研究领域：金融学
市场择时理论的中国检验
—基于1998-2003上市公司的实证分析
摘要：自2002年Baker和Murgler明确提出市场择时理论以来，传统资本结构理论的解释力度受到一定程度的质疑，国外学者围绕这一新兴的资本结构理论展开激烈的争论。本文运用1998.1.1—2003.12.31间中国沪深两市IPO公司财务数据试图第一次较为全面地检验市场择时理论在中国的适用性。实证结果表明样本期内中国上市公司确实存在着股票融资和债务融资的市场择时行为；债务融资的市场择时行为并不显著影响中国上市公司的资本结构，而股票融资的市场择时行为短期内显著影响公司的资本结构；股票融资的市场择时行为不具有持久影响资本结构的效应，市场择时理论并不适用于中国的上市公司。 关键词：市场择时，M/B，资本结构
Test of the market timing theory in China
—econometric evidence from the Chinese listed companies 1998-2003
Abstract: Since the market timing theory clearly proposed by Baker and Murgler in 2002, the explaining power of the traditional capital structure theories has been doubted to a certain degree and many foreign scholars launch fierce disputes around this new capital structure theory. This text uses the financial data of IPO listed company in Shanghai and Shenzhen stock markets between 1998. 1. 1 and 2003. 12. 31 to attempt to justify the suitability of this new theory in China. The econometric evidence amplifies that the Chinese listed companies really behave according to the pattern of market timing in the form of stock and debt financing; debt financing does not influence the capital structure of the Chinese listed companies notably while stock financing does; the market timing behavior of stock financing does not have lasting influence on the capital structure, the market timing theory is not suitable for the Chinese listed company. Key words: market timing, M/B, capital structure
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市场择时理论的中国检验
—基于1998-2003上市公司的实证分析
摘要：自2002年Baker和Murgler明确提出市场择时理论以来，传统资本结构理论的解释力度受到一定程度的质疑，国外学者围绕这一新兴的资本结构理论展开激烈的争论。本文运用1998.1.1—2003.12.31间中国沪深两市IPO公司财务数据试图第一次较为全面地检验市场择时理论在中国的适用性。实证结果表明样本期内中国上市公司确实存在着股票融资和债务融资的市场择时行为；债务融资的市场择时行为并不显著影响中国上市公司的资本结构，而股票融资的市场择时行为短期内显著影响公司的资本结构；股票融资的市场择时行为不具有持久影响资本结构的效应，市场择时理论并不适用于中国的上市公司。
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关键词：市场择时，M/B，资本结构
一、引言
自从MM（1958）资本结构理论发表以来，公司资本结构成为许多金融经济学家感兴趣的研究方向。三十多年来在完善资本市场“无关模型”假设下的研究形成了两种主要的资本结构理论：静态权衡理论（tradeoff theory）和啄食理论（pecking order theory）。静态理论假设公司在权衡债券融资的收益和其破产成本、代理成本等市场不完善的基础上，确定最优的资本结构（Jensen和Meckling，1976；Titman和Wessels，1988；Stulz，1990；Rajan和Zingales，1995；Hovakimian，Opler和Titman，2001)。啄食理论则考虑到信息不对称所带来的逆向选择的影响，假设公司存在融资顺序，先内部融资，再是债券融资，最后才是股权融资（Myers和Majluf，1984；Shyam－Sunde和Myers，1999）。