
在我国上市公司管理者的持股比例α 普遍比较小的现实情况下随着上市
公司内部控制度k 的增加逆向选择成本给经理人与原有股东的加权收益带来的损
失将降低股权代理成本给经理人与原有股东的加权收益带来的损失也将降低
而私人收益与破产成本给加权收益带来正的影响将增大因此随着内部控制度k 的
增大企业经理人与原有股东的加权收益在增大内部控制严重导致了我国上市
公司偏好股权融资内部控制度k 与企业负债率负相关
从式 3.10 分析得出虽然企业在进行股权融资时私人收益和破产成本对
企业经理人与原有股东加权收益的变动有正的影响即私人收益和破产成本对我
国上市公司普遍存在股权融资偏好行为有正的影响效应但到底是私人收益的影
响效应大一些还是破产成本的影响效应大一些呢这两种影响效应都显著吗
还有在我国上市公司管理者的持股比例α 普遍比较低的现实情况下上市公司
内部控制程度的增加反而减小了逆向选择成本以及外部股权代理成本给企业经
理人与原有股东的加权收益带来的损失但这种总的损失的降低效应显著吗到
重庆大学硕士学位论文 3 我国上市公司融资结构选择理论分析
29
底这种降低效应大一些还是私人收益及破产成本对加权收益变动正的影响效应
大一些呢
由于这在这一章的理论分析无法得出结论 因此在下章的实证研究中要注意
对这些影响效应的显著性检验以及影响效应大小的分辨
重庆大学硕士学位论文 4 我国上市公司融资方式选择的实证分析
30
4 我国上市公司融资方式选择的实证分析
从第三章的理论分析来看 管理者持股比例α 企业的内部控制度k 私人收
益B 以及破产成本C 对企业融资方式的选择有重要的影响本章就这些影响因素
进行实证检验虽然本论文研究的重点是管理者持股比例α 内部控制度k 私人
收益B 以及破产成本C 对企业融资结构的影响但是还有很多因素也会对企业的
融资结构产生内在的影响比如股权结构公司的业绩指标等因此本章在实
证研究中把这些影响因素也一并纳入分析
4.1 影响企业融资方式选择的模型设计
4.1.1 理论模型设计
因为负债率的变化可以充分反映企业融资方式的选择 因此本文以企业负债
比率作为因变量采用多元回归模型考察上市公司融资方式选择的影响因素自
变量的选择以及各自变量与负债率之间的相关关系的理论假设如下所示
管理者持股比例 第三章的理论研究结果显示当管理者持股比例很小的
时候随着管理者持股比例的增加提高了管理者与股东之间的利益相关度外
部股权代理成本随之显著降低企业可以相应地减少负债即管理者持股比例与
负债是降低外部股权代理成本的相互替代机制管理者持股比例与负债率负相关
本文采用企业所有高管的持股数与公司总股本的比例来衡量管理者持股比例
企业的内部控制度 第三章的理论研究结果显示企业内部控制度越大
企业越偏好股权融资因此企业内部控制度与负债率负相关本文采用国内学
者通用的指标
董事会总人数
董事会总人数外部董事人数
董事会总人数
内部董事人数−
k = = 来衡量我国上市公司的内
部控制程度
私人收益 第三章的理论研究结果显示可掠夺的私人收益越大企业越
偏好股权融资因此私人收益与负债率负相关不具有持续性的非主营业务利
润相对主营业务利润更容易被企业管理当局操纵因此非主营业务利润是度量我
国上市公司控制权私人收益的一项传统指标本文采用非主营业务利润与总资产
的比率指标来度量私人收益
破产成本 第三章的理论研究结果显示破产成本越大企业越偏好股权
融资因此破产成本与负债率负相关本文采用我国上市公司主营业务收入在
重庆大学硕士学位论文 4 我国上市公司融资方式选择的实证分析
31
前三年的波动来衡量经理人所遭受的破产成本即用主营业务收入的标准差来衡
量破产成本
股权集中度 代理成本理论认为股权结构的过度分散以及企业经营管理
者掌握控制权导致了代理成本的产生而股权结构的适度集中和在此基础上的大
股东监督能有效地降低代理成本但是监督收益按股份均摊性以及监督成本的不
可分摊性将导致股东的搭便车行为使得股权监督在降低代理成本方面具有
一定的局限性而代理成本理论提出了减少代理成本的另外一个有效途径是负债
因此股权的集中和负债在降低代理成本方面有相互替代的作用即股权集中度
与负债率负相关我们采用第一大股东的持股比例来衡量股权集中度
国有股比例 由于我国的国有资产主体地位缺失而且代表国有出资人利
益的董事会成员责权利关系不对称因此企业经营管理者的投资决策很难受到监
督形成实际上的内部人控制我国上市公司的负债大部分来自国有银行的
贷款形成的负债越多可支配的资源也就越多因此国有股比重越高内部
人控制也会越强在管理者追求资源支配权和过度投资冲动的激励下公司负债
比例会随之提高即国有股比例与负债率正相关
成长性 成长快速的公司因为有良好的前景而比成长缓慢的公司使用更多
的负债即成长性与负债率正相关本文使用总资产增长率指标来衡量成长性
公司规模 一般地公司规模越大就越有实力获得更多的负债资金即
公司规模与负债率正相关本文采用总资产的自然对数指标来衡量公司规模
资产担保价值 可用于担保的资产价值越高公司就越有能力获得更多的
负债即资产担保价值与负债率正相关本文使用固定资产净值与总资产的比率
来衡量资产担保价值
非负债税盾 由于非负债税盾和负债一样具有节税的效应它们可以相互
替代因此非负债税盾与负债率负相关本文采用折旧与总资产的比率来衡量非
负债税盾程度
11 盈利性盈利能力强的公司往往具有足够的内部资金来源为了保护原有
股东获得更高的回报率而将负债维持在相当低的水平即赢利性与负债率负相关
本文使用营业利润与总资产的比率来衡量公司的盈利性
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32
本文的理论模型为
Y= X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11
指标的定义见表 4.1
表4.1 变量定义表
Table 4.1 Definition of the variables
变量名变量 变量定义
Y 负债率总负债/总资产
X1 管理者持股比例全体高管持股数/总股本
X2 内部控制度内部董事人数/董事会总人数
X3 私人收益非主营业务利润/总资产
X4 破产成本前三年主营业务收入的标准差
X5 股权集中度第一大股东持股数/总股本
X6 国有股比例国家股/总股本
X7 成长性期末总资产-期初总资产/期初总资产
X8 公司规模总资产的自然对数
X9 盈利性营业利润/总资产
X10 非负债税盾折旧/总资产
X11 资产担保价值固定资产净值/总资产
4.1.2 计量模型设计
计量模型设定的一般步骤
本文分析是基于两个样本 一是制造行业176家上市公司2001 2003年三年数
据二是批发和零售贸易行业40家上市公司2001 2003年三年数据两个样本既
