一、引言

近年來，受金融危機及世界經濟不景氣的外部影響，加上國內經濟的轉型調整，中國經濟的增長趨勢明顯放緩，部分企業的融資受到一定程度的影響。不同類型企業的融資受宏觀經濟下滑的影響存在很大的差異，中小企業融資極為困難，甚至瀕臨倒閉，而大型國有企業的融資并未受阻，其資金相當充裕。實際上，每一次發生金融危機或經濟下滑時，中小企業都首當其沖地受到打擊，而資金鏈斷裂往往成為壓垮企業的最后一根稻草。那么，在相同的宏觀經濟環境下，不同類型企業的融資狀況為什么會截然不同呢？

融資困難的企業通常都會面臨來自資產抵押、信貸配給、信用等級和所有權性質等方面的約束，從這個意義上來講，企業融資困難緣于其面臨的融資約束。企業一旦面臨較強的融資約束，其融資結構必然會受到影響，相應的資本結構也必定不是最優的，并且資本結構也不容易得到快速調整?；谶@種邏輯思路，本文將突破以往資本結構和融資約束研究的局限，以企業資本結構調整速度為基礎，實證分析宏觀經濟環境、股權性質對中國上市公司資本結構調整、動態目標資本結構和融資約束的影響。通過回答以下問題，本文期望對現有研究有所貢獻：對于不同所有權性質的企業，宏觀經濟環境對企業資本結構調整的影響是否存在顯著差異？企業資本結構的調整是隨機的還是在向目標資本結構收斂？在中國特殊的制度背景下，企業的國有股權是否可以緩解其融資約束？

本文其后的內容安排如下：第二部分是文獻述評，第三部分是理論假設與模型設定，第四部分是變量界定與數據來源，第五部分是模型估計與結果分析，第六部分是研究結論。

二、相關文獻述評

在資本市場沒有任何摩擦且完美的假設前提下，Modigliani 和 Miller（1958）提出了資本結構選擇與企業價值無關論。但在資本市場存在摩擦且不完美的現實情況下，企業資本結構是會影響其價值和未來預期的。按照這一邏輯思路，企業必然存在一個最優資本結構。那么，企業最優資本結構是如何決定的呢？圍繞這一問題，學者們展開了大量的研究，形成了以優序融資理論（Myers & Majluf,1984）、權衡理 論 （Kraus,1973;Scott,1976）、 代 理 成 本 理 論（Jensen Meckling,1976;Diamond,1989）為代表的最優資本結構決定理論。

早期關于最優資本結構決定的研究大多是靜態的，沒有考慮動態變化的特征，而資本結構的選擇很可能會因時間和企業而不同（Robert A Korajczyk etal.,2003）。因此，研究企業資本結構的動態變化成為近年來的一個趨勢。如何調整最優資本結構是這一研究領域的一個熱點問題，受到很多學者的關注。研究企業資本結構動態調整面臨的一個現實問題是，如何衡量企業的最優資本結構，這一點在實證研究中尤為重要。傳統的經驗研究文獻一般是尋找最優資本結構的代理指標，如 Titman 和 Wessels（1988）、Rajan 和 Zingales（1995）將實際的或觀察到的資產負債率作為最優杠桿的代理指標，Shyam-Sunder 和Myers（1999）將歷史平均資產負債率作為目標資產負債率的代理變量。事實上，不管是實際的還是平均的資產負債率，用它們來替代最優資本結構都是不嚴謹的，尤其是在向最優杠桿調整時成本較高，誤差也很大。

Hovakimian （2001）、De Miguel 和 Pindado J（2001）、Fama 和 French（2002）運用兩階段動態部分調整資本結構模型（a two-stage dynamic partial ad-justment capital structure model），研究了企業向其目標資產負債率調整的平均速度。其后，學者們在研究資本結構動態調整時大多沿用了這種分析范式（Flannery &Rangan,2006;Kayhan Titman,2007;Antoniou et al.,2008;Huang Ritter,2009;Douglaset al.,2010;Armen Hovakimian et al.,2011）。與以往研究的最大不同是，兩階段動態部分調整資本結構模型將企業的目標資本結構設定為企業特征變量和宏觀經濟變量的函數，從而將目標資本結構內生化，使得資本結構調整速度的實證檢驗變得更為可行。

