非理性投资行为、债务稳健性与资本结构动态调整，本文主要内容关键词为：债务论文,稳健论文,资本论文,结构论文,动态论文，此文献不代表本站观点，内容供学术参考，文章仅供参考阅读下载。
自从Modigliani和Miller（1958）提出著名的MM理论以来，学者们逐步放宽了MM理论的限定条件，从代理理论（Jensen和Meckling，1976；Jensen，1986）、信息不对称理论（Myers和Majluf，1984）和市场择时理论（Stein，1996）探讨债务融资对公司投资决策影响，取得了累累硕果。从学术“故事”的延展性上，已有研究却忽视了两个重要问题：其一，现有文献对投资行为能否影响到债务政策的制定没有给予足够的重视。投资与融资构成了企业财务活动的主要内容，二者息息相关，在一定程度上融资是为投资服务的。管理者存在着认知偏差，并基于自身利益的需要，往往出现非理性投资决策（Jensen和Meckling，1976；Jensen，1986；Richardson，2006），管里者的非理性投资行为是否带来债务政策的扭曲？其二，按照资本结构权衡理论，企业不仅具有目标资本结构，而且不断对实际资本结构进行调整（Kraus和Litzenberger，1973；Graham和Harvey，2001；Harford等，2009），那么不同投资行为下的债务扭曲，其资本结构动态调整是否存在差异？遗憾的是，已有文献对此少有问津。
基于上述分析，本文通过研究非理性投资行为与债务政策稳健性的关系、探讨不同投资行为下的资本结构调整状况，以此来回答：非理性投资行为对债务政策稳健性产生何种影响？不同的投资行为下，其资本结构的调整速度是否存在差异、调整效果如何、调整方式是什么？本文发现，上市公司的非理性投资行为对债务政策稳健性有着显著的影响，相对于投资不足公司，过度投资公司债务政策稳健性明显偏低；进一步的研究还发现，过度投资公司的资本结构调整速度显著高于投资不足公司，资本结构调整效果较为明显的，经过前两期的调整后，资本结构偏离程度在过度投资公司与投资不足公司之间已不存在显著差异；此外，相对于投资不足公司而言，过度投资公司更倾向于通过负债调整方式调整资本结构。
本研究与以往文献的不同之处在于：（1）拓展了投资行为与债务政策关系的研究方向。长期以来，债务融资对企业投资行为的影响一直是学者们关注的问题。基于有限理性理论视角，研究管理者非理性投资决策对公司债务政策稳健性影响的研究则相对滞后。本文发现管理者的非理性投资行为对债务政策稳健性产生显著影响，延续和深化了投资与债务政策关系的研究内容；（2）充实了资本结构动态调整的研究框架。现有文献主要集中于企业特征、行业背景和宏观经济等因素对资本结构动态调整的影响研究，相对而言，管理者非理性决策如何影响资本结构动态调整的研究则落后很多。本文在这方面做了有益的尝试，发现投资行为对上市公司资本结构动态调整具有重要影响，充实了资本结构动态调整的研究框架；（3）丰富了非理性投资行为经济后果的研究内容。已有的经济后果文献侧重于揭示非理性投资行为对公司业绩和公司价值的影响，本文则回答了非理性投资行为对公司债务决策和资本结构调整的影响，对非理性投资行为的经济后果研究是一个有益补充。
后文的结构安排如下：第二部分是理论分析，第三部分是研究设计，第四部分是实证分析，第五部分是稳健性检验，第六部分是研究结论。
二、理论分析