有时间序列数据又有截面数据这类数据被称为面板数据panel data 面板数
据与单独的截面数据模型或单独的时间序列数据模型相比不仅可以描述在某一
时期各公司负债率变化的规律还可以描述每一个公司的负债率随时间变化的规
律而且面板数据还有其他重要优点第一面板数据包含的数据样本较多,因此
自由度较高第二截面变量和时间变量的结合信息能够显著减少缺省变量带来
的问题但是截面参数随时间变化的方式可能不能由时间序列解释变量的选择
反映出来或者个体在截面上的重要变化方式不由截面变量的选择所反映因此
面板数据的使用模型的确认变得更加困难面板数据包含了时间和截面两个维度
如果面板数据模型设定不正确将产生较大的偏差估计结果与实际结果将相差
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33
很大所以如何避免模型设定的偏差正确建立面板数据模型就显得非常重要
单方程面板数据模型的一般形式为
it i it i it y =α + x β + μ 其中i = 1,..., n t = 1,...,T …………………….. 4.1
其中 it x 为1 K 向量i
β 为K 1 向量K 为解释变量的个数n 为同一截面
上的样本个数T 为时序期数it μ 为误差项it μ ) , 0 ( 2μ
N σ
模型 4.1 常用的有如下三种情形
情形 1 i j α =α i j β = β
情形 2 i j α =α i j β ≠ β
情形 3 i j α ≠α i j β ≠ β
对于情形 1 计量模型的截距与变量的回归系数都是相等的被称为混合回归
模型对于情形2 称为变截距模型在横截面上个体影响不同个体影响表现为
模型中被忽略的反映个体差异的变量的影响变截距模型又分为固定效应模型和
随机效应模型两种情况对于情形3 称为变系数模型除了存在个体影响外在
横截面上还存在变化的经济结构因而结构参数在不同横截面单位上是不同的
本论文采用哪种计量模型呢在文献[45](李子奈叶阿忠, 2000) 中给出了确定
计量模型的方法见下文
学者们广泛使用的检验是协方差分析检验 主要检验两个假设
假设 1 斜率在不同的横截面样本点上和时间上都相同但截距不相同
即 it i it it H y =α + x β + μ 1 ……………………………………………….. 4.2
假设 2 截距和斜率在不同的横截面样本点和时间上都相同
即 it it it H y =α + x β + μ 2 ………………………………………………. 4.3
显然 如果接受了假设2 则没有必要进行进一步的检验就应该采用模型
4.3 如果拒绝了假设 2 就应该检验假设1 判断是否斜率都相等如果假设1
被拒绝就应该采用模型4.1 否则就应该采用模型4.2
该检验是通过两个 F 检验来进行的检验2 H 的统计量为
/[ ( 1)]
( ) /[( 1)( 1)]
1
3 1
2 − +
− − +
=
S nT n K
S S n K
F F[(n −1)(K +1) n(T − K −1)]
检验 1 H 的F 统计量为
/[ ( 1)]
( ) /[( 1) ]
1
2 1
1 − +
− −
=
S nT n K
F S S n K F[(n −1)K n(T − K −1)]
其中 2 F 是以下结论推导而得来的
2
1
μ σ
S χ 2[n(T − K −1)]
在 2 H 下
2
3
μ σ
S χ 2[nT − (K +1)]和
2
3 1
μ σ
S − S
χ 2[(n −1)(K +1)]
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34
2
3 1
μ σ
S − S
与
2
1
μ σ
S 独立
1 F 是以下结论推导而得来的
在 1 H 下
2
2
μ σ
S χ 2[n(T −1) − K]和
2
2 1
μ σ
S − S
χ 2[(n −1)K]
2
2 1
μ σ
S − S
与
2
1
μ σ
S 独立
其中 S1 S2 S3分别是模型4.1 模型4.2 模型4.3 进行估计时所
得的残差平方和给定显著性水平查F 分布表得到临界值与由计算得到的F
统计值进行比较可得到拒绝或者接受假设的结论
当通过检验需要采用变截距模型 也就是模型4.2 的形式建模时需要进
一步确定截距的变化是固定影响还是随机影响从理论上来说当截面单位是总
体所有单位时固定效应模型是一个合理的模型如果截面单位是随机抽自一个
大的总体把所抽样本的个体差异认为服从随机分布可能更合适随机效应模型
则是一个合理的模型从实证上来说我们可以用Hausman´ s检验来判断这种影
响是固定影响还是随机影响这样才能确定我们所要采用的计量模型的最终形式
Hausman´ s检验构造统计量W
[ ] [ ]
^ ^
' 1
^
W = b − β Σ− b − β χ 2 (K)
其中 b 是采用固定效应模型估计出来的参数
^ β
是
采
用
随
机
效
应
模
型
估
计
出
来的参数
^
Σ−1 为固定效应模型或者随机效应模型经过估计后得到的协方差矩阵
本论文计量模型的设定
从上文的 F 检验我们可以看出满足两个假设F 检验的条件是T K+1 也就
是时序期数必须足够长以至于大于自变量个数加1 原因是F 检验的自由度必须
大于或等于1 可是本论文选取的面板数据时序期数只有3个而自变量的个数为
11个不满足上述的F 检验也就没有办法按照上面的计量模型确定步骤来确定
本论文所选取的计量模型下面分析本论文无法进行上述F 检验的具体问题所在
由 F 检验的具体构造过程我们可以看出
2
1
μ σ
S χ 2[n(T − K −1)]
这正是引起本论文的面板数据无法做上文论述的 F 检验的关键所在因为本
论文的面板数据无法保证T K+1 所以无法采用变系数模型4.1 因此本论
文采用的模型只能从混合回归模型或变截距模型进行选择而变截距模型又可分
为固定效用模型和随机效用模型由于本论文的数据是大样本不是随机抽自一
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35
个大的总体而且仅以样本自身效应为条件进行推论不是以样本对总体效应进
行推论所以固定效应模型是一个合理的模型排除使用随机效应模型从上面
的分析可以得出本论文计量模型只有两个合适的模型选择即
混合回归模型 it it it y =α + x β + μ
截距变动的固定效用模型 it i it it y =α + x β + μ
因为混合回归模型比固定效应模型包含较多的参数约束条件 不同时间和不
同个体的截距全都一样所以混合回归模型的误差平方和会比较大如果添加
