基于中国资本市场的公司财务研究回顾与评论

基于中国资本市场的公司财务研究：回顾与评论一、引言随着中国资本市场的迅猛发展，与资本市场有关的公司财务问题也日益受到理论界的重视。本文试图对现有基于中国资本市场的公司财务文献做一简要回顾，指出已有的成果、尚存的不足，以及未来的研究方向。Zingales（2000）对“公司财务”所下的定义为：公司财务研究企业融资方式（Corporate finance is the study of the way firms are financed）。我们的文献回顾也基本按照此框架进行，不过，考虑到近年来基于中国资本市场的公司财务研究的具体情况，最终确定的回顾范围为如下三部分：（1）融资行为研究；（2）投资行为研究；（3）资本结构的经济后果。其中，融资行为研究包括：（1）资本成本分析；（2）股利政策；（3）融资偏好分析；（4）资本结构的决定。投资行为研究主要讨论企业的并购绩效。资本结构的经济后果则主要包括：（1）资本结构与公司绩效；（2）财务危机。需要说明的是，这种结构分类纯属为了便于分析和叙述。事实上，公司财务的各个部分紧密相关。例如，企业在确定资本结构时，必然会考虑到资本结构的经济后果；而在研究资本结构的经济后果时，也需要考虑到企业资本结构形成的内生性。又如，企业在进行融资决策时，不仅要考虑到融资成本，也要考虑到资金的未来投资收益；反之，研究企业的投资行为时，也离不开对其融资成本的考察。本文结构如下：第二部分为融资行为研究述评；第三部分为投资行为研究述评；第四部分为资本结构的经济后果研究述评；第五部分为结论。二、融资行为研究（一） 资本成本分析资本成本分析包括两方面内容：一是对企业的资本成本进行具体测算；二是对企业资本成本的影响因素进行考察。目前该领域的研究侧重于对企业资本成本进行具体测算，而较少涉及对资本成本影响因素的分析。1中国上市公司资本成本估算目前有关中国上市公司资本成本估算的研究包括如下两方面：一是单独测算各种类型资本成本（主要是权益资本成本）；另一类是计算加权平均资本成本，即以企业的资产负债率为权重，加权计算企业的平均资本成本。无疑，后者的研究建立在前者研究的基础上。1）权益资本成本的测算在单独测算各种类型资本成本（主要是权益资本成本）方面，目前应用较为广泛的工具有：资本资产定价法（CAPM）、多因子模型法、历史平均收益法、股利折现法、股利增长模型法等。这些方法主要基于企业实际收益计算企业的资本成本。目前应用最为广泛的方法是CAPM法和多因子模型法，这些模型试图以资本资产的各种风险因子来预测其收益。由于投资者来自资本资产的收益便是公司为此应支付的资本成本，因此，通过该方式计算得到的资本收益便是企业面临的资本成本。但该方法的应用前提是企业的值较为稳定，且在预测期间不会发生变化。除此之外，历史平均收益法由于应用较为简便，因此使用范围也较为广泛。而股利折现法和股利增长模型法由于比较难以对未来股利进行预测，应用范围则较为有限。黄少安和张岗（2001）以上市公司支付的现金股利除以股票市价，计算得到我国上市公司股权融资成本约为2.42%，远低于同期贷款利率。然而，该方法的缺陷在于忽略了企业未来股利增长情况，因此计算得到的股权融资成本偏低。高晓红（2000）在一定程度上避免了黄少安等（2001）研究的缺陷，即她采用股利增长模型计算我国上市公司的股权融资成本，计算结果表明我国上市公司股权融资成本约为1.18%。然而，其缺陷在于仅以一年的股利增长情况来进行计算，这显然有失偏颇；而且有关实证结果也表明股利增长模型对股权融资成本的预测能力极为有限（Wippern, 1966）。陆正飞和叶康涛（2003a）采用Gebhardt，Lee和Swaminathan（2003）的净收益折现法Gebhardt，Lee和Swaminathan（2003）认为基于企业实际收益得到的资本成本解释能力较差，为此，他们根据股利折现法原理，采用净收益折现法来计算股权融资成本，其中的净收益采用分析师的预测值，即：其中：Bt=第t期的所有者权益账面值；Et.=根据第t期的信息所进行的预测；ROEt+i=第t+i期的净资产收益率；re便是所要求的权益资本成本，即权益资本成本为使上述等式成立的内含报酬率。Gebhardt，Lee和Swaminathan（2003）研究表明，该方法对企业未来股权融资成本的预测能力要高于基于实际收益测算得到的股权融资成本。计算了中国上市公司19982000年间的边际股权融资成本。其结论主要有：（1）19982000年间，上市公司的股权融资成本平均约为5.54%、5.10%和4.18%；（2）在此期间，企业的资本成本（包括股权融资成本和债权融资成本）趋于下降；（3）平均而言，股权融资成本要低于债权融资成本。（原因是，中国股市的市盈率太高。）小结：目前我国学者在考察上市公司股权融资成本时，大都根据历史平均收益法（或历史股利收益法）进行计算，但这些方法由于没有考虑未来股利变化情况，因此，在计算方法上过于粗糙。同时，这些研究普遍存在如下几个主要问题：（1）这些研究主要关注企业历史平均融资成本，而没有考虑企业未来融资所面临的边际融资成本，但对于经济分析来说，更为重要的是边际成本而非历史成本；（2）这些研究大都没有对企业未来收益状况进行预测，但事实上，企业融资成本（尤其是股权融资成本）主要取决于企业未来收益状况；（3）最为重要的缺陷是，这些研究基本都没有区分不同性质股份在融资成本方面的巨大差异。事实上，由于非流通股转让价格一般只是流通股市价的1/5，因此，非流通股融资成本应高达流通股融资成本的5倍。而现有研究基本关注于流通股的融资成本，而没有将非流通股融资成本纳入分析范围，从而很容易低估中国上市公司的股权融资成本。