王麗南 金昕

【摘 要】 文章以2003—2016年滬深兩市A股上市公司為研究對象，將M/B指標(biāo)拆解為定價誤差和成長機會，以定價誤差作為市場時機衡量指標(biāo)，運用普通最小二乘估計法構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，實證檢驗市場時機、管理者權(quán)力與企業(yè)資本結(jié)構(gòu)變動之間的關(guān)系。研究結(jié)果表明：第一，市場時機顯著地負(fù)向影響債務(wù)融資比例；第二，管理者權(quán)力越大，越愿意增加債務(wù)融資比重；第三，當(dāng)市場對公司價值存在高估時，管理者權(quán)力越大的公司，債務(wù)融資比重下降的幅度越大，管理權(quán)力集中程度對資本結(jié)構(gòu)的市場擇機行為起調(diào)節(jié)作用。因此應(yīng)辯證地看待管理者權(quán)力對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策的影響。

【關(guān)鍵詞】 資本結(jié)構(gòu)； 市場時機； 管理者權(quán)力； 調(diào)節(jié)效應(yīng)

【中圖分類號】 F275；F832.5；F272.91 【文獻(xiàn)標(biāo)識碼】 A 【文章編號】 1004-5937（2018）07-0110-06

一、引言

資本結(jié)構(gòu)是一個企業(yè)生存發(fā)展的關(guān)鍵，關(guān)系到企業(yè)權(quán)益在債權(quán)人和股東之間的分配。隨著行為金融學(xué)的興起與發(fā)展，資本結(jié)構(gòu)的市場時機理論蓬勃發(fā)展。20世紀(jì)90年代初期，上海證券交易所、深圳證券交易所的成立，標(biāo)志著我國證券市場開始發(fā)展。我國證券市場雖然起步較晚，但作為一個高速成長的新興市場，在短短幾十年的時間里取得了舉世矚目的成就，在促進(jìn)國有企業(yè)改革、推動我國社會主義市場經(jīng)濟的發(fā)展與完善方面發(fā)揮了突出的作用，國內(nèi)許多學(xué)者也針對我國證券市場進(jìn)行了大量研究，驗證了在我國同樣存在資本結(jié)構(gòu)的市場擇機行為。

管理者權(quán)力集中程度的研究是公司治理領(lǐng)域的重要研究方向，對探究企業(yè)股東和管理者之間委托代理關(guān)系有重要的實踐意義。隨著我國社會主義市場經(jīng)濟的深入發(fā)展，現(xiàn)代企業(yè)制度日益得到普及與健全，無論是國有企業(yè)還是民營企業(yè)，都逐漸建立現(xiàn)代經(jīng)理人制度，所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)分離，委托代理問題隨之而來。國內(nèi)外學(xué)者以往的研究主要集中于管理者權(quán)力過于集中對公司經(jīng)營和股東利益造成的損害，并重點研究如何解決委托代理問題，最大程度地保護(hù)股東利益，但結(jié)合我國當(dāng)前國情，應(yīng)辯證地看待管理者權(quán)力對公司經(jīng)營決策的影響。現(xiàn)階段我國上市公司一股獨大的現(xiàn)象較為普遍，雖然夏小林[ 1 ]認(rèn)為，一股獨大現(xiàn)象并非我國所獨有，并且國有上市公司和非國有上市公司都普遍存在該現(xiàn)象，但黃娟和張配配[ 2 ]基于Donaldson等[ 3 ]提出的“管家理論”認(rèn)為一股獨大的現(xiàn)象制約了管理層作為代理人更自主地發(fā)揮個人的能力。因此在評價管理者權(quán)力對公司經(jīng)營的影響時，不僅要看到管理者與股東利益不一致時管理者利用手中權(quán)力侵害股東利益，更要看到管理者權(quán)力越大，其工作熱情與自身能力在權(quán)力的激發(fā)下越能得到充分發(fā)揮，在遇到環(huán)境變化時能迅速做出決策進(jìn)行應(yīng)對，趨利避害，盡可能維護(hù)企業(yè)利益最大化。

