第一节理论分析与研究假设
企业资本结构的调整不仅存在调整速度问题，也存在一个调整路径问题，也即通过什么方式来调整其资本结构。无论公司是调高还是调低其财务杠杆，就调整路径而言，无非是增加或者减少债务和权益。债务和权益的增减路径有多种，那么企业采取何种路径又为什么采取这种路径来调整其资本结构呢？本章的内容就是试图对资本结构调整路径的影响因素进行实证分析，并通过资本结构的调高速度与调低速度的比较、各种调整路径调整速度的差异来阐释企业的资本结构调整行为。
虽然企业资本结构调整包括存量调整和流量调整两方面，但主要是流量调整，并且最主要的是增量调整。这样，企业资本结构的调整就与企业的再融资行为联系在一起，资本结构的调整路径也就与企业的融资方式联系在一起。实际上，优化企业资本结构本来就是企业融资（是否融资以及融资的数量和方式）的目的之一。
融资是企业如何筹集到自己所需要的资金的行为，就路径而言可以分为融资方式与融资渠道两个方面。融资渠道是指企业融资的对象，即向谁筹集资金（Whom）；融资方式是指融资的具体方法，即怎样筹集资金（How）。融资渠道好比是要到达的“目的地”，则融资方式好比是用什么“交通工具”到达目的地，对于融资方式，可以按照资金来源、资金性质、资金期限和资金过程等来分类，不同的融资方式在融资数量、融资成本、融资风险、融资程序、融资范围、融资速度等方面各有其有特点。
既然不同的融资方式各有其利弊之处，那么融资方式之间并不存在谁优谁劣，企业应该根据自身的实际情况来选择某种融资方式或者融资方式的组合。因为某种融资方式对一个企业是适合的，但并不一定适合另一个企业；就是对同一个企业而言，某种融资方式在某些时候是适合的，但在另一些时候也并不一定适合。但某些企业特征类似、外在条件相同的企业，也会选择同一种融资方式。那么，融资方式的决策，也即资本结构调整路径的选择是由哪些因素决定的呢？
目前，研究企业资本结构决定的文献很多，却很少有学者对企业融资行为方式的影响因素进行研究。孙铮、刘凤委和李增泉（2005）的研究发现，地区市场化程度对当地企业债务期限结构产生影响，政府干预越强的地区有较多的短期负债。陈文浩和任娟华（2007）的研究结果表明，中国上市公司不同行业门类之间和同一制造业次类间的债务期限结构具有显著差异，规模比较大、管制比较高和竞争程度较低的行业偏好长期债务融资。余明桂、夏新平和邹振松（2006）基于行为金融理论，发现管理者的“过度自信”会导致企业采取激进的债务融资决策，使得企业有较多的短期负债；王正位、朱武祥和赵冬青（2007）检验了中国上市公司股权再融资中的市场时机行为，发现较好的“市场指数表现”和较宽松的“再融资管制政策条件”会加大股权再融资的数量和规模。
大量文献（黄少安和张岗，2001；陆正飞和叶康涛，2004；肖泽忠和邹宏，2008）研究了对中国特有的“股权融资偏好”现象。从1993～2007年上市公司融资结构的变化趋势可以看出：中国上市公司的融资结构表现为外源融资比例远高于内源融资，在1993～1999年的外源融资中股权融资所占比重平均超过了50%；同时，在股权融资中更多的公司采取了配股方式，原因主要在于配股行为不会改变原有股东在上市公司中的持股比例，而且在市场化程度较低时也比较容易成功。
陆正飞和高强（2005）基于问卷调查的形式较为全面地分析了中国上市公司的融资行为，得出了一些较有价值的结论。公司上市后使用过的融资方式，按累计融资额来看与融资优序理论基本一致。中国上市公司虽然表现出了优先使用内部股权融资的倾向，但与融资顺序理论相对照存在两个不同特点：一是长期债务融资排在外部股权融资（配股）之后，二是短期借款这种融资方式高居首位。调查公司做出上述融资选择时的考虑因素结果显示，上市公司的融资方式选择相对较少考虑大股东对企业的控制权，而特别注意两点：一是匹配经营风险和增强企业的财务弹性，二是融资成本的高低。企业偏好股权融资的原因，一个重要原因就是股权融资的成本相对于负债融资是较低的。调查企业偏好负债融资的原因，结果显示，负债融资相对于股权融资而言所受到的限制较少，同时也意味着企业也会优先考虑股权融资，只是股权融资渠道不是很畅通，或者说，负债融资事实上是它们在资金需求无法通过股权融资得到满足时的无奈选择。调查企业未发行企业债券的主要原因，结果显示其首要原因是债券发行审批程序过于繁琐，其次是证监会对拟发行债券公司的要求太高。
