上市公司融資行為的眾包效應研究

上市公司的資本結構有很多決定因素，主要包括公司規模、收入能力、復雜性、資產抵押價值、稅收準備、經營風險、利息政策、短期償還債務、行業因素等。本文運用行為金融學的一些研究方法對上市公司的融資決策行為進行實證研究，以檢測上市公司融資決策行為是否具有從眾現象。一、融資決策的化合物迄今為止，對從眾行為的探討大多是針對一般投資人或機構投資人的行為。但我們認為，處于新興資本市場的我國上市公司，特別是公司融資決策者基于名譽的考慮而很有可能跟隨其他公司的融資決策，從而產生融資決策的從眾行為。本文擬以負債權益比和權益資產比分別表示負債融資與權益融資的被解釋變量，相關的解釋變量則包括公司規模、成長機會、獲利能力、經營能力、償債能力、股利政策等，從眾變量則參考Lakonishok、Shleifer和Vishny(1992）構建的從眾行為指標。1.模型建立的背景本文采用的是1998～2005年共4158家滬市上市公司在這8年中的非平衡的面板數據。根據面板數據建模的方法，有隨機效應模型、固定效應模型和變異系數模型。根據chow檢驗結果可知，如果接受固定效應不存在的原假設，就應采用混合效應模型。因此，本文首先對1998～2005年所有產業建立混合效應模型，然后分產業對樣本進行回歸分析。這樣對企業融資決策的從眾行為的研究更深入，更具合理性與正確性。2負債融資與權益資產比的互變與損害：從嚴變量與領導者變量本文的研究期間為1998～2005年，并使用此期間中CSMAR數據庫中數據齊全無缺值的滬市上市公司（不包括金融類公司）為研究樣本，共計有4158家。本文用負債權益比或權益資產比作為企業融資模式的被解釋變量，而企業特性面的解釋變量的操作性定義如表1所示：從眾變量則參考LSV(1992）所定義的從眾行為指標H值。但因公司融資決策者的多元融資方式無法以類同于基金經理人同時站在買方或賣方的方式構建從眾指標，故本文將其與Filbeck、Gorman和Preece(1996）的變數相結合，以構建下述負債與權益融資決策的從眾行為的代理變量：(1）以當年度分產業公司規模前10%的公司平均負債權益比及權益資產比作為領導者變量（從眾變量1）。(2）以當年度分產業公司規模前11%～50%的公司及全部公司的平均負債權益比與權益資產比作為從眾變量2與從眾變量3。H1kt（分產業公司規模前10%的公司負債權益比或權益資產比）=Σ當年度分產業公司規模前10%的負債權益比或權益資產比/當年度分產業公司規模前10%的公司數（1)H2kt（分產業公司規模前11%～50%的公司負債權益比或權益資產比）=Σ當年度分產業公司規模前11%～50%的負債權益比或權益資產比/當年度分產業公司規模前11%～50%的公司數（2)H3kt（分產業當年度全部公司的平均負債權益比或權益資產比）=Σ當年度分產業全部公司的負債權益比或權益資產比/當年度分產業全部公司數（3)負債融資與權益融資決策的從眾變量中的領導者變量如（1）式所述，而從眾變量2與從眾變量3分別如（2）式與（3）式所述，其中k=d或e,d表示負債權益比，e表示權益資產比。本文運用模型檢測公司是否具有追隨領導者與追隨平均或多數公司的融資決策行為。構建模型如下：其中，i表示樣本數，t為時間（8年），k為行業，H1kt表示領導者變量，H2kt表示從眾變量2,H3kt表示從眾變量3，鄣ikt表示截距項，θikt表示誤差項。3各變量對負債融資決策的影響(1）領導者變量與從眾變量對負債融資及權益融資影響的推論。首先，根據keynes(1936）的觀點，個別公司的融資決策者多會跟隨大公司的融資決策，盡力達到大公司的負債融資水平。同時，個別公司的融資決策者也會受整體市場的負債融資程度影響，隨之調整自身的融資規模與比率，所以領導者變量及從眾變量對個別公司的融資程度具有正向影響。其次，當公司規模較大的某類領導公司選擇以在公開市場上發行權益工具的方式來進行籌資時，相同類型的個別公司大多也會跟隨領導公司進行權益融資，因其信息不對稱成本可借由大公司的公開揭露而相對降低，故個別公司的權益融資比易受領導者變量的正向影響，即領導者公司的權益融資比越高，個別公司也越傾向于權益融資。而個別企業也會跟隨市場上大多數企業的權益融資模式而做出類似的權益融資決策，所以個別公司的權益融資決策易受平均權益融資變量的正向影響。