2018, Vol. 39
动态权衡理论认为, 资本结构动态调整是企业财务活动的行为表现, 这种行为不仅受企业所处外部环境影响, 也是企业相关利益主体之间的权衡过程.企业趋向目标资本结构调整越快越有利于提升公司价值, 因而探索影响资本结构调整速度的因素, 具有重要的理论和现实意义.
目前, 关于资本结构调整速度影响因素的研究主要围绕企业特征、外部环境和公司治理三方面展开[1-3], 但现有文献中忽视了高管权力因素的影响.企业资本结构动态调整是通过管理者来实现, 高管权力是影响管理者资本结构决策行为的重要因素之一.因此, 本文首先研究高管权力大小与资本结构调整速度之间的关系, 然后从外部治理视角研究如何约束高管权力, 进而影响资本结构调整速度, 这对于完善公司治理机制, 合理优化企业资本结构, 发挥企业负债的相机治理作用, 具有重要价值.
本文的研究贡献:一是实证检验高管权力对资本结构调整速度的影响, 不仅从管理者权力特征角度丰富了资本结构动态调整的影响因素, 而且从资本结构调整速度维度拓展了高管权力对企业融资决策经济后果的研究; 二是从外部治理机制视角, 将机构投资者持股和高管权力相结合, 实证检验机构投资者持股及其异质性对高管权力与资本结构调整速度之间关系的影响, 旨在发现管理者权力制衡机制, 丰富公司治理与资本结构调整速度之间的关系, 又为约束高管权力、合理安排企业资本结构提供了外部治理途径.
1 理论分析与研究假设在企业组织运行中, 每一个行动者都在不同程度上受权力影响或者通过权力影响其他行动者行为, 因此权力在企业组织运营以及管理中处于核心地位.高管居于企业科层结构的关键位置, 高管权力是高管对股东大会或董事会制定和执行决策时的影响力[4].高管通过权力影响企业投融资决策以及其他战略决策, 进而影响企业资本结构动态调整.
资本结构动态调整是企业权衡调整成本和调整收益的过程, 其调整速度由调整成本决定[5].调整成本包括融资时发生的交易费用、再融资成本、潜在的破产成本以及债务自律成本等[3, 6].当调整成本较高时, 资本结构调整速度就会减慢; 反之亦然.高管权力是影响企业融资成本的关键因素[7], 在资本结构决策上, 权力大的高管更善于从事自利性融资活动而忽视股东利益.
在静态层面上, 为了降低企业破产风险以及债务自律机制的约束作用, 高管一般规避负债融资, 对企业实施次优的资本结构决策.Jiraporn等[8]研究发现, 当高管在融资决策上具有绝对支配权时, 考虑到其人力资本的专用性、负债对绩效的压力以及债务的自律成本等因素, 其会降低企业负债水平; Chintrakarn等[9]和Li等[10]进一步研究发现, 当高管权力较小时, 公司增加负债能够协同股东和管理者之间的利益, 减轻自由现金流的代理成本.但随着企业高管权力的逐渐增大, 高管就会具有更多的自由裁量权来支配企业负债.为了降低企业破产风险和债务的自律成本, 他们倾向于减少负债融资.
在动态层面上, Morellec等[3]研究表明, 高管在资本结构决策时会权衡债务的收益和成本, 其中成本不仅包括违约成本、交易成本, 还有债务自律成本; 债务对高管的总成本要高于债务对股东总成本的3倍, 这些成本中一半以上是来自于债务自律成本, 而债务对高管的总收益与债务对股东的总收益很接近.因此, 当高管对融资决策拥有较大控制权时, 企业越容易规避负债融资, 导致调整成本增加, 进而减慢企业趋向目标资本结构的调整速度.
企业趋向目标资本结构的调整速度具有不对称性.当实际资本结构低于目标水平时, 企业负债产生的边际收益大于边际成本, 资本结构理应趋向目标资本结构而向上调整.但企业增加负债会约束高管控制权, 导致高管减慢资本结构向上的调整速度; 当实际资本结构高于目标水平时, 企业负债产生的边际收益小于边际成本, 资本结构理应趋向目标水平而向下调整.高管考虑到债务的自律机制以及较低的调整成本, 其会加快资本结构向下的调整速度.由此提出研究假设H1.
H1:高管权力将显著减慢资本结构调整速度，两者呈负相关关系; 当实际资本结构低于目标水平时, 高管权力与资本结构调整速度呈负相关关系, 而当实际资本结构高于目标资本结构时, 高管权力与资本结构调整速度呈正相关关系.
