金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構及其動態(tài)調整

史建平 張 絢 黃 超

一、引言

在經濟社會運行中普遍存在著不確定性的現(xiàn)象，這是所有微觀市場主體在做出選擇或決策時都無法忽視的問題。政策不確定性對微觀企業(yè)投融資等行為的影響機制一直是金融學、會計學等領域的研究熱點問題。金融監(jiān)管政策不確定性指的是微觀企業(yè)主體無法準確預知政府現(xiàn)行的金融監(jiān)管政策是否會發(fā)生變化以及如何發(fā)生變化。無論是在發(fā)達經濟體還是在新興經濟體，金融監(jiān)管政策與微觀企業(yè)行為關系都非常緊密。公司在制定發(fā)展戰(zhàn)略、選擇融資方式、決策投資項目等方面都必須充分考慮經濟金融相關的監(jiān)管政策。金融監(jiān)管政策的實施工具包括利率、存款準備金、資本充足率等。金融監(jiān)管政策的不確定性使企業(yè)主體不能充分準確地預測、識別各種經濟金融相關監(jiān)管政策因素的變化，其微觀行為將會受到一定程度的影響。目前，金融監(jiān)管政策對微觀經濟主體的影響已成為學術界關心的重要議題。

企業(yè)的資本結構是公司金融領域的經典議題，其對企業(yè)和整個金融體系都非常重要。一方面，企業(yè)資本結構關系到企業(yè)的融資成本和企業(yè)治理。從融資成本來看，對于微觀企業(yè)來說，債權資本和股權資本有著不同的融資成本，企業(yè)資本結構的選擇直接影響到其融資成本的大小。從企業(yè)治理層面來看，債權人和股權擁有者對企業(yè)經營有著不同程度的影響，相對債權人，股權擁有者參與企業(yè)治理的程度更高。另一方面，企業(yè)資本結構也關系到金融市場的建設。隨著現(xiàn)代金融體系的發(fā)展，資本市場在一國金融體系中處于重要位置，而資本市場主要包括債券市場和股票市場，企業(yè)的資本結構實際關系到兩個市場的建設，兩個市場的建設反過來也會影響企業(yè)資本結構的選擇。當前，企業(yè)資本結構方面的研究有很多，本文主要從宏觀層面的影響因素出發(fā)，從金融監(jiān)管政策不確定性的視角進行研究。

2008年金融危機之后，各國政府為了刺激和推動經濟復蘇，頻繁出臺各類金融監(jiān)管政策。2020年的新冠疫情又進一步沖擊了復蘇中的全球經濟。在經濟發(fā)展方式轉型、內外部經濟壓力增大、國際局勢不確定性增加的大背景下，政府當局出臺金融監(jiān)管政策過程中的不確定性對企業(yè)的投資活動、經營活動以及融資活動都將產生重要影響，進而也影響到企業(yè)的資本結構及其動態(tài)調整。迄今為止，以中國資本市場為制度背景，利用文本分析方法研究金融監(jiān)管政策經濟后果的文獻尚不多見，而關于金融監(jiān)管政策不確定性對微觀企業(yè)行為影響機制的文獻更為鮮見。本文試圖通過構建金融監(jiān)管政策不確定性指數，闡明金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)資本結構及其動態(tài)調整的影響路徑，在此基礎上再深入剖析相關影響的作用機制，探索宏觀經濟政策影響企業(yè)微觀行為的內在傳導機制。

本文的貢獻主要體現(xiàn)在以下四個方面：首先，本文的研究進一步豐富了宏觀經濟政策影響微觀企業(yè)行為方面的研究文獻，進一步證實金融監(jiān)管政策會對微觀企業(yè)的融資行為產生顯著的影響。其次，本文利用文本分析的方法構建了金融監(jiān)管政策不確定性指數，豐富了金融監(jiān)管政策方面的文獻。第三，本文研究了金融監(jiān)管政策對企業(yè)資本結構及其動態(tài)調整的影響，拓展了我們對企業(yè)融資活動影響因素的認知。最后，本文的研究對金融監(jiān)管部門增強政策的連續(xù)性、穩(wěn)定實體企業(yè)預期有一定的參考意義。

本文其他部分的內容安排如下：第二部分對相關研究進行梳理評述；第三部分在理論分析的基礎上提出研究假設；第四部分是研究設計，介紹了樣本、數據和模型；第五部分報告了本文的實證檢驗結果；第六部分為穩(wěn)健性檢驗；第七部分對全文進行總結。

二、相關研究評述

(一)金融監(jiān)管政策不確定性

在學術文獻中，有關金融監(jiān)管政策與微觀企業(yè)行為的文獻多集中于經濟后果研究，具體包括金融監(jiān)管政策對企業(yè)盈余管理、分紅行為、融資約束、內部控制等方面的影響。

首先，我國資本市場的IPO發(fā)行機制變遷對企業(yè)的盈余管理行為具有顯著的影響(楊芳，2011[1])。隨著我國的IPO定價機制從行政定價、半市場化定價逐步發(fā)展到目前的較為市場化的階段，定價市場化水平逐步上升，企業(yè)的盈余管理活動逐步減少，會計信息披露質量不斷提高。相對而言，非國有企業(yè)的盈余質量低于國有企業(yè)，而地方國有企業(yè)的盈余質量低于中央國有企業(yè)。

