刘银国， 李佳微

（安徽财经大学会计学院，安徽 蚌埠 233030）

一、引言

恰当的资本结构不仅能够提升企业价值，合理配置和利用企业资源，还关乎企业未来发展的可持续性。然而我国资本市场发展的不完善使得企业实际资本结构与当前发展状况不相吻合，故企业需要根据目标资本结构优化调整其实际值。这一举措既有资本结构动态调整理论研究的必要性，又有实践应用上的迫切性。基于动态权衡理论，企业会根据当前规模、发展状况、偿债盈利能力等特征设定一个目标资本结构，并根据目标值对实际资本结构实施调整[1]。但资本结构在调整过程中会受到融资融券制度[2]、法律环境[3]、宏观经济[4]、公司规模和成长性[5]、公司治理、会计信息质量[6]等内外部因素的影响。如管理者与股东之间因二权分离导致的代理问题使得资本结构的调整速度有所放缓[7]。而企业如果具备良好的公司治理水平则可以有效抑制二者间的代理冲突，降低代理成本，促使管理者做出有利于资本结构趋向目标值、提升企业价值的财务决策。

管理者作为企业经营发展决策的制定者，其性格、偏好、处事能力和处事原则等都会影响企业资本结构的调整速度和方向。众多学者在研究管理者不同特性时发现，管理者的过度自信[8]、自利程度[9]、风险倾向性[10]、管理者能力[11]等能够对资本结构调整速度产生影响。管理者能力并非单一存在的，而是由学习、管理、战略、创新、关系、机会等方面能力组合形成的能力束[12]，最终表现为管理者利用企业的有限资源创造出更高企业价值和提高企业生产效率的能力[13]，所以管理者能力的高低对管理者做出的战略决策和最终执行效率起着决定性的影响。管理者能力可以抑制企业避税行为[14]、抑制企业成本粘性[15]、降低企业债务融资成本[16]等，但现有文献从管理者能力角度对资本结构动态调整进行的研究较少，更是没有文献基于管理者能力从不同调整方向上研究资本结构调整速度。故本文以管理者能力为切入点，分析管理者能力是如何作用于企业资本结构的调整速度和调整方向的，并探究公司治理在管理者能力与资本结构调整速度间的调节作用。考虑到产权性质的不同可能会影响管理者能力对资本结构调整速度的快慢，本文进一步从企业产权性质角度分析其作用机理。

本文的研究贡献主要体现于:（1） 丰富了管理者能力与资本结构动态调整的相关研究。通过实证检验了企业管理者能力在资本结构的调整速度和方向上的影响，为企业重视与培养管理者能力以优化企业资本结构、提升企业价值提出建议；（2） 创新分析了公司治理在管理者能力与资本结构动态调整之间的调节作用。本文从公司治理水平的高低角度研究管理者能力与资本结构动态调整的关系，为企业逐步建立和完善公司治理内部机制、加快企业调整资本结构、实现可持续发展提出相关建议。

二、理论分析与假设

（一） 管理者能力与资本结构动态调整

所谓管理者能力，即为管理者依靠自身的学识、工作经验、社会资源和社会地位等在限定的企业资源环境下创造出更高价值的能力。优秀的管理者能够采取多种融资方式来调整企业的资本结构，缩小其与目标资本结构之间的偏离度，使得企业价值最大化。但企业管理者在选择不同种类的融资方式时需要平衡股东、债权人以及自身之间的利益关系。当管理者通过股权融资调整企业资本结构时风险较小，且不存在还本付息的义务，但其融资成本较高，会稀释股东对企业的所有权和控制权。而采取债权融资虽然不会稀释股东股权，但会给企业施加巨大的还本付息压力，甚至使企业因资金链断裂而面临破产风险。所以，资本结构调整方式的选择依赖于管理者对风险的把控能力，管理者对风险的把控能力更高，则更有可能积极迅速地调整企业的资本结构[11]。此外，企业资本结构调整成本的高低也会影响其调整速度。企业通过权益融资或债务融资优化实际资本结构，当管理者具有政治关联背景时，其信用额度更高，更易于以较低的融资成本从外部获取资金，即调整资本结构时的成本费用较低，从而有助于调整速度的加快。鉴于此，可以推断出管理者能力越高，在进行资本结构调整时对融资风险和融资成本的把控能力就越强，资本结构的调整速度就越快。

