季偉偉，陳志斌

(1.南京大學 商學院，南京210093;2.東南大學 經(jīng)濟管理學院，南京210093)

2008年國際金融危機全面爆發(fā)后，為挽救經(jīng)濟下行，我國政府推出了“四萬億”經(jīng)濟刺激方案。兩年后，浙江、江蘇、廣東等省紛紛出現(xiàn)大規(guī)模企業(yè)破產(chǎn)、老板跑路的浪潮。對此，眾多學者紛紛將其歸咎于“四萬億”經(jīng)濟刺激方案，認為政府作為“有形的手”過分地放大了權力，扭曲了市場，大規(guī)模的經(jīng)濟刺激如同飲鴆止渴，解決不了根本問題。而另一方面，一些學者利用GDP、就業(yè)率等多種宏觀指標為“四萬億”投資政策進行辯護。還有些學者從產(chǎn)業(yè)升級、競爭優(yōu)勝劣汰結(jié)果、中小企業(yè)融資難等角度對破產(chǎn)風波進行解讀?？墒怯捎诤暧^經(jīng)濟指標的概括抽象，加上社會科學不可實驗、重復的特征，各方論述各執(zhí)一詞，難以在統(tǒng)一的背景環(huán)境中進行檢驗。

為解決以上研究困境，本文將宏觀經(jīng)濟政策與微觀企業(yè)行為兩者結(jié)合起來，評價一項宏觀經(jīng)濟政策變動如何影響企業(yè)具體的財務狀況。通過研究論證，本文回答了下述兩個問題:第一，“四萬億”經(jīng)濟刺激方案到底有沒有起作用?第二，2011年的大規(guī)模企業(yè)破產(chǎn)潮是否受到2008年“四萬億”經(jīng)濟刺激方案的負面影響?本文以2007 ～2012年中國上市公司為研究對象，以寬松的貨幣政策作為“四萬億”經(jīng)濟刺激的替代變量，檢驗了上述兩個問題。

一、文獻回顧與理論假設

1.寬松貨幣政策與企業(yè)擴張

關于貨幣政策與投資的關系，古典學派(亞當·斯密、李嘉圖為代表)以及新古典經(jīng)濟學派(馬歇爾、瓦爾拉斯、庇古為代表)都認為貨幣是中性的，其并不能影響實際經(jīng)濟活動。與此相反，凱恩斯主義認為，經(jīng)濟不能自動平衡，政府可以通過操縱貨幣金融資產(chǎn)組合來降低利率，從而增加社會投資。弗里德曼的貨幣主義學派引入托賓Q 理論認為，寬松貨幣政策使股票價格上升，誘使企業(yè)選擇實物構建投資而非外部整廠收購。新凱恩斯主義理論認為，貨幣政策傳導是多方面的，寬松的貨幣政策意味著剩余現(xiàn)金持有量的突然增加，使貨幣收益率下降，企業(yè)將現(xiàn)金出手購買其他資產(chǎn)，從而影響投資。［1］

很多學者為企業(yè)會隨著貨幣政策調(diào)整改變自身投資規(guī)模的現(xiàn)象提供了微觀證據(jù)。Mojon，Smets 和Vermeulen 以德國、法國、意大利和西班牙四國企業(yè)作為研究樣本，發(fā)現(xiàn)央行可以通過調(diào)節(jié)利率影響資本成本，從而調(diào)控企業(yè)的投資水平。［2］相類似地，彭方平和王少平從企業(yè)微觀層面檢驗了2000 ～2004年我國利率政策的有效性，認為貨幣政策改變了利率，從而影響了國債到期收益率，改變了企業(yè)投資成本，最終改變了公司的投資行為。［3］以2007 ～2011年滬深兩市A 股市場制造業(yè)上市公司的數(shù)據(jù)為樣本，陳艷同樣發(fā)現(xiàn)貨幣政策對企業(yè)的投資機會和投資支出具有正向調(diào)控作用，寬松的貨幣政策能夠有效降低企業(yè)的融資約束，提高企業(yè)的新增投資支出。［4］基于以上分析，本文提出假設1:相對于緊縮或穩(wěn)健的貨幣政策環(huán)境，寬松的貨幣政策環(huán)境有助于企業(yè)對外擴張。

