市場擇時假說在中國上市公司中的實證檢驗

郅 瑤，韓會會

(山東商業(yè)職業(yè)技術(shù)學院，山東 濟南 250103)

引言

1996年，Stein首次提出市場擇時假說，即在股票市場呈現(xiàn)非理性、公司股價被過度高估時，公司管理層會發(fā)行更多的股票，而在股票價格被過度低估時，管理層則可能回購公司股票。隨著相關(guān)研究的深入，關(guān)于企業(yè)管理層是否會利用市場的錯誤定價來對企業(yè)的外部融資進行市場擇時，還存在一些爭議，主要在于股權(quán)融資者和債權(quán)融資者發(fā)行的股票的后續(xù)表現(xiàn)。(為了簡化問題，我們把發(fā)行股票比發(fā)行債券多的企業(yè)稱為股權(quán)融資者，把發(fā)行債券比發(fā)行股票多的企業(yè)稱為債權(quán)融資者)。當市場對股票的后續(xù)表現(xiàn)比較悲觀時，考慮市場擇時的企業(yè)相對于債權(quán)融資會更多地傾向于股權(quán)融資。

根據(jù)市場擇時假說預測，股權(quán)融資者的未來股票收益比債權(quán)融資者低。本文借鑒國內(nèi)外對市場擇時假說的實證檢驗，結(jié)合我國市場發(fā)展現(xiàn)狀，通過理論和實證研究檢驗了市場擇時假說在我國上市公司的適用性。

在企業(yè)層面對市場擇時假說的檢驗要注意兩個問題：首先，雖然企業(yè)管理層依靠內(nèi)部信息的優(yōu)勢來進行市場擇時，但未來股票收益的變動，很大程度上是由管理層無法預測和控制的外部信息導致的。因此，僅通過對未來股票收益的檢驗還不能夠說明管理層是否進行了市場擇時。其次，如果企業(yè)的某些特征與未來股票收益和股債融資選擇均呈正相關(guān)關(guān)系，那么未來股票收益模型中遺漏這些變量將使得檢驗結(jié)果存在偏差。

為了解決第一個問題，使用股票盈利公告日收益和分析師對長期盈利增長率的預測誤差來檢驗市場擇時假說。這兩個檢驗對管理層是否選擇市場擇時具有很強的解釋能力，因為企業(yè)管理層關(guān)注企業(yè)特定的盈利信息，并在做出市場擇時的決策時依賴這些信息。為了解決第二個問題，在模型中控制了研發(fā)支出，因為研發(fā)支出與未來股票收益及股債融資選擇均呈正相關(guān)關(guān)系。與市場擇時假說一致的是，發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資與分析師的預測過度樂觀有關(guān)，而且與債權(quán)融資者相比，股權(quán)融資者的盈利公告日收益較低，發(fā)行后一年的股票表現(xiàn)更差。

在第一個回歸中，主要關(guān)注盈利公告日收益，結(jié)果正如市場擇時假說預測的那樣，股權(quán)融資者的股票收益比債權(quán)融資者的低。在第二個回歸中，直接檢驗了股債融資選擇與分析師對長期盈利增長率的預測誤差所反映的市場預期誤差之間的關(guān)系。故而得到了與市場擇時假說一致的結(jié)論，即管理層在分析師對其公司的發(fā)展前景相對樂觀的情況下，選擇股權(quán)融資。

盡管前兩個回歸表明，管理層試圖運用市場擇時假說進行融資，但他們是否能夠成功地運用市場擇時仍不確定。為了解決這個問題，接下來檢驗了股債融資選擇與未來一年股票收益之間的關(guān)系。在模型中加入研發(fā)支出作為控制變量。當控制研發(fā)支出時，結(jié)果發(fā)現(xiàn)企業(yè)能夠成功地進行市場擇時。