国外学者基于以上两大传统理论，分别从公司治理、竞争战略、上游供应商和下游客户、产品生命周期等企业内部特征和行业特征、行业竞争状况等企业外部特征出发，进一步丰富和完善了资本结构理论（Diamond ，1989，1991；Myers，1977；Boewn，1982；Bradley，1984）。大量的实证分析在不断证实已有资本结构理论的同时，有相当部分文献发现股价上升时公司倾向于发行股票，股价下降时公司倾向于回购股票这一公司现象2。1996年Stein在其论文《非理性世界的理性资本安排》中首次提出市场择时假说（market timing hypothesis），即在股票市场非理性，公司股价被过分高估时，理性的管理者可能发行更多的股票以利用投资者的过度热情；反之当股票价格被过分低估时，管理者可能回购股票3。沿着这一思路，以后的学者从市场择时这一新的视角展开对企业资本结构理论和实证的深入研究。2002年Baker和Wurgler在其开创性论文《市场择时与资本结构》中首次明确提出市场择时理论（market timing theory）。市场择时理论提出：市场价值高时（由市场价值与帐面价值比衡量）融资的公司杠杆低，而市场价值低时融资的公司杠杆高；过去市场的价值对于资本结构的影响是非常显著的，无论是以帐面价值还是市场价值来衡量杠杆还是是否包括其它的控制变量，这一关系都是明显和持久的。市场择时理论的核心在于：市场择时通过净股票融资长期影响资本结构，资本结构是历史股票市场择时的累积结果。市场择时理论质疑传统的资本结构理论的解释能力，使学者们对资本结构 12
本文相关变量定义见附表1。
Taggart（1977），Marsh（1982），Asquith和Mullins（1986），Korajczyk，Lucas和McDonald（1991），Jung，Kim和Stulz（1996）发现股价上升时公司增发股票；Loughran和Ritter（1995），Pagano，Panetta和Zingales（1998）发现当公司市场价值高时，倾向于IPO发行；Ikenberry，Lakonishok和Vermaelen（1995）发现股价下跌时公司倾向回购股票。 3
Hovakimian（2004）对股票市场择时的检验范围有所创新：第一次不仅检验股票择时股票市场，还检验债务择时股票市场，并且首次证明不仅股票择时股票市场，而且债务也择时股票市场。
2
的决定又有了进一步的认识。
二、文献回顾
基于Baker和Wurgler的实证研究，国外学者在各种学术期刊上围绕市场择时持续影响资本结构的假说发表了大量的文献，这些研究从股票市场择时模式4（pattern）的存在性、择时指标的合适性和择时指标与杠杆强烈负相关的原因解释、历史累积市场择时作用于资本结构的持久性三个角度围绕市场择时理论展开激烈的争论：既有直接的考察，又有间接的研究；既有对传统择时指标的继承，又有对新择时指标的研究。表1—3列出相关最新文献综述，表明国外学者对股票市场择时模式的存在性基本肯定，而对于市场择时指标的选择以及市场择时持久作用资本结构的论断似乎存在较大的分歧。同时，市场择时理论的检验文献绝大部分侧重于美国的上市公司，而对市场择时理论在其他国家是否成立的研究则相当缺乏，这也在一定程度上限制了市场择时理论的适用范围，同时国内学者尚未就市场择时理论在中国的适用性展开过讨论，这也构成了本文的研究背景。
表1：市场择时模式（pattern）的存在性
检验角度 直接检验
Huang和Ritter（2004） Che和Zhao（2004）
1963－2001年美国上市公司
作者
样本
择时 指标 无
市场股票风险溢价变量与财务赤字系数强烈正相关，即股票成本越高，则公司在外部融资时更倾向于债务，而股票成本低时，公司则更倾向于发行股票融资，强烈支持股票的市场择时模式
1971－2001年美国上市公司
M/B
同时发行股票和债务、纯发行股票、发行股票的同时较少债务的公司比例一致随着公司市场价值M/B的上升而单调递增，股票发行确实存在着择时模式
Hovakimian
间接检验
HOT5
（2004）
1983－2002年美国上市公司
M/B
考察证券交易前一年，前三年和后三年的M/B水平及其统计显著性的变动规律，发现纯证券交易中的股票发行、债务回购以及混合证券交易中的同时发行股票和债务，同时减少股票和债务，减少债务的同时发行股票等五种证券交易具有择时模式
Alti（2003）
1971－1999年美国上市公司
市场择时指标HOT能够显著解释当期杠杆的变动，表明热市场发行更多股票的倾向得到确认，且即使控制住公司特征变量，市场择时效应仍然显著，从而支持股票择时模式
表2：择时指标的合适性和择时指标与杠杆强烈负相关的原因解释
作者 Baker和Murgler（2002）
样本 1968—1999年美国上市公司
择时指标 M/B
主要结论
将杠杆指标分解成三部分，发现历史M/B与其中之一的净股票发行强烈正相关，而与其它两个部分的变量的相关强度和作用程度远远不及与净股票发行，从而提出M/B作为市场择时测量指标的证据
Alti（2003）
1971－1999年美国上市公司
HOT
择时指标与杠杆变动短期显著相关在于市场择时
主要结论
4
股票市场择时模式指面对有利的股票市场条件而采取相对应的证券交易类型，如股票市场高涨时发行股票，反之回购股票等。 5
Alti（2003）基于1971年1月1日到1999年12月31日美国每个月IPO公司数量（为消除季节性因素做三个月的移动平均IPO数量），定义IPO数量最多的前1/4位置月份为热月（hot months）或者热市场，定义其余月份为冷月（cold months）（处于分界线位置上的月份不予考虑，并不影响主要结果）。建立虚拟变量HOT：如果公司在热月发行IPO即设1，反之则设为0。热市场IPO发行即定义为市场择时行为。
