国有产权_预算软约束与资本结构动态调整

《管理世界》(月刊)

国有产权、预算软约束与

*

资本结构动态调整

□盛明泉

张

敏

君马黎琨

李

昊

摘要：本文立足于中国特定的制度环境，采用中国上市公司的数据，直接检验了国有企业

面临的预算软约束对它们的资本结构调整速度以及资本结构与目标资本结构之间偏离度的影响。本文的研究结果表明，国有企业的预算软约束程度越大，它们的资本结构调整速度越慢，实际资本结构与目标资本结构之间的偏离程度也越大。我们从多个角度进行了稳健性检验，发现结果保持不变。这一结果表明，预算软约束的存在，导致国有企业改善资本结构的动力减弱，从而阻碍了它们的资本结构调整行为。本文从制度角度为国有企业经营低效性的成因提供了经验证据。

关键词：国有企业

预算软约束

资本结构

动态调整

一、引言

资本结构决策是企业最重要的决策之一，因此，关于资本结构的研究在现代公司财务研究中居于核心地位（DrobetzandWanzenried，2006）。来自实务界和理论界的大量证据表明，企业存在目标资本结构，它们会通过调整自身的资本结构，来达到或接近这一目标资本结构（GrahamandHarvey，2001；DrobetzandWanzenried，2006；Byoun，2008；TitmanandWesseles，1988）。很显然，企业的资本结构越趋向于目标资本结构，就越有利于企业价值的提升（Lòòf，2004）。

但是，在现实中，存在各种因素影响企业的资本结构调整行为，它们会影响企业的资本结

构调整速度（CookandTang，2010）和实际资本结构偏离目标资本结构的程度（TitmanandTsyplakov，2007）。首先，从企业内部来看，企业特征会影响它们的资本结构调整行为。企业ried，2006）。规模越大的企业，资本结构的调整速度越快（Banerjeeetal.，2000）。企业对权益融资的依赖程度越大，它们的资本结构偏离目标资本结构的程度越小（Lòòf，2004）。

其次，从企业外部来看，企业所处的宏观经济环境、制度环境等都会影响它们的资本结构调整行为。宏观经济环境会同时影响企业资本结构调整的速度和规模，在经济繁荣期，调整速度较快，调整规模较大；在经济衰退期，则正好相反（KorajczykandLevy，2003；DrobetzandWan⁃zenried，2006；CookandTang，2010）。对于法制和投资者保护较好的普通法系国家，企业的资本结构调整成本较小，因此调整速度会较快（OztekinandFlannery，2012）。

中国企业也会调整自己的资本结构（陆正飞、高强，2003）。从现有文献来看，它们多数都是从企业特征、经济环境等角度来研究影响资本结构调整的因素（李增福、李娟，2011；王志强、洪艺珣，2009；姜付秀等，2008；苏冬蔚、曾海舰，2009）。然而对于中国企业来说，制度层面的因素可能是影响企业融资决策的最主要的因素（Lietal.，2009）。因此，从制度层面对资本结构调整的问题进行研究可能更符合中国企业的现实。目前，也有少量文献从这一层面进行

71002032，70972129，71172179）及中国人民大学科学研究基金（中

央高校基本科研业务费专项资金资助）项目的阶段性成果（批准号：11XNJ006）。

成长越快、偏离目标资本结构的程度越大，资本结构的调整速度越快（DrobetzandWanzen⁃

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国有产权、预算软约束与资本结构动态调整中国上市公司研究

了研究，例如：姜付秀和黄继承（2011）发现，市场化程度越高，企业的资本结构调整速度越快，偏离目标资本结构的程度越小；赵兴楣和王华（2011）发现，国有股比例对企业资本结构调整速度的影响为倒U型。

虽然已有少量文献从制度层面研究了影响企业资本结构调整的因素，但它们都没有直接检验制度环境究竟是通过何种机理来影响企业的资本结构调整行为的。本文立足于中国特定的制度环境，直接检验了国有企业面临的预算软约束对它们的资本结构调整速度以及资本结构与目标资本结构之间的偏离度的影响，从而弥补了现有文献的不足。本文的研究结果表明，国有企业的预算软约束程度越大，它们的资本结构调整速度越慢，偏离目标资本结构的程度也越大。我们从多个角度进行了稳健性检验，发现结果保持不变。这一结果表明，预算软约束的存在，导致国有企业改善资本结构的动力减弱，因而资本结构调整的速度较慢，偏离目标资本结构的程度较大。