但這種目標資本結構內生化的處理，使得企業目標資本結構關于企業特征變量和宏觀經濟變量函數設定的科學性與合理性無法得到實證檢驗。如果目標資本結構設定本身是錯誤的，據此分析得出的結論就值得懷疑了。另外，兩階段動態部分調整資本結構模型還存在一個缺陷，即沒有直接將資本結構調整速度作為考察對象，而是通過建立實際資本結構絕對變化量與最優資本結構相對于前期實際資本結構變化量二者之間的函數關系，間接衡量資本結構的動態調整速度。這種研究方法可能會因目標資本結構設定錯誤而導致估計出來的資本結構動態調整速度偏離真實水平。

企業融資約束一直是公司金融研究的一個重要領域。最早將投資-現金流敏感性作為衡量融資約束重要尺度的是 Fazzari 等（1988），其后的很多研究都繼承了這種分析范式（Hoshi et al.,1991;Biddle &Hilary,2006;Almeida & Campello,2007;Beatty Liao& Weber,2010;羅琦等，2007;郭麗虹等，2009）。這分析范式也引發了很多爭議和質疑。Gomes（2001）指出，用投資-現金流敏感性衡量融資約束既不必要，也不充分。一方面，融資約束程度較低的企業，其投資-現金流敏感性并不一定很低，反而可能具有很高的投資-現金流敏感性（Kaplan & Zingales,1997;連玉君等，2007）；另一方面，融資約束程度較高的企業，其投資-現金流敏感性也不一定很高，它很有可能是下降的，甚至會消失（Allayannis & Mozumdar,2004;Chen,2004;Agca & Mozumdar,2008;Brown &Petersen,2009;Huafeng Chen & Shaojun Chen,2012）。Alessandra Guariglia（2008）認為，用投資-現金流敏感性衡量融資約束之所以會得出不同甚至截然相反的結論，主要是由于對融資約束的界定不同所致。

無論是從文獻研究結果還是從企業融資的現實來看，將投資-現金流敏感性作為衡量企業融資約束的指標都是不全面、不合適的，因為投資-現金流敏感性與企業的融資約束程度之間并不存在一一對應的關系。為此，學者們探討了其他衡量融資約束的指標，如 KZ 指數（Kaplan & Zingales,1997）、股利支付水平（于蔚等，2012）、公司規模 （Almeida et al.,2004;梁權熙等，2012）、融資約束指數（況學文等，2010;周宏等，2012）等。但這些指標大多是從某一方面來反映企業的融資約束情況，不能客觀、全面地體現融資約束的本質。因此，重新審視融資約束的本質、探尋科學的衡量指標是非常必要的，這也正是本文的研究目的之一。

在融資選擇過程中，宏觀經濟環境被認為是一個重要的影響因素 （Choe et al.,1993;Korajczyk &Levy,2003）。宏觀經濟環境對資本結構調整的影響主要體現在兩個方面：一是影響的強度，二是影響的方向。從影響的強度來看，多數研究認為，經濟繁榮時期企業資本結構的調整速度要比經濟衰退時期快（Hackbarth et al.,2006;Drobetz & Wanzenried,2006;Douglas et al.,2010）。從影響的方向來看，現有研究的結論并不一致，有的研究認為資產負債率是反周期調整的（Hackbarth et al.,2006;蘇冬蔚，2009），有的研究則認為，無融資約束企業的目標杠桿是反周期調整的，而有融資約束企業的目標杠桿是順周期調整的 （Korajczyk & Levy,2003）。此外，WolfgangDrobetz 等（2007）研究發現，宏觀經濟環境不佳對于融資約束企業的打擊要比非融資約束的企業更沉重。于蔚等（2012）的分析表明，宏觀沖擊對融資約束程度不同企業的影響存在異質性?？傊?，現有文獻僅就宏觀經濟環境對企業融資選擇的影響做了宏觀層面的分析，而沒有深入研究特定宏觀經濟環境下轉型經濟國家中不同規模、不同所有權性質企業資本結構調整速度的變化規律及融資約束的內在機理。

因此，深入研究這一問題，不僅對豐富現有的資本結構理論具有重要的理論意義，而且對于轉型經濟國家的企業融資實踐也具有重要的指導意義。

三、理論假設與模型設定

（一）理論假設

以往關于宏觀經濟環境對企業資本結構調整影響的研究，大多是以發達資本市場中的企業作為研究樣本，而中國的資本市場存在先天性所有制歧視，那么，在中國特殊的制度環境下，宏觀經濟環境對于企業資本結構的調整是否會有類似的影響呢？

