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    发布时间:2018-09-14  点击数:612


    市场时机视角下管理者权力对资本结构的影响

    王丽南    金昕

    吉林财经大学

       【摘要】文章以2003—2016年沪深两市 A股上市公司为研究对象,将M/B指标拆解为定价误差和成长机会,以定价误差作为市场时机衡量指标,运用普通最小二乘估计法构建调节效应模型,实证检验市场时机、管理者权力与企业资本结构变动之间的关系。研究结果表明:第一,市场时机显著地负向影响债务融资比例;第二,管理者权力越大,越愿意增加债务融资比重;第三,当市场对公司价值存在高估时,管理者权力越大的公司,债务融资比重下降的幅度越大,管理权力集中程度对资本结构的市场择机行为起调节作用。因此应辩证地看待管理者权力对企业资本结构决策的影响。

    【关键词】资本结构;市场时机;管理者权力;调节效应

    【中图分类号】F275;F832.5;F272.91【文献标识码】A

    一、引言

    资本结构是一个企业生存发展的关键,关系到企业权益在债权人和股东之间的分配。随着行为金融学的兴起与发展,资本结构的市场时机理论蓬勃发展。20 90年代初期,上海证券交易所、深圳证券交易所的成立,标志着我国证券市场开始发展。我国证券市场虽然起步较晚,但作为一个高速成长的新兴市场,在短短几十年的时间里取得了举世瞩目的成就,在促进国有企业改革、推动我国社 会主义市场经济的发展与完善方面发挥了突出的作用,国内许多学者也针对我国证券市场进行了大量研究,验证了在我国同样存在资本结构的市场择机行为。

    管理者权力集中程度的研究是公司治理领域的重要研究方向,对探究企业股东和管理者之间委托代理关系有重要的实践意义。随着我国社会主义市场经济的深入发展,现代企业制度日益得到普及与健全,无论是国有企业还是民营企业,都逐渐建立现代经理人制度,所有权与经营权分离,委托代理问题随之而来。国内外学者以往的研究主要集中于管理者权力过于集中对公司经营和股东利益造成的损害,并重点研究如何解决委托代理问题,最大程度地保护股东利益,但结合我国当前国情,应辩证地看待管理者权力对公司经营决策的影响。现阶段我国上市公司一股独大的现象较为普遍,虽然夏小林[1]认为,一股独大现象并非我国所独有,并且国有上市公司和非国有上市公司都普遍存在该现象,但黄娟和张配配[2]基于Donaldson[3]提出的“管家理论”认为一股独大的现象制约了管理层作为代理人更自主地发挥个人的能力。因此在评价管理者权力对公司经营的影响时,不仅要看到管理者与股东利不一致时管理者利用手中权力侵害股东利益,更要看到管理者权力越大,其工作热情与自身能力在权力的激发下越能得到充分发挥,在遇到环境变化时能迅速做出决策进行应对,趋利避害,尽可能维护企业利益最大化。

    鉴于此,本文基于2003—2016年我国A股上市公司的经验证据,实证研究了市场时机、管理者权力与资本结构三者之间的关系,探讨应如何从市场时机选择视角,辩证地看待管理者权力对公司资本结构决策的影响。

    二、文献回顾与研究假设

       (一)文献回顾

    1.市场时机与资本结构

    行为金融学认为,股票市场参与者的行为是不完全理性的,套利机制是不完善的,因此股票市场也是不完全理性的,市场中可能存在着定价误差。理性管理者应正确认识定价误差,并对市场时机做出正确反应,调整债权融资和股权融资比例,最大程度利用市场时机,这便是资本结构市场时机选择理论。Stein[4]最早提出企业融资的市场时机选择假说,认为在股票市场不完全理性的前提下,公司股价被高估时,理性的管理者应该发行更多的股票,当股票被过分低估时,应该回购股票。BakerWurgler[5-6]通过实证研究发现,在不完全理性的股票市场中,确实存在着管理者对市场时机的选择行为,而且这种市场时机对资本结构的影响不是短期的。资本结构是近几年公司进行市场时机选择的累积结果,即公司资本结构受代表近几年内累积定价误差的变量历史加权平均M/B值的显著影响。此后许多学者作了进一步研究,包括国内学者也对市场时机选择理论在中国股票市场的短期及长期适用性行进了相关验证,如胡俊等[7],但大部分学者仍借鉴BakerWurgler对于市场时机的衡量方法,即采用M/B指标代表市场时机。

