市场择时与资本结构文档格式.docx
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可能也是最令人信服的一种观点，在Graham和Harvey2001年的管理层进行股市择时的匿名调查中发现，2/3的财务总监同意在发行股票时股票价值被高估或低估的程度是一项重要的或非常重要的考虑，并且基本同样多的人认为“如果其股票价格最近处于上涨中，他们愿意出售股票的价格也会比较高”（第216页）。
总体上，这次调查关于决定发行普通股考虑的十个因素中，股票市场价格被认为是远比其他九个因素重要的条件，也是在发行可转换债券时考虑的五个因素中比他四个因素更重要的条件。
本文中，我们寻求股市择时是怎样影响资本结构的。
基本问题是市场择时的影响是短期的还是长期的。
一种是认为至少存在一种短期的机械影响。
然而，就像标准资本结构理论中建议的那样,如果企业随后调整了市场择时这一财务决策的影响，那么市场择时对资本结结构没有持久性的影响。
因此市场
1在Taggart（1977）,Marsh（1982）,Asquith和Mullins（1986）,KoraJczyk,Lucas和McDonald（1991）,Jung,Kim,和Stulz（1996）,Hovakimian,Opler和Titman（2001）研究中，经验式的股票发行是在市值较高时。
在Loughran,Ritter和Rydqvist（1994）,Panetta,和Zingales（1998）研究中，最初的股票发行与高价值是一致的。
在Ikenberry,Lakonishok,和Vermaelen（1995）的研究中，低价时进行回购。
2根据Stigler（1964）,Ritter（1991）,Loughran和Ritter（1995）,Speiss和Affleck-Graves（1995）,Brav和Gompers（1997）,Jegadeesh（2000）的研究，净的不良宣告效果将会使股票发行人的后续收益较低，并且市账比越高的发行人收益越低。
在Ikenberryetal.（1995）的研究发现，回购者的收益较高，并且市账比越低的回购者收益越高。
但是并不是所有的学者都认同上述结果是市场择时成功的表现，在Eckbo,Masulis和Norli（2000）的研究中认为公司层面的这一结果反映了权益发行者的风险较低。
并且Foam（1998）的研究提出了几个对公司层面的结果的质疑。
在Baker和Wurgler（2000）的研究中，表明在总的权益债务发行中权益发行的份额较高也预示着市场的回报率将比较低。
这一市场层面的结果与公司层面的结果一致，这样就避免了公司层面研究时特有的方法论上的困难。
3见Loughran和Ritter（1997），Rajan和Servaes（1997）,Teoh,Welch,和Wong（1998a,1998b）,Denis和Sarin（2001）的研究
择时对于资本结构的意义是一个实证问题。
本文的结果与市场择时对资本结构具有强大，持久的影响这一假设一致。
主要发现有：
以市场价值账面价值比衡量的市场价值较高时筹集资金的企业一般具有较低的杠杆；
而选择在市值较低时筹集资金的企业一般是那些高杠杆企业。
我们用传统资本结构回归来证明这一结论。
杠杆是相关变量，外部融资加权平均的市场价值账面价值比是独立变量，这个变量是企业历史市场价值账面价值比的加权平均，比如对那些市场价值账面价值比较高时进行外部融资（债务或股权方式）的企业给予较高的权重。
这样，基本的回归结果表明：
杠杆与加权平均的历史市值高度负相关。
历史市值对资本结构的影响在经济上是显著的并且得到了统计数据的支持。
不论使用账面或者市场价值衡量杠杆还是包括不同控制变量的结果都证明这种关系是显著的。
历史市值对资本结构的影响也是持久的。
我们将分别使用三用不同的方法来证明这种持久性。
第一种是控制当前市账比后对杠杆进行回归。
这样就仅仅从公司内部的时序变化中挑选数据进行加权平均。
这些变化有助于解释资本结构结果这一事实暗含了市场价值的临时波动会导致资本结构的长久变化。
第二种证明持久性的方法是控制初始的资本结构水平，然后进行回归，看随后的市值波动是如何使资本结构偏离初始水平的。
第三种证明持久性的方法是检验加权平均市账比的滞后价值的作用。