机构投资者持股被认为是重要的外部治理机制之一, 由多个机构投资者共同持有上市公司的股权构成.当他们持股比例逐渐增大时, 机构股东相应的监督动机和能力也在增强, 企业高管的自利性权力就越会受到一定程度的约束, 所以企业外部机构投资者持股是约束高管权力膨胀的重要制衡机制之一.机构投资者持有上市公司股票的最终目标是投资获利, 实际资本结构逐渐向目标水平调整会提升企业价值, 故他们会约束高管权力的寻租行为, 提升资本结构调整速度.
机构投资者约束高管权力、参与公司治理的作用与其异质性紧密相关.机构投资者异质性指机构投资者持股期限、投资动机以及投资策略具有差异.由于这种异质性, 不同类型机构投资者对高管权力的影响也不同.借鉴牛建波等[11]的分类方法, 按照机构投资者的投资行为特征, 将其分为稳定型和交易型机构投资者.稳定型机构投资者有较低的持股周转率且对企业进行长期投资, 他们有更多的时间收集上市公司的各类信息, 以便于监督高管行使权力的行为.交易型机构投资者以短期交易获利为目的, 通常以多种渠道获取信息后决定是否继续持有上市公司股票, 对高管权力的影响甚微, 他们一般不关注高管对资本结构的调整.由此提出以下研究假设.
H2:从整体上看, 机构投资者持股比例越高越有利于减弱高管权力与资本结构调整速度之间的负相关关系.
H3:相对于交易型机构投资者, 稳定型机构投资者持股更能弱化高管权力与资本结构调整速度之间的负相关关系.
2 研究设计 2.1 样本选择与数据来源本文使用2000~2015年中国沪深两市A股的数据为样本, 全部数据来源于CSMAR数据库.对初始样本按照以下顺序进行筛选:剔除变量数据缺失的样本公司; 剔除金融类以及ST, *ST公司; 估计资本结构调整速度需要连续两年的上市公司数据, 所以剔除只有一年数据的上市公司, 最后得到17 472个样本数据.此外, 为减少异常值对回归结果的影响, 对主要变量进行1%和99%的Winsorize处理.
2.2 变量定义1) 资本结构调整速度.资本结构调整速度反映了企业实际资本结构趋向目标水平调整的快慢, 通过“标准部分调整模型”(模型1)回归获取.
2) 高管权力.本文借鉴权小锋等[12]的研究, 将高管限定为掌握企业实际经营决策权的总经理、总裁或CEO.Finkelstein[4]认为高管权力应由结构权力、专家和声誉权力以及所有权权力构成, 故依据这种思想构建高管权力指标.结构权力:通过CEO兼任董事长反映空间维度职权.若CEO两职合一赋值为1, 否则为0, 记为P1; 所有权权力:CEO持股比例越高, 其拥有的决策权越大以及对董事会的影响越强.若CEO持股水平高于样本均值赋值为1, 否则为0, 记为P2; 专家和声誉权力:通过CEO是否具有高学历或高职称衡量专家和声誉权力.本文定义的高学历指硕士及以上学历; 高职称指高级会计师、高级工程师、高级建筑师、注册会计师、注册资产评估师、教授、律师等.CEO具有良好教育背景或较高职称, 表明他们专业能力愈强以及个人声誉愈高, 更易形成领导权威.若CEO至少满足其中一项时, 该指标取值为1, 否则为0, 记为P3.董事会规模:董事会规模越大, 决策权越分散, 高管权力就越大.若董事会规模大于样本均值时为1, 否则为0, 记为P4; 董事会独立性:独立董事不仅具有咨询功能, 更具有监督管理者行为的作用, 董事会独立性越弱, 高管权力就越大.若董事会独立董事比例低于样本均值时为1, 否则为0, 记为P5.高管为内部董事:若高管是董事会成员, 其被监督的可能性降低, 那么高管的影响力将会增大, 导致权力增加.若CEO是副董事长或董事, 该指标赋值为1, 否则为0, 记为P6.
以上6个指标从不同的方面衡量了高管权力, 具有不全面性和局限性, 因此本文将这6个指标赋值后直接相加, 能够较全面衡量高管权力, 记为P=P1+P2+P3+P4+P5+P6.
3) 机构投资者异质性.在机构投资者异质性的衡量上, 首先按照Cheng等[13]的研究, 把各类机构投资者持股比例之和, 记为IO, 整体上衡量机构投资者的持股规模.然后, 参考牛建波等[11]的研究, 按照机构投资者的投资行为特征将机构股东分为稳定型和交易型两种类型, 通过机构投资者持股比例除以其前三年持股比例的标准差作为衡量时间纬度上机构投资者持股的稳定性, 记为IOS, IOS的值越大, 说明机构投资者持有上市公司的股票越稳定.同时, 考虑行业纬度的影响, 若IOS指标大于或等于年度行业中位数, 称为稳定型机构投资者, 记为IOS1=1;若IOS指标小于年度行业中位数, 称为交易型机构投资者, 记为IOS1=0.IOS1为虚拟变量, 从时间和行业纬度衡量机构投资者的稳定性, 稳定型机构投资者持股赋值为1, 交易型机构投资者持股为0.其计算公式如下:
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式中:STD(IOi, t-1, IOi, t-2, IOi, t-3)表示i企业t年机构投资者持股比例除以其前三年持股比例的标准差; MEDIANt, j(IOSt, j)表示t年j行业IOSt, j的中位数.