其次，有學者研究發(fā)現(xiàn)，證監(jiān)會發(fā)布的半強制分紅政策顯著促進了企業(yè)的分紅派現(xiàn)水平及派現(xiàn)意愿(魏志華等，2014[2])。具體來看，強制分紅政策只對盈利水平較高、非競爭性行業(yè)的派現(xiàn)水平有促進作用，半強制分紅政策沒有對很少派現(xiàn)的公司有明顯的影響，也沒有降低這類公司的占比。另外，半強制分紅政策甚至抑制了高派現(xiàn)企業(yè)的派現(xiàn)水平，反而使更多公司增加了發(fā)放現(xiàn)金股利的“門檻”。

第三，關于資本的監(jiān)管政策會對我國商業(yè)銀行的信貸配置產生顯著影響，進而影響實體企業(yè)的融資行為(陸惠蕓，2014[3])。商業(yè)銀行的資本充足率受監(jiān)管政策不確定性的影響，進而影響商業(yè)銀行負債端的資金融入，并最終對實體企業(yè)的信貸供給產生影響(余克波，2012[4])。

(二)企業(yè)資本結構及其動態(tài)調整

資本結構是公司金融領域的核心和經典問題。最早的資本結構理論是基于完美市場假設下的資本結構無關理論(MM理論)。隨著認識的不斷深入以及信息經濟學的發(fā)展，在非完全市場假設條件下，權衡理論、優(yōu)序融資理論、市場擇時理論成為資本結構研究中的主流理論。權衡理論認為公司存在目標資本結構，公司有動力將其資本結構調整至目標水平；相反，優(yōu)序融資理論與市場擇時理論則認為公司不存在目標資本結構(李井林，2014[5])。李井林等(2015)[6]發(fā)現(xiàn)，相對于優(yōu)序融資理論與市場擇時理論，動態(tài)權衡理論對于公司資本結構的變化具有較強的解釋力，從而間接驗證了公司存在目標資本結構。在企業(yè)目標資本結構的影響因素研究中，學者們認為，企業(yè)的固定資產價值、非債務稅盾、投資機會以及企業(yè)規(guī)模等均會影響企業(yè)的目標資本結構(Harris和Raviv，1991[7])。在不同的行業(yè)中，企業(yè)目標資本結構也存在較大的差異，主要是由企業(yè)有形資產、盈利能力和成長機會等因素決定，所處的行業(yè)對企業(yè)目標資本結構也有顯著的影響(Talberg等，2008[8])。

資本結構的動態(tài)調整理論是權衡理論的進一步延伸，其有兩個基本的假設：一是存在目標資本結構，且目標資本結構隨企業(yè)外部環(huán)境不斷變化；二是存在交易成本等因素，導致企業(yè)的實際資本結構偏離目標資本結構。在資本結構動態(tài)調整理論的早期研究中，Jalivand和Harris(1984)[9]發(fā)現(xiàn)，由于現(xiàn)實中存在的調整成本、約束市場不完美等因素，企業(yè)無法在任何時候都調整至一個長期的目標資本結構狀態(tài)。Fischer等(1989)[10]在理論上發(fā)展了動態(tài)資本結構調整模型，認為只有當調整資本結構的收益大于調整成本時，公司才會向目標資本結構進行調整。Frydenberg(2003)[11]認為，資本結構偏離目標較大的企業(yè)，調整資本結構的頻率和速度都會更快。Fama和French(2002)[12]、Flannery和Rangan(2006)[13]通過構建企業(yè)資本結構部分調整模型，估算出美國上市公司的平均資本結構調整速度。

在資本結構調整速度的影響因素研究中，現(xiàn)有文獻也做了大量的研究?？偨Y來看，企業(yè)資本結構動態(tài)調整的影響因素主要分為微觀、中觀和宏觀三個層面。在微觀層面，影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整的因素主要是公司特征、投融資約束等。Fischer等(1989)[10]很早就提出，企業(yè)特征能顯著影響資本結構的動態(tài)調整。后續(xù)又有學者發(fā)現(xiàn)，企業(yè)面臨的融資約束越強，資本結構動態(tài)調整速度的速度越慢(Faulkender等，2008[14]；王志強和洪藝珣，2009[15]；鄒萍，2013[16])。在中觀層面，影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整的因素主要是行業(yè)屬性。Antoniou和Paudyal(2008)[17]研究發(fā)現(xiàn)，在英國、法國、德國等發(fā)達國家的企業(yè)中，企業(yè)的行業(yè)屬性(屬于制造業(yè)還是服務業(yè))對資本結構調整速度有直接影響。姜付秀等(2008)[18]通過研究中國上市公司的樣本數據發(fā)現(xiàn)，產品市場競爭激烈程度與資本結構偏離目標資本結構的程度負相關，但受制于金融體制及資本市場發(fā)展狀況，產品市場競爭卻不能顯著影響資本結構調整速度。在宏觀層面，影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整的因素包括宏觀經濟、制度環(huán)境等方面。Cook和Tang(2009)[19]研究了經濟周期對資本結構的影響，發(fā)現(xiàn)無論融資約束如何，企業(yè)在經濟環(huán)境較好時的資本結構調整速度都較快。蘇冬蔚和曾海艦(2009)[20]發(fā)現(xiàn)，中國上市企業(yè)的資本結構呈反經濟周期變化。李勇(2014)[21]進一步指出，中國企業(yè)向目標資本結構收斂的速度具有順經濟周期變化的特征。Minguel和Pindado(2001)[22]認為，企業(yè)資本結構的調整速度會受到國家制度特征的影響。?ztekin和Flannery(2011)[23]研究發(fā)現(xiàn)，法制和投資者保護較好的普通法系國家，企業(yè)資本結構動態(tài)調整的速度更快。黃繼承等(2014)[24]通過實證研究，證明了法律環(huán)境與企業(yè)資本結構動態(tài)調整的速度正相關。

