我國(guó)上市公司融資約束與股票收益的實(shí)證研究

張 瑞

(上海交通大學(xué)安泰經(jīng)濟(jì)與管理學(xué)院， 上海 200030)

0 引 言

根據(jù)MM理論，在完善的資本市場(chǎng)中，公司的投資決策與其資本結(jié)構(gòu)、融資渠道無關(guān)，也即公司價(jià)值與資本結(jié)構(gòu)無關(guān).但在現(xiàn)實(shí)資本市場(chǎng)中，由于存在信息不對(duì)稱和交易成本，公司內(nèi)外融資成本往往差別較大，并且不同公司其內(nèi)外融資成本差異不同，這就產(chǎn)生了融資約束的問題.融資約束理論認(rèn)為，由于市場(chǎng)不完美，公司并不能滿足其所有的投資需求，原因可能是公司借不到款，無法通過股權(quán)再融資，或者資產(chǎn)缺乏流動(dòng)性等等.存在融資約束的公司在制定投資決策時(shí)與非融資約束公司往往表現(xiàn)出很大的差異.

投資決策作為公司成長(zhǎng)的主要?jiǎng)右蚝臀磥憩F(xiàn)金流量增長(zhǎng)的重要基礎(chǔ)，影響著公司的經(jīng)營(yíng)風(fēng)險(xiǎn)、盈利水平以及資本市場(chǎng)對(duì)其經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)和發(fā)展前景的評(píng)價(jià)，在資本市場(chǎng)迅速發(fā)展的今天，融資約束對(duì)這些企業(yè)“ 基本面”的影響極有可能通過資本市場(chǎng)的定價(jià)功能體現(xiàn)在股票市場(chǎng)表現(xiàn)上.

Lamont，Polk和Saa-Requejo(2001)首先考察了融資約束與股票收益的關(guān)系.他們的研究思路是先把公司按融資約束分為不同的組別，然后考察不同組別組合收益與融資約束的關(guān)系.他們的研究結(jié)果表明：融資約束確實(shí)是影響股票收益的重要因素，但高融資約束的公司在他們的實(shí)證區(qū)間內(nèi)并沒有呈現(xiàn)較高的平均收益率.Whited和Wu(2006)用歐拉投資方程構(gòu)建的融資約束評(píng)估指數(shù)做融資約束與股票收益的實(shí)證研究，結(jié)果與 Lamont(2001)等的實(shí)證結(jié)論相似，不同之處在于他們發(fā)現(xiàn)高融資約束的公司確實(shí)呈現(xiàn)較高的股票收益率.

國(guó)內(nèi)對(duì)融資約束的研究大多集中在檢驗(yàn)融資約束的存在性上面，而融資約束對(duì)二級(jí)市場(chǎng)影響相關(guān)的文獻(xiàn)卻比較少，只有李焰和黃磊(2008)研究了融資約束與系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)的關(guān)系，在融資約束度量方面，他們選取了李焰和張寧(2007)的一個(gè)綜合指標(biāo)，在系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn)方面選擇市場(chǎng)貝塔和會(huì)計(jì)貝塔兩種方法來度量.他們的實(shí)證結(jié)果表明：融資約束大的公司反而有較低的系統(tǒng)風(fēng)險(xiǎn).

1 融資約束度量指數(shù)構(gòu)建

在融資約束理論的實(shí)證研究中，融資約束的度量方法一直是實(shí)證研究的難點(diǎn)和關(guān)鍵，這直接決定了實(shí)證研究的結(jié)果.由于公司所面臨的融資約束程度不能直接觀察，所以只能借助一些間接的度量指標(biāo)進(jìn)行實(shí)證研究.本文借鑒以往的文獻(xiàn)，采用Logistic分組模型構(gòu)建融資約束指數(shù).

1.1 研究樣本

本節(jié)選取2001～2009年期間滬深兩市A股非ST上市公司為研究樣本.在樣本選取過程中，我們剔除了：(1)金融類公司包括銀行、保險(xiǎn)、證券類公司，主要是考慮到這些公司的財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)與一般公司差異較大；(2)一些財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)異常的年數(shù)據(jù)，例如資產(chǎn)負(fù)債率高達(dá)幾百的數(shù)據(jù)、銷售收入為0的數(shù)據(jù)，增長(zhǎng)率高達(dá)幾千的數(shù)據(jù)等等；(3)某些財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺失的年數(shù)據(jù)，例如股利分配，總資產(chǎn)等.這樣一共是8 811個(gè)公司年觀察值，所有財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)均來自wind數(shù)據(jù)庫(kù).