3
表2：择时指标的合适性和择时指标与杠杆强烈负相关的原因解释（续）
作者 Kayhan和Titman(2004) Hovakimian（2004）
样本 1971—2002年美国上市公司
择时指标 YT和 LT6 M/B
主要结论
短期部分对当期杠杆的负效应程度较弱且仅持续短期，而长期部分来源于M/B自身的持久性，同样否认了外部融资加权平均(M/B)efwa对当期杠杆的持久效应来源于市场择时的解释
1983－2002年美国上市公司
M/B不是描述市场择时行为的良好指标，而更是衡量公司当期投资机会的良好指标
表3：历史累积市场择时作用于资本结构的持久性
检验角度
Huang和
直接检验
1963－2001年司样本
Hovakimian（2004） Chen和Zhao（2004）
1983－2002年美国上市公司 1971－2001年美国上市公司
HOT M/B
即使控制住成长机会因素，历史M/B平均值仍然能够通过择时模式而持久作用于资本结构
发现HOT在5%的置信度下，在IPO后两年分别对当期杠杆与IPO前一年杠杆的变动不具有显著解释力，表明股票择时不具有持久影响杠杆的效力；即使考虑到模型中M/B与HOT可能的相互作用而在模型中去除M/B，HOT也仅仅是在IPO
间接检验
Kayhan和Titman（2004） Tijs de Bie和Leo de
1983－1997年荷兰上市公司
YT和LT 现融资优序、市场择时和目标行为是影响短期资本结构的选择
因素，市场择时的长期效应并不十分强烈，公司更倾向于根据资本结构的权衡理论而向目标杠杆率移动
1971—2002年美国上市公司
后的第一年对杠杆变动有显著作用，表明市场择时对杠杆的作用最多不会超过两年
YT和LT 杠杆的变化由市场择时驱动，但否认市场择时效应的长期持久
性
无
任何种类的证券交易都不具有持久影响资本结构的能力
作者
样本
择时 指标 无
债务发行和减少对帐面或市场杠杆有长期效应
主要结论
Ritter（2004） 美国非IPO公
Alti（2003） 1971－1999年
美国上市公司
Haa（2004） 样本
本文试图克服有关市场择时理论的检验过于集中美国上市公司的缺陷，并在现有国内学
者对中国公司资本结构研究的基础上，分别从市场择时行为的存在性，市场择时对资本结构的短期效应，市场择时对资本结构的持久效应三个方面展开研究，试图第一次较为全面的检验市场择时理论在中国的适用性问题，弥补国内相关研究的空缺。本文结构如下：第三部分研究变量及样本、数据的选取；第四部分市场择时理论中国适用性的实证分析；第五部分结论。
三、研究变量及样本、数据
（一）研究变量的选取 1、择时指标 Rajan和Zingales（1995），Jung，Kim和Stulz（1996），Pagano，Panetta和Zingales（1998） 6
Kayhan和Titman(2004)将BW的外部融资加权平均(M/B)efwa指标解析为两个部分：YT（短期部分）和LT（长期部分）。
4
以及Hovakimian，Opler和Titman（2001）一致采用M/B指标测量市场择时。Baker和Murgler（2002）继承前人的做法，通过将杠杆指标分解成三部分，发现M/B与其中之一的净股票融资强烈正相关，而其它两个部分与M/B的相关强度和作用程度远远不及净股票融资的作用效应，从而提出M/B作为市场择时测量指标的经验证据。本文沿袭Baker和Murgler（2002）的做法，采用M/B指标衡量市场择时。
2、资本结构指标
学术界关于资本结构的定义主要有两种观点：一种观点认为资本结构是企业全部资金来源的构成及其比例关系，即广义资本结构；另一种观点认为资本结构是企业取得长期资金的组合及其比例关系，即狭义资本结构。总之，资本结构是负债在企业全部资金中所占比重问题。对资本结构的实证研究，Titman和Wessels (1988 )把长期、短期和可转换负债除以所有者权益的市场价值或账面价值，作为资本结构的衡量指标。Bradley，Jarrell和Kim (1984)把20年(1962-1981年)长期负债的账面价值加总后，除以长期负债和股东权益市场价值的总和，得到公司负债对公司价值比率。国内学者似乎对资本结构衡量指标的定义较为统一。表4列出1990年后国内外学者对资本结构的各种定义。由于一些资本结构理论对不同类型负债具有不同的含义，解释变量对负债到期有不同的影响，并考虑到中国上市公司普遍存在短期负债展期长期使用现象，本文主要采用三个负债比率度量资本结构：（1）流动负债率（流动负债/总资产）；（2）长期负债率（长期负债/总资产）；（3）资产负债率（总负债/总资产）。资产价值分别采用账面值和市场值7，共6个指标（附表1）。
表4：1990年后资本结构的定义
作者 Mehran（1992） Rajin和Zingales(1995)
Berger等(1997) Wald(1999) 陆正飞和辛宇(1998) 李善民和苏赞(1999) 洪锡熙和沈艺峰(2000) 肖作平和吴世农(2002)
长期负债/总资产账面价值
非权益类负债/总资产、借款/总资产、 借款/净资产、借款/（资本比+利息覆盖率） 总负债账面值/(总负债账面值+权益市场价值) 总负债账面值/总资产账面值
长期负债/资产账面价值，总负债/资产账面价值 总负债/总资产(期末数)，长期负债/总资产(期末数) 总负债/总资产，长期负债/总资产，短期负债/总资产 总负债/资产(账面价值)
