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(guó)外學(xué)者探討的焦點(diǎn)。從研究管理層持股與資本結(jié)構(gòu)的文獻(xiàn)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(guò)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(shí)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(xiàn)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(shí)際控制公司的決策權(quán)，進(jìn)而表現(xiàn)為通過(guò)“隧道”竊取公司財(cái)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(huì)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(huì)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(guó)內(nèi)學(xué)者對(duì)資本結(jié)構(gòu)的決定因素以及股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績(jī)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(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響?，F(xiàn)有文獻(xiàn)中，王克敏（2003）[8]運(yùn)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(yàn)了股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。胡國(guó)柳、董屹立（2005）[10]對(duì)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(jìn)行了驗(yàn)證，發(fā)現(xiàn)管理層持股比例和股權(quán)集中度對(duì)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(shí)證檢驗(yàn)了終極股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。從樣本數(shù)據(jù)來(lái)看，上述學(xué)者所用數(shù)據(jù)有以下幾個(gè)方面不足：第一，均為橫截面數(shù)據(jù)，沒(méi)有使用截面和時(shí)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(méi)有達(dá)到統(tǒng)計(jì)學(xué)對(duì)樣本容量的要求；第三，沒(méi)有仔細(xì)考察上市公司數(shù)據(jù)的質(zhì)量或可比性問(wèn)題。以上三方面因素使得實(shí)證結(jié)果的可靠性有待商榷。從研究方法來(lái)看，前面幾位學(xué)者的研究都是基于簡(jiǎn)單的O L S法對(duì)變量進(jìn)行檢驗(yàn)，難免會(huì)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(gè)包含5880個(gè)觀測(cè)值的面板數(shù)據(jù)，運(yùn)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(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。

二、理論分析與研究假設(shè)

為了弄清股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)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(cái)務(wù)困境的概率（PFDit），和公司規(guī)模（Sit）；Vit是隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。除了以上財(cái)務(wù)特征，我們還從戰(zhàn)略的角度構(gòu)建了幾個(gè)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(duì)于每個(gè)公司（i=1，...1025）；θj則代表行業(yè)潛變量，對(duì)于不同的行業(yè)（j=1,...10)；dt代表宏觀經(jīng)濟(jì)對(duì)資本結(jié)構(gòu)暫時(shí)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(shí)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(cái)務(wù)困境概率和公司財(cái)務(wù)杠桿一般情況下為負(fù)相關(guān)，即公司財(cái)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(duì)稱時(shí)，公司內(nèi)部融資一般會(huì)首選留存收益，其次才會(huì)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(shuō)，公司的盈利能力越強(qiáng)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(shí)，以其個(gè)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(guò)高給自己帶來(lái)的不確定性風(fēng)險(xiǎn)，會(huì)把公司的負(fù)債率控制在一個(gè)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(dá)到一定比例時(shí)（管理者和公司的利益趨于一致），管理者就會(huì)按照公司利益最大化的標(biāo)準(zhǔn)來(lái)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(wèn)題，最終會(huì)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(gè)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(gè)角度看，如果公司股權(quán)過(guò)于分散，就會(huì)導(dǎo)致“搭便車”效應(yīng)的出現(xiàn)。此時(shí)管理者完全依照其個(gè)人意愿對(duì)公司進(jìn)行管理。相反，較高的股權(quán)集中度則能降低管理者“個(gè)人機(jī)會(huì)主義”對(duì)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(shí)，管理者很難把公司財(cái)務(wù)杠桿率調(diào)整到與其個(gè)人利益最大化相對(duì)應(yīng)的水平，此時(shí)公司的負(fù)債水平就會(huì)提高?？紤]到大股東監(jiān)督的影響，我們提出第二個(gè)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(duì)公司債務(wù)的影響，我們把M O i t和O C i t兩個(gè)變量引入模型1，進(jìn)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(shí)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(xiàn)認(rèn)為，管理層持股比例和股權(quán)集中度對(duì)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(huì)變得非常為穩(wěn)固，因此外界對(duì)管理者的監(jiān)管毫無(wú)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(cái)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(jìn)而降低其人力資本風(fēng)險(xiǎn)，理所當(dāng)然會(huì)選擇降低公司的財(cái)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(shí)，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?！八淼馈爆F(xiàn)象是指，當(dāng)股權(quán)集中度增至少數(shù)幾個(gè)大股東能夠完全控制公司決策時(shí)，他們會(huì)憑借自己的控制權(quán)，隨意掠奪和竊取公司的財(cái)富，而僅需要承擔(dān)與其股權(quán)成比例的部分風(fēng)險(xiǎn)。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(guò)“隧道”轉(zhuǎn)移財(cái)富的能力。為了擺脫這種束縛，控制股東常常會(huì)降低公司的債務(wù)水平，進(jìn)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(shí)，股權(quán)集中度與公司負(fù)債率的正相關(guān)性會(huì)被削弱。