(三)研究評述

通過梳理相關文獻，我們發(fā)現(xiàn)研究金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構及其動態(tài)調整的文獻較為少見。本文通過選取金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構這個視角進行研究，既豐富了我們對企業(yè)資本結構的認識，又拓展了宏觀經濟政策不確定性與企業(yè)微觀行為領域的文獻。

三、理論分析與研究假說

(一)金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構

政策不確定性強調市場主體在主觀層面的不可知，不能對一些外生和內生的因素進行準確的觀察和分析，從而降低風險偏好程度。金融監(jiān)管政策不確定性主要是指市場主體不能對政府是否出臺、何時出臺以及出臺何種監(jiān)管政策形成準確預期，從而降低了其對監(jiān)管風險評估的準確度，進而對企業(yè)的投資、融資、經營、管理等一系列活動產生影響。關于金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)資本結構的影響機制，我們從以下幾方面進行闡述。

首先，金融監(jiān)管政策不確定性的上升會增加企業(yè)的外部融資成本，導致資產負債率下降。中國的金融體系由銀行主導，在金融監(jiān)管政策不確定性上升時，銀行的順周期行為會更加凸顯，具體表現(xiàn)為惜貸及提升貸款成本。由此，企業(yè)會面臨著較強的外部融資約束，其在獲取外部借款時的交易成本也會有所提高(鐘凱等，2017[25])，即使企業(yè)需要借款以儲備充足現(xiàn)金流，其也面臨著較大的外部約束，資產負債率較難提升。

其次，金融監(jiān)管政策不確定性的上升會使企業(yè)經營活動、現(xiàn)金流量和盈利能力的不確定性增加，企業(yè)在經營、融資、投資等方面的決策更為謹慎，傾向于減少負債融資以降低風險。與股權融資相比，債務融資面臨剛性約束，即必須在規(guī)定的日期還本付息，向債權人按照約定支出相應的現(xiàn)金流。當金融監(jiān)管政策不確定性相對較小時，企業(yè)的經營環(huán)境、盈利能力、現(xiàn)金流量等都相對穩(wěn)定，還本付息的壓力相對較小。但是，隨著企業(yè)面臨的金融監(jiān)管政策不確定性逐漸增加，企業(yè)經營面臨的外部不確定性增強，其盈利能力和現(xiàn)金流受到的影響相應增大，面臨的財務風險也會上升(Bloom，2007[26])。在這種情況下，企業(yè)也會重新考慮負債融資的力度以及資本結構，以合理控制企業(yè)的財務風險和現(xiàn)金流風險。

綜上，當金融監(jiān)管政策不確定性增加時，企業(yè)一方面面臨的外部融資壓力增加，另一方面出于內部經營、財務風險防控等方面的考慮，偏好降低外部負債融資的力度?；谝陨戏治觯岢霰疚牡募僭O1：

假設1：金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)資產負債率越低。

(二)金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整

金融監(jiān)管政策不確定性不僅影響企業(yè)的資本結構，也會對資本結構的動態(tài)調整產生較大影響。根據實物期權理論，隨著金融監(jiān)管政策不確定性的增加，企業(yè)放棄當前投資項目從而選擇未來更好投資機會的期權價值逐漸增大，這會促使企業(yè)放棄目前的投資項目并選擇延遲投資，繼續(xù)觀察市場運行情況。根據風險規(guī)避機制，金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)和金融中介出于風險規(guī)避的考慮，最終會減小融資規(guī)模，從而降低企業(yè)資本結構的動態(tài)調整速度。關于金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)資本結構動態(tài)調整可能的影響，本文從以下幾方面進行闡述。

第一，商業(yè)銀行的法定存款準備金率、資本充足率等指標受到中國人民銀行、銀保監(jiān)會等政府主管部門的監(jiān)管，因此金融監(jiān)管政策的變化會對商業(yè)銀行的信貸決策產生重要影響。當金融監(jiān)管政策不確定性上升時，銀行的信貸政策不確定性也會提高，這又會對企業(yè)的外部融資環(huán)境產生影響，增加企業(yè)在外部融資方面面臨的金融摩擦，進而降低資本結構的調整速度(鐘凱等，2017[25])。