流动负债/总资产，长期负债/总资产，总负债/总资产
资本结构的定义
黄贵海和宋敏（2002） 长期借款/（长期借款+所有者权益账面或市场值）
（短期借款和长期借款）/（总借款+所有者权益账面或市场值） 总负债/（总负债+所有者权益账面或市场值）
丁成（2002）
总负债/总资产
王娟和杨凤林（2002） 负债总额/（负债总额+净资产股东权益）
负债总额/（负债总额+股票总市值）
童勇（2004）
总负债/总资产
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资产价值的市场值有两种计算方法：资产市值1=资产账面值-权益账面值+年末股票发行总数*年底公众
股的市场价格；资产价值2=资产账面值-权益账面值+流通股股数*每股股价+非流通股股数*每股净资产。本文采取第一种计算方法。童盼，陆正飞（2005）提出由于我国上市公司的特殊的股权结构，使得非流通股占有相当比例，这些非流通股在国有企业和机构投资者之间交易的价格，更接近于这些股权的账面价值，而不是流通股的市场价格，因而主张第二种计算方法。因此，在未报告的实证中采用第二种资产市值计算方法来计算公司的财务杠杆，结果表明本文的主要结论并不受影响。
5
表4：1990年后资本结构的实证研究定义（续）
作者
资本结构的定义
夏晓辉和谭慧慧（2004） 长期债务/（长期债务+权益账面值），总负债/（总负债+权益账面值）
（长期债务+短期债务）/（长期债务+短期债务+权益账面值）
资料来源：肖作平（2004）博士论文《中国上市公司资本结构影响因素研究—理论和证据》及上海证券研究课题整理得到
3、资本结构的解释变量
陆正飞、辛宇(1998)使用了沪市1996年上市公司(包含A、B股上市公司)的数据，并控制行业因素进行研究，选取了获利能力(用净利润/主营业务收入表示)、规模(用主营业务收入的自然对数表示) 、资产担保价值(用存货加固定资产/总资产表示) 、成长性(用总资产增长数/期初资产表示)四个资本结构影响因素进行研究，加上分行业研究所体现出来的行业因素实际上的影响因素为五个。李善民、苏誉(2000)使用了沪深两市1993、1995、1997年的数据分别做截面分析，并将资本结构影响因素分为与税收相关的指标、与破产成本相关的指标(用固定资产/总资产表示) 、与代理理论相关的指标(用总资产增长百分比和盈利波动水平表示) 、信号机制指标(用市场价值与账面价值比表示)四大类。洪锡熙、沈艺峰(2000)使用沪市1995—1997年数据进行列联表分析，对资本结构影响因素变量的选择与陆正飞、辛宇(1998)两人相同，为企业规模、资产担保价值、盈利能力、成长性及行业，但洪、沈两人用总资产替代主营业务收入表示规模、用企业权益替代存货与固定资产表示资产担保价值、用三年内主营业务收入的平均数代替一年的资产变动数表示成长性。王娟和杨凤林（2002）使用845家上市公司1999—2000年的财务数据与相关统计数据，将资本结构决定因素分为盈利能力（用（盈余公积+未分配利润）/总资产等表示）、规模（用总资产或主营业务收入的自然对数表示）、非债务税盾（用折旧/总资产表示）、资产担保价值（用（存货+固定资产）/总资产表示）、成长性（用期未期初资产之差/期初资产表示）、行业虚拟变量等解释变量。童勇（2004）使用249家1997—2003年上市公司面板数据，选用规模（用营业收入的自然对数表示）、成长性（使用前后两年间公司的总资产的增长率表示）、非债务避税（用折旧/总资产表示）、盈利能力（用净利润/总资产表示）、流动性（用流动资产/流动负债表示）等五个变量。夏晓辉和谭慧慧（2004）使用1994—2002年中国上市公司数据，选取盈利性（用EBIT/总资产表示）、税率（用所得税/睡前利润表示）、规模（用销售额的自然对数表示）、资产的有形性（用固定资产/总资产表示）、非债务避税（用折旧/总资产表示）、成长机会（销售额增长率或托宾Q表示）、股息支付率（用股息分红/股票价格表示）等八个指标。国内主要学者的研究成果如表5。
表5：资本结构决定因素、作用程度和方向
税率 盈利性 规模 非债务税盾 资产有形性 成长机会 资产流动性 现金流量 股息支付率 行业 股权集中度
陆辛 － + －＊ +＊ √
李苏 + + + －
洪沈 + + ＊
肖吴 － + － + － － √
黄宋 ＊ － + － + － √
丁成 ＊ ＊ + +
童勇 － + － + －
王杨 + － － ＊ √ ＊
夏谭 ＊ － + － － － －
6
表5：资本结构决定因素、作用程度和方向（续）
国有股比重 法人股比重 流通股比重 说明：
1、空格处表明具体的研究没有包括给定的特征。其中，RZ代表Rajan和Zingales (1995 ), W代表Wald(1999 )，ADM代表Aivazian， Demikguc-Kunt和Makszmovic ( 2001)，BD代表Bevan和Danbolt (2001)，O代表Ozkan (2001)，陆辛代表陆正飞和辛宇(1998)，李苏代表李善民和苏誉(1999 )，洪沈代表洪锡熙和沈艺峰(2000)，肖吴代表肖作平和吴世农(2002)，黄宋代表黄贵海和宋敏（2002），王杨代表王娟和杨凤林（2002），夏谭代表夏晓辉和谭慧慧（2004），国内对资本结构影响因素的实证研究不限于以上九篇。
2、*代表此结果在常规显著水平上不显著或在非统计意义上是弱的，√代表作用显著。
陆辛
李苏
洪沈