2.3 模型设计借鉴已有文献[2, 5]的研究, 采用标准部分调整模型估计样本企业的资本结构调整速度, 模型如下:
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(1) |
其中:Levi, t和Levi, t-1分别表示i企业t年和t-1年的期末资本结构；Levi, t*表示i企业t年末的目标资本结构; Levi, t-Levi, t-1表示i企业t年资本结构实际调整程度, 记为ΔLevi, t; Levi, t*-Levi, t-1表示i企业t年实际资本结构偏离目标水平的程度, 记为Devi, t; δ为回归系数, 表示在部分调整模型中, 样本企业每年平均的资本结构调整速度, 即实际资本结构趋向目标水平的调整速度；εi, t为误差项.为了估计目标资本结构, 通过模型(2)进行估算.
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(2) |
其中:γ表示回归系数变量; Xi, t-1是影响目标资本结构的公司特征变量以及年度和公司层面的固定效应.公司特征变量包括成长能力MBi, t([(非流通股数/总股本)×净资产+流通股×股价+负债]/总资产); 公司规模Sizei, t(总资产的自然对数); 非债务税盾Depi, t(累计折旧/总资产); 有形资产Tangi, t(固定资产净额/总资产); 资本结构行业年度中位数Lev_Mi, t; 盈利能力EBITi, t(息税前利润/总资产).
对于目标资本结构模型参数估计, 大多现有文献[5, 14]使用同时估计目标资本结构和调整速度的模型, 他们认为企业部分地而不是完全地趋向目标资本结构调整.与模型(2)相比, 考虑企业实际资本结构趋向目标水平调整的成本, 更贴近资本结构理论和实际, 故本文采用同时估计目标资本结构和调整速度的模型(3), 将模型(2)代入模型(1)得到.
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(3) |
对于γ回归系数的估计, Flannery等[15]比较了OLS方法、固定效应模型、纠偏最小二乘虚拟变量法(LSDVC)以及系统广义矩估计(SYS-GMM)等方法, 最终发现LSDVC方法对模型(3)的估计结果更为精确, 故本文采用这种方法.将模型(3)估计得到的回归系数向量代入模型(2)估计出目标资本结构.
为了检验高管权力与资本结构调整速度之间的关系, 将模型(1)进行扩展, 构建模型(4):
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(4) |
其中Pi, t衡量高管权力大小.模型(4)中α1是高管权力与资本结构偏离程度交互项的回归系数, 若为正, 表明高管权力越大, 企业趋向目标资本结构的调整速度越快; 若为负, 说明高管权力越大, 资本结构调整速度越慢.
为了进一步检验机构投资者持股及其异质性对高管权力与资本结构调整速度之间关系的影响, 在模型(4)的基础上构建模型(5)和模型(6):
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(5) |
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(6) |
其中, 模型(5)中机构投资者持股及其稳定性、高管权力与资本结构偏离程度的交互项分别为Pi, t×IOi, t×(Levi, t*-Levi, t-1)和Pi, t×IOS1i, t×(Levi, t*-Levi, t-1)的回归系数, 用于检验机构投资者持股及其稳定性对高管权力与资本结构调整速度之间关系的调节效应.
3 实证结果分析 3.1 描述性统计分析主要变量的描述性统计见表 1.样本企业资本结构实际偏离程度(Dev)的均值为0.014, 标准差为0.158, 说明实际资本结构在目标水平周围波动, 存在明显差异性.资本结构实际调整程度(ΔLev)均值为0.008, 说明平均来看样本企业实际调整的幅度较小.高管权力(P)的均值为2.110, 说明我国上市公司高管在上述影响高管权力的6个指标中至少有两个指标的权力过大; 机构投资者平均持股比例(IO)为8.2%, 具有一定的表决权.其中, 稳定型机构投资者持股(IOS1)占总体机构投资者持股比例的50.1%.
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表 1 变量的描述性统计 Table 1 Descriptive statistics of variables |
首先, 检验高管权力对资本结构调整速度的影响, 进一步按照实际资本结构低于或高于目标水平(underLev或overLev)将其分成两组, 分别检验高管权力对资本结构向上和向下调整速度的影响.然后, 考虑机构投资者持股及其异质性对高管权力与资本结构调整速度之间关系的调节作用.最后, 进行稳健性检验.
