董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

李冬生，劉穎然

(南華大學(xué) 經(jīng)濟(jì)管理與法學(xué)學(xué)院，湖南 衡陽 421001)

20世紀(jì)70年代，在MM理論的基礎(chǔ)上修正而來的靜態(tài)權(quán)衡理論為企業(yè)最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)的存在提供了理論支持。學(xué)者們認(rèn)為保持目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的企業(yè)能以較低的加權(quán)平均資本成本籌集資金和實(shí)現(xiàn)企業(yè)價(jià)值最大化的目標(biāo)。而隨著資本結(jié)構(gòu)理論的發(fā)展，學(xué)者也發(fā)現(xiàn)企業(yè)實(shí)際資本結(jié)構(gòu)與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)間的較大偏差[1]，調(diào)整成本便是阻礙兩者趨近的原因[2-3]。通過調(diào)整成本與調(diào)整收益的權(quán)衡形成資本結(jié)構(gòu)局部調(diào)整，使得動態(tài)權(quán)衡理論應(yīng)運(yùn)而生。而目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)及其影響因素也常處于動態(tài)變化的過程，因此通過資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整過程來確定企業(yè)資本結(jié)構(gòu)[4]成為支持動態(tài)權(quán)衡理論的國內(nèi)外學(xué)者的共識。Flannery、Rangan也指出資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整模型在資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整研究中被廣泛使用[5]。

現(xiàn)有圍繞動態(tài)權(quán)衡理論的研究要么著眼于引致資本結(jié)構(gòu)偏差的企業(yè)內(nèi)外部因素，要么關(guān)注于何種因素會導(dǎo)致調(diào)整成本差異，進(jìn)而影響資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整。對于后者的研究，學(xué)者們多從公司特征、公司治理、國家層面以及宏觀經(jīng)濟(jì)因素等方面進(jìn)行探討，卻較少從高管特征和利益相關(guān)者角度去考察。如Mushtaq和Yet從企業(yè)的規(guī)模、信用評級與金融機(jī)構(gòu)的關(guān)系等方面證實(shí)了印度企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度慢于巴基斯坦企業(yè)[6]，郭雪萌、梁彭等得出企業(yè)的高管薪酬激勵能促使高管做出向最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的決策[7]。事實(shí)上企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的決策有賴于企業(yè)高管，且其調(diào)整除了關(guān)乎企業(yè)本身的發(fā)展，與企業(yè)的利益相關(guān)者也息息相關(guān)，特別是作為資金提供者的股東與債權(quán)人。例如Faulkender和Petersen就曾表示企業(yè)的目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)除了依賴企業(yè)的融資需求，也有賴于資金供給[8]。所以作為企業(yè)資金供給方的債權(quán)人值得關(guān)注，且不同于美國等發(fā)達(dá)國家，貸款資金特別是銀行貸款是我國企業(yè)外部籌資的重要資金供給源頭。由于金融市場和法律制度環(huán)境尚不完善、銀行貸款資金的稀缺性、銀行設(shè)置嚴(yán)苛的企業(yè)貸款篩查機(jī)制，加之政府對銀行金融資源配置的干預(yù)，銀行貸款可獲得性受限成為企業(yè)普遍的融資現(xiàn)狀。因此許多企業(yè)通過聘請具有銀行背景的高管、董事及監(jiān)事的方法，以借助董監(jiān)高與銀行相關(guān)聯(lián)的公共社會資本，拓寬基于非正式制度的銀行貸款渠道，從而引起了資本結(jié)構(gòu)調(diào)整成本和收益的變化，最終對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整決策產(chǎn)生影響。

本文著眼于企業(yè)債權(quán)人之一的銀行和企業(yè)董監(jiān)高，擬探究董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整的關(guān)系。旨在豐富資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整影響因素方面的研究，也為企業(yè)合理利用社會資本進(jìn)行資本結(jié)構(gòu)決策提供理論依據(jù)。

