孫 謙，石 松

(復(fù)旦大學(xué) 管理學(xué)院，上海200433)

一、引 言

權(quán)衡理論和有序融資理論在研究資本結(jié)構(gòu)時(shí)都假定不同企業(yè)的管理者是同質(zhì)的，可以相互替換[1-3]。因此，他們沒(méi)有考慮管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響。然而，高層梯隊(duì)理論[4]認(rèn)為管理者由于其自身的認(rèn)知缺陷，并不能完全理性地應(yīng)對(duì)內(nèi)外部環(huán)境的變化，所以管理者個(gè)人偏好①這里的管理者個(gè)人偏好并不特指管理者的某種具體偏好，而是一個(gè)整體概念，是對(duì)管理者的認(rèn)知結(jié)構(gòu)和整體特質(zhì)的反映。會(huì)影響他們的決策過(guò)程和決策結(jié)果。由于管理者的年齡、性別、學(xué)歷、過(guò)去經(jīng)歷等特征與管理者個(gè)人偏好的形成密切相關(guān)，所以學(xué)者們常使用管理者的過(guò)去經(jīng)歷[5-7]、是否過(guò)度自信[8-9]以及行為一致性[10]等易觀(guān)察到的個(gè)人特征作為代理變量來(lái)研究管理者偏好對(duì)企業(yè)融資決策的影響。

雖然這些研究發(fā)現(xiàn)管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)有重要影響，但是這些個(gè)人特征只能部分反映管理者個(gè)人偏好，而且它們的影響可能會(huì)相互抵消或者彼此重疊，因此，這些特征并不能全面地刻畫(huà)管理者在資本結(jié)構(gòu)選擇決策中的作用。舉個(gè)例子，現(xiàn)有研究表明過(guò)度自信的管理者偏愛(ài)高的財(cái)務(wù)杠桿[8-9]，而有過(guò)大蕭條經(jīng)歷的管理者則偏愛(ài)較低的杠桿率[5-6]，那么一個(gè)過(guò)度自信的、同時(shí)擁有大蕭條經(jīng)歷的管理者究竟是偏愛(ài)高的還是低的杠桿率呢?因此，研究管理者的個(gè)人特征只能得出管理者的這個(gè)特征對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響，而不是這個(gè)管理者的影響。而管理者個(gè)人偏好作為一個(gè)整體概念，考慮的是管理者這個(gè)個(gè)體的影響，所以直接衡量和研究管理者個(gè)人偏好可以避免個(gè)體特征影響的重疊以及相互抵消等，能夠更全面和準(zhǔn)確地反映管理者對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響。

由于管理者個(gè)人偏好具有一致性和固定性的特點(diǎn)，所以學(xué)者們通過(guò)度量管理者固定效應(yīng)來(lái)刻畫(huà)管理者個(gè)人偏好。Bertrand和 Schoar[11]首次使用管理者固定效應(yīng)研究管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)多個(gè)決策的影響，發(fā)現(xiàn)管理者具有獨(dú)特的管理風(fēng)格。其后，學(xué)者們使用同樣的方法研究了管理者個(gè)人偏好對(duì)避稅[12]、自愿性財(cái)務(wù)披露[13]、會(huì)計(jì)政策選擇[14]等決策的影響。

本文借鑒Bertrand和Schoar的方法深入考察管理者個(gè)人偏好在企業(yè)選擇資本結(jié)構(gòu)時(shí)的作用，即通過(guò)度量管理者固定效應(yīng)來(lái)刻畫(huà)管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)決策是否有影響以及影響程度有多大。在傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型中加入管理者固定效應(yīng)后，我們發(fā)現(xiàn)該效應(yīng)顯著影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，說(shuō)明管理者是異質(zhì)的和有限理性的，他在選擇資本結(jié)構(gòu)時(shí)加入了自己的偏好。同時(shí)加入管理者固定效應(yīng)使得R2從 0.63 上升為 0.86，增長(zhǎng)了 36.5%，說(shuō)明管理者個(gè)人偏好不僅顯著影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的變化，而且是導(dǎo)致企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿偏離傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型預(yù)測(cè)的重要因素，而這種偏離可能會(huì)導(dǎo)致企業(yè)價(jià)值下降。因此，了解和監(jiān)控管理者個(gè)人偏好在企業(yè)融資決策中的作用，可以增加企業(yè)的價(jià)值。

在度量管理者固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，本文從實(shí)證角度進(jìn)一步驗(yàn)證了常用的管理者特征是否可以解釋以及能夠解釋多少管理者固定效應(yīng)。我們發(fā)現(xiàn)只有部分個(gè)人特征可以解釋企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的變化，但是全都可以解釋管理者固定效應(yīng)。這一結(jié)果意味著如果我們只考慮管理者某個(gè)特征，而不是個(gè)人偏好對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響，最終結(jié)果會(huì)出現(xiàn)忽略重要變量的偏差。更為重要的是，上述個(gè)人特征只解釋了33%的管理者固定效應(yīng)，因此，只使用管理者的某個(gè)或某幾個(gè)特征并不能很好地刻畫(huà)管理者個(gè)人偏好對(duì)于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響。

本文的第二部分從理論上分析管理者個(gè)人偏好對(duì)資本結(jié)構(gòu)有影響，第三部分介紹樣本的選擇;第四部分研究管理者固定效應(yīng)是否存在;第五部分研究現(xiàn)有的可觀(guān)測(cè)到的管理者個(gè)人特征對(duì)管理者固定效應(yīng)的解釋;第六部分給出結(jié)論并提出未來(lái)的擴(kuò)展研究方向。

二、理論分析

古典經(jīng)濟(jì)學(xué)理論假定參與經(jīng)濟(jì)活動(dòng)的主體是同質(zhì)的和理性的，所以經(jīng)濟(jì)主體不會(huì)對(duì)決策結(jié)果產(chǎn)生影響。委托代理理論則認(rèn)為管理者是同質(zhì)的，但他們不會(huì)為了股東利益最大化而努力工作。因此，企業(yè)需要通過(guò)一系列的激勵(lì)約束機(jī)制和外部經(jīng)理人市場(chǎng)來(lái)迫使管理者為了股東利益最大化而服務(wù)。在這兩種理論下，管理者的異質(zhì)性對(duì)企業(yè)決策沒(méi)有任何影響。

