管理層持股、股權(quán)集中度與公司資本結(jié)構(gòu)——來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)

楊 帆，熊海斌

(湘潭大學(xué)商學(xué)院，湖南湘潭411105)

一、引言

自M o d i g l i a n i a n dM i l l e r(1958)[1]提出M M理論后，資本結(jié)構(gòu)之謎一直是國外學(xué)者探討的焦點。從研究管理層持股與資本結(jié)構(gòu)的文獻看，J e n s e n a n dM e c k l i n g(1976)[2]認(rèn)為公司管理者為了追求自身利益的最大化，在公司資本結(jié)構(gòu)選擇的過程中往往更偏好于低的負(fù)債率，并且伴隨其持股比例的增加，這一現(xiàn)象表現(xiàn)得更為明顯。隨后 F r i e n da n dL a n g(1988)、J e n s e n(1992)、F i r t h（1995）等的研究也表明公司負(fù)債率與管理層持股比例負(fù)相關(guān)。L e l a n da n dP y l e(1977)、H a r r i sa n d R a v i v(1988)、B e r g e r(1997） 等的實證研究卻得出了相反的結(jié)論，他們認(rèn)為公司負(fù)債率與管理者持股比例正相關(guān)。從研究股權(quán)集中度與資本結(jié)構(gòu)的文獻看。G r o s s m a n a n d H a r t(1980)[3]指出股權(quán)集中度與公司負(fù)債率正相關(guān)。S h l e i f e r a n d V i s h n e y(1997)[4]認(rèn)為股權(quán)集中能使大股東實際控制公司的決策權(quán)，進而表現(xiàn)為通過“隧道”竊取公司財富。D y c k a n d Z i n g a l e s(2004)[5]指出較高的公司債務(wù)水平會抑制控制股東的“隧道”掠奪能力，為了擺脫這種束縛，控制股東會選擇較低的債務(wù)水平，因此，他們得出股權(quán)集中度與公司債務(wù)比率負(fù)相關(guān)的結(jié)論。S h o r t等（2002）[6]則認(rèn)為，公司負(fù)債與管理者持股正相關(guān)，與外部股東負(fù)相關(guān)。B r a i l s f o r d等（2002)[7]把管理者持股與公司負(fù)債率之間的關(guān)系定義為非線性的，具體關(guān)系可以用倒U曲線表示。

國內(nèi)學(xué)者對資本結(jié)構(gòu)的決定因素以及股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績效的關(guān)系做了大量研究，但鮮有學(xué)者研究股權(quán)結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)的影響?，F(xiàn)有文獻中，王克敏（2003）[8]運用O L S法研究了資本結(jié)構(gòu)和管理者持股的相關(guān)性，結(jié)果表明，管理層持股比例與公司負(fù)債比率負(fù)相關(guān)。肖作平（2004）[9]采用一系列O L S回歸，從公司治理的角度檢驗了股權(quán)結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。胡國柳、董屹立（2005）[10]對公司資本結(jié)構(gòu)和股權(quán)結(jié)構(gòu)的諸多理論假設(shè)進行了驗證，發(fā)現(xiàn)管理層持股比例和股權(quán)集中度對公司資本結(jié)構(gòu)有顯著影響。肖作平（2012）[11]應(yīng)用一系列O L S實證檢驗了終極股權(quán)結(jié)構(gòu)對資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。從樣本數(shù)據(jù)來看，上述學(xué)者所用數(shù)據(jù)有以下幾個方面不足：第一，均為橫截面數(shù)據(jù)，沒有使用截面和時間序列混合的面板數(shù)據(jù)；第二，樣本的整體數(shù)量非常有限，遠(yuǎn)沒有達到統(tǒng)計學(xué)對樣本容量的要求；第三，沒有仔細(xì)考察上市公司數(shù)據(jù)的質(zhì)量或可比性問題。以上三方面因素使得實證結(jié)果的可靠性有待商榷。從研究方法來看，前面幾位學(xué)者的研究都是基于簡單的O L S法對變量進行檢驗，難免會受橫截面?zhèn)€體間異質(zhì)性的影響。與前人的方法不同，本文將使用一個包含5880個觀測值的面板數(shù)據(jù)，運用A r e l l a n o a n dB o n d(1991)[12]提出的D I F-G M M方法對樣本數(shù)據(jù)進行估計。