虽然这些调查问卷设计比较全面，但问卷的结果毕竟是某些“答卷者”的主观感受；同时，该问卷没有涉及“答卷者”所在的公司实际情况。客观地分析企业融资方式选择的影响因素，还必须要通过企业实际的融资数据进行实证分析，尤其要考虑公司具体的实际情况。
基于上述对企业融资方式及其影响因素的论述，结合第5章论述的目标资本结构和资本结构调整速度的决定因素，本书认为资本结构调整路径的影响因素包括公司特征、公司治理、债务期限结构和制度背景等几个方面，并提出相应的研究假设。
第一，资产有形性（TANG）。由于负债融资的成本相对较低，如果公司有较多的有形资产，公司通常可以将这些耐用性的资产作为抵押来取得负债；而且有形资产的市场价值比较容易确定，在企业陷入财务危机时易于出售，这给债权人也提供了基本的保障，债权人愿意低利率贷款给企业。同时，有形资产大多为存货和固定资产，与现金证券类流动资产相比有较强的获利能力，但较多的有形资产使得企业的流动能力较差，企业为避免流动性风险不应有过多的短期债务。因此，本书提出假设6.1：
H6.1：企业资产的有形性与企业长期负债的调整路径正相关。
第二，盈利性（PROF）。当企业获利能力较强时，企业有较多的盈余资金，按照融资优序理论的说法，企业应在融资时应首选内源融资。内源融资既避免了发行新股引致的价值低估，同时又不增加期望破产成本。“内源融资优先”的确适用于中国上市公司，具有良好利润记录的公司具有较高的权益资本比例（蒋殿春，2003）。因此，本书提出假设6.2：
H6.2：企业盈利性与企业内源融资的调整路径正相关。
第三，成长性（GROW）。高成长性的企业需要大量的外部融资，但高成长的公司大多是“年轻”的公司，会遭到一些负债融资约束的限制。但如果高成长性的公司有良好的发展前景，并没有负债财务约束，则该公司也许会大量举债经营。因此，本书提出假设6.3：
H6.3a：企业的成长性与企业内源融资的调整路径负相关；
H6.3b：高成长性并无财务约束的企业与长短期负债融资的调整路径正相关。
第四，公司信誉（CREDIT）。前文已经论述，有着良好信誉的公司的财务杠杆较高，这种良好的信誉同样在资本结构调整中发挥作用，不仅仅表现在企业仍然可以凭借信誉进行银行借款，尤其表现在企业的商业信用中，良好信誉的公司理应有着较高的应付账款和应付票据。所以，本书提出假设6.4：
H6.4：企业声誉与企业商业信用的调整路径正相关。
第五，国有控股（STATE）。中国上市公司大部分是在原有的国有企业经过改制、资产重组后上市的，“国有股”的“一股独大”是中国上市公司股权结构的显著特征。国有企业的显著特征就是利用其政府和政策的诸多优势可以取得较多的银行贷款，因此，本书提出假设6.5：
H6.5：国有控股且股权集中度较高的企业与长期负债的调整路径正相关。
第六，两职合一（DUAL）。“两职合一”是指公司的董事长兼任公司的总经理。一般的，高管人员不希望过高的资产负债率导致过高的财务费用，从而降低对自己业绩考核的评价，也不希望过高的资产负债率带来的高财务风险，因此也会偏好较低的资产负债率。特别是在公司绩效考核机制不健全的情况下，所有权与经营权集于一身，内部人控制现象严重使得董事长更注重自身的管理水平和管理绩效。很多学者认为“两职合一”是导致中国上市公司股权融资偏好的重要原因（冯根福、吴林江和刘世彦，2000）。因此，本书提出假设6.6：
H6.6：“两职合一”的公司与股权融资的调整路径正相关。