当实际资本结构与目标值存在偏差时，需要向上或者向下调整以趋向目标值，但调整方向不同，其调整成本和调整收益会有所差别[17]，调整速度也会有所不同，即并非对称存在。负债水平的高低在企业实施资本结构调整时具有重要影响，当企业的负债水平过高时，债务对企业管理者存在较大的约束效应，这可能使得管理者不顾股东利益扭曲资本结构的调整速度，快速向下调整降低负债水平[18]。高管薪酬激励可以缓解二者间的利益冲突，高能力的管理者也往往会受到丰厚的薪酬激励，降低代理成本[19]，从而减缓资本结构向下调整的速度。当负债水平较低时，管理者可以通过增加债务融资上调资本结构，而高能力管理者获取债务融资的成本更低[16]，即调整成本更低。由此推断，资本结构向上调整时，管理者能力的增强能够降低调整成本，从而提高调整速度。基于以上分析，本文提出以下假设：

H1a：上市企业的管理者能力越强，其资本结构的调整速度就越快。

H1b：在企业资本结构向上调整时，管理者能力的增强对资本结构调整速度的促进作用更加显著。

（二） 公司治理、管理者能力与资本结构动态调整

企业在进行资本结构调整时需要支付的高成本费用可能使得管理者难以将实际资本结构调整趋向目标最优值。而公司治理水平是股东、董事会、管理层、机构投资者、监事会与社会公众等多方博弈下的结果，大股东持股比例、股权集中程度、企业独立董事比例、高管薪酬、监事会制度等因素都会对企业资本结构的变动造成影响，进而作用于企业可持续发展能力。良好的公司治理具备完善的监督、激励机制，可以有效降低因管理者与股东利益冲突而产生的代理成本[20]，并有助于企业提高其资本结构的调整速度。企业具备良好公司治理水平还可以向外部市场传达企业制度健全、机制完善、发展稳定等有利信息，吸引更多投资者的注意力，拓宽融资渠道，降低融资难度和融资成本，提高资本结构调整速度。因此，良好的公司治理水平能够使得企业调整资本结构所需的成本费用降低，更易于管理者将实际资本结构趋向目标值，即调整速度加快。

在公司治理水平良好的情况下，股东、董事会、监事会和管理层会形成一种互相制衡的关系，这种制衡使得管理者所做出的企业经营决策和企业的财务信息更加透明。高能力的管理者为了维护外在形象就会减少自身的自利行为，而管理者的自利程度降低，有助于企业资本结构调整效率的提高[9]。管理者缘于自身学历背景、成功经验和社会资源可能存在风险偏好、认知偏差等原因，使得其在优化企业资本结构时存在一定的偏误。而良好的公司治理水平能够加强利益相关者对管理者的监督作用，弱化管理者对企业经营决策的控制权，抑制管理者的风险倾向性和认知偏差，使得管理者做出经营决策时更加审慎，进而对企业资本结构的优化产生影响。由此推断，高能力管理者在良好的公司治理下，会更加积极地履行职责，发挥其才能，做出有助于企业价值最大化的决策，使得实际资本结构趋向最优值的速度加快。基于以上分析，本文提出以下假设：

H2：上市企业的公司治理水平越高，其资本结构的调整速度就越快。

H3：公司治理在管理者能力与资本结构调整速度之间具有正向调节作用，即公司治理水平越高，企业管理者能力的增强越能够加快资本结构的调整速度。

三、研究设计与指标衡量

（一） 样本选择与数据来源

考虑到2008年金融危机对企业资本结构等各方面造成的影响，以及该影响的持续性，本文选取2010—2020年间A 股上市公司作为研究样本，并对该样本数据实施以下筛选:（1） 剔除金融行业上市公司；（2） 剔除ST 或当年IPO 上市的研究样本；（3） 剔除资本结构大于1 或者小于0 的研究样本；（4） 依据研究对象的特殊性，剔除连续不满两年的样本数据；（5） 为消除异常值的影响，对变量进行上下1%的Winsorize 缩尾处理。本文研究数据主要来源于CSMAR 和Wind 数据库。