本文的研究贡献体现在如下两个方面：首先，本文研究了预算软约束对企业资本结构动态调整行为的影响，丰富了资本结构动态调整领域的文献。现有相关文献主要从企业特征、经济环境等角度来探讨影响资本结构动态调整的因素，虽然也有部分文献从制度层面进行了研究，但这方面的文献尚很少，且它们并未直接研究制度安排对资本结构动态调整的影响机理，本文从预算软约束这一连接制度环境与企业的重要的桥梁角度进行了研究，从而弥补了现有文献的不足。

其次，本文的研究发现，预算软约束的存在，导致国有企业的资本结构调整速度变慢、偏离度变大，这显然会影响国有企业的资源使用效率，进而降低国有企业的经营效率。国有企业的低效性一直以来都为学术界所诟病。一方面，由于与政府之间存在的天然的密切联系，国有企业获得了更多的信贷等资源；但另一方面，国有企业并未高效地利用这些资源（ShleiferandVishny，1994；Dewenterand本文的研究结果揭示出了导致国有企业未高效利Malatesta，2001；Lietal.，2009；方军雄，2007）。用资源的具体原因和后果，从而为改善国有企业效

率提供了经验证据和政策建议。

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本文后面的内容安排如下：第二部分是研究假设；第三部分是研究设计，包括检验模型、样本选择与描述统计；第四部分是回归结果；第五部分是稳健性检验；最后是本文的研究结论。

二、研究假设

所谓预算软约束，是指在社会主义国家中，国有企业发生亏损后，政府通过追加投资、增加贷款、降低税负、提供补贴等方式对它们实施救助的现象Kornai，1980）。预算软约束具有严重的经济后果，例如加重企业高管的道德风险、导致银行出现坏账、增加财政风险等等，这是导致国有企业低效经营的根本性原因（林毅夫、李志赟，2004）。Lin和Tan1999）、林毅夫和李志赟（2004）、林毅夫、刘明兴和章奇（2004）认为，产生预算软约束的根源在于国有企业出于历史原因承担了大量的政策性负担，因此，当国有企业出现亏损时，政府有责任和动机对它们进行救助。虽然经过30余年的改革，我国经济的市场化程度得到了大幅度的提升，但政策性负担所导致的预算软约束问题依然存在，它仍然对国民经济的高效运行具有严重的负面影响。具体到对企业的资本结构动态调整的影响问题上，我们认为，预算软约束会降低企业资本结构调整的速度、增大资本结构偏离目标资本结构的程度，理由如下。

首先，预算软约束会加重国有企业管理层的道德风险问题，导致它们优化企业的资本结构的动机弱化。对于国有企业来说，特定的产权结构和产权特征决定了它们存在复杂的委托—代理关系（Shap⁃rio的所有者是全体人民，andWillig，1990）。虽然从法理上来说，但这一主体是缺失的，国有企业在此背景下，政府或政府的下属机构便担当起“代理股东”的角色，造成了国有企业过长的代理链条，弱化了对国有企业管理层的监督机制。在缺乏合适的激励机制的情况下，管理层的道德风险极为突出，这会导致管理层实施并不能增进企业价值的过度投资等行为吴联生、王亚平，2010）。而预算软约束的存在，会更加加重管理层的道德风险。预算软约束意味着，国有企业发生亏损后，政府会为它们提供帮助。这时，对于企业管理层来说，他们就会产生一种预期：即便企业发生亏损，他们也不用承担或承担较小的责任，从而加重他们的道德风险问题，导致其优

（（（张敏、

化企业的资本结构、提升企业价值的动机弱化。而且，预算软约束的程度越大，管理层的道德风险越严重，他们优化资本结构的动机也越弱。

其次，预算软约束会降低负债的约束性，从而弱化企业调整资本结构的动力。对于我国的信贷市场来说，政府在信贷资源的配置方面仍然具有决定性的影响（方军雄，2007），在决定向哪些企业提供贷款时，政府往往具有决定权。我们从现实中观察到的事实是，政府利用这种权力，将更多的信贷资金提供给了与之具有密切关系的国有企业（Lietal.参与，，2009这些债权资金对国有企业的约束力被软化；方军雄，2007）。同时，也正是由于政府的了，即便企业到期无法偿还，企业一般也不会破产清算。正因为能够便捷地获得弱约束的负债，国有企业的管理层有更强的动机去争取更多的负债，以此扩大企业规模，增加他们的控制权，从而使得企业的负债越来越偏离其理想状态，而不是向目标资本结构趋近（Qianetal.，2009）。