结果表明历史市值的效果长达10年之久。
例如：
即使是控制了1999年的市帐比的值，2000年的资本结构受到1990年及其以前的市账比的影响仍然强烈。
总之，市场价值的波动对资本结构具有长期的影响，用传统的资本结构理论很难解释这一结果。
在权衡理论中，市账比是投资机会，风险，代理和其他最优杠杆率决定因素的指示器。
权衡理论表明市账比或者其他任何变量的临时波动产生的影响也应该短暂的。
然而事实表明市账比的作用是持久的。
Myers（1984）年的啄序理论认为逆向选择会使管理层完全避免发行股票。
一种动态的观点认为有大量投资机会出现的企业会降低杠杆，以避免未来的股权融资需要。
然而啄序理论很难解释杠杆和很久以前的投资机会之间强烈关系。
标准观点暗含了高投资期间会推高杠杆使债务水平增加，而不是我们结论中的降低。
在Zwiebel（1996）年的资本结构的管理壕沟理论中，高的市场价值容易使管理层则加权益的同时也会使他们形成一种根深蒂固的抵制债务融资的思想，即便这种债务融资是为了保持最优债务水平所必须的债务。
然而这种观点与我们一般的结论一致，这种理论中管理层通过不进行事后债务水平调整来剥削现有投资者。
但是之前关于收益管理和长期回报的研究表明管理层总是会损害新投资者利益的。
我们认为关于这一结果的一个简单而比较可信的解释是资本结构是历史市场择时企图的累积结果。
这是关于资本结构的一个简单的理论，但是就我们所知，在以前的研究中从来没有人明确的表达这一观点。
在我们之前关于市场择时有两种观点。
一个是Myers和Majluf（1984）年的理性管理层和理性投资者观点，不同企业，不同时点的逆向选择与市帐比呈负相关。
第二种观点是管理层认为投资者是非理性的，并且会在权益成本相对较低时发行股票。
这种观点可以解释市帐比的变化是管理层意识到市场错误定价的表现这一结果。
为了解释历史市值实证效果的持久性，两种观点都需要调整可能是与逆向选择有观点的成本，降低消除市场择时的欲望。
我们的结果不偏向任何一种观点，但是收益管理和长期回报的研究结果都是支持第二种观点的。
文章的接下来的部分安排如下。
I部分研究资本结构与历史市帐比之间的关系。
II部分讨论上述研究结果。
III部分结论。
附录部分进行了更进一步的稳健性测试。
I资本结构与历史市场价值
之前的研究表明单个财务决策行为依赖市帐比。
这里我们要证明历史市帐比对资本结构的累积影响。
这里主要的问题是市帐比对资本结构的影响是不是通过净权益发行来实现的。
市帐比的影响是不是持久的以助于解释截面杠杆。
A统计数据与总结
我们的样本数据主要来源与COMPUSTAT数据库中的企业，这样我们就可以确定其IPO日期了。
知道企业的IPO日期可以使我们检测企业IPO前后的杠杆变化，而IPO本身就是一项与市帐比相关的重要财务决策行为。
知道IPO的日期也可以使我们研究杠杆从一个固定的初始值怎样变动的轨迹。
为了形成有效地样本，我们从数据库中所有曾在1968年到1999年间的任一时点出现在数据库中的企业开始。
首先，我们限制样本范围为在1968到1998年间我们可以确定其IPO日期的企业。
IPO日期JayRitter提供的1968到1995年间数据和SDC（证券数据公司）提供的1970到1998年间的数据，我们选择SDC中从Ritter数据中无法得到的数据。
Ritter和SDC的数据是COMPUSTAT数据库中采样期间公开发行过的小样本。
然后，我们定义数据库中IPO时公布市场价值的那一年为第一年。
进一步的我们限制样本范围为剔除SIC代码介于6000到6999之间的金融企业，账面总资产小于1000万美元的企业也被剔除，剔除IPO后到存在于数据库期间没有资产方面完整数据的企业。
最后剔除下述讨论中资本结构和市帐比的观测值存在异常的企业。
我们重点研究IPO时样本，就是说我们研究的小样本保持IPO时间为一个常数来衡量年数。
在IPO后的第一个财务年度末观测到的样本企业数量为2839，第二年为2652（我们记为IPO+1年），等等。
第十年观测数量降为715家企业。
IPO后样本数量的持续减少是由于并购，破产，1999年所有数据都被截止，其他引起企业退出数据库的因素等等。
更清楚的讲，每一个IPO+k的小样本都是仅仅包括哪些IPO后寿命长于k年的企业。
表I资本机构和融资决策的统计总结