（二） 变量定义

1.管理者能力的度量

本文借鉴Dermerjian[13]等的思想，运用数据包络分析和Tobit 模型测度企业管理者能力。管理者能力表现为管理者可以在企业生产经营活动中利用企业所持有的有限资源创造出更高企业价值和提高企业生产效率的能力。故在第一阶段，采用数据包络分析将商誉（Goodwill）、销售与管理费用（SG&A）、研发支出（R&D）、营业成本（COGS）、固定资产净额（PPE）、无形资产净额（INTAN） 作为投入变量，将营业收入（Sale） 作为产出变量，测算企业生产效率。

但由于DEA 测算得出的生产效率同时受到企业贡献和管理者贡献两个方面的影响，故在第二阶段，采用Tobit 模型分行业回归，分离企业与管理者对生产效率的影响，回归模型如下：

其中Firm Efficiency 为模型（1） 测算所得出的企业生产效率，Size（企业规模）、MS（市场份额）、FCF（自由现金流）、Age（成立年限）、FCI（国际化程度）、DIV（多元化程度） 为企业层面的特征变量，残差δ 即为企业管理者能力（MA）。残差δ 为正值时，表明企业管理者能力较强；残差δ 为负值时，则表明企业管理者能力较弱。

2.公司治理的度量

本文借鉴白重恩[21]等、张会丽[22]等的做法，在监督机制方面选取第一大股东持股比例、机构投资者持股比例、董事会规模、监事会规模、独董占比、股权制衡度和是否两职合一7 个指标，在激励机制方面选取高管前三名薪酬总额、董事持股比例、监事持股比例和高级管理人员持股比例4 个指标，并通过主成分分析法提取出第一大主成分作为综合性指标衡量公司治理（Gov），Gov 越大，表明企业公司治理水平越高。

具体变量说明如表1 所示。

表1 主要变量定义

（三） 模型设定

为了检验上述研究假设，本文借鉴Faulkender[17]等的做法，将以下部分调整模型作为研究资本结构动态调整的基准模型：

在模型 （3） 中，Levi，t表示企业的实际资本结构，表示企业的目标资本结构，λ 为企业的资本结构调整速度。其中，实际资本结构采用企业的资产负债率进行度量，目标资本结构参照姜付秀[23]等的做法，采用下述函数模型来拟合得到：

考虑到企业当年目标资本结构是由上一年度的一系列公司特征所决定的，故上述模型（4） 中Xi，t-1表示企业上一年度的公司特征变量，β 为系数因子，公司特征变量详细定义在表1 中列示。通过该拟合函数可以得到并将其代入模型 （3） 中即可估算出企业的资本结构调整速度λ。此外，为了便于实证研究结果的解读，本文令 ΔLevi，t=Levi，t-Levi，t-1，

在研究管理者能力对资本结构调整速度的影响时，本文参照盛明泉[24]等的做法，在模型（3） 上添加管理者能力（MA） 与资本结构偏离程度Devi，t的交互项，构造出如下模型：