基于上述分析，我们认为，预算软约束的存在，会导致国有企业调整资本结构的动机和动力减弱。据此，我们提出如下待检验的假设。

研究假设：国有企业面临的预算软约束程度越大，其资本结构的调整速度越慢、偏离目标资本结构的程度越大。

三、研究设计

（一）检验模型

为验证本文的研究假设，我们同时用调整速度和偏离度来描述资本结构的动态调整过程，并从如下两个角度进行了模型设计和实证检验：首先，在标准的资本结构部分调整模型中引入预算软约束变量，以考察企业面临的预算软约束程度对其资本结构调整速度的影响；其次，用企业某年度的实际资本结构与其目标资本结构之间的差异来衡量偏离度，以检验预算软约束对企业资本结构偏离度的影响。

已有文献的研究结论表明，企业的目标资本结构是企业特征变量的函数，并且随着企业内、外部环境的变化而变化（FlanneryandRangan，2006）。借鉴姜付秀和黄继承（2011）等研究，我们控制了常见的资本结构决定因素，并用如下模型来估计企业的目标资本结构：

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Lev*=α+α0+α1Size+α2ROA+α3Tang+α4Growth5其中，Dep+α6Lev*Ind-Avg-Lev+ω

是企业的目标资本结构；Size为企业（1）

规模，用企业年末总资产的自然对数来衡量；ROA为总资产收益率，它等于净利润除以年末总资产，表示企业的盈利能力；Tang为有形资产水平，用年末存货与固定资产净值之和占总资产的比例来衡量；Growth为企业成长性，用企业年销售收入的增长率来衡量；Dep表示非债务税盾，它等于企业在某年度内的固定资产折旧总额除以年末总资产；Ind-Avg-Levω为企业特殊的非观测效应。

为同一行业企业资本结构的平均值；在已知目标资本结构的基础上，Flannery和

Rangan型来表示资本结构的调整速度。我们借鉴这些研

（2006）、Byoun（2008）等建立了部分调整模究的做法，在部分调整模型中引入预算软约束变量，以研究预算软约束水平对资本结构调整速度的影响。部分调整模型如下：

Lev-SqLev=δ其中，Lev表示企业期末实际的资本结构，（Lev*-SqLev）+ε

（用年2）

末总负债与总资产的比例来衡量；SqLev表示上年度实际资本结构。δ为本年度实际调整量占目标调整量的比例，它表示部分调整模型中样本企业每年平均的资本结构调整速度。

为了研究预算软约束对资本结构调整速度的影响，我们在上述模型中加入了衡量预算软约束水平的变量SBC，得到如下模型：

Lev=+δLev（1-δ*其中，SBC+ε

）SqLev+γSBC+θSqLev×SBC为企业面临的预算软约束程度，（用企3）

业当年的利息支出占年初负债总额的比例减去该比例的行业平均值来衡量。这一方法来自林毅夫、刘明兴和章奇（2004）。他们认为，同等情况下，同行业内的不同企业，其利息占负债的比重应该大致相同。如果对某企业来说，该比例过小，则可能是该企业对同一笔贷款无力还本付息的结果，它可能面临预算软约束；否则，在硬约束条件下，企业要么按时归还贷款，要么破产清算。因此，SBC值越大，表示预算软约束程度越小；反之，预算软约束程度越大。SqLev×SBC为SqLev和SBC的交互项。此时，资本结构的调整速度即可表示为ν=δ-θ。根据研究假

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国有产权、预算软约束与资本结构动态调整中国上市公司研究

设，SBC的值越大，资本结构的调整速度越大，即ν随着SBC的增加而增大，因此，我们预计交互项的系数应该显著为负。

最后，将（1）式代入（3）式，用企业特征变量来表示目标资本结构，得到如下的检验模型：

Lev=β0+（1-δ）SqLev+γSBC+θSqLev×SBC+β1Size+β2ROA+β3Tang+β4Growth+β5Dep+β6Ind-Avg-Lev+ω+ε