鑒于此，本文基于2003—2016年我國A股上市公司的經(jīng)驗證據(jù)，實證研究了市場時機、管理者權(quán)力與資本結(jié)構(gòu)三者之間的關(guān)系，探討應(yīng)如何從市場時機選擇視角，辯證地看待管理者權(quán)力對公司資本結(jié)構(gòu)決策的影響。

二、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

1.市場時機與資本結(jié)構(gòu)

行為金融學(xué)認(rèn)為，股票市場參與者的行為是不完全理性的，套利機制是不完善的，因此股票市場也是不完全理性的，市場中可能存在著定價誤差。理性管理者應(yīng)正確認(rèn)識定價誤差，并對市場時機做出正確反應(yīng)，調(diào)整債權(quán)融資和股權(quán)融資比例，最大程度利用市場時機，這便是資本結(jié)構(gòu)市場時機選擇理論。Stein[ 4 ]最早提出企業(yè)融資的市場時機選擇假說，認(rèn)為在股票市場不完全理性的前提下，公司股價被高估時，理性的管理者應(yīng)該發(fā)行更多的股票，當(dāng)股票被過分低估時，應(yīng)該回購股票。Baker和Wurgler等[ 5-6 ]通過實證研究發(fā)現(xiàn)，在不完全理性的股票市場中，確實存在著管理者對市場時機的選擇行為，而且這種市場時機對資本結(jié)構(gòu)的影響不是短期的。資本結(jié)構(gòu)是近幾年公司進(jìn)行市場時機選擇的累積結(jié)果，即公司資本結(jié)構(gòu)受代表近幾年內(nèi)累積定價誤差的變量歷史加權(quán)平均M/B值的顯著影響。此后許多學(xué)者作了進(jìn)一步研究，包括國內(nèi)學(xué)者也對市場時機選擇理論在中國股票市場的短期及長期適用性行進(jìn)了相關(guān)驗證，如胡俊等[ 7 ]，但大部分學(xué)者仍借鑒Baker和Wurgler對于市場時機的衡量方法，即采用M/B指標(biāo)代表市場時機。

雖然以M/B值作為市場時機衡量指標(biāo)的方法在行為財務(wù)學(xué)領(lǐng)域得到廣泛認(rèn)可，但是隨著對M/B值認(rèn)識的深入，也有許多學(xué)者提出質(zhì)疑，認(rèn)為M/B值中除了市場時機含義之外，還包含了公司未來成長性信息，因此這種衡量方法是不夠準(zhǔn)確的。Rhodes-Kropf等[ 8 ]將M/B值指標(biāo)進(jìn)行拆解，分為公司特有偏誤（Firm-Specific Error，F(xiàn)SE）、行業(yè)時間序列偏誤（Time-Series Sector Error，TSSE）以及長期價值賬面比（Long-Run Value-to-Book，LRVTB）三部分，其中FSE因子測度了隱含在當(dāng)期行業(yè)（產(chǎn)業(yè)）會計乘數(shù)中的“公司特有估值偏誤”，是衡量公司特有定價誤差的理性指標(biāo)。Kayhan和Titman[ 9 ]同樣質(zhì)疑歷史加權(quán)平均M/B值作為衡量市場時機指標(biāo)的準(zhǔn)確性，并將M/B值分解為Yearly Timing（YT）和Long-term Timing（LT）兩部分，YT反映了股票價格的錯誤估計程度，其與市場時機有關(guān)，LT主要是指企業(yè)的投資機會，其與長期增長因素有關(guān)。

2.管理者權(quán)力與資本結(jié)構(gòu)