约束条件引起的误差平方和的增加不显著就认为约束条件是适当的因此可以
采用普通最小二乘法如果误差平方和的变化过大就选择固定效应模型在文
献[45](李子奈叶阿忠, 2000)中提出了检验假设为截距全相等
即 0 H it it it y =α + x β + μ
1 H it i it it y =α + x β + μ
适当的检验统计量为
(1 ) /( )
( ) /( 1)
2
2 2
R nT n K
R R n
F
u
u p
− − −
− −
=
服从F(n −1,nT − n − K)分布其中2
u R 表示非约束模型的判定系数在本论文
中是截距变动固定效应模型的判定系数2
p R 表示约束模型的判定系数在本论文
中是混合回归的判定系数
当F值大于临界值时就拒绝原假设采用截距变动固定效用模型反之则
采用混合回归模型
4.2 计量模型及其分析
4.2.1 数据样本
本论文选取了上海证券交易所A股上市公司2001 2003年三年的数据进行研
究为了保证结果的准确性和客观性按照以下原则进行样本筛选为了避免
不同证券交易场所的影响只选择主要的上海证券交易所为了避免新股发行
的影响选择2000年以前上市的公司为了避免异常值的影响剔除了ST和PT
的公司以及某一年负债比率大于100%和数据不全的公司剔除金融类公司
为了保证公司的负债比率不受行业因素的影响本论文分行业来研究同时保
证大样本的存在选取样本数大于30的行业行业的分类的参考标准是上市公
司行业分类指引剔除跨行业经营的综合类
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36
满足上述条件的公司共有327家在行业类的分布情况见下表4.2
表4.2 上市公司行业分布情况
Table 4.2 Industry distribution of listed companies
行业代码 A B C D E F G H J K L M
公司数目 7 1 176 16 6 13 15 40 8 9 3 33
从表4.2可以看到满足条件的只有C制造业176家以及H批发和零售
贸易业40家因此本文研究对象是样本一176家制造业类公司2001 2003
年三年的数据共计528个样本数据样本二批发和零售贸易行业40家上市公司
2001 2003年三年数据共计120个样本数据研究使用的数据全部是根据上市公
司发布的年报信息整理而得来本论文研究使用的统计软件是EVIEWS 4.0
4.2.2 计量模型的确定
本文的计量模型是采用混合回归模型还是采用截距变动的固定效用模型 可
以利用上一节阐述的F 检验来判断当F 值大于临界值采用截距变动固定效用
模型否则采用混合回归模型
(1 ) /( )
( ) /( 1)
2
2 2
R nT n K
R R n
F
u
u p
− − −
− −
= F(n −1, nT − n − K)
利用EVIEWS 4.0统计软件可以直接统计出面板数据混合回归模型以及截距变
动固定效用模型的判定系数有关的统计量值见表4.3
表4.3 面板数据模型F 统计量计算表
Table 4.3 F-Statistics of panel data
C行业 H行业
R2
u 0.267 0.434
R2
p 0.258 0.427
N 176 40
T 3 3
K 11 11
F 0.024 0.022
10%显著水平上的 F 临界值1.10 1.425
适合模型类型混合回归模型 混合回归模型
从表 4.3 的检验结果可以得出本论文的两个样本的合适计量模型都是截距相
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同的混合回归模型it it it y =α + x β + μ
因此 本论文有两个分行业的混合回归模型
模型一 YC= X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11
C
模型二YH= X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11
H
4.2.3 统计结果与分析
描述性检验
表 4.4 显示了模型一中的各变量的描述性统计结果自变量负债率的平均值为
44% 在15% 79%之间波动内部控制度均值达到80% 在50% 100%之间波
动反映了我国上市公司内部人控制比较严重的现实私人收益的平均值为
0.00356 在-0.0077 0.0402 之间波动由于我们的私人收益指标是非主营利润与
总资产的比值是相对指标虽然私人收益均值只有0.356% 但是公司所在的行
业是制造业总资产值比较大因此可掠夺的绝对私人收益是比较大的第一大
股东持股比例的平均值为47.7% 在10.1% 84.7%之间波动反映了我国上市公
司股权结构一股独大的现状管理者持股比例的平均值为0.0268% 在0
0.3144%之间波动反映了我国上市公司高管人员持股比例水平很低高管人员的
利益对企业权益价值依存度很低国家股比例的平均值为31.8% 在0 88.6%之
间波动虽然最小值达到0 但是国家股为零的公司为数不多而且样本数据的国
家股股份只是统计了国家发起人股份没有包括法人股中的国家股股份因此总
体上反映了我国上市公司国家股比例比较高的现状
表 4.4 模型一变量的统计性描述
Table 4.4 Statistical description of model 1
变量平均值 中位数 最大值 最小值 标准差
Y 0.44 0.43 0.79 0.15 0.083
X1 0.000268 0.000156 0.003144 0 0.0004
X2 0.80 0.79 1.00 0.50 0.139
X3 0.00356 0.0023 0.0402 -0.0077 0.0049
X4 212434432 94329923 4087204195 303296 386614830
X5 0.477 0.486 0.847 0.101 0.172
X6 0.318 0.348 0.886 0 0.28
X7 0.138 0.0938 2.305 -0.662 0.238
X8 9.18 9.16 10.33 8.329 0.333
X9 0.0329 0.0323 0.206 -0.290 0.052
X10 0.1584 0.1306 0.536 0.000274 0.105
X11 0.366 0.351 0.836 0.00172 0.157
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38
表4.5 显示了模型二中的各变量的描述性统计结果自变量负债率的平均值为