（4）

约束程度高于行业平均水平。表示行业平均资本结构的变量Ind-Avg-Lev的均值和中位数分别为0.6623和0.6982，高于Lev的0.5160和0.4994，表明国有企业的整体负债水平要低于非国有企业；Ind-Avg-Lev的最大值和最小值分别为0.6982和0.4265，说明不同行业的负债水平差异较大。企业盈利能力（ROA）的均值和中位数分别为0.0256和0.0293，最小值为-0.3345，表明样本中亏损的企业较多。此外，企业的成长性（Growth）、有形资产比例（Tang）以及非债务税盾（Dep）等在不同企业间也存在较大差异。

表2报告了模型中各变量之间的相关系数。表示预算软约束水平的变量SBC和Lev的相关系数显著为正，表明预算软约束程度越小的企业资产负债率越高。企业规模（Size）和企业成长性（Growth）与Lev的相关系数均显著为正，表明规模较大、成长性较高的企业拥有更高的负债率。企业盈利能力（ROA）及非债务税盾（Dep）均与Lev显著负相关，说明企业的盈利能力越强、非债务税盾越高，其负债率越低。企业的有形资产比例（Tang）与Lev之间的相

表１描述统计

平均值标准差最大值中位数最小值为了检验预算软约束程度如何影响实际资本结构对目标资本结构的偏离程度，我们建立了如下的偏离度检验模型：

Dis=β0+φSBC+β1Size+β2ROA+β3Tang+β4Growth+β5Dep+β6Ind-Avg-Lev+ω+ε

（5）

其中，Dis=Lev-Lev*，表示企业某年度的实际资本结构对目标资本结构的偏离程度。该变量为正，说明企业实际负债比率超过了目标负债比率，资本结构应向下调整；反之则低于目标负债比率，应向上调整。我们首先以Dis的绝对值为被解释变量运行上述回归模型，用以检验本文的研究假设；在稳健性检验部分，我们又将全样本按Dis为正和为负分为两个子样本，以Dis值为被解释变量进行了回归，发现结论没有改变。模型（5）中其余变量的含义与模型（4）中相同。

此外，在回归过程中，除了采用OLS回归来估计目标资本结构，我们还借鉴Flannery和Rangan（2006）、Cook和Tang（2010）等的研究，利用面板数据对目标资本结构进行了估计。我们发现，在OLS回归、固定效应和随机效应3种方法下得到的结论基本一致。

（二）样本与描述统计

本文以1998~2010年间沪、深两市的A股国有上市企业为研究样本，并且在此基础上剔除了所有金融行业的样本及有关变量缺失的样本，最终得到有效样本8675个。本文所使用的企业年度利息支出数据来源于Wind咨询金融终端，其余财务数据均来源于CCER数据库。为了剔除异常值的影响，我们对连续变量在1%水平上进行了winsorize处理。

表1报告了模型中各变量的描述统计结果。Lev的均值和中位数分别为0.5160和0.4994，说明样本企业的整体负债水平较为合理；最大值和最小值分别为2.2441和0.0901，标准差为0.3185，说明负债水平在不同企业间的分布较为分散。SBC的均值和中位数分别为-0.0013和-0.0016，说明大多数国有企业的预算软

注：Lev=年末总负债/年末总资产；SBC=（本年利息支出/年初总负债）-行业平均值；Size=ln（年末总资产）；ROA=本年净利润/年末总资产；Tang=（年末存货+年末固定资产净额）/年末总资产；Growth=（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入；Dep=本年固定资产折旧/年末总资产；Ind-Avg-Lev=资本结构的行业平均值。

表２Ｐｅａｒｓｏｎ（Ｓｐｅａｒｍａｎ）相关系数

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关性并不显著。另外，各控制变量之间的相关系数不是很高，在一定程度上表明它们之间不存在严重的多重共线性问题。

四、回归结果

表3报告了模型（4）的回归结果，被解释变量为企业当年的资本结构Lev。在该

表３回归结果

SqLev(-2.11)**(3.52)***(0.28)

SBC(142.46)***0.8931(84.07)***0.73150.8359

SqLev×SBC(13.75)***1.95641.9091(118.52)***

1.9196

-2.7380(12.64)***-2.1982(13.38)***

Size(-9.69)***(-7.2)***(-8.24)***

-2.3755

ROA(6.38)***0.0094-0.0064(-1.65)*0.0067

Tang(-61.95)***-1.1933-1.2103(3.35)***

-1.2440

0.0005(-58.2)***0.0082(-64.42)***

Growth-0.0004(0.05)(0.6)0.0025

(0.22)