一、文獻綜述

自市場擇時假說提出以來，越來越多的學者通過理論和實證研究檢驗了企業(yè)在外部融資決策時是否考慮市場擇時。

BCGW(2011)即Butler、Cornaggia、Grullon和Weston[1]，使用企業(yè)數(shù)據(jù)，檢驗了市場擇時假說，他們發(fā)現(xiàn)實際投資效應擠出了市場擇時效應。資本結(jié)構(gòu)理論表明，高研發(fā)支出的企業(yè)比起債權(quán)融資更傾向于股權(quán)融資，因為這些公司有相對獨特的產(chǎn)品(Titman和Wessels，1988)[2]，并選擇在增長期權(quán)方面進行更多的投資(Barclay、Smith和Morellac，2006)。[3]與此觀點一致的是，Tehranian(2004)[4]研究發(fā)現(xiàn)研發(fā)支出與股債融資選擇呈正相關(guān)關(guān)系。同時，有關(guān)資產(chǎn)定價的研究表明，研發(fā)支出與未來股票收益呈正相關(guān)關(guān)系。Chan、Lakonishok和Sougiannis(2001)[5]將研發(fā)支出與未來股票收益之間的正相關(guān)關(guān)系歸咎于擊敗研發(fā)密集型科技股的前景過度悲觀。Berk、Green和Naik(2004)[6]和Li(2011)[7]認為，研發(fā)支出較高的股票由于承受更多風險增長期權(quán)，從而獲得較高的預期收益。

Billett、Flannery和Garfinkel(2006)[8]、Baker和Wurgler(2006)[9]等人的研究表明，企業(yè)的首次公開發(fā)行、股票增發(fā)、公開發(fā)行債券和股票回購等融資活動，都會對未來股票收益的預測產(chǎn)生負面影響。利用現(xiàn)金流量表的數(shù)據(jù)，Bradshaw、Richardson和Sloan(2006)[10]構(gòu)建了凈外部融資指標，來衡量企業(yè)融資活動所產(chǎn)生的現(xiàn)金凈值。他們研究發(fā)現(xiàn)凈外部融資是一個比個人融資來源更好的未來股票收益的預測指標。

根據(jù)市場擇時假說，融資異常是由于企業(yè)在價值被高估時傾向于股權(quán)融資，當錯誤定價在股票發(fā)行的后續(xù)期間被修正時，股權(quán)融資者往往獲得較低的回報。而Li、Livdan和Zhang(2009)[11]、Liu、Whited和Zhang(2009)[12]等人認為，根據(jù)理性資產(chǎn)定價假說，股權(quán)融資者和債權(quán)融資者的平均收益較低是因為他們利用這些收益來進行新的投資，他們認為外部融資與未來股票收益之間的負相關(guān)關(guān)系反映了投資與貼現(xiàn)率之間的負相關(guān)關(guān)系。

Dechow和Sloan(1997)[13]、Rajan和Servaes(1997)[14]的研究表明，分析師對長期盈利增長率的預測誤差在股票市場的預測性方面發(fā)揮了重要作用。如果市場擇時假說成立，管理層將試圖在分析師對其公司的發(fā)展前景相對樂觀的情況下，選擇市場擇時，從而發(fā)行更多的股票。因此，股權(quán)融資者將比債權(quán)融資者面臨著更多的預測誤差。

Hou、Xue和Zhang(2015)[15]認為，這并不一定否認了錯誤定價的假設(shè)。從統(tǒng)計上看，因為投資和外部融資是高度相關(guān)的。從理論上看，Titman、Wei和 Xie(2004)[16]研究證實錯誤定價也可能導致投資與股票未來收益之間呈負相關(guān)關(guān)系。例如，管理層可以在進行市場擇時時，同時進行投資和融資決策，換言之，進行市場擇時的收益可以使管理層進行更多的企業(yè)擴張活動，或者Shleifer和Vishny(2003)[17]研究認為，管理層也可以在股票市場價值被高估時進行企業(yè)并購活動。

