【作 者】
肖 明1（教授），张静亚1，常 乐2
【作者单位】
1.北京科技大学东凌经济管理学院，北京 100083；2.北京大学财务部，北京100871
【摘 要】
【摘要】本文以2005 ~ 2014年我国沪深两市A股非金融上市公司面板数据为研究样本，采用部分调整模型研究自由现金流、公司治理对资本结构动态调整速度的影响。研究结果表明，我国上市公司资本结构调整速度约为0.37，并且向下调整的速度（0.60）明显快于向上调整的速度（0.24）；自由现金流充足、公司治理水平较低的公司，资本结构向上调整速度较快，但向下调整速度较慢。因此，公司治理薄弱对资本结构调整有负面影响，会导致代理成本增加，此时管理层会偏好较低负债，导致债权人监督对管理层自利行为的约束弱化。
【关键词】自由现金流；公司治理；资本结构；动态调整
【中图分类号】F234.4 【文献标识码】A 【文章编号】1004-0994（2016）12-0014-6一、引言
MM理论（Modigliani和Miller，1958）等传统的资本结构理论大多依赖均衡分析，以研究企业价值最大化；Kraus和Litzenberger（1973）提出的静态权衡理论假定企业资产规模和经营状况是给定的，主要关注资本结构的单期调整；Fischer等（1989）提出的动态权衡理论在前者基础上，从动态变化环境角度研究了企业资本结构的跨期动态调整过程。
企业存在目标资本结构（即最优资本结构），这为企业追求价值最大化、调整资本结构提供了必要性；作为企业生产经营活动的重要部分，自由现金流状况与资本结构的关联为资本结构调整提供了可能性；经理人的投资扩张行为加剧了代理问题，因此，完善的公司治理机制为资本结构的调整提供了可操作性。当前公司治理备受关注，本文在研究自由现金流对资本结构动态调整影响的基础上，加入公司治理影响因素，以研究资本结构动态调整速度的变化情况。
二、文献综述与研究假设
（一）自由现金流与资本结构
Jensen（1986）认为债务可以在一定程度上降低自由现金流的代理成本，股东会为了约束管理层的行为而偏好负债融资。融资优序理论认为，相比外部融资，企业更偏好内部融资（Myers和Majluf，1984），负债水平的增加是减少自由现金流、提高公司绩效的有效途径（Park和Jang，2013）。
动态权衡理论认为，自由现金流的存在可以减少资本结构调整过程中的金融摩擦。Byoun（2008）研究发现，资金充足且负债过高的公司和资金不足且负债过低的公司均会以较快的速度来调整资本结构；Faulkender等（2008）在研究中引入了自由现金流，发现自由现金流盈余（或短缺）程度越大的公司资本结构调整速度越快，而中间组的调整速度相对较慢。Faulkender等（2012）将自由现金流对调整速度的影响从定性分析转化为定量分析，发现当企业同时调整资本结构与自由现金流时，相比之下资本结构变动而自由现金流不发生变动，其资本结构调整速度较快；当资本结构调整至（接近）最优状态后，企业会保持最优水平资本结构，不受自由现金流调整速度的影响（肖明等，2015）。上市公司的资本结构决策具有学习能力，是一个不断修正的过程（姜永盛等，2015）。
（二）公司治理与资本结构
债务对企业经理的约束作用来自于银行的监督和严格的债务条款，尤其是大债权人专业化的监督可以减少股东的监督工作，并使监督更有效。Jensen（1986）指出，管理者的自利行为使得管理者不以股东财富最大化为目标，因此，企业的资本结构不仅受到公司特征变量的影响，也受到股东与管理者代理冲突的影响。Firth（1995）发现，投入越多的管理者越倾向于低负债，而拥有大量股份的机构股东则倾向于高负债。Jiraporn（2004）发现杠杆比率与股东权益存在反向联系，表明股东权益受限时公司更倾向于高负债。
汪强和吴世农（2007）将公司治理变量分为股权比例、股权类型、股权结构类型与董事会特征互动几类变量，发现适度制衡股权结构下的公司治理对资本结构的影响最显著。公司治理好的企业具有较高的负债水平（肖作平和廖理，2008），治理水平高的公司，其内部人机会主义行为受到限制，股权融资偏好在一定程度上受到了抑制，债务水平随之提高。由此可以看出，公司治理对资本结构有着十分重要的影响，且影响方向不统一。公司治理质量不仅影响资本结构本身，还对资本结构动态调整产生影响。但是，当前公司治理对资本结构动态调整的相关研究几乎空白，需要进行深入研究。
（三）研究假设
