管理者個人偏好對企業資本結構的影響

孫 謙，石 松

(復旦大學 管理學院，上海200433)

一、引 言

權衡理論和有序融資理論在研究資本結構時都假定不同企業的管理者是同質的，可以相互替換[1-3]。因此，他們沒有考慮管理者個人偏好對企業資本結構的影響。然而，高層梯隊理論[4]認為管理者由于其自身的認知缺陷，并不能完全理性地應對內外部環境的變化，所以管理者個人偏好①這里的管理者個人偏好并不特指管理者的某種具體偏好，而是一個整體概念，是對管理者的認知結構和整體特質的反映。會影響他們的決策過程和決策結果。由于管理者的年齡、性別、學歷、過去經歷等特征與管理者個人偏好的形成密切相關，所以學者們常使用管理者的過去經歷[5-7]、是否過度自信[8-9]以及行為一致性[10]等易觀察到的個人特征作為代理變量來研究管理者偏好對企業融資決策的影響。

雖然這些研究發現管理者個人偏好對企業資本結構有重要影響，但是這些個人特征只能部分反映管理者個人偏好，而且它們的影響可能會相互抵消或者彼此重疊，因此，這些特征并不能全面地刻畫管理者在資本結構選擇決策中的作用。舉個例子，現有研究表明過度自信的管理者偏愛高的財務杠桿[8-9]，而有過大蕭條經歷的管理者則偏愛較低的杠桿率[5-6]，那么一個過度自信的、同時擁有大蕭條經歷的管理者究竟是偏愛高的還是低的杠桿率呢?因此，研究管理者的個人特征只能得出管理者的這個特征對企業資本結構的影響，而不是這個管理者的影響。而管理者個人偏好作為一個整體概念，考慮的是管理者這個個體的影響，所以直接衡量和研究管理者個人偏好可以避免個體特征影響的重疊以及相互抵消等，能夠更全面和準確地反映管理者對企業資本結構的影響。

由于管理者個人偏好具有一致性和固定性的特點，所以學者們通過度量管理者固定效應來刻畫管理者個人偏好。Bertrand和 Schoar[11]首次使用管理者固定效應研究管理者個人偏好對企業多個決策的影響，發現管理者具有獨特的管理風格。其后，學者們使用同樣的方法研究了管理者個人偏好對避稅[12]、自愿性財務披露[13]、會計政策選擇[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人偏好在企業選擇資本結構時的作用，即通過度量管理者固定效應來刻畫管理者個人偏好對企業資本結構決策是否有影響以及影響程度有多大。在傳統資本結構模型中加入管理者固定效應后，我們發現該效應顯著影響企業資本結構，說明管理者是異質的和有限理性的，他在選擇資本結構時加入了自己的偏好。同時加入管理者固定效應使得R2從 0.63 上升為 0.86，增長了 36.5%，說明管理者個人偏好不僅顯著影響企業資本結構的變化，而且是導致企業財務杠桿偏離傳統資本結構模型預測的重要因素，而這種偏離可能會導致企業價值下降。因此，了解和監控管理者個人偏好在企業融資決策中的作用，可以增加企業的價值。

在度量管理者固定效應的基礎上，本文從實證角度進一步驗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。我們發現只有部分個人特征可以解釋企業資本結構的變化，但是全都可以解釋管理者固定效應。這一結果意味著如果我們只考慮管理者某個特征，而不是個人偏好對資本結構的影響，最終結果會出現忽略重要變量的偏差。更為重要的是，上述個人特征只解釋了33%的管理者固定效應，因此，只使用管理者的某個或某幾個特征并不能很好地刻畫管理者個人偏好對于企業資本結構的影響。

本文的第二部分從理論上分析管理者個人偏好對資本結構有影響，第三部分介紹樣本的選擇;第四部分研究管理者固定效應是否存在;第五部分研究現有的可觀測到的管理者個人特征對管理者固定效應的解釋;第六部分給出結論并提出未來的擴展研究方向。

