上市公司融资决策从众行为研究
唐国琼
(西南财经大学
朱 伟
成都 610074)
【摘要】 本文将Lakonishok、Shleifer~Vishny(1992)的从众行为指标与Fflbeck、Gorman~,Preece(1996)的变数相结
合 ，构建从众解释变量，并将其代入企业融资的多元线性回归模型，对我国1998～2005年共计4 158家沪市上市公司8#-的年
平均数据进行实证分析 ，以探讨上市公司融资行为是否具有从众性。
【关键词】从众行为 领导者变量 公司特性变量
上市公司资本结构的决定因素有很多，主要包括公司规
模、获利能力、成长性、资产抵押价值、税盾、营运风险、股利
政策、短期偿债能力、产业因素等。本文运用行为金融学的一
些研究方法对上市公司的融资决策行为进行实证研究 ，以检
测上市公司融资决策行为是否具有从众现象。
一
、实证研究设计
迄今为止 ，对从众行为的探讨大多是针对一般投资人
或机构投资人的行为。但我们认为，处于新兴资本市场的我
国上市公司，特别是公司融资决策者基于名誉的考虑而很
有可能跟随其他公司的融资决策，从而产生融资决策的从
众行为。
本文拟 以负债权益 比和权益资产 比分别表示负债融资
与权益融资的被解释变量，相关的解释变量则包括公司规
模 、成长机会 、获利能力、经营能力、偿债能力、股利政策等 ，
从众变量则参考Lakomshok、Shleifer和Vishny(1992)构建 的
从众行为指标。 ．
1．chow检验。本文采用的是1998~2005年共4 158家沪市
上市公司在这8年中的非平衡的面板数据。根据面板数据建
模的方法 ，有随机效应模型、固定效应模型和变异系数模型。
根据chow检验结果可知，如果接受固定效应不存在的原假
市公司向关联股东单独增发股票，用以收购关联股东的资
产 ，从而实现资产证券化 ，这实质上是一种双重关联方交易
行为。
五 、建议
股权分置改革消除了阻碍上市公司发展的根本性制
度缺陷，修订后的《公司法》也对关联方交易进行了明确
的原则性规定 ，但是针对新的制度环境下关联方交易的
变化 ，我们认为可以采取 以下几点措施对关联方交易进行
规范 ：
1．完善公 司治理结构，强化信托责任观念。独立董事可
以代表中小股东对控股股东或公司其他关联人士的交易行
为进行监督，对关联方交易的公允性发表意见。因此应继续
推行独立董事制度，要使每一个上市公司董事会中的独立董
事人数至少占一半以上 ，以对涉嫌不公允的关联方交易进行
阻止。然而更为重要的是要培育、强化大股东和职业经理人
的职业道德意识，只有建立起重视信托责任的企业文化和社
会文化，上市公司控制方在进行关联方交易时才会 自觉遵循
法律和道德规范，公允地进行交易并予以及时披露。
2．尽快完善关于上市公司与高层管理者之间进行关联
方交易的法规体 系。公司的高层管理者 、主要投资者及与其
关系密切的家庭成员直接或间接控制的企业和可能导致公
司利益转移的其他关系人构成上市公司的关联方，他们与上
口 ·12-财会月刊(理论)200Z J
市公司进行不平等的交易时隐蔽性和危害性更大。
我国现有的关联方交易规制政策主要是针对上市公司与
其母公司之间的关联方交易。监管机构应根据我国的实际情
况 ，对涉及高层管理者与上市公司之间的关联方交易的批准
制度、排除制度、撤消制度 、达到什么数额必须披露、什么要
事先披露 、什么要事后披露等做出明确完善的规定，并加强
对此类关联方交易的监管。
3．对大股东的增持或减持股票、定向增发股票等做 出具
体的严格规定，加强监管，严厉惩处违规者。全流通后大股东
行为将直接影响股价。为了防止大股东利用虚增利润而套
现，或在抽空上市公司后低价增持股票 ，以及在定 向增发股
票前人为压低股价，降低大股东的持股成本，从而的低价向
关联股东定向发行股份 ，损害中小股东利益，监管机构应对
大股东在二级市场上的股票交易行为进行规范 ，对定向增发
过程中拟注入上市公司资产的真实质量状况及资产定价的
公平性 、公允性等应当严加监管，对违反规定者要从重处罚。
主要参考文献
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2．杨 有红 ．股权 分 置改 革后 财 务 管理 的 变化 ．新理 财 。
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业 活力 ，2005；6