二、模型數(shù)據(jù)處理

(一)數(shù)據(jù)來源

全部數(shù)據(jù)來自國泰安數(shù)據(jù)庫和銳思金融研究數(shù)據(jù)庫?？紤]到部分數(shù)據(jù)的可得性和有效性，我們最終選取的研究樣本包含了2007-2016年度在滬深證券市場正常掛牌交易的所有非金融公司的年度數(shù)據(jù)。排除銀行、保險、證券公司此類樣本且要求樣本公司的上市時間至少在兩年以上。

本文研究了主要解釋變量股權(quán)融資率(ER)與以下四個被解釋變量之間的關(guān)系：盈利公告日收益率(EAR)、分析師對長期收益率的預測誤差(LTGFE)、分析師對長期收益率的預測誤差修正(ΔLTG)、12個月買入并持有收益率(BHAR)。同時設(shè)置凈外部融資額(NF)、股權(quán)凈融資額(NE)、債權(quán)凈融資額(ND)三個解釋變量，市場價值(MV)、賬面市值比(BM)、11個月買入并持有收益率(MOM)、凈營運資產(chǎn)增長率(Growth)、資產(chǎn)收益率(ROA)、研發(fā)支出率(R&D)等六個控制變量。

(二)數(shù)據(jù)定義

1.被解釋變量的生成

BHAR是指12個月買入并持有股票的收益率，基于月個股收益率數(shù)據(jù)，經(jīng)計算得到每只股票在每一年的BHAR觀測值；EAR是指盈利公告日收益率，基于日個股收益率數(shù)據(jù)，我們通過計算盈利公告日前后五天內(nèi)的買入并持有收益率得到了該變量的觀測值；按照Dechow和Sloan(1997)提出的方法，我們將LTGFE定義實際每股收益率減去分析師預測的每股收益率；同時我們將ΔLTG作為檢驗分析師預測準確性的替代因變量，該變量被定義為在股票發(fā)行一年后，分析師對于長期收益率預測誤差修正的均值。

2.解釋變量的生成

依據(jù)Bradshaw、Richardson、Sloan(2006)和BCGW(2011)在文獻中所提供的方法，我們使用凈外部融資額(NF)作為企業(yè)融資活動的綜合衡量標準。

凈外部融資額的計算公式為：

NFt=NEt+ND

(1)

其中股權(quán)凈融資額(NEt)為t年發(fā)行和回購股票的融資凈額、債權(quán)凈融資額(NDt)為t年長期債務總額的變動量，NFt、NEt和NDt均表示與滯后一期的總資產(chǎn)(TAt-1)的比率。

借鑒BCGW(2011)在文獻中的表述，我們使用股權(quán)融資率(ER)作為公司股權(quán)-債權(quán)融資活動選擇的代理變量，公式如下：

ERt=NEt/(NEt+NDt)=NEt/NFt

(2)

當凈外部融資額(NFt)為正值(負值)時，股權(quán)融資率(ERt)越高，表示公司在進行融資(配資)時，越傾向于發(fā)行(回購)股票。

但值得注意的是，當判斷一個企業(yè)是否具有市場擇時的動機時，股權(quán)融資率可能會成為一個干擾項，特別是當公司僅發(fā)行少量股票或債券時。例如，如果公司沒有發(fā)行債券，公司的股權(quán)融資率可以達到100%；同樣，如果它沒有發(fā)行股票，但只有少量的債券來支撐其日常業(yè)務，那么它的股權(quán)融資率則為零。這兩種情況都沒有反映管理層在融資活動中，試圖利用市場擇時假說的動機?；谏鲜龇治?，要求樣本公司在某一年發(fā)行(回購)債券或股票的數(shù)量至少為股票市場價值的1%。這不僅排除了異常值的影響，而且發(fā)行規(guī)模越大，管理層在進行融資活動時會更重視股票是被市場錯誤定價。從這個意義上來說，這一樣本篩選要求增強了檢驗市場擇時效應的解釋力。