陆正飞等（2003a）通过采用未来净收益折现模型，在一定程度上克服了前面两个问题，但仍未能很好地解决第3个问题。未来的研究方向应在改进有关股权融资成本测算模型的基础上，通过区分不同性质股权融资成本的差异及其所占比重，以更好确定我国上市公司的平均股权融资成本。2）平均资本成本的测算在计算企业平均资本成本方面，目前主要有如下两种方式：I加权平均资本成本法（WACC）。计算公式为：（1） 其中：B：负债；E：权益资本；Kd：债务成本；Ke：股权成本；T：边际所得税率。为了简便起见，实际计算过程中一般采用如下公式来计算WACC：其中，I：利息支出；NI：净收益。不难证明，加权平均资本成本法的隐含假设之一为：债务融资成本=利息支出/负债总额。但由于在总负债中有相当一部分的负债并不直接发生利息支出（如应付账款等），同时，显然企业外部融资行为不可能依赖于这些不需要支付利息的负债项目，因此，该计算结果得到的只是企业历史平均资本成本，而非其边际融资成本。同时，将这些不需要支付利息的负债项目也纳入分母进行计算，无疑将极大低估债务融资成本，相应地，也将低估平均资本成本。IIModigliani和Miller的“平均资本成本方法”Modigliani和Miller（1966）采用了如下回归方式来计算资本成本，即：（2） 其中，A为企业总资产账面值；X为企业预期税息前收益；V为企业价值；其余变量定义同（1）式。显然：，即a2的倒数便是（包括权益资本和债务资本在内的）平均资本成本K的估计值 Modigliani和Miller（1966）也将该成本称为权益资本成本，这是由于他们假定权益资本成本等于债务资本成本，从而平均资本成本便等于权益资本成本。但由于债务利息在税前抵扣，因此经过税收调整后的企业平均资本成本如下： （3） 其中，C：平均资本成本；dB为企业新增债务价值；dV为企业新增总市值；K为平均资本成本。其余变量定义同（1）式。Modigliani和Miller（1966）的平均资本成本方法与WACC法并无实质区别，若假设Ke等于Kd，并且dB/dV=B/V，则二者的计算结果完全相等。这种计算方法仍沿袭了Modigliani和Miller（1958）的一贯思想，即在一个完善的资本市场上，股权成本Ke应等于债权成本Kd。不过，由于Modigliani和Miller采用回归方式计算资本成本，因此，他们计算得到的资本成本=，从而，与WACC法相比，可以较为准确地反映企业的边际融资成本。即该计算方法不会如WACC那样低估债务边际融资成本，相应地，也就不会低估平均资本成本。需要说明的是，虽然a2倒数实际上是平均资本成本，但Modigliani和Miller往往将此称为权益资本成本。这是由于他们假定权益资本成本等于债务资本成本，从而也便等于平均资本成本。但显然，由于不同资本所有者承担的风险不同，因此，真实的权益资本成本一般并不与债务成本相等，从而也就不可能等同于平均资本成本。这是我们在解释回归结果时需要注意的一点。沈艺峰和田静（1999）采用Modigliani和Miller（1966）的“平均资本成本方法”，对我国百货板块上市公司的资本成本进行了测算。样本为1995-1997年间30家上市公司。其主要结论为：（1）1995-1997年间，我国上市公司平均资本成本分别为18.56%、16.39%和8.47%，呈逐年下降态势；（2）上市公司权益资本成本要高于银行贷款利率。该研究的主要缺陷在于：（1）他们对于Modigliani和Miller（1966）回归方程在中国是否适用并未做先验性检验，如在借用Modigliani和Miller（1966）的“平均资本成本方法”时，需要采用工具变量法计算企业预期税息前收益，该研究便套用了Modigliani和Miller（1966）的方法进行预测，但对于该方法的预测效果和是否适用中国现状并未进行讨论（甚至对于是否有必要进行该项预测也未进行探讨）；（2）他们将计算得到的资本成本称为权益资本成本，并将该数据与银行贷款利率进行比较，得出权益资本成本高于银行贷款利率的结论。但正如我们前文分析所指出的那样，这实际为企业平均资本成本（即股权成本和债权成本的加权平均数），而非权益资本成本。王宁（2000）同样采用Modigliani和Miller（1966）的“平均资本成本方法”，计算了1994-1998年间各年的相关行业资本成本。由于不同行业的资本成本可能存在较大差异，因此，王宁（2000）将样本公司按其行业类别进行划分，分别测算其平均资本成本。其计算结果表明，不同行业和不同年份之间，我国上市公司平均资本成本存在较大差异。但作者对于这些差异在统计上是否显著并未做检验。至于作者根据计算得到的权益资本成本高于平均资本成本，从而认为企业应减少权益资本比重，更是毫无根据，这是因为本文将回归系数a2倒数称为权益资本成本Ke，而将根据（3）式计算得到的结果称为平均资本成本，显然，无论权益资本成本Ke取何值，根据（3）式计算得到的平均资本成本必然小于Ke。但正如我们前面所说明的那样，这种解释显然混淆了有关概念。同时，该研究同样存在盲目套用Modigliani和Miller（1966）有关回归方程的问题。陈晓和单鑫（1999）采用1997年81家样本企业的数据，考察了资本结构对企业平均资本成本的影响。其因变量为加权资本平均资本（WACC）；解释变量为有关财务杠杆指标。其结论表明：总财务杠杆对资本成本没有显著影响；但长期财务杠杆与资本成本显著负相关。从而，陈晓等（1999）认为，增加债务融资可以降低企业的资本成本。然而，另一方面，陈晓等（1999）又发现股权融资成本远低于银行贷款利率，这表明增加股权融资理应能降低企业的资本成本。