52% 在13% 89%之间波动均值比C 类公司要高出8 个百分点表明负债水平
随行业的不同有明显的变化内部控制度均值达到80% 在50% 100%之间波动
与C 类公司的情况大体一致反映了我国上市公司内部人控制比较严重的现实
第一大股东持股比例的平均值为38.9% 在13.3% 73%之间波动虽然比C 类公
司股权集中度的均值低8.8% 但总体上反映了上市公司股权结构一股独大的
现状管理者持股比例的平均值为0.075% 在0 0.74%之间波动虽然均值比C
类公司有所提高但总体上反映了上市公司高管人员持股比例水平很低的现状
国家股比例的平均值为29.4% 在0 66.1%之间波动与C 类公司的国家股比例
大体一致反映了我国上市公司国家股比例比较高的现状
表 4.5 模型二变量的描述性统计
Table 4.5 Statistical description of model 2
变量平均值 中位数 最大值 最小值 标准差
Y 0.517 0.519 0.893 0.132 0.157
X1 0.00075 0.00037 0.0074 0 0.0012
X2 0.807 0.778 1.00 0.50 0.139
X3 0.0124 0.00838 0.0820 -0.00280 0.0136
X4 855037793 423154274 12104622328 31931694 1710082733
X5 0.389 0.359 0.730 0.133 0.154
X6 0.294 0.332 0.661 0 0.187
X7 0.183 0.091 1.530 -0.501 0.368
X8 9.166 9.140 10.328 8.614 0.296
X9 0.025 0.026 0.229 -0.137 0.040
X10 0.075 0.067 0.219 0.0012 0.047
X11 0.337 0.339 0.830 0.0046 0.223
表4.6显示了模型一中各变量之间的简单相关系数从表3中变量之间的简单相
关系数值可以看出各变量之间的相关度相当低而最大值也只有0.46 因此在模
型一中利用这些解释变量进行回归分析不会引起严重的多重共线性问题
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39
表4.6 模型一各变量之间的简单相关系数
Table 4.6 Correlation coefficients of variables in model 1
Y X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11
Y 1.00 -0.07 -0.09 -0.00 0.12 -0.22 0.01 0.17 0.14 -0.30 -0.16 0.00
X1 -0.07 1.00 0.05 -0.08 -0.02 -0.14 -0.13 0.06 -0.00 0.07 -0.18 0.01
X2 -0.09 0.05 1.00 -0.00 0.01 0.07 0.13 -0.02 -0.09 0.00 0.02 -0.02
X3 -0.00 -0.08 -0.00 1.00 -0.06 0.03 0.15 -0.08 -0.01 0.04 0.02 -0.04
X4 0.12 -0.02 0.01 -0.06 1.00 -0.11 0.00 0.07 0.08 0.02 -0.08 -0.06
X5 -0.22 -0.14 0.07 0.03 -0.11 1.00 0.46 -0.17 0.12 0.07 0.40 0.20
X6 0.01 -0.13 0.13 0.15 0.00 0.46 1.00 -0.15 0.14 0.08 0.24 0.08
X7 0.17 0.06 -0.02 -0.08 0.07 -0.17 -0.15 1.00 0.15 0.27 -0.23 -0.10
X8 0.14 -0.00 -0.09 -0.01 0.08 0.12 0.14 0.15 1.00 0.14 0.03 0.05
X9 -0.30 0.07 0.00 0.04 0.02 0.07 0.08 0.27 0.14 1.00 0.08 0.09
X10 -0.16 -0.18 0.02 0.02 -0.08 0.40 0.24 -0.23 0.03 0.08 1.00 0.41
X11 0.00 0.01 -0.02 -0.04 -0.06 0.20 0.08 -0.10 0.05 0.09 0.41 1.00
为了更进一步确认模型一的变量之间是否存在多重共线性 本文通过删除相
关性系数最大的两个变量X5或X6 进行Testdrop检验检验删除是否有利于模型的
优化
表4.7 Testdrop 检验
Table 4.7 Testdrop test
Redundant F-statistic 29.80372 Probability 0.000000
Variables: X5 Log likelihood ratio 29.64805 Probability 0.000000
Redundant F-statistic 13.52404 Probability 0.000260
Variables: X6 Log likelihood ratio 13.66084 Probability 0.000219
从表4.7检验结果来看相伴概率几乎为零拒绝了零假设应将该变量从方
程中删除这表明删除变量X5 X6对模型会产生不好的后果因此模型一不会
引起严重的多重共线性问题模型一的指标选取是恰当的
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40
表4.8显示了模型二中各变量之间的简单相关系数从表4.8中各变量之间的简
单相关系数值可以看出各变量之间的相关度相当低而最大值也只有0.61 因此
在模型二中利用这些解释变量进行回归分析不会引起严重的多重共线性问题
表 4.8 模型二各变量之间的简单相关系数
Table 4.8 Correlation coefficients of variables in model 2
Y X1 X2 X3 X4 X5 X6 X7 X8 X9 X10 X11
Y 1 -0.04 -0.20 -0.30 0.34 0.02 -0.06 0.49 0.35 -0.09 -0.28 -0.20
X1 -0.04 1 0.12 -0.13 -0.02 -0.15 0.07 -0.00 0.05 0.07 -0.29 -0.19
X2 -0.20 0.12 1 0.02 -0.07 0.09 0.03 -0.05 -0.08 0.03 -0.03 0.09