一 理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

(一)董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

本文將董監(jiān)高銀行背景定義為上市企業(yè)的董事、監(jiān)事及高級管理者中過去或現(xiàn)在任職于商業(yè)銀行或政策性銀行的人員。近些年，隨著行為經(jīng)濟(jì)學(xué)研究的蓬勃發(fā)展，企業(yè)高管、董事或監(jiān)事的行為對企業(yè)決策的影響受到了普遍關(guān)注。而Hambrick和Mason[9]提出的高階梯隊(duì)理論認(rèn)為企業(yè)高層管理人員的任職背景會影響其行為決策。因此董監(jiān)高的銀行背景經(jīng)歷也必然影響他們做資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整決策時(shí)的判斷。同時(shí)董監(jiān)高的銀行背景經(jīng)歷，通過董監(jiān)高與企業(yè)間的契約關(guān)系，又形成了企業(yè)與銀行間的一種公共社會資本并為企業(yè)籌資活動所用。

基于Bourdieu提出的社會資本理論的觀點(diǎn)，這種公共社會資本也必然依附于企業(yè)、董監(jiān)高成員、銀行三者共同構(gòu)成的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)。三者共享關(guān)系網(wǎng)中的資源，也負(fù)有資源交換的義務(wù)。首先，具有銀行背景的高管或董事可以利用自身的專業(yè)技能優(yōu)勢，為企業(yè)在債務(wù)市場的投融資提供更多金融咨詢，為企業(yè)制定出更多優(yōu)質(zhì)的債務(wù)融資方案。這樣企業(yè)在權(quán)衡資本結(jié)構(gòu)調(diào)整成本和收益時(shí)有更大的決策空間，從而提升了企業(yè)現(xiàn)有的債務(wù)融資能力，使企業(yè)獲得更低融資成本的債務(wù)資金[10]，且企業(yè)高管銀行背景的存在會使企業(yè)委托理財(cái)意愿增強(qiáng)[11]。其次，具有銀行背景的高管、董事或監(jiān)事強(qiáng)大的金融背景關(guān)系網(wǎng)絡(luò)可為企業(yè)而用。從而助力企業(yè)發(fā)掘更多隱形的融資渠道以推進(jìn)其向最優(yōu)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的進(jìn)程。最后，有銀行背景的董監(jiān)高可充當(dāng)信息交流的中介，提高銀企之間的信息流動性和利用程度。一來銀行可以通過這些高管、董事和監(jiān)事獲得更多從公開渠道不易獲得的企業(yè)專有“軟信息”，從而提高銀行資源配置效率，控制信貸風(fēng)險(xiǎn)[12]。二來企業(yè)也可借此向銀行釋放更多積極信號，以獲取與自身資質(zhì)相匹配的借貸資金量，降低自身資本結(jié)構(gòu)調(diào)整成本。另外，在關(guān)系網(wǎng)絡(luò)中處于特殊地位或位置的人可以對其代理人產(chǎn)生影響[13]。如有銀行背景的企業(yè)董監(jiān)高會出于專業(yè)的考量而避免企業(yè)的一些非理性投資。同時(shí)銀企關(guān)系網(wǎng)中企業(yè)也會因此而受到銀行更多的外部監(jiān)督。這些最終都將促使企業(yè)更有動力地進(jìn)行資本結(jié)構(gòu)調(diào)整。當(dāng)然銀行背景的董監(jiān)高可利用自己的聲譽(yù)為企業(yè)提供一定的信譽(yù)擔(dān)保，降低銀企之間的逆向選擇和道德風(fēng)險(xiǎn)[14]，緩解融資約束程度，為杠桿調(diào)整增加動力。

綜上，董監(jiān)高的銀行背景有助于企業(yè)以更低的融資成本獲得更豐富的銀行信貸融資，融資彈性更大，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的空間更大。同時(shí)由于信息不對稱的緩解，企業(yè)所受的增多的外部監(jiān)督敦促企業(yè)更快速地向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整。因此本文提出以下假設(shè)：