对于上述二者之间的内在矛盾，陈晓等（1999）一文并未给出合理的解释。事实上，出现上述矛盾的症结，在于该文采用加权平均资本成本来计算资本成本。正如前文分析所指出的那样，加权平均资本成本法的隐含前提之一为：债务融资成本=利息支出/负债总额。但由于在总负债中有相当一部分的负债并不直接发生利息支出（如应付账款等），因此，该计算方法客观上将低估债务融资成本。我们的小样本统计表明，在我国上市公司负债总额中，只有大约45%的负债项目发生实际的利息费用应付账款若含有信用条款，则实际上也存在利息费用，但该利息费用一般不计入财务费用。这表明，采用加权平均成本方法来计算资本成本，所得出的债务融资成本仅为边际债务成本（即银行贷款利率）的1/2。从而，导致陈晓等（1999）的研究中出现了如下矛盾：一方面发现银行贷款利率高于企业股权融资成本，但另一方面又得出财务杠杆与资本成本负相关的结论。此外，陈晓等（1999）的计算结果表明权益资本成本要低于银行贷款利率，而沈艺峰等（1999）的研究结论与之正好相反。导致二者结论不一致的主要原因，除了样本不同等因素之外，在于陈晓等（1999）采用总股本乘股票市价方式来计算权益资本市值，而沈艺峰等（1999）则采用如下方式来计算权益资本市值：非流通股市值等于其账面值，而流通股市值等于流通股股数乘股票市价。显然，陈晓等（1999）计算得到的权益资本市值要远高于沈艺峰等（1999）的计算结果。由于权益资本成本与权益资本市值成反比，因此，在其他因素不变情况下，陈晓等（1999）计算得到的权益资本成本显然要远低于沈艺峰等（1999）的计算结果。小结：由于现有研究在模型应用和结果解释上都存在较大缺陷和混淆，因此，目前有关中国上市公司平均资本成本的研究结果在可靠性方面颇值得怀疑。尽管如此，我们仍能得出如下结论，即：总体而言，19952000年期间，我国上市公司的资本成本呈下降态势，这无疑与该期间我国不断调低银行利率的政策相一致，同时也与该期间我国股市指数不断上升的状况相吻合。从未来研究方向来看，考虑到中国资本市场的复杂性，有必要在分析方法下进行更为细致的考察，而不能简单照搬西方的模型，具体而言：（1）考虑到我国上市公司二元股权结构的特点，有必要分别计算非流通股和流通股的融资成本，并进行适当加权；（2）由于对企业融资决策来说，更为重要的是边际融资成本，因此，平均资本成本方法的应用意义不大，特别是在计算债务融资成本时，不应该将不需要支付利息的短期债务项目纳入计算范围，以更为客观的反映企业面临的边际债务成本。2中国上市公司资本成本的影响因素与简单计算上市公司资本成本相比，探讨哪些因素影响上市公司资本成本高低无疑更有理论和现实意义，然而，遗憾的是，目前这方面的研究还极为匮乏。而且，由于对资本成本的测算也还存在不少问题，进一步降低了该领域研究的有效性。陈晓和单鑫（1999）考察了资本结构、企业规模和行业因素对企业资本成本的影响。其结论表明：总财务杠杆对资本成本没有显著影响；但长期财务杠杆与资本成本显著负相关。此外，公司规模与资本成本正相关，而行业因素对资本成本没有显著影响。但正如前面分析所指出的那样，陈晓等（1999）一文在计算平均资本成本的方法上存在内在缺陷，这无疑降低了其研究结论的有效性。陆正飞和叶康涛（2003b）采用净收益模型计算上市公司的股权融资成本，并从企业成长性、企业风险、企业规模、破产成本等角度考察了上市公司股权融资成本的影响因素。研究结果表明：股权融资成本与企业规模、成长性正相关，但与企业风险、破产成本等因素无关。同时，各行业间的股权融资成本不存在显著差异。小结：目前有关中国上市公司融资成本影响因素的分析尚处于起步阶段，同时，由于有关公司融资成本的测算还存在很多问题和不足，这直接影响了对融资成本影响因素分析的有效性。从未来研究方向来看，有必要通过改进中国上市公司资本成本的测算方法，以提高此类后续研究的有效性。（二） 股利政策在分析企业股权融资成本时，一个非常重要的影响因素是企业的股利政策。因此，为了更好理解资本成本，有必要深入探讨企业的股利政策。目前有关中国上市公司股利政策的研究可分为两大类：一是公司股利政策的影响因素分析；二是考察股利政策的市场反应。显然，这二类研究相辅相成：公司在确定股利政策时，或多或少会考虑二级市场的反应；而二级市场对公司股利政策的反应，在很大程度上也取决于公司的股利政策动机。这里为便于分析起见，我们分别回顾这两类研究，但读者应注意到这两类研究之间的内在联系。1上市公司股利政策影响因素分析从现有学者研究情况来看，我国上市公司股利分配政策呈现出如下特点（魏刚，1998；吕长江和王克敏，1999；刘淑莲和胡燕鸿，2003；陈信元、陈冬华和时旭，2003）：1） 2000年之前，分配现金股利的公司逐年下降；但2000年之后，派发现金股利的公司显著增多。这可能与中国证监会自2000年开始，在审批上市公司配股或增发时，更为关注公司以往的派现记录有关。2） 部分上市公司既分红又配股。3） 部分公司不分配股利的同时，存在大量闲置资金。4） 股利分配政策波动大，缺乏连续性。目前，我国学者对上市公司股利政策的分析主要从如下三方面进行考察：（1）企业特征与股利政策之间的联系；（2）持久盈利与股利政策之间的联系；（3）代理问题与股利政策制定。下面，我们将分别介绍这三方面研究的最新进展。1）企业特征与股利政策。吕长江和王克敏（1999）以1996-1998年度发放现金股利的全部372家上市公司作为分析样本，采用因子分析方法，从企业规模、资本结构等企业特征角度考察了影响现金股利支付水平的有关因素。他们的研究表明：公司规模、流动性、股东权益占公司总资产的比重越高，则现金股利支付水平就越高；国有股及法人股比例越高，企业成长性越强，则现金股利支付水平越低。