為了檢驗(yàn)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(shí)，公司存在“壕溝”效應(yīng)。另外，當(dāng)公司股權(quán)集中度超過(guò)87%時(shí)，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(jìn)我們的模型，我們構(gòu)建了兩個(gè)啞變量。一個(gè)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(shí)，MODit＝1；其它的情況為0。另一個(gè)是股權(quán)集中度啞變量。當(dāng)股權(quán)集中度大于87%時(shí)，OCDit=1；其他情況為0。因此，前面的模型2可以擴(kuò)展為模型3：

根據(jù)假設(shè)3，當(dāng)“壕溝”效應(yīng)存在時(shí)（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(shí)（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(shí)（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(shí)（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(gè)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(duì)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(duì)公司負(fù)債率的影響。根據(jù)模型4后續(xù)的實(shí)證結(jié)果，我們可以檢驗(yàn)假設(shè)5所預(yù)測(cè)的相互作用是否存在。

三、 研究方法

（一）變量定義

首先對(duì)本文研究過(guò)程中需要用到的主要變量進(jìn)行定義，詳細(xì)見(jiàn)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(xiàn)沒(méi)有證據(jù)能夠支持這一觀點(diǎn)，本文將從實(shí)證的角度檢驗(yàn)這一結(jié)論是否正確。前面的各個(gè)參數(shù)分別考慮了管理層持股比例和股權(quán)集中度對(duì)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(shí)，較高的股權(quán)集中度降低了“管理機(jī)會(huì)主義”的影響范圍，進(jìn)而導(dǎo)致較高的債務(wù)水平。因此，我們提出了一個(gè)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(yàn)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(shuō)明

本文研究的數(shù)據(jù)來(lái)源于國(guó)泰安公司開(kāi)發(fā)的C S M A R數(shù)據(jù)庫(kù)。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(duì)樣本進(jìn)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(cái)務(wù)數(shù)據(jù)極端異常的上市公司；④剔除主營(yíng)業(yè)務(wù)變動(dòng)及進(jìn)行過(guò)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(cè)值5880個(gè)。樣本的描述性統(tǒng)計(jì)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(dú)立的要求。表2中，Dit的平均值為30.05%，說(shuō)明我國(guó)上市公司資產(chǎn)負(fù)債率整體偏低，這與我國(guó)企業(yè)債券市場(chǎng)不夠發(fā)達(dá)有關(guān)。管理層持股比例的平均值為0.78%，說(shuō)明我國(guó)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(shuō)明我國(guó)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(jì)結(jié)果

（三）經(jīng)濟(jì)計(jì)量方法

常用的計(jì)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(jìn)而導(dǎo)致估計(jì)偏誤；群內(nèi)估計(jì)法（Wi t h i n G r o u p s)能排除個(gè)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(huì)因?yàn)楫愘|(zhì)性而產(chǎn)生估計(jì)偏差。基于上述估計(jì)方法的缺陷，我們運(yùn)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(jì)）方法對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。一階差分G M M估計(jì)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(duì)面板數(shù)據(jù)進(jìn)行估計(jì)。

四、實(shí)證結(jié)果

（一）模型G M M估計(jì)結(jié)果

表3給出了樣本數(shù)據(jù)的G M M估計(jì)結(jié)果。Z1、Z2、Z3為三個(gè)Wa l d檢驗(yàn)值；m1、m2用于檢驗(yàn)誤差項(xiàng)的序列自相關(guān)（使用誤差項(xiàng)的一階差分）；S a r g a n用于檢驗(yàn)工具變量是否有效（過(guò)度識(shí)別約束檢驗(yàn)）。模型1的G M M估計(jì)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(jì)結(jié)果在統(tǒng)計(jì)上都是顯著的，并且符號(hào)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(huì)沿著一個(gè)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(guò)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(gè)變量考慮進(jìn)模型2后，其他各變量的實(shí)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(cè)：管理者與公司股東之間存在利益趨同效應(yīng)。事實(shí)上，本文的估計(jì)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(huì)通過(guò)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(jì)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(jì)結(jié)果，它與后面的表5共同用以檢驗(yàn)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(duì)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(jì)結(jié)果