二、理論分析與研究假設(shè)

為了弄清股權(quán)結(jié)構(gòu)對公司資本結(jié)構(gòu)的影響，我們首先定義基本的資本結(jié)構(gòu)模型，以便延伸出后面的研究假設(shè)。我們定義的模型1如下：

其中Xk是自變量的向量組，包括一階滯后債務(wù)（Di,t-1)，非債務(wù)性稅盾（NDTSit），盈利能力（PROFit)，財務(wù)困境的概率（PFDit），和公司規(guī)模（Sit）；Vit是隨機擾動項。除了以上財務(wù)特征，我們還從戰(zhàn)略的角度構(gòu)建了幾個潛變量。M a u r i a n d M i c h a e l s(1998)[13]指出行業(yè)因素和公司因素共同影響公司的核心決策。因此，我們用yi代表公司潛變量，對于每個公司（i=1，...1025）；θj則代表行業(yè)潛變量，對于不同的行業(yè)（j=1,...10)；dt代表宏觀經(jīng)濟對資本結(jié)構(gòu)暫時性的影響。模型1中，β1=（1-λ），其中λ表示公司債務(wù)的自我調(diào)整速度。顯然，一階滯后債務(wù)的系數(shù)介于0到1。λ為1，表示公司能自發(fā)地把債務(wù)水平調(diào)整到理想狀態(tài)。λ為0，則意味著公司不能調(diào)整其債務(wù)水平。非債務(wù)稅盾（N D T S）是指公司固定資產(chǎn)折舊的稅收減免和公司投資的稅收減免。D eA n g e l oa n dM a s u l i s（1980）[14]指出，非債務(wù)稅盾能減少公司的稅收。C h a p l i m s k y a n dN i e h a u s（1993）[15]；Wa l d（1999)[16]的實證研究表明，非債務(wù)性稅盾與公司負(fù)債率負(fù)相關(guān)。因此，基本模型中的β2應(yīng)該小于0（它代表從債務(wù)中獲得的稅收減免）。財務(wù)困境概率和公司財務(wù)杠桿一般情況下為負(fù)相關(guān)，即公司財務(wù)困境的概率越高，其債務(wù)水平也就越低，所以β3<0。在信息不對稱時，公司內(nèi)部融資一般會首選留存收益，其次才會考慮債務(wù)融資（M y e r s a n d M a j l u f,1984［17］），因此可以說，公司的盈利能力越強其債務(wù)水平也就越低，所以模型1中β4<0。最后，公司規(guī)模是我們研究中的控制變量。

J e n s e n a n d M e c k l i n g(1976） 認(rèn)為，管理者在決策時，以其個人利益最大化為標(biāo)準(zhǔn)。通常情況下，管理者為了回避公司債務(wù)過高給自己帶來的不確定性風(fēng)險，會把公司的負(fù)債率控制在一個較低的水平（該水平低于最優(yōu)債務(wù)比例）。但是當(dāng)管理層持股達到一定比例時（管理者和公司的利益趨于一致），管理者就會按照公司利益最大化的標(biāo)準(zhǔn)來決定公司債務(wù)水平。因此，公司負(fù)債比率低于最優(yōu)債務(wù)比率的問題，最終會得到解決?；诠芾碚吲c公司之間的這種利益趨同，我們提出第一個假設(shè)：

假設(shè)1：管理者持股比例，正面影響債務(wù)比率。

從另一個角度看，如果公司股權(quán)過于分散，就會導(dǎo)致“搭便車”效應(yīng)的出現(xiàn)。此時管理者完全依照其個人意愿對公司進行管理。相反，較高的股權(quán)集中度則能降低管理者“個人機會主義”對公司產(chǎn)生的負(fù)面影響（S h l e i f e r a n d V i s h n y，1986[18])。當(dāng)存在大股東監(jiān)督時，管理者很難把公司財務(wù)杠桿率調(diào)整到與其個人利益最大化相對應(yīng)的水平，此時公司的負(fù)債水平就會提高?？紤]到大股東監(jiān)督的影響，我們提出第二個假設(shè)：