關(guān)于管理者權(quán)力的研究，一些學(xué)者從委托代理問題角度進(jìn)行思考。一方面，大量學(xué)者支持委托代理理論，承認(rèn)委托代理問題的存在會損害股東權(quán)益，他們認(rèn)為必須對受托管理者的權(quán)力進(jìn)行約束，因為隨著管理者權(quán)力的集中，會加劇委托代理問題。國內(nèi)外學(xué)者從此方面對管理者權(quán)力進(jìn)行的研究主要集中于管理者權(quán)力對高管薪酬激勵、會計信息質(zhì)量、投資效率、在職消費和股利分紅等公司治理行為的影響以及管理者權(quán)力對公司績效的影響。然而，從委托代理理論出發(fā)，考察管理者權(quán)力對公司資本結(jié)構(gòu)的影響，中外學(xué)者已進(jìn)行的研究并不多，主要有Jensen和 Meckling[ 10 ]提出“代理成本理論”，抽象出管理者同時為所有者時企業(yè)運行的特殊機制，認(rèn)為在這種特殊情況下，管理者為解決代理問題、擴大自身權(quán)力，會和內(nèi)部股東一起加強對外部債權(quán)人的潛在剝削，愿意增加債務(wù)融資比例。許多學(xué)者雖然沒直接指明管理者權(quán)力與資本結(jié)構(gòu)的關(guān)系，卻發(fā)現(xiàn)管理者有擴大公司規(guī)模的偏好。Jensen[ 11 ]認(rèn)為，作為代理人的管理者謀取私利最為直接的手段是擴大企業(yè)的規(guī)模。Morck等[ 12 ]指出管理層出于防止被替代的考慮，會擴大企業(yè)規(guī)模來建立“企業(yè)帝國”以鞏固自己的地位。Finkelstein和Hambrick[13 ]研究發(fā)現(xiàn)，在管理層薪酬決定因素上，公司規(guī)模比業(yè)績表現(xiàn)出更重要的地位，管理層更有動機為了謀取私利而進(jìn)行公司規(guī)模的擴張。陳震和丁忠明[ 14 ]以我國上市公司為樣本進(jìn)行研究，發(fā)現(xiàn)公司規(guī)模擴張遠(yuǎn)比業(yè)績提升能帶來更多薪酬回報的現(xiàn)象在我國同樣存在。另一方面，有些學(xué)者對委托代理理論提出質(zhì)疑，如Donaldson和Davis[ 3 ]提出“管家理論”，認(rèn)為管理者擁有較大權(quán)力，如身兼董事長和總經(jīng)理兩職合一時，當(dāng)外界環(huán)境發(fā)生改變，可以迅速做出有效反應(yīng)以趨利避害，做出有利于企業(yè)的決策。黃娟和張配配[ 2 ]以我國上市公司為樣本，驗證了管理者權(quán)力與企業(yè)績效之間的正相關(guān)關(guān)系。另外，Zhang Chunlong和Zhang Guoliang[ 15 ]從行為金融學(xué)范疇中的管理者過度自信角度出發(fā)，認(rèn)為管理者權(quán)力集中會帶來管理者過度自信的問題，無論企業(yè)采取保守的還是激進(jìn)的融資政策，這種過度自信都會致使管理者在進(jìn)行資本結(jié)構(gòu)決策時偏離傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)框架下的最佳資本結(jié)構(gòu)決策。

3.文獻(xiàn)評述

從現(xiàn)有國內(nèi)外研究成果來看，大多進(jìn)行的是市場時機對公司資本結(jié)構(gòu)的影響、管理者權(quán)力對公司各項決策行為以及公司績效的影響研究，關(guān)于管理者權(quán)力對公司資本結(jié)構(gòu)影響的研究較少，并未涉及市場時機、管理者權(quán)力和公司資本結(jié)構(gòu)三者之間的關(guān)系，即尚未有學(xué)者關(guān)注市場時機視角下管理者權(quán)力集中程度對資本結(jié)構(gòu)的影響。因此，本文以市場時機理論為切入點，實證分析管理者權(quán)力集中程度對資本結(jié)構(gòu)市場擇機行為的調(diào)節(jié)作用，具有一定的研究價值。