通過模型的回歸分析，根據變量顯著性即可得出領導者變量與從眾變量2與從眾變量3影響的差異。(2）公司特性變量對負債融資影響的推論。Myer(1984）與Gul(1999）等人就融資優序理論分析獲利能力與負債融資的關系，得出獲利能力對負債比率具有負向影響。Brigham(1992）認為成長較快的公司，需要較大量的資金以滿足營運規模的擴充，且發行新股的成本較發行債券的成本高，因此成長快速的公司有較高的負債比率，成長性對負債比率具有正向影響。DeAngelo和Masulis(1980）發現負債的節稅利益會被非負債稅盾所抵銷，減少負債融資的誘因，故非負債稅盾對負債比率具有負向影響。Myers(1977）提出若公司的營運風險較高，多會減少對次佳決策的投資，遂可降低負債代理成本，故營運風險高的公司其舉債能力會比營運風險低的公司高，即營運風險對負債比率具有正向影響。Smith與Warner(1979）從代理成本的角度考慮，認為債權人為防止利益受損，通常會在負債合約中加入限制條款，致使負債代理成本相對較高，因而股利發放率較高的公司，多會使用較低的負債比率，因此股利支付率對負債比率具有負向影響。此外，本文以速動比率作為衡量公司償債能力的指標。公司償債速度越快，就越沒有資金上的迫切需求，越不會進行負債融資，償債能力對負債融資具有負向影響。另以應收賬款周轉次數作為衡量公司經營能力的指標，公司應收賬款周轉次數越高表示公司的經營能力越好，此時公司的負債融資成本應該降低，故經營能力對負債融資具有正向影響。托賓Q值為公司價值的代理變量，其越高表示公司越有價值，公司就越傾向于選擇權益融資來籌措資金，故托賓Q值對負債比率具有負向影響。二、綜合分析的結果1負債權益比的領導者及體現變量分布為避免贅述，我們這里以負債融資比為被解釋變量，來進行實證結果分析。負債融資的領導者變量、從眾變量2與從眾變量3及其他影響資本結構的變量的描述統計量如表2所示。其中負債權益比的領導者變量與從眾變量以當年度分產業平均值進行分析，故8年12個產業共有96個數值，其中負債權益比中領導者變量均比其他兩個從眾變量高，而從眾變量中公司規模前11%～50%的平均負債權益比也比公司的平均負債權益比高。綜上所述，負債權益比中，領導者變量高于從眾變量2與從眾變量3。繼續將領導者變量、從眾變量2與從眾變量3進行配對，從而進行t檢定，實證結果證實兩兩間皆存在顯著性差異，t檢定值如表3所示。2企業負債權益比的影響在對1998～2005年的總樣本面板數據和12個行業總樣本面板數據的13個模型進行回歸分析時，我們采取試錯法分別選擇采用了逐步回歸法、向前選擇法或者向后剔除法來對模型進行回歸。所以回歸結果中選入的解釋變量都是顯著的，且都通過膨脹因子檢驗（VIF），即模型中選入的所有解釋變量的VIF值皆小于10，無多重共線性。經過兩類回歸模型檢驗后，發現兩類模型中的解釋變量對被解釋變量的影響并無顯著差異。通過回歸分析可以得出以下結論：(1）對于領導者變量，公司的負債權益比受領導者變量的影響為正。但是，不同產業的公司受領導者變量的影響是不一致的。其中，制造業、電力煤氣業和交通運輸業3個行業的回歸分析結果和總樣本面板數據分析的結果是一致的。但是，采掘業的負債權益比受領導者變量的影響顯著為負。而農林牧漁業、建筑業、信息技術業等7個行業公司的負債權益比則不受領導者變量的影響。(2）對于從眾變量2，回歸分析結果和領導者變量是一致的，公司的負債權益比受領導者變量的影響為正。但是，具體到各產業來分析，情況則有所改變。在領導者變量中不顯著的農林牧漁業和房地產業公司在從眾變量2中是顯著的。其中，農林牧漁業公司的負債權益比受領導者變量的影響顯著為負，而房地產業公司的負債權益比受領導者變量的影響則為正。說明對于這兩個行業來說，公司的負債權益比更多的是追隨負債權益比前11%～50%的公司融資行為。(3）對于從眾變量3，回歸分析結果和領導者變量與從眾變量2不同。從整體來看，個別公司的負債權益比不會跟隨公司的平均負債權益比而變動。這說明公司的融資行為的從眾現象確實是存在的，因為大部分產業的公司的融資行為是追隨領導者或者僅次于領導者的大部分公司的融資行為。但是，值得關注的是農林牧漁業和采掘業。對于農林牧漁業，其在領導者變量中不顯著而受從眾變量2的影響為正，受從眾變量3的影響為負，且兩者受的影響皆大于1。