X3 -0.30 -0.13 0.02 1 -0.14 -0.08 0.14 -0.18 -0.11 0.09 0.29 0.50
X4 0.34 -0.02 -0.07 -0.14 1 0.42 -0.31 0.25 0.60 0.05 -0.18 -0.27
X5 0.02 -0.15 0.09 -0.08 0.42 1 0.24 -0.00 0.30 -0.02 -0.10 -0.27
X6 -0.06 0.07 0.03 0.14 -0.31 0.24 1 -0.08 -0.14 -0.07 0.23 0.19
X7 0.49 -0.00 -0.05 -0.18 0.25 -0.00 -0.08 1 0.26 -0.05 -0.34 -0.25
X8 0.35 0.05 -0.08 -0.11 0.60 0.30 -0.14 0.26 1 -0.05 -0.09 -0.06
X9 -0.09 0.07 0.03 0.09 0.05 -0.02 -0.07 -0.05 -0.05 1 -0.20 0.01
X10 -0.28 -0.29 -0.03 0.29 -0.18 -0.10 0.23 -0.34 -0.09 -0.20 1 0.61
X11 -0.20 -0.19 0.09 0.50 -0.27 -0.27 0.19 -0.25 -0.06 0.01 0.61 1
为了更进一步确认模型二的变量之间是否存在多重共线性 本文通过删除相
关性系数最大的两个变量X10或X11 进行Testdrop检验检验删除是否有利于模型
的优化
表4.9 Testdrop 检验
Table 4.9 Testdrop test
Redundant F-statistic 5.396096 Probability 0.022056
Variables: X10 Log likelihood ratio 5.850688 Probability 0.015571
Redundant F-statistic 2.753571 Probability 0.097037
Variables: X11 Log likelihood ratio 2.998482 Probability 0.089829
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41
从表4.9的检验结果来看拒绝了零假设将该变量从方程中删除这表明
删除变量X10 X11对模型会产生不好的后果因此模型一不会引起严重的多重共线
性问题模型二的指标选取是比较恰当的
由于样本数据时间维度比较短 截面上的公司数目又很多样本数据偏重于
截面数据因此主要考虑集中于横截面的变化即要注重异方差带来的问题因
为截面数据存在异方差的概率比较大本论文采用不加权的普通最小二乘法对两
个模型进行回归把得到的残差进行white检验white检验的统计量见表4.10
表4.10 white检验统计量
Table 4.10 White Heteroskedasticity Test
White Heteroskedasticity Test:
F-statistic 1.698440 Probability 0.025178
模型一
Obs*R-squared 36.37232 Probability 0.027689
F-statistic 2.453384 Probability 0.001428
模型二
Obs*R-squared 42.90086 Probability 0.004853
从表4.10中的统计量可以看出两个模型存在明显的异方差因此模型参数的
估计采用广义最小二乘法以克服面板数据存在较强的异方差
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42
检验结果及分析
应用模型一 模型二对样本数据的统计结果分别如表4.11 表4.12 所示
表 4.11 模型一的EVIEWS 4.0 统计结果输出
Table 4.11 The output of statistical results of model 1
Dependent Variable: Y
Method: GLS (Cross Section Weights)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.177968 0.209948 -0.847676 0.3970
X1? -32.80829 16.26625 -2.016955 0.0442
X2? -0.079641 0.044869 -1.774951 0.0765
X3? 0.468893 1.279376 0.366502 0.7141
X4? -3.45E-12 1.90E-11 -0.181051 0.8564
X5? -0.237258 0.043471 -5.457833 0.0000
X6? 0.094062 0.025607 3.673355 0.0003
X7? 0.157001 0.028555 5.498233 0.0000
X8? 0.082267 0.022706 3.623139 0.0003
X9? -1.170262 0.127638 -9.168623 0.0000
X10? -0.108481 0.059778 -1.814718 0.0701
X11? 0.134019 0.044063 3.041504 0.0025
Weighted Statistics
R-squared 0.266714 Mean dependent var 0.438113
Adjusted R-squared 0.251052 S.D. dependent var 0.163302
S.E. of regression 0.141324 Sum squared resid 10.28583
Log likelihood 289.8111 F-statistic 17.02895
Durbin-Watson stat 1.900966 Prob(F-statistic) 0.000000
重庆大学硕士学位论文 4 我国上市公司融资方式选择的实证分析
43
表 4.12 模型二的EVIEWS 4.0 统计结果输出
Table 4.12 The output of statistical results of model 2
Dependent Variable: Y
Method: GLS (Cross Section Weights)
Variable Coefficient Std. Error t-Statistic Prob.