在现实中，管理者并不完全符合“理性经济人”假设，认知心理学和有限理性理论指出管理者在认知与决策过程中存在着认知偏差，管理者的决策行为与理性预期存在着一定的偏离，从而导致非理性财务决策的发生，造成决策行为的扭曲（Jensen和Meckling，1976；Richardson，2006）。由于委托人与代理人之间存在着利益冲突，管理者出于自身利益的需要，进一步加剧了决策行为的扭曲，非理投资行为的发生便是如此。例如，为追求更高的权利和地位、将企业打造为个人帝国，管理者通过过度投资控制更多的企业资源（Hope和Thomas，2008）；为了建立或巩固个人声誉、提升职业认可度，管理者在投资决策过程中存在着短期行为和急功近利性。例如，Narayanan（1985）发现在面临短期投资项目与长期投资项目互斥抉择时，尽管长期项目更符合股东利益，但是管理者为满足短期的近利需求往往选择非最优的短期投资项目。同样，控股股东与中小股东之间也凸显着代理问题和利益冲突，时常发生的过度投资行为往往成为控股股东撬取中小股东利益的隐蔽途径（Cheung等，2006）。此外，管理者也存在着投资不足的非理性决策行为。例如，管理防御假说（Managerial Entrenchment）认为管理者为了维护其职位和声誉，可能会放弃一些风险较高、未来收益较好的投资项目，造成投资不足（Morck等，1988）。
企业投资与现金流量存在着敏感性，现金流量是企业投资的基础（Pindado等，2011）。受到私有收益获取和企业资源控制目的的驱使，企业管理者为了保障过度投资项目的现金流量供给，企业的债务融资数量将大大增加，往往造成过度负债，其债务稳健性较低，导致实际资本结构将高于目标资本结构。Nofsinger（2005）指出企业管理者的过度投资行为加剧了企业债务融资的规模和数量。相反，具有投资不足行为的管理者投资意愿较弱，现金流量获取的压力较小，其债务政策较为保守，存在着负债不足的现象，此时的实际资本结构将低于目标资本结构。不论是基于过度投资行为所产生的过度负债现象，还是基于投资不足行为所导致的负债不足现象，二者都是债务扭曲的表现，使得目标资本与实际资本结构存在着一定的偏离。资本结构权衡理论认为企业存在着最优资本结构（Kraus和Litzenberger，1973；Graham和Harvey，2001；Harford等，2009），那么过度投资公司和投资不足公司将有动机进行资本结构调整。由于不同投资行为下的资本结构偏离方向不同，其调整速度、调整效果和调整方式将存在一定的差异。
三、研究设计
（一）研究模型与变量定义
1.非理性投资行为（ABI）
借鉴Richardson（2006）、李彬和张俊瑞（2011）的研究。首先，采用预期投资模型（模型1），估计样本公司的预期投资水平；其次，计算公司实际投资水平与预期投资水平的差值（即模型的残差），如果残差大于0，表示公司存在着过度投资行为；如果残差小于0，则存在着投资不足行为。
其中，
表示i公司在第t年的资本投资水平，是购建固定资产、无形资产和其它长期资产所支付的现金与处置上述资产所收到的现金之差与期初资产的比值；向量
质表示影响资本投资水平的因素，包括发展机会（通过托宾Q值度量，等于股权市值与净债务市值之和除以期末资产）、负债状况（通过资产负债率衡量）、现金水平（通过现金与短期投资之和除以期初资产来度量）、上市年龄（通过已上市时间衡量）、公司规模（通过营业收入对数度量）、每股收益（通过普通股每股收益衡量）、上期资本投资水平、年度和行业；α表示常数项，β表示回归系数；μ表示残差；下标1表示公司，t表示时间。非理性投资行为（ABI）是虚拟变量，目的是标识过度投资组和投资不足组。当样本属于过度投资组时，ABI取值为1，当样本属于投资不足组时，ABI取值为0。
2.目标资本结构（TLEV）
（1）度量模型
已有文献更多的是从公司特征、行业和时间角度衡量目标资本结构（Flannery和Rangan，2006；Byoun，2008）。鉴于目标资本结构也受到宏观经济因素的制约（苏冬蔚和曾海舰，2009; Cook和Tang，2010），本文将宏观经济因素纳入影响因素中，通过模型（2）从公司特征层面、宏观经济层面、年度和行业层面度量目标资本结构：