然而，隨著行為經(jīng)濟(jì)學(xué)的發(fā)展，學(xué)者們發(fā)現(xiàn)管理者是異質(zhì)的和有限理性的，存在著認(rèn)知偏差，并不能完全認(rèn)識(shí)到內(nèi)外部環(huán)境的所有變化。因此管理者自身的偏好和認(rèn)知能力決定了他對(duì)信息的判斷，即管理者個(gè)人偏好對(duì)管理者的決策和對(duì)應(yīng)的決策結(jié)果有不可忽視的影響[4]。一方面，由于管理者個(gè)人偏好難以直接衡量，而管理者的性別、年齡、教育水平、過(guò)去經(jīng)驗(yàn)、任職經(jīng)歷等與管理者個(gè)人偏好密切相關(guān)，因此，部分學(xué)者使用管理者個(gè)人特征作為代理變量來(lái)檢驗(yàn)管理者個(gè)人偏好如何影響他們的決策。Malmendier和Tate發(fā)現(xiàn)過(guò)度自信的CEO往往傾向于過(guò)度投資[15]，并且進(jìn)行更多但效果更差的并購(gòu)[16]。而具有政府背景的管理者會(huì)為公司帶來(lái)融資便利以及一些政策優(yōu)惠[17-18]。另一方面，如果管理者是同質(zhì)的，那么管理者變更前后，企業(yè)的決策結(jié)果不會(huì)發(fā)生變化，因此，部分學(xué)者通過(guò)研究管理者變更前后企業(yè)決策結(jié)果的變化來(lái)刻畫(huà)管理者對(duì)企業(yè)決策的影響。大量的研究發(fā)現(xiàn)CEO(CFO)變更前后，企業(yè)業(yè)績(jī)[19-20]、盈余管理水平[21]、公司股價(jià)[22]等發(fā)生顯著變化。

上述研究從不同方面驗(yàn)證了管理者是異質(zhì)的，他們的個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)決策有影響。但是管理者個(gè)人特征只能部分反映管理者個(gè)人偏好，因此使用個(gè)人特征只能衡量管理者的某些特征，而不是管理者這個(gè)個(gè)體對(duì)企業(yè)決策的影響。通過(guò)度量管理者固定效應(yīng)，Bertrand和 Schoar首次從整體的角度刻畫(huà)了管理者個(gè)人偏好，并檢驗(yàn)了管理者固定效應(yīng)對(duì)企業(yè)一系列決策的影響。其后，學(xué)者們借鑒Bertrand和Schoar的方法，研究了管理者個(gè)人偏好對(duì)避稅[12]、自愿性財(cái)務(wù)披露[13]、會(huì)計(jì)政策選擇[14]等決策的影響。而Gul等人則研究了審計(jì)師固定效應(yīng)對(duì)審計(jì)質(zhì)量的影響[23]。

資本結(jié)構(gòu)決策作為企業(yè)決策中的一個(gè)重要部分，必然會(huì)受到管理者個(gè)人偏好的影響。從理論上說(shuō)，一方面，高層梯隊(duì)理論[4]認(rèn)為管理者由于自身的認(rèn)知缺陷，必然會(huì)根據(jù)自身偏好進(jìn)行融資決策。另一方面，Jensen和Meckling則認(rèn)為只要管理者不是百分百持有公司股份，就存在委托代理問(wèn)題[24]。因此，管理者可能根據(jù)個(gè)人好惡，而不是股東利益，來(lái)影響公司的決策，包括資本結(jié)構(gòu)決策。

在實(shí)證研究方面，國(guó)內(nèi)外學(xué)者們也發(fā)現(xiàn)管理者過(guò)去的經(jīng)歷、是否過(guò)度自信以及行為一致性等個(gè)人特征對(duì)企業(yè)融資決策有影響。Graham和 Harvey[25]通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方式發(fā)現(xiàn)CFO在進(jìn)行財(cái)務(wù)決策的時(shí)候并不是完全理性的。Donaldson[5]，Malmendier等[6]發(fā)現(xiàn)有過(guò)大蕭條經(jīng)歷的CEO使用較低的債務(wù)融資。Graham等[26]通過(guò)調(diào)查發(fā)現(xiàn)有過(guò)財(cái)務(wù)經(jīng)歷的CEO所處企業(yè)的負(fù)債率較高。姜付秀和黃繼承[7]也發(fā)現(xiàn)具有財(cái)務(wù)經(jīng)歷的CEO上任后顯著提高了公司的負(fù)債率。Nofsinger[8]，余明桂等[9]發(fā)現(xiàn)具有過(guò)度自信的管理者選擇更多的債務(wù)融資，而不是股權(quán)融資。Cronqvist等[10]認(rèn)為 CEO在選擇杠桿的時(shí)候具有行為一致性，因此，CEO在選擇個(gè)人杠桿時(shí)的偏好也會(huì)體現(xiàn)在其所在企業(yè)的杠桿選擇上。他們發(fā)現(xiàn)CEO的個(gè)人杠桿越高，其所在企業(yè)的杠桿也越高。然而，管理者的個(gè)人特征并不能完全反映管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響。如一個(gè)過(guò)度自信的、同時(shí)擁有大蕭條經(jīng)歷的管理者究竟是偏愛(ài)高的還是低的杠桿率呢?由此可見(jiàn)，從整體的角度來(lái)研究管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響會(huì)更為直接和全面。

有基于此，本文提出并檢驗(yàn)如下基本假設(shè):

在控制了企業(yè)固定效應(yīng)以及其他影響資本結(jié)構(gòu)的因素后，管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)有重要影響。

三、樣本選擇

管理者固定效應(yīng)作為一個(gè)度量管理者個(gè)人偏好的方法，主要是衡量管理者作為一個(gè)個(gè)體的影響。本文通過(guò)度量管理者固定效應(yīng)來(lái)刻畫(huà)管理者個(gè)人偏好，但度量的管理者固定效應(yīng)與 Bertrand和Schoar[11]所度量的五大高層管理者固定效應(yīng)不同。首先，本文集中考查CFO和CEO的固定效應(yīng)(以下簡(jiǎn)稱(chēng)為管理者固定效應(yīng))，而不考慮其他管理者的固定效應(yīng)。其次，本文在選擇樣本的時(shí)候只考慮管理者從一家公司的CFO(CEO)轉(zhuǎn)換為另一家公司的CFO(CEO)，即只考慮管理者工作的企業(yè)發(fā)生變化，而不考慮職位發(fā)生變化。而 Bertrand和Schoar[11]在選擇樣本的時(shí)候并未假定管理者在不同公司工作時(shí)職位相同，比如他們還考慮了CFO變成CEO或者其他高層管理者。這可能導(dǎo)致實(shí)際刻畫(huà)的管理者固定效應(yīng)包含職位變遷效應(yīng)，使結(jié)果出現(xiàn)偏差。