Dep(-0.77)0.0005(0.96)0.0000

(-0.01)

Ind-Avg-Lev(-2.02)**-0.0291-0.0413(-2.41)**-0.0526-0.0418

-0.0306(-2.42)**

-0.0364

Yeareffects(-2.51)**(-0.37)(-1.49)

F-Value/Chi-SquareAdj-R-SquareControlled1824.88***0.8079ControlledControlled621.17***0.79930.807SqLev=注：业平均值；上年度被解释变量为SqLev×SBCLev；SBC=Lev=（本年利息支出；Lev=年末总负债24298.29***

SqLev和SBC的交互项；/年初总负债）/年末总资产；Size=ln（年-行末总资产）；ROA=本年净利润/年末总资产；Tang=（年末存货+年末固定资产净额）/年末总资产；Growth=（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入；Dep=本年固定资产折旧/年末总资产；Ind-Avg-Lev=资本结构的行业平均值。

表４回归结果

（1）OLS2）固定效应3）随机效应

SBC(-17.39)***-2.0708(2.09)**-1.0684(-3.81)***

Size(-7.17)***(-4.44)***(-5.96)***

-1.3958

ROA(26.57)***0.1467-1.0430(2.16)**0.02250.0795

-0.5387(9.91)***

-0.6066

Tang(-14.82)***-0.1147(-9.80)***0.0272(-11.24)***

Growth(-3.07)***(0.75)-0.0153

(-0.44)

Dep(4.97)***0.00990.00040.44020.0509(0.24)0.0018

0.1620

(1.25)

Ind-Avg-Lev(8.10)***-0.0571-0.4420(0.87)(2.94)***

F-Value/Chi-SquareAdj-R-SquareYeareffectsControlled(-0.93)(-2.00)**(-2.17)**

-0.2598

0.1432ControlledControlled81.52***0.08800.1329注：被解释变量为Dis44.32***；Dis=年末资本结构979.83***

-目标资本结Size=ln构；SBC=Tang=（年（本末总年资利产）息支；ROA=出/年本初年总净负利债）-行业平均值；Growth=（年末存货+年末固定资产净润/年末总资产；Dep=（本年营业收入-额）/年末总资产；结构的行业平均值。

本年固定资产折旧/上年营业收入）年末总资产；Ind-Avg-Lev=/上年营业收入；资本《管理世界》(月刊)

模型中，我们主要关注企业上年资本结构与预算软约束变

量的交互项SqLev×SBC的系数。其中第（1）列报告了OLS的回归结果。结果显示，SqLev×SBC的回归系数显著为负，说明SBC的值越大，资本结构的调整速度ν（ν=δ-θ）越大，也即预算软约束程度越大，资本结构的调整速度越慢，与我们的预期相符，支持了研究假设。模型中各控制变量的回归结果也较为合理：变量Size的回归系数显著为负，ROA和Dep的回归系数显著为正，说明规模越大、盈利能力越小、非债务税盾越低的企业，其负债水平越高；其余变量的回归结果不显著。这一结果与Flannery和Rangan（2006）及姜付秀和黄继承（2011）的研究结果一致。

表3的第（2）、（3）两列报告了采用面板数据的回归结果。其中第（2）列为固定效应的回归结果，第（3）列为随机效应的回归结果。从中可以看出，交互项SqLev×SBC的估计系数均显著为负，与之前的结论一致，表明我们的结论是较为稳健的。控制变量的回归结果也与OLS模型中基本相同。

表4报告了模型（5）的回归结果。其中被解释变量为资本结构偏离度（Dis）的绝对值。第（1）~（3）列分别列示了OLS归结果中，模型、固定效应和随机效应模型的回归结果。在变量SBC的估计系数均显著为负，说明SBC3个回的值

越小，实际资本结构对目标的偏离程度越大，即预算软约束程度较大时，会导致实际资本结构偏离目标资本结构的程度变大，与假设相符。从控制变量的结果来看，除了非债务税盾（Dep）的估计系数变为正向之外，其余变量的回归结果与模型（4）中基本一致。