這種影響對于不同所有權性質的企業是否存在差異呢？

近些年來，中國對包括資本市場在內的經濟制度進行了漸進式改革，但資本市場固有的缺陷仍然存在，從資本結構調整的角度來看，這些缺陷可能會導致不同所有權性質企業資本結構的動態調整呈現出異質性經濟周期特征。

就股票市場而言，中國建立股票市場的初衷是為了解決國有企業資金短缺問題，而不是為了優化金融資源配置效率。這種制度設計缺陷導致了一個特殊的后果：“上市”本身成為一種稀缺的融資渠道，甚至成為大多數企業融資的首選。許多實證研究也得出這樣的結論：中國上市公司存在強烈的股權融資偏好（Gao,2000;黃少安、張崗，2001;Wei et al.,2004）。同樣，由于所有制偏好，無論是首次公開發行，還是增股、配股，國有企業都享有優先權。就股票發行的時機來看，市場擇時理論認為，當股票價格被高估時，企業一般會利用投資者的熱情選擇發行更多的股票（Stein,1996;Baker & Wurgler,2002）。企業股票價格與宏觀經濟環境緊密相關，在經濟上行時，企業股價更有可能被高估。據此我們推斷，在宏觀經濟繁榮時期，中國國有企業更有可能選擇股權融資來調整資本結構。

相比于股票市場，中國債券市場的發展相對滯后，尤其是企業債券，很多企業都是通過銀行信貸獲得債務融資。中國的金融體制具有典型的“金融抑制”特征，即以金融管制代替金融市場機制，人為壓低利率，造成金融資源配置效率低下（Mckinnon &Shaw,1973）。非國有部門獲得的銀行正式貸款不到20%,而 80%以上的貸款都流向了國有部門（盧峰、姚洋，2004）?？梢?，債務融資的可獲得性對于不同類型的企業來說存在相當大的差異，特別是在宏觀經濟衰退時期，民營企業的債務融資受到極大的制約，很多民營中小企業甚至因此而破產、倒閉?；谝陨戏治?，我們提出第一個有待驗證的理論假設。

H1:具有國有股權性質企業的資本結構調整方向是反經濟周期的，但其調整幅度是順經濟周期的；民營企業資本結構調整無論是調整方向還是調整幅度都是順經濟周期的。

理論研究和實證分析都表明，在不完美的資本市場中，企業往往存在一個目標資本結構。一些實證調查也發現，企業的決策者（尤其是財務總監 CFO）都會尋求一個目標資產負債率（Graham & Harvey,2001;Brounen et al.,2004）。那么，在特定的內外部環境下，企業資本結構如何向目標資本結構調整呢？

Hovakimian （2001）、De Miguel （2001）、Fama 等（2002）最早構建了兩階段動態部分調整資本結構模型，這一模型在很多研究中得以應用，但其缺陷也是明顯的。本文將基于資本結構調整速度，構建動態資本結構調整模型。

從企業財務報表中可以發現，資產負債率都是動態變化的，不管這種變化是由外部因素引起，還是由企業內部因素造成，企業資本結構的調整與內外部環境是緊密相關的。如果企業內外部環境能夠形成一種“回復力”,即當企業資本結構偏離某一水平時促使其回復到平衡狀態，就說明存在目標資本結構，這種“平衡狀態”就是目標資本結構。我們認為，企業內外部環境的影響對中國上市公司資本結構的變化會形成一種“回復力”,促使其向目標資本結構調整。由于企業內外部環境是動態變化的，“回復力”應是動態的，因此，上市公司目標資本結構也是動態調整的。從這個意義上來講，在企業目標資本結構動態調整過程中，宏觀經濟環境是一個不可忽視的因素。具體而言，在經濟繁榮時期，企業較易獲得外部資金，其向目標資本結構收斂的速度會較快；在經濟衰退時期，企業較難獲得外部資金，其向目標資本結構收斂的速度就相對較慢。據此，我們提出第二個理論假設。