第七，减少政府干预（GOV）。政府干预一般存在于国有上市公司，主要表现在公司负债的软约束上。有着强烈政府干预的企业一般会增加负债融资，尤其表现在长期负债融资的债务展期上。孙铮、刘凤委和李增泉（2005）的研究发现，政府在降低企业融资成本、保证长期债务契约的顺利签订方面起到了重要作用。因此，本书提出假设6.7：
H6.7：有着强烈政府干预的企业与企业长期借款的调整路径正相关。
除了上述七个影响因素外，企业的偿付能力（SOLV）、企业本身的债务期限结构（debt term structure，DTS）、企业所处的行业特性（IND）以及宏观经济环境（COND）也对企业资本结构的调整路径产生影响，本书将以控制变量的方式加以讨论。
第二节研究模型与变量设计
企业资本结构调整体现在企业资金来源的结构变化上，具体的说，就是企业资产负债表右边各项资金来源的比例变动。根据会计学的相关知识，本书把资本结构调整路径分为商业信用（mercantile credit，MC）、短期负债（short-term debt，SD）、长期负债（long-term debt，LD）、发行股票（share issue，SI）和内部留存（retained earnings，RE）等五种。
按照Fama和French（2005；2012）的研究思路，企业年度新增的融资额就是企业资产负债表中总资产（total assets，TA）的增长额。那么，上述五种调整路径的新增融资额也分别等于资产负债表中各自的增加值。
这样，本书分别以各种调整路径融资比重为因变量，以各个影响调整路径的因素为解释变量，添加一些控制变量和行业虚拟变量（年度虚拟变量已经由宏观经济变量所控制）来构建回归模型分析资本结构调整路径的选择。
第三节实证检验与结论分析
一、样本选取与数据来源
为得到资本结构调整路径选择的稳健性结果，本章的样本选取与第5章的相同，考察了482个公司长达12年（1999～2010年）的共5784组公司年度面板数据。数据除了来源于国泰安（CSMAR）数据库和锐思（RESSET）数据库外，还从中国经济研究中心（CCER）数据库、巨潮资讯网和万得（WIND）中国金融数据库找到部分数据，还有部分数据是笔者通过Excel计算完成的。
二、描述性统计
从模型中一些解释变量和控制变量的描述性统计及其相关系数可以看出，除公司信誉（CREDIT）、资产有形性（TANG）和国有控股虚拟变量（STATE）等几个变量外，其余变量的最大值与最小值相差甚远；除成长性（GROW）与国有控股（STATE）和偿付能力（SOLV）的相关系数接近0.2外，大部分变量之间不存在较强的相关性。相关数据都进行了Winsorize（1%）处理，并用均值替代了部分异常数据。
三、实证结果及分析
本书利用Eviews5.0软件进行数据处理，从模型的线性回归结果中对模型检验的一些统计结果可知，模型基本符合线性回归的假设。（1）多重共线性。从所示的相关系数即可看出各个解释变量之间不存在多重共线性；各个解释变量的方差膨胀因子（VIF）中VIF最大的为1.243，平均为1.12，远远小于多重共线性的标准值10，所以可以认为模型不存在多重共线性。（2）自相关。由于模型采用的是面板数据而不是时间序列数据，因此解释变量之间存在自相关性的可能性较小；Durbin-Watson统计值都在2左右，在大样本条件下可以认为各个自变量不存在自相关性。（3）异方差。利用White异方差性检验方法，发现在无交叉项检验的条件下得出的概率为0.005左右，表明模型具有一定的异方差，因而本书利用了Newey-West异方差和自相关一致协方差方法（heteroscedasticity and autocorrelation consistent covariance）对模型进行了处理。
模型的决定系数和修正决定系数大多在0.02左右，表明模型的拟合优度较差，但模型F统计量的相伴概率都为0.004左右，表明模型的总体性检验是显著性的。同时发现，行业特性（IND）对公司资本结构的调整路径有一定的影响，支持陈文浩和任娟华（2007）的研究结论。