    虽然以M/B值作为市场时机衡量指标的方法在行为财务学领域得到广泛认可,但是随着对M/B值认识的深入,也有许多学者提出质疑,认为M/B值中除了市场时机含义之外,还包含了公司未来成长性信息,因此这种衡量方法是不够准确的。Rhodes-Kropf[8]M/B值指标进行拆解,分为公司特有偏误(Firm-Specific ErrorFSE)、行业时间序列偏误(Time-Series Sector ErrorTSSE)以及长期价值账面比(Long-Run Value-to-BookLRVTB)三部分,其中FSE因子测度了隐含在当期行业(产业)会计乘数中的“公司特有估值偏误”,是衡量公司特有定价误差的理性指标。KayhanTitman[9]同样质疑历史加权平均M/B值作为衡量市场时机指标的准确性,并将M/B值分解为Yearly TimingYT)和Long-term TimingLT)两部分,YT反映了股票价格的错误估计程度,其与市场时机有关,LT主要是指企业的投资机会,其与长期增长因素有关。

    2.管理者权力与资本结构

    关于管理者权力的研究,一些学者从委托代理问题角度进行思考。一方面,大量学者支持委托代理理论,承认委托代理问题的存在会损害股东权益,他们认为必须对受托管理者的权力进行约束,因为随着管理者权力的集中,会加剧委托代理问题。国内外学者从此方面对管理者权力进行的研究主要集中于管理者权力对高管薪酬激励、会计信息质量、投资效率、在职消费和股利分红等公司治理行为的影响以及管理者权力对公司绩效的影响。然而,从委托代理理论出发,考察管理者权力对公司资本结构的影响,中外学者已进行的研究并不多,主要有 JensenMeckling[10]提出“代理成本理论”,抽象出管理者同时为所有者时企业运行的特殊机制,认为在这种特殊情况下,管理者为解决代理问题、扩大自身权力,会和内部股东一起加强对外部债权人的潜在剥削,愿意增加债务融资比例。 许多学者虽然没直接指明管理者权力与资本结构的关系,却发现管理者有扩大公司规模的偏好。Jensen[11]认为,作为代理人的管理者谋取私利最为直接的手段是扩大企业的规模。Morck[12]指出管理层出于防止被替代的考虑,会扩大企业规模来建立“企业帝国”以巩固自己的地位。FinkelsteinHambrick[13]研究发现,在管理层薪酬决定因素上,公司规模比业绩表现出更重要的地位,管理层更有动机为了谋取私利而进行公司规模的扩张。陈震和丁忠明[14]以我国上市公司为样本进行研究,发现公司规模扩张远比业绩提升能带来更多薪酬回报的现象在我国同样存在。另一方面,有些学者对委托代理理论提出质疑,如DonaldsonDavis[3]提出“管家理论”,认为管理者拥有较大权力,如身兼董事长和总经理两职合一时,当外界环境发生改变,可以迅速做出有效反应以趋利避害,做出有利于企业的决策。黄娟和张配配[2]以我国上市公司为样本,验证了管理者权力与企业绩效之间的正相关关系。另外,Zhang ChunlongZhang Guoliang[15]从行为金融学范畴中的管理者过度自信角度出发,认为管理者权力集中会带来管理者过度自信的问题,无论企业采取保守的还是激进的融资政策,这种过度自信都会致使管理者在进行资本结构决策时偏离传统资本结构框架下的最佳资本结构决策。

    3.文献评述

    从现有国内外研究成果来看,大多进行的是市场时机对公司资本结构的影响、管理者权力对公司各项决策行为以及公司绩效的影响研究,关于管理者权力对公司资本结构影响的研究较少,并未涉及市场时机、管理者权力和公司资本结构三者之间的关系,即尚未有学者关注市场时机视角下管理者权力集中程度对资本结构的影响。因此,本文以市场时机理论为切入点,实证分析管理者权力集中程度对资本结构市场择机行为的调节作用,具有一定的研究价值。