C -0.013116 0.467613 -0.028049 0.9777
X1? -17.79025 10.48605 -1.696563 0.0927
X2? -0.152025 0.086762 -1.752198 0.0826
X3? -2.525589 0.979491 -2.578470 0.0113
X4? 2.56E-11 1.00E-11 2.547086 0.0123
X5? -0.220096 0.104195 -2.112341 0.0370
X6? 0.163733 0.077895 2.101967 0.0379
X7? 0.125097 0.035916 3.483056 0.0007
X8? 0.080147 0.051120 1.567809 0.1199
X9? -0.338642 0.302432 -1.119733 0.2653
X10? -0.796469 0.345392 -2.305985 0.0230
X11? 0.068832 0.078374 0.878254 0.3818
Weighted Statistics
R-squared 0.420453 Mean dependent var 0.516213
Adjusted R-squared 0.361425 S.D. dependent var 0.156103
S.E. of regression 0.124743 Sum squared resid 1.680571
Log likelihood 85.99244 F-statistic 7.122937
Durbin-Watson stat 2.260349 Prob(F-statistic) 0.000000
从 EVIEWS 4.0 的输出结果来看两个模型调整后的决定系数分别为0.251
0.361 这样的拟合程度达到了大样本的拟合要求而且都显著通过了F 检验两
个模型的D-W 值分别为1.90 2.26 证明残差无严重序列相关本论文采用的广
义最小二乘法GLS 减少了截面数据导致的异方差影响
从两个模型的检验结果可以看出 两个模型的管理者股权比例的回归系数显
著为负并且绝对值比较大证实了我们的理论假设实证结果表明在管理者
持股比例很低的情况下债务和管理者持股可看成为控制股权代理成本的替代机
制随着上市公司管理者持股比例的增加可以有效地降低股权代理成本企业就
重庆大学硕士学位论文 4 我国上市公司融资方式选择的实证分析
44
可以相应地减少负债因为负债是一种重要的减少股权代理成本的治理机制
从两个模型的检验结果可以看出 内部控制度与负债率在10%的显著水平上
负相关虽然回归系数绝对值比较小但是都通过了显著性检验与理论假设是
一致的回归模型的显著性检验证明了在我国上市公司管理者持股比例很低的情
况下内部控制度的增加降低了逆向选择成本给企业原有股东与经理人加权收
益带来的损失同时也降低了股权代理成本给企业原有股东与经理人加权收益带
来的损失从而激励了企业采用新股发行的融资手段即上市公司内部控制度对
企业偏好股权融资有显著的正的影响效应
模型一的私人收益水平与负债率不显著相关 与理论假设不一致模型二的
私人收益水平与负债率在5%的显著水平上负相关与理论假设相一致这表明
私人收益对我国上市公司偏好股权融资的影响效应的显著性要分行业对待在制
造业中私人收益对企业的融资结构不产生显著影响而在批发和零售贸易业中
私人收益的增加会显著地导致企业更偏好股权融资
模型一的破产成本与负债率不显著相关 与理论假设不一致模型二的破产
成本与负债率在5%的显著水平上正相关与理论假设相反这表明破产成本对
我国上市公司偏好股权融资不具有显著的正的影响效应可能的解释是由于我
国企业债券市场不发达, 上市公司的负债主要体现为银行贷款, 而银行贷款利率
又缺乏弹性, 并不随企业财务杠杆比率的变化而变化, 上市公司在不同债务水平
上债权融资的名义成本基本上是保持不变的因此, 即使考虑清盘审计费用和管理
人员再就职等间接破产成本, 上市公司的期望破产成本对其资本结构的敏感性要
比西方发达国家公司低得多而且我国上市公司普遍存在破产软约束即使负债
率很高也不会导致破产因此考虑到我国的实际情况破产成本不是我国股
权融资偏好的决定性影响因素
从模型二的回归结果可以看出 私人收益的回归系数的绝对值要明显大于内
部控制度的回归系数的绝对值因此在批发和零售贸易业中私人收益对上市公
司偏好股权融资的正的影响效应要大于内部控制度对其正的影响效应
上面对管理者持股比例 内部控制度私人收益以及破产成本与我国上市公
司的融资结构之间的回归分析表明管理者持股比例与我国上市公司负债率显著
负相关内部控制度对我国上市公司偏好股权融资产生显著的正的影响破产成
本对我国上市公司偏好股权融资不产生正的影响而私人收益对我国上市公司偏
好股权融资产生正的影响要分行业来区分在制造业中不产生影响在批发和零
售贸易业中将产生显著的正的影响因此在制造业中上市公司偏好股权融资
主要来自内部控制度对其正的影响效应而在批发和零售贸易业中上市公司偏
好股权融资主要来自私人收益对其正的影响效应而内部控制度对其正的影响效
重庆大学硕士学位论文 4 我国上市公司融资方式选择的实证分析
45
应位之其次
两个模型的第一大股东的持股比例与负债率显著负相关与理论假设一致