3.控制變量的生成

使用凈營運資產(chǎn)的增長率(Growth)作為投資活動的綜合量度。該變量的主要優(yōu)點是除去了總資產(chǎn)增長中的現(xiàn)金變化量，因為現(xiàn)金變化不屬于投資活動。同時，我們通過計算公司在每一項目的研發(fā)支出增加額與減少額的差額，并對每一年度公司在所有項目的差額合計，得到了研發(fā)支出(R&D)變量的觀測值。按照國內(nèi)外研究慣例，我們將缺失的研發(fā)支出項設(shè)為0。Julio、Kim和Weisbach(2008)[18]表明，將研發(fā)支出缺失項設(shè)為0是之前文獻中典型的處理方法，因此，這一方法對于我們的研究結(jié)果并不會產(chǎn)生太大影響。特別地，凈營運資產(chǎn)增長率(Growth)和研發(fā)支出(R&D)均被表示為與上一年總資產(chǎn)的比率值。

三、計量結(jié)果分析

(一)描述性統(tǒng)計

樣本公司相關(guān)變量的描述性統(tǒng)計如表1的Panel A所示。在整個樣本中，外部融資額(NF)均值為2.316，中位數(shù)為0.27 。

表1 描述性統(tǒng)計(A)

按照NF的正負對樣本進行分組，分別對融資企業(yè)(NF>0)和配資企業(yè)(NF<0)樣本變量進行描述性統(tǒng)計，形成類似表1(A)的表1(B)(略)。經(jīng)對比可得，融資企業(yè)和配資企業(yè)的賬面市值比相差不大，但營運資產(chǎn)增長更為積極。此外，NF變量的分布在兩個子樣本之間是不同的，通過比較變異系數(shù)(41.77/2.564>0.09/0.062)可得，融資企業(yè)中NF的波動幅度要大于配資企業(yè)中NF的波動幅度。

(二)回歸分析

在進行回歸分析時，分別將EAR、LTGFE、ΔLTG和BHAR作為被解釋變量，股權(quán)融資率、凈外部融資水平和其他控制變量作為解釋變量，基于以下模型，得到了四個回歸，分別對上述四個假設(shè)進行實證檢驗。回歸方程如下：

+β3POSNFi,t×NFi,t+β4NEGNF×NFi,t

(3)

在以下四個回歸方程中，分別將被解釋變量yi,t+1替換為EARi,t+1、LTGFEi,t+1、ΔLTGi,t+1和BHARi,t+1。其中POSNFi,t和NEGNFi,t為虛擬變量，當公司在某一年外部融資額為正時取1，為負時取0，NEGNFi,t則正好相反。Xi,t代表控制變量的向量矩陣。根據(jù)BCGW(2011)，我們使用與POSNFi,t(NEGNFi,t)的交互項來使ER和NF變量的系數(shù)的符號和大小，在籌資和配資的公司之間有所差異。

同時，類比Mashruwalaa(2006)[19]的處理方法，對股權(quán)融資率變量進行三等分處理，即對股權(quán)融資率按升序排序后，將每一年的所有公司進行三等分。若某一公司的股權(quán)融資率位于前25%，則該公司的ERdec賦值為-0.5，若位于后25%，則賦值為0.5，中間部分的公司賦值為0。在進行模型回歸時，將公司按股權(quán)融資率的排序劃分等級，股權(quán)融資率較高的公司在進行外部融資時，相對債券會選擇發(fā)行更多的股票。為簡潔起見，我們將高股權(quán)融資率等級的融資公司稱為重股權(quán)發(fā)行者，將低股權(quán)融資率等級的融資公司稱為重債權(quán)發(fā)行者。

1.對盈利公告日收益檢驗的結(jié)果

在第一個回歸方程中，我們將考察凈外部融資的股債組成是否能預測未來一年的盈利公告日收益率。如果市場擇時假說成立，當內(nèi)部信息和市場預期對公司盈利增長前景的估計存在分歧時，管理層將通過內(nèi)部信息，判斷股票價值是否被高估或低估了。當股票價值被高估時，相對于債券，他們將發(fā)行更多的股票；當股票價值被低估時，管理層將選擇回購更多的股票。當存在市場錯誤定價時，同時投資者沒有及時調(diào)整預期，當股價被高估時，融資企業(yè)會選擇發(fā)行更多的股票，即股權(quán)融資率越大，那么隨后的盈利公告日收益率就會越小；當股價被低估時，配資企業(yè)會選擇回購更多的股票，即股權(quán)融資率越小，同樣在隨后的盈利公告日收益率會越大。因此，如果市場擇時假說成立，則回歸1的估計結(jié)果應為β1顯著為負或β2顯著為正。