（二）研究假設(shè)

根據(jù)Baker和Wurgler[ 5 ]的研究，代表市場時機的指標(biāo)歷史加權(quán)平均M/B值對代表資本結(jié)構(gòu)的指標(biāo)負(fù)債占總資產(chǎn)比重存在顯著的負(fù)向影響關(guān)系。此后許多學(xué)者也繼續(xù)采用歷史加權(quán)平均M/B值作為衡量指標(biāo)對市場時機理論作了進(jìn)一步研究。后來，越來越多的學(xué)者證明了M/B指標(biāo)中除包含定價誤差因素外，還有企業(yè)成長性的含義。本文運用RKRV模型中從M/B值拆解而來的定價誤差作為衡量市場時機的指標(biāo)，剔除了成長性因素的影響。根據(jù)資本結(jié)構(gòu)的市場時機理論，定價誤差對以債務(wù)融資比例變動表示的資本結(jié)構(gòu)變化產(chǎn)生負(fù)向影響?；谝陨戏治觯疚奶岢黾僭O(shè)1：

假設(shè)1：隨著股票市場定價誤差的正向增加，企業(yè)債務(wù)融資比例下降。

根據(jù)Jensen[ 11 ]的觀點，作為代理人的管理者謀取個人利益最直接的手段就是擴大企業(yè)規(guī)模；Finkelstein和Hambrick[ 13 ]研究發(fā)現(xiàn)在管理層薪酬決定因素上，公司規(guī)模比業(yè)績表現(xiàn)出更重要的地位；陳震和丁忠明[ 14 ]研究發(fā)現(xiàn)該現(xiàn)象在我國同樣存在，所以管理者有很強的擴大企業(yè)規(guī)模的意愿。為了擴大企業(yè)規(guī)模，增加資本性支出，當(dāng)內(nèi)源融資無法滿足需求時，必然會有強烈的外源融資需要。而且，作為已經(jīng)上市的公司，增發(fā)新股審批手續(xù)繁瑣，等待時間較長，因此管理者更愿意選擇獲取資金速度更快的債務(wù)融資方式。根據(jù)Jensen和Meckling[ 10 ]提出的“代理成本理論”，管理者也有增加債務(wù)融資比重的愿望。因此，管理者權(quán)力正向影響企業(yè)債務(wù)融資比例?；谏鲜龇治觯疚奶岢黾僭O(shè)2：

假設(shè)2：管理者權(quán)力越大越會帶來企業(yè)債務(wù)融資比重的增加。

根據(jù)Donaldson和Davis[ 3 ]提出的“管家理論”，當(dāng)管理者擁有較大權(quán)力時，遇到外界環(huán)境發(fā)生變化，可以迅速做出有效反應(yīng)以趨利避害，做出有利于企業(yè)的決策；黃娟和張配配[ 2 ]以我國上市公司為樣本，證實了管理者權(quán)力與企業(yè)績效之間的正相關(guān)關(guān)系，他們認(rèn)為目前我國資本市場發(fā)展尚不健全，企業(yè)一股獨大現(xiàn)象較為普遍，管理層作為代理人并不能足夠自主地發(fā)揮自身能力，而是要受制于作為委托人的大股東。所以，管理層權(quán)力越大，其自身能力越能得到充分發(fā)揮。因此，本文認(rèn)為當(dāng)市場對公司股價存在定價誤差時，管理者權(quán)力較大的公司，其管理者可以更加自主地對公司股價變動迅速做出反應(yīng)，更大幅度地調(diào)整債務(wù)融資比重?；谝陨戏治?，本文提出假設(shè)3：