第二，金融監(jiān)管政策不確定性將使股票市場的波動性加大，進而增加企業(yè)從股票市場融資的難度。王正位等(2007)[27]認為，資本市場的摩擦會提升企業(yè)外部融資交易成本，減慢企業(yè)資本結構的調整速度。在金融監(jiān)管政策不確定性加大的情況下，股東往往對增資的態(tài)度更為謹慎，使企業(yè)通過股權方式進行外源融資的難度加大。企業(yè)通過股權融資渠道動態(tài)調整其資本結構的難度有所提升，其調整的速度受到負面影響。

第三，隨著金融監(jiān)管政策不確定性的增加，企業(yè)基于風險規(guī)避的考慮，在面臨投資項目時傾向于采取更加謹慎、保守的態(tài)度，因而可能導致投資不足等現(xiàn)象的發(fā)生，從而降低投資效率和盈利能力，在動用盈余公積補充資本時的難度更大，降低其資本結構調整速度。李彬(2013)[28]通過研究發(fā)現(xiàn)投資不足的企業(yè)向目標資本結構調整的速度更慢。

綜上，金融監(jiān)管政策不確定性的上升會加大市場摩擦，增加企業(yè)資本結構的調整成本，減緩資本結構調整速度?；谝陨戏治?，提出本文的假設2：

假設2：金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)資本結構調整速度越慢。

(三)金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整關系中的機制探索

金融監(jiān)管政策不確定性會對企業(yè)的生產、經營、投融資等活動產生負面影響，因此，企業(yè)會根據市場情況隨時調整其資產配置，規(guī)避不利的外部環(huán)境影響。具體來說，風險規(guī)避機制可分為企業(yè)不確定性規(guī)避和金融中介不確定性規(guī)避兩個機制(王朝陽等，2018[29])。

1.企業(yè)不確定性規(guī)避。

在金融監(jiān)管政策不確定性增大的情況下，公司對外部環(huán)境的預期發(fā)生波動，從而產生不確定性規(guī)避行為。在這種情況下，企業(yè)傾向于推遲相關投資項目的執(zhí)行，并降低企業(yè)的資產周轉率、盈利能力，從而對企業(yè)資產負債表資產端的調整速度產生影響。

根據實物期權理論，企業(yè)對投資項目的決策需要考慮期權因素，將擁有的投資機會視為一個看漲期權。外部環(huán)境不確定性的增加會影響實物期權的價值，進而影響企業(yè)的投資決策(譚小芬和張文婧，2017[30])。由于企業(yè)的投資活動具有不可逆性，因此企業(yè)選擇當前的投資項目就等于放棄了繼續(xù)等待未來更好投資機會的權利。根據理性經理人假設，企業(yè)的投資決策會將這個機會成本考慮在內，只有當投資項目的收益超過當前項目投資成本(執(zhí)行價格)與等待未來更好投資機會的期權價值之和的時候，企業(yè)才會做出投資當前項目的決策。根據期權定價理論，企業(yè)等待未來更好投資機會的期權價值與當前投資項目未來現(xiàn)金流的不確定性顯著正相關，而金融監(jiān)管政策不確定性的上升會導致當前投資項目未來現(xiàn)金流的不確定性增加，從而提高企業(yè)等待未來更好投資機會的期權價值，進而對企業(yè)當前的項目投資產生抑制作用。

企業(yè)投資和經營活動對企業(yè)資產端的造血能力有很大影響。當金融監(jiān)管政策不確定性增加時，企業(yè)決策者傾向于降低當前項目的投資力度，從而影響企業(yè)資產端的盈利能力，進而導致企業(yè)內部可使用現(xiàn)金流的減少，使企業(yè)內源融資能力受到一定限制，并最終降低企業(yè)資本結構動態(tài)調整的速度。

基于以上分析，提出本文的假設3：

假設3：金融監(jiān)管政策不確定性通過企業(yè)不確定性規(guī)避影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整，即企業(yè)不確定性規(guī)避在此過程中發(fā)揮中介效應。

2.金融中介不確定性規(guī)避。

在金融監(jiān)管政策不確定性增大的情況下，金融中介對外部環(huán)境的預期波動加大，并產生不確定性規(guī)避行為。在這種情況下，金融中介傾向于降低金融供給力度或提高金融供給的成本，增加企業(yè)進行外源融資的難度，從而延緩對資產負債表負債端的調整速度。

一方面，金融監(jiān)管政策不確定性的上升會降低金融中介提供資金供給的意愿和數量(Alessandri和Bottero，2017[31])。目前來看，商業(yè)銀行在我國金融體系中發(fā)揮著舉足輕重的作用，但其日常經營管理活動受到資本約束、流動性約束以及存款準備金等方面的監(jiān)管政策約束，因此對金融監(jiān)管政策的不確定性非常敏感。在金融監(jiān)管政策不確定性較大時，商業(yè)銀行會容易出現(xiàn)“惜貸”行為，從而降低對實體經濟的金融供給。