假設(shè)2：較高的股權(quán)集中度，導(dǎo)致高的債務(wù)水平。

考慮管理層持股比例和股權(quán)集中度對公司債務(wù)的影響，我們把M O i t和O C i t兩個變量引入模型1，進而得到模型2如下：

由前面的假設(shè)1可得β6>0；同理由假設(shè)2可得β7>0。事實上，股權(quán)結(jié)構(gòu)與資本結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系比假設(shè)1和假設(shè)2分析的要復(fù)雜些。現(xiàn)有的理論文獻認(rèn)為，管理層持股比例和股權(quán)集中度對公司代理成本的影響是非線性的，因此它們與公司債務(wù)之間的關(guān)系也是非線性的（M o r c k等1988；M i g u e l等2004）。“壕溝”效應(yīng)是指：隨著管理層持股比例的增加，管理者在公司的地位會變得非常為穩(wěn)固，因此外界對管理者的監(jiān)管毫無作用。管理層利用“壕溝”，能夠擺脫外界的監(jiān)督，隨意轉(zhuǎn)移或隧道公司的財富，最終導(dǎo)致公司代理成本的提高。地位穩(wěn)固后的管理人，為了提高公司的生存能力，進而降低其人力資本風(fēng)險，理所當(dāng)然會選擇降低公司的財務(wù)負(fù)債（F a m a 1980[19]）。由此，我們提出的假設(shè)3與假設(shè)1完全相反。

假設(shè)3：“壕溝”效應(yīng)存在時，管理層持股比例與公司負(fù)債率負(fù)相關(guān)。

股權(quán)結(jié)構(gòu)與債務(wù)水平之間更為復(fù)雜的關(guān)系表現(xiàn)在“隧道”現(xiàn)象發(fā)生以后。“隧道”現(xiàn)象是指，當(dāng)股權(quán)集中度增至少數(shù)幾個大股東能夠完全控制公司決策時，他們會憑借自己的控制權(quán)，隨意掠奪和竊取公司的財富，而僅需要承擔(dān)與其股權(quán)成比例的部分風(fēng)險。由于較高的負(fù)債率需要大量的資金償還，這就減弱了控制股東通過“隧道”轉(zhuǎn)移財富的能力。為了擺脫這種束縛，控制股東常常會降低公司的債務(wù)水平，進而表現(xiàn)為股權(quán)集中度與公司債務(wù)水平呈負(fù)相關(guān)?；谏厦娴姆治?，我們提出假設(shè)4。

假設(shè)4：“隧道”效應(yīng)存在時，股權(quán)集中度與公司負(fù)債率的正相關(guān)性會被削弱。

為了檢驗假設(shè)3和假設(shè)4，參考M i q u e l等（2004）[20]給出的標(biāo)準(zhǔn)，我們認(rèn)為當(dāng)管理層持股比例在35%~70%時，公司存在“壕溝”效應(yīng)。另外，當(dāng)公司股權(quán)集中度超過87%時，我們認(rèn)為存在“隧道”效應(yīng)。為了把上述非線性因素考慮進我們的模型，我們構(gòu)建了兩個啞變量。一個是管理層持股比例啞變量（MODit)，當(dāng)管理層持股比例在35%到70%時，MODit＝1；其它的情況為0。另一個是股權(quán)集中度啞變量。當(dāng)股權(quán)集中度大于87%時，OCDit=1；其他情況為0。因此，前面的模型2可以擴展為模型3：

根據(jù)假設(shè)3，當(dāng)“壕溝”效應(yīng)存在時（MODit=1），管理層持股變量的系數(shù)為β6+α1。當(dāng)管理者和股東利益趨同時（MODit＝0），管理層持股比例系數(shù)為β6。同理，當(dāng)公司股權(quán)高度集中，“隧道”效應(yīng)出現(xiàn)時（OCDit=1），股權(quán)集中度變量的系數(shù)為β7+α2。當(dāng)存在大股東監(jiān)督時（OCDit=0），股權(quán)集中度變量的系數(shù)為β7。