假設(shè)3：當(dāng)市場對公司價值存在高估時，管理者權(quán)力越大的公司，債務(wù)融資比重下降的幅度越大。

三、研究設(shè)計

（一）樣本和數(shù)據(jù)來源

本文選擇滬深兩市A股上市公司2003—2016年的數(shù)據(jù)為樣本。為了保證實證研究的可行性及有效性，對這些樣本按以下步驟進(jìn)行篩選：（1）剔除金融業(yè)和保險業(yè)上市公司樣本；（2）剔除ST及*ST上市公司樣本；（3）剔除含有缺失值的數(shù)據(jù)。研究數(shù)據(jù)的獲取，主要來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，并從色諾芬數(shù)據(jù)庫中取得每家樣本企業(yè)的全球行業(yè)分類系統(tǒng)（GICS）代碼前兩位作為產(chǎn)業(yè)分類代碼。經(jīng)過對數(shù)據(jù)篩選和1%/99%水平的縮尾處理以后，參與實證研究的數(shù)據(jù)記錄共13 326條，采用的數(shù)據(jù)處理軟件主要為SAS9.4。

（二）變量定義（表1）

1.被解釋變量

本文被解釋變量用lev_chg來表示，代表企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的變化，即t期與t-1期負(fù)債占總資產(chǎn)比重之差。

2.解釋變量

本文解釋變量市場時機用定價誤差（FSE）表示。借鑒前人所用方法[ 8 ]，將M/B指標(biāo)拆解為公司特有偏誤（FSE）、行業(yè)時間序列偏誤（TSSE）以及長期價值賬面比（LRVTB）三個指標(biāo)，其中FSE指標(biāo)為公司市場價值的對數(shù)與長期狀態(tài)下的期望價值對數(shù)之差，表示市場對公司的定價誤差。

3.調(diào)節(jié)變量

本文調(diào)節(jié)變量為管理者權(quán)力集中程度，采用盧銳[ 16 ]的衡量方法，從高管長期在位、董事長總經(jīng)理兩職兼任和股權(quán)分散程度三方面來構(gòu)建綜合指標(biāo)。第一種衡量管理者權(quán)力的指標(biāo)是積分變量power=power1+power2+power3；第二種衡量管理者權(quán)力的指標(biāo)是虛擬變量，當(dāng)power≥2時opower取1，否則取0。積分變量power用于回歸模型中，虛擬變量opower用于單變量檢驗。

4.控制變量

借鑒相關(guān)文獻(xiàn)，本文引入的控制變量包括企業(yè)成長性（growth）、企業(yè)規(guī)模（size）、凈資產(chǎn)收益率（ROE）、所得稅負(fù)擔(dān)（tax）、固定資產(chǎn)（ppe）、破產(chǎn)風(fēng)險（Z-score）和產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）。