Gul（1999）也发现企业成长性越强，则现金股利水平越低，但在有关国有股与股利政策之间关系上，他却得出了不同的结论：国有股比例越高的企业，则现金股利水平也越高。吕长江和韩慧博（2001b）以504家上市公司19971999年间的股利政策为分析样本，采用LOGISTIC模型，考察了企业规模、资本结构等企业特征与发放股利概率之间的联系。研究结果表明：固定资产比重、代理成本、公司规模、投资资金中的负债额与发放股利概率成正向变动；股本规模、流通股比率、财务风险、经营风险与发放股利的概率成反向变动；每股收益与股利发放概率呈倒U形关系。此外，通过进一步分析各因素的边际影响，他们发现盈利能力和经营风险是影响股利分配概率的最主要因素。吕长江和王克敏（2002）以19971999年间231家公司为分析样本，发现管理层股权比例越低、盈利能力越强和公司股本规模越大，则公司股利水平越高。对此，他们试图从代理成本角度解释该现象，即认为管理层股权比例与股利水平可相互替代地用于降低代理成本。刘淑莲和胡燕鸿（2003）以2002年299家上市公司为分析样本，采用多元回归分析方法，也考察了有关企业特征与每股现金股利之间的关系。她们发现：每股现金股利与每股收益、总资产正相关，与资产负债率负相关，但与每股经营净现金、非流通股比例、净资产收益率等没有显著相关关系。小结：以上分析从企业特征出发，考察股利政策的影响因素，无疑有其一定现实意义，但目前这方面的研究普遍缺乏较为坚实的理论基础，只是简单揭示有关企业特征与股利政策之间的相关性，但对于这些特征为何与企业的股利政策相关，现有研究都解释得不够透彻，从而，尚不能很好的帮助我们理解这些企业的股利政策。此外，从研究方法来看，这些研究大都采用每股现金股利作为被解释变量，但由于不同公司每股净资产、每股收益等都存在较大差异，因此这种回归模型有可能存在较为严重的异方差问题，从而使得模型分析结果有可能失效。2）持久盈利与股利政策。魏刚（1999）通过分析股利是否能预测未来盈余变化，考察企业股利政策是否受持久盈利变化影响。其研究结果表明：股利变化能够较好地预测未来3年的盈利变化；从不同类型股利情况来看，现金股利和混合股利变化能够较好预测未来3年的盈利变化，但股票股利的预测能力较差。这表明，企业股利支付水平受持久盈利变化的影响。此后，魏刚（2000）进一步以股价作为持久盈利的替代指标，考察股利变动与持久盈利、未预期盈利、目标股利水平之间的关系。研究结果显示：只有当持久盈利发生变化时，公司才改变其股利支付水平；而未预期盈利、目标股利支付水平不影响当期股利发放，从而作者认为股利具有传递公司持久盈利的信息效应。小结：股利支付水平变化是否反映了企业持久盈利的变化，即股利政策是否具有信息传递效应，对于我们理解股利政策的市场反应至关重要。从魏刚的这两项研究结果来看，都认为股利政策变化反映了企业持久盈利的变化，即认为我国上市公司的股利政策具有信息传递效应。但从具体研究过程来看，此结论的有效性尚有待商榷。这里的问题主要在于对持久盈利的测算上：魏刚（1999）将未来3年盈利变化视为持久盈利变化，这显然值得商榷；而魏刚（2000）又将股价作为企业持久盈利的替代指标，但在中国股市投机色彩较浓情况下，这一点是否成立显然也值得商榷，而且该方法还存在“循环解释”的问题，即股价本身也受企业股利支付水平影响。最主要的是，这些研究的结论显然与我国股市对现金股利公告无反应的现象相矛盾（参见下文有关股利政策的市场反应研究述评）。3）代理问题与股利政策。从我国公司治理结构和股市现状来看，一个更有生命力的研究领域是从代理问题角度出发，解释我国上市公司的股利支付行为。Su（2000）的研究发现，管理层持股比例越高、股权集中度越高、国有股比例越小、福利支出越小，则中国上市公司越倾向于发放现金股利。对此的解释为：管理层持股比例越高和福利支出越小，则意味着代理成本较低，而股权集中度越高，意味着股东监督力度加大，这都会驱使管理层不会私吞自由现金流；而国有股比例越高，则会导致政治成本上升，即政府要求上市公司承担一些社会职能，导致公司可发放的现金股利减少。王信（2002）也试图从代理理论角度出发，解释中国上市公司为何倾向于低派现。他通过比较A股与H股上市公司在派现比例上的差异，认为中国A股上市公司低派现，是由于上市公司内部“一股独大”，从而上市公司倾向于不分红，以独自享有这部分剩余收益，最终损害小股东利益。然而，其研究过程缺乏严密性，仅仅凭A股与H股上市公司在派现率上的差异，便断定中国A股上市公司低派现是由于公司治理结构差异引起，而缺乏对其他影响因素的控制，如企业成长性、行业因素、企业规模等。此外，其研究结论也不能解释何以现金股利的市场反应不显著。Lee和Xiao（2002）也从大股东掠夺角度分析了中国上市公司的股利政策，但得出的结论与王信（2002）的结论截然相反。他们认为，当大股东持股比例较低时，大股东通过发放现金股利所获得的掠夺收益较少，从而，此时股利政策的主要目的不是掠夺，而是信号发送；另一方面，当大股东持股比例较高时，通过发送现金股利可以获得较大的收益，从而倾向于发放股利。此外，上市公司还具有通过发放股利来降低净资产，以调节ROE达到配股资格的动机；同时，一旦配股成功，则大股东倾向于通过发放现金股利，进行圈钱。Lee等（2002）认为大股东持股比例越高，则越容易通过发放现金股利进行圈钱，该结论显然与我国股市对现金股利反应冷淡或甚至负反应的现象一致。但该文也存在一定的理论矛盾，例如：当大股东持股比例上升时，通过关联交易进行掠夺的难度将下降，而通过关联交易进行掠夺，并不需要像现金股利那样与小股东分享收益，显然，对大股东而言，此时通过关联交易进行掠夺的收益更高，那么，何以大股东还要偏好于发放现金股利呢？ 