肖吴 +
黄宋 + +
丁成 － －
童勇
王杨
夏谭
基于中国学者的现有实证研究，本文采用盈利性、规模、可抵押性、税率、非债务避税、产品独特性、现金流量、国家股比例、法人股比例、流通股比例、相对持股比例、前十大股
8
东持股比例等12个指标（附表1）和两个哑变量：行业哑变量和省份哑变量。行业分类划分标准遵从中国证监会2001年4月发布的《上市公司行业分类指引》，该指引根据公司各行业的营业收入比重将其划分为22个行业，本文研究样本剔除金融业公司，最终样本涉及21个行业。省份哑变量的设计中，考虑到深圳的经济实力和特殊地位，本文遵从黄贵海、宋敏（2002）的做法将其同广州省其它地区分开而视其为一个单独的地区，最终样本涉及32个经济区。
（二）样本与数据
考虑到中国上市公司1998年起才报告现金流量表，本文样本采用1998.1.1—2003.12.31期间深市和沪市IPO公司，样本选取遵循以下原则：1、不考虑金融类上市公司，类似国内外相关研究鉴于金融类上市公司的自身特性而一般予以剔除；2、剔除拥有B股或H股的公司，外资股的股价与公众股A股的股价不同，且可能存在对A股股价的影响；3、剔除ST或PT类上市公司，这些公司财务状况异常，纳入研究影响研究结论；4、提供合并会计报表的上市公司。本文最终选取样本包含495家上市公司。样本数据均来自由香港理工大学和深证国泰君安联合开发的CSMAR（2003）数据库。相关数据处理均采用SPSS13.0软件。
四、实证分析
本文从三个层次试图给出市场择时理论适应中国上市公司的实践证据，尝试回答： 1、上市公司是否存在市场择时行为？
2、上市公司市场择时行为是否短期作用于资本结构？ 3、上市公司市场择时行为是否持久作用于资本结构？ （一）上市公司市场择时行为的存在性
市场择时行为构成市场择时理论的行为基础。市场择时行为不仅仅包括股票择时股票市场，同时包括债务择时股票市场（Hovakimian，2004）。M/B值的变动反映股票市场状况：M/B值越大，股票市场高涨，反之股票市场萧条。表6显示上市公司IPO当年M/B与净股票融资显著正相关，与净债务融资显著负相关，初步表明M/B值大，股票市场价格高时公司倾向于净股票融资；而当M/B值小，股票价格低时公司倾向于净债务融资。其中前者相 8
黄贵海、宋敏（2002）的研究发现公司总部所在地区的经济发达程度与公司负债率显著反向相关，本文沿袭这一研究成果。
7
关系数绝对值大于后者，显示股票融资相对债务融资方式更为依赖于股票市场状况。
表6：IPO当年上市公司财务杠杆、外部融资及M/B的Pearson简单相关系数表
SD MSD LD MLD TD MTD EQUI/A DEBT/A M/B
SD 1 .818** -.219** -.134** .814** .606** -.225** .029 -.257**
MSD 1 -.014 .140** .764** .885** -.340** .129** -.609**
LD 1 .916** .388** .419** -.118** -.067 -.204**
MLD 1 .418** .585** -.143** -.028 -.341**
TD 1 .823** -.283** -.015 -.365**
MTD 1 -.346** .092* -.660**
EQUI/A DEBT/A
1 -.694** .389**
1 -.235**
M/B 1
说明：
1、净股票融资（EQUI/A）=（吸收权益性投资所收到的现金+债务转为资本+子公司依法减资支付给少数股东的现金-减少注册资本所支付的现金）/总资产
净债务融资（DEBT/A）=（发行债券所收到的现金+子公司吸收少数股东权益性投资收到的现金+吸收投资所收到的现金+借款所收到的现金-偿还债务所支付的现金-以固定资产偿还债务-以投资偿还债务-以存货偿还债务-债务转为资本-子公司依法减资支付给少数股东的现金）/总资产 EQUI/A=（D310101+D620501 +D320615-D320601）/A100000
DEBT/A=（D310201+D310116+D310501+D310301-D320101-D620101-D620201-D620401-D620501-D320615）/A100000
代码来自CSMAR数据库（2003年版）使用的上市公司财务报表之会计科目代码。
2、回归系数为标准化系数，﹡，﹡﹡分别表示在5%及1%水平上显著不为零。
进一步的分析中，本文采取对IPO当年495家上市公司的净股票发行和净债务发行分别与M/B进行OLS回归（采取SPSS13.0线形回归分析的逐步筛选策略（Stepwise），以下同）。考虑到股票融资和债务融资是直接影响资本结构的两条主要途径，同时借鉴Baker和Wurgler（2002）的方法，其解释变量采用资本结构的决定变量，如式1：
Yt?a?b?MB?t?cROAt?dSIZEt?eTANGt?fTAXt?gNTDSt ?hSEt?iCFt?jSLt?kPLt?lALt?mSPt?nTOP10t?D1?D2?ut （1）
其中Yt?(EQUI/At,DEBT/At)T，D1,D2分别表示行业哑变量，省份哑变量。
结果如表7所示，M/B确实分别与净股票融资显著正相关、与净债务融资显著负相关，
t值分别为10.291和-9.095，相关性极其显著。以上分析表明中国上市公司不仅确实存在着股票择时股票市场的市场择时行为，同时存在债务择时股票市场的市场择时行为：股票市场高涨时，上市公司倾向于股票融资；股票市场萧条时上市公司倾向于债务融资，这与美国上市公司的市场择时模式（pattern）相一致。同时本部分的分析表明M/B指标确实能够反映中国上市公司的市场择时行为。