其中，TLEV表示i公司在第t年的目标资本结构；向量Z表示资本结构决定因素，包括公司层面因素：公司规模（SIZE，营业收入对数）、债务担保能力（TANG，固定资产净额/总资产）、非债务税盾（NDTS，折旧与总资产的比值）、上市年龄（AGE，上市年限）、盈利能力（PRO，息税前利润与期初资产的比值）、股权结构（OWN，第一大股东持股比例）、发展机会（TQ，股权市值与净债务市值之和除以期末总资产，李彬等，2013）；宏观经济层面因素（苏冬蔚和曾海舰，2009；于蔚等，2012）：宏观经济周期（LGDP，国内生产总值对数）、股票市场年收益率（R，上证指数年收益率或深圳成指年收益率）和信贷总量（TLOA，金融机构人民币贷款总额对数）；行业和年度层面因素：年度（YEAR）和行业（INDU）；γ表示常数项，δ表示变量系数；ε表示残差；下标i表示公司，t表示时间。
（2）度量方法
运用线性计量方法是度量目标资本结构的常用方式，但是部分学者认为线性的面板数据计量方法可能导致较大的估计误差（苏冬蔚和曾海舰，2009）。鉴于上述原因，本文分别运用非线性和线性计量方法度量目标资本结构。
第一，在非线性计量方法中，本文借鉴苏冬蔚和曾海舰（2009）所采用的面板数据分数响应模型（panel data fractional response model）估计目标资本结构，模型如下：
其中，G（w）=exp（w）/[1+exp（w）]为Logistic概率分布函数，C，E，I分别表示公司层面、宏观经济层面、年度和行业层面的变量。根据Papke和Wooldridge（2008）的研究，采用拟极大似然估计方法（quasi-maximum likelihood estimators，QMLE）计该模型。
第二，在线性计量方法中，本文借鉴Cook和Tang（2010）、姜付秀和黄继承（2011）的研究，依次采用个体随机效应模型（GLS random-effects model）、极大似然随机效应模型（Maximum-likelihood Random-effects model）和固定效应模型（Fixed-effects model）估计目标资本结构。
其中，LEV表示i公司在第t年的资本结构，借鉴于蔚等（2012）的研究，分别采用总债务与总资产的比值（LEVl）、有息债务与总资产的比值衡量资本结构（LEV2）。有息债务等于短期借款、一年内到期的非流动负债、长期借款以及应付债券之和（苏冬蔚和曾海舰，2009）。在目标资本结构中，TLEV_T是基于面板数据分数响应模型计算的目标资本结构，TLEV_R、TLE_M和TLEV_F依次是基于个体随机效应模型、极大似然随机效应模型和固定效应模型计算的目标资本结构。
3.非理性投资行为与债务稳健性
（1）债务稳健性（DEC）
债务稳健性反映了公司债务政策的稳健程度。通常而言，债务稳健程度越高，说明公司负债水平越低，债务政策较为保守。相反，债务政策稳健程度越低，说明公司负债水平越高，债务政策较为激进。借鉴Byoun（2008）、姜付秀和黄继承（2011）的研究，运用当期目标资本结构与期初资本结构的差额反映公司债务稳健性，当差额大于零，说明公司期初负债水平小于当期目标负债水平，债务稳健性较高，变量DEC取值为1；反之，当差额小于零，说明债务稳健性较低，变量DEC取值为0。
（2）非理性投资行为与债务稳健性关系模型
为了研究非理性投资行为与债务稳健性的关系，在控制公司特征、宏观经济因素、年度和行业因素的基础上，构建非理性投资行为与债务稳健性的关系模型，如模型（4）所示。在模型（4）中因变量采用的是滞后1期的债务稳健性，类似Campello（2006）和Fresard（2010）处理方法，能够有效克服非理性投资行为与债务稳健性之间的内生性问题。
如果ξ的符号显著为负，说明过度投资组的债务稳健性明显低于投资不足组的水平；如果ξ的符号显著为正，则说明过度投资组的债务稳健性明显高于投资不足组。
4.非理性投资行为与资本结构调整速度
（1）基准模型
借鉴Flannery和Rangan（2006）、Cook和Tang（2010）、姜付秀和黄继承（2011）的研究，构建资本结构调整速度基准模型：