实证分析验证了在我国上市公司中股权的集中和负债在降低代理成本方面有相
互替代的作用
两个模型的国有股比例与负债率显著正相关 与理论假设一致实证结果表
明国有股比重越大由于国有资产主体地位的缺失就会更容易形成实际上的“内
部人控制” 同时我国上市公司的负债大部分来自国有银行贷款,可能形成负债越
多,可支配的资源越多的局面因此国有股比重越高内部人控制会越严重在
管理者过度追求资源支配权和过度追求投资冲动的激励下公司负债比例会随之
不断提高
在模型一中 成长性公司规模赢利性非负债税盾以及资产担保价值等
指标的回归系数与理论假设是相吻合的并都通过了显著性检验因此在制造
业中这些因素对上市公司融资结构的影响是不能忽略的而在模型二中资产
担保价值赢利性以及公司规模指标的回归系数没有通过显著性检验成长性和
非负债税盾指标的回归系数通过了显著性检验因此在批发和零售贸易业中
企业的财务决策不受资产担保价值盈利性和公司规模指标的影响但是要受到
成长性和非负债税盾指标的影响
重庆大学硕士学位论文 5 促进我国上市公司融资结构合理化建议与对策
46
5 促进我国上市公司融资结构合理化建议与对策
为了合理化我国上市公司的融资结构 提升我国上市公司的经营业绩提高
资源的配置效率本论文提出如下建议与对策
建立经营管理者的激励约束机制 对企业经营管理者的激励约束可以降
低股东与经理人之间的委托代理程度让管理者放弃对私人收益的过度追求采
取的具体措施有一是建立管理者股权激励机制改变我国上市公司管理者持股
比例很低的局面提高管理者股权比例使管理者收益与企业价值有一定的相关
度有效地降低股权代理成本二是建立切实可行的管理者股票期权激励制度
提高管理者努力工作水平三是加强监管经理人的行为增大惩罚数额加大经
理人败德行为的谴责力度让其声誉受到市场较低的评价四是积极培育和完善
经理人市场让经理人产生于市场又受制于市场而不是被当作干部任命
降低上市公司内部控制度 在资本市场长期存在非对称信息的前提下上
市公司采用股权融资会给企业经理人与原有股东的加权收益带来损失而这种损
失会随着内部控制度的降低而增大当非对称信息带来的损失超过股权融资带来
的收益时企业决策者不得不放弃股权融资方式而是优先采用负债等融资手段
因此内部控制度的降低会减轻我国上市公司对股权融资的偏好采取的具体措施
有一是在一定规模的董事会里增加外部董事或独立董事的人数二是建立外部
董事激励机制吸引优秀人才进入公司董事会担任外部董事三是董事长与总经
理两职要完全分开四是构建内部人的制约机制并使其受到股东和市场的监督
五是建立独立董事与中小股东信息交流沟通制度
构建上市公司的接管机制 接管机制是指通过收集股权或投票代理权取得
对上市公司的控制其意义在于当上市公司存在严重的内部人控制而董事会和
股东无法对经营管理者进行有效的内部监督时接管者能够从外部对经营管理层
进行有效监督
优化上市公司股权结构 解决一股独大的问题由于股权集中度对我
国上市公司偏好股权融资有正的影响而且我国上市公司控股股东持股比例比较
大很容易通过控制董事会和股东大会左右企业的融资决策广大中小股东很难
表达自己的意愿因此要使上市公司融资行为理性化必须优化我国上市公司
的股权结构规范大股东行为解决一股独大的问题有效的解决途径有
一是解决股权分置问题有效约束大股东行为防止大股东在融资决策等重大问
题上损害中小股东的利益二是积极引入战略投资者有效地减持国有股比例
强化上市公司的退市机制只有强化了退市制度才能让那些在经营业绩
重庆大学硕士学位论文 5 促进我国上市公司融资结构合理化建议与对策
47
信息披露等方面不符合上市条件的公司退出资本市场同时给存续的上市公司以
压力促使其加快转换机制改进经营管理提高经营业绩履行法定信息披露
义务让证券市场真正成为上市公司优胜劣汰的场所以提高上市公司的整体质
量另一方面让经营不善的上市公司退出市场通过投资者用脚投票的方
式来强化对上市公司经营管理者的监督约束迫使上市公司不断改善经营管理
提升核心竞争力以保持企业的持续盈利能力和长远发展
促进企业债券市场的发展 优化上市公司的融资结构应通过扩大企业债
券的发行规模减少对企业债券市场不必要的行政干预以及完善法规体系等多方
面来促进企业债券市场的发展和完善以此推动资本市场的均衡发展优化上市
公司融资结构
在不同的行业内分清影响融资结构的主次因素 注意行业因素的影响实
证研究结果表明在制造业中上市公司偏好股权融资主要来自内部控制度对其
正的影响效应而在批发和零售贸易业中上市公司偏好股权融资主要来自私人
收益对其正的影响效应内部控制度对其正的影响效应位之其次因此要降低
我国上市公司对股权融资的偏好必须考虑行业因素不能一概而论要在不同
的行业内分清主次影响因素
重庆大学硕士学位论文 6 结论
48
6 结论
本论文在吸收国内外有关企业融资结构研究成果的基础上 结合我国上市公
司治理结构不完善委托代理关系复杂以及我国发展中的资本市场具有普遍的
非对称信息的现状对我国上市公司融资结构进行了理论分析提出了我国上市
公司融资结构的重要影响因素并在面板数据的基础上利用混合回归模型对
影响我国上市公司融资结构的因素进行了实证研究并提出了促进我国上市公司
融资结构合理化的建议与对策主要研究结论如下
与西方优序融资理论及西方发达国家的企业融资结构现状相比 我国上市
公司普遍存在股权融资偏好行为重股轻债的现象比较突出而且企业的这种融