H1：有董監(jiān)高銀行背景的企業(yè)相對于沒有董監(jiān)高銀行背景的企業(yè)而言，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度更快

H2：企業(yè)董監(jiān)高銀行背景程度越深，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度越快

(二)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

金融市場化及股權(quán)分置改革的推進(jìn)雖然在一定程度上削減了中央或地方政府對商業(yè)銀行的干預(yù)，但我國大多數(shù)商業(yè)銀行，特別是國有銀行仍被政府直接或間接的控制[15]。政府為推進(jìn)地方經(jīng)濟(jì)的發(fā)展，常常會混淆其股權(quán)管理身份與行政管理身份。為扶持那些服務(wù)于地方經(jīng)濟(jì)發(fā)展，緩解就業(yè)壓力的國有企業(yè)，政府會對商業(yè)銀行的金融資源配置進(jìn)行干預(yù)，這大大削弱了商業(yè)銀行信貸決策的獨(dú)立性，形成了政府、國企與商業(yè)銀行之間的雙重預(yù)算軟約束[14]。此外，由于國企大都體量大，存續(xù)時(shí)間長，經(jīng)營發(fā)展更穩(wěn)定，而大部分非國企則相對更年輕，面臨的經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)較大，未來收益的不確定性較大。兩類企業(yè)不同的特征差異也會引起銀行對國有企業(yè)的融資傾斜，這就造成現(xiàn)階段我國國有企業(yè)高企的杠桿率，以及非國企，特別是民營企業(yè)受到嚴(yán)重的融資歧視。不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的企業(yè)在獲得外部債務(wù)資金的難易程度上的差異導(dǎo)致了其在資本結(jié)構(gòu)調(diào)整決策上的不同表現(xiàn)，如非國有企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度相對較慢。而借助董監(jiān)高銀行背景，企業(yè)能拓寬與銀行相關(guān)的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，積累排他性的公共社會資本，進(jìn)而拓寬企業(yè)非正式制度貸款籌資渠道，彌補(bǔ)正式制度下的金融資源配置機(jī)制失調(diào)導(dǎo)致的非國有企業(yè)資本調(diào)整不足。據(jù)此，本文提出以下假設(shè)：

H3：相對于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中董監(jiān)高銀行背景能更大幅度地加速資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度

H4：相對于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中隨著董監(jiān)高銀行背景程度的加深，資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度提高的幅度更大

二 研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源

本文選取2012—2018年持續(xù)經(jīng)營的我國A股非金融業(yè)上市公司為初始樣本，并剔除ST、*ST、PT狀態(tài)、公司董監(jiān)高簡歷缺失、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)發(fā)生變更及其他相關(guān)變量缺失的樣本。最終得到674個(gè)樣本企業(yè)7年來的4718個(gè)樣本觀測值。同時(shí)對模型中的連續(xù)變量在上下1%的水平上進(jìn)行了縮尾處理(Winsor)。本文數(shù)據(jù)均取自CSMAR和RESSET數(shù)據(jù)庫。其中董監(jiān)高銀行背景變量參考羅付巖[16]、張改清[17]的做法，將CSMAR的上市公司人物特征數(shù)據(jù)庫中的董監(jiān)高金融背景數(shù)據(jù)和個(gè)人簡歷進(jìn)行手工比對整理而得。所有數(shù)據(jù)均使用STATA13.1軟件和Excel2013進(jìn)行分析和處理。