線性回歸模型在定量分析的實(shí)際研究中是比較常用的統(tǒng)計(jì)回歸方法，然而在當(dāng)因變量是一個(gè)分類變量而不是一個(gè)連續(xù)變量時(shí)，線性回歸就不適用，而Logistic模型就是解決這類回歸的一個(gè)模型.

1.2 Logistic模型介紹

一般線性概率模型的形式為：

yi=xiβ+μi

(1)

其中yi為取值為0和1的離散隨機(jī)變量.令P(yi=1)=pi，那么，P(yi=0)=1-pi,于是有：

E(yi)=1×pi+0×(1-pi)=pi

(2)

又因?yàn)镋(yi)=E(xiβ+μi)=xiβ,所以可以得到pi=xiβ,即線性概率模型，又可以看成是以yi取1的概率為被解釋變量的回歸模型.

經(jīng)過一系列推導(dǎo)變換后，它可以等價(jià)寫為另外一種常見的形式：

(3)

由于Logistic回歸模型中隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)并不滿足經(jīng)典假設(shè)，所以需要使用極大似然法進(jìn)行估計(jì).

1.3 研究方法

1.3.1 分組變量選取

采用LOGISTIC回歸模型需要對(duì)研究樣本進(jìn)行分組，將整個(gè)樣本劃分為高融資約束組別和低融資約束組別.在查閱相關(guān)研究文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，我們選擇了利息保障倍數(shù)(Aggarwal和Zong(2003))和股權(quán)賬面價(jià)值(Athey 和Laumas(1994))作為分組指標(biāo).利息保障倍數(shù)是指公司息稅前利潤(rùn)與利息費(fèi)用的比率，是衡量公司償債能力的綜合指標(biāo)，并且在一定程度上反映了公司的盈利能力，不管是銀行發(fā)放貸款還是債權(quán)人或股東投資，都十分注重考察這一指標(biāo)，從而判斷其投資風(fēng)險(xiǎn).股權(quán)賬面價(jià)值反映了公司所擁有的凈資產(chǎn)，同時(shí)也是公司規(guī)模的一個(gè)替代變量，小規(guī)模公司相比較大規(guī)模公司其交易成本和融資成本往往較高，所以選取股權(quán)賬面價(jià)值作為融資約束的一個(gè)分組變量.

1.3.2 分組

首先，按照利息保障倍數(shù)把樣本從小到大分為3組，選取前三分之一的為高融資約束組別，后三分之一為低融資約束組別.

其次，按照股權(quán)賬面價(jià)值把樣本從小到大分為3組，選取前三分之一的為高融資約束組別，后三分之一為低融資約束組別.

最后，我們選取按照兩個(gè)指標(biāo)分組均進(jìn)入高融資約束組和低融資約束組的觀察值作為研究樣本，即如果觀察值既屬于按照利息保障倍數(shù)界定的高融資約束組，又屬于按照股權(quán)賬面價(jià)值界定的高融資約束組，則該觀察值被最終界定為高融資約束組.同樣，如果觀察值既歸屬于按照利息保障倍數(shù)界定的低融資約束組，又歸屬于按照股權(quán)賬面價(jià)值界定的低融資約束組，則該觀察值被最終界定為低融資約束組.也就是說，我們按照利息保障倍數(shù)和股權(quán)賬面價(jià)值分組所得到的交集部分作為最終的高融資約束組和低融資約束組.

最終，我們得到1 211個(gè)低融資約束的觀察值和1 222個(gè)高融資約束的觀察值.

1.3.3 變量選取

根據(jù)Cleary(2001)，Lamont(2001)，Whited(2006)等一些參考文獻(xiàn)，我們選取了總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)、經(jīng)營(yíng)活動(dòng)產(chǎn)生的現(xiàn)金流量、負(fù)債比率、現(xiàn)金股利、總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率、收入增長(zhǎng)率、行業(yè)增長(zhǎng)率等變量，定義如表1.