其中，管理層持股比例、股權(quán)集中度兩個變量分別與啞變量MODit、OCDit交互作用。MOitMODit、M OitOCDit、OCitOCDit、OCitMODit的系數(shù)能夠反映不同情況下（具體情況，對應(yīng)不同的啞變量取值）管理層持股比例和股權(quán)集中度對公司負(fù)債率的影響。根據(jù)模型4后續(xù)的實證結(jié)果，我們可以檢驗假設(shè)5所預(yù)測的相互作用是否存在。

三、 研究方法

（一）變量定義

首先對本文研究過程中需要用到的主要變量進行定義，詳細(xì)見表1。

最后股權(quán)結(jié)構(gòu)與資本結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，還可能受管理者和公司股東之間相互作用的影響。此前的研究文獻沒有證據(jù)能夠支持這一觀點，本文將從實證的角度檢驗這一結(jié)論是否正確。前面的各個參數(shù)分別考慮了管理層持股比例和股權(quán)集中度對公司資本結(jié)構(gòu)選擇的影響，最可能的情況是，它們之間存在著某種交互作用。例如，當(dāng)公司有大股東“監(jiān)管”時，較高的股權(quán)集中度降低了“管理機會主義”的影響范圍，進而導(dǎo)致較高的債務(wù)水平。因此，我們提出了一個能反映股權(quán)結(jié)構(gòu)和資本結(jié)構(gòu)兩者之間關(guān)系的新假設(shè)。

假設(shè)5：管理層持股比例和股權(quán)集中度的相互作用能夠調(diào)節(jié)股權(quán)結(jié)構(gòu)與資本結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。用以檢驗這種相互作用的模型4如下：

表1 變量的詳細(xì)定義

（二）數(shù)據(jù)說明

本文研究的數(shù)據(jù)來源于國泰安公司開發(fā)的C S M A R數(shù)據(jù)庫。我們以2007年至2011年在滬深兩市交易的上市公司為原始樣本，按照以下原則對樣本進行篩選：①剔除S T類上市公司，以及發(fā)行B股和H股的上市公司；②剔除金融類上市公司；③剔除數(shù)據(jù)有缺失、財務(wù)數(shù)據(jù)極端異常的上市公司；④剔除主營業(yè)務(wù)變動及進行過資產(chǎn)重組的上市公司。最終我們得到1176家符合條件的上市公司，其中包含有效樣本觀測值5880個。樣本的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示。表2中的P a n e l A給出了因變量和解釋變量的均值、標(biāo)準(zhǔn)差以及兩者之間的相關(guān)系數(shù)，從兩者的相關(guān)性可以看出，變量之間的相關(guān)系數(shù)都不大，滿足相互獨立的要求。表2中，Dit的平均值為30.05%，說明我國上市公司資產(chǎn)負(fù)債率整體偏低，這與我國企業(yè)債券市場不夠發(fā)達有關(guān)。管理層持股比例的平均值為0.78%，說明我國上市公司管理層持股比例普遍不高。股權(quán)集中度的平均值為64.31%，說明我國上市公司股權(quán)高度集中。P a n e l B、P a n e l C給出了管理層持股比例啞變量和股權(quán)集中度啞變量的平均值、中位數(shù)以及標(biāo)準(zhǔn)差。

表2 描述性統(tǒng)計結(jié)果

（三）經(jīng)濟計量方法

常用的計量方法中，O L S法易受橫截面?zhèn)€體間異質(zhì)性及回歸元生性的影響，進而導(dǎo)致估計偏誤；群內(nèi)估計法（Wi t h i n G r o u p s)能排除個體間異質(zhì)性的誤差，但卻受模型內(nèi)生性的影響；工具變量法不受內(nèi)生性的影響，卻會因為異質(zhì)性而產(chǎn)生估計偏差?；谏鲜龉烙嫹椒ǖ娜毕?，我們運用A r e l l a n o a n d B o n d(1991)提出的D I F-G M M（一階差分G M M估計）方法對樣本數(shù)據(jù)進行估計。一階差分G M M估計既能解決異質(zhì)性的誤差，又能消除內(nèi)生性的影響，從而可以更為準(zhǔn)確地對面板數(shù)據(jù)進行估計。