从资本结构静态角度（单期）来看，股东会因代理成本而对资本结构产生偏好。上升到动态层面（多期），股东对资本结构的偏好自然也会影响资本结构的调整速度。一方面，对于实际资本结构高于目标资本结构（最优资本结构）的公司，此时合理的调整应该是向下调整（即资产负债率应降低），如果此时股东偏好高负债，则资本结构的调整将受到阻碍；另一方面，对于实际资本结构低于目标资本结构的公司，此时合理的调整应该是向上调整，如果此时股东偏好高负债，将促进资本结构更快地向目标资本结构调整。考虑到上述关于自由现金流和公司治理的代理成本问题，在公司自由现金流充足的条件下，本文提出以下假设：
假设1：对于资本结构向上调整的公司，公司治理水平越低，调整速度越快。
假设2：对于资本结构向下调整的公司，公司治理水平越低，调整速度越慢。
企业资本结构受到诸多因素的影响，企业必须根据自身的发展特点和具体形势不断进行适应性调整和整合，以获得最优资本结构。同时需要考虑企业发展的路径依赖、外部环境、内部因素和可持续发展等因素（王欣和王磊，2012），以对公司内部治理进行深入分析。高水平的公司治理可以向外界传递公司管理与决策有效的正面信息，降低信息不对称程度，进而降低企业的融资约束。此外，良好的公司治理机制能够约束管理者代理行为，减少滥用自由现金流，防止公司过度投资。因此，当公司治理水平较高时，企业能够有效地约束经理人的代理行为、缓解融资约束问题，从而实现自由现金流的合理调节。反之，较低的公司治理水平会增强企业经理人的财务约束，加大公司增加自由现金流的难度，进而加剧资本结构调整速度的变化。据此，本文提出以下假设：
假设3：较低的公司治理水平加剧了公司在自由现金流增加过程中资本结构调整速度的变化。
三、研究设计
（一）自由现金流的度量
根据国内财务报表的特征和实际研究中可参考的数据，本文将采用1990年Tom Copeland教授提出的计算方法来衡量企业的自由现金流量：
自由现金流量=（税后净营业利润+折旧及摊销）-（资本支出+净营运资本增加）
净营运资本增加=（期末流动资产-期末流动负债）-（期初流动资产-期初流动负债）
本文以长期资产的增加值作为当期资本支出，这些长期资产主要包括：固定资产及在建工程、无形资产及开发支出、长期股权投资、持有至到期投资、可供出售金融资产、投资性房地产。
为了消除公司规模对自由现金流量水平界定的影响，本文参考Thomas等（2001）的研究方法，用自由现金流与滞后一期的账面资产总额的比值来反映自由现金流水平，即：
自由现金流水平=［（息税前利润-所得税+折旧及摊销）-（资本支出+净营运资本增加）］÷滞后一期账面资产总额
（二）公司治理的度量
公司治理包括激励和监督两大机制，本文从激励和监督两方面衡量公司内部治理质量。监督机制选取以下指标：公司性质（Ennature）、是否两职合一（Dumboth）、独立董事比例（Indirepro）、第一大股东股权集中度（Shrcr1）、第二至第十大股东股权集中度（Shrhfd2to10）、董事会会议次数（Boardmeeting）、董事会规模（Bsize）、监事会规模（Susize）、监事会会议次数（Supmeeting）、机构投资者持股比例（Inssharatio）。激励机制选取董事持股比例（Bsharatio）、监事持股比例（Supsharatio）、高级管理者持股比例（Exesharatio）、领取薪酬的董事比例（Pad）、领取薪酬的监事比例（Pap）、前三名高管薪酬（Masa，取自然对数）、在职消费水平（Peck）来衡量已有的激励水平，并借鉴肖星（2013）的方法，以现金流量表中“支付的其他经营活动现金流”的自然对数进行衡量。本文借鉴白重恩等（2005）、张会丽和陆正飞（2012）等的研究方法，分别对激励和监督因素进行主成分分析，选取第一大主成分作为公司治理两大机制的度量指标。
（三）模型构建
本文在研究自由现金流、公司治理对资本结构动态调整的影响时，采用Flannery和Rangan（2006）以及Huang和Ritter（2009）等研究资本结构时所使用的经典模型——部分调整模型：
BLi，t-BLi，t-1=λ（BL∗i，t-BLi，t-1）+αXi，t-1+βmacrot+εi，t
（1）
其中，BLi，t为公司同期账面资产负债率，BLi，t-1为滞后一期的资产负债率，BL∗i，t为根据第t-1年公司特征计算出的目标资本结构估计值，λ为“调整速度”。Xi，t-1为公司特征变量（盈利能力、成长性、公司规模、非负债税盾、资产有形型、公司独特性），macrot为宏观经济变量（经济增长率、景气指数、通货膨胀率）。