表1 Logistic分組模型變量定義

表2 融資約束高組和低組變量均值檢驗(yàn)

注***表示1%的顯著水平，均值差下為t值.

我們對(duì)這些變量在高融資約束組和低融資約束組做均值差異檢驗(yàn)，初步假設(shè)融資約束較小的公司資產(chǎn)規(guī)模較大，經(jīng)常分配股利，有較多的經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流和較多的現(xiàn)金存量以及較小的負(fù)債比率、較高的凈資產(chǎn)收益率、較高的收入增長(zhǎng)率、較高的行業(yè)收入增長(zhǎng)率.

從表2所示均值檢驗(yàn)結(jié)果可以看出，只有現(xiàn)金存量CASH不滿足均值檢驗(yàn)，即不能拒絕融資約束高組和低組CASH均值相等的假設(shè)，其他變量均滿足均值檢驗(yàn).同時(shí)低融資約束組相比高融資約束組，LNTA/DIV/CF/SK/ROE/SG/ISG的均值均比較大，DEBT的均值比較小，除了現(xiàn)金存量比較小之外，其他均符合我們之前的假設(shè).這表明，資產(chǎn)規(guī)模大，有分發(fā)股利，經(jīng)營(yíng)現(xiàn)金流量大，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率高，公司及行業(yè)增長(zhǎng)率高，負(fù)債少的公司面臨的融資約束小，反之則面臨的融資約束大.

1.4 回歸結(jié)果

表3 對(duì)LNTA、DIV、DEBT、SK、ROE的回歸結(jié)果

因?yàn)镃ASH不滿足之前的均值方差檢驗(yàn)，所以將這個(gè)變量去掉，我們對(duì)剩余的其他所有的變量進(jìn)行回歸，結(jié)果顯示變量CF、SG、ISG的p值均大于30%，在5%的置信區(qū)間不顯著.因此把這3個(gè)變量去除后，再次做Logistic回歸，得到結(jié)果如表3所示.

表3顯示各回歸變量的p值均小于1%，說明在1%的置信區(qū)間均顯著.從回歸的系數(shù)來看，融資約束與資產(chǎn)總額成反比，與是否分發(fā)股利成反比，與公司債務(wù)成正比，與資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率成正比，與凈資產(chǎn)收益率成反比.

表4 模型的錯(cuò)判矩陣

表4給出了模型的有偏分類結(jié)果，從中可以看到，在融資約束高組1 211個(gè)數(shù)據(jù)中，有1 187個(gè)被正確判斷，正確率達(dá)98.02%；在融資約束低組1 222個(gè)數(shù)據(jù)中，有1 211個(gè)被判斷出來，正確率達(dá)99.1%；總體正確率達(dá)到98.56%，說明模型能夠比較準(zhǔn)確的預(yù)測(cè)結(jié)果.

因此根據(jù)表3中的回歸結(jié)果，我們可以得到一個(gè)融資約束指數(shù)如下：

LogicIndex=148.4-7.03LNTA-2.51DEBT+1.8SK-5.93ROE

(4)

這一指數(shù)表示,LogicIndex越大，公司所受融資約束越大，反之，LogicIndex越小，公司所受融資約束越小.公司所受融資約束與總資產(chǎn)、分發(fā)股利、凈資產(chǎn)回報(bào)率成反比，即總資產(chǎn)越大，分發(fā)股利，ROE越大，公司融資約束越??；與負(fù)債、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率成正比，即負(fù)債率越高，資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率越高，公司融資約束越大.

2 融資約束與股票收益實(shí)證結(jié)果

2.1 研究樣本

研究樣本以上一章節(jié)構(gòu)建融資約束指數(shù)的數(shù)據(jù)樣本為基礎(chǔ)，同時(shí)剔除了：(1)融資約束指數(shù)值和規(guī)模變量值缺失的樣本；(2)股票收益率缺失的數(shù)據(jù).用到的數(shù)據(jù)有月度個(gè)股收益率、月度個(gè)股流通市值、月度市場(chǎng)收益率、無風(fēng)險(xiǎn)利率.其中月度市場(chǎng)收益率為月度綜合A股收益率，無風(fēng)險(xiǎn)利率為月度年存款利率，研究區(qū)間從2001年1月到2009年12月，共計(jì)104 088個(gè)數(shù)據(jù).數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安CSMAR金融數(shù)據(jù)庫(kù).