研究管理者固定效應(yīng)必須排除其他因素的影響，尤其是企業(yè)固定效應(yīng)的影響。如果不排除企業(yè)固定效應(yīng)，那么同一企業(yè)的不同管理者的固定效應(yīng)都會(huì)包含共同的成分——企業(yè)固定效應(yīng)。為了排除企業(yè)固定效應(yīng)的影響，本文使用管理者——企業(yè)相匹配的方法來(lái)選擇樣本，即首先確定在不同時(shí)間分別在兩個(gè)或兩個(gè)以上的公司擔(dān)任過(guò)CFO職務(wù)的管理者作為研究對(duì)象，記作CFO樣本;其次采用同樣的方法得到CEO樣本，并將CFO樣本和CEO樣本合并為管理者樣本;然后將管理者樣本中管理者工作過(guò)的公司作為樣本企業(yè)，從而研究樣本企業(yè)資本結(jié)構(gòu)與管理者固定效應(yīng)的關(guān)系。具體選擇過(guò)程如下:

本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)中選擇1998-2010年中國(guó)所有A股上市公司作為整體樣本。由于ST公司融資受限，所以我們首先刪除ST公司。同時(shí)，由于金融企業(yè)和公共事業(yè)單位的獨(dú)特性，所以刪除金融企業(yè)和公共事業(yè)單位。然后我們?cè)谑Ｓ嗟墓局羞x擇曾在不同公司擔(dān)任CFO的管理者作為研究對(duì)象。由于中國(guó)上市公司中經(jīng)常出現(xiàn)某個(gè)CFO的任期只有半年或者幾個(gè)月，而本文的因變量資本結(jié)構(gòu)使用的是期末的賬面資產(chǎn)負(fù)債率，因此，我們要求管理者在就職企業(yè)中至少任職一年，并且在某一會(huì)計(jì)年度中任期超過(guò)半年，才將其確定為該會(huì)計(jì)年度的管理者①為了保證管理者固有特征能深深烙印于就職的企業(yè)，現(xiàn)有文獻(xiàn)[11-14]在使用管理者——企業(yè)匹配的方法時(shí)都要求管理者在工作企業(yè)任職兩年以上。但是考慮到以下兩個(gè)原因，我們要求管理者在就職企業(yè)中至少任職一年，并且在某一會(huì)計(jì)年度中任期超過(guò)半年，才最終將其確定為該會(huì)計(jì)年度的管理者。第一，相對(duì)于美國(guó)，我國(guó)股市成立時(shí)間比較短，而且上市企業(yè)數(shù)量少。如果要求管理者在每個(gè)公司任職兩年以上，符合條件的管理者數(shù)量非常少。我們最終只搜集到了30個(gè)符合條件的管理者，樣本企業(yè)也只有57家，數(shù)量只有現(xiàn)有樣本的一半。第二，通過(guò)研究我國(guó)資本結(jié)構(gòu)的現(xiàn)狀，我們發(fā)現(xiàn)我國(guó)上市公司的負(fù)債基本上為流動(dòng)負(fù)債，流動(dòng)負(fù)債占總負(fù)債的比例為85%。這一結(jié)果表明管理者可以在短時(shí)間內(nèi)通過(guò)增加和減少流動(dòng)負(fù)債來(lái)改變企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)。我們?cè)谂c上市公司的CFO交流中，也發(fā)現(xiàn)CFO的謹(jǐn)慎程度、年齡、性別等都會(huì)在短期內(nèi)對(duì)企業(yè)的決策產(chǎn)生影響。。最終確定符合條件的CFO數(shù)量為33人。最后，根據(jù)CFO——企業(yè)相匹配的原則選擇對(duì)應(yīng)的企業(yè)，共有61家對(duì)應(yīng)企業(yè)，占中國(guó) A股上市企業(yè)的3%左右。

基于同樣的步驟，本文選擇在不同時(shí)間不同企業(yè)同樣擔(dān)任過(guò)CEO職務(wù)的管理者為CEO樣本。然后將CFO樣本和CEO樣本合并為管理者樣本。在合并過(guò)程中，由于CFO樣本和CEO樣本有重疊，而B(niǎo)ertrand和 Schoar[11]發(fā)現(xiàn) CFO固定效應(yīng)對(duì)于企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)影響更大，所以對(duì)于這樣的企業(yè)只考慮CFO固定效應(yīng)，而不考慮CEO固定效應(yīng)。最終CFO加上CEO樣本共有51個(gè)，對(duì)應(yīng)的企業(yè)有92個(gè)，占全部A股上市公司的4.5%。

表1 變量的定義和描述

在確定了管理者樣本以及對(duì)應(yīng)的企業(yè)樣本后，本文使用Wind數(shù)據(jù)庫(kù)搜集對(duì)應(yīng)樣本企業(yè)的資產(chǎn)負(fù)債率作為因變量。本文的控制變量是影響企業(yè)財(cái)務(wù)杠桿的常用變量:企業(yè)規(guī)模，利潤(rùn)水平，市值賬面比以及可擔(dān)保資產(chǎn)比例。具體的變量定義和描述見(jiàn)表1。數(shù)據(jù)由Wind數(shù)據(jù)庫(kù)得到。最后刪除有缺失數(shù)據(jù)的企業(yè)年度觀(guān)測(cè)。具體樣本篩選過(guò)程見(jiàn)表2的Panel A。

借鑒Ge等[14]，我們對(duì)樣本管理者和樣本企業(yè)的情況進(jìn)行了詳細(xì)的說(shuō)明。Panel B說(shuō)明了樣本企業(yè)包含的樣本管理者數(shù)量，其中共有11家企業(yè)在樣本區(qū)間內(nèi)包含了兩個(gè)符合條件的管理者，其余81家企業(yè)只包含了一個(gè)符合條件的管理者。Panel C描述了同一管理者在不同企業(yè)的任職情況。其中只有一個(gè)管理者在三家不同的企業(yè)任職過(guò)，其余的50個(gè)管理者在兩個(gè)企業(yè)任職過(guò)。