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表7：IPO当年净股票、净债务融资与决定变量的线形回归分析 M/B 行业哑变量 省份哑变量 样本 调整R2 F
说明：
1、 回归系数为标准化系数，﹡，﹡﹡分别表示在5%及1%水平上显著不为零。 2、 YES表示行业，省份哑变量在5%d水平上显著不为零。
EQUI/A 模型1 .456 (10.291) ** YES YES 495 .272 26.034
DEBT/A 模型2 -.438 （-9.095）**
YES YES 495 .278 16.550
（二）上市公司市场择时的短期效应
本文研究总样本包含495家当年IPO上市公司（本文用IPO表示），432家IPO后第一年上市公司（本文用IPO+1表示，以此类推），371家IPO后第二年上市公司，300家IPO后第三年上市公司，173家IPO后第四年上市公司以及88家IPO后第五年上市公司。表8显示6个财务杠杆指标自IPO年至其后五年，无论是采用资产的帐面价值还是资产的市场价值衡量，财务杠杆均呈现递增。
表8：财务杠杆的描述性统计 年 IPO IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5
N 495 432 371 300 173 88
均值 .280 .312 .336 .351 .372 .382
SD
中值 .278 .300 .324 .350 .378 .400
MSD 均值 .107 .126 .153 .190 .218 .250
中值 .086 .102 .129 .163 .206 .243
均值 .058 .062 .064 .070 076 .076
LD
中值 .026 .026 .031 .031 .040 .043
MLD 均值 .024 .028 .032 .040 .048 .053
中值 .008 .009 .011 .014 .023 .025
均值 .337 .375 .400 .420 .448 .459
TD
中值 .336 .372 .412 .429 .446 .502
MTD 均值 .132 .154 .186 .230 .266 .303
中值 .107 .125 .159 .214 .261 .315
我们在IPO年到IPO+5分别对M/B与财务杠杆OLS回归，如式2：
Yt?a?b?MB?t?cROAt?dSIZEt?eTANGt?fTAXt?gNTDSt ?hSEt?iCFt?jSLt?kPLt?lALt?mSPt?nTOP10t?D1?D2?ut （2）
T其中Yt?(SDt,MSDt,LDt,MLDt,TDt,MTDt)，D1,D2分别表示行业哑变量，省份哑
变量。回归结果见表9。
9
表9：上市公司M/B统计量IPO到IPO+5年系数表
IPO 样本 调整R2
F IPO+1 样本 调整R2
F IPO+2 样本 调整R2
F IPO+3 样本 调整R2
F IPO+4 样本 调整R2
F IPO+5 样本 调整R2
F 说明：
1、财务杠杆其它决定变量未予报告。
2、回归系数为标准化系数，﹡，﹡﹡分别表示在5%及1%水平上显著不为零。 3、行业、省份哑变量在5%水平上显著不为零，表中未予报告。
SD 模型1 -.080 （-2.347）*
495 .667 74.229 -.149 (-4.133) ** 432 .529 121.717
MSD 模型2 -.408 （-11.949）**
495 .663 89.030 -.440 （-11.880）**
432 .612 68.926 -.424 （-11.774）**
371 .645 61.566 -.403 （-8.960）**
300 .574 41.081 -.384 （-7.375）**
173 .665 43.773 -.474 （-7.207）**
88 .715 25.227
-.140 （-2.665）**
300 .321 24.826 -.139 （-2.225）*
173 .456 18.096 -.211 （-2.457）*
88 .473 17.365
LD 模型3
MLD 模型4
-.098 (-2.139) *
495 .380 25.660 -.106 （-2.084）*
432 .420 29.597 -.271 （-5.592）**
371 .310 14.765 -.258 （-4.992）**
300 .350 28.184 -.247 （-4.135）**
173 .510 19.637 -.281 （-3.354）**
88 .513 16.392
-.324 （-3.815）**
88 .519 16.647 TD 模型5
-.085 (-2.341) *
495 .588 72.773
MTD 模型6
-.397 (-11.388) **
495 .655 77.539 -.415 （-11.034）**
432 .612 49.383 -.467 （-11.991）**
371 .585 58.213 -.440 （-9.945）**
300 .578 51.950 -.414 （-8.338）**
173 .710 39.325 -.562 （-9.076）**