为计算目标资本结构，我们借鉴连玉君和钟经樊（2007）、肖明等（2015）的做法，并且考虑到宏观经济因素（macrot）对企业目标资本结构的影响，构建了模型（2）：
BL∗i，t=γXi，t-1+μmacrot （2）
由于调整速度λ是回归方程系数，是一个样本综合数据，本文拟采用分组回归的思想，对样本数据按照需求进行分组，再比较各组的调整速度大小，以此来检验自由现金流、公司治理对资本结构调整的影响。根据假设，对样本进行如下分：①按照资本结构预期调整方向（即比较BL∗i，t与BLi，t-1的大小）分为向上调整（BL∗i，t>BLi，t-1）和向下调整（BL∗i，t<BLi，t-1）两组；②在①的基础上，按照自由现金流水平的大小划分为高、中、低三组，检验自由现金流对资本结构动态调整过程的影响；③在②的基础上，按照公司治理指标的大小划分为高低两组，检验在自由现金流对资本结构动态调整过程中公司治理的影响。
具体变量说明见表1：
四、实证分析
（一）样本选择与数据来源
本文以2004年以前上市的沪深两市非金融行业A股上市公司在2005 ~ 2014年间的财务数据作为初始样本（数据来源：国泰安数据库），剔除以下观测值：①剔除ST企业、∗ST企业；②剔除资产负债率小于0和资产负债率大于等于1的观测值；③剔除其他数据缺失或异常的观测值。
由于上期资本结构水平需要对资产负债率进行滞后处理，因此，面板数据保留了2005 ~ 2014年10741个公司年观测值。为了克服异常值的影响，对主要变量在1%的水平上进行了缩尾处理。
（二）描述性统计
表2为上述变量的描述性统计结果。
表2分别对所选的10个监督机制变量和7个激励机制变量进行描述性统计，得出第一大主成分，作为反映公司治理监督机制和激励机制的指标。在第一大主成分中，监督机制的10个变量Indirepro、Shrcr1、Shrhfd2to10、Ennature、Dumboth、Boardmeeting、Supmeeting、Bsize、Susize、Inssharatio的载荷系数分别为-0.2920、0.2212、-0.2655、0.5039、-0.3450、
-0.0398、0.0822、0.4545、0.4549、0.0211；激励机制的7个变量Bsharatio、Supsharatio、Exesharatio、Pad、Pap、Masa、Peck的载荷系数分别0.5289、0.3498、0.5183、0.3972、0.4003、0.0801、
-0.0695。
（三）目标资本结构回归结果及分析
目标资本结构拟合过程中，采用三种静态面板的估计方法——混合OLS回归、固定效应回归、随机效应回归，回归结果如表3所示。
在模型的选择上，固定效应回归结果中F统计量的P值约等于0.0000，拒绝了模型中不存在固定效应的原假设，因此固定效应模型优于混合OLS回归。随机效应模型假设解释变量和个体效应不相关，而固定效应模型对此并不做出要求。模型的筛选和检验用到了豪斯曼（Hausman）检验。Hausman检验原假设为模型中的固定效应与解释变量不相关，检验结果拒绝了原假设，即应选择固定效应模型。综上，本文采用固定效应回归结果拟合目标资本结构。
（四）资本结构动态调整回归结果及分析
得到目标资本结构后，按照资本结构调整方向、自由现金流高、中、低以及公司治理水平将样本分为12组，分组结果如表4所示。
我国上市公司需要向上调整的公司年观测值为5915个，约占总样本的55.07%；需要向下调整的公司年观测值为4826个，占总样本的44.93%。由此可见，我国一半以上的上市公司实际资本结构低于目标资本结构，资产负债率应向上调整。具体子样本统计量如表4所示。
1. 自由现金流与资本结构动态调整速度回归结果分析。按照自由现金流水平的大小划分为高、中、低三组，将资本结构按照调整方向分为向上调整和向下调整两组，自由现金流对资本结构调整速度的影响回归结果如表5所示：
将各子样本的调整速度进行对比分析，结果见表6：
通过表6我们可以看出，自由现金流盈余（或短缺）程度越大的公司资本结构调整速度越快，而中间组的调整速度相对较慢。具体原因可能是当企业自由现金流处于失衡状态时，迫使企业必须进入资本市场来平衡状态，此时如果企业调整资本结构，就犹如“搭便车”，交易成本被分担，调整成本较小，而调整速度较快，从而证实了Faulkender等（2008）、Faulkender等（2012）的结论。
此外，我们可以得出以下结论：