表2 樣本篩選過(guò)程

四、管理者的個(gè)人偏好是否影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的選擇

(一)研究設(shè)計(jì)

本文在控制企業(yè)固定效應(yīng)的前提下，通過(guò)證明是否存在管理者固定效應(yīng)來(lái)研究管理者個(gè)人偏好會(huì)不會(huì)影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)。首先，參考 Ge等[14]的方法，本文在選取樣本企業(yè)的基礎(chǔ)上，搜集CFO樣本企業(yè)在樣本區(qū)間內(nèi)的所有CFO和CEO樣本企業(yè)的所有CEO。如果CFO和 CEO樣本有重合，則剔除相應(yīng)的CEO觀(guān)察值。為了保證研究擁有一定的樣本量，本文在處理一任管理層的公司的數(shù)據(jù)時(shí)，不僅包含了該管理層的數(shù)據(jù)以及其任期前后的數(shù)年管理層數(shù)據(jù)，還包含了樣本期間內(nèi)該公司的其他管理層的數(shù)據(jù)。

其次，本文借鑒 Rajan和 Zingales[1]的四因素模型①Lemmon 等[28]，Bertrand 和 Schoar[11]，陸正飛和辛宇[29]，以及姜付秀和黃繼承[7]等學(xué)者也是在 Rajan 和 Zingales[1]四因素模型的基礎(chǔ)上研究資本結(jié)構(gòu)的影響因素。，通過(guò)構(gòu)造并遞進(jìn)實(shí)證下面五個(gè)模型來(lái)研究公司固定效應(yīng)以及管理者固定效應(yīng)對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)是否影響。同時(shí)，借鑒 Collins 等[27]和 Gul等[23]的研究，我們使用R2增量來(lái)說(shuō)明企業(yè)固定效應(yīng)和管理者固定效應(yīng)對(duì)模型的解釋能力，并說(shuō)明管理者個(gè)人偏好在多大程度上影響了企業(yè)資本結(jié)構(gòu)。五個(gè)模型分別如下:

模型1:使用 pooled OLS方法估計(jì) Rajan和Zingales的四因素模型對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響，其中四因素分別為規(guī)模、利潤(rùn)水平、市值賬面比以及可擔(dān)保資產(chǎn)的比例?；貧w方程為:

模型2:進(jìn)一步考慮時(shí)間固定效應(yīng)(用yeart表示)?；貧w方程為:

模型3:同時(shí)考慮時(shí)間固定效應(yīng)和企業(yè)固定效應(yīng)(用firmi表示)?；貧w方程為:

模型4:在模型3基礎(chǔ)上再考慮管理者固定效應(yīng)(用managerj表示)?；貧w方程為:

模型5:考慮時(shí)間固定效應(yīng)和管理者固定效應(yīng)而不考慮企業(yè)固定效應(yīng)?；貧w方程為:

其中模型1和模型2為傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型。模型3加入企業(yè)固定效應(yīng)，通過(guò)與模型2比較，我們可以得到企業(yè)固定效應(yīng)對(duì)資本結(jié)構(gòu)的解釋能力。在模型4中，我們通過(guò)檢驗(yàn)管理者固定效應(yīng)是否存在來(lái)確定管理者個(gè)人偏好對(duì)于資本結(jié)構(gòu)會(huì)不會(huì)有影響，并且通過(guò)R2增量來(lái)確定管理者個(gè)人偏好對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響程度。而模型5是在模型2的基礎(chǔ)上加入管理者固定效應(yīng)。通過(guò)比較模型4和模型5，我們可以考察在控制管理者固定效應(yīng)的情況下，企業(yè)的固定效應(yīng)對(duì)于資本結(jié)構(gòu)的影響程度。

(二)實(shí)證結(jié)果

表3列出了上述回歸分析的結(jié)果。

從表3中可以得到以下結(jié)論:

表3 不同模型設(shè)定下的參數(shù)估計(jì)

模型1和模型2只考慮四個(gè)重要的企業(yè)層面變量以及年份對(duì)于資本結(jié)構(gòu)的影響，我們發(fā)現(xiàn)這些變量可以解釋20%左右資本結(jié)構(gòu)的變化，與已有文獻(xiàn)一致[1-3]。而從模型2到模型3，在加入企業(yè)固定效應(yīng)以后，我們發(fā)現(xiàn)R2從0.20增加到0.63，提高了兩倍，說(shuō)明企業(yè)固定效應(yīng)確實(shí)可以解釋大部分的資本結(jié)構(gòu)差異。這一結(jié)果與Lemmon等[28]的結(jié)果一致。

模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入管理者固定效應(yīng)。我們首先檢驗(yàn)管理者固定效應(yīng)是否存在，即檢驗(yàn)所有管理者啞變量的系數(shù)是否全部為零，我們得到Wald統(tǒng)計(jì)量的值為1892.1，p值遠(yuǎn)遠(yuǎn)小于1%，證明確實(shí)存在著管理者固定效應(yīng)，驗(yàn)證了我們的假設(shè)。這一結(jié)果說(shuō)明管理者是異質(zhì)的和有限理性的，他們?cè)跊Q定企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)時(shí)并不是從公司或者投資者的角度來(lái)選擇合適的負(fù)債率，而是依據(jù)自身的偏好來(lái)選擇負(fù)債率，使得企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離了傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型的預(yù)測(cè)。與模型3對(duì)比，加入管理者固定效應(yīng)使得R2從0.63增加到0.86，絕大部分的杠桿差異得到了解釋。即在給定企業(yè)固定效應(yīng)的情況下，增加管理者固定效應(yīng)使得 R2又增加了0.23，說(shuō)明管理者個(gè)人偏好在企業(yè)決定資本結(jié)構(gòu)時(shí)起到了重要的作用。上述結(jié)果顯示管理者個(gè)人偏好不僅使得企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型的預(yù)測(cè)，而且是導(dǎo)致企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離預(yù)測(cè)的重要因素。最后，通過(guò)對(duì)比模型4和模型5，我們發(fā)現(xiàn)在控制管理者固定效應(yīng)以后，企業(yè)固定效應(yīng)只能解釋12%左右的資本結(jié)構(gòu)的變化。