其中，α2为管理者能力与资本结构偏离程度交互项系数，α2越大，则表明随着管理者能力的增强，企业资本结构的调整速度变快。

为了验证假设2 中公司治理对资本结构调整速度的影响，在模型（3） 上添加公司治理（Gov） 与资本结构偏离程度Devi，t的交互项，构造出如下模型：

其中，β2为公司治理与资本结构偏离程度交互项系数，β2越大，则表明随着公司治理水平的提高，企业资本结构的调整速度变快。

此外，为了验证假设3 中公司治理是否在管理者能力与资本结构动态调整之间具有促进作用，本文在模型（5） 的基础上引入公司治理（Gov），构造出如下模型：

其中，α2β2为管理者能力、公司治理与资本结构偏离程度三者的交互项系数，若该系数显著为正，则说明公司治理在管理者能力与资本结构动态调整之间具有促进作用。

四、实证结果及分析

（一） 描述性统计

表2 列示了相关变量的描述性统计结果。ΔLev的均值为0.008，标准差为0.080，表明企业的实际资本结构在不断地调整，但调整程度波动不大。Dev的均值为0.008，最小值为-0.635，最大值为0.507，标准差为0.144，表明企业实际资本结构与目标值偏离程度较大。MA 的均值为-0.007，最小值为-0.331，最大值为0.441，标准差为0.155，表明我国不同企业的管理者能力差异比较明显，管理者能力较弱的企业也较多。Gov 的均值为-0.002，最小值为-3.243，中位数为-0.381，最大值为4.686，标准差为1.710，表明我国公司治理水平总体偏低，不同企业的公司治理效果差异较大。总体来说，其他公司特征变量分布情况也较为合理。

表2 描述性统计

（二） 回归结果分析

1.管理者能力与资本结构动态调整

表3 第1 列为管理者能力与资本结构动态调整的全样本回归结果，企业资本结构偏离程度Dev 的系数为0.4640，管理者能力与偏离程度交互项MA*Dev 的系数为0.2565，均在1%以内显著，这表明企业自发的调整速度为46.40%，且管理者能力每上升一个标准差，企业资本结构的调整速度就会提高25.65%，即企业管理者能力的增强可以促进资本结构的调整速度，假设H1a 得到验证。表3 第2、3列分别为实际资本结构低于目标值需上调、高于目标值需下调时的回归结果，对比可知，资本结构向下调整时，企业自发调整速度为53.98%，高于向上调整时的44.03%。但在向下调整的分组中，管理者能力与偏离程度交互项MA*Dev 为0.1642 且并不显著，表明向下调整时，管理者能力并未有效促进企业资本结构调整速度的提高。这可能是因为管理者迫于高负债的压力，会不顾股东利益下调资本结构，导致代理成本增加，而管理者能力的增强则可以降低代理成本，放缓资本结构的调整速度。向上调整的分组回归结果显示，管理者能力与偏离程度交互项MA*Dev 为0.2624 且在5%以内显著为正，即管理者能力每上升一个标准差，企业资本结构的调整速度就会提高26.24%。这说明与向下调整相比，资本结构在向上调整时管理者能力对调整速度的促进作用更加明显，假设H1b 得到验证。

表3 管理者能力与资本结构动态调整

2.公司治理、管理者能力与资本结构动态调整

表4 的第1 列为公司治理对资本结构动态调整的全样本回归结果，企业资本结构偏离程度Dev 的系数为0.4715，在1%以内显著，这表明企业资本结构自发的调整速度为47.15%。公司治理与偏离程度交互项Gov*Dev 的回归系数为0.0278，在1%以内显著为正，说明良好的公司治理可以促进资本结构调整速度，公司治理水平每上升一个标准差，资本结构调整速度就会提高2.78%，假设H2 得到验证。表4 的第2 列为在公司治理的调节作用下管理者能力对资本结构调整影响作用的回归结果，交互项Gov*Dev、MA*Dev 均显著为正，再次说明了公司治理、管理者能力分别对资本结构调整速度的促进作用；三者交互项MA*Gov*Dev 的回归系数为0.1315，在1%以内显著为正，说明公司治理在管理者能力与资本结构调整速度间具有正向调节作用，假设H3得到验证。

表4 公司治理水平、管理者能力与资本结构动态调整

（三） 稳健性检验

1.替换管理者能力

测度企业管理者能力的第二阶段采用Tobit 模型将公司层面和管理者层面对企业生产效率的贡献分离开，但本文所选公司层面特征变量可能并不完全，导致残差部分即管理者能力存在噪音干扰。故本文借鉴张路[15]等的做法，将Tobit 模型所得到的残差按从小到大排序分成四组，并对这四组数据进行1，2，3，4 的赋值，赋值数越高，说明企业的管理者能力越强。本文将赋值后的虚拟变量（MA4） 替代管理者能力进行稳健性检验，结果如表5 所示，与前文结果具有一致性。