(二)變量定義與模型設(shè)定

1.變量定義

(1)董監(jiān)高銀行背景

企業(yè)通過董監(jiān)高建立起與銀行的關(guān)系網(wǎng)絡(luò)，積累了與銀行相關(guān)聯(lián)的公共社會資本，拓展了企業(yè)的非正式制度融資渠道。這種關(guān)系網(wǎng)絡(luò)的構(gòu)建常通過企業(yè)聘請具有銀行背景的人員擔(dān)任企業(yè)董事、監(jiān)事或高管來實(shí)現(xiàn)?；诖耍疚慕梃b羅付巖[16]的做法構(gòu)造了董監(jiān)高銀行背景虛擬變量BANK_Dum及董監(jiān)高銀行背景深度變量BANK_Depth兩個(gè)衡量指標(biāo)。若上市公司董事、監(jiān)事及高級管理人員曾經(jīng)或現(xiàn)在在商業(yè)銀行及政策性銀行中任職的，BANK_Dum取值為1，否則為0。BANK_Depth則衡量具有銀行背景的董監(jiān)高人數(shù)占董監(jiān)高總?cè)藛T數(shù)的比例。

(2)資本結(jié)構(gòu)

資本結(jié)構(gòu)，即企業(yè)各種資本的構(gòu)成及其比例關(guān)系。其有廣義與狹義之分。廣義的資本結(jié)構(gòu)指企業(yè)全部資金來源的構(gòu)成，既包括長期資本，也包括短期負(fù)債。表示為企業(yè)股權(quán)融資與債券融資的構(gòu)成比。狹義的資本結(jié)構(gòu)只指代長期資本，即權(quán)益資本與長期債務(wù)的比值。本文的資本結(jié)構(gòu)定義為廣義的資本結(jié)構(gòu)。借鑒姜付秀和黃繼承[18]、盛明泉和周潔[19]的做法，用有息債務(wù)率Lev_Interest作為資本結(jié)構(gòu)的代理變量，并用長期債務(wù)率LongLev進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。

(3)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)

由于國有企業(yè)與非國有企業(yè)本身的特征、所受的政策優(yōu)惠、融資約束程度等的異同，董監(jiān)高銀行背景對資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的影響在兩者之間也應(yīng)有所差異。因此，本文設(shè)置了State_Dum變量去區(qū)分企業(yè)的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)，當(dāng)State_Dum=1時(shí)，企業(yè)為國有企業(yè)，否則為非國有企業(yè)。

(4)控制變量

根據(jù)現(xiàn)有研究，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響因素主要有公司特征變量[20]與宏觀環(huán)境因素[21]兩大類。因此本文選取的控制變量包括企業(yè)規(guī)模(Size)、成長性(Tobin’sQ)、盈利能力(Profit)、資產(chǎn)有形性(Tang)、非債務(wù)稅盾(Ndts)、企業(yè)獨(dú)特性(Unique)、經(jīng)營性現(xiàn)金流比率(Cash)、行業(yè)年度資本結(jié)構(gòu)中位數(shù)(Lev_Med)，并用年度虛擬變量控制宏觀經(jīng)濟(jì)環(huán)境變化對公司資本結(jié)構(gòu)的影響，見表1。

表1 變量定義表

2.模型構(gòu)建

(1)目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)

(1)

(2)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

根據(jù)Nerlove構(gòu)建的部分調(diào)整模型的思想，并借鑒Flannery 和Rangan[5]的研究成果，構(gòu)建了標(biāo)準(zhǔn)的資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整模型(2)：

(2)

其中Levi,t表示t年末的資本結(jié)構(gòu)。將模型(1)代入模型(2)，整理后得：

Levi,t=(1-λ)Levi,t-1+λ(α0+∑βiXi,t-1+∑γtyrt)+εi,t

(3)

(3)董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

為研究董監(jiān)高銀行背景如何影響資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度，在此借鑒姜付秀、黃繼承[18]的做法。在標(biāo)準(zhǔn)的資本結(jié)構(gòu)部分調(diào)整模型中加入董監(jiān)高銀行背景變量BANKi,t-1及其與資本結(jié)構(gòu)的交互項(xiàng)BANKi,t-1×Levi,t-1，得到拓展的資本結(jié)構(gòu)部分調(diào)整模型(4)。

Levi,t=(1-λ)Levi,t-1+λ(α0+∑βiXi,t-1+

∑γtyrt)+εi,t+δ0BANKi,t-1+

δ1BANKi,t-1×Levi,t-1

(4)