另一方面，金融監(jiān)管政策不確定性的上升會提升金融中介提供資金供給的成本(Talavera等，2012[32])。根據產權理論，資金融入和融出方由于信息不對稱問題，存在不完全契約關系，從而導致企業(yè)內源融資成本一般情況下小于外源融資成本。另外，根據信號理論，選擇外源融資渠道在一定程度上也表明企業(yè)的內部資金流難以有效滿足企業(yè)日常經營管理活動的需要，有可能存在一定的流動性危機。當金融監(jiān)管政策不確定性上升時，金融中介對企業(yè)破產的預期概率增加，為了彌補將來可能導致的不良貸款，商業(yè)銀行傾向于提高融資成本(Gulen和Ion，2012[33])。

綜上所述，隨著金融監(jiān)管政策不確定性的增加，金融中介的不確定性規(guī)避提升，導致企業(yè)獲取外部融資的難度和成本上升，從而降低資本結構的調整速度?；谝陨戏治?，提出本文的假設4：

假設4：金融監(jiān)管政策不確定性通過金融中介不確定性規(guī)避影響企業(yè)資本結構動態(tài)調整，即金融中介不確定性規(guī)避在此過程中發(fā)揮著中介效應。

四、研究設計

(一)樣本選取與數據來源

本文以A股所有上市公司為研究對象，樣本期間為2003—2019年(1)本文參照Huang和Luk(2018)[34]所公布的經濟政策不確定性指數構建方法，創(chuàng)新性地構建了金融監(jiān)管政策不確定性指數。為保證方法的適用性，該指數樣本數據期間從2000年開始。在控制變量部分，企業(yè)產權屬性這一變量的樣本數據期間從2003年開始。所以，為了保證數據處理的完整性和一致性，本文最后選取的數據樣本從2003年開始。。樣本公司的篩選標準如下：(1)刪除異常的樣本數據，主要包括資產負債率為負的樣本、資產負債率大于1的樣本、有形資產水平大于1的樣本、行業(yè)平均資產負債率大于1的樣本、金融中介不確定性規(guī)避小于0的樣本；(2)刪除金融企業(yè)的樣本數據；(3)刪除PT、ST樣本的數據；(4)刪除B股的樣本數據；(5)剔除其他相關數據缺失的樣本。最后，本文獲得113 927個樣本。本文所使用的財務數據主要來自WIND資訊。由于上市公司按季度披露報表數據，所以本文對金融監(jiān)管政策不確定性數據的月度數據進行算術平均的季度化處理?；貧w分析時，為剔除極端值對研究結果的影響，對所有連續(xù)變量進行了頭尾1%的縮尾處理。

(二)模型構建

1.金融監(jiān)管政策不確定性與資本結構。

為檢驗金融監(jiān)管政策不確定性與資本結構的關系，本文借鑒陳峻(2017)[35]、黃繼承(2017)[36]等有關企業(yè)資本結構方面的研究，構建模型(1)：

Lev=β0+β1CNregu+β2lnSize+β3Roa+β4Growth+β5Dep+β6Tang+β7Age+β8Soe+β9M2+β10IndAvgLev+u

(1)

模型的被解釋變量是企業(yè)資產負債率Lev，核心解釋變量是金融監(jiān)管政策不確定性CzNregu，控制變量包括企業(yè)規(guī)模lnSize、盈利能力Roa、企業(yè)成長性Growth、企業(yè)資本結構帶來的非債務稅盾Dep、有形資產水平Tang、企業(yè)年齡Age、企業(yè)屬性Soe、貨幣供應增長率M2、行業(yè)平均資產負債率IndAvgLev。模型中β1代表金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)資本結構水平的影響，該系數為正說明金融監(jiān)管政策不確定性越強，企業(yè)資產負債率越高；該系數為負說明金融監(jiān)管政策不確定性越強，資產負債率越低。

2.金融監(jiān)管政策不確定性與資本結構動態(tài)調整。

本文選用資本結構部分調整模型(Flannery和Rangan，2006[13])來進一步研究金融監(jiān)管政策不確定性與資本結構調整速度。

lev-L.lev=v(lev*-L.lev)

(2)

其中，L.lev表示滯后一期的資產負債率，lev*表示目標資本結構，v表示資本結構的調整速度。v越大，則說明資本結構調整速度越快；v越小，則說明資本結構調整速度越慢。為進一步研究金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)資本結構調整速度的影響，本文參考盛明泉等(2012)[37]、魏漢澤(2014)[38]研究資本結構的模型，在模型(2)的基礎上又加入金融監(jiān)管政策不確定性變量，從而得到模型(3)：

lev=(1-v)L.lev+γCNregu+θL.lev×CNregu+vlev*+u

(3)

當用模型(3)來表示企業(yè)的資本結構調整時，企業(yè)資本結構的調整速度可表示為v-θ×CNregu。若θ為正，則說明金融監(jiān)管政策不確定性越大，v-θ×CNregu越小，資本結構調整速度越慢；若θ為負，則說明金融監(jiān)管政策不確定性越大，v-θ×CNregu越大，資本結構調整速度越快。按照盛明泉等(2012)[37]、魏漢澤(2014)[38]的做法，模型(3)中，目標資本結構Lev*用模型(1)直接估計。由此，將模型(1)代入模型(3)中，可得到模型(4)：