杠杆和资产变化的组成部分的均值与标准差。
账面杠杆=账面债务/资产，用百分比来表示。
在这张以及接下来的表格中，我们剔除哪些账面杠杆大于1的观测值。
市场杠杆=账面债务/（总资产-账面权益+市场权益），也是用百分比来表示的。
净权益发行率（e/A）=（账面权益的变化-留存收益的变化）/资产。
新增留存收益率（ΔRE/A）=留存收益的变化/资产。
净债务发行率（d/A）=剩余资产的变化/资产。
所有的样本观测值满足数据可得，非金融企业，资产和市帐比符合要求。
A部分是已知IPO日期的企业用IPO方式表示年份的结果，B部分是数据库中所有企业用普通日历表示时间的结果。
表1的A部分总结了样本的杠杆和融资。
我们定义账面债务=总资产（数据库中第6项）-账面权益。
定义账面权益=总资产-总负债（181项）—优先股（10项）+递延税（35项）+可转换债券（79项）。
如果优先股数据不可得就用其清算价值（56项）来代替。
那么定义账面杠杆=账面债务/总资产，我们剔除那些账面杠杆大于1的样本观测值4。
定义市场杠杆=账面债务/（总资产-账面权益+市场权益），定义市场权益=普通股股数（25项）*每股股价（199项）这些定义都是沿用Fama和French（2000）研究中的定义。
IPO前一年的账面杠杆，我们也称之为IPO前的价值通常可以从数据库中得到。
使用这样的定义，账面权益=资产负债表中的留存收益+实收股本，定义净权益发行率（e/A）=（账面权益的变化-资产负债表中留存收益的变化）/资产，定义新增留存收益率（ΔRE/A）=留存收益的变化/资产。
定义净债务发行率（d/A）=剩余资产的变化/资产5。
表I表明，毋庸置疑，IPO后账面杠杆出现急剧下降。
在接下来的10年内账面杠杆开始进行缓慢回升，同时市场杠杆的回升幅度大
于账面杠杆。
账面杠杆的变化趋势是一个长期过程，而非偶然波动。
小样本企业的账面杠杆回升速率大约为5%（未经证实）。
从财务活动的角度来考虑，最值得注意的结果是IPO后的时间里企业向债务融资方式的迅速转变，标志着企业在平均财务活动中向稳健模式的转变。
注意，在我们对财务活动的定义下，资产的变化=净权益发行+净债务发行+新增留存收益。
表格中数据表明通常IPO资产的变化近50%部分由净负债来驱动，35%来自于净权益发行，只有15%是由新增留存收
4观测时数量的下降取决于被分析的样本。
在账面价值上，根据杠杆的限制IPO+1就有47家企业被剔除，IPO+10年有28家企业被剔除。
因为市场价值不可能小于0，所以市场杠杆不可能大于1，因此杠杆限制对市场杠杆的样本没有作用。
5我们也从现金流的角度定义了权益和债务。
权益发行=普通股和优先股的售出（108项）-普通股和优先股的回购（115项），债务发行=长期债务的发行（111项）-长期债务的偿还（114项）+当前短期债务的变化（301项）这对一下结果基本没有影响。
我们偏向于资产负债表式的衡量，因为现金流量式的数据是从1971年开始的，并且更容易有数据丢失。
而资产负债表式的数据保存的更加完整并且可以从COMPUSTAT数据库中直接得到。
益创造。
这种结论在截面数据分析中广泛存在，然而事实上资产的变化通常是负的。
与IPO样本对比，表格I的B部分研究对象是1970到1999年间COMPUSTAT数据库中所有企业。
这个所有企业样本没有附加IPO日期已知这一筛选标准。
更清楚的讲这个所有企业样本是包括对同一家企业多次观察的日历时间衡量的样本值，并且是对样本作为一个整体来进行分析的，并不是对幸存企业的小样本进行分析。
相反，IPO+k年样本是每一个生存了k年的观测值的小样本，总体企业样本也排除金融企业，总资产数据有缺失的企业，账面资产数额比较小的企业和个别观察值异常的样本。
该样本的当前日历时间上的趋势包括市场杠杆的下降，权益发行的上升，内部融资的下降。
市场杠杆的下降反映了在1990s末历史市值普遍偏高。
权益发行的相应增长是市场择时的暗示。
这些趋势同样反映了在1999年COMPUSTAT数据库中有大量企业公开发行上市。
B杠杆的年度变化决定因素
虽然之前关于市场择时有证据，但是市帐比对杠杆变化的净作用效果并不明显。
具有高市帐比的企业通常也会有较快的成长速度，可能也会发行与权益同样多的债务。
这里我们要证明市帐比对杠杆的年度变化的净作用效果。