2.2 構(gòu)建融資約束組合

為了排除股票收益中公司規(guī)模因素的影響，這一節(jié)構(gòu)建了9組公司規(guī)模和融資約束不同的股票收益組.首先每月對(duì)樣本觀察值按公司流通市值從大到小排序，定義在前1/3的為大公司，中間1/3的為中公司，后1/3的為小公司.其次，以上文構(gòu)造的融資約束指數(shù)每年對(duì)樣本觀察值從大到小排序，選取前1/3為高融資約束公司，中間1/3為中融資約束，后1/3為低融資約束公司.這樣每月就一共有9類公司：即大市值高融資約束公司(BH)、大市值中融資約束公司(BM)、大市值低融資約束公司(BL)、中市值高融資約束公司(MH)、中市值中融資約束公司(MM)、中市值低融資約束公司(ML)、小市值高融資約束公司(SH)、小市值中融資約束公司(SM)、小市值低融資約束公司(SL).在SAS9.2中用兩種指數(shù)計(jì)算這9類公司的月平均收益率如表5所示.

表5 9類公司的月度平均收益率

從表5中的結(jié)果可以得到兩點(diǎn)結(jié)論：

(1) 隨著股票市值的增長(zhǎng)，收益率呈增加趨勢(shì).這與傳統(tǒng)的FAMA-FRENCH理論的假設(shè)正好相反，表明我國(guó)市場(chǎng)不同于外國(guó)市場(chǎng)，這可以用以下原因解釋：

首先我國(guó)投資者還不夠成熟，大多數(shù)持有市值大的藍(lán)籌股，從而忽略了那些成長(zhǎng)性好的股票，使得大盤股一路走強(qiáng)，導(dǎo)致投資者偏好大盤股的原因在于小盤股市值小，很容易受到機(jī)構(gòu)投資者的操縱，而監(jiān)管機(jī)構(gòu)又缺乏對(duì)操縱者的約束機(jī)制，從而導(dǎo)致較低的收益率.

(2)在同等市值的情況下，在低市值時(shí)，低融資約束的公司反而有較高的收益率，而在中高市值下，均隨著融資約束的提高，股票收益率在不斷提高.

這說明在低市值時(shí)，由于小市值的公司容易出現(xiàn)破產(chǎn)等問題，所以投資者更偏好那些信息不對(duì)稱程度比較小，也即融資約束較低的那些公司使得這些公司有較高收益率，隨著投資者的追捧，這些公司逐漸成為中市值的公司，其逐漸喪失吸引力，收益率開始下降；在中高市值時(shí)，融資約束較高的公司有較高的收益率，說明市場(chǎng)給予融資約束以溢價(jià).

2.3 檢驗(yàn)融資約束是否為影響股票收益的因子？

這一節(jié)檢測(cè)融資約束程度相同的公司在控制了市場(chǎng)、規(guī)模的影響下其收益率是否共同受融資約束因子的影響(結(jié)果見表6).我們對(duì)市場(chǎng)的代理變量取(BM+BL+MM+ML/4),即大市值中融資約束、大市值低融資約束，中市值中融資約束、中市值低融資約束組的月度超額收益率的平均；對(duì)規(guī)模的變量選取(SL+SM)/2,即小市值低融資約束、小市值中融資約束月度超額收益率的平均.在9類組合做回歸的時(shí)候，為了避免對(duì)自身作回歸的問題，例如，SL組(小市值，低融資約束組)做回歸時(shí)，如果規(guī)模的變量仍然取(SL+SM)/2，則會(huì)出現(xiàn)對(duì)自身回歸的問題，因此將SL變量去掉，此時(shí)規(guī)模變量選取SM.

在融資約束因子(FC)的構(gòu)建方面，為了方便比較，在同樣的規(guī)模下，F(xiàn)C因子有相同的定義，例如SL,SM,SH有相同的FC因子定義(BH+MH-BL-ML)/4.具體來說，在同一規(guī)模下，F(xiàn)C融資約束因子是用其他規(guī)模組的高融資約束組與低融資約束組的超額月收益率相減而得.