陈信元、陈冬华和时旭（2003）采用案例研究法，也得出了与Lee等（2002）相似的结论。他们通过分析佛山照明的高额现金股利现象，探讨公司治理结构与现金股利之间的关系。他们首先采用事件分析法，考察了佛山照明高额现金股利政策的市场反应。研究发现市场对佛山照明的现金股利发放反应平淡。随后，作者将市场对现金股利发放反应冷淡的原因，归结为现金股利已成为大股东恶意套现的工具。不过，该文也存在一些显而易见的缺陷：（1）仅就一家企业的股利支付行为，得出现金股利是大股东圈钱的主要工具，缺乏与控制样本的对比分析，从研究过程来说严密性不够；（2）股利公告的市场反应研究没有剔除掉其他事件的影响，这使得其研究结果的有效性受到一定质疑。伍利娜、高强和彭燕（2003）从我国股市的制度背景、上市公司治理结构角度出发，采用LOGISTIC模型，分析了20002001年间上市公司的高派现行为。研究结果表明：公司股本规模越小、流通股比例越高、投资基金所持股份比例越高、ROE越接近配股达标线、上市年限越短，则越容易发生异常高派现。这表明公司存在通过高派现来达到配股融资的动机，这一点与Lee等（2002）的有关结论一致。但与Lee等（2002）、陈信元等（2003）不同的是，他们并未发现大股东控股比例、股权集中度、国有股和法人股持股比例等与异常高派现行为存在显著相关性。小结：上述研究都认为代理问题和公司治理结构是影响上市公司股利政策的重要因素，这一点显然有其积极意义。但有关研究在结论上却存在较大差异，Su（2000）、王信（2002）认为大股东出于掠夺动机，倾向于不发放股利；而Lee等（2002）、陈信元等（2003）却认为，发放现金股利是大股东进行圈钱的重要工具。显然，后者结论能较好地解释我国股市为何对现金股利发放反应冷淡；但该结论并未得到伍利娜等（2003）的实证检验支持。此外，上述研究在研究设计上或多或少都存在一些缺陷，这也在一定程度上降低了上述结论的有效性。未来的研究有必要在理论模型构建、研究方法等方面予以不断改进，例如区分不同大股东特性进行分析等。2股利公告的市场反应股利公告的市场反应主要考察如下两方面问题：（1）股利公告是否影响企业价值？（2）不同形式的股利支付对股价影响是否相同？表1：股利政策市场反应研究综述论文样本年份事件日是否控制其他事件影响事件区间股利性质基本结论张水泉和韩德宗（1997）1992-1997沪市NA否（-20，+20）NA在整个考察期及空头市场中，现金股利超额收益最高，送股次之，配股最小；而在多头市场，情形正好相反魏刚（1998）1997股利分配方案公告日否（-5，+5）NA分红公司的超额收益高于不分红公司的超额收益；现金股利的超额收益低于股票股利的超额收益；陈晓、陈小悦和倪凡（1998）1995前上市86家公司股利分配方案公告日否（-20，+20）首次发放股利现金股利、股票股利和混合股利公告都可导致正的超额收益；股票股利和混合股利的公告效应显著高于现金股利的公告效应。Su, Dongwei(2000)1994-1998508家国有企业股利分配公告日否短期：两天长期：6个月以上NA现金股利可导致正的超额收益；而股票股利则导致负的超额收益。陈浪南和姚正春（2000）1998股利分配方案公告日仅控制了ROE水平（-3，0）NA现金股利不具有信息效应；送股和配股则可导致正的超额收益。俞乔和程滢（2001）1992-2000正式股利分配方案公告日是（-1，+1）首次发放股利现金股利不具有信息效应；股票股利以及混合股利可导致正的超额收益。一般年份股利分配股利分配导致正的超额收益何涛和陈晓（2002）1997-1999股利分配方案公告日是（-5，+5）一般年份股利分配未预期现金股利与超额收益之间不具有相关性；绝对现金股利与超额收益负相关。有关我国股利政策的市场反应研究结果列示在表1中。从研究结果来看，虽然不同的研究所采用的样本、研究方法和研究对象存在一定差异，但仍可以得出如下若干结论：1） 在未控制其他事件效应（主要是与股利分配方案一起公布的其他信息，如盈余信息、审计意见等）情况下，一般认为现金股利具有信息效应，而对股票股利的信息效应则未能取得一致结论；2） 在控制其他事件效应的情况下，现金股利一般不具有信号传递效应或导致负超额收益，而股票股利和混合股利则具有正超额收益；3） 上述研究表明，在控制其他事件效应情况下，市场较为偏好股票股利和混合股利，但对现金股利反应冷淡。对此现象的解释主要有：（1）在中国股市中，投资者所获得的现金股利与其资本利得相比微不足道，从而投资者对现金股利不感兴趣，而更看重资本利得（魏刚，1998；陈晓等，1998；陈浪南等，2000；俞乔等，2001）；（2）现金股利的税负效应抵消了其信号传递效应（陈晓等，1998；俞乔等，2001）。 小结：从现有研究情况来看，只有在未控制其他事件效应情况下，现金股利对超额收益才具有正效应，而在控制其他事件效应情况下，该现象便消失了，由于控制其他事件效应的研究相比更为严密和合理，因此，可以认为现金股利并不具有信息效应，但股票股利和混合股利仍具有一定正向效应。至于对该现象的解释，现有研究主要从投资者的投机心态和现金股利的税负效应来解释该现象，但这显然不能全部解释上述现象的产生。更为合理的解释也许来自公司内部的股利政策动机。正如Lee等（2002）、陈信元等（2003）的研究结果所表明的那样，现金股利往往成为大股东进行圈钱的重要工具，如果其结论成立，则我们便不难理解投资者为何会对现金股利产生抵触情绪了。此外，公司股利政策缺乏连贯性和信息传递功能，也容易导致股利公告信号传递效应的丧失，以及股市投机性的增强。无疑，将来的一个主要研究方向，应是结合公司内部股利政策决定机制和外部市场对股利政策的反应，以更好解释上市公司的股利政策。