    (二)研究假设

    根据BakerWurgler[5]的研究,代表市场时机的指标历史加权平均M/B值对代表资本结构的指标负债占总资产比重存在显著的负向影响关系。此后许多学者也继续采用历史加权平均M/B值作为衡量指标对市场时机理论作了进一步研究。后来,越来越多的学者证明了M/B指标中除包含定价误差因素外,还有企业成长性的含义。本文运用RKRV模型中从M/B值拆解而来的定价误差作为衡量市场时机的指标,剔除了成长性因素的影响。根据资本结构的市场时机理论,定价误差对以债务融资比例变动表示的资本结构变化产生负向影响。基于以上分析,本文提出假设1

    假设1:随着股票市场定价误差的正向增加,企业债务融资比例下降。

    根据Jensen[11]的观点,作为代理人的管理者谋取个人利益最直接的手段就是扩大企业规模;FinkelsteinHambrick[13]研究发现在管理层薪酬决定因素上,公司规模比业绩表现出更重要的地位;陈震和丁忠明[14]研究发现该现象在我国同样存在,所以管理者有很强的扩大企业规模的意愿。为了扩大企业规模,增加资本性支出,当内源融资无法满足需求时,必然会有强烈的外源融资需要。而且,作为已经上市的公司,增发新股审批手续繁琐,等待时间较长,因此管理者更愿意选择获取资金速度更快的债务融资方式。根据JensenMeckling[10]提出的“代理成本理论”,管理者也有增加债务融资比重的愿望。因此,管理者权力正向影响企业债务融资比例。基于上述分析,本文提出假设2

    假设2:管理者权力越大越会带来企业债务融资比重的增加。

    根据DonaldsonDavis[3]提出的“管家理论”,当管理者拥有较大权力时,遇到外界环境发生变化,可以迅速做出有效反应以趋利避害,做出有利于企业的决策;黄娟和张配配[2]以我国上市公司为样本,证实了管理者权力与企业绩效之间的正相关关系,他们认为目前我国资本市场发展尚不健全,企业一股独大现象较为普遍,管理层作为代理人并不能足够自主地发挥自身能力,而是要受制于作 为委托人的大股东。所以,管理层权力越大,其自身能力越能得到充分发挥。因此,本文认为当市场对公司股价存在定价误差时,管理者权力较大的公司,其管理者可以更加自主地对公司股价变动迅速做出反应,更大幅度地调整债务融资比重。基于以上分析,本文提出假设3

    假设3:当市场对公司价值存在高估时,管理者权力越大的公司,债务融资比重下降的幅度越大。

    三、研究设计

     (一)样本和数据来源

    本文选择沪深两市A股上市公司2003—2016年的数据为样本。为了保证实证研究的可行性及有效性,对这些样本按以下步骤进行筛选:(1)剔除金融业和保险业上市公司样本;(2)剔除ST*ST上市公司样本;(3)剔除含有缺失值的数据。研究数据的获取,主要来源于CSMAR数据库,并从色诺芬数据库中取得每家样本企业的全球行业分类系统(GICS)代码前两位作为产业分类代码。经过 对数据筛选和1%/99%水平的缩尾处理以后,参与实证研究的数据记录共13326 条,采用的数据处理软件主要为SAS9.4

    (二)变量定义

    1:变量定义表

    变量类型

    变量名称

    变量定义

    变量来源

    被解释变量

    lev

    资本结构,负债总额与资产总额之比

     

    lev_chg

    资本结构变化,tlevt-1lev之间的差分,即lev_chg=levt-levt-1

     

    解释变量

    FSE

    定价误差,代表市场时机

    RKRV模型

    调节变量

    power1

    管理层任期,CEO任职年限除以均值

    卢锐(2007)的衡量方法

    power2

    两职兼任,兼任取之为1,否则 取值为0

    power3

    第一大股东持股比例除以第二大股东到第十大股东持股比例之和,比值小于11,否则取0

    power

    管理者权力,power=power1+power2+power3积分变量

    opower

    opower=power1+power2+power31时取1,否则取0(虚拟变量)

    控制变量

    growth

    企业成长性,用营业收入增长率表示

     

    size

    企业规模,期末总资产取自然对数

     