然后我们对杠杆的变化进行分解来检验这种作用是否是通过净权益发行来实现的，就像市场择时说的那样。
我们的重点关注是市帐比，但是为了完成一套基准的控制变量，我们还要用Rajan和Zingales（1995）在几个发达国家发现的与杠杆有关的其他三个变量。
他们是：
有形资产，利润和企业规模。
市帐比可能与投资机会和市场错误定价有关，我们证明这些变量与杠杆之间的关系之后再进行更加详细的讨论。
根据定义市帐比=（资产-账面权益+市场权益）/资产。
当市帐比远远大于10时，我们就舍弃该观测值。
有形资产可以被用作担保，因此它应该对应高杠杆。
有形资产比率=包括厂房，土地等财产，设备（8项）等地有形财产/总资产，用百分比的形式来衡量。
利润与内部可用资金来源相关，因此根据融资啄序理论应该会导致杠杆的降低。
在Modigliani和Miller条件下从不相关留存收益的角度，或者在更现实的税收环境中从留存收益的税收优惠角度可能这种关系会引起“中性突变”。
另一种假设认为盈利企业面临更多的现金流问题，因此根据Jensen（1986）的观点认为有效的管理可能也需要更高的杠杆。
这里利润被定义为在扣除利息，税收，折旧之前的收益（13项）除以总资产，用百分比来衡量。
如果大企业更加可能进入财务危机的话，规模应该与杠杆程正比。
规模用净销售的对数来衡量（12项）。
表格II研究了这些变量对杠杆的年度变化的影响。
研究模型
表II
杠杆及其组成部分的年度变化的决定因素
对账面杠杆及其组成部分关于市帐比，固定资产，利润，公司规模和滞后杠杆进行普通最小二乘回归回规模型如下：
我们不讨论a和f的情况。
定义市帐比=（资产-账面权益+市场权益）/资产，除了IPO当年的以外的第t年数据用t-1年数据来衡量。
当市帐比的取值大于10我们就放弃该观测值。
固定资产比率=包括厂房，土地等财产，设备等地有形财产/总资产。
利润率=折旧前的可支配收入/资产。
公司规模取销售额的对数。
A部分是杠杆的总变化，B部分是经发行权益引起的账面杠杆的变化，C部分是新增留存收益部分，D是资产增长部分，括号内是t检验数值
我们在IPO样本的IPO间进行该模型的回归。
例如A部分IPO那一行表示IPO之前和IPO当年年末的杠杆变化；
IPO+1那一行表示从IPO当年年末与IPO+1年年末之间的杠杆变化，等等，以此类推。
，最后一个变量是滞后杠杆，之所以要包含是因为对杠杆的范围应该限制在0到1之间。
当杠杆的取值靠近其中任一边界値时，不论其他变量的取值为多少，杠杆的变化只有一个方向。
如果不控制滞后杠杆，可能会掩盖了其他变量的作用。
因此滞后杠杆起负作用（这一结论未被证明）。
下面是更有意思的结果。
高市帐比的净作用效果是低杠杆。
在IPO+3年，市帐比的标准差每变动一个单位，对应杠杆降低1.14个百分点。
这与企业在市值较高时发行权益的观点一致，但是他没有给出这种低杠杆结果是通过哪种渠道来实现的，比如是通过高留存收益还是低负债。
另外一栏表明有形资产会增加杠杆。
（有形资产每一标准差变动对应杠杆变化0.69个百分点），利润会降低杠杆（每一标准差对应1.40个百分点），规模会增加杠杆（每一标准差对应0.95个百分点）6。
这些结果与之前的理论都是一致的。
Fama-Macbeth对COMPUSTAT数据库中所有企业在普通日历时间条件下进行回归的结果也没有新的结论，这
6本段比较数据的是由表II的A部分IPO+3那一行的系数和样本的独立变量的标准差计算出来的，-1.14=-0.39*1.23，这里1.23是滞后杠杆在IPO+3年的标准差。
0.69=0.03*23.01，这里23.01是滞后有形资产在IPO+3年的标准差的百分比形式。
-1.40=-0.10*14.02这里14.02滞后利润在IPO+3年的标准差的百分比形式。
0.95=0.69*1.37，这里1.37是滞后的销售收入的对数形式在IPO+3年的标准差。
里为了节约空间就省略不说。
表格II的另外一部分是杠杆的变化是如何产生的。
杠杆变化可以被分解成如下部分：
该模型将杠杆的变化分解成权益发行，留存收益，和其他三部分，其他部分取决于权益发行，债务发行和新增留存收益综合起来的资产总增长。
表II最下面三部分是分别对杠杆变化的三个组成部分关于市帐比和其他变量进行回归。