2.寬松貨幣政策與財務風險

財務困境指的是企業(yè)無法按時償付日常經(jīng)營事項、還清欠款、支付到期債務，表現(xiàn)為流動性不足、資本不足以抵債等，即企業(yè)履行義務時受阻。［5］財務困境的最終表現(xiàn)為:微觀企業(yè)內(nèi)部缺乏貨幣資金。當貨幣政策趨于寬松時，外部流動性充足，融資成本降低，企業(yè)財務風險下降。

現(xiàn)有國外研究表明，寬松貨幣政策有利于降低企業(yè)陷入財務困境的可能性。經(jīng)濟衰退期公司陷入財務困境的可能性更大，縮減貨幣供應量對公司陷入財務困境可能性具有顯著負面影響。［6］Bae ，Kang 和Lim 以亞洲金融危機為背景研究發(fā)現(xiàn)，對主辦銀行的負面沖擊最終會惡化客戶公司的財務狀況。［7］Pesaran 等從個體因素中分離出宏觀經(jīng)濟指標變動與企業(yè)還款違約概率之間的傳導效應，研究發(fā)現(xiàn)利率、匯率對企業(yè)財務狀況有顯著負面效應。［8］Nguyen 闡述了日本企業(yè)財務風險變化情況與宏觀經(jīng)濟環(huán)境變動有明顯的關聯(lián)。尤其是銀行貸款利率指標，利率上升使得各行業(yè)的財務風險都隨之上升，而資本密集型產(chǎn)業(yè)所受到的沖擊更為明顯。［9］

國內(nèi)有關貨幣政策對企業(yè)財務危機影響的研究十分少見，機理闡釋較為簡略。王克敏、姬美光和趙沫的研究表明，企業(yè)對實際利率變化越敏感，越易受到外部事件沖擊，從而陷入財務困境。［10］呂峻和李梓房證明，真實利率水平與公司陷入財務危機概率成正比，信貸增長率與公司陷入財務危機的概率成反比。［11］肖賢輝和謝赤運用多種實證檢驗方法證明，上市公司財務困境風險與廣義貨幣供應量(M2)負相關，與實際利率水平正相關。［12］李秉成和祝正芳研究發(fā)現(xiàn)，中央銀行貨幣政策通過影響商業(yè)銀行信貸量，進而作用于企業(yè)財務困境風險，企業(yè)財務困境風險與貨幣供應量負相關。［13］基于上述論述，本文提出假設2:寬松的貨幣政策可以顯著地降低企業(yè)陷入財務困境的可能性。

3.公司擴張效應在貨幣政策與企業(yè)財務風險之間的中介作用

委托代理理論認為，所有權與經(jīng)營權的相互分離，使得企業(yè)管理層有大規(guī)模擴張的偏好。Berle 和Means 率先闡述，管理層與股東利益不一致來源于企業(yè)所有權與經(jīng)營權的分離。［14］依照制度安排，企業(yè)經(jīng)營成功產(chǎn)生的剩余價值全部由股東支配，經(jīng)理層則沒有參與分配的權力，而經(jīng)營失敗的后果卻要由經(jīng)理層一同承擔，這種權責不一致導致管理層與股東目標沖突，不愿意以股東價值最大化為目標。［15］Jensen 進一步指出，管理層謀取私利的最直接方式是擴大企業(yè)規(guī)模。［16］所以，管理層會利用自由現(xiàn)金流進行規(guī)模擴張，享受由此帶來的各種福利。Hart 也認為，管理層具有構建“公司帝國”的強烈動因。［17］Conyon 和Murphy 為上述觀點提供了有力證據(jù)，大規(guī)模企業(yè)管理層的現(xiàn)金或非現(xiàn)金收益遠高于中小規(guī)模企業(yè)經(jīng)理的收益。［18］以國有經(jīng)濟為主體的中國，由于產(chǎn)權性質(zhì)的模糊導致其委托代理問題更為嚴重。