（二）股權(quán)變量的實(shí)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(shí)，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(shí)，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(shuō)明假設(shè)3正確，即“壕溝”出現(xiàn)時(shí)，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(shí)，該系數(shù)的值比大股東監(jiān)管情況下的?。?.12028<0.22219），這再次證明前面的假設(shè)4正確。以上分析充分說(shuō)明，較高的公司債務(wù)確實(shí)能幫助控制股東在不稀釋公司股權(quán)的前提下，通過(guò)“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(jìn)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(guò)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(lái)檢驗(yàn)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(shí)，無(wú)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(wú)統(tǒng)計(jì)意義（α2不顯著為零）。當(dāng)“壕溝”效應(yīng)出現(xiàn)時(shí)，無(wú)論是在有監(jiān)控的情況下還是在“隧道”現(xiàn)象發(fā)生時(shí)，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(duì)比管理層持股比例的作用，股權(quán)集中度對(duì)公司債務(wù)的影響則要明顯得多?；剡^(guò)頭來(lái)看表3第四列，模型4的結(jié)果驗(yàn)證了假設(shè)2和假設(shè)4，即股權(quán)集中度對(duì)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(gè)系數(shù)全大于0，且都統(tǒng)計(jì)顯著，這再次證明股權(quán)集中度對(duì)公司負(fù)債有正的影響。同時(shí)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(shí)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(shí)，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(shí)，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(guò)對(duì)比以上兩組系數(shù)，我們可以發(fā)現(xiàn)，“壕溝”效應(yīng)對(duì)公司債務(wù)的影響要大于“利益趨同”對(duì)公司債務(wù)的影響。總的來(lái)說(shuō)，這些結(jié)果驗(yàn)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(shí)證檢驗(yàn)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(shí)，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(xiǎn)，管理者更傾向于降低公司的負(fù)債率，此時(shí)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(duì)控股權(quán)不被稀釋（保證其通過(guò)“隧道”轉(zhuǎn)移公司財(cái)富的持股比例），往往會(huì)放棄股權(quán)融資，進(jìn)而更多地選擇債務(wù)融資；④“隧道”效應(yīng)存在時(shí)，股權(quán)集中度與公司負(fù)債率的正相關(guān)性會(huì)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(shí)，外部股東傾向于用較高的公司負(fù)債水平來(lái)抑制管理者的“個(gè)人機(jī)會(huì)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(lái)說(shuō)，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(kāi)辟了一條新的研究途徑。

[1]Modigliani F,M Miller.The cost of capital,Corporation finance and the theory of investment[J].American Economic Review,1958,48(3):261-275.

[2]Jensen M,W Meckling.Theory of the firm:Managerial behavior,Agency costsand ownership structure[J].Journal of FinancialEconomics,1976,3(4):305-360.

[3]Grossman,Hart o.Takeover bids the free-rider problem and the theory of corporate[J].Bell Journal of Economics,1980,11(1):42-46.

[4]Shleifer A,Vishny RW.A survey of corporate governance[J].Journalof Finance,1997,(2):737-783.

[5]Dyck A,Zingales L.Privatebenefitsofcontrol:An international comparison[J].JournalofFinance,2004,(5):537-600.

[6]Short.Capital structure,Management ownership and large external shareholders:A UK analysis[J].Journal of the EconomicsofBusiness,2002,9(3):375-399.

[7]Brailsford.On the relation between ownership structure and capitalstructure[J].Accountingand Finance,2002,(1):1-26.

[8]王克敏.股權(quán)結(jié)構(gòu)與資本結(jié)構(gòu)的相關(guān)性及其影響[J].數(shù)量經(jīng)濟(jì)技術(shù)經(jīng)濟(jì)研究，2003(3):5-10.

[9]肖作平.股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)[J].當(dāng)代經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2004,(1):1-7.

[10]胡國(guó)柳，董屹.上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與資本結(jié)構(gòu)選擇的實(shí)證分析[J].財(cái)經(jīng)科學(xué)，2005,(5):90-98.

[11]肖作平.終極股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響——來(lái)自中國(guó)上市公司的經(jīng)驗(yàn)證據(jù) [J].中國(guó)管理科學(xué)，2012(4):167-175.

[12]Arellano M,S Bond.Some tests of specification for panel data:Monte carlo evidence and an application to employmentequation[J].Review of Economic Studies,1991(58):277-297.

[13]Mauri A,M Michacels.Firm and industry effects within strategicmanagement:Anempiricalexamination[J].Strategic Management Journal,1998(19):211-219.

[14]De Angelo H,R Masulis.Optimal capital structure under corporate and personal taxation[J].Journal of Financial Economics,1980(8):3-29.

[15]Chaplinsky,Susan,Greg Niehaus.Do inside ownership and leverage share common determinations[J].Quarterly JournalofBusinessand Economics,1993,32(4):51-65.

[16]Wald J.How firm characteristics affect capital structure:An international comparison[J].Journalof Financial Research,1999,22(2):161-187.

[17]Myers S,NMajluf.Corporate financing and investmentdecisionswhen firms have information that investor don't have[J].Journalof FinancialEconomics,1984,13(2):187-221.

[18]Shleifer A,Vishny R W.Large shareholder and corporate control[J].JournalofpoliticalEconomy,1986,94(3):461-488.

[19]Fama E.Agency problems and the theory of the firm[J].JournalofpoliticalEconomy,1980,88(2):288-307.

[20]Miguel A,JPindado,CDela Torre.Ownership structure and firm value:New evidence from the Spanish case[J].Strategic Management Journal,2004,25(3):199-207.