3.2.1 高管权力、机构投资者异质性与资本结构调整速度从表 2可以看出, 模型(1)中的资本结构偏离程度(Dev)与实际调整程度(ΔLev)显著正相关, 表明样本公司确实存在向目标资本结构方向调整的趋势, 平均的调整速度为37%.模型(4)是在模型(1)的基础上, 引入高管权力因素, 检验高管权力对资本结构动态调整的影响.通过固定效应模型回归得出高管权力与资本结构偏离程度交互项(Dev×P)的回归系数为-0.018(T值为-2.30), 在5%的水平上显著, 表明高管权力与资本结构调整速度显著负相关, 企业管理者权力越大, 实际资本结构向目标水平的调整速度越慢.从经济意义上看, 高管权力每增加一个标准差, 资本结构调整的平均速度将下降4.45%(0.018/0.404).这说明高管权力对资本结构动态调整的影响, 既在统计上显著, 又具有经济意义.
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表 2 高管权力与资本结构调整速度的回归结果 Table 2 Regression result of executive power and capital structure adjustment speed |
当实际资本结构低于目标水平时(underLev), 高管权力与资本结构偏离程度交互项(Dev×P)的回归系数为-0.027(T值为-1.89), 在10%的水平上显著, 说明高管权力减慢了资本结构向上调整速度; 当实际资本结构高于目标资本结构时(overLev), 高管权力与资本结构调整速度之间的关系不显著, 表明企业处于较高负债水平时, 权力大的高管除了考虑债务的自律作用外, 还会考虑其他因素, 如债务的接管防御的功能, Chang等[16]研究发现高管考虑到债务的接管防御作用时, 即使实际资本结构高于目标资本结构水平时, 依然增加债务的使用.由于债务的自律机制和接管防御功能使得高管权力对资本结构向下调整速度的影响, 产生了在方向上相反的两种作用, 这两种作用相互抵消, 因而高管权力对资本结构向下调整速度的影响不显著.至此, 假设H1得到部分验证.
表 3第二列(IO)中, 高管权力、机构投资者持股与资本结构偏离程度(Dev×P×IO)交互项的回归系数为0.004(T值为0.63), 但不显著.说明从整体上看, 机构投资者持股没有影响高管权力与资本结构调整速度之间的关系, 假设H2没有得到验证.可能的原因:一是机构投资者持股水平较低, 其没有能力约束高管控制权, 进而影响资本结构决策; 二是上市公司的机构投资者持股分散.本文所指的机构投资者包括证券投资基金、QIFF(合格的境外机构投资者)、券商、保险公司、社保基金、信托公司、财务公司、银行以及非金融类上市公司, 不同类型的机构投资者持股期限、投资动机以及投资策略各不相同, 不是所有机构投资者都能积极参与公司治理.因此, 从整体上看, 机构投资者持股对高管控制权没有起到约束作用, 也有一定的合理性.
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表 3 高管权力、机构投资者异质性与资本结构调整速度的回归结果 Table 3 Regression result of executive power, heterogeneity of institutional investors and capital structure adjustment speed |
第三列(IOS1)中, 高管权力、机构投资者持股稳定性与资本结构偏离程度交互项(Dev×P×IOS1)的回归系数为0.017(T值为1.79), 在10%的水平上显著, 表明机构投资者持股比例越稳定越有利于减弱高管权力与资本结构动态调整之间的负向关系.同时, 为更直观观察机构投资者持股稳定性对两者之间关系的影响, 将其分成稳定型和交易型机构投资者两组后, 分别检验高管权力对资本结构调整速度的影响.在稳定型机构投资者组(IOS1=1), 高管权力和资本结构调整速度之间的负相关关系不显著; 而在交易型机构投资者组(IOS1=0), 高管权力和资本结构调整速度的回归系数为0.022(T值为1.92), 在10%的水平上显著, 两者之间的负向关系依然显著.与交易型机构投资者相对比, 稳定型机构投资者持股会弱化高管权力与资本结构调整速度之间的负向关系, 对高管权力具有一定的约束作用, 从而优化资本结构决策, 验证了假设H3.
3.2.2 稳健性检验为保证结果的可靠性, 首先采用市场价值的资本结构代替账面价值的资本结构, 重新回归; 其次, 为减缓残差和解释变量之间相关性产生的内生性问题, 采用滞后一期的高管权力变量重新回归.上述回归结果依然成立, 鉴于篇幅有限, 不再列示.
4 结论本文实证发现高管权力越大, 企业趋向目标资本结构的调整速度越慢.区分不同负债水平后, 高管权力与资本结构调整速度之间的负向关系仅存在于实际资本结构低于目标水平时.从整体上看, 机构投资者持股没有影响高管权力与资本结构调整速度之间的关系; 但相对于交易型机构投资者, 稳定型机构投资者持股能减弱高管权力与资本结构调整速度之间的负向关系, 提升资本结构调整速度.
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