從上面的模型可知，資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度可表示為λ-δ1BANKi,t-1，如果δ1符號顯著為正，則說明董監(jiān)高銀行背景會減慢企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度；反之，則會加快企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的調(diào)整速度。

三 實(shí)證結(jié)果與分析

(一)描述性統(tǒng)計(jì)與相關(guān)性分析

變量的基本情況如表2所示。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表2列示了主要變量的描述性統(tǒng)計(jì)。樣本公司實(shí)際資本結(jié)構(gòu)Lev的均值是0.4496，Lev的標(biāo)準(zhǔn)差是0.2034，實(shí)際資本結(jié)構(gòu)分布相對分散，有利于后續(xù)進(jìn)行回歸分析。BANK_Dum的均值表明樣本中有董監(jiān)高銀行背景的企業(yè)約占總樣本數(shù)的37.37%，我國上市公司聘請銀行背景董監(jiān)高的這一現(xiàn)象較為普遍，也側(cè)面印證了我國企業(yè)通過構(gòu)建非正式制度關(guān)系網(wǎng)來緩解正式制度債務(wù)資金籌集難的現(xiàn)狀。BANK_Depth的均值為0.0276，極大值為0.4，這表明我國企業(yè)董監(jiān)高團(tuán)體中有銀行背景的人員占比并不高。

表3列示了相關(guān)變量的Pearson相關(guān)性分析。其中由BANK_Dum與Lev的相關(guān)性系數(shù)顯著為正可以初步表明，聘請具有銀行工作背景的人員擔(dān)任董監(jiān)高的企業(yè)比董監(jiān)高成員中無銀行工作背景人員的企業(yè)負(fù)債程度更高。這也初步增大了本文假設(shè)得以證明的可能性。其他變量間的相關(guān)性也基本符合預(yù)期。

表3 相關(guān)性分析

(二)回歸分析

1.董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

根據(jù)拓展的資本結(jié)構(gòu)部分調(diào)整模型(4)，本文擬探討企業(yè)董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度間的關(guān)系。由于模型解釋變量中包含了被解釋變量Lev_Interesti,t的滯后項(xiàng)Lev_Interesti,t-1，因此回歸使用的面板數(shù)據(jù)屬于“動態(tài)面板數(shù)據(jù)”。若使用OLS進(jìn)行回歸結(jié)果不具有一致性，使用固定效應(yīng)及隨機(jī)效應(yīng)的回歸方法無法消除模型內(nèi)生性，為縮小動態(tài)面板偏差，本文選擇一階差分GMM的方法對模型進(jìn)行估計(jì)。因GMM回歸會將變量前一期和前兩期的數(shù)據(jù)作為當(dāng)期的工具變量，最終共使用674個(gè)企業(yè)5年內(nèi)的3370個(gè)觀測值進(jìn)行回歸分析。回歸結(jié)果見表4。

表4 董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

(1)董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度

據(jù)表4中第2列的結(jié)果，模型的Sargan檢驗(yàn)和二階自相關(guān)檢驗(yàn)的P值均大于0.1。模型的工具變量不存在過度識別且干擾項(xiàng)也不存在高階自相關(guān)，模型結(jié)果有效。其中資本結(jié)構(gòu)滯后項(xiàng)Lev_Interesti,t-1及其與董監(jiān)高銀行背景啞變量的交互項(xiàng)BANK_Dumi,t-1×Lev_Interesti,t-1均在1%的顯著性水平上顯著，且交互項(xiàng)的系數(shù)顯著為負(fù)。這表明當(dāng)企業(yè)有銀行背景的董監(jiān)高成員時(shí)，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度較快，董監(jiān)高銀行背景對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整有正向促進(jìn)作用，假設(shè)1得以證明。

(2)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董監(jiān)高銀行背景與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度