表5 替换管理者能力

2.替换目标资本结构

将用于拟合目标资本结构的公司特征变量Ebit用净资产收益率ROE 进行替换，重新测算企业的目标资本结构，求出资本结构的偏离程度Dev2，再进行稳健性检验，结果如表6 所示，与前文结果具有一致性。

表6 替换目标资本结构

五、进一步分析

在我国当前的特殊经济结构特征下，国有企业和民营企业共存成为常态，产权性质不同也会影响企业资本结构的调整速度。国有企业凭借政府政策和资源的天然优势，能更容易地获得融资贷款，融资成本较低。即便出现信贷危机，政府也可以通过运用财政资源等帮助国有企业偿还贷款，而民营企业由于其信誉不足，可抵押和担保的资源相对较少，故融资渠道较窄，融资成本相对较高。由此可见，国有企业的融资压力和债务压力相对较低，导致其规避风险意识较弱，对实际资本结构偏离最优值时的反应并不如民营企业敏感。此外，由于国有企业并不以利润作为第一目标，而是承担了更多的社会责任，所以在进行资本结构调整趋向最优时，民营企业比国有企业对调整更加敏感。在国有企业中，政府作为企业的“代理股东”，却因其代理链条过长和股权集中度过高并不能有效地对管理者进行监督[24]，而管理者出于自利心理可能对自身利益的考虑优先于企业价值提升，做出低效的经营决策。所以与国有企业相比，民营企业能够更好地实施对管理者的监督作用，刺激管理者能力的发挥，提高其资本结构调整速度。

为了验证前述分析，本文根据模型（5） 对全样本按产权性质分组回归，结果如表7 所示。其中，第1、2 列分别为民营、国有企业样本的回归结果，资本结构偏离程度Dev 系数均在1%以内显著，且民营企业的资本结构调整速度高于国有企业。表7的第3、4 列分别为民营、国有企业样本下管理者能力对资本结构调整速度的回归结果。国有企业样本中管理者能力与偏离程度交互项MA*Dev 系数并不显著，这说明管理者能力在国有企业资本结构调整中并未得到有效发挥。民营企业样本中，管理者能力与偏离程度交互项MA*Dev 为0.3510 且在1%以内显著，即管理者能力每上升一个标准差，企业资本结构的调整速度就会提高35.10%，说明民营企业中管理者能力对资本结构调整速度的促进更加显著。

表7 产权性质、管理者能力与资本结构动态调整

六、研究结论与启示

管理者作为企业经营发展决策的制定者，对企业资本结构的变化有着直接影响。本文以2010—2020年我国A 股上市企业作为研究样本，深入探究了管理者能力与资本结构动态调整之间的关系，并考察了公司治理是否对二者的关系起着调节作用。此外，还进一步验证了不同产权性质下管理者能力对资本结构调整速度的影响。研究发现:（1） 企业管理者能力越高，其资本结构的调整速度越快，且在资本结构向上调整时，管理者能力对调整速度的促进作用更加显著；（2） 公司治理与资本结构调整速度呈正相关，且能够有效地促进管理者能力对调整速度的提升；（3） 与国有企业相比，民营企业的资本结构调整速度更快，对管理者能力的促进作用更加显著。

基于以上结论，本文从管理者、公司治理角度提出三点建议：第一，企业在聘请管理者时，不仅要考量管理者的学识、工作经验等，还应该包括管理者自身的信誉、社会地位和拥有的社会资源。企业在调整资本结构时可能会受到融资渠道、融资门槛的制约，而管理者丰富的社会资源可以缓解这种约束，降低融资成本，提高调整速度。第二，建立管理者能力培养与考核机制，从管理者的后续学习能力、创新能力、社会交际、决策效率与企业价值等方面对管理者进行定期考核。在管理者的能力弱项方面加以重视和培养，降低“木桶效应”的影响；在管理者的能力强项方面给予充分肯定和利用，形成“标杆效应”，有利于管理者整体能力的提升。第三，完善企业公司治理的内部机制。完善的企业激励和监督机制，可以使得股东、董事会、管理者等利益相关者之间相互制衡，公司的财务决策和财务信息透明化，有效监督管理者的财务决策行为，充分发挥管理者能力，提高公司治理水平，加速企业资本结构趋向最优值。