H2:中國上市公司存在動態目標資本結構，其調整速度是順經濟周期變化的。

企業資本結構調整的速度與其受到的融資約束存在很大的關聯性，通常情況下，受到較強融資約束的企業，其資本結構不能快速地向目標資本結構調整，而沒有受到融資約束或融資約束程度較低的企業，其資本結構能夠較快地向目標資本結構調整。企業資本結構調整速度雖然能在一定程度上反映融資約束狀況，但二者并不是一一對應的關系。從理論上來講，當企業的實際資本結構無限接近于目標資本結構時，資本結構的調整速度可能很慢，甚至不需要做任何調整。在這種情況下，資本結構調整速度不能真實反映融資約束程度。因此，要想用資本結構調整速度來反映融資約束程度，首先必須弄清楚何種類型的企業可能會受到融資的約束。

從資本結構調整的角度來看，如果某種類型的企業向其目標資本結構收斂的速度比平均水平慢，我們就可以認為這類企業受到了融資約束。已有研究表明，企業受到的融資約束與其規模有關，大型企業一般不存在融資約束或融資約束程度較低，而中小企業往往存在較強的融資約束（Almeida et al.,2004;Christpher et al.,2011;Kenneth S Chan et al.,2012）。還有一些學者發現，企業融資約束與其所有權性質緊密相關，民營企業比國有企業受到了更多的融資約束（Poncet et al.,2010;祝繼高、陸正飛，2011）。中國的中小企業絕大多數是民營企業，其在規模和所有制方面均受到一定的歧視，企業會面臨較強的融資約束。在宏觀經濟不景氣時期，中小企業面臨的融資約束會進一步加強，并致使一些企業倒閉?；谝陨戏治?，我們提出第三個有待檢驗的假設。

H3:與大型企業相比，中國中小企業面臨較強的呈反經濟周期變化的融資約束，而國有股權可以在一定程度上緩解這種融資約束。

（二）模型設定

與以往兩階段動態部分調整資本結構模型不同，本文將基于資本結構調整速度來構建資本結構動態調整模型，對理論假設進行實證檢驗。企業資本結構調整速度會受到內外部因素的影響，考慮到資本結構調整速度取值位于[-1,+∞]區間，本文將基本模型設定為：

式中，ASLi,t為企業 i 在 t 時期的資本結構調整速度，Macrot為 t 時期的宏觀經濟變量，Xi,t為企業 i在 t 時期的企業特征變量，εi,t為隨機擾動項。

為了對假設 H1 進行實證檢驗，我們首先將總體樣本分為“具有國有股權性質的企業”（國有股比率大于 0）和“民營企業”（國有股比率等于 0）兩個子樣本，然后對這兩個子樣本分別進行考察。中國的國有股權改革具有漸進性特征，子樣本中企業的股權性質在不同時間段會有所不同，故我們利用基本模型（1）分別考察兩種不同股權性質企業資本結構調整方向的經濟周期性。此外，為了進一步探討兩種不同股權性質企業資本結構調整幅度的經濟周期性，在基本模型中，我們用宏觀經濟周期虛擬變量替換宏觀經濟變量，從而有：

式中，DMacrot為宏觀經濟周期虛擬變量。在不同的宏觀經濟周期，系數 準 的絕對值反映了其對資本結構調整幅度的影響。

如果企業的實際資本結構就是目標資本結構，則資本結構無需做任何調整；如果實際資本結構高于目標資本結構，則應向下調整，反之，則應向上調整。我們認為，企業目標資本結構的動態調整過程類似于彈簧振子圍繞其平衡點的振動過程，也就是說，如果企業的內外部環境能夠產生一種“回復力”,能在實際資本結構偏離某一平衡點時促使其回復到平衡點，就說明存在目標資本結構，并且這一“平衡點”

就是目標資本結構。為了驗證企業目標資本結構的存在性，我們在基本模型（1）中加入資本結構調整速度的一階滯后項，從而得到：

其中，ASLi,t-1為資本結構調整速度一階滯后項，γ 為上一期資本結構調整速度對本期資本結構調整速度的影響系數。如果 γ<0,說明上一期資本結構調整速度對本期資本結構調整速度具有負反饋作用，即存在一種“回復力”,能促使其回復到平衡狀態（目標資本結構調整速度），也就表明存在動態目標資本結構。在后面的經驗分析中，我們將對模型（3）進行估計，并且重點關注 γ 的符號。