由表4中第3和第4列中模型的Sargan檢驗(yàn)和二階自相關(guān)檢驗(yàn)P值均大于0.1可知，模型結(jié)果有效。資本結(jié)構(gòu)的滯后項(xiàng)及與董監(jiān)高銀行背景虛擬變量BANK_Dumi,t-1的交互項(xiàng)均在1%的顯著性水平上顯著，且滯后項(xiàng)的系數(shù)為正，交互項(xiàng)的系數(shù)為負(fù)。表明不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下董監(jiān)高銀行背景對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整的促進(jìn)作用都能較好地發(fā)揮出來。對于有息債務(wù)率Lev_Interesti,t-1這一資本結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)而言，非國有企業(yè)和國有企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度分別為0.103+0.532×BANK_Dumi,t-1和0.322+0.297×BANK_Dumi,t-1，非國有企業(yè)交互項(xiàng)系數(shù)的絕對值大于國有企業(yè)。Bootstrap的Fisher組合檢驗(yàn)[22]的經(jīng)驗(yàn)P值為0.027，表明不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)組間交互項(xiàng)BANK_Dumi,t-1×Lev_Interesti,t-1系數(shù)在1%的水平上存在顯著差異。綜上，相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)董監(jiān)高銀行背景能更大幅度地加速資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，董監(jiān)高的銀行背景特征對于加速企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整在非國有企業(yè)中能發(fā)揮更大的作用，假設(shè)3得以驗(yàn)證。

2.董監(jiān)高銀行背景深度與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

為進(jìn)一步檢驗(yàn)隨著董監(jiān)高銀行背景程度的加深，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度提升的幅度是否會隨之?dāng)U大，將董監(jiān)高銀行背景深度變量代入資本結(jié)構(gòu)動態(tài)部分調(diào)整模型中進(jìn)行檢驗(yàn)，結(jié)果如表5所示。

(1)董監(jiān)高銀行背景深度與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度

回歸結(jié)果列示在表5的第2列。結(jié)果顯示模型的Sargan檢驗(yàn)和二階自相關(guān)檢驗(yàn)均在1%的顯著性水平上拒絕原假設(shè)，因此模型結(jié)果具有有效性。資本結(jié)構(gòu)滯后項(xiàng)Lev_Interesti,t-1的系數(shù)在1%的水平上顯著為正，系數(shù)為0.792。滯后項(xiàng)與董監(jiān)高銀行背景深度變量的交互項(xiàng)BANK_Depthi,t-1×Lev_Interesti,t-1系數(shù)為-4.358，在1%的水平上顯著且為負(fù)值。根據(jù)模型(4)可知，當(dāng)使用有息負(fù)債率Lev_Interesti,t-1作為資本結(jié)構(gòu)的衡量指標(biāo)時(shí)，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度為0.208 +4.358×BANK_Depthi,t-1。其中BANK_Depthi,t-1≥0，所以隨著BANK_Depthi,t-1的增大，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度也逐漸加快。據(jù)此我們可以得出隨著董監(jiān)高銀行背景程度的加深，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度也會隨之加快，資本結(jié)構(gòu)調(diào)整周期縮短，假設(shè)2得以證明。同時(shí)，若具有銀行背景的董監(jiān)高占比足夠大時(shí)，企業(yè)可能會因這一關(guān)系融資而進(jìn)行過度的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整，進(jìn)而損害到企業(yè)價(jià)值最大化的實(shí)現(xiàn)。這也合理的解釋了為何我國企業(yè)銀行背景董監(jiān)高占比并不高的現(xiàn)狀。

表5 董監(jiān)高銀行背景深度與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整

(2)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)、董監(jiān)高銀行背景深度與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度