维普资讯
设，就应采用混合效应模型。因此，本文首先对1998～2005年
所有产业建立混合效应模型，然后分产业对样本进行回归分
析。这样对企业融资决策的从众行为的研究更深入 ，更具合
理性与正确性。
2．研究期间、研究样本与变量定义。本文的研究期间为
1998~2005年，并使用此期间中CSMAI~数据库中数据齐全无
缺值的沪市上市公司 (不包括金融类公司 )为研究样本，共
计有4 158家。
本文用负债权益 比或权益资产 比作为企业融资模式的
被解释变量 ，而企业特性面的解释变量的操作性定义如表 1
所示 ：
表 1 企业解释变量定义
解释变量 计 算 公 式
规 模 X1 公司规模=ln(资产总额)
X2 资产净利率 获利能力
X3 权益净利率
X4 主营业务收入增长率：(营业收入净额一前姆
成长性 营业收入净额)／前期营业收入净额
X5 市盈率
资产抵押价值 x6 (存货+固定资产)／资产总额
非负债税盾 X7 折旧／资产总额
现金股利支付率 X8 普通股每股现金股利／每股盈余
X9 流动比率 流动资产／流动负债
偿债能力 速动比率 (流动资产一存货一预付款项一其他 X
lo 流动资产)／流动负债
经营能力 X11 应收账款周转率=营业收入净额／应收账款平
均余额
经营风险 X12 经营杠杆系数
托宾Q值 X13 (市值+长期负债)／资产总额
从众变量则参考LSV(1992)所定义的从众行为指标H
值。但因公司融资决策者的多元融资方式无法以类同于基金
经理人同时站在买方或卖方的方式构建从众指标 ，故本文将
其与Filbeck、Gorman和Preece(1996)的变数相结合 ，以构建
下述负债与权益融资决策的从众行为的代理变量：
(1)以当年度分产业公司规模前10％的公司平均负债权
益比及权益资产比作为领导者变量 (从众变量1)。
(2)以当年度分产业公司规模前1 1％～50％的公司及全
部公司的平均负债权益比与权益资产 比作为从众变量2与从
众变量3。
Hlkt(分产业公司规模前10％的公司负债权益比或权益
资产 比)：∑当年度分产业公司规模前10％的负债权益比或
权益资产比／当年度分产业公司规模前10％的公司数 (1)
H2kt(分产业公司规模前11％～50％的公司负债权益比或
权益资产比 )=∑当年度分产业公司规模前11％～50％的负债
权益比或权益资产kt／当年度分产业公司规模前11％～50％的
公司数 (2)
H3kc(分产业当年度全部公司的平均负债权益比或权益
资产比 )：∑当年度分产业全部公司的负债权益比或权益资
产比／当年度分产业全部公司数 (3)
负债融资与权益融资决策 的从众变量中的领导者变
量如 (1)式所述，而从众变量2与从众变量3分别如 (2)式
与 (3)式所述 ，其中k=d或e，d表示负债权益 比，e表示 权
益资产比。
本文运用模型检测公司是否具有追随领导者与追随平
均或多数公司的融资决策行为。构建模型如下：
17
Yikc=t~ikt+B 1Hlkc+B 2H2kt+B 3H3kt+∑ B mXit+0 ikt
m =4
其中，i表示样本数，t为时间(8年 )，k为行业 ，Hlkt表示领
导者变量 ，H2kc表示从众变量2，H3kc表示从众变量3，0ikt表示
截距项，eikc表示误差项。
3．研 究推 论。
(1)领导者变量与从众变量对负债融资及权益融资影
响的推论。首先，根据keynes(1936)的观点，个别公司的融资
决策者多会跟随大公司的融资决策，尽力达到大公司的负债
融资水平。同时，个别公司的融资决策者也会受整体市场的
负债融资程度影响 ，随之调整 自身的融资规模与比率，所以
领导者变量及从众变量对个别公司的融资程度具有正向影
响。其次 ，当公司规模较大的某类领导公司选择以在公开市
场上发行权益工具的方式来进行筹资时，相同类型的个别公
司大多也会跟随领导公司进行权益融资，因其信息不对称成
本可借由大公司的公开揭露而相对降低，故个别公司的权益
融资比易受领导者变量的正向影响，即领导者公司的权益融
资比越高，个别公司也越倾向于权益融资。而个别企业也会
跟随市场上大多数企业的权益融资模式而做出类似的权益
融资决策 ，所以个别公司的权益融资决策易受平均权益融资
变量的正向影响。通过模型的回归分析，根据变量显著性即
可得出领导者变量与从众变量2与从众变量3影响的差异。
(2)公 司特性 变量对 负债融资影 响的推论 。Myers