Lev=β0+(1-v)L.lev+β1CNregu+β2L.lev×CNregu+β3lnSize+β4Roa+β5Growth+β6Dep+β7Tang+β8Age+β9Soe+β10M2+β11IndAvgLev+u

(4)

在模型(4)中，β2實際上就是L.lev×CNregu的系數，相當于模型(3)中的θ。因此，當β2顯著為正，則說明金融監(jiān)管政策不確定性越大，資本結構調整速度越慢。

3.金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整傳導機制探索。

為進一步檢驗金融監(jiān)管政策不確定性與資本結構動態(tài)調整之間的中介變量，本文參考陳峻(2017)[35]有關客戶集中度和資本結構動態(tài)調整關系的研究，以及溫忠麟等(2004)[31]《中介效應檢驗程序及其應用》的研究，構建了模型(5)和模型(6)。其中，模型(5)檢驗金融監(jiān)管政策不確定性對中介變量的影響，模型(6)最終檢驗中介效應。

M=?1+?2CNregu+u

(5)

Lev=β0+(1-v)L.lev+β1CNregu+β2L.lev×CNregu+β3M+β4M×L.lev+β5lnSize+β6Roa+β7Growth+β8Dep+β9Tang+β10Age+β11Soe+β12M2+β13IndAvgLev+u

(6)

在模型(5)和模型(6)中，M代表中介變量。模型(5)檢驗的是金融監(jiān)管政策不確定性對中介變量的直接效應，如果?2顯著異于0，則說明金融監(jiān)管政策不確定性對中介變量有直接影響。模型(6)檢驗的是中介變量對資本結構動態(tài)調整的影響，如果β2顯著異于0，則說明M變量可能具備中介效應。進一步分析，當?2大于0，則金融監(jiān)管政策不確定性與中介變量正相關，如果β2和β4的符號相同，說明M對資本結構的影響和金融監(jiān)管政策不確定性一致，M可以充當金融監(jiān)管政策不確定性的中介，M的中介效應成立；當?2小于0，則金融監(jiān)管政策不確定性與中介變量負相關，如果β2和β4的符號相反，說明M對資本結構的影響和金融監(jiān)管政策不確定性的影響相反，M可以充當金融監(jiān)管政策不確定性的中介，其中介效應成立。

圖1 具體模型中中介效應的判斷

本文選取現(xiàn)金流這一指標來衡量企業(yè)不確定規(guī)避。就企業(yè)不確定性規(guī)避而言，金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)投資和經營的影響最終都會反映到經營活動現(xiàn)金流，經營活動現(xiàn)金流相對其營業(yè)收入越大，則說明企業(yè)有充足現(xiàn)金流進行投資和經營，不用過多考慮風險規(guī)避的問題。因此，本文采用經營活動現(xiàn)金流量與營業(yè)收入的比值作為企業(yè)不確定性規(guī)避的代理變量，比值越小，企業(yè)不確定性規(guī)避程度越大。就金融中介不確定性規(guī)避而言，本文擬使用借款活動產生現(xiàn)金流量與營業(yè)收入的比值作為金融中介不確定性規(guī)避的代理變量，比值越小，金融中介不確定性規(guī)避程度越大。

(三)變量定義

1.金融監(jiān)管政策不確定性指數的構建。

參照Huang和Luk(2018)[34]構建的中國大陸經濟政策不確定性指數，本文采用大數據挖掘的方法，自行構建了我國金融監(jiān)管政策不確定性指數。

一是選取金融監(jiān)管政策不確定性方面的詞匯。根據數據挖掘的原理，本文借鑒Huang和Luk(2018)[34]對不確定性詞匯界定，選取了有關金融監(jiān)管政策不確定性的詞匯，具體如表1所示。

表1 金融監(jiān)管政策不確定性相關詞匯

續(xù)前表

二是建立報紙數據庫。參照Huang和Luk(2018)[34]構建經濟政策不確定性指數所用報紙，本文同樣從《北京青年報》《廣州日報》《解放日報》《人民日報(海外版)》《上海早報》《南方都市報》《新京報》《今日晚報》《文匯日報》和《羊城晚報》這十份公開的報紙數據庫中提取與本文有關的報紙文本數據。

三是對報紙進行數據挖掘處理。如表1所示，本文針對“金融”“監(jiān)管”“政策”“不確定性”這四部分，分別選取了相關的詞匯。在具體的數據挖掘過程中，只要報紙中的一篇文章同時出現(xiàn)了“金融”“監(jiān)管”“政策”“不確定性”這四部分詞表中的詞匯，則將其視為與金融監(jiān)管政策不確定性相關的文章。最終，本文根據這些相關文章的數量，構建金融監(jiān)管政策不確定性的月度指數。