表6 融資約束因子是否是影響股票收益因子檢驗(yàn)回歸結(jié)果

注括號(hào)中為p值；*，**，***，分別表示在10%，5%，1%區(qū)間下顯著，回歸區(qū)間為2001年1月到2009年12月.

從表7中可以看到：市值大的公司，市場(chǎng)變量上的系數(shù)大；市值小的公司，規(guī)模變量的系數(shù)大，這基本符合常規(guī).在市值一定的情況下，融資約束越大，其融資約束因子的系數(shù)越大，同時(shí)對(duì)于中融資約束和高融資約束組，回歸系數(shù)均為正值，而且統(tǒng)計(jì)顯著.

表7 融資約束因子系數(shù)變化(Logic Index)

這些結(jié)果表明，融資約束相同公司的股票收益和其他融資約束公司的股票收益正相關(guān)，這一結(jié)果支持了融資約束因子的存在.

2.4 融資約束因子是否可由其他因子表征？

這節(jié)檢驗(yàn)融資約束因子是否只是反應(yīng)其他一些已經(jīng)實(shí)證過的因子，如市場(chǎng)、規(guī)模、市值賬面價(jià)值比等.本節(jié)用融資約束因子對(duì)這些因子做回歸，如果這些因子能夠準(zhǔn)確的定價(jià)融資約束因子，那么回歸中得到的截距項(xiàng)就應(yīng)該為零，同時(shí)回歸的應(yīng)該比較高.反之，如果截距項(xiàng)不為零，同時(shí)比較小，說明融資約束因子反映了與這些因子不同的風(fēng)險(xiǎn).

回歸結(jié)果如表8所示.

表8 融資約束因子與其他因子回歸檢驗(yàn)(Logic Index )

注括號(hào)內(nèi)為p值；市場(chǎng)、規(guī)模、市值賬面價(jià)值比的數(shù)據(jù)均來自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù).

第一個(gè)回歸表明CAPM對(duì)FC因子的解釋能力.R2僅為1.24%，說明CAPM模型對(duì)FC因子解釋能力較弱.市場(chǎng)因子的符號(hào)為負(fù)，說明受融資約束公司相比較非融資約束公司其β值較小，同時(shí)常數(shù)項(xiàng)為1.74，其α值較大，意味著每個(gè)月有1.74個(gè)百分點(diǎn)偏差.

第二個(gè)回歸是融資約束因子對(duì)市場(chǎng)和規(guī)模因子回歸.加入規(guī)模因子后，其解釋能力明顯增強(qiáng)，R2為30.22%，同時(shí)規(guī)模因子在1%的置信度下顯著，說明融資約束確實(shí)與規(guī)模有較大的相關(guān)性，相比較第一個(gè)回歸α值有所下降，但仍然較大，為1.64.

第三個(gè)回歸是融資約束因子對(duì)市場(chǎng)因子、規(guī)模因子和PB因子回歸.在這一回歸下，雖然α值相比較前兩個(gè)回歸有明顯下降，為1.03，但這仍然意味著每個(gè)月有1個(gè)百分點(diǎn)偏差，同時(shí)R2為33.64%，解釋能力較弱.

總結(jié)：這些回歸的α值均大于1，同時(shí)R2較小，說明目前這些因子均不能完全解釋融資約束因子，也即融資約束因子反映了與這些因子不同的風(fēng)險(xiǎn).

3 結(jié)束語(yǔ)

本文首先介紹了有關(guān)融資約束與股票收益的相關(guān)文獻(xiàn)，然后分別用Logistic分組模型資約束的評(píng)估指數(shù).

文章接下來實(shí)證研究了融資約束和股票收益的關(guān)系.研究結(jié)果顯示：以市值和融資約束分組的9類組合中，在中、高市值的情況下，股票收益率均隨著融資約束的升高而提高，同時(shí)發(fā)現(xiàn)融資約束相同公司的股票收益與其他融資約束公司的股票收益正相關(guān)，這支持了融資約束因子的存在.

本文的實(shí)證部分都是在控制市場(chǎng)因子、市值因子、P/B因子(Fama-French三因子)這些變量的基礎(chǔ)之上做的研究，結(jié)果顯示，這些因子并不能正確的定價(jià)融資約束因子，說明融資約束因子反映了與這些因子不同的風(fēng)險(xiǎn).

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