綜合模型2、3、4、5的結(jié)果，我們發(fā)現(xiàn)企業(yè)固定效應(yīng)單獨(dú)可以解釋11%的資本結(jié)構(gòu)差異和變化，管理者固定效應(yīng)則可以單獨(dú)解釋23%，而企業(yè)和管理者的固定效應(yīng)共同可以解釋資本結(jié)構(gòu)31%的變化①?gòu)哪Ｐ?到模型4，R2增加了64%，說(shuō)明企業(yè)和管理者固定效應(yīng)一共可以解釋64%杠桿的變化。模型4在模型3的基礎(chǔ)上加入管理者固定效應(yīng)，R2增加了23%，即管理者固定效應(yīng)可以單獨(dú)解釋23%資本結(jié)構(gòu)的變化。同樣，從模型5到模型4，我們得到企業(yè)固定效應(yīng)單獨(dú)解釋了12%的杠桿變化。最后，可以得到企業(yè)和管理者固定效應(yīng)共同解釋了31%資本結(jié)構(gòu)的變化。。

上述結(jié)果具有兩方面的意義。第一，雖然學(xué)者們發(fā)現(xiàn)多個(gè)因素影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，但是這些因素的解釋力都不甚理想，Rajan 和 Zingales[1]使用規(guī)模、利潤(rùn)、市賬比以及可擔(dān)保資產(chǎn)對(duì)G-7國(guó)家的財(cái)務(wù)杠桿進(jìn)行回歸時(shí)的 R2僅為0.04-0.29(賬面資本結(jié)構(gòu))、0.12-0.30(市值資本結(jié)構(gòu))。Frank和Goyal[3]在 Rajan 和 Zingales[1]四個(gè)因素的基礎(chǔ)上，又加入了融資差額，對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)進(jìn)行回歸得到的R2也只有0.219。而我們的模型在加入企業(yè)固定效應(yīng)和管理者固定效應(yīng)后，可以解釋86%的杠桿差異，對(duì)資本結(jié)構(gòu)的解釋能力大幅上升。

第二，雖然我們發(fā)現(xiàn)管理者個(gè)人偏好確實(shí)是影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的重要因素，但是由于管理者固定效應(yīng)并不是一個(gè)直接衡量管理者個(gè)人偏好的方法，所以通過(guò)管理者固定效應(yīng)，我們不能得出結(jié)論——管理者個(gè)人偏好，從平均意義上說(shuō)，究竟是正向還是負(fù)向地影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)②由于這個(gè)原因，現(xiàn)有關(guān)于管理者個(gè)人偏好的文獻(xiàn)[11-14]也都是研究管理者固定效應(yīng)是否會(huì)對(duì)企業(yè)的決策產(chǎn)生影響，而沒(méi)有研究管理者固定效應(yīng)對(duì)企業(yè)決策將產(chǎn)生正向還是負(fù)向的影響。。然而在控制了影響資本結(jié)構(gòu)的其他因素后，通過(guò)觀(guān)察管理者固定效應(yīng)，我們可以得到每一個(gè)管理者對(duì)資本結(jié)構(gòu)的具體影響(由于篇幅所限，我們并沒(méi)有報(bào)告相關(guān)結(jié)果)，即他究竟是偏好還是厭惡負(fù)債融資。如果管理者偏好負(fù)債融資，那么相比傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型的預(yù)測(cè)，企業(yè)會(huì)舉更多的債，導(dǎo)致企業(yè)的破產(chǎn)風(fēng)險(xiǎn)加大;如果管理者厭惡負(fù)債融資，那么企業(yè)會(huì)減少負(fù)債，使得企業(yè)利用負(fù)債帶來(lái)的稅盾效應(yīng)相應(yīng)減少。也就是說(shuō)不管管理者對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)有何種影響，都會(huì)導(dǎo)致企業(yè)杠桿偏離傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型的預(yù)測(cè)。如果管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響很小的話(huà)，那么我們可以忽略這一影響。但是我們發(fā)現(xiàn)，管理者固定效應(yīng)可以解釋23%資本結(jié)構(gòu)的變化，說(shuō)明管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)有很大的影響，不能忽略。

公司治理的目的之一在于減輕管理者個(gè)人好惡對(duì)企業(yè)決策的影響，使得管理者為實(shí)現(xiàn)投資者價(jià)值最大化而服務(wù)。上述結(jié)果說(shuō)明現(xiàn)有公司治理水平并不能完全杜絕管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)決策結(jié)果的影響。因此，企業(yè)在進(jìn)行公司治理時(shí)，應(yīng)該監(jiān)控管理者個(gè)人偏好對(duì)決策結(jié)果的影響。一般來(lái)說(shuō)，企業(yè)可以通過(guò)進(jìn)行集體決策以及加強(qiáng)董事會(huì)或監(jiān)事會(huì)對(duì)管理者的監(jiān)管來(lái)降低管理者個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響。

我們同樣可以將上述結(jié)論應(yīng)用到所有公司。如果一個(gè)企業(yè)的杠桿顯著高于或低于傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型的預(yù)測(cè)，那么說(shuō)明該企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)有一部分受到管理者個(gè)人偏好的影響。因此，企業(yè)在進(jìn)行公司治理的時(shí)候，應(yīng)該設(shè)計(jì)更加合理的方式來(lái)控制管理者個(gè)人偏好對(duì)決策過(guò)程和結(jié)果的影響，從而使得管理者更好地為企業(yè)和投資者創(chuàng)造價(jià)值。

(三)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

1.剝離法

上面檢驗(yàn)管理者固定效應(yīng)的方法證明了固定效應(yīng)的存在，但是該方法需要搜集樣本企業(yè)樣本區(qū)間內(nèi)所有的CFO和CEO，在模型1的基礎(chǔ)上加入了大量的管理者啞變量，降低了模型的自由度，對(duì)R2產(chǎn)生影響。為了減少管理者啞變量數(shù)量的影響，我們使用剝離法進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)。剝離法的實(shí)質(zhì)就是首先剝離出企業(yè)固定效應(yīng)對(duì)于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響，然后再研究是否存在管理者固定效應(yīng)。具體來(lái)說(shuō)，這種方法是在上述模型3估計(jì)了企業(yè)固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，求得殘差，并把這些殘差和不同時(shí)間在不同公司工作過(guò)的CFO和CEO按照年份對(duì)應(yīng)起來(lái)，從而形成一個(gè)控制了企業(yè)固定效應(yīng)的新的面板數(shù)據(jù)，然后使用這個(gè)新的面板數(shù)據(jù)來(lái)研究是否存在管理者固定效應(yīng)?；貧w方程如下:

回歸結(jié)果表明管理者固定效應(yīng)可以解釋33.1%的殘差變化，而Wald統(tǒng)計(jì)量的值為98.24，p值為0.000。也即剝離法同樣證明管理者固定效應(yīng)確實(shí)存在，而且管理者個(gè)人偏好是企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離傳統(tǒng)模型預(yù)測(cè)的重要因素。

2.考慮管理者的任職年限

為了保證管理者對(duì)公司決策的影響，現(xiàn)有文獻(xiàn)[11-14]在使用管理者——企業(yè)匹配的方法時(shí)都要求管理者在工作企業(yè)任職兩年以上。由于我國(guó)股市成立時(shí)間短，上市企業(yè)數(shù)量比較少，所以我們只搜集到了30個(gè)在多個(gè)公司任職兩年以上的管理者?？紤]到樣本數(shù)量較少以及我國(guó)公司負(fù)債多為短期負(fù)債，所以在前文中我們只要求管理者在不同公司任職一年以上。 考慮到管理者任職年限要求的不同可能對(duì)結(jié)果造成影響，我們檢驗(yàn)了這30個(gè)管理者的個(gè)人偏好對(duì)資本結(jié)構(gòu)的影響。 使用隔離法，我們發(fā)現(xiàn)檢驗(yàn)管理者固定效應(yīng)是否存在的p值遠(yuǎn)小于0.001，說(shuō)明管理者固定效應(yīng)存在，而且管理者固定效應(yīng)可以額外解釋28%的R2變化。這一結(jié)果與前文結(jié)果一致。

3.考慮CFO的個(gè)人偏好

由于 Bertrand 和 Schoar[11]指出相對(duì)于 CEO，CFO固定效應(yīng)對(duì)于企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)影響更大，所以這里只考慮CFO個(gè)人偏好對(duì)于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)選擇的影響。表4是使用CFO樣本的實(shí)證結(jié)果。

表4 CFO固定效應(yīng)對(duì)于資本結(jié)構(gòu)的影響

從表4我們可以看到在模型4和模型5中，不管是否隔離企業(yè)固定效應(yīng)，衡量管理者固定效應(yīng)的p值都是遠(yuǎn)小于0.01，說(shuō)明管理者個(gè)人偏好確實(shí)對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)有影響。同樣，從模型3到模型4，在加入CFO 固定效應(yīng)以后，R2增加 0.25，達(dá)到了 0.86，解釋了大部分資本結(jié)構(gòu)的變化。綜合比較模型2、3、4、5，我們發(fā)現(xiàn)CFO固定效應(yīng)單獨(dú)解釋25%的資本結(jié)構(gòu)變化，略大于表3的結(jié)果，說(shuō)明相比 CEO，CFO個(gè)人偏好對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響更大，這一結(jié)論與文獻(xiàn)11一致。

五、個(gè)人特征對(duì)于管理者固定效應(yīng)的解釋

從邏輯上來(lái)說(shuō)，管理者個(gè)人特征只能部分反映管理者個(gè)人偏好，因此使用管理者固定效應(yīng)優(yōu)于使用管理者個(gè)人特征。但是很少有學(xué)者直接刻畫(huà)管理者個(gè)人偏好，并且從實(shí)證上檢驗(yàn)管理者固定效應(yīng)是否優(yōu)于管理者個(gè)人特征。同時(shí)，管理者個(gè)人特征作為管理者個(gè)人偏好的代理變量，應(yīng)該可以且只能解釋部分管理者固定效應(yīng)。因此，我們?cè)诙攘抗芾碚吖潭ㄐ?yīng)的基礎(chǔ)上，進(jìn)一步驗(yàn)證管理者特征是否可以解釋以及能夠解釋多少管理者固定效應(yīng)。

本文分別搜集了管理者的年齡、性別、學(xué)歷、是否具有政府背景、以及獲得的職稱(chēng)(證書(shū))數(shù)目等可觀(guān)察到的個(gè)人特征，研究這些個(gè)人特征對(duì)于管理者固定效應(yīng)的解釋能力，從實(shí)證上說(shuō)明使用管理者個(gè)人偏好優(yōu)于使用管理者的個(gè)人特征。在本文中反映管理者特征的自變量都按照虛擬變量的方式進(jìn)行處理。其中:

Gender:表示性別變量，男性為1，女性為0。本文考慮性別對(duì)于管理者個(gè)人偏好的影響，主要是因?yàn)锽arber和 Odean[29]研究發(fā)現(xiàn)男性在資產(chǎn)組合的波動(dòng)性、單個(gè)股票的波動(dòng)性、β以及資產(chǎn)組合的大小等四個(gè)方面愿承擔(dān)的風(fēng)險(xiǎn)都比女性大。這說(shuō)明男性比女性更偏好風(fēng)險(xiǎn)，因此相對(duì)于女性管理者，男性管理者應(yīng)該偏好更高的資本結(jié)構(gòu)。

After1970:表示年齡變量，借鑒 Gul等[23]對(duì)年齡的處理，本文將年齡按照1970年劃分為兩類(lèi)，如果在1970年以前出生(不包含1970年)為0，1970年以后出生為1。Gul等[23]認(rèn)為1970年以后出生的人成年的時(shí)候剛剛改革開(kāi)放，接受的大學(xué)教育受西方影響較大。相對(duì)而言，西方教育對(duì)于經(jīng)營(yíng)、管理的思想更為全面和科學(xué)。因此，相對(duì)與70前，70后應(yīng)該偏好更低的資本結(jié)構(gòu)。另一方面，與西方的大蕭條經(jīng)歷一樣，我國(guó)十年文革經(jīng)歷對(duì)人生的成長(zhǎng)也有著重要的影響。而70后出生于文革后期，少不更事，對(duì)文革印象不深刻。所以有無(wú)文革經(jīng)歷也是本文劃分年齡啞變量的一個(gè)依據(jù)。而有著文革經(jīng)歷的管理者，為了彌補(bǔ)失去的十年，他們偏好風(fēng)險(xiǎn)，敢于拼搏，最終成就了現(xiàn)在的事業(yè)。所以相比70后，70前應(yīng)該偏好更高的資本結(jié)構(gòu)。