為了考察宏觀經濟環境對企業動態目標資本結構收斂的影響，我們在模型（3）的基礎上引入宏觀經濟周期虛擬變量與資本結構調整速度一階滯后項的交叉項，從而得到：

其中，θ 為宏觀經濟周期對目標資本結構收斂的作用系數。當企業處于不同的宏觀經濟周期時，θ的取值如果不同，就意味著宏觀經濟周期對企業動態目標資本結構的收斂具有差異性影響。在經驗分析中，我們將對模型（4）進行估計，并且主要關注系數 θ。

為了檢驗融資約束與企業規模的關系，我們按照企業規模大小將總體樣本劃分為“大型企業”和“中小企業”兩個子樣本，利用模型（3）分別對兩個子樣本進行估計，并將估計結果與總體樣本估計結果進行比較，從而判斷哪類企業受到了融資約束。對于融資約束的周期性特征，我們將以“中小企業”子樣本作為分析對象，對模型（4）進行估計，從而檢驗中小企業融資約束的經濟周期性。為了進一步考察國有股權性質對中小企業融資約束的影響，我們在型（3）的基礎上引入所有權性質虛擬變量，構建了如下模型：

其中，Soet為所有權性質虛擬變量，具有國有股權性質的企業 Soet=1,民營企業 Soet=0;交叉項系數λ 反映了國有股權性質企業與民營企業在向目標資本結構收斂方面的差異性。我們在后面的經驗分析中，將以“中小企業”子樣本作為分析對象，對模型（5）進行估計，并且重點關注系數 λ。

四、變量與數據

（一）企業資本結構與資本結構調整速度

中國股票市場存在股權分置，流通市值并不完全能夠反映其股權價值，如果用市值杠桿來衡量資本結構，將會產生一定的偏差。為了盡可能地保證客觀性，本文運用賬面杠桿來衡量企業資本結構，即資產負債率產負債率（L）=\\(總負債/總資產\\)×100%.根據資產負債率，我們計算得到資本結構調整速度：

.

（二）企業特征變量。

除了資本結構，我們還利用多個變量來衡量企業特征，如表 1 所示。

（三）宏觀經濟環境變量

在經驗分析中，我們將用多個變量來衡量宏觀經濟環境，如表 2 所示。

（四）數據與樣本

本文經驗分析中所采用的名義 GDP、GDP 指數、股票籌資額、通脹率和企業債券發行額等數據來源于《中國統計年鑒》（2000~2012 年），其余原始數據來自于銳思金融數據庫。

本文選取在滬深兩市上市的 A 股上市公司作為研究樣本，時間窗口為 2001~2011 年。在研究樣本中，我們剔除了金融類、ST、*ST 及 PT 類上市公司，最終得到由 820 家上市公司 9 020 個有效觀測值構成的平衡面板數據。

五、模型估計及結果分析

（一）企業股權性質、資本結構調整與宏觀經濟周期。

中國企業的股權性質存在很大的不同，為了考察不同股權性質企業資本結構調整的宏觀經濟周期特征，我們將總體樣本分為“具有國有股權性質的企業”和“民營企業”兩個子樣本，對這兩個子樣本分別進行分析，分析是從資本結構調整方向和調整幅度兩個方面展開。如前所述，由于國有股權性質企業和民營企業受到不同的宏觀經濟因素影響，因此，在對國有股權性質企業和民營企業資本結構調整方向進行經濟周期性分析時，我們分別采用股權擴容規模（Ss）和信貸規模（Cs）作為衡量宏觀經濟環境的指標，對基本模型（1）進行估計。在考察兩種不同股權性質企業資本結構調整幅度的經濟周期性時，我們引入宏觀經濟周期虛擬變量（DMacro），對模型（2）進行估計，估計結果見表 3.

從資本結構調整方向的經濟周期性來看，對于國有股權性質企業而言，其資本結構調整與股權擴容規模（Ss）呈反向變化關系（系數為-2.814 2），并且其系數在 5%的置信水平上顯著不等于 0.此外，盈利能力、企業規模對國有股權性質企業的資本結構調整也有顯著的反向作用，而有形資產比率、股權集中度、股權流動性對國有股權性質企業的資本結構調整具有顯著的正向作用。對于民營企業而言，其資本結構調整與信貸規模（Cs） 雖然呈反向變化關系（系數為-0.078 1），但統計上并不顯著。同樣，盈利能力對民營企業的資本結構調整也具有反向作用，而股權集中度對民營企業的資本結構調整具有顯著的正向作用。