2.其他變量。

其他變量中，Lev代表資本結構，是每個企業(yè)賬面的資產負債率；LnSize代表企業(yè)規(guī)模，因為企業(yè)規(guī)模的量綱較大，在回歸模型中可能會造成系數過小，所以對企業(yè)規(guī)模進行對數化處理，這樣便于分析，也不會影響其系數符號和顯著性；Roa代表企業(yè)的盈利能力，即企業(yè)的總資產收益率；Growth代表企業(yè)的成長性，用企業(yè)的銷售收入增長率表示；Dep代表企業(yè)的非債務稅盾，以企業(yè)折舊、攤銷以及長期待攤費用之和除以企業(yè)的期末總資產；Tang代表企業(yè)的有形資產水平，用企業(yè)期末固定資產凈值與存貨之和除以總資產；Age代表企業(yè)年齡，用回歸樣本當年的年份減去企業(yè)成立的年份，然后取自然對數得出；Soe代表企業(yè)的產權屬性，是一個虛擬變量，如果企業(yè)屬于國有企業(yè)取值為1，反之則取值為0；M2是貨幣供應增長率，由貨幣供應量取自然對數后進行一階差分，一定程度上代表了經濟的增速或經濟周期；IndAvgLev是根據行業(yè)大類計算的行業(yè)平均資產負債率；Opcash代表企業(yè)不確定性規(guī)避，用企業(yè)經營活動現(xiàn)金流量除以企業(yè)當期營業(yè)收入來表示；Finan代表金融中介不確定性規(guī)避，等于企業(yè)借款活動現(xiàn)金流量與企業(yè)當期收入的比值。

表2是對整個變量的定義及其描述。

表2 變量定義及其描述

五、實證結果

(一)描述性統(tǒng)計

表3是各變量的描述性統(tǒng)計。其中顯示，平均的資產負債率為43%，說明整體的資產負債率處于中等水平；金融監(jiān)管政策不確定性指數(CNregu)均值為146.0，最小值為35.77，最大值為273.9，說明金融監(jiān)管政策不確定性指數有較大的波動性；企業(yè)不確定性規(guī)避(Opcash)變量均值和中位數分別為0.07和0.08，說明企業(yè)整體的經營性現(xiàn)金流量是偏低的；金融中介不確定性規(guī)避(Finan)變量均值為0.52，中位數為0.26；銷售增長率的平均水平在15%左右，企業(yè)有形資產(Tang)均值和中值則在0.39左右；行業(yè)平均資產負債率(IndAvgLev)約為44%。

表3 描述性統(tǒng)計

(二)相關性分析

如表4所示，本文對模型中所涉及的變量進行了Pearson相關系數檢驗?？梢钥闯觯鹑诒O(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資產負債率水平負相關，初步驗證了假設1，即金融監(jiān)管政策不確定性越強，企業(yè)資產負債率水平越低。此外，金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)成長性(Growth)、非債務稅盾(Dep)、有形資產水平(Tang)和行業(yè)平均資產負債率(IndAvgLev)呈負相關關系，說明金融監(jiān)管政策的變化可以影響企業(yè)主體的微觀經濟行為。

表4 變量的相關系數表

(三)金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構

表5是模型(1)的回歸結果。其中，列(1)僅納入控制變量，結果表明，企業(yè)資產負債率(lev)與企業(yè)規(guī)模(lnSize)、企業(yè)成長性(Growth)、企業(yè)有形資產水平(Tang)、企業(yè)年齡(Age)、產權屬性(Soe)和企業(yè)平均資產負債率(IndAvgLev)呈正相關關系，說明規(guī)模越大、企業(yè)成長性越好、有形資產水平越高、企業(yè)年齡越大，其資產負債率越高。此外，相比民營企業(yè)，國有企業(yè)的資產負債率相對較高。列(2)同時納入金融監(jiān)管政策不確定性變量CNregu和控制變量，列(3)在列(2)基礎上控制了行業(yè)固定效應和季度固定效應?；貧w結果顯示，變量CNregu的系數均顯著為負，說明金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)資產負債率越低，驗證了假設1。

表5 金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構的回歸結果

(四)金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整

表6是模型(4)的回歸結果，檢驗金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整的關系。其中，列(1)未控制行業(yè)和季度，列(2)控制了行業(yè)，而列(3)控制了行業(yè)固定效應和季度固定效應(M2因與季度共線而省略)。結果顯示，金融監(jiān)管政策不確定性與滯后一期資產負債率的交乘項的系數均顯著為負，這說明金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)資本結構的調整速度越慢，假設2得到驗證。

表6 金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整的回歸結果

續(xù)前表

(五)金融監(jiān)管政策不確定性與企業(yè)資本結構動態(tài)調整傳導機制檢驗分析

表7顯示的是模型(5)的回歸結果?？梢钥闯觯鹑诒O(jiān)管政策不確定性的系數均顯著為負，說明金融監(jiān)管政策不確定性實際增加了企業(yè)不確定性規(guī)避程度和金融中介不確定性規(guī)避程度。金融監(jiān)管政策不確定性有較大的可能通過企業(yè)不確定性規(guī)避和金融中介不確定性規(guī)避影響企業(yè)資本結構的調整速度。

表7 金融監(jiān)管政策不確定性與中介變量

續(xù)前表

表8是模型(6)的回歸結果，顯示的是金融監(jiān)管政策不確定性與資本結構調整動態(tài)調整關系的中介效應。表8前兩列顯示企業(yè)不確定性規(guī)避(Opcash)的中介效應，后兩列顯示金融中介不確定性的中介效應。