(1984)与Gul(1999)等人就融资优序理论分析获利能力与
负债融资的关系，得出获利能力对负债比率具有负向影响。
Bri曲am(1992)认为成长较快的公司，需要较大量的资
金以满足营运规模的扩充 ，且发行新股的成本较发行债券的
成本高，因此成长快速的公司有较高的负债比率，成长性对
负债比率具有正向影响。
DeAngelo和Masulis(1980)发现负债的节税利益会被非
负债税盾所抵销，减少负债融资的诱因，故非负债税盾对负
债比率具有负向影响。
Myers(1977)提出若公司的营运风险较高，多会减少对
次佳决策的投资，遂可降低负债代理成本，故营运风险高的
公司其举债能力会比营运风险低的公司高，即营运风险对负
债比率具有正向影响。
Smith与Warner(1979)从代理成本的角度考虑 ，认为债
权人为防止利益受损 ，通常会在负债合约中加入限制条款，
致使负债代理成本相对较高 ，因而股利发放率较高的公司。
多会使用较低的负债比率 ，因此股利支付率对负债比率具有
负向影响。
此外 ，本文以速动比率作为衡量公司偿债能力的指标。
200Z1财会月刊 (理论)·13·口
维普资讯
公司偿债速度越快，就越没有资金上的迫切需求，越不会进
行负债融资，偿债能力对负债融资具有负向影响。另以应收
账款周转次数作为衡量公司经营能力的指标 ，公司应收账款
周转次数越高表示公司的经营能力越好 ，此时公司的负债融
资成本应该降低，故经营能力对负债融资具有正向影响。
托宾Q值为公司价值的代理变量，其越高表示公司越有
价值，公司就越倾向于选择权益融资来筹措资金，故托宾Q值
对负债比率具有负向影响。
二、实证分析结果
1．描述统计量分析。为避免赘述，我们这里以负债融资
比为被解释变量，来进行实证结果分析。负债融资的领导者
变量、从众变量2与从众变量3及其他影响资本结构的变量的
描述统计量如表2所示。其中负债权益比的领导者变量与从
众变量以当年度分产业平均值进行分析 ，故8年12个产业共
有96个数值，其中负债权益比中领导者变量均比其他两个从
众变量高，而从众变量中公司规模前11％～50％的平均负债权
益比也比公司的平均负债权益比高。综上所述，负债权益比
中，领导者变量高于从众变量2与从众变量3。
表2 研究变量的描述统计量
均值 最小值 最大值 标准差 峰值 偏态
Y 1．036 0．0o9 9．880 0．920 3．111 16．484
H1 2．％1 0．684 6．032 0．801 0．732 3．760
H2 1．245 O．380 2．178 0．295 0．823 1．530
H3 1．044 O．447 2．069 0．253 1．158 2．781
规模 21-0镐 17．497 26．855 0．918 0．786 2．180
资产净利率 O．043 -1．227 0．754 0．083 -2．028 26．841
权益净利率 O．07O -4．878 1．791 0．210 -7．361 120．236
主营业务收 O
．392 -6．017 400．677 6．657 57．825 3 465．415 入增长率
市盈率 1o9．579 -2 851．579 26 778．956 541．068 34．720 1 566．965
责产抵押价值 O．493 O．016 0．9镌 0．178 O-017 -0-511
非负债税盾 O．023 -0．627 0．817 O．025 4．802 348．488
现金股刺 0
．313 -0．854 19．918 0．598 14．575 388．859 支付率
流动比率 1．792 O．136 31．861 1．643 7．160 89．379
速动比率 1．372 -0．022 30．165 1．475 7．59o 102．466
应收账款 397
．390 O．O02 893 570．164 14 958．486 54．11O 3134．782 周转率
经营杠杆系数 2．0口6 —40．850 108．766 3．274 12．562 367．974
托宾Q值 2．410 —118．530 43．668 3．643 —16．718 438．11C
继续将领导者变量、从众变量2与从众变量3进行配对，
从而进行t检定 ，实证结果证实两两间皆存在显著性差异 ，t
检定值如表3所示。
表3 领导者变量与从众变量的t检定值