寬松的貨幣政策外部環(huán)境給企業(yè)帶來了充足的自由現(xiàn)金流，給管理層對外擴張?zhí)峁┝穗y得的好機會，而過度擴張將增加企業(yè)陷入財務困境的可能性。Higgins 和Schall 的研究發(fā)現(xiàn)，投資擴張加大了企業(yè)破產(chǎn)的可能性。［19］Mueller 更是進一步指出，并購后企業(yè)貝塔值升高，這意味著在擴張后企業(yè)更具波動性，風險更高。［20］姜付秀等的研究表明，過度自信的管理者所實施的擴張戰(zhàn)略會加大企業(yè)陷入財務困境的可能性。［21］而我國作為轉(zhuǎn)型經(jīng)濟體，經(jīng)理人市場不完善、資本市場的不成熟以及公司治理結(jié)構的不健全更加難以約束管理層的擴張動機，所有這些增加了企業(yè)陷入財務困境的可能性?；谝陨蟽蓚€方面，本文認為，貨幣政策對企業(yè)財務風險的作用路徑之一是:貨幣政策→企業(yè)投資→公司財務狀況。也就是說:

假設3:擴張效應在貨幣政策與企業(yè)財務風險之間起著中介作用。

二、樣本選取與研究設計

1.樣本選擇

本文選取2007 ～2012年所有滬、深兩市A 股上市公司作為初選樣本，①并按以下標準進行篩選:(1)剔除了銀行保險等金融類企業(yè)。(2)刪除非正常交易狀態(tài)的公司，也就是標記為ST、PT 和退市的上市公司。(3)刪除相關數(shù)據(jù)缺失的公司。經(jīng)過篩選，得到1810 家公司、7343 個年度觀測值的樣本，并采用winsorize 的方法對異常值進行處理。對所有小于1%分位數(shù)(大于99%分位數(shù))的變量，令其值分別等于1%分位數(shù)(99%分位數(shù))。本文所需的數(shù)據(jù)來源于CSMAR 和CCER 數(shù)據(jù)庫，采用的數(shù)據(jù)處理軟件主要為Stata12.0。

2.研究變量的定義

(1)被解釋變量——貨幣政策。目前，國內(nèi)有代表性的貨幣政策(MP)的確認與計量指標主要有:貨幣政策緊縮指數(shù)［22］、M1 或M2 貨幣余額增長率與GDP 增長率的差額［23］、虛擬變量［24］。

與上述研究不同，本研究采用《中國人民銀行貨幣政策執(zhí)行報告》的關鍵詞描述，區(qū)分各年度的貨幣政策，生成啞變量MP，并給其賦值:所屬年份貨幣政策為“寬松”或“適度寬松”時，MP =1;其他“穩(wěn)健”、“緊縮”或“適度緊縮”，則取值為0。具體見表1:

表1 貨幣政策的確認和計量

(2)中介變量——投資額度。借鑒Richardson［25］的方法，我們將企業(yè)投資(INVEST)定義為:

INVEST=(支付的購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等現(xiàn)金－出售固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)等收回的凈現(xiàn)金－當年折舊額)/年末總資產(chǎn)。

(3)被解釋變量——財務困境。目前，理論界和在實務中較為通用的度量企業(yè)財務困境的方法為Altman 的Z 指數(shù)。［26］Z 指數(shù)不但能衡量企業(yè)財務狀況，而且可以預估企業(yè)陷入財務困境的概率。Z 指數(shù)的具體計算公式為:

其中，X1是指營運資本/資產(chǎn)總額，X2為留存收益/資產(chǎn)總額，X3等于息稅前收益/資產(chǎn)總額，X4指的是股票市場價值/債務賬面價值，X5等于營業(yè)收入/資產(chǎn)總額。其中，Z 值越低，陷入財務困境的概率越高。Z＞2.675 表示企業(yè)財務狀況優(yōu)良;當1.81≤Z≤2.675 時，企業(yè)落入了“灰色地帶”，企業(yè)財務狀況不穩(wěn)定;如果Z 值小于1.81，一般認為企業(yè)陷入財務困境。我們還在回歸模型中控制了企業(yè)所有權性質(zhì)、公司規(guī)模、資產(chǎn)屬性、現(xiàn)金流等變量，具體變量定義見表2:

表2 主要變量定義

3 回歸模型的設定

目前，學術界最流行的檢驗中介作用的方法是由Baron and Kenny［27］提出的，根據(jù)這一方法，本文需要擬合三個回歸方程:

方程中的β 表示截距(一般忽略不計)，ε 表示模型的誤差項(一般也忽略)，a、b、c、c ˊ表示回歸系數(shù)，反映了寬松貨幣政策(MP)、企業(yè)擴張(INVEST)與財務狀況(ZDUM)三者之間的關系。如果滿足下列條件，則認為中介作用有可能存在:

(1)方程1 中的α 顯著，也就是說有證據(jù)表明自變量(寬松貨幣政策，MP)與中介變量(企業(yè)擴張，INVEST)之間存在線性關系;

(2)方程2 中的回歸系數(shù)c 顯著，也就是說自變量(寬松貨幣政策，MP)與因變量(財務困境，ZDUM)之間存在線性關系;

(3)方程3 中的b 顯著，意味著中介變量(企業(yè)擴張，INVEST)有助于預測因變量(財務困境，ZDUM)，并且顯示自變量(寬松貨幣政策，MP)對因變量(財務困境，ZDUM)的直接作用的c'與方程2 中的c 相比，數(shù)值顯著變小。

(4)方程2 中c(直接作用)與方程3 中的c ˊ(控制了間接作用之后的直接作用)的數(shù)值大小是通過z 檢驗來判定的?？梢宰C明，檢驗c 與c ˊ的差異與檢驗中介作用路徑(a×b)的強度是否大于0 是等價的:

三、實證分析與結(jié)果

1.關鍵變量的描述性統(tǒng)計

由被解釋變量財務困境(ZDUM)、中介變量擴張效應(INVEST)的均值(如圖1 所示)和標準描述性統(tǒng)計特征(如表3 所示)我們可以發(fā)現(xiàn)，2008年作為經(jīng)濟最困難的一年，企業(yè)陷入財務困境(ZDUM)可能性均值最高達到0.232，隨著2009年、2010年連續(xù)兩年采取寬松貨幣政策，企業(yè)財務狀況連續(xù)兩年好轉(zhuǎn)，陷入財務困境的可能性逐年下降，2010年到達最低點0.089。此外，財務困境的標準差也有類似的趨勢，2008年標準差最大，寬松的貨幣政策出臺后，后續(xù)兩年逐年變小。

而因為企業(yè)投資從決策、辦手續(xù)，到最終落地擁有較長的滯后效應。2008年的指標滯后表現(xiàn)在2009年為企業(yè)投資額(INVEST)均值最小0.024。2009年和2010年在寬松的貨幣政策刺激下，2010年和2011年投資額大幅上升，2011年達到最高點0.035。之后，隨著寬松貨幣政策的結(jié)束，企業(yè)投資額也隨之下降。隨著2010年和2011年投資額的急劇飆升，企業(yè)陷入財務困境的可能性也由2009年的最低點0.101，逐步提高到2010年的0.151。

表3 關鍵變量的描述性統(tǒng)計

圖1 2007 ～2012年外部擴張、財務困境平均值變化圖

2.回歸分析與假設檢驗

(1)寬松貨幣政策與企業(yè)投資。通過表4 中模型1 的統(tǒng)計結(jié)果可知，MPt－1系數(shù)a 等于0.0213，且在5%水平上顯著為正。這說明中央政府采取寬松的貨幣政策，短期內(nèi)將引導企業(yè)加大投資，假設1 得到驗證。