將樣本企業(yè)按產(chǎn)權(quán)性質(zhì)分組，檢驗(yàn)產(chǎn)權(quán)性質(zhì)對董監(jiān)高銀行背景深度與資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度之間關(guān)系的影響，結(jié)果如表5的第3列和第4列所示?；貧w結(jié)果顯示模型的Sargan檢驗(yàn)和二階自相關(guān)檢驗(yàn)均在1%的水平上顯著，拒絕原假設(shè)，模型工具變量不存在過度識別，干擾性不存在高階自相關(guān)性。資本結(jié)構(gòu)的滯后項(xiàng)Lev_Interesti,t-1及其與董監(jiān)高銀行背景虛擬變量BANK_Depthi,t-1的交互項(xiàng)均在1%的水平上顯著。其中滯后項(xiàng)系數(shù)均為正數(shù)，交互項(xiàng)的系數(shù)均為負(fù)數(shù)。這表明不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度隨董監(jiān)高銀行背景深度的加深而加快的趨勢均存在。用有息債務(wù)率Lev_Interesti,t-1作為資本結(jié)構(gòu)衡量指標(biāo)時(shí)，非國有企業(yè)和國有企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度分別為0.208+5.716×BANK_Depthi,t-1和0.288+3.576×BANK_Depthi,t-1。由回歸結(jié)果可以發(fā)現(xiàn)，非國有企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整模型中董監(jiān)高銀行背景深度與有息負(fù)債率的交互項(xiàng)系數(shù)的絕對值大于國有企業(yè)。且基于Bootstrap的Fisher組合檢驗(yàn)[22]的經(jīng)驗(yàn)P值為0.018，表明在5%的水平上不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)組間交互項(xiàng)BANK_Depthi,t-1×Lev_Interesti,t-1系數(shù)存在顯著差異。綜上可得，相比于國有企業(yè)，在非國有企業(yè)中隨著董監(jiān)高銀行背景深度的增大，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度提高的幅度更大，假設(shè)4得以驗(yàn)證。

四 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為檢驗(yàn)上述實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性，本文使用長期債務(wù)率LongLev重新衡量企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。因GMM回歸會將變量前一期和前兩期的數(shù)據(jù)作為當(dāng)期的工具變量，最終使用4年675個(gè)企業(yè)，共2700個(gè)觀測值進(jìn)行上述回歸，結(jié)果如表6所示。

表6 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

全樣本的情形下，董監(jiān)高銀行背景啞變量和董監(jiān)高銀行背景深度變量與長期債務(wù)率的交互項(xiàng)BANK_Dumi,t-1×LongLevi,t-1和BANK_Dumi,t-1×LongLevi,t-1的系數(shù)在1%的水平上顯著為負(fù)，因此假設(shè)1和假設(shè)2得以驗(yàn)證。區(qū)分不同的產(chǎn)權(quán)性質(zhì)進(jìn)行分組回歸，發(fā)現(xiàn)不論是用董監(jiān)高銀行背景虛擬變量BANK_Dumi,t-1進(jìn)行回歸，還是用董監(jiān)高銀行背景深度變量BANK_Depthi,t-1回歸，結(jié)果顯示非國有企業(yè)交互項(xiàng)的系數(shù)的絕對值均大于國有企業(yè)。且他們基于Bootstrap的Fisher組合檢驗(yàn)[22]的經(jīng)驗(yàn)P值為分別為0.017和0.036，均在5%的水平上顯著，這表明不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下交互項(xiàng)的系數(shù)有顯著差異。因此，假設(shè)3和假設(shè)4得以驗(yàn)證。綜上可得本文結(jié)果具有穩(wěn)健性。

五 研究結(jié)論與展望

本文通過構(gòu)建資本結(jié)構(gòu)部分調(diào)整模型，使用一階差分GMM法分別檢驗(yàn)了企業(yè)董監(jiān)高是否有銀行背景和董監(jiān)高銀行背景深度變量對資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度的影響，并進(jìn)一步討論不同產(chǎn)權(quán)性質(zhì)下這種影響的差異。本文主要的研究結(jié)論有以下兩點(diǎn)：

第一，董監(jiān)高銀行背景的存在能顯著提高企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度，且隨著董監(jiān)高銀行背景深度的加深，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)動態(tài)調(diào)整速度提高的幅度更大。