（2）资本结构调整速度模型
在基准模型的基础上，将模型（1）和模型（3）结合，整理后得到资本结构调整速度模型（Cook和Tang，2010；姜付秀和黄继承，2011），如模型（6）所示：
（3）非理性投资行为与资本结构调整速度的关系模型
针对模型（7），经过整理后，
则表示在引入非理性投资行为后的资本结构调整速度。一般而言，资本结构调整速度（v）介于0和1之间，而且非理性投资行为（ABI）为取值1/0的虚拟变量（不小于0）。如果λ的符号显著为负，说明过度投资组的资本结构调整速度明显高于投资不足组的调整速度；如果λ的符号显著为正，则说明过度投资组的资本结构调整速度明显低于投资不足组的调整速度。
5.非理性投资行为与资本结构调整效果
过度投资公司或投资不足公司资本结构的调整效果如何，即对比分析过度投资公司与投资不足公司目标资本结构与实际资本结构的差异，是本部分的研究内容。动态权衡理论认为公司存在着目标资本结构。当公司目标资本结构与实际资本结构不一致时，在权衡调整收益与调整成本的基础上，公司有动机调整资本结构（Fama和French，2002；Byoun，2008；Cook和Tang，2010）。随着公司资本结构的调整，目标资本结构与实际资本结构的差异逐渐减少，则说明偏离程度降低、调整效果越好。由于公司资本结构的调整具有动态性，为了细致刻画不同非理性投资行为下资本结构的调整效果和调整的渐进性，本文采用动态分析方法，依次分析t期、t+1期和t+2期的调整效果，并构建了模型（8）：
其中，变量（CAE）表示目标资本结构与实际资本结构的差异，
表示第t期目标资本结构与第t期实际资本结构的差值（姜付秀和黄继承，2011），
表示第t+1期目标资本结构与第t+1期实际资本结构的差值，
表示第t+2期目标资本结构与第t+2期实际资本结构的差值。本文认为目标资本结构与实际资本结构偏离程度不仅具有数量性，而且具有方向性。绝对值能够充分反映数量特征，但是对方向性特征的反映略显不足。鉴于此，本文没有采用绝对值的度量方式。如果ω的符号显著为负，说明资本结构调整效果在过度投资组与投资不足组之间存在显著差异，而且相对于投资不足组，在过度投资组中目标资本结构低于实际资本结构的程度更大；如果ω的符号显著为正，则说明资本结构调整效果在过度投资组与投资不足组之间存在显著差异，相对于投资不足组，在过度投资组中目标资本结构高于实际资本结构的程度更大。
6.非理性投资行为与资本结构调整方式
根据会计恒等式——“资产=负债+所有者权益”，负债和所有者权益的调整是资本结构调整的主要途径。借鉴Hovakimian等（2001）的研究，本文通过所有者权益变动与负债（或有息债务）变动情况的比较，反映资本结构的调整路径（CAW）。当所有者权益变化率与负债（或有息债务）变化率之差大于0，说明所有者权益变动程度大于负债变动程度，意味着公司倾向采用权益调整方式进行资本结构调整，CAW取值为1；否则CAW取值为0，意味着公司倾向采用负债调整方式对资本结构进行调整。所有者权益变化率与负债（或有息债务）变化率等于当期值与期初值之差除以期初资产。为了研究不同非理性投资行为下资本结构调整方式，本文构建了模型（9）：
如果ω的符号显著为负，说明相对于投资不足组而言，过度投资组的更倾向于负债调整方式调整资本结构；如果ω的符号显著为正，则说明相对于投资不足组而言，过度投资组更倾向于权益调整方式调整资本结构。变量定义与前文一致。
研究变量的定义与计算如表1所示。
（二）样本数据