(2)寬松貨幣政策與企業(yè)陷入財務困境的可能性。表4 中模型2 的結(jié)果顯示，MPt－1的系數(shù)c 顯著為負(c=－0.418，p ＜0.001)，說明寬松的貨幣政策與企業(yè)陷入財務困境的可能性呈負向關系，即在寬松的貨幣政策條件下，短期內(nèi)企業(yè)陷入財務困境或者破產(chǎn)的可能性減少，假設2 得到驗證。此外，由于因變量(財務困境)對自變量(寬松貨幣政策)的回歸系數(shù)c 顯著，也為考慮其他中介變量開了綠燈。

(3)企業(yè)投資的中介效應。通過表4 中方程3 的檢驗結(jié)果可知，中介變量(企業(yè)投資)系數(shù)b 顯著為正(b=2.86)，標準差Sb為0.923。同樣地，方程1 的系數(shù)a 顯著(a=0.00213)。這意味著貨幣政策對企業(yè)財務困境的影響至少有一部分是通過了中介變量(企業(yè)投資)實現(xiàn)的。也就是說，貨幣政策通過企業(yè)投資對財務困境的間接效應為a×b=0.006，見圖2。

圖2 企業(yè)擴張(INVEST)的中介作用示意圖

接下來我們通過sobel 檢驗來驗證間接效應是否顯著異于零。首先，我們將系數(shù)a 的值0.00213、標準差sa的值0.0012、系數(shù)b 的值2.86 和標準差sb的值0.923 都代入方程4，得到z 統(tǒng)計量值為:

可得拒絕虛擬假設(a×b=0)②的最小顯著性水平為0.062(p =0.062)。也就是說企業(yè)投資的間接效應(a×b=0.006)在顯著性為6.2%的水平上顯著異于零。

更進一步地，由于方程4 的分母涉及到參數(shù)的乘積的分布，即使總體的自變量、中介變量和因變量都是正態(tài)分布，即使是大樣本，z 統(tǒng)計量還是可能與標準正態(tài)分布有較大的出入。［28］MacKinnon，Warsi and Dwyer［29］用該統(tǒng)計量但使用不同的臨界值進行檢驗。在他們的臨界值表中，顯著性水平0.05 對應的臨界值是0.97(而不是通常的1.96 )。因此，本研究將企業(yè)投資作為貨幣政策和財務困境中介變量的作用是穩(wěn)健的。

此外，在方程3 中，自變量(貨幣政策)系數(shù)c ˊ顯著為負(c ˊ=－0.421，p =0.000)，這說明貨幣政策對財務困境的影響只有一部分是通過中介變量(企業(yè)投資)實現(xiàn)的。

表4 模型回歸結(jié)果

四、結(jié)論及啟示

我們研究發(fā)現(xiàn)，當央行實施寬松貨幣政策時，銀行信貸規(guī)模增加，外部融資約束程度減緩，企業(yè)可得籌融資額度上升，這使得企業(yè)實現(xiàn)對外擴張戰(zhàn)略成為可能。對于公司的管理層來說，在寬松貨幣政策環(huán)境下，加大投資的決策必須要謹慎，企業(yè)應合理利用宏觀寬松貨幣政策的積極效應，同時也要注意其蘊含的不良影響，因為寬松的貨幣政策并不是可持續(xù)的外部因素，而當進入緊縮貨幣政策時，因為投資的滯后性和不可逆性可能對企業(yè)現(xiàn)金流運行產(chǎn)生較強負面沖擊，因此可能迅速加大企業(yè)財務風險，使得企業(yè)陷入財務困境。在抓住寬松貨幣政策帶來的機會窗口時，也必須提防大規(guī)模擴張以及政策突然轉(zhuǎn)向的風險。進一步地給我們?nèi)缦聠⑹?