    ROE

    净资产收益率,代表企业的盈利能力

     

    tax

    所得税负担,所得税费用与营业收入之比

     

    ppe

    固定资产,用固定资产净值与资产总额之比表示,代表非债务税盾

     

    Z-score

    公司破产风险

    Altman[17]1968)构建的Z得分

    SOE

    产权性质,若产权性质为国有,取1,否则取0

     

    ind

    行业虚拟变量

    GICS代码的前2

    year

    年度虚拟变量

     

    1.被解释变量

    本文被解释变量用lev_chg来表示,代表企业资本结构的变化,即为t期与t-1期负债占总资产比重之差。

    2.解释变量

    本文解释变量市场时机用定价误差(FSE)表示。借鉴前人所用方法[8],将M/B指标拆解为公司特有偏误(FSE)、行业时间序列偏误(TSSE))以及长期价值账面比(LRVTB)三个指标,其中FSE指标为公司市场价值的对数与长期状态下的期望价值对数之差,表示市场对公司的定价误差。

    3.调节变量

    本文调节变量为管理者权力集中程度,采用卢锐[16]的衡量方法,从高管长期在位、董事长总经理两职兼任和股权分散程度三方面来构建综合指标。第一种衡量管理者权力的指标是积分变量power=power1+power2+power3;第二种衡量管理者权力的指标是虚拟变量,当power2opower1,否则取0。积分变量 power用于回归模型中,虚拟变量opower用于单变量检验。

    4.控制变量

    借鉴相关文献,本文引入的控制变量包括企业成长性(growth)、企业规模(size)、净资产收益率(ROE)、所得税负担(tax)、固定资产(ppe)、破产风险(Z-score)和产权性质(SOE)。

    (三)模型设定

    为了验证假设1,即定价误差与资本结构变化之间的关系,本文构建模型(1)如下:

     

    为了验证假设2,即管理者权力与资本结构变化之间的关系,本文构建模型(2)如下:

    为了验证假设3,即管理者权力对定价误差如何影响资本结构变动的调节作用,本文构建模型(3)、(4)如下:

    四、实证分析

    (一)描述性统计

    2是主要变量描述性统计分析结果,显示定价误差(FSE)的均值为0.013,虽然略大于0,但中位数为-0.021,明显小于0,且标准差不大,峰度值仅为1.092,偏度值仅为0.829,表明A股上市公司在样本期间市场价值较长期状态下的期望价值有的存在高估,有的存在低估,但样本之间的差异性不大。代表管理者权力的积分变量指标(power)的平均值为1.391,中位数为1.000,代表管理者权力的虚拟变量衡量指标(opower)的平均值为0.348,中位数为0,反映出沪深A股上市公司在样本期间管理者权力并不太大,说明我国上市公司一股独大,管理者能力发挥的自主性受到限制。成长性指标(growth)的平均值为0.173,最小值为-0.656,最大值为6.095,标准差为0.428,峰度值为52.287,偏度值为5.213,说明企业之间成长性差异较大,且呈现正偏的趋势,说明我国上市公司成长性总体呈良性发展。所得税负担指标(tax)均值为0.018,说明我国A股上市公司的所得税率不高。尽管样本中已经剔除了ST公司,但其他正常公司破产风险的预测指标(Z-score)的平均值依然为1.789,处于“灰色区域”,中位数则为更低的1.589,说明大部分非ST沪深A股上市公司的破产风险依然值得重视。代表产权性质的指标SOE的均值为0.571且中位数为1.000,说明在上市公司中,国有产权仍然占相当高的比例,这与我国社会主义市场经济的特征相符。被解释变量即资本结构变化量(lev_chg)的平均值小于0,且标准差仅为0.075,说明在样本期间,大部分企业的杠杆负担呈缓慢下降趋势,且企业之间差异性很小,符合我国上市公司一直以来的股权融资偏好。

    2: 主要变量描述性统计分析

     