第二，產(chǎn)權(quán)性質(zhì)不同的企業(yè)中，董監(jiān)高銀行背景對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度均有影響，但影響幅度也有所不同。在不考慮企業(yè)無息負(fù)債的情況下，即用有息負(fù)債率作為企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的衡量變量時(shí)，相比于國有企業(yè)，非國有企業(yè)董監(jiān)高銀行背景對企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度的正向促進(jìn)作用更大，且這種促進(jìn)作用隨著董監(jiān)高銀行背景深度的增大，企業(yè)資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度提高幅度越大。

根據(jù)上述研究結(jié)論，我們提出如下建議：

1.企業(yè)可以通過拓展必要的非正式制度融資渠道以使其走出融資困境，如聘請具有銀行背景的人員擔(dān)任董監(jiān)高成員等，以建立與銀行之間的聯(lián)系。從而為企業(yè)籌資活動謀求更多融資渠道和更多可供篩選的融資方案。但同時(shí)企業(yè)也應(yīng)合理使用這一非正式制度，使其服務(wù)于企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整決策，縮小實(shí)際與目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)的偏差，減少向目標(biāo)資本結(jié)構(gòu)趨同過程中的調(diào)整成本，降低綜合資本成本率，使企業(yè)經(jīng)營狀況更佳，綜合實(shí)力得以提升，進(jìn)而提高企業(yè)在正式制度融資渠道籌集資金的能力。

2.企業(yè)在聘任董監(jiān)高人員時(shí)應(yīng)充分了解他們的專業(yè)技術(shù)背景及過往任職經(jīng)歷，合理安排不同專業(yè)領(lǐng)域的人才配比，完善企業(yè)的人才信息資料庫。充分利用董監(jiān)高人員的社會資本，為企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)調(diào)整、投資活動的擴(kuò)張?zhí)峁┲Α?/p>

3.對于具有銀行背景的董監(jiān)高人員而言，可以利用自身的專業(yè)背景為企業(yè)制定更加合理的籌資方案。并督促企業(yè)合理使用借貸資金，避免因債權(quán)人與企業(yè)間的信息不對稱而進(jìn)行非效率投資，提升企業(yè)外部聲譽(yù)。同時(shí)他們應(yīng)積極履行信息傳遞職能：一方面使貸款銀行更充分的了解并評估貸款企業(yè)的資質(zhì)與經(jīng)營現(xiàn)狀，識別優(yōu)質(zhì)企業(yè)，降低貸款回收風(fēng)險(xiǎn)，優(yōu)化貸款資金的分配；另一方面使經(jīng)營狀況良好、發(fā)展前景寬廣的企業(yè)能夠獲取充足的資金來源，在面對眾多投資機(jī)會時(shí)果斷出擊。

4.對于銀行等資金提供方而言，應(yīng)改變其固有的貸款偏見，不能只關(guān)注發(fā)展前景穩(wěn)定、經(jīng)營風(fēng)險(xiǎn)低的國有或大中型企業(yè)，應(yīng)該要持續(xù)推進(jìn)普惠金融體系的構(gòu)建。銀行等金融機(jī)構(gòu)應(yīng)增加更多小額貸款產(chǎn)品，吸引優(yōu)質(zhì)的小微企業(yè)，逐步建立起長期的銀企合作關(guān)系，為優(yōu)質(zhì)企業(yè)的成長注入活力，也使金融機(jī)構(gòu)貸款資金流向更加合理，金融市場化的進(jìn)程加快。

5.此外，政府可通過制定更完善的信息披露機(jī)制，鼓勵中小企業(yè)在公開財(cái)務(wù)及經(jīng)營狀況等信息時(shí)提升信息質(zhì)量和信息透明度。減輕以企業(yè)為代表的資金需求方與以銀行等金融機(jī)構(gòu)為代表的資金提供方之間的信息不對稱程度，促使產(chǎn)融結(jié)合以更好的服務(wù)與國家實(shí)體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。