1.依據(jù)自身的現(xiàn)金情況，企業(yè)的理財行為有兩個層次:第一個層次是當受到外部沖擊，自身流動性陷入困境時，應選擇裁員、減支截流、收縮投資、減少生產(chǎn)等措施渡過難關。第二個層次是如果企業(yè)自身自由現(xiàn)金流充足，基于競爭壓力或者自身抱負驅(qū)動，企業(yè)往往會紛紛上馬新項目、加大對外擴張力度。

2.針對微觀企業(yè)自由現(xiàn)金流理論，經(jīng)濟危機時制定的寬松貨幣政策也可以有兩個層次:第一個層次的基本目標僅僅是為了讓企業(yè)能夠正常運轉(zhuǎn)下去，銀行信貸是企業(yè)進行裁員、收縮投資等節(jié)流減支苛刻條件之下的補充;第二個層次是銀根寬松，供應給企業(yè)充足的銀行信貸，使其擁有足量自由現(xiàn)金流進行外部擴張，上馬新項目。

3.按照現(xiàn)有經(jīng)濟理論，經(jīng)濟不景氣時期，貨幣政策目標往往把經(jīng)濟增長、保持較高的就業(yè)率作為第一要務。也就是說央行當局往往會選擇上述第二個層次貨幣政策——足量銀行信貸，來誘使企業(yè)加大投資。因為在經(jīng)濟面臨危機時企業(yè)的裁員、減支截流、收縮投資、減少生產(chǎn)等措施會使經(jīng)濟下滑，勞工失業(yè)率上升，消費下滑、政府難以承受。

4.每個廠家產(chǎn)能擴張都意味著在原有總需求條件下，所能供養(yǎng)的企業(yè)數(shù)量減少。在這里第二層次的貨幣政策形成了這樣一個反應鏈:增加就業(yè)動機→貨幣政策越寬松→企業(yè)自由現(xiàn)金流越充足→單個企業(yè)產(chǎn)能擴張越厲害→企業(yè)數(shù)量消亡得越多(假定總需求不變)→就業(yè)減少。事實上，第二層次的貨幣政策有著嚴重的經(jīng)濟后果——伴隨著一部分企業(yè)的壯大，大量中小企業(yè)將消亡。而大部分就業(yè)崗位又是中小企業(yè)提供的，長期健康發(fā)展也至關重要，第二層次的貨幣政策形成了一個悖論:為了就業(yè)的寬松貨幣政策最終減少了就業(yè)。

5.在制定貨幣政策目標時，既要重視宏觀經(jīng)濟指標(低通貨膨脹、經(jīng)濟增長、保持較高的就業(yè)率、保持國際收支大體平衡)，更應該關注是否有利于中小企業(yè)的生存發(fā)展。這也就意味著，貨幣政策制定者應該以第一層次的貨幣政策為指引，為了企業(yè)健康持續(xù)發(fā)展，有時需要“忍受”較低的經(jīng)濟增長、較低的就業(yè)率等一系列不良的指標，這些是為了經(jīng)濟長期健康發(fā)展必須承受的短期成本。當宏觀經(jīng)濟發(fā)展與微觀企業(yè)生存、短期居民就業(yè)與企業(yè)長遠發(fā)展發(fā)生沖突時，它們之間如何進行平衡，也考驗著政策制定者的智慧。

注 釋

①將2007年作為研究區(qū)間的起始年度主要基于以下兩點考慮:第一，2006年底我國加入世界貿(mào)易組織的5年保護期剛好結(jié)束;第二，2007年1月1日起，上市公司正式執(zhí)行與國際財務報告準則趨同的新會計準則。

②備選假設H1:a×b ＞0

［1］葉兵.貨幣政策調(diào)整投資規(guī)模的理論分析與實證研究［D］.成都:西南財經(jīng)大學，2007.

［2］Mojon B，Smets F，Vermeulen P.Investment and Monetary Policy in the Euro Area［J］.Journal of Banking and Finance，2002，(26).

［3］彭方平，王少平.我國利率政策的微觀效應［J］.管理世界，2007，(1).

［4］陳艷.經(jīng)濟危機、貨幣政策與企業(yè)投資行為——基于中國上市公司數(shù)據(jù)［J］.經(jīng)濟與管理研究，2012，(11).