t值检定 负债权益比
领导者变量与从众变量 2 31．758★★★
领导者变量与从众变量 3 260．427★★★
从众变量 2与从众 变量 3 216．430★★★
注： 表示在1％水平上显著。
口·14·财会月刊(理论)2OO7,J
2．多元线性回归模型实证结果分析。在对1998 2005年
的总样本面板数据和12个行业总样本面板数据的13个模型进
行回归分析时，我们采取试错法分别选择采用了逐步回归
法 、向前选择法或者向后剔除法来对模型进行回归。所以回
归结果中选人的解释变量都是显著的，且都通过膨胀因子检
验 (VIF)，即模型中选人的所有解释变量的VIF值皆小于10，
无多重共线性。经过两类回归模型检验后 ，发现两类模型中
的解释变量对被解释变量的影响并无显著差异。通过回归分
析可以得出以下结论：
(1)对于领导者变量，公司的负债权益比受领导者变量
的影响为正。但是，不同产业的公司受领导者变量的影响是
不一致的。其中，制造业、电力煤气业和交通运输业3个行业
的回归分析结果和总样本面板数据分析的结果是一致的。但
是，采掘业的负债权益比受领导者变量的影响显著为负。而
农林牧渔业、建筑业、信息技术业等7个行业公司的负债权益
比则不受领导者变量的影响。
(2)对于从众变量2，回归分析结果和领导者变量是一致
的，公司的负债权益比受领导者变量的影响为正。但是，具体
到各产业来分析，情况则有所改变。在领导者变量中不显著
的农林牧渔业和房地产业公司在从众变量2中是显著的。其
中，农林牧渔业公司的负债权益比受领导者变量的影响显著
为负，而房地产业公司的负债权益比受领导者变量的影响则
为正。说明对于这两个行业来说 ，公司的负债权益比更多的
是追随负债权益比前11％一50％的公司融资行为。
(3)对于从众变量3，回归分析结果和领导者变量与从众
变量2不同。从整体来看，个别公司的负债权益比不会跟随公
司的平均负债权益比而变动。这说明公司的融资行为的从众
现象确实是存在的，因为大部分产业的公司的融资行为是追
随领导者或者仅次于领导者的大部分公司的融资行为。但
是，值得关注的是农林牧渔业和采掘业。对于农林牧渔业，其
在领导者变量中不显著而受从众变量2的影响为正 ，受从众
变量3的影响为负，且两者受的影响皆大于1。显示当负债权益
比前11％～50％的公司增加其负债权益比时，个别公司会追随
大部分公司的负债权益比，且其增加幅度会高于此类公司，
所以具有从众行为。
(4)公司规模对负债权益比的影响显著为正，而且大多
数产业的公司融资结构受规模的影响和总样本是一致的，即
公司规模越大，公司的负债权益比越高。但是不同产业的公
司受其规模影响程度是不一致的。
同时，我们发现，农林牧渔业、采掘业、社会服务业、文化
传播业这4个行业的公司规模对融资结构不具有显著影响。
而电力 、煤气及水等垄断性行业的公司规模对公司负债权益
比呈显著负向影响。
(5)对于获利能力，公司的资产净利率和权益净利率对
负债权益比影响皆显著为负，即公司获利能力与负债权益比
负相关。细分到各产业看，大多数产业和总样本回归分析结
果是一致的，即呈显著负向影响。但是 ，我们发现农林牧渔
业 、制造业、建筑业、批零贸易业公司的获利能力对企业融资
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结构不具有显著影响。值得一提的是 ，采掘业 、水电煤气业 、
信息技术业、房地产业、社会服务业、文化传播业等大多数产
业的公司在资产净利率对负债权益比的影响显著为负的情
况下，其权益净利率对负债权益比则显著为正。
(6)对于成长性 ，公司的主营业务收入增长率和市盈率
对负债权益比不具有显著影响，即公司的成长性对公司融资
结构无显著影响。细分到各产业看，惟有少数产业即农林牧
渔业 、制造业、电力煤气业 、批零贸易业和社会服务业公司的
主营业务收入增长率和市盈率对负债权益比影响显著为正。
(7)公司的资产抵押价值对负债权益 比具有显著负向
影响。细分到各产业看，采掘业、制造业、建筑业和总样本面
板数据 回归分析结果一致 ，即所在公司的资产抵押价值对负
债权益比具有显著负向影响。但水电煤气业和房地产业公司
的资产抵押价值对负债权益比具有显著正向影响。而农林牧
渔业、交通运输仓储业 、文化传播业 、信息技术业 、批零贸易
业 、社会服务业7个行业公司的资产抵押价值对企业融资结
构并无显著影响。