五、稳健性检验

为了确保本文结论的可靠性，我们进一步从如下一些角度进行了稳健性检验。

是将1.上我们采用变化模型述模型（4）和模型（（Change5）中的Model水平）进行了检验，指标SBC替换方法

为ΔSBC约束水平的变化量。

。变量ΔSBC等于本年度SBC与上年之差，表示预算软表5报告了变化模型对预算软约束与资本结构调整速度之间关系的检验结果。列（1）、（2）、（3）分别为采用OLS、固定效应和随机效应模型的回归结果，被解释变量均为企业当年的资本结构Lev。结果显示，交互项SqLev×ΔSBC的估计系数均显著为负，与水平模型的回归结果一致。这表明，企业面临的预算软约束程度越高，资本结构向目标资本结构的调整速度越小，这一结论是较为稳健和可靠的，进一步支持了本文的研究假设。

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国有产权、预算软约束与资本结构动态调整中国上市公司研究

表５稳健性检验

（1）OLS2）固定效应3）随机效应

SqLev(-3.94)***(0.60)ΔSBC(143.06)***0.92120.6839(-1.56)0.8448SqLev×ΔSBC

(13.97)***2.1632(71.12)***1.0868(111.17)***1.8757Size(-9.71)***-2.6895(7.21)***-0.6944(12.57)***-2.2256ROA(7.51)***0.0127(-2.48)**0.0058(-8.20)***0.0107Tang(-61.29)***-1.2936-1.2463(1.27)(4.49)***-1.35290.0085(-54.91)***(-63.73)***Growth-0.0010(0.74)0.0259(1.66)*0.0142(1.07)Dep(-1.74)*0.0008-0.0134(1.42)-0.0003(-0.48)Ind-Avg-Lev

(-0.82)-0.0476-0.0392(-2.02)**-0.0384(-1.95)*0.0297(-1.98)**-0.0160Adj-R-SquareYeareffects

ControlledF-Value/

0.8155Controlled(0.30)0.8056Controlled(-0.55)0.8143

Chi-Square1651.71***注：被解释变量为424.40***Lev；Lev=年末总负债18824.65***

/年末总资产；SqLev=上年度Lev；SBC=（本年利息支出/年初总负债）SqLev×ΔSBC-行业平资产）；ROA==均本SqLev值；ΔSBC=年净和利ΔSBC本润/年的交互项；年度SBC-末总资产；Size=ln上年度SBC；Tang=（年（年末总末存货+年末固定资产净额）/年末总资产；Growth=（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入；Dep=本年固定资产折旧/年末总资产；Ind-Avg-Lev=资本结构的行业平均值。

表６稳健性检验

ΔSBC(-13.26)***(1.31)Size(-3.69)***-1.1373-0.3903(-2.41)**-0.5152ROA(21.35)***0.1317(-1.91)*0.0174(-2.52)**0.0670Tang(-14.20)***-1.0767-0.5438(1.44)(7.41)***-0.6232Growth(-2.90)***-0.1218(-9.22)***0.0785(-10.82)***Dep(3.70)***0.0076-0.0012(1.91)*0.02250.0000(0.58)Ind-Avg-Lev

(7.86)***0.4684(-0.79)0.0049(-0.02)0.1284-0.0942(0.08)(2.14)**Adj-R-SquareYeareffects

Controlled(-1.36)-0.0282(-0.11)-0.1656(-1.25)F-Value/

0.1340Controlled0.0833Controlled0.1221

Chi-Square65.56***44.00***881.56***

注：被解释变量为Dis；Dis=年末资本结构-目标资本结构；ΔSBC=本年度SBC-上年度SBC；Size=ln（年末总资产）；ROA=本年净利润/年末总资产；Tang=（年末存货+年末固定资产净额）/年末总资产；Growth=（本年营业收入-上年营业收入）/上年营业收入；Dep=本年固定资产折旧/年末总资产；Ind-Avg-Lev=资本结构的行业平均值。

表6报告了利用变化模型对预算软约束与资本结构偏离度之间关系的实证检验结果，其中被解释变量为Dis的绝对值。结果显示，在OLS、固定效应和随机

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效应3种处理方法下，变量ΔSBC的估计系数均显著为负，与水平模型的回归结果一致，表明预算软约束程度越高，企业的实际资本结构对目标资本结构的偏离度更大，也支持了本文的研究假设。