［5］吳世農(nóng)，盧賢義.我國上市公司財務困境的預測模型研究［J］.經(jīng)濟研究，2001，(6).

［6］Altman E I.Multidimensional Graphics and Bankruptcy Prediction: A Comment［J］.Journal of Accounting Research，1983，21(1).

［7］Bae K H，Kang J K.，LIM C W..The Value of Durable Bank Relationships: Evidence from Korean Banking Shocks［J］.Journal of Financial Economics，2002，64(2).

［8］Pesaran M H，Schuermann T，Weiner S M.Macroeconomic Dynamics and Credit Risk: A Global Perspective［J］.Journal of Money，Credit and Banking，2006，38(5).

［9］Nguyen P.Macroeconomic Factors and Japan’s Industry Risk［J］.Journal of Multinational Financial Management，2006，(8).

［10］王克敏，姬美光，趙沫.宏觀經(jīng)濟環(huán)境、公司治理與財務困境研究［J］.經(jīng)濟與管理研究，2006，(9).

［11］呂峻，李梓房.宏觀經(jīng)濟因素對企業(yè)財務危機影響的實證分析［J］.山西財經(jīng)大學學報，2008，30(11).

［12］肖賢輝，謝赤.宏觀經(jīng)濟因素對企業(yè)財務困境風險的影響［J］.湘潭大學學報( 哲學社會科學版)，2012，(4).

［13］李秉成，祝正芳.我國貨幣政策對企業(yè)財務困境的影響研究［J］.中南財經(jīng)政法大學學報，2013，(5).

［14］Berle A，Means G.The Modern Corporation and Private Property［M］.New York: Macmillan，1932:62.

［15］Jensen M，Meckling W.Theory of the Firm: Managerial Behavior，Agency Costs，and Capita l Structure［J］.Journal of Financial Economics，1976，(3).

［16］Jensen M.Agency Costs o f Free Cash Flow，Corporate Finance and Takeovers［J］.American Economic Review，1986，(76).

［17］Hart O liver.Firm，contracts，and Financial Structure［M］.London: Oxford University Press，1995:89.

［18］Conyon M，Murphy K.The Prince and the Pauper? CEO Pay in the U.S.and the U.K［J］.Economic Journal，2000，110.

［19］Higgins R C，Schall L D.Corporate Bankruptcy and Conglomerate Mergers［J］.Journal of Finance，1975，(30).

［20］Mueller，Dennis C.The Effects of Conglomerate Mergers: A Survey of the Empirical Evidence［J］.Journal of Banking and Finance，1977，(4).

［21］姜付秀，張敏，陸正飛，陳才東.管理者過度自信、企業(yè)擴張與財務困境［J］.經(jīng)濟研究，2009，(1).

［22］葉康濤，祝繼高.銀根緊縮與信貸資源配置［J］.管理世界，2009，(1).

［23］李志軍，王善平.貨幣政策、信息披露質(zhì)量與公司債務融資［J］.會計研究，2011，(10).

［24］陸正飛，祝繼高，樊錚.銀根緊縮、信貸歧視與民營上市公司投資者利益損失［J］.金融研究，2009，(8).

［25］Richardson S.Overinvestment of Free Cash Flow［J］.Review of Accounting Studies，2006，(11).

［26］Altman E I.Financial Ratios，Discriminate Analysis and the Predict ion of Corporate Bankruptcy［J］.Journal of Finance，1968，(4).

［27］Baron R M，Kenny D A.The Moderator－Mediator Variable Distinction in Social Psychological Research: Conceptual，Strategic，and Statistical Considerations［J］.Journal of Personality and Social Psychology，1986，51(6).

［28］溫忠麟，張雷，侯杰泰，劉紅云.中介效應檢驗程序及其應用［J］.心理學報，2004，36(5).

［29］MacKinnon D P，Warsi G，Dwyer J H.A simulation Study of Mediated Effect Measures［J］.Multivariate Behavioral Research，1995，30(1).