回歸1的估計結(jié)果如表2所示，通過變換控制變量，得到了四種模型形式的回歸結(jié)果。與BCGW(2011)結(jié)果一致的是，在POSNF_NF交互項和NEGNF_NF交互項存在的條件下，POSNF_ERdec交互項和NEGNF_ERdec交互項的系數(shù)在統(tǒng)計上不顯著。

表2 對盈利公告日收益回歸的估計結(jié)果

模型(1)使用log(MV)、log(BM)和MOM作為控制變量，回歸結(jié)果表明，大規(guī)模和低賬面市值比公司的盈利公告日收益率往往更高。變量POSNF的系數(shù)為負，在5%的顯著性水平下顯著，說明配資公司的盈利公告日收益比融資公司高，但其他解釋變量均不顯著。

模型(2)加入Growth和ROA作為兩個附加的控制變量，我們將Growth定義為由滯后一期資產(chǎn)量化的凈營運資產(chǎn)增長率，作為企業(yè)投資活動的綜合衡量標準?；貧w結(jié)果表明，Growth與盈利公告日收益呈正相關(guān)關(guān)系。在保持Growth一定的情況下，POSNF_NF交互項的系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著，雖為負數(shù)但在統(tǒng)計上與零無差異；變量POSNF前的系數(shù)由模型(1)的-0.009下降為-0.012，且顯著性水平有所上升，這表明，在明確控制投資活動之后，市場擇時效應有所體現(xiàn)。

模型(3)和模型(4)將研發(fā)支出引入模型回歸，結(jié)果顯示該變量的系數(shù)分別在1%和5%的顯著性水平下顯著，且POSNF和POSNF_NF交互項的系數(shù)符號、大小及顯著性水平均與模型(2)相差不大，其他解釋變量和控制變量的系數(shù)及顯著性水平也沒有發(fā)生較大變化。

2.對分析師預測誤差檢驗的結(jié)果

大量研究文獻表明，分析師對長期收益率的預期誤差與股市的可預測性密切相關(guān)。故在第二個回歸方程中檢驗了股權(quán)融資率與市場預期偏差之間的關(guān)系，并用分析師對長期收益率的預測誤差來代表這種偏差。

依據(jù)市場擇時假說，管理層在進行外部融資時，比分析師占有更大的信息優(yōu)勢，通常會根據(jù)非公開信息做出市場擇時的決策。由于分析師的預測誤差反映了管理層在預測企業(yè)盈利增長前景時的信息優(yōu)勢，基于分析師預測誤差的檢驗，對判斷管理層是否進行市場擇時選擇有較強的解釋力。如果市場擇時假說成立，那么當分析師的預測更為樂觀時，重股權(quán)融資者將發(fā)行更多的股票，股權(quán)融資率更高，分析師對長期收益率的預測誤差也就更大。

在第二個回歸方程中，以分析師對長期收益率的預測誤差為被解釋變量，各解釋變量與控制變量與第一個回歸方程相同，通過轉(zhuǎn)換控制變量，同樣得到了四種模型形式的回歸結(jié)果。

對回歸結(jié)果進行分析可以得到，在模型(1)中，POSNF_NF交互項的系數(shù)在0.1%的顯著性水平下顯著為正，說明在控制了公司規(guī)模、賬面市值比、股票回報率和外部融資水平等變量的前提下，融資公司的外部融資水平越高，分析師的預測誤差越大；且POSNF前的系數(shù)顯著為正表明，相比于配資公司來說，分析師對融資公司長期收益增長率的預測誤差更大，這個結(jié)果與當企業(yè)的發(fā)展前景被市場高估時企業(yè)會發(fā)行更多的股票的觀點相一致。