（三）模型設(shè)定

四、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

表2是主要變量描述性統(tǒng)計分析結(jié)果，顯示定價誤差（FSE）的均值為0.013，雖然略大于0，但中位數(shù)為-0.021，明顯小于0，且標(biāo)準(zhǔn)差不大，峰度值僅為1.092，偏度值僅為0.829，表明A股上市公司在樣本期間市場價值較長期狀態(tài)下的期望價值有的存在高估，有的存在低估，但樣本之間的差異性不大。代表管理者權(quán)力的積分變量指標(biāo)（power）的平均值為1.391，中位數(shù)為1.000，代表管理者權(quán)力的虛擬變量衡量指標(biāo)（opower）的平均值為0.348，中位數(shù)為0，反映出滬深A(yù)股上市公司在樣本期間管理者權(quán)力并不太大，說明我國上市公司一股獨大，管理者能力發(fā)揮的自主性受到限制。成長性指標(biāo)（growth）的平均值為0.173，最小值為-0.656，最大值為6.095，標(biāo)準(zhǔn)差為0.428，峰度值為52.287，偏度值為5.213，說明企業(yè)之間成長性差異較大，且呈現(xiàn)正偏的趨勢，說明我國上市公司成長性總體呈良性發(fā)展。所得稅負(fù)擔(dān)指標(biāo)（tax）均值為0.018，說明我國A股上市公司的所得稅率不高。盡管樣本中已經(jīng)剔除了ST公司，但其他正常公司破產(chǎn)風(fēng)險的預(yù)測指標(biāo)（Z-score）的平均值依然為1.789，處于“灰色區(qū)域”，中位數(shù)則為更低的1.589，說明大部分非ST滬深A(yù)股上市公司的破產(chǎn)風(fēng)險依然值得重視。代表產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的指標(biāo)SOE的均值為0.571且中位數(shù)為1.000，說明在上市公司中，國有產(chǎn)權(quán)仍然占相當(dāng)高的比例，這與我國社會主義市場經(jīng)濟的特征相符。被解釋變量即資本結(jié)構(gòu)變化量（lev_chg）的平均值小于0，且標(biāo)準(zhǔn)差僅為0.075，說明在樣本期間，大部分企業(yè)的杠桿負(fù)擔(dān)呈緩慢下降趨勢，且企業(yè)之間差異性很小，符合我國上市公司一直以來的股權(quán)融資偏好。

（二）相關(guān)性分析

在對變量進(jìn)行多元回歸之前，本文采用皮爾森相關(guān)系數(shù)對變量進(jìn)行多重共線性檢驗，結(jié)果表明各變量之間相關(guān)性系數(shù)的絕對值均低于0.5，變量間相關(guān)性不強，模型設(shè)定較為合理；被解釋變量lev_chg與解釋變量FSE之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系，與調(diào)節(jié)變量power之間存在顯著的正相關(guān)關(guān)系，解釋變量FSE與調(diào)節(jié)變量power之間存在顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系（表略）。

（三）單變量T檢驗

管理者權(quán)力集中程度的單變量T檢驗如表3所示。表3結(jié)果表明，對于資本結(jié)構(gòu)的變化來說，雖然我國上市公司存在股權(quán)融資偏好，無論是管理者權(quán)力是否集中，資本結(jié)構(gòu)中負(fù)債所占比重一直都在緩慢下降，但總體來說，管理者權(quán)力較大的公司財務(wù)杠桿降低速度較慢，且這種差異有一定的顯著性。這驗證了假設(shè)2，即管理者權(quán)力越大的企業(yè)越傾向于增加債務(wù)融資比重。對于代表市場時機的定價誤差變量來說，管理者權(quán)力集中時企業(yè)的市場價值會存在一定程度的低估，而管理者權(quán)力較為分散時企業(yè)的市場價值會存在一定程度的高估，且這種差異顯著存在，表明管理者權(quán)力較小的公司更受投資者青睞。

（四）多元回歸分析

根據(jù)計量經(jīng)濟模型采用最小二乘法（OLS）進(jìn)行多元回歸分析，并對年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)進(jìn)行固定，分析影響資本結(jié)構(gòu)變動的因素，結(jié)果如表4所示。

首先分析在控制其他影響因素后，表示市場時機含義的定價誤差（FSE）對資本結(jié)構(gòu)變動的影響，回歸結(jié)果如列（1）所示。在控制其他因素的影響后，若市場對公司股票存在正向的定價誤差（FSE），則在99%的置信水平上會導(dǎo)致債務(wù)融資比例降低。這一回歸結(jié)果支持了資本結(jié)構(gòu)的市場時機理論，即當(dāng)股價上升時，股權(quán)融資成本降低，企業(yè)會利用該市場時機減少債務(wù)融資，更多地選擇股權(quán)融資方式，反之亦然。當(dāng)其他影響因素控制不變時，公司的成長性（growth）非常顯著地降低債務(wù)融資比例，公司規(guī)模（size）對資本結(jié)構(gòu)的變化沒有顯著影響，代表企業(yè)盈利能力的指標(biāo)凈資產(chǎn)收益率（ROE）與債務(wù)融資比率顯著地呈同向變動，所得稅負(fù)擔(dān)（tax）對債務(wù)融資比例變動有顯著的負(fù)向影響，固定資產(chǎn)（ppe）與債務(wù)融資比例變動呈顯著的正相關(guān)，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)（SOE）指標(biāo)顯著增加債務(wù)融資比重。林毅夫和李志赟[ 18 ]研究發(fā)現(xiàn)，政府出于維護(hù)社會穩(wěn)定、保障就業(yè)等諸多目的，會對國有企業(yè)進(jìn)行特殊照顧，使得國有企業(yè)在融資方面具有明顯優(yōu)勢，而且國有企業(yè)通常與同為國有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的商業(yè)銀行關(guān)系更為密切，更容易從銀行獲得貸款。