顯示當負債權益比前11%～50%的公司增加其負債權益比時，個別公司會追隨大部分公司的負債權益比，且其增加幅度會高于此類公司，所以具有從眾行為。(4）公司規模對負債權益比的影響顯著為正，而且大多數產業的公司融資結構受規模的影響和總樣本是一致的，即公司規模越大，公司的負債權益比越高。但是不同產業的公司受其規模影響程度是不一致的。同時，我們發現，農林牧漁業、采掘業、社會服務業、文化傳播業這4個行業的公司規模對融資結構不具有顯著影響。而電力、煤氣及水等壟斷性行業的公司規模對公司負債權益比呈顯著負向影響。(5）對于獲利能力，公司的資產凈利率和權益凈利率對負債權益比影響皆顯著為負，即公司獲利能力與負債權益比負相關。細分到各產業看，大多數產業和總樣本回歸分析結果是一致的，即呈顯著負向影響。但是，我們發現農林牧漁業、制造業、建筑業、批零貿易業公司的獲利能力對企業融資結構不具有顯著影響。值得一提的是，采掘業、水電煤氣業、信息技術業、房地產業、社會服務業、文化傳播業等大多數產業的公司在資產凈利率對負債權益比的影響顯著為負的情況下，其權益凈利率對負債權益比則顯著為正。(6）對于成長性，公司的主營業務收入增長率和市盈率對負債權益比不具有顯著影響，即公司的成長性對公司融資結構無顯著影響。細分到各產業看，惟有少數產業即農林牧漁業、制造業、電力煤氣業、批零貿易業和社會服務業公司的主營業務收入增長率和市盈率對負債權益比影響顯著為正。(7）公司的資產抵押價值對負債權益比具有顯著負向影響。細分到各產業看，采掘業、制造業、建筑業和總樣本面板數據回歸分析結果一致，即所在公司的資產抵押價值對負債權益比具有顯著負向影響。但水電煤氣業和房地產業公司的資產抵押價值對負債權益比具有顯著正向影響。而農林牧漁業、交通運輸倉儲業、文化傳播業、信息技術業、批零貿易業、社會服務業7個行業公司的資產抵押價值對企業融資結構并無顯著影響。(8）公司的非負債稅盾對負債權益比具有顯著負向影響。細分到各產業，除農林牧漁業、制造業、房地產業等6個行業公司的非負債稅盾對負債權益比具有顯著負向影響外，采掘業、建筑業、交通運輸倉儲業、社會服務業、文化傳播業等6個行業公司的非負債稅盾對資本結構并無顯著影響。(9）公司的經營杠桿系數對負債權益比不具有顯著影響。即公司的營運風險對公司融資結構無顯著影響。細分到各產業看，惟有少數產業公司的經營杠桿系數對負債權益比具有顯著影響，即交通運輸倉儲業公司的經營杠桿系數對負債權益比具有顯著正向影響，而社會服務業和文化傳播業公司的經營杠桿系數對負債權益比具有顯著負向影響。(10）公司的現金股利支付率對負債權益比具有顯著負向影響。細分到各產業看，制造業和批零貿易業公司的現金股利支付率對負債權益比具有顯著負向影響，文化傳播業公司的現金股利支付率對負債權益比具有顯著正向影響，而農林牧漁業、采掘業、建筑業、水電煤氣業、交通運輸倉儲業、社會服務業等9個行業公司的現金股利支付率對資本結構并無顯著影響。(11）公司的流動比率和速動比率對負債權益比具有顯著負向影響，即公司的償債能力對公司融資結構的影響顯著為負。細分到各產業看，大多數產業和總樣本回歸分析結果是一致的。惟獨房地產業公司的流動比率和速動比率對負債權益比具有顯著正向影響。電力煤氣業公司的流動比率對負債權益比具有顯著負向影響而速動比率對負債權益比具有顯著正向影響。采掘業和交通運輸倉儲業公司的流動比率對負債權益比具有顯著正向影響而速動比率對負債權益比具有顯著負向影響。而文化傳播業公司的流動比率和速動比率對公司融資結構不具有顯著影響。(12）公司的應收賬款周轉率對負債權益比具有顯著負向影響。細分到各產業看，大多數產業和總樣本回歸分析結果是一致的，即呈顯著負向影響。但制造業、建筑業、信息技術業、房地產業、社會服務業、文化傳播業等7個行業公司的應收賬款周轉率對負債權益比不具有顯著影響。(13）公司的托賓Q值對負債權益比不具有顯著影響。細分到各產業看，惟有建筑業和交通運輸倉儲業公司的托賓Q值指標對負債權益比呈顯著正向影響，而文化傳播業公司的托賓Q值指標對負債權益比呈顯著負向影響。三、企業之間融資方式的本質比較本文旨在引入多元線性回歸對企業融資決策行為是否具有從眾現象進行實證分析。研究發現，無論是負債融資還是權益融資，企業之間皆具有從眾行為。以負債融資為例，領導者變量與從眾變量2對負債融資皆具有顯著正向影響，但通過對不同行業的多元線性回歸分析可以得出以下結論：1領導者變量對權益比的影響即個別公