    均值

    标准差

    最小值

    中位数

    最大值

    偏度

    峰度

    lev_chg

    -0.010

    0.075

    -0.338

    -0.008

    0.287

    0.034

    1.991

    FSE

    0.013

    0.286

    -0.582

    -0.021

    1.187

    0.829

    1.092

    power

    1.391

    0.571

    1.000

    1.000

    3.000

    1.136

    0.294

    opower

    0.348

    0.476

    0.000

    0.000

    1.000

    0.638

    -1.593

    growth

    0.173

    0.428

    -0.656

    0.113

    6.095

    5.213

    52.287

    size

    21.908

    1.218

    19.333

    21.749

    26.272

    0.786

    0.718

    ROE

    0.066

    0.126

    -0.922

    0.067

    0.489

    -2.050

    11.427

    tax

    0.018

    0.024

    -0.030

    0.011

    0.181

    2.655

    9.185

    ppe

    0.285

    0.176

    0.004

    0.251

    0.807

    0.674

    -0.187

    Z-score

    1.789

    1.177

    -1.377

    1.589

    9.178

    1.583

    4.749

    SOE

    0.571

    0.495

    0.000

    1.000

    1.000

    -0.285

    -1.919

    (二)相关性分析

    在对变量进行多元回归之前,本文采用皮尔森相关系数对变量进行多重共线性检验,结果表明各变量之间相关性系数的绝对值均低于0.5,变量间相关性不强,模型设定较为合理;被解释变量lev_chg与解释变量FSE之间存在显著的负相关关系,与调节变量power之间存在显著的正相关关系,解释变量FSE与调节变量power之间存在显著的负相关关系(表略)。

    (三)单变量T检验

    管理者权力集中程度的单变量T检验如表3所示。表3结果表明,对于资本结构的变化来说,虽然我国上市公司存在股权融资偏好,无论是管理者权力是否集中,资本结构中负债所占比重一直都在缓慢下降,但总体来说,管理者权力较大的公司财务杠杆降低速度较慢,且这种差异有一定的显著性。这验证了假设 2,即管理者权力越大的企业越倾向于增加债务融资比重。对于代表市场时机的定价误差变量来说,管理者权力集中时企业的市场价值会存在一定程度的低估,而管理者权力较为分散时企业的市场价值会存在一定程度的高估,且这种差异显著存在,表明管理者权力较小的公司更受投资者青睐。

    3: 管理者权力集中度差异性检验

     

    权力集中

    权力分散

    差异

    P

    lev_chg

    -0.008

    -0.011

    0.003

    0.056

    FSE

    -0.010

    0.026

    -0.036

    0.000

    (四)多元回归分析

    根据计量经济模型采用最小二乘法(OLS)进行多元回归分析,并对年度效应和行业效应进行固定,分析影响资本结构变动的因素,结果如表4所示。

    4:管理者权力对企业资本结构市场择机行为的影响效应

     

    1

    2

    3

    4

    常量

    -0.005

    -0.011

    -0.005

    -0.011

    (-0.29)

    (-0.69)

    (-0.32)

    (-0.71)

    FSE

    -0.025***

    -0.025***

    -0.015***

    -0.015***

    (-10.28)

    (-10.27)

    (-2.68)

    (-2.72)

    power

     

    0.003**

     

    0.003**

     

    (2.16)

     

    (2.14)

    FSE×power

     

     

    -0.007*

    -0.007*

     

     

    (-1.89)

    (-1.86)

    growth

    -0.031***

    -0.031***

    -0.031***

    -0.031***

    (-9.97)

    (-10.01)

    (-9.98)

    (-10.02)

    size

    -0.001

    -0.001

    -0.001

    -0.001

    (-1.04)

    (-0.90)

    (-1.04)

    (-0.90)

    ROE

    0.181***

    0.181***

    0.181***

    0.181***

    (26.43)

    (26.40)

    (26.49)

    (26.46)

    tax

    -0.182***

    -0.182***

    -0.181***

    -0.182***

    (-5.60)

    (-5.62)

    (-5.59)

    (-5.61)

    ppe

    0.031***

    0.031***

    0.031***

    0.032***

    (7.55)

    (7.65)

    (7.64)

    (7.74)

    Z-score

    0.005***

    0.005***

    0.005***

    0.005***

    (5.89)

    (5.91)

    (5.95)

    (5.97)

    SOE

    0.005***

    0.006***

    0.006***

    0.006***

    (4.16)

    (4.58)

    (4.23)