(8)公司的非负债税盾对负债权益比具有显著负向影
响。细分到各产业 ，除农林牧渔业 、制造业、房地产业等6个行
业公司的非负债税盾对负债权益比具有显著负向影响外，采
掘业、建筑业、交通运输仓储业、社会服务业 、文化传播业等6
个行业公司的非负债税盾对资本结构并无显著影响。
(9)公 司的经营杠杆系数对负债权益比不具有显著影
响。即公司的营运风险对公司融资结构无显著影响。细分到
各产业看，惟有少数产业公司的经营杠杆系数对负债权益比
具有显著影响，即交通运输仓储业公司的经营杠杆系数对负
债权益比具有显著正向影响，而社会服务业和文化传播业公
司的经营杠杆系数对负债权益比具有显著负向影响。
(10)公司的现金股利支付率对负债权益比具有显著负
向影响。细分到各产业看，制造业和批零贸易业公司的现金
股利支付率对负债权益比具有显著负向影响，文化传播业公
司的现金股利支付率对负债权益比具有显著正向影响，而农
林牧渔业、采掘业、建筑业 、水电煤气业、交通运输仓储业、社
会服务业等9个行业公司的现金股利支付率对资本结构并无
显著影响。
(11)公司的流动比率和速动比率对负债权益比具有显
著负向影响，即公司的偿债能力对公司融资结构的影响显著
为负。细分到各产业看，大多数产业和总样本回归分析结果
是一致的。惟独房地产业公司的流动比率和速动比率对负债
权益比具有显著正向影响。电力煤气业公司的流动比率对负
债权益比具有显著负向影响而速动 比率对负债权益比具有
显著正向影响。采掘业和交通运输仓储业公司的流动比率对
负债权益比具有显著正向影响而速动比率对负债权益比具
有显著负向影响。而文化传播业公司的流动比率和速动比率
对公司融资结构不具有显著影响。
(12)公司的应收账款周转率对负债权益比具有显著负
向影响。细分到各产业看，大多数产业和总样本回归分析结
果是一致的，即呈显著负向影响。但制造业、建筑业、信息技
术业、房地产业、社会服务业 、文化传播业等7个行业公司的应
收账款周转率对负债权益比不具有显著影响。
(13)公司的托宾Q值对负债权益比不具有显著影响。细
分到各产业看，惟有建筑业和交通运输仓储业公司的托宾Q
值指标对负债权益比呈显著正向影响，而文化传播业公司的
托宾Q值指标对负债权益比呈显著负向影响。
三 、结论
本文旨在引人多元线性 回归对企业融资决策行为是否
具有从众现象进行实证分析。研究发现 ，无论是负债融资还
是权益融资，企业之间皆具有从众行为。以负债融资为例，领
导者变量与从众变量2对负债融资皆具有显著正向影响，但通
过对不同行业的多元线性回归分析可以得出以下结论：
1．某些行业公司的负债权益比受领导者变量的影响显
著为正。即个别公司的负债权益比越高，越会跟随领导者的
负债权益比。某些行业公司的负债权益比受领导者变量的影
响不显著。某些行业公司的负债权益比受领导者变量的影响
显著为负。这也与Bowen、Daly和Huber(1984)的 “行业平均
杠杆比率随时间倾向维持其相对状况，而个体企业展现出均
值反转趋势”研究结论一样。
2．某些行业的公司在领导者变量中显著的在从众变量2
中仍然显著，且方向一致。某些行业公司的负债权益比受领
导者变量的影响不显著，但是在从众变量2中是显著的。原因
在于领导者的负债权益比通常较高，而有些产业中一部分公
司无法全部达到领导者的水准，则会试图达到从众变量2此较
低的平均负债权益比。
3．对于从众变量3，总样本面板数据回归分析结果和领
导者变量与从众变量2不同。从整体来看，个别公司的负债权
益比不会跟随公司的平均负债权益比的变动而变动。这说明
公司融资决策从众行为确实是存在的，因为大部分公司的融
资行为是追随领导者或者仅次于领导者的大部分公司的融
资行为。但是，值得关注的是农林牧渔业和采掘业。对于农林
牧渔业，其在领导者变量中不显著而受从众变量2的影响为
正，受从众变量3的影响为负，且受两者的影响皆大于1。而采
掘业的公司在领导者变量 、从众变量2和从众变量3中都显著，
但其他公司的负债权益比受领导者变量和从众变量2影响为
正，受从众变量3的影响为负，且受三者的影响皆大于1。
本文也对影响企业融资决策的解释变量 ，如公司规模、
获利能力、成长性、营运风险等进行了分析 ，实证研究发现不
同产业的公司受同一解释变量的影响可能为正或为负，或同
向但影响程度有所差异，或者不受影响。
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