在模型（1）的基礎(chǔ)上加入代表管理者權(quán)力的積分變量power，回歸結(jié)果如列（2）所示。在控制其他因素對被解釋變量影響不變的情況下，管理者權(quán)力的提高顯著地增加了債務(wù)融資比例，但并不影響其他變量對資本結(jié)構(gòu)變動的作用效果，假設(shè)2得以驗證。在模型（1）和（2）的基礎(chǔ)上，分別加入定價誤差（FSE）和調(diào)節(jié)變量管理者權(quán)力集中程度（power）的交乘項得到列（3）和列（4）。定價誤差（FSE）和調(diào)節(jié)變量管理者權(quán)力集中程度（power）的交乘項對被解釋變量債務(wù)融資比重變動（lev_chg）的回歸系數(shù)顯著為負(fù)，這意味著在控制其他影響因素不變的條件下，隨著管理者權(quán)力的集中，加大了代表市場時機的定價誤差（FSE）變量對企業(yè)債務(wù)融資比重的負(fù)向影響程度，即當(dāng)股價上升時，股權(quán)融資成本降低，在管理者權(quán)力集中的企業(yè)，管理者的能力可以得到更自主的發(fā)揮，對股價變動迅速做出充分反應(yīng)，更大幅度地減少債務(wù)融資，增加股權(quán)融資比例，反之亦然。管理者權(quán)力集中程度作為調(diào)節(jié)變量，對資本結(jié)構(gòu)的市場擇機行為起調(diào)節(jié)作用，假設(shè)3得以驗證。

（五）穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗上述結(jié)論的穩(wěn)健性，本文采用廣義矩估計法（GMM）進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗，其結(jié)果與前文研究結(jié)論無實質(zhì)性差異?；诜€(wěn)健性檢驗，可認(rèn)為本文的結(jié)論較穩(wěn)健，同時也說明回歸模型不存在嚴(yán)重的內(nèi)生性問題。

五、結(jié)論與啟示

上述實證檢驗以我國滬深兩市A股上市公司2003—2016年期間的數(shù)據(jù)為樣本，使用RKRV模型中對M/B值剔除公司成長性后得到的公司定價誤差的變量（FSE）作為市場時機衡量指標(biāo)，構(gòu)建調(diào)節(jié)效應(yīng)模型，運用最小二乘法（OLS）進(jìn)行多元回歸分析，考察了市場時機、管理者權(quán)力、資本結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。研究發(fā)現(xiàn)：（1）公司特有定價誤差對以債務(wù)融資比例變動表示的資本結(jié)構(gòu)變化產(chǎn)生負(fù)向影響，該結(jié)論支持了已有資本結(jié)構(gòu)的市場時機理論；（2）管理者權(quán)力正向影響企業(yè)債務(wù)融資比例，即管理者權(quán)力越大越會帶來企業(yè)債務(wù)融資比重的增加；（3）當(dāng)市場對公司價值存在高估時，管理者權(quán)力越大的公司，債務(wù)融資比重下降幅度越大，管理權(quán)力集中程度對資本結(jié)構(gòu)市場擇機行為起調(diào)節(jié)作用。