Credentials:代表管理者的認(rèn)知能力廣度。Subrahmanyam[30]通過(guò)模型表明管理者的認(rèn)知能力和披露政策如何相互影響企業(yè)的股價(jià)、價(jià)值以及企業(yè)在證券市場(chǎng)上的流動(dòng)性。他指出具有高認(rèn)知能力的管理者往往傾向于誤導(dǎo)披露，從而導(dǎo)致外部投資者付出更高的成本來(lái)獲取信息。而這一結(jié)論在企業(yè)資本結(jié)構(gòu)中的應(yīng)用就是對(duì)于具有高認(rèn)知能力管理者的企業(yè)來(lái)說(shuō)，債權(quán)人由于需要付出更高的成本來(lái)獲取信息，從而導(dǎo)致債權(quán)人不愿借債給這樣的企業(yè)，因此，具有高認(rèn)知能力管理者的企業(yè)具有較低的杠桿。認(rèn)知能力衡量的是一個(gè)人吸收更多、更準(zhǔn)確信息的能力，即吸收信息的廣度和深度。認(rèn)知能力越高，這個(gè)人就會(huì)越理性，從而越保守。對(duì)于管理者認(rèn)知能力廣度的衡量主要是使用管理者獲得的職稱(chēng)或者說(shuō)證書(shū)這一代理變量。對(duì)于CFO和CEO來(lái)說(shuō)，他們一般都擁有一個(gè)或多個(gè)如會(huì)計(jì)師，注冊(cè)會(huì)計(jì)師，稅務(wù)師，審計(jì)師等證書(shū)，而證書(shū)越多，說(shuō)明管理者的認(rèn)知范圍越廣，吸收的信息就會(huì)越多。本文把具有兩個(gè)或兩個(gè)以上證書(shū)的管理者作為1，而具有一個(gè)或零個(gè)證書(shū)則為0。

Bachelor and Master:表示學(xué)歷變量，衡量管理者認(rèn)知能力的深度。學(xué)歷分為三類(lèi):大專(zhuān)及以下，本科，研究生及以上。由于學(xué)歷分為三類(lèi)，所以需要使用兩個(gè)虛擬變量Bachelor和Master表示，如果學(xué)歷為本科，則Bachelor為1，否則為0;如果學(xué)歷為研究生及以上，則Master為1，否則為0。一般來(lái)說(shuō)，學(xué)歷越高，表明他在該領(lǐng)域掌握的知識(shí)越專(zhuān)業(yè)，吸收信息的準(zhǔn)確度越高，人們做出的決策越理性，所以本文認(rèn)為學(xué)歷越高的管理者偏好更低的杠桿率。

Government:該變量表示管理者是否具有政府背景。如果具有政府背景為1，否則為0，其中是否具有政府背景主要是指管理者是否曾在政府部門(mén)工作或者出任過(guò)人大代表或者政協(xié)委員等。利用其政府背景，管理者較易獲得負(fù)債融資和股權(quán)融資。而黃少安和張崗[31]發(fā)現(xiàn)中國(guó)企業(yè)更偏好股權(quán)融資，我們認(rèn)為具有政府背景的管理者會(huì)優(yōu)先選擇股權(quán)融資，所以相對(duì)于不具有政府背景的管理者，他們所在企業(yè)的杠桿率更低。

表5是上述個(gè)人特征的描述性統(tǒng)計(jì)，這里使用的樣本是CFO和CEO樣本，即只包括在不同時(shí)間不同上市公司同一職位工作過(guò)的CFO和CEO，數(shù)量為51。其中，N表示的是共有302個(gè) CFO和 CEO的年觀(guān)察值，而不是CFO和CEO的數(shù)量。其中，51個(gè)CFO和 CEO中 有4個(gè)女性，43個(gè)年觀(guān)察值，占總觀(guān)察值的14.2%;具有本科學(xué)歷的管理者共有19個(gè)，124個(gè)觀(guān)察值，占總觀(guān)察值的41.1%，具有研究生以上學(xué)歷的管理者共有30個(gè)，162個(gè)觀(guān)察值，占總觀(guān)察值的53.6%;而70后的數(shù)量為10個(gè)，共53個(gè)觀(guān)察值，占總觀(guān)察值的17.5%;具有政府背景的管理者為13個(gè)，共73個(gè)觀(guān)察值，占總觀(guān)察值的24.2%;而具有兩個(gè)或兩個(gè)以上證書(shū)的管理者為14個(gè)，觀(guān)察值為90個(gè)，占總觀(guān)察值的29.8%。

表5 管理者個(gè)人特征的描述性統(tǒng)計(jì)

(一)個(gè)人特征對(duì)于資本結(jié)構(gòu)的解釋

首先，我們考慮管理者上述個(gè)人特征對(duì)于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)是否具有解釋力。這里使用的資本結(jié)構(gòu)為第三部分所使用的剝離法后得到的資本結(jié)構(gòu)殘差，主要目的是在控制了企業(yè)固定效應(yīng)等因素對(duì)于資本結(jié)構(gòu)的影響后，考慮管理者的個(gè)人特征對(duì)資本結(jié)構(gòu)是否有影響。回歸方程如下:

實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表6 panel A。從panel A可以看到，性別對(duì)于資本結(jié)構(gòu)有正向影響，且在10%的水平下顯著，這說(shuō)明相對(duì)于女性管理者來(lái)說(shuō)，男性管理者確實(shí)更偏好風(fēng)險(xiǎn)，選擇更高的資本結(jié)構(gòu)，這一差值達(dá)到4.5%。相對(duì)于專(zhuān)科及以下的管理者來(lái)說(shuō)，具有本科學(xué)歷以及研究生以上學(xué)歷的管理者都偏好更加保守的財(cái)務(wù)決策，這說(shuō)明學(xué)歷越高，接受的教育越專(zhuān)業(yè)，吸收信息的準(zhǔn)確度越高，管理者越偏好低的杠桿水平，而且研究生以上學(xué)歷的管理者在5%的水平下顯著。管理者擁有證書(shū)的數(shù)目對(duì)于企業(yè)資本結(jié)構(gòu)具有顯著地負(fù)向影響。結(jié)合學(xué)歷的結(jié)果，說(shuō)明具有高認(rèn)知能力管理者的企業(yè)往往選擇較低的杠桿水平，而原因可能正如上文所分析的那樣:對(duì)于具有高認(rèn)知能力的管理者的企業(yè)來(lái)說(shuō)，債權(quán)人由于需要付出更高的成本來(lái)獲取信息，從而導(dǎo)致債權(quán)人不愿借債給這樣的企業(yè)。對(duì)于年齡來(lái)說(shuō)，我們發(fā)現(xiàn)70后更加偏好保守的財(cái)務(wù)決策，但是這一結(jié)果并不顯著。同樣管理者是否具有政府背景對(duì)于企業(yè)選擇資本結(jié)構(gòu)沒(méi)有顯著差異。上述結(jié)果表明管理者的一些特征確實(shí)對(duì)企業(yè)的資本結(jié)構(gòu)有影響。