88 .784 27.248
我们发现对于模型2、4、6，从IPO到IPO+5的每个时间段，M/B对MSD、MLD和
MTD这三个市场杠杆指标均显著负相关，而对于帐面杠杆而言，M/B的作用并非一致显著。表9表明公司市场价值相对账面价值越高，其市场杠杆值越低，即债务相对股权在总资产市场价值的比重亦越低。资本结构的直接影响途径主要有债务融资和股票融资，这两条途径构成M/B显著作用于资本结构的可能的经济解释基础。
如表6所示：净股票融资（EQUI/A）与所有财务指标在1%的水平上显著相关，且方向为负与预期一致，而净债务融资（DEBT/A）除了与MSD和MTD分别在1%和5%的水平
10
上显著正相关，与其它四个财务指标并不存在显著相关性。更进一步考察采用上市公司财务杠杆与净股票、净债务融资的OLS回归。表10回归方程采用式2，其中解释变量增加
EQUI/A和DEBT/A两个变量。表10显示在所有的模型中，净股票融资（EQUI/A）对财
务杠杆的作用方向为负，符合理论预期，且除了在模型2中其在5%的水平上显著外，在其它的所有模型中均在1%的水平上显著。净债务融资（DEBT/A）除了在模型3-5中显著相关，在模型1、2、6中均不显著，且对财务杠杆的作用方向并不一致，模型4中净债务融资与MLD显著正相关与预期符号相反，违背理论预测。表10表明影响资本结构的两条途径中，净股票融资是影响资本结构的主要途径，而净债务融资影响资本结构的途径作用并不显著。这一结果表明：中国上市公司市场股票融资的市场择时行为构成其M/B显著作用于资本结构的经济解释。综合本部分分析，经验证据支持上市公司市场择时行为显著影响当年公司资本结构。
表10：IPO年上市公司财务杠杆与净股票、净债务融资的线形回归分析
EQUI/A DEBT/A 行业哑变量 省份哑变量 样本 调整R2 F 说明：
1、回归系数为标准化系数，﹡，﹡﹡分别表示在5%及1%水平上显著不为零。 2、YES表示行业，省份哑变量在5%d水平上显著不为零。
SD 模型1
-.096 (-3.252) **
YES YES 495 .673 69.997
MSD 模型2
-.066 (-2.066) *
YES YES 495 .666 81.218
LD 模型3
-.235 (-3.308) ** -.161 (-2.265) * YES YES 495 .380 19.345
MLD 模型4
-.219 (-2.803) ** .268 (4.626) ** YES YES 495 .497 25.297
TD 模型5
-.255 (-5.003) ** -.166 (-3.308) ** YES YES 495 .609 63.740
YES YES 495 .661 72.294 MTD 模型6
-.091 (-2.709) **
（三）上市公司市场择时影响资本结构的持久性
首先引入Baker和Murgler（2002）所创立的“外部融资加权平均”M/B比率：M/Befwa ,其表达式如式3：
?MB?efwa,t??s?0tes?ds??er?0tr?dr???MB?S （3）
其中es代表净股票融资，ds代表净债务融资，变量(M/B)efwa 代表公司过去的市场价值与帐面价值之比的加权平均，当公司在市场价值与帐面价值之比较高的时候采取外源融资－股票或债务，则此变量的数值就较大，其设计动因在于外部融资事件代表改变杠杆的实际机会。根据市场择时理论，该变量与公司杠杆负相关。
本部分通过两个层次试图论证市场择时对资本结构的持久性影响：第一个层次检验历史累积市场择时(M/B)efwa对资本结构水平偏离的回归；第二个层次检验 (M/B)efwa滞后值对当期资本结构的影响。
第一个层次的证明采用式4，若市场择时持久作用于资本结构，则（M/B）efwa系数b显著为负。式4如下所示：
11
Yt?YIPO?a?b?MB?efwa,t-1?c(M/B)t-1?cROAt-1?dSIZEt-1?eTANGt-1?fTAXt-1?gNTDSt-1?hSEt-1?iCFt-1?jSLt-1?kPLt-1?lALt-1?mSPt-1?nTOP10t-1?D1?D2?ut-1
（4）
其中Yt?(SDt,MSDt,LDt,MLDt,TDt,MTDt)T，
YIPO?(SDIPO,MSDIPO,LDIPO,MLDIPO,TDIPO,MTDIPO)T，D1,D2分别表示行业哑变量，
省份哑变量。
表11：M/B持久效应的第一个层次
模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 说明：
1、 财务杠杆其它决定变量未于报告。
2、﹡，﹡﹡分别表示在5%及1%水平上显著不为零。
t IPO+1 IPO+2 IPO+3 IPO+4 IPO+5
样本 432 371 300 173 88
SD
MSD .368 (3.189) **
（M/B）efwa,t-1 系数 LD -.156 (-2.916) **
MLD
TD
MTD .329 (2.842) **
表11表明，对于t依次从1到5，只有模型2中（M/B）efwa,t-1 才对MSD、LD、MTD显著相关，而在其它四个模型中，（M/B）efwa,t-1 的作用都不显著。但在模型2中，历史累积市场择时指标（M/B）efwa,t-1与MSD和MTD正相关，不符合市场择时理论的预期，只有与LD指标呈现负相关关系而符合理论的预测。表11从第一个层次基本否认历史累积市场择时对上市公司资本结构变动的显著作用。