在模型(2)中，加入衡量投資活動的代理變量Growth和衡量資產(chǎn)收益率的ROA作為額外的控制變量，Growth的系數(shù)為-0.088，且在0.1%的顯著性水平下顯著，說明企業(yè)投資活動將會加強分析師的樂觀情緒，使得其對長期收益率的預測誤差進一步增大。在控制Growth一定的情況下，POSNF_NF交互項的系數(shù)顯著為正(在0.1%的顯著性水平下)，這一結(jié)果可能是由于NF和Growth之間的高度正相關(guān)導致的。但與模型(1)不同的是，POSNF_ERdec交互項的系數(shù)在0.1%的顯著性水平下顯著為正，當分析師的預測誤差越大時，融資公司管理層會抓住市場時機，選擇發(fā)行更多的股票，即股權(quán)融資率也就越高。

在模型(3)和模型(4)中，我們引入研發(fā)支出作為控制變量，且在兩個模型中其系數(shù)均在1%的顯著性水平下顯著為負，這與Growth變量的解釋路徑相似，即企業(yè)研發(fā)投資也會加強分析師的樂觀情緒，使得其對長期收益率的預測誤差進一步增大。

綜合第二個回歸方程中的四個模型來看，當加入Growth和ROA作為控制變量之后，股權(quán)融資項ERdec的解釋能力明顯增強，即當分析師的預測誤差越大時，融資公司管理層會抓住市場時機，提高外部融資水平，并選擇發(fā)行更多的股票，即股權(quán)融資率也就越高。

3.對分析師預測誤差修正檢驗的結(jié)果

進一步，延續(xù)第二個回歸方程的研究視角，我們使用分析師對長期收益率的預測誤差修正(ΔLTG)作為分析師對長期收益率的預測誤差(LTGFE)的替代被解釋變量，得到了第三個回歸方程，所有解釋變量、控制變量及模型形式均與前兩個方程相同。

對比可得，在第三個回歸方程的四個模型中，NEGNF_ERdec交互項的系數(shù)均在1%或5%的顯著性水平下顯著為負，這與第二個方程的回歸結(jié)果基本一致，說明相比于股權(quán)融資者來說，分析師對債權(quán)融資者的長期收益率的預測誤差更大，預測誤差的修正值也更大。

在模型(2)(3)(4)中分別加入不同的控制變量后，得到的回歸結(jié)果與第二個回歸方程對應模型的回歸結(jié)果有所差別，個別控制變量的解釋能力不強，與我們的預期分析不一致，經(jīng)對比猜測是由于第三個回歸方程的分析師預測誤差修正在計算時所需要的數(shù)據(jù)不全，導致樣本數(shù)量過少，較小的樣本量可能反過來影響一些變量的系數(shù)估計。

綜合來看，第三個回歸方程將股債融資選擇，與反映在分析師對長期收益率預測中的市場預期誤差聯(lián)系起來，估計結(jié)果表明，相比于重股權(quán)融資者，分析師對重債權(quán)融資者的發(fā)展前景更為樂觀，因此，對股權(quán)融資者長期收益率的預測誤差修正幅度更大。以上分析與管理層試圖根據(jù)企業(yè)特定盈利前景的優(yōu)勢信息來進行市場擇時的觀點相一致。

4.對未來一年股票收益檢驗的結(jié)果

在以上三個回歸方程中，我們只研究了管理層是否會根據(jù)企業(yè)盈利前景的內(nèi)部信息進行市場擇時，但這種決策是否成功并不能確定。在這一部分，用未來一年股票收益成功檢驗了市場擇時效應。我們通過計算12個月買入并持有收益率作為未來一年股票收益，并對該變量和外部融資變量及選取的控制變量進行了回歸，得到了第4個回歸方程，具體回歸結(jié)果如表3所示。