资行为降低了资源的配置效率降低了上市公司的经营效率导致了上市公司的
经营业绩逐年下滑
理论研究表明 管理者股权内部控制度私人收益以及破产成本是影响
我国上市公司融资结构的重要因素
1 管理者股权α 与企业负债率负相关当管理者股权α 比较低且变化区间范
围比较有限时管理者股权α 的增大不会显著增大逆向选择成本给加权收益带
来的负面影响但是会显著减小股权代理成本则股权代理成本对企业经理人与
原有股东加权收益的变动起主要作用而逆向选择成本起次要作用因此管理
者股权α 在低值区间的增大企业经理人与原有股东的加权收益在增大企业采
用新股发行进行融资的概率在增大而负债融资的概率在减小即管理者股权α 与
企业负债率负相关管理者股权α 与负债是降低股权代理成本的相互替代机制
2 内部控制度k 与企业负债率负相关在我国上市公司管理者的持股比例α 普
遍比较小的现实情况下随着上市公司内部控制度k 的增加逆向选择成本给经理
人与原有股东的加权收益带来的损失将降低股权代理成本给经理人与原有股东
的加权收益带来的损失也将降低私人收益与破产成本给加权收益带来正的影响
将增大因此随着内部控制度k 的增大企业经理人与原有股东的加权收益在增大
内部控制严重导致了我国上市公司偏好股权融资内部控制度k 与企业负债率负相
关
3 私人收益与企业负债率负相关随着私人收益的增大企业经理人与原有
股东的加权收益在增大企业采用新股发行进行融资的概率在增大即私人收益
对我国上市公司偏好股权融资有正的影响效应私人收益与企业负债率负相关
重庆大学硕士学位论文 6 结论
49
4 破产成本与企业负债率负相关随着破产成本的增大企业经理人与原有
股东的加权收益在增大企业采用新股发行进行融资的概率在增大即破产成本
对我国上市公司偏好股权融资有正的影响效应破产成本与企业负债率负相关
实证研究表明
1) 管理者股权与我国上市公司负债率显著负相关管理股权与负债是控制外
部股权代理成本的相互替代机制管理者股权的提高可以有效地降低股权代理成
本内部控制度与负债率显著负相关内部控制强对我国上市公司偏好股权融资
产生显著的正的影响破产成本对融资结构的影响要分行业来区分在制造业中
破产成本对负债率不产生显著影响在批发和零售贸易业中破产成本与负债率
显著正相关因此破产成本对我国上市公司偏好股权融资不产生正的影响私人
收益对融资结构的影响也要分行业来区分在制造业中私人收益对负债率不产
生显著影响在批发和零售贸易业中私人收益水平与负债率显著负相关因此
私人收益对我国上市公司偏好股权融资产生正的影响要分行业来区分在制造业
中不产生显著影响而在批发和零售贸易业中将产生显著的正的影响
2) 通过比较内部控制度的回归系数与私人收益的回归系数可以得出在制
造业中上市公司偏好股权融资主要来自内部控制度对其正的影响效应在批发
和零售贸易业中上市公司偏好股权融资主要来自私人收益对其正的影响效应
而内部控制度对其正的影响效应位之其次这表明股权融资的偏好与行业因素有
关不同的行业内影响我国上市公司股权融资偏好的因素有主次之分
3) 从回归的结果来看对我国上市公司融资结构有显著影响的因素还有股
权集中度国有股比例公司的成长性和非负债税盾等
本论文主要有以下两点创新
多角度构建理论分析模型 以前学者在理论上大多是单一角度研究本论
文则利用优序融资理论的思想把委托代理理论与非对称信息结合起来多角度分
析拓展优序融资理论的假设前提充分考虑股权代理成本与逆向选择成本之间
的相互影响来分析我国上市公司的融资结构正确剖析股权融资偏好的形成原因
实证研究方法的创新 以前大多数学者采用截面数据本论文则利用2001
2003年三个年度的面板数据进行计量分析检验因为截面变量和时间变量的结
合信息能够显著减少缺省变量带来的问题并对面板数据的计量模型进行协方差
检验比较选择更适合本论文样本数据的计量模型克服了因模型选择不当带来
的问题
重庆大学硕士学位论文 6 结论
50
本论文还需进一步研究的问题
由于本论文的理论分析只考虑了企业价值存在非对称信息 没有考虑企业价值
的波动性也会存在非对称信息而这种非对称信息在现实中是不能忽略的尤其
在我国不发达的资本市场里如何把企业价值波动性的非对称信息一并纳入理论
模型是以后进一步理论研究的方向所在
由于我国上市公司治理结构数据收集的不方便 本论文只收集了三年的数据
面板数据的时序期数有限后续的实证研究应充分注意这样的问题尽可能收集
足够长的时间序列充分认识我国上市公司融资结构随时间变化的规律
重庆大学硕士学位论文致 谢
51
致 谢
在导师严太华副教授的精心指导下 本论文得以顺利完成严老师渊博的知
识严谨的治学态度和科学求实的工作方法使我受益非浅特别是三年中对我学
习上的耐心指导将让我受益终身我的学业和论文研究工作中饱含着严老师
辛劳的汗水在此我要向严老师致以衷心的感谢和深深的敬意
向经济与工商管理学院的领导及老师表示诚挚的谢意
向在学习期间 给予我帮助的同门师兄弟师妹们以及好友李江波表示感谢
忠心感谢在百忙之中评阅论文和参加答辩的各位专家 教授
谭 健
二 OO 五年四月于重庆大学
重庆大学硕士学位论文参考文献
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[2]**. 从优序融资理论看中国上市公司的融资偏好重庆大学学报2005 增