此外，从研究方法来看，何涛等（2002）认为只有未预期股利才具有信息效应。但这个假设只是在信号传递理论中才成立。事实上，若股利发放具有降低代理成本效应，或股利发放成为大股东掠夺的方式之一，则股利绝对量也将影响到企业价值。因此，仍有必要同时考察股利绝对量和未预期股利的市场反应。（三） 融资偏好研究许多学者发现，中国上市公司存在强烈的股权融资偏好。阎达五、耿建新和刘文鹏（2001）研究发现符合配股条件的上市公司大都会推出配股方案；同时，上市公司存在粉饰收益率以达到配股资格的行为，但在1999年证监会降低配股的收益率要求后，利润操纵幅度有所下降。黄少安和张岗（2001）发现，1997年上市公司股权融资占全部融资的比重高达73%，但在1997年出台了对配股行为进行限制的政策后，股权融资比重急剧下降到仅占20%。但自2000年以来，上市公司增发新股的家数呈上升趋势。对此现象，高晓红（2000）将其归结为上市公司管理层普遍缺乏来自流通股股东的约束力，以及股权融资成本偏低。黄少安和张岗（2001）也将其归结为股权融资成本偏低。但陆正飞和叶康涛（2003a）研究发现，虽然总体而言股权融资成本低于债权融资成本，但1999和2000年只实施股权融资公司的平均股权成本与平均债权成本之间并没有显著差别（t检验不显著）。同时，从各个企业具体情况来看，在这三年间实施过股权再融资的上市公司中，有24.15%的公司其股权融资成本高于债权融资成本。因此，仅从融资成本角度似乎不能完全解释该现象。为此，不少研究试图从其他方面考察上市公司融资行为的影响因素。Gul（1999）发现，国有股比重与企业债务融资比重正相关，他对此的解释是国有企业容易获得银行贷款；同时，他发现企业成长性与债务融资成反比。郑江淮、何旭强和王华（2001）也发现国有股比重越高的上市公司，债务融资比重较高，而股权融资比重相应较低。对此，他们的解释为：国有企业容易获得国有银行贷款；但另一方面，由于国有股比重较高的企业业绩较差，从而不容易获得配股资格，同时，二级市场对这些企业配股行为的反应也较为冷淡，因此，股权融资占这些企业融资比重较低。李志文和宋衍衡（2003a）采用大样本数据，考察了影响上市公司配股行为的有关因素。结果表明：当第二大股东和第三大股东对第一大股东的制约能力越强，则公司越不会进行配股，而大股东持股比例越高，则企业越有可能进行配股。李志文和宋衍衡（2003b）以赛格集团下属的4家上市公司为例，分析了股权结构对企业筹资决策的影响。结果发现：在公司股权比较集中时，公司会利用各种可能机会筹集权益资金，形成大量的自由现金流，然后通过关联交易或其他手段将资金转出，表现为无条件圈钱动机。而在公司决策权较为分散时，这时不会有明显的大股东占用公司财产的迹象，但若公司未来的权益融资资格可能受到威胁时，则上市公司会利用现有融资机会筹集备用资金，表现为时机性圈钱动机。李志文等（2003a，2003b）认为大股东持股比例越高，则越有可能进行配股圈钱，同时，第二大股东和第三大股东持股比例对大股东配股圈钱行为具有制约作用，但后者显然无法得到很好解释。因为，配股行为对于其他非流通股股东来说，也是一件较为有利的事情，即使他们不能从中谋取隐性收益，但配股将导致企业每股净资产增加，从而提高非流通股的价格。因此，非流通股股东不存在阻碍大股东进行配股的动机。即上述研究试图从股权结构来分析配股行为，虽然是一个正确的方向，但并未能对其结果给出令人信服的解释。朱武祥、陈寒梅和吴迅（2002）通过采用一个两阶段模型，并以燕京啤酒为例，分析了产品市场竞争与财务保守行为之间的关系。其结论为：产品市场竞争强度越大，则由于企业经营风险也将加大，企业趋向于采取财务保守行为。但该文仅以啤酒行业为例，结论缺乏一般性；同时，如果啤酒行业竞争强度加大导致燕京啤酒财务结构趋于保守，那么我们可以预计同行业的青岛啤酒、华润啤酒也应该采取类似的融资行为模式，但遗憾的是，本文并没有给出竞争对手的财务结构变化情况，从而我们无从得出产品市场竞争强度是否会对企业的融资行为产生普遍影响。陆正飞和叶康涛（2003a）采用Logistic模型，从融资成本、破产风险等角度考察了我国上市公司融资行为的影响因素。分析表明，企业资本规模和自由现金流越低，净资产收益率和控股股东持股比例越高，则企业越有可能选择股权融资。陆正飞和高强（2003）采用问卷调查法，发现中国上市公司的融资行为既表现出与经典理论相符的一面，又表现出一些鲜明的特点，其中最为突出的特征是“股权融资偏好”，而导致该现象的原因既有资本市场制度背景（如发行企业债券的难度较大等）方面的原因，也有公司治理结构方面的原因。但该问卷调查主要针对上市公司董事会秘书进行，由于董事会秘书并非实际决策人，因此，在部分问题回答上有可能存在偏差。小结：现有研究虽然都注意到中国上市公司的股权融资偏好，但对此的解释却存在较大差异。不少研究试图从融资成本角度进行分析，但在这方面并没能达成一致结论。此外，也有不少研究试图从股权结构和公司治理等角度进行分析，这无疑是一个较为正确的方向，但现有研究缺乏较为完善的理论框架，从而，对于结果的解释并不能令人非常信服。未来的研究方向，有必要在深入分析融资行为如何影响到有关各方（大股东、小股东、流通股股东、债权人和管理层）的利益，以及上市公司控制权在有关各方之间如何分配的基础上，提出较为完善的理论框架，也许有助于我们更好洞察上市公司的融资偏好决策。（四） 资本结构的决定虽然资本成本是决定资本结构的重要因素，但其他因素，如企业规模、盈利水平、企业成长性、行业竞争性等都会影响到最优资本结构的决定。狭义的资本结构主要是指资产负债率，而广义的资本结构除了考察资产负债率之外，也考察债权结构和股权结构的决定。