本文选取1999～2010年我国A股市场上市公司为研究样本，并按照中国证监会对上市公司行业分类对样本分行业划分。数据来源于2011CSMAR研究数据库和2011RESSET数据库，实证分析采用STATA10.0软件。研究样本经过了以下筛选程序：（1）由于金融保险业的行业特殊性，剔除金融保险业样本；（2）剔除所有者权益为负、主营业务收入为零或为负的样本，上述样本有悖于会计持续经营假设；（3）剔除相关数据缺失的样本。由于在研究模型中需要连续两期数据，将损失一部分样本量，经过上述程序最终得到包含1292家上市公司8873个观测样本，其中过度投资组和投资不足组的观测值分别为3447个和5426个，大约38.85%的上市公司存在过度投资问题。
四、实证分析
（一）非理性投资行为与债务稳健性
根据模型（4）进行面板数据Logit估计，检验非理性投资行为对债务稳健性的影响，结果见表2。为了控制模型中潜在的异方差或序列相关问题，所有回归系数的标准误都在公司层面上进行Cluster处理。表中PanelA提供了以总债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果，在4种不同的债务稳健性估计方法（DEC_T、DEC_R、DEC_M和DEC_F）下，非理性投资行为ABI的回归系数都显著为负（显著性水平为1%）；Panel B提供了以有息债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果，非理性投资行为ABI的回归系数也显著为负（显著性水平在1%以上）。上述分析结果表明相对于投资不足的上市公司而言，过度投资公司的债务稳健性较低，更容易发生过度负债行为。
（二）非理性投资行为与资本结构调整速度
根据模型（7），依次采用个体随机效应、极大似然随机效应和固定效应估计方法检验非理性投资行为与资本结构调整速度的关系，结果见表3。
表中Panel A提供了以总债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果。PaneI A中，在3种不同的估计方法下，资本结构LEV与非理性投资行为ABI交叉项的回归系数显著为负（显著性水平为1%）；Panel B提供了以有息债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果，资本结构LEV与非理性投资行为ABI交叉项的回归系数也显著为负（显著性水平为1%）。上述分析结果表明过度投资公司的资本结构调整速度明显高于投资不足公司的调整速度。资本结构LEV的回归系数显著为正，这与姜付秀和黄继承（2011）的研究相一致。
（三）非理性投资行为与资本结构调整效果
根据模型（8），检验非理性投资行为与资本结构调整效果的关系，经过豪斯曼检验（Hausman Test）检验，本文采用固定效应模型进行分析，结果见下页表4。Panel A提供了以总债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果，Panel B提供了以有息债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果。在4种不同的调整效果估计方法（CAE_T、CAE_R、CAE_M和CAE_F）中：（1）在第t期内，非理性投资行为ABI的回归系数都显著为负（显著性水平为1%），表明第t期的资本结构调整效果在过度投资组与投资不足组之间存在显著差异，而且相对于投资不足组，过度投资组的目标资本结构低于实际资本结构的程度更大，目标与实际的偏离程度较高；（2）在第t+1期内，非理性投资行为ABI的回归系数显著为负（显著性水平在1%以上），表明第t+1期的资本结构调整效果在过度投资组与投资不足组之间存在显著差异，而且相对于投资不足组，过度投资组的目标资本结构低于实际资本结构的程度更大，目标与实际的偏离程度更高。此外，第t+1期的非理性投资行为ABI的回归系数绝对值明显小于第t期的回归系数绝对值，说明过度投资组与投资不足组在目标资本结构与实际资本结构偏离度上的差异降低了；（3）在第t+2期内，非理性投资行为ABI的回归系数为负（但不显著），表明第t+2期的资本结构调整效果在过度投资组与投资不足组之间已不存在显著差异。此外，第t+2期的非理性投资行为ABI的回归系数绝对值明显小于第t+1期的回归系数绝对值，说明过度投资组与投资不足组在目标资本结构与实际资本结构偏离度上的差异进一步降低了。上述结果说明，过度投资组与投资不足组的资本结构调整效果还是比较明显的，经过第一期和第二期的调整后，过度投资组与投资不足组在第三期的资本结构偏离程度方面已不存在差异。