    (4.64)

    year

    控制

    控制

    控制

    控制

    ind

    控制

    控制

    控制

    控制

    R2

    13.71%

    13.74%

    13.73%

    13.77%

    调整后的 R2

    13.52%

    13.55%

    13.54%

    13.57%

    样本数

    13326

    13326

    13326

    13326

          注:***  *** 分别表示在 10%5%  1% 水平上显著,括号内的数值为各系数的 t 值。

    首先分析在控制其他影响因素后,表示市场时机含义的定价误差(FSE)对资本结构变动的影响,回归结果如列(1)所示。在控制其他因素的影响后,若市场对公司股票存在正向的定价误差(FSE),则在99%的置信水平上会导致债务融资比例降低。这一回归结果支持了资本结构的市场时机理论,即当股价上升 时,股权融资成本降低,企业会利用该市场时机减少债务融资,更多地选择股权融资方式,反之亦然。当其他影响因素控制不变时,公司的成长性(growth)非常显著地降低债务融资比例,公司规模(size)对资本结构的变化没有显著影响,代表企业盈利能力的指标净资产收益率(ROE)与债务融资比率显著地呈同向变 动,所得税负担(tax)对债务融资比例变动有显著的负向影响,固定资产(ppe)与债务融资比例变动呈显著的正相关,产权性质(SOE)指标显著增加债务融资比重。林毅夫和李志赟[18]研究发现,政府出于维护社会稳定、保障就业等诸多目的,会对国有企业进行特殊照顾,使得国有企业在融资方面具有明显优势,而且国有企业通常与同为国有产权性质的商业银行关系更为密切,更容易从银行获得贷款。

    在模型(1)的基础上加入代表管理者权力的积分变量power,回归结果如列(2)所示。在控制其他因素对被解释变量影响不变的情况下,管理者权力的提高显著地增加了债务融资比例,但并不影响其他变量对资本结构变动的作用效果,假设2得以验证。在模型(1)和(2)的基础上,分别加入定价误差(FSE)和调节变量管理者权力集中程度(power)的交乘项得到列(3)和列(4)。定价误差(FSE)和调节变量管理者权力集中程度(power)的交乘项对被解释变量债务融资比重变动(lev_chg)的回归系数显著为负,这意味着在控制其他影响因素不变的条件下,随着管理者权力的集中,加大了代表市场时机的定价误差(FSE)变量对企业债务融资比重的负向影响程度,即当股价上升时,股权融资成本降低,在管理者权力集中的企业,管理者的能力可以得到更自主的发挥,对股价变动迅速做出充分反应,更大幅度地减少债务融资,增加股权融资比例,反之亦然。管理者权力集中程度作为调节变量,对资本结构的市场择机行为起调节作用,假设3得以验证。

    (五)稳健性检验

    为了检验上述结论的稳健性,本文采用广义矩估计法(GMM)进行稳健性检验,其结果与前文研究结论无实质性差异。基于稳健性检验,可认为本文的结论较稳健,同时也说明回归模型不存在严重的内生性问题。

    五、结论与启示

    上述实证检验以我国沪深两市A股上市公司2003—2016年期间的数据为样本,使用RKRV模型中对M/B值剔除公司成长性后得到的公司定价误差的变量(FSE)作为市场时机衡量指标,构建调节效应模型,运用最小二乘法(OLS)进行多元回归分析,考察了市场时机、管理者权力、资本结构之间的关系。研究发现:(1)公司特有定价误差对以债务融资比例变动表示的资本结构变化产生负向影响,该结论支持了已有资本结构的市场时机理论;(2)管理者权力正向影响企业债务融资比例,即管理者权力越大越会带来企业债务融资比重的增加;(3)当市场对公司价值存在高估时,管理者权力越大的公司,债务融资比重下降幅度越大,管理权力集中程度对资本结构市场择机行为起调节作用。

    本文的研究结论启示我们在公司资本结构选择的实践中,要辩证地看待管理者权力对资本结构市场择机行为的影响,既要警惕由于管理者权力增加导致其出于谋取私利的目的有扩大公司规模的偏好给公司带来财务杠杆增加的风险,又要注意在我国资本市场一股独大现象普遍存在的现状下应赋予管理者足够的权力,使其在面对股票市场发生变化时可以充分及时地发挥自身能力,对资本结构进行足够调整,更大程度地维护公司及其股东的利益。

     

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