目前，我国学者的研究侧重于研究影响资产负债率的因素，但对债权结构和股权结构的影响因素还较少涉及。1 资产负债率的影响因素目前，已有不少研究考察了中国上市公司特征与其资本结构（资产负债率）之间的关系（见表2）。从当前研究情况来看，我国学者对资本结构影响因素的分析还是比较全面的，既有从盈利能力、公司规模等企业特征方面进行的分析，也有从股权结构、股利支付率等公司治理结构方面进行的研究。从研究结论来看，现有研究一致认为各行业间的资本结构存在差异，同时，一般而言，盈利能力、流动性与资本结构负相关，企业规模与资本结构正相关，但在固定资产、成长性等方面未能取得一致意见。这种结论上的差异除了源于各自选取样本不同之外，也源于上述研究对变量的不同定义，如吕长江等（2001a）以主营收入增长率来反映企业成长性，以资产对数反映企业规模，而陆正飞等（1998）则以总资产增长率来反映企业成长性，以主营业务收入自然对数来反映企业规模。总体而言，现有研究对于我国资本结构的影响因素进行了一定的有益尝试，但也存在不少内在缺陷。从研究方法来看，实证检验的有效性取决于：（1）实证变量是否为理论变量的良好替代指标？例如，现有研究一般以企业过去几年的总资产变化率或者主营收入增长率为指标，来反映企业成长性，但这些指标是否为企业未来成长性的良好替代指标？（2）实证表2：中国上市公司资本结构影响因素研究总结资本结构影响因素论文获利能力企业规模固定资产成长性流动性经营风险非债务税盾法人股比例国有股比例管理股权比例股利支付率行业差异陆正飞和辛宇（1998）？是李善民和苏贇（1999）洪锡熙和沈艺峰（2000）？吕长江和韩慧博（2001a）？是吕长江和王克敏（2002）郭鹏飞和孙培源（2003）是Huang和Song（2003）是刘星、曾宏和朱艳（2003）是陆正飞和赵蔚松（2003）非线形关系说明：“”表示该变量与资本结构正相关；“”表示该变量与资本结构负相关；“？”表示二者没有显著相关性。变量的测度是否准确？例如，由于我国上市公司现金流量表编制的随意性，导致依据现金流量表计算得到的有关现金流指标在实证分析中往往未能通过检验。这些问题的存在，导致我们无从知道检验未通过是因为理论不成立，还是由于变量选取、测度有误而导致分析失效。这都表明从实证分析结果到最终结论得出，需要非常小心。上述研究存在的另一个缺陷，是盈利能力、企业规模、成长性等因素本身也受资本结构的影响，即上述研究中的许多解释变量具有内生性。最后，企业融资行为和资本结构在很大程度上取决于企业经济性质和外部经济环境。从企业经济性质来看，由于20世纪80年代的“拨改贷”，导致许多国有企业背上了沉重的债务负担；又如从我国的银行贷款体制来说，便经历了由“贷款软约束”向“银行惜贷”的转变；而从股市融资角度来看，由于2000年前后股市市盈率达到高峰，许多公司纷纷选择股市融资，但随着近年来的股市低迷，配股融资规模也大幅下降。显然企业所有制和外部制度环境方面的这些差异，必然会对企业的资本结构产生影响，进而影响到研究结果的有效性，即不同年度、不同所有制企业的回归模型结构也将发生变化。如果在实证分析过程中没有控制这些外部因素的影响，很有可能得出有偏、甚至是错误的结论。从未来研究方向来看，有必要在深入分析各变量测度准确性和有效性的基础上，结合考虑资本结构对企业盈利能力、成长性等方面的影响，以更好控制内生性问题。在此过程中，还有必要控制不同行业、不同年度和不同所有制对企业资本结构的固定效应（fixed effects）影响。2债权结构和股权结构的影响因素虽然我国学者对债权结构和股权结构的影响因素还较少涉及，但已有一些学者进行了探索性研究。张捷（2002）认为，由于小银行在对中小企业融资上具有信息优势，因此，在中小企业的债务融资结构中，来自小银行的贷款比重要高于来自大银行的贷款比重，但他对该结论未提供详实的数据支持。韩德宗和向凯（2003）以1999至2001年间医药和生物制品业上市公司为样本，考察了债权融资结构的决定因素。研究结果表明：影响样本公司债务融资结构的因素主要是公司的偿债能力，此外，公司规模、绩效和成长性也有一定影响。其缺陷在于，该项研究只是针对医药和生物制品业进行，而不同行业的资本结构有着显著差异，同时，不同行业的竞争程度、成长性等也存在较大差异，因此，该研究结论未必能推广到其他行业。冯根福、韩冰和阎冰（2002）采用19962000年间的面板数据，对影响我国上市公司股权集中度变动的主要因素进行了分析。其结论认为：股权集中度与上市公司绩效、国有股比例、发起人法人股比例等成正比，与募集法人股比例、流通股比例成反比；企业规模不影响股权集中度；此外，不同行业的股权集中度存在差异。其缺陷在于：以各公司的股权集中度为被解释变量，严格来说，只是考察了不同公司股权集中度差异的影响因素，但并未解答其命题，即为什么公司的股权集中度发生了变化？如果将被解释变量修正为各公司股权集中度的年度变化值，可能会与其命题相关性更强。李涛（2002）采用19911998年间上市的386家公司，考察了国有股比重内生性问题。研究表明：国有企业上市时存在逆向选择，即上市前公司业绩越差，则国有股比例越高；上市后，在业绩较差的公司中，政府倾向于降低国有股比例，而保持在业绩较好公司中的持股比例。Hu and Goergen（2003）通过分析1993年129家中国的IPO公司，发现小企业和新兴产业中的国有股比重较低，而大企业和传统产业中国有股比重较高；同时，在这些企业上市之后的7年里，小企业、成长性企业和高风险企业中的国有股比重不断下降，而大企业和具有战略意义的企业中，国有股仍保持较高的比重。