理論上來說，如果管理層成功應用市場擇時進行融資選擇，那么當企業(yè)價值被高估時，相對于債券管理層將發(fā)行更多的股票；當企業(yè)價值被低估時，管理層將回購更多的股票。因此，成功的市場擇時意味著在后續(xù)期間，股權(quán)融資者的相關(guān)股票表現(xiàn)較差，股票回購人的相關(guān)股票表現(xiàn)較好。換句話說，如果市場擇時假說被成功應用，那么在回歸結(jié)果中，POSNF_ERdec交互項的系數(shù)應顯著為負或NEGNF_ERdec交互項的系數(shù)應顯著為正。

表3 對12個月買入并持有收益率回歸的估計結(jié)果

由表3可得，在四個模型，POSNF_ERdec交互項系數(shù)均顯著為負，且NEGNF_ERdec交互項系數(shù)大部分顯著為正。在模型(3)和(4)加入了研發(fā)支出項作為控制變量，由此解決了遺漏變量的問題。在模型(4)中，POSNF_ERdec交互項的系數(shù)為-0.103，表明在控制了與股票收益相關(guān)的規(guī)模效應、賬面市值比效應、11個月買入并持有收益率、投資規(guī)模(即經(jīng)營與資產(chǎn)增長率)、ROA和研發(fā)支出項后，重股權(quán)融資者在發(fā)行股票一年后的股票收益要大于重債權(quán)融資者的未來一年股票收益。因此，在糾正了與研發(fā)支出相關(guān)的遺漏變量偏差后，我們發(fā)現(xiàn)用未來一年股票收益可以成功檢驗市場擇時效應。對比盈利公告日收益檢驗結(jié)果與未來一年股票收益檢驗結(jié)果之間的關(guān)系，可以得出，正如有關(guān)資本結(jié)構(gòu)文獻所提出的那樣，高研發(fā)支出企業(yè)更有可能發(fā)行股票而不是債券。雖然市場擇時假說預測，與重債權(quán)融資者相比，重股權(quán)融資者只能獲得較低的額外收益，但擁有較高研發(fā)支出的重股權(quán)融資企業(yè)，如果持有更多的成長期權(quán)或利用收益來發(fā)展額外的增長期權(quán)，則會獲得更高的預期收益。因此，在進行未來一年股票收益的檢驗時，只有在控制研發(fā)支出后才能發(fā)現(xiàn)市場擇時的證據(jù)。

結(jié)論

市場擇時假說的實證檢驗由于解釋力和偏差這兩個問題而復雜化。雖然公司管理層依靠自身的信息優(yōu)勢來進行市場擇時，但未來股票收益在很大程度上也受管理層無法預測的消息的影響。因此，僅基于未來股票收益的檢驗可能對于檢驗管理層是否選擇市場擇時沒有足夠的解釋力。此外，企業(yè)的某些特征也可能會影響企業(yè)的股債融資選擇和未來股票收益。當這些企業(yè)特征在未來股票收益的回歸中被遺漏時，回歸結(jié)果就會出現(xiàn)偏差。盈利公告日收益和分析師的預測誤差都反映了管理層在預測企業(yè)特定盈利前景方面的信息優(yōu)勢，因此，為了處理解釋效應問題，我們使用盈利公告日收益和分析師的預測誤差來檢驗市場擇時假說。研發(fā)支出在以往的研究中常常被忽略，而為了解決偏差的問題，我們在未來一年股票收益的檢驗中控制了研發(fā)支出變量。

探究發(fā)現(xiàn)，當分析師對其公司的長期增長前景相對樂觀時，公司管理層傾向于發(fā)行更多的股票而不是債券。正如市場擇時假說預測的那樣，在隨后的盈利公告日，股權(quán)融資者的收益比債權(quán)融資者低。在控制研發(fā)支出后，我們發(fā)現(xiàn)股權(quán)融資者的未來一年收益比債權(quán)融資者低。綜合考慮研究結(jié)果表明，企業(yè)在選擇股債融資方式時會進行市場擇時。