四、實證結(jié)果

（一）模型G M M估計結(jié)果

表3給出了樣本數(shù)據(jù)的G M M估計結(jié)果。Z1、Z2、Z3為三個Wa l d檢驗值；m1、m2用于檢驗誤差項的序列自相關(guān)（使用誤差項的一階差分）；S a r g a n用于檢驗工具變量是否有效（過度識別約束檢驗）。模型1的G M M估計結(jié)果如表3第一列所示，從中我們可以看到模型1的估計結(jié)果在統(tǒng)計上都是顯著的，并且符號也和我們預(yù)期的一致。值得注意的是，債務(wù)變量的一階滯后系數(shù)表明公司資本結(jié)構(gòu)會沿著一個固定的調(diào)整模式向最優(yōu)債務(wù)水平接近，而交易成本的存在拖延了這一調(diào)整過程，該調(diào)整的速度大于0.5（λ=1-0.44183=0.55817)。由表3的第二列可以看到，把MOit和OCit兩個變量考慮進模型2后，其他各變量的實證結(jié)果仍然與模型1的結(jié)果相同。模型2中，管理層持股比例變量的系數(shù)缺乏顯著性，這否定了假設(shè)1的預(yù)測：管理者與公司股東之間存在利益趨同效應(yīng)。事實上，本文的估計結(jié)果表明兩者之間的這種關(guān)系既非正相關(guān)，也非負(fù)相關(guān)。相反，股權(quán)集中度的系數(shù)為正，且非常顯著，這證明假設(shè)2是正確的。其原因在于，大股東在公司管理中扮演著監(jiān)控者的角色，他們往往會通過較高的債務(wù)水平去約束公司管理者的利己行為。表3的第三列是模型3的估計結(jié)果，它可以證明假設(shè)3和假設(shè)4是否正確。表3的第四列是模型4的估計結(jié)果，它與后面的表5共同用以檢驗管理層持股比例和股權(quán)集中度之間是否存在著某種相互作用，以及這種作用對股權(quán)結(jié)構(gòu)和資本結(jié)構(gòu)關(guān)系的影響。

表3 GMM估計結(jié)果

（二）股權(quán)變量的實證結(jié)果

1.股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司債務(wù)非線性條件下的變量系數(shù)

表4總結(jié)了股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司負(fù)債率非線性條件下股權(quán)變量的系數(shù)。從P a n e l A可以看到，當(dāng)存在“利益趨同”時，管理層持股比例的系數(shù)不顯著；當(dāng)“壕溝”效應(yīng)出現(xiàn)時，管理層持股比例的系數(shù)為負(fù)（β6+α1=0.05316,β6不顯著為零），這說明假設(shè)3正確，即“壕溝”出現(xiàn)時，管理層持股比例與公司負(fù)債率負(fù)相關(guān)。在P a n e l B中，股權(quán)集中度變量的系數(shù)為正（β7+α2=0.12028，β7=0.22219)，且“隧道”效應(yīng)存在時，該系數(shù)的值比大股東監(jiān)管情況下的小（0.12028<0.22219），這再次證明前面的假設(shè)4正確。以上分析充分說明，較高的公司債務(wù)確實能幫助控制股東在不稀釋公司股權(quán)的前提下，通過“隧道”轉(zhuǎn)移更多的公司資源。

表4 股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司負(fù)債率非線性條件下的變量系數(shù)

2.管理層持股比例與股權(quán)集中度相互影響情況下的變量系數(shù)