小结：这部分研究目前虽然尚处于起步阶段，但由于这部分的研究对于我们理解资本结构与公司业绩之间的关系以及上市公司治理结构问题至关重要，因此，预计随着中国公司治理问题研究的不断深入，这部分的研究也将引起越来越多学者的关注。三、并购绩效研究目前有关中国上市公司投资行为的研究，主要侧重于探讨上市公司的并购绩效。而这方面的分析又可分为如下两大类：一类研究主要基于并购行为的市场反应；另一类研究主要通过比较并购前后企业经营业绩的变化，来分析并购绩效。比较而言，这两类研究各自具有一定的优缺点：（1）在有效市场假设前提下，市场反应研究能够充分揭示并购行为对企业长期价值的影响，因而研究结果更具有说服力。然而，中国资本市场的内在缺陷，在一定程度上降低了市场反应研究的有效性，一是资本重组往往成为中国股市炒作题材，从而事件公告日的股价波动并不能真实反映并购行为对企业长期价值的影响；二是由于中国二元股权结构的存在，使得有关市场反应研究只能考察并购行为对流通股股东财富的影响，而不能对包括非流通股股东在内的全体股东财富变化状况进行全面分析；（2）基于企业经营业绩的研究由于并不依赖于资本市场有效性假定，因此，可以避免前述的缺陷，但由于许多上市公司往往利用资产重组人为调节会计利润，因此在一定程度上降低了该类研究的可靠性，同时这类研究受样本期间限制等，一般只能考察并购后23年的企业业绩变化状况，但事实上并购对企业业绩的影响很有可能超出3个会计期间，因此，仅以3年以内的业绩状况来对并购绩效进行分析，未免过于武断。此外，这类研究一般来说还需要控制年度经济形势变化、行业业绩变化等因素，这也加大了此类研究的难度。（一） 基于市场反应的研究陈信元和张田余（1999）分析了1997年上市公司资产重组的市场反应，研究结果表明：在资产重组公告日股价确实出现了波动，表明市场对资产重组有一定反应。从具体各种重组形式的市场反应情况来看，股权转让、资产剥离和资产置换类公司的股价在公告前呈上升趋势，随后逐渐下降，而兼并收购类公司在窗口期内没有显著超常收益。然而，该文在预测期望收益率时，所选取的CAPM模型估计区间极为接近公告日，由于市场很有可能提前对资产重组事件做出反应，因此估计区间过于接近公告日，无疑将低估公告日的超常收益，此外，该研究所选取的样本量较少，这些无疑都极大降低了统计检验的效力。陈信元和陈冬华（2000）考察了清华同方合并吸收鲁颖电子的市场反应。研究表明，并购双方股东都获得了一定的超常收益，其中清华同方流通股股东获得大约2.5%到5.88%的超常收益；鲁颖电子非流通股股东获得大约96%的超常收益。据此，作者认为此次并购行为产生了协同效应。然而，我们对此结论表示怀疑。事实上，鲁颖电子流通股股东能够获得如此高额的超常收益，我们认为更有可能是源于流动性溢价，即通过此次并购，使得鲁颖电子流通股股东所持有的股票由原来流动性较低的地方性产权交易所，通过换股合并，得以在流动性高得多的上海证券交易所上市流通，这无疑将极大提高其股票价值；至于清华同方流通股股东所获得的超常收益，与0相比并不高，同时由于作者对此并没有进行显著异于0检验，因此，我们无法确切判断清华同方股东所获得的超常收益是否为确定性结果，还是仅仅由于偶然性因素。洪锡熙和沈艺峰（2001）以申华被收购案为典型案例，考察了收购对目标公司流通股股东权益产生的影响。研究结果表明：被收购公司流通股股东并未能从收购过程中获取超常收益。然而，由于该研究仅以一个案例为分析样本，缺乏一般性，因此，如果就此认为我国上市公司并购实践不能提高目标公司股东财富，则未免过于武断。李善民和陈玉罡（2002）以1999年和2000年上市公司并购活动为分析样本，采用事件研究法考察市场对并购行为的反应。研究结果表明：收购公司股东在事件区间可以获得超常收益，但目标公司股东并未能获得显著的超常收益；高层管理人员持股并不能提高并购绩效。张新（2003）以19932002年中国A股上市公司发生的全部共1216起并购重组事件为分析样本，研究结果表明：无论采取事件研究法，还是采取会计业绩数据，都表明并购重组为目标公司创造了巨大价值，但对收购公司产生了一定的负面影响；并购重组动机主要是出于价值转移和再分配目的。张宗新和季雷（2003）采用事件研究法，考察了19992001年共216个控制权发生转移的公司样本。作者认为，在实施并购后，收购公司流通股股东财富受到了损失。然而，由于该文的研究对象为第一大股东发生转移的上市公司，因此，作者计算得到的股市超常收益并非收购公司股东财富变化状况，而是被收购公司股东财富损益状况，即该文有关理论解释恰与其分析结果相矛盾。（二） 基于企业经营业绩的研究刘力（1997）以21家纺织行业和29家电器行业企业的财务数据进行回归分析，发现多元化程度与企业的业绩、资产负债率之间并不存在显著相关关系。但由于该文的样本量太少，因此，其结论的有效性尚待考察。朱江（1999）以1997年146家上市公司资料进行分析，发现多元化程度与公司业绩之间并无显著相关关系，但多元化与经营风险成负相关关系，这表明多元化可以降低经营风险。然而，该文并没有进行控制样本分析，由于影响上市公司业绩的因素很多，包括行业因素、治理结构因素、经济周期因素等，因此，在没有控制其他显而易见的影响变量情况下进行相关性分析，很可能得出似是而非的结论。冯根福和吴林江（2001）以19951999年间201起并购事件为分析样本，考察了我国上市公司的并购绩效。结果表明：（1）虽然在并购当年及并购后第一年公司业绩得到了一定程度提高，但在此后几年里，业绩又普遍下滑；（2）从短期看，混合并购的绩效较高，但从长期看，横向并购的绩效较好；（3）第一大股东持股比例与并购当年的业绩呈正相关关系，但与并购后各年绩效的关系不大。这表明，上市公司的并购行为存在较强烈的投机色彩，