我国上市公司资本结构调整速度约为0.37。这表明受金融摩擦、交易成本等因素影响，我国上市公司资本结构仅能做到部分调整，实际调整量为最优调整量的37%。
我国上市公司资本结构向上调整的整体速度约为0.24，向下调整的整体速度约为0.6，向下调整的速度明显快于向上调整时的速度。产生这一现象的原因可能如下：首先，企业资产负债率向上调整时，可以通过调增负债（其融资策略为发行债券或增加银行借款）和调减所有者权益（其权益策略是分红或回购股份）来实现；企业资产负债率需要向下调整时，可以通过偿还债务来调减负债，或者通过增发股票来调增所有者权益来实现。其次，偿还债务、分红或回购股份，均求企业自由现金流充裕，其取决于企业内部决策，受外界金融环境影响小，因此，企业调整速度差异不大。调整速度在调整方向上的非对称性主要取决于企业的融资渠道，通过增发股票来调增所有者权益，要比发行债券或者增加银行借款来调增负债调整速度更快。
2.自由现金流、公司治理与资本结构动态调整速度回归分析。由表6可知，当公司自由现金流盈余（或短缺）程度较大时，资本结构调整速度较快。因此，可取自由现金流盈余（或短缺）程度较大的公司数据，研究公司治理对资本结构动态调整速度的影响。
相比公司治理水平较高的企业，公司治理水平较低的企业股东与管理层之间的代理成本更高；而在公司治理水平较低的企业中，自由现金流盈余会使得管理层有更大的操纵空间，从而加重了股东与管理层之间的代理成本。因此，无论是向上调整还是向下调整，公司治理水平较低、自由现金流水平较高的样本组都是关注的重点，其他三组均作为参照组。在控制了时间虚拟变量与行业虚拟变量后，8个样本组的模型（1）OLS回归结果如表7所示：
从表8中我们可以发现，相比其他参照组，公司自由现金流高、公司治理水平较低的样本组中，资本结构向上调整的样本公司，其调整速度最快；对于资本结构向下调整的样本公司，调整速度最慢。这表明，在自由现金流充裕的情况下，当代理成本较大时，公司会更多地利用债权人的监督作用来约束管理层的自利行为。正是这一偏好，使得资本结构在调整过程中向上调整速度加快、向下调整速度减慢。不过，随着公司治理水平的提高，此种现象会逐步得到缓解。
公司治理水平较低时，在企业增加自由现金流的过程中，资本结构向下调整的速度变化（0.779）远大于资本结构向上调整的速度变化（0.1755），随着公司治理水平的提高，资本结构向下调整的速度变化（0.1895）与资本结构向上调整速度变化（0.0255）的差额减小为0.1640。这说明较低的公司治理水平增强了企业经理人的财务约束，公司增加自由现金流的难度提升，即公司治理水平薄弱加剧了调整速度的变化。可见，由于公司治理水平的调节作用，使得自由现金流对资本结构调整过程中的速度变化更加凸显。
五、稳健性检验
稳健性检验采用替换变量的方式，将模型（1）中的账面资产负债率替换成市值资产负债率，然后进行第一阶段的目标资本结构拟合，根据以市值计量的目标资本结构对样本重新分组并建立模型（3）对子样本进行回归：
MLi，t-MLi，t-1=λ（ML∗i，t-BLi，t-1）+αXi，t-1+βmacrot+εi，t （3）
子样本调整速度如表9所示：
用市值资产负债率衡量企业资本结构，得到的回归结果与账面资产负债率的结果一致。在资本结构向上调整的样本公司中，相比其他参照组，公司自由现金流高、公司治理水平较低的样本组，其调整速度最快；在资本结构向下调整的样本公司中，相比其他参照组，公司自由现金流高、公司治理水平较低的样本组，其调整速度最慢。该稳健性检验结果支持了回归结果。
将公司治理指标分别按照监督机制指标和激励机制指标进行划分，得到的回归结果与前述回归结果结论一致，仍能验证假设。
六、结论
本文聚焦于我国沪深两市A股上市公司的资本结构动态调整速度，从代理成本的角度出发，基于Flannery和Rangan部分调整模型的资本结构动态调整研究方法，同时考察自由现金流与公司治理对资本结构动态调整的影响，将代理成本的影响范围拓展到动态调整层面。研究发现，当代理成本较高时，由于公司治理水平的阻碍作用，增强了企业经理人的财务约束，使得公司在资本结构调整过程中的调整速度发生变化。
本文的研究从资本结构动态调整的角度进一步丰富了动态权衡理论，同时在自由现金流与资本结构动态调整速度研究过程中，将公司治理影响因素考虑在内，从新的角度阐释了公司治理的重要作用以及对资本结构调整速度的影响程度。本文对于引起企业对此方面的重视，进而提高企业治理水平有重要意义。
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