為了進一步研究資本結(jié)構(gòu)與股權(quán)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系，我們通過控制管理層持股比例啞變量和股權(quán)集中度啞變量的不同取值，來檢驗股權(quán)變量（管理層持股比例變量和股權(quán)集中度變量）的不同系數(shù)取值。表5給出了管理層持股比例和股權(quán)集中度相互影響情況下的股權(quán)變量系數(shù)。從表5的P a n e l A可以看到，當(dāng)管理者和股東利益趨同時，無論是存在大股東監(jiān)管，還是有控制股東“隧道”現(xiàn)象的發(fā)生，管理者持股變量的系數(shù)都無統(tǒng)計意義（α2不顯著為零）。當(dāng)“壕溝”效應(yīng)出現(xiàn)時，無論是在有監(jiān)控的情況下還是在“隧道”現(xiàn)象發(fā)生時，管理者持股變量的系數(shù)都為負(fù)，且其值相同（β6+α1=0.32904；β6+α1+α2=0.32904），這再次證明前面的假設(shè)3正確。對比管理層持股比例的作用，股權(quán)集中度對公司債務(wù)的影響則要明顯得多?；剡^頭來看表3第四列，模型4的結(jié)果驗證了假設(shè)2和假設(shè)4，即股權(quán)集中度對公司債務(wù)有正向的影響。再分析表5的P a n e l B，我們發(fā)現(xiàn)β7+α4=0.47548；β7+α3+α4=0.31382；β7=0.26842；β7+α3=0.10676，4個系數(shù)全大于0，且都統(tǒng)計顯著，這再次證明股權(quán)集中度對公司負(fù)債有正的影響。同時我們還可以發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中度變量的系數(shù)在有大股東監(jiān)管情況下的取值要大于受“隧道”時的取值（0.26842>0.10676；0.47548>0.31382）。另一方面，當(dāng)“壕溝”效應(yīng)出現(xiàn)時，股權(quán)集中度變量的系數(shù)為0.47548和 0.31382（β7+α4=0.47548；β7+α3+α4=0.31382）。當(dāng)管理者和股東“利益趨同”情況出現(xiàn)時，股權(quán)集中度變量的系數(shù)為0.26842和0.10676（β7=0.26842；β7+α3=0.10676）。通過對比以上兩組系數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)，“壕溝”效應(yīng)對公司債務(wù)的影響要大于“利益趨同”對公司債務(wù)的影響?？偟膩碚f，這些結(jié)果驗證了假設(shè)5，即管理層持股比例和股權(quán)集中度之間有相互作用，且這種作用能影響到公司股權(quán)與債務(wù)之間的關(guān)系。

表5 管理層持股比例與股權(quán)集中度相互影響情況下的變量系數(shù)

五、研究結(jié)論

本文采用2007~2011年在滬深上市的1176家非金融上市公司的面板數(shù)據(jù)，實證檢驗了資本結(jié)構(gòu)與股權(quán)結(jié)構(gòu)之間的關(guān)系。研究結(jié)論如下：①當(dāng)管理層持股比例較低時，公司債務(wù)比率與管理層持股比例不成顯著關(guān)系；②隨著管理層持股比例的上升，“壕溝”效應(yīng)出現(xiàn)后，為了避免承擔(dān)不必要的債務(wù)風(fēng)險，管理者更傾向于降低公司的負(fù)債率，此時公司債務(wù)比率隨著管理層持股比例的上升而下降；③較高的股權(quán)集中度導(dǎo)致高的公司負(fù)債率，表明大股東為了保證其絕對控股權(quán)不被稀釋（保證其通過“隧道”轉(zhuǎn)移公司財富的持股比例），往往會放棄股權(quán)融資，進而更多地選擇債務(wù)融資；④“隧道”效應(yīng)存在時，股權(quán)集中度與公司負(fù)債率的正相關(guān)性會被削弱；⑤管理層持股比例與公司負(fù)債率之間的關(guān)聯(lián)性不受公司股權(quán)集中度影響；⑥當(dāng)公司存在“壕溝”效應(yīng)時，外部股東傾向于用較高的公司負(fù)債水平來抑制管理者的“個人機會主義”，因此，股權(quán)集中度與公司負(fù)債率之間的關(guān)聯(lián)性受管理層持股比例的影響。總的來說，本文從股權(quán)結(jié)構(gòu)的視角切入，重新審視了公司的資本結(jié)構(gòu)，為更好地破解資本結(jié)構(gòu)之謎開辟了一條新的研究途徑。

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