下限和四分位数上限，2.我们将Dis分为3从而新设一个哑变量段，两个分界点分别为High-DisDis的四分位数

，该变量用来表示实际资本结构是否对目标资本结构有较大的偏离。若Dis的值小于其四分位数下限，或大于其四分位数上限，则High-Dis以High-Dis值为为被解释变量，1，表示偏离较大；代替模型反之为（50），中的表示偏离较小。我们Dis进行了Logis⁃

tic系数显著为负，回归分析，结果列示于表说明预算软约束程度越大，7。回归结果显示，资本结构对目标的变量SBC的估计偏离度更大。结论支持了假设，且与之前的检验结论相一致。Dis为正和为负分为两个子样本，3.为了进一步验证偏离度模型的稳健性，以Dis为被解释变量进行了我们将全样本按回归。在Dis大于0的样本中，企业实际负债比率都超过了其

目标负债比率，资本结构预期应向下调整。根据假设，我们预计SBC的估计系数显著为负，它表明预算软约束程度越大，实际资本结构超过目标的偏离度越大，即较高的预算软约束水平会阻碍企业降低负债以进行向下的资本结构调整。

在Dis小于0的样本中，企业的实际负债比率均小于其目标负债比率，资本结构应该向上调整。根据假设，变量SBC的估计系数应该显著为正，它表明预算软约束程度越大，实际资本结构低于目标的偏离程度越大，也即预算软约束较高时同样会阻碍企业进行向上的资本结构调整。

回归结果显示，变量SBC的估计系数在偏离度大于0的样本中显著为负，在偏离度小于0的样本中显著为正，符合预期，且与前面的结论一致，表明之表７稳健性检验

前的结论较为稳健，进一步支持了研究假设。限于篇幅，我SBC-2.1591们没有报告该部分的稳健性检ROASize0.4406(351.84)***(3.57)*验结果。

GrowthTang-2.0355-0.2116(44.07)***0.0233(4.41)**(2.07)综合上述稳健性检验结Ind-Avg-LevDep0.5451(6.44)**果，我们认为，本文的结论是较Pse-R-SquareYeareffectsControlled0.1285(0.28)为稳健和可靠的。

LogLikelihood615.4113***0.0685六、结论

Dis上限四注：，分被解释变量为则位High-Dis；若DisDis反之四分位数国有企业的低效性一直以SBC=业平均值；（本年利息支出Size=ln（年末总资产）/年初总负债）High-Dis=0；ROA=-行；本年净利润/年末总资产；Tang=（年末存来都为学术界所诟病。它们获货+年末固定资产净额）/年末总资产得了更多的信贷资金等稀缺资Growth=入）/上年营业收入；（本年营业收Dep=入-本年固定资产上年营业收；源，但并未对它们加以高效利

折旧/年末总资产；Ind-Avg-Lev=资本结构的行业平均值。

用。从福利经济学角度来看，国有企业的这种低效性所导致的社会资源的浪费将使得整个社会的福利水平下滑。因此，有必要研究导致国有企业低效性的原因以及其背后的机理，从而有助于我们针对性地加以改进，提高国民经济运行的效率。本文立足于中国特定的制度环境，从预算软约束与资本结构动态调整之间关系的角度，研究了导致国有企业未高效利用资源的具体原因和经济后果。

采用中国上市公司数据，本文直接检验了国有企业面临的预算软约束程度对它们的资本结构调整速度和偏离目标资本结构程度的影响。研究结果表明，国有企业的预算软约束程度越大，它们的资本结构调整速度越慢，实际资本结构对目标的偏离程度也越大。我们从多个角度进行了稳健性检验，发现结论保持不变。这一结论表明，预算软约束的存在，导致国有企业改善资本结构的动力较弱，因而阻碍了它们采取积极的资本结构调整措施。这一结果意味着，预算软约束是导致国有企业未能高效利用资本资源的重要原因，具有严重经济后果。

本文的研究丰富了资本结构动态调整以及企业产权领域的文献。同时，本文的研究结果也具有重要的政策含义：要想提高国有企业的资源使用效率，提高国有企业改革的效率，最根本的政策可能在于减少制度层面的障碍。

（作者单位：盛明泉，安徽财经大学会计学院；张敏、马黎珺，中国人民大学商学院；李昊，中国保监会；责任编辑：尚增健）

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