從資本結構調整幅度的經濟周期性來看，宏觀經濟周期虛擬變量（DMacro）系數的絕對值表明，不管是國有股權性質企業還是民營企業，其資本結構調整速度都呈現出順經濟周期特征，但在統計意義上并不顯著。由此，我們得出如下基本結論：國有股權性質企業的資本結構調整方向具有顯著的反經濟周期特征，其資本結構調整幅度具有不顯著的順經濟周期特征；民營企業的資本結構調整方向具有不顯著的反經濟周期特征，其資本結構調整幅度也存在不顯著的順經濟周期特征。

（二）目標資本結構與宏觀經濟周期

為了檢驗中國上市公司是否存在目標資本結構以及宏觀經濟周期對目標資本結構有何影響（假設H2），我們使用總體樣本數據對模型（3）、（4）進行估計，結果如表 4 所示。

從表 4 模型（3）的估計結果中可以看出，資本結構調整速度一階滯后項（ASLt-1）的系數為-0.064 6,并且在 1%的置信水平上顯著不等于 0,說明上一期的資本結構調整速度對本期的資本結構調整速度具有顯著的負反饋作用，存在一種“回復力”,能促使其回復到平衡狀態，即存在目標資本結構調整速度，進而說明存在動態目標資本結構?；貧w結果還顯示，宏觀經濟周期對企業資本結構調整速度產生了顯著的正向作用，上市公司的資本結構調整速度是順經濟周期變化的：在經濟繁榮時期，公司資本結構更容易獲得調整；在經濟衰退時期，公司資本結構不易得到快速調整。這一結論與已有研究文獻是吻合的（Hackbarth et al.,2006;Drobetz & Wanzenried,2006;Douglas et al.,2010）。

從模型（3）的估計結果中還可以看出，企業的股權集中度對其資本結構調整速度具有顯著的正向作用，即股權集中度越高的企業，其資本結構調整速度越快，反之，資本結構調整速度就越慢。其原因在于，股權集中度越高，企業融資決策過程中的分歧就越小，各方越容易達成共識，資本結構也就越能得到快速調整。此外，模型（3）的估計結果還顯示，企業規模和發展機會對資本結構調整速度具有較為顯著的反向作用，說明規模越大、越具有發展機會的企業，其資本結構調整速度越慢。之所以會出現這種現象，是因為規模越大、越具有發展機會的企業，其資本結構越接近于目標資本結構，因而不需要對資本結構做過多的調整。為了進一步考察宏觀經濟環境對企業動態目標資本結構收斂的影響，我們對模型（4）進行了估計。

從表 4 中模型（4）的估計結果來看，除宏觀經濟處于蕭條時期（DMacro 取值為 1）之外，宏觀經濟周期虛擬變量與資本結構調整速度一階滯后項的交叉項（DMacrot·ASLt-1）系數雖然都大于 0,但其隨著宏觀。

經濟的上行呈遞減趨勢。另外，資本結構調整速度一階滯后項（ASLt-1）的系數為負值，反映了其向目標本結構收斂的速度。因此，我們可以得出這樣的結論：隨著宏觀經濟的上行，宏觀經濟周期因素對企業向動態目標資本結構收斂的抵消作用逐漸減弱。

這意味著，在宏觀經濟繁榮時期，企業向目標資本結構收斂的速度更快；在宏觀經濟衰退時期，企業向目標資本結構收斂的速度明顯放緩。以上的分析證實了假設 H2,即中國上市公司存在動態目標資本結構，并且目標資本結構收斂速度是呈順經濟周期變化的。

（三）企業融資約束、宏觀經濟周期性與股權性質

從資本結構調整速度的角度來看，如果某種類型企業向目標資本結構收斂的速度比平均水平慢，就說明這類企業受到了融資約束。已有研究表明，與大企業相比，中小企業通常會面臨融資約束。為了實證檢驗中國中小企業是否存在融資約束，我們分別利用“大型企業”和“中小企業”兩個子樣本對模型（3）進行估計，并將估計結果與總體樣本估計結果進行比較，從而判斷中小企業是否受到了融資約束，估計結果如表 5 所示。

從表 5 中可以看出，不管是大型企業還是中小企業，資本結構調整速度一階滯后項（ASLt-1）的系數都小于 0,并且在 1%的置信水平上顯著不等于 0,說明不同規模、類型的企業都存在動態目標資本結構。