这可以让我们确定市帐比对杠杆变化的影响是不是通过净权益发行来实现的。
结果表明市帐比对杠杆变化的影响的确是通过净权益发行来实现的。
B部分表明搞的市帐比对应高的新股发行，与Marsh（1982）及其它人（注意到这些相关变量）的结果一致，C部分显示市帐比与留存收益之间的相关性并不十分紧密，排除了市帐比影响杠杆是因为他预测了收益这种可能性。
D部分表明市帐比与资产增长正相关，即高资产会增加杠杆。
这反映了市帐比在净发行权益，净发行债务以及新增留存收益上的总体效果7。
根据模型
（2）B、C、D三部分系数的总和应等于A部分的效果。
结果清楚地表明市帐比对杠杆的影响是通过净权益发行。
表II的另外一栏是有形资产，利润和规模的影响结果。
最有意思的两个部分也是最没价值的部分。
首先，利润对杠杆变化的影响从根本上讲是因为留存收益。
盈利企业会少发行股票，对应高杠杆，但是这种效应会被较高的留存收
7D中的系数大部分为正，因为增加净发行权益占资产的比率并不是总能降低杠杆。
由净发行权益占资产的比率衍生出来的净债务发行占资产的比率为：
仅仅当D∈/A时增加净权益发行占资产的比重才会降低杠杆。
益效应给抵消，因此较高的利润的总体效应是降低杠杆。
第二，IPO时企业规模起着重要作用。
A部分表明IPO时大企业的杠杆下降的更少一些。
B部分表明这是因为大企业发行的股份占其资产的比重比较小。
C：
杠杆的决定因素
我们已经证明市帐比会影响杠杆，短期内可能主要是通过净权益发行来实现，这是否有助于我们理解杠杆的截面数据取决于持久性。
市场择时可能只是一个局部性的机遇，它的影响能很快被调节。
或者如果管理层不去调整成目标杠杆，市场择时就可能会有持久性的影响，并且历史价值就可以解释为什么杠杆比率会有不同。
这里我们将论证哪种是实证分析的结果。
我们对Rajan和Zingales（1995）提出的控制变量和一个与总结市值相关历史变动的变量做对杠杆的回归分析，这个变量是“外部融资加权平均市帐比”，对于一个给定的时间，该变量被定义为：
这里的求和是从IPO那年开始（如果是数据库中所有企业样本是从进入数据库的第一年开始，即股价存在的时间）这里e和d还是指净权益和净债务，跟前面定义一样。
该变量对那些在市帐比较高和反替代时进行外部融资的企业的取值也较高。
该加权系统的直接目的是因为外部融资事件是改变杠杆的重要行为。
因此，对于那些做出明显的外部融资决策的观测值我们给与更高的权重，不论这种决策最终是进行债务融资还是股权融资。
这个加权平均的市帐比要比滞后的市帐比更好，因为，对于每一家企业，它都精确的挑选出那些滞后数据是更相关的。
计算这些变量时我设定最小的权重为0。
如果M/Befwa的取值大于10，8同样我们也放弃该观测值。
不允许负权重是因为我们要保
8观测值的下降取决于被分析的样本。
在账面杠杆上该限制使IPO+1年的企业减少了27家，IPO+10年的企业减少1家。
在稳健性检验中我们将放松该限制
证我们是构成一个加权平均。
另外，在每一个时期外部融资总量增加
时该权重可能不会增加，这可能就会违背权重应反映资本结构最有可能发生变化的时间的初衷。
任何一项中，0比重代表当年市值信息在该变量中没有体现9。
为了比较这些杠杆决定因素的每一个单变量的解释力量，图1展示了IPO时每一个单变量回归的R2的值。
回归的基本模型是：
这里X包括了Rajan和Zingales（1995）给出的四个变量，Fama和French（2000）研究中关于资本结构决定因素的另外四个变量，并且
图I
随着企业寿命增加资本结构决定因素的单变量解释力度
R2是账面杠杆关于资本结构决定因素的单变量普通最小二乘回归值。
回归模型违（4）式，账面杠杆=账面债务/资产。
我们考虑八个变量，并且每个变量给出来年高中计量方式。
实现是t-1年的值。
外部融资额=净发行权益+净发行债务。
如果该取值为0，则其权重就设为0.市帐比=（资产-账面权益+市场权益）/资产，如果市帐比大于10，就剔除该观测值。
固定资产比率=将财产、厂房、设备等/资产。
企业规模定义为净销售额的对数形式。
普通股股利用账面权益和市场权益两种方式来衡量。
折旧支出要用资产规模来体现，研发支出=研发费用/资产
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