（四）非理性投资行为与资本结构调整方式
为检验非理性投资行为与资本结构调整方式的关系，根据模型（9）进行面板数据Logit估计，结果见表5。为了控制模型中潜在的异方差或序列相关问题，所有回归系数的标准误都在公司层面上进行Cluster处理。表中Panel A提供了以总债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果。Panel A中，在4种不同的调整效果估计方法（CAE_T、CAE_R、CAE_M和CAE_F）中，非理性投资行为ABI的回归系数都显著为负（显著性水平为1%）；Panel B提供了以有息债务与总资产比值来计算资本结构的估计结果，非理性投资行为ABI的回归系数也显著为负（显著性水平在1%以上）。上述结果表明相对于投资不足公司而言，过度投资公司更倾向于通过负债调整方式调整资本结构。
五、稳健性检验
不同的变量测度方式可能影响到研究结果的稳定性，本文分别改变非理性投资行为、债务稳健性和资本结构调整途径的度量方式，考察研究结果是否发生变化。（1）非理性投资行为度量。借鉴La Porta等（2002）的研究，运用销售收入增长率度量模型（1）中向量X的发展机会，度量非理性投资行为。目的是缓解股票市场波动对发展机会度量的影响；（2）债务稳健性度量。采用总债务与总资产的比值（有息债务与总资产的比值）与对应的行业年度均值之差，如果大于零，说明公司负债水平大于行业年度平均水平，债务稳健性较低，变量DEC取值为0；反之，当差额小于零，说明债务稳健性较高，变量DEC取值为1。此外，依次与对应的行业年度中值、行业均值、行业中值进行比较，度量债务稳健性；（3）资本结构调整途径的度量。采用当期值与期初值之差除以期初值度量所有者权益变化率与负债（或有息债务）变化率。如果所有者权益变化率与负债（或有息债务）变化率之差大于0，CAW取值为1；否则CAW取值为0。分别采用上述度量方式，研究结论保持不变。限于篇幅，没有列示具体结果。
六、研究结论
Modigliani和Miller（1958）提出的MM理论激发了学者们对债务融资与公司投资决策关系研究的兴趣，已有研究侧重于探讨债务融资对公司投资决策影响，对投资行为发生以后的债务政策制定情况，以及不同投资行为下的资本结构调整的异同方面的研究相对较少。为此，本文从管理者非理性投资行为的角度，研究非理性投资行为对公司债务稳健性的作用机理，揭示不同非理性投资行为下的资本结构调整的差异，以期为充实投资行为、债务政策和资本结构调整的研究内容提供有益的尝试。
研究发现，在债务稳健性方面，非理性投资行为对公司的债务政策稳健性有着显著的影响，过度投资公司的债务政策稳健性明显低于投资不足公司的债务稳健性；在资本结构调整速度方面，过度投资公司的资本结构调整速度显著高于投资不足公司的调整速度；在资本结构调整效果方面，经过前两期的调整后，资本结构偏离程度在过度投资公司与投资不足公司之间已不存在显著差异；在资本结构调整方式方面，相对于投资不足公司而言，过度投资公司更倾向于债务调整方式调整资本结构。
研究结果表明，管理者的非理性投资行为显著影响了公司债务稳健性，造成债务政策的扭曲；在不同的非理性投资行为下，公司资本结构的调整速度、调整效果和调整方式存在着一定的差异。本文的研究发现不仅有助于丰富投资行为与债务政策关系的研究内容，而且为管理者非理性决策对资本结构调整的影响提供了新的证据，有助于资本结构动态调整研究框架的拓展。