將大型企業和中小企業子樣本的估計結果與總體樣本進行比較后可以發現，大型企業向目標資本結構收斂的速度要明顯快于平均水平和中小企業的收斂速度，而中小企業向目標資本結構收斂的速度不僅慢于大型企業，而且明顯慢于平均水平。這意味著，與大型企業相比，中國中小企業確實存在較強的融資約束。

為了進一步考察宏觀經濟周期和國有股權性質對中小企業融資約束的影響，我們以“中小企業”子樣本作為分析對象，分別對模型（4）和模型（5）進行估計，估計結果如表 6 所示。

表 6 中模型（4）的估計結果顯示，除宏觀經濟處于蕭條時期（DMacro 取值為 1）之外，宏觀經濟周期虛擬變量與資本結構調整速度一階滯后項交叉項（DMacrot·ASLt-1）的系數均大于 0,但總體上呈遞減趨勢。由于資本結構調整速度一階滯后項（ASLt-1）負值系數反映了其向目標資本結構收斂的速度，所以，我們可以得出這樣的結論：隨著宏觀經濟的上行，宏觀經濟周期因素對中小企業向目標資本結構收斂的抵消作用逐漸減弱，也就是說，中小企業向目標資本結構收斂的速度呈現出順經濟周期的變化。另外，由于中小企業存在較強的融資約束，其向目標資本結構收斂的速度實際上反映了其融資約束程度，即收斂速度越快，融資約束程度就越低；收斂速度越慢，融資約束程度就越高。因此，中國中小企業的融資約束呈現出反經濟周期變化的特征。

由表 6 模型（5）的估計結果可知，國有股權性質虛擬變量與資本結構調整速度一階滯后項交叉項（Soe·ASLt-1）的系數為正，說明中小企業的國有股權性質在一定程度上阻礙了其向目標資本結構收斂的速度，也就是說，與民營中小企業相比，具有國有股權性質的中小企業融資約束程度不僅沒有降低，反而提高了。然而，從統計的顯著性來看，不同所有權性質中小企業之間的這種融資約束差異性并不顯著。中小企業的國有股權性質不僅沒有在減少融資約束方面發揮積極的作用，反而起到了一定的負面作用，這似乎與預期相矛盾。其原因可能是，具有國有股權性質的中小企業實際上處于“夾心層”:一方面，由于規模歧視，其不能享受所有制帶來的融資優越性；另一方面，由于具有“國有”性質，其不能完全像民營企業那樣通過市場機制來進行融資，由此導致了融資約束程度偏高。

六、研究結論

本文基于企業資本結構調整速度的視角，構建了資本結構動態調整模型，并利用 2001~2011 年中國滬深兩市 A 股上市公司的數據，考察了不同所有權性質上市公司資本結構調整速度的宏觀經濟周期性差異，驗證了動態目標資本結構的存在性及宏觀經濟環境的影響，以及中小企業融資約束的存在性、宏觀經濟環境與國有股權性質對融資約束的影響，并得出四個基本結論。

其一，中國上市公司的資本結構調整速度受到外部宏觀經濟環境和內部企業特征因素的影響，在宏觀經濟繁榮時期，上市公司的資本結構調整速度較快，而在宏觀經濟衰退時期，資本結構的調整速度較慢。股權集中度越高、規模越小、發展機會越少的企業，其資本結構調整速度越快，而股權集中度越低、規模越大、越具有發展機會的企業，其資本結構調整速度越慢。

其二，對于不同股權性質的上市公司而言，其資本結構調整并不存在明顯的差異。國有股權性質企業的資本結構調整方向具有顯著的反經濟周期特征，而民營企業的資本結構調整方向具有不顯著的反經濟周期特征。不同股權性質的企業，其資本結構調整幅度均具有不顯著的順經濟周期特征。

其三，中國上市公司不僅存在動態目標資本結構，而且企業向目標資本結構收斂的速度是順經濟周期變化的。在宏觀經濟繁榮時期，企業向目標資本結構收斂的速度較快，而在宏觀經濟衰退時期，企業向目標資本結構收斂的速度明顯放緩。

其四，與大型企業相比，中小企業面臨較強的融資約束，其融資約束呈現反經濟周期變化特征。從國有股權性質對中小企業融資約束的影響來看，國有股權性質不僅沒有減少反而增強了中小企業的融資約束，但這種融資約束的差異性在統計上并不顯著。

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