本文的研究結(jié)論啟示我們在公司資本結(jié)構(gòu)選擇的實踐中，要辯證地看待管理者權(quán)力對資本結(jié)構(gòu)市場擇機行為的影響，既要警惕由于管理者權(quán)力增加導(dǎo)致其出于謀取私利的目的有擴大公司規(guī)模的偏好給公司帶來財務(wù)杠桿增加的風(fēng)險，又要注意在我國資本市場一股獨大現(xiàn)象普遍存在的現(xiàn)狀下應(yīng)賦予管理者足夠的權(quán)力，使其在面對股票市場發(fā)生變化時可以充分及時地發(fā)揮自身能力，對資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行足夠調(diào)整，更大程度地維護(hù)公司及其股東的利益。

【參考文獻(xiàn)】

[1] 夏小林.國企與改革（上）：兼評被污名化的“國資一股獨大”[J].管理學(xué)刊，2014，27（3）：1-15.

[2] 黃娟，張配配.管理層權(quán)力、內(nèi)部控制信息披露質(zhì)量與企業(yè)績效[J].南京審計大學(xué)學(xué)報，2017，14（2）：1-10.

[3] DONALDSON L，DAVIS J H.Stewardship theory or agency theory：CEO governance and shareholder returns[J].Australian Journal of Management，2014，16（16）：49-64.

[4] STEIN J C. Rational capital budgeting in an irrational world[J].The Journal of Business，1996，69（4）：429-455.

[5] BAKER M，WURGLER J.The equity share in new issues and aggregate stock returns[J]. Journal of Finance，2000，55（5）：2219-2257.

[6] BAKER M，WURGLER J. Market timing and capital structure[J].Journal of Finance，2002，62（1）：1-32.

[7] 胡俊，晏艷陽，鄧婷.資本結(jié)構(gòu)市場時機選擇理論在中國的實證檢驗[J].金融理論與實踐，2008（3）：7-10.

[8] RHODES K M，ROBINSON D T，VISWANATHAN S.Valuation waves and merger activity：the empirical evidence[J]. Journal of Financial Economics，2005，77（3）：561-603.

[9] KAYHAN A，TITMAN S.Firms' histories and their capital structures[J].Journal of Financial Economics，2007，83（1）：1-32.

[10] JENSEN M C，MECKLING W H.Theory of the firm， managerial behavior， agency costs and ownership structure[J]. Journal of Financial Economics，1976（4）：305-360.

[11] JENSEN M C.Agency costs of free cash flow，corporate finance，and takeovers[J].The American Economic Review，1986，76（2）：323-329.

[12] MORCK R，SHLEIFER A，VISHNY R W.Management ownership and firm value： an empirical analysis[J]. Journal of Financial Economics，1988，20 （1/2）：293-315.

[13] FINKELSTEIN S，HAMBRICK D C.Chief executive compensation：a study of the intersection of markets and political processes[J].Strategic Management Journal，1989，10（2）：121-134.

[14] 陳震，丁忠明.基于管理層權(quán)力理論的壟斷企業(yè)高管薪酬研究[J].中國工業(yè)經(jīng)濟，2011（9）：119-129.

[15] ZHANG C， ZHANG G. Managerial power， capital structure and firm value[J]. Open Journal of Social Sciences，2016（12）：138-142.

[16] 盧銳.管理層權(quán)力、薪酬差距與績效[J].南方經(jīng)濟，2007（7）：60-70.

[17] ALTMAN EDWARD I. Financial ratios， discriminant analysis and the prediction of corporate bankruptcy[J].The Journal of Finance，1968，23（4）：589-609.

[18] 林毅夫，李志赟.政策性負(fù)擔(dān)、道德風(fēng)險與預(yù)算軟約束[J].經(jīng)濟研究，2004（2）：17-27.