表8前兩列中，金融監(jiān)管政策不確定性與滯后一期資產負債率的交乘項系數均顯著為正，而企業(yè)不確定性規(guī)避(Opcash)與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為負。表8后兩列中，金融監(jiān)管政策不確定性與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為正，而金融中介不確定性規(guī)避(Finan)與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為負。在表8中，金融監(jiān)管政策不確定性與兩個中介變量均呈負相關關系。根據中介效應判斷的原理，企業(yè)不確定性規(guī)避和金融中介不確定性規(guī)避是金融監(jiān)管政策不確定性和資本結構動態(tài)調整關系中的中介變量，兩個變量都發(fā)揮了中介效應。金融監(jiān)管政策不確定性實際通過這兩個中介變量影響企業(yè)資產負債表的兩端，進而影響企業(yè)資本結構的調整速度。因此，文本的假設3和假設4得到驗證。

表8 中介效應檢驗

續(xù)前表

六、穩(wěn)健性檢驗

(一)控制公司固定效應

前述對于模型(1)和模型(4)的檢驗控制了行業(yè)固定效應和季度固定效應，為進一步提高實證結果的穩(wěn)健性，本文進一步將模型(1)和模型(4)的檢驗修改為同時控制公司固定效應和季度固定效應。表9的實證結果證明，金融監(jiān)管政策不確定性變量的系數沒有變化，表明金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)的資產負債率越低，資本結構調整速度越慢，從而進一步驗證了研究假設1和假設2。

表9 控制公司固定效應的實證結果

續(xù)前表

(二)對自變量滯后一期進行回歸

為進一步控制模型可能存在的內生性問題，本文對自變量CNregu滯后一期，并重新進行回歸。表10的實證結果證明，金融監(jiān)管政策不確定性變量的系數沒有變化，表明金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)的資產負債率越低，資本結構調整速度越慢，從而進一步驗證了研究假設1和假設2。

表10 對自變量滯后一期的實證結果

續(xù)前表

(三)改變中介變量的度量方法

本文采用企業(yè)的現(xiàn)金再投資比率(cashinve)作為企業(yè)不確定性規(guī)避的代理變量來進行穩(wěn)健性檢驗，并采用籌資活動中債權人的現(xiàn)金凈流量(cashin)作為金融中介不確定性規(guī)避的代理變量來進行穩(wěn)健性檢驗。

如表11列(1)所示，金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)不確定性規(guī)避的影響顯著為負，說明金融監(jiān)管政策不確定性會增加企業(yè)不確定性規(guī)避。如表11列(2)所示，金融監(jiān)管政策不確定性對金融中介不確定性規(guī)避的影響顯著為負，說明金融監(jiān)管政策不確定性會增加金融中介不確定性規(guī)避。

表11 金融監(jiān)管政策不確定性與中介變量

如表12列(1)所示，金融監(jiān)管政策不確定性與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為正，而企業(yè)不確定性規(guī)避與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為負，企業(yè)不確定性規(guī)避的中介效應得證。如表12 列(2)所示，金融監(jiān)管政策不確定性與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為正，而金融中介不確定性規(guī)避與滯后一期資產負債率的交乘項系數顯著為負，因此金融中介不確定性規(guī)避的中介效應得證。

表12 中介效應檢驗

續(xù)前表

七、結論

企業(yè)資本結構是微觀金融領域的重要問題，一直以來，企業(yè)如何選擇合理的資本結構、如何調整資本結構是實務界和理論界廣泛關注的重要話題。為了實現(xiàn)經濟增長、充分就業(yè)、價格穩(wěn)定、國際收支平衡的多發(fā)展目標，在多重因素重疊影響的情況下，金融監(jiān)管政策的不確定性明顯增加。為了更好地研究宏觀經濟政策在微觀企業(yè)領域中的實施效果，同時引導微觀企業(yè)主體在不確定性的經濟發(fā)展環(huán)境中做好融資決策，本文研究金融監(jiān)管政策不確定性對企業(yè)資本結構及其動態(tài)調整的影響?？偨Y來看，金融監(jiān)管政策不確定性越大，企業(yè)的資產負債率越低，而且向最優(yōu)資本結構動態(tài)調整的速度越慢。進一步地，金融監(jiān)管政策不確定性通過企業(yè)不確定性規(guī)避和金融中介不確定性規(guī)避這兩個路徑影響企業(yè)資本結構的調整。

總結本文得出的結論，有如下政策啟示：一是在制定實施金融監(jiān)管政策的過程中，需要特別注意政策的延續(xù)性，以降低政策的不確定性，進而降低企業(yè)應對不確定性的政治成本。二是為了穩(wěn)定企業(yè)經營環(huán)境與資本結構及其調整速度，監(jiān)管部門應盡量保持金融監(jiān)管政策的協(xié)調性。三是企業(yè)進行融資決策時會充分考慮外部環(huán)境的狀況，金融監(jiān)管部門需進一步加強政策透明度建設，保持與市場主體的信息溝通，降低信息不對稱和政策不確定性。