第二个层次的证明本文采用式5和式6：对于每一个?从1到4，计算一组b1,b2，(M/B)efwa的持久效应检验以b2/b1加以验证，若历史累积市场择时行为持久影响资本结构，则b2/b1则显著不为零。
Yt?1?a1?b1?MB?efwa,t?c1M/Bt+d1ROAt?e1SIZEt?f1TANGt?g1TAXt?h1NTDSt?i1SEt?j1CFt?k1SLt?l1PLt?m1ALt?n1SPt?o1TOP10t?D1?D2?u1，t?1 （5）
Yt???a2?b2?MB?efwa,t?c2M/Bt+d2ROAt?e2SIZEt?f2TANGt?g2TAXt?h2NTDSt?i2SEt?j2CFt?k2SLt?l2PLt?m2ALt?n2SPt?o2TOP10t?D1?D2?u2，t?? （6）
其中Y?(SD,MSD,LD,MLD,TD,MTD)，D1,D2分别表示行业哑变量，省份哑变量。
12
T样本只选择IPO当年为1998年的上市公司，其持续时间为6年。回归结果见表12。在样本期间，（M/B）efwa,t-1只与SD和MTD变量显著相关，而对其它财务杠杆并不存在显著性作用。同时，即使存在显著作用，在作用方向上， 仅仅在t+2期（M/B）efwa,t-1 对杠杆的作用符合市场择时理论的预测，而在其它期的杠杆变量中均违反市场择时理论的预测。表12的结果表明上市公司滞后的累积市场择时行为并不显著影响资本结构。综合以上两个层次历史累积市场择时持久效应的实证分析，并未发现市场择时持久作用资本结构的实践证据。
表12：M/B的持久效应的第二个层次
t+1 t+2 t+3 t+4
SD b1** + b1** + b1** + b1** + 说明：
1、财务杠杆其它决定变量未于报告，样本数都为88家上市公司。
2、回归系数为标准化系数，﹡，﹡﹡分别表示在5%及1%水平上显著不为零。
MSD
（M/B）efwa,t 系数及符号 LD
MLD
TD
b2** - b2* + b2* +
MTD
五、结束语
自2002年Baker和Murgler明确提出市场择时理论以来，传统资本结构理论的解释力度受到一定程度的质疑，国外学者围绕这一新兴的资本结构理论展开激烈的争论。本文运用1998.1.1—2003.12.31之间沪深两市中国IPO上市公司财务数据试图第一次较为全面地分析市场择时理论在中国的适用性。本文实证分析基本可以得到如下结论：
1、中国上市公司不仅存在着股票择时股票市场的市场择时行为，同时存在债务择时股票市场的市场择时行为。股票市场高涨时，上市公司倾向于股票融资；股票市场萧条时上市公司倾向于债务融资。中国上市公司具有同美国上市公司一致的市场择时模式（pattern）。
2、债务融资的市场择时行为并不显著影响中国上市公司的资本结构，股票融资的市场择时行为显著影响当年公司的资本结构。
3、股票融资的市场择时持久影响资本结构假说缺乏中国上市公司的经验支持，市场择时理论并不适用于中国。同时，未报告的实证表明传统的资本结构理论仍然能够解释中国上市公司的资本结构。
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14
附表1：资本结构及其决定变量定义表
变量名 流动负债率 流动负债率（市值） 长期负债率 长期负债率（市值） 总负债率 总负债率（市值） 盈利性 简码 SD MSD LD MLD TD MTD ROA 含义 流动负债/总资产 流动负债/总资产市场值 长期负债/总资产 长期负债/总资产市场值 总负债/总资产 总负债/总资产市场值 （利润总额+财务费用）/总资产 规模 SIZE 主营业业务收入净额的自然对数 可抵押性 税率 TANG TAX 固定资产/总资产 （所得税-所得税返还）/（净利润+所得税-所得税返还） 非债务避税 产品独特性 现金流量 NTDS SE CF 固定资产折旧/总资产 营业费用/主营业业务收入 经营活动产生的现金流量净额/总资产 择时指标 国家股比例 法人股比例 流通股比例 相对持股比例 前十大股东持股比例 说明：
1、代码是指CSMAR数据库（2003年版）使用的上市公司财务报表之会计科目代码。
2、MVE（股东权益市值）=股票发行总数*年底公众股的市场价格
M/B SL PL AL SP TOP10 资产市场价值/资产账面价值 国家股股数/总股数 法人股数/总股数 A股流通股股数/总股数 国家股股数/法人股股数 前十大股东股份加总 （A100000-A300000+MVE）/ A100000 D610601/A100000 B110404/B110101 D100000/A100000 A130000/A100000 (B140204-B140601)/(B150101+B140204-B140601) Log(B110127) A210000/A100000 A210000/（A100000-A300000+MVE） A220000/A100000 A220000/（A100000-A300000+MVE） A200000/A100000 A200000/（A100000-A300000+MVE） （B140101+B110604）/A100000 会计代码
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市场择时理论的中国检验 —基于1998-2003上市公司的实证分析
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