表6 管理者個(gè)人特征對(duì)于資本結(jié)構(gòu)和管理者固定效應(yīng)的影響

(二)個(gè)人特征對(duì)于管理者固定效應(yīng)的解釋

使用回歸方程(6)估計(jì)得到的管理者固定效應(yīng)作為因變量，然后以上述個(gè)人特征為自變量進(jìn)行回歸。由于每個(gè)管理者的觀(guān)察值不同，所以這里將管理者的固定效應(yīng)賦予與每一個(gè)管理者的年觀(guān)察值，而不是把每個(gè)管理者的所有觀(guān)察值合并為一個(gè)觀(guān)察值。這樣，我們得到302個(gè)觀(guān)察值，而不是51個(gè)?；貧w方程如下:

實(shí)證結(jié)果見(jiàn)表6的panel B。從panel B可以看到，所有個(gè)人特征的系數(shù)符號(hào)與panel A相同，但是所有系數(shù)均在1%的水平下顯著，說(shuō)明管理者個(gè)人特征與其個(gè)人偏好的形成密切相關(guān)。表6結(jié)果具有兩方面的意義。第一，我們搜集到的個(gè)人特征雖然只有部分影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)，但是全部對(duì)管理者固定效應(yīng)有影響。也就是說(shuō)如果我們只考慮管理者某個(gè)特征，而不是管理者個(gè)人偏好對(duì)于資本結(jié)構(gòu)的影響，最終的結(jié)果就會(huì)出現(xiàn)忽略重要變量偏差。而且上述回歸方程的R2只有33%，說(shuō)明大部分的管理者個(gè)人偏好不能被上述特征所反映。同時(shí)，上述個(gè)人特征對(duì)企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的影響有正有負(fù)，意味著使用管理者的個(gè)人特征可能會(huì)相互抵消或者重疊彼此的影響。因此，在研究企業(yè)資本結(jié)構(gòu)時(shí)，控制管理者固定效應(yīng)比控制他(她)的個(gè)人特征更加準(zhǔn)確。

第二，雖然我們證明了管理者個(gè)人偏好優(yōu)于個(gè)人特征，但是計(jì)算管理者固定效應(yīng)對(duì)樣本要求很高(同一管理者在兩個(gè)以上的公司擔(dān)任同樣的職務(wù))。同樣，在研究資本結(jié)構(gòu)時(shí)控制管理者個(gè)人偏好也會(huì)遇到樣本的問(wèn)題。因此，對(duì)于不符合要求的公司來(lái)說(shuō)，研究管理者個(gè)人特征與管理者個(gè)人偏好之間的關(guān)系可以為學(xué)者們提供更多的代理變量，盡可能的降低遺漏變量偏差的影響。同時(shí)利用現(xiàn)有個(gè)人特征對(duì)管理者固定效應(yīng)的解釋?zhuān)覀冞€可以估計(jì)遺漏變量偏差的大小，從而為在實(shí)際估計(jì)中調(diào)整遺漏變量偏差的影響提供參考。

六、結(jié) 論

本文通過(guò)度量管理者固定效應(yīng)來(lái)刻畫(huà)管理者個(gè)人偏好，更加準(zhǔn)確和全面地說(shuō)明管理者個(gè)人偏好確實(shí)影響企業(yè)資本結(jié)構(gòu)的選擇。在傳統(tǒng)的資本結(jié)構(gòu)回歸模型中加入管理者固定效應(yīng)后，我們發(fā)現(xiàn)管理者確實(shí)根據(jù)自身的偏好進(jìn)行融資決策。同時(shí)，模型的決定系數(shù)R2由原先的0.63增加到 0.86，對(duì)資本結(jié)構(gòu)的解釋能力大幅上升，說(shuō)明管理者個(gè)人偏好是導(dǎo)致企業(yè)資本結(jié)構(gòu)偏離傳統(tǒng)資本結(jié)構(gòu)模型預(yù)測(cè)的重要因素。

在度量管理者固定效應(yīng)的基礎(chǔ)上，我們通過(guò)搜集管理者的一些易觀(guān)察的個(gè)人特征來(lái)說(shuō)明使用管理者個(gè)人偏好優(yōu)于使用管理者個(gè)人特征。我們發(fā)現(xiàn)管理者的性別、年齡、學(xué)歷、是否具有政治背景以及擁有證書(shū)的數(shù)量等特征對(duì)其個(gè)人偏好的形成具有重要的影響，但是卻只能解釋少部分的管理者固定效應(yīng)。因此，在研究企業(yè)資本結(jié)構(gòu)時(shí)，控制管理者固定效應(yīng)比控制他(她)的個(gè)人特征更加準(zhǔn)確。本文的研究豐富了資本結(jié)構(gòu)的研究，也為企業(yè)采用更加合理的方式來(lái)控制管理者自身偏好對(duì)于融資決策的影響提供依據(jù)。

由于本文的樣本 CFO加上樣本 CEO，只有51個(gè)，樣本企業(yè)也只有92個(gè)。未來(lái)的研究可以考慮如何擴(kuò)大樣本規(guī)模重新進(jìn)行研究和證明本文的研究結(jié)論是否可靠。本文只是搜集了易觀(guān)察到的管理者個(gè)人特征，是否還可以搜集其他的管理者個(gè)人特征來(lái)解釋管理者的固定效應(yīng)呢?同樣也值得進(jìn)一步的研究。

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