二、理論分析

古典經濟學理論假定參與經濟活動的主體是同質的和理性的，所以經濟主體不會對決策結果產生影響。委托代理理論則認為管理者是同質的，但他們不會為了股東利益最大化而努力工作。因此，企業需要通過一系列的激勵約束機制和外部經理人市場來迫使管理者為了股東利益最大化而服務。在這兩種理論下，管理者的異質性對企業決策沒有任何影響。

然而，隨著行為經濟學的發展，學者們發現管理者是異質的和有限理性的，存在著認知偏差，并不能完全認識到內外部環境的所有變化。因此管理者自身的偏好和認知能力決定了他對信息的判斷，即管理者個人偏好對管理者的決策和對應的決策結果有不可忽視的影響[4]。一方面，由于管理者個人偏好難以直接衡量，而管理者的性別、年齡、教育水平、過去經驗、任職經歷等與管理者個人偏好密切相關，因此，部分學者使用管理者個人特征作為代理變量來檢驗管理者個人偏好如何影響他們的決策。Malmendier和Tate發現過度自信的CEO往往傾向于過度投資[15]，并且進行更多但效果更差的并購[16]。而具有政府背景的管理者會為公司帶來融資便利以及一些政策優惠[17-18]。另一方面，如果管理者是同質的，那么管理者變更前后，企業的決策結果不會發生變化，因此，部分學者通過研究管理者變更前后企業決策結果的變化來刻畫管理者對企業決策的影響。大量的研究發現CEO(CFO)變更前后，企業業績[19-20]、盈余管理水平[21]、公司股價[22]等發生顯著變化。

上述研究從不同方面驗證了管理者是異質的，他們的個人偏好對企業決策有影響。但是管理者個人特征只能部分反映管理者個人偏好，因此使用個人特征只能衡量管理者的某些特征，而不是管理者這個個體對企業決策的影響。通過度量管理者固定效應，Bertrand和 Schoar首次從整體的角度刻畫了管理者個人偏好，并檢驗了管理者固定效應對企業一系列決策的影響。其后，學者們借鑒Bertrand和Schoar的方法，研究了管理者個人偏好對避稅[12]、自愿性財務披露[13]、會計政策選擇[14]等決策的影響。而Gul等人則研究了審計師固定效應對審計質量的影響[23]。

資本結構決策作為企業決策中的一個重要部分，必然會受到管理者個人偏好的影響。從理論上說，一方面，高層梯隊理論[4]認為管理者由于自身的認知缺陷，必然會根據自身偏好進行融資決策。另一方面，Jensen和Meckling則認為只要管理者不是百分百持有公司股份，就存在委托代理問題[24]。因此，管理者可能根據個人好惡，而不是股東利益，來影響公司的決策，包括資本結構決策。

在實證研究方面，國內外學者們也發現管理者過去的經歷、是否過度自信以及行為一致性等個人特征對企業融資決策有影響。Graham和 Harvey[25]通過問卷調查的方式發現CFO在進行財務決策的時候并不是完全理性的。Donaldson[5]，Malmendier等[6]發現有過大蕭條經歷的CEO使用較低的債務融資。Graham等[26]通過調查發現有過財務經歷的CEO所處企業的負債率較高。姜付秀和黃繼承[7]也發現具有財務經歷的CEO上任后顯著提高了公司的負債率。Nofsinger[8]，余明桂等[9]發現具有過度自信的管理者選擇更多的債務融資，而不是股權融資。Cronqvist等[10]認為 CEO在選擇杠桿的時候具有行為一致性，因此，CEO在選擇個人杠桿時的偏好也會體現在其所在企業的杠桿選擇上。他們發現CEO的個人杠桿越高，其所在企業的杠桿也越高。然而，管理者的個人特征并不能完全反映管理者個人偏好對企業資本結構的影響。如一個過度自信的、同時擁有大蕭條經歷的管理者究竟是偏愛高的還是低的杠桿率呢?由此可見，從整體的角度來研究管理者個人偏好對企業資本結構的影響會更為直接和全面。

有基于此，本文提出并檢驗如下基本假設:

在控制了企業固定效應以及其他影響資本結構的因素后，管理者個人偏好對企業資本結構有重要影響。

三、樣本選擇

管理者固定效應作為一個度量管理者個人偏好的方法，主要是衡量管理者作為一個個體的影響。本文通過度量管理者固定效應來刻畫管理者個人偏好，但度量的管理者固定效應與 Bertrand和Schoar[11]所度量的五大高層管理者固定效應不同。首先，本文集中考查CFO和CEO的固定效應(以下簡稱為管理者固定效應)，而不考慮其他管理者的固定效應。其次，本文在選擇樣本的時候只考慮管理者從一家公司的CFO(CEO)轉換為另一家公司的CFO(CEO)，即只考慮管理者工作的企業發生變化，而不考慮職位發生變化。而 Bertrand和Schoar[11]在選擇樣本的時候并未假定管理者在不同公司工作時職位相同，比如他們還考慮了CFO變成CEO或者其他高層管理者。這可能導致實際刻畫的管理者固定效應包含職位變遷效應，使結果出現偏差。

研究管理者固定效應必須排除其他因素的影響，尤其是企業固定效應的影響。如果不排除企業固定效應，那么同一企業的不同管理者的固定效應都會包含共同的成分——企業固定效應。為了排除企業固定效應的影響，本文使用管理者——企業相匹配的方法來選擇樣本，即首先確定在不同時間分別在兩個或兩個以上的公司擔任過CFO職務的管理者作為研究對象，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的公司作為樣本企業，從而研究樣本企業資本結構與管理者固定效應的關系。具體選擇過程如下:

本文從CSMAR數據庫中選擇1998-2010年中國所有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，由于金融企業和公共事業單位的獨特性，所以刪除金融企業和公共事業單位。然后我們在剩余的公司中選擇曾在不同公司擔任CFO的管理者作為研究對象。由于中國上市公司中經常出現某個CFO的任期只有半年或者幾個月，而本文的因變量資本結構使用的是期末的賬面資產負債率，因此，我們要求管理者在就職企業中至少任職一年，并且在某一會計年度中任期超過半年，才將其確定為該會計年度的管理者①為了保證管理者固有特征能深深烙印于就職的企業，現有文獻[11-14]在使用管理者——企業匹配的方法時都要求管理者在工作企業任職兩年以上。但是考慮到以下兩個原因，我們要求管理者在就職企業中至少任職一年，并且在某一會計年度中任期超過半年，才最終將其確定為該會計年度的管理者。第一，相對于美國，我國股市成立時間比較短，而且上市企業數量少。如果要求管理者在每個公司任職兩年以上，符合條件的管理者數量非常少。我們最終只搜集到了30個符合條件的管理者，樣本企業也只有57家，數量只有現有樣本的一半。第二，通過研究我國資本結構的現狀，我們發現我國上市公司的負債基本上為流動負債，流動負債占總負債的比例為85%。這一結果表明管理者可以在短時間內通過增加和減少流動負債來改變企業的資本結構。我們在與上市公司的CFO交流中，也發現CFO的謹慎程度、年齡、性別等都會在短期內對企業的決策產生影響。。最終確定符合條件的CFO數量為33人。最后，根據CFO——企業相匹配的原則選擇對應的企業，共有61家對應企業，占中國 A股上市企業的3%左右。

基于同樣的步驟，本文選擇在不同時間不同企業同樣擔任過CEO職務的管理者為CEO樣本。然后將CFO樣本和CEO樣本合并為管理者樣本。在合并過程中，由于CFO樣本和CEO樣本有重疊，而Bertrand和 Schoar[11]發現 CFO固定效應對于企業的資本結構影響更大，所以對于這樣的企業只考慮CFO固定效應，而不考慮CEO固定效應。最終CFO加上CEO樣本共有51個，對應的企業有92個，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應的企業樣本后，本文使用Wind數據庫搜集對應樣本企業的資產負債率作為因變量。本文的控制變量是影響企業財務杠桿的常用變量:企業規模，利潤水平，市值賬面比以及可擔保資產比例。具體的變量定義和描述見表1。數據由Wind數據庫得到。最后刪除有缺失數據的企業年度觀測。具體樣本篩選過程見表2的Panel A。

借鑒Ge等[14]，我們對樣本管理者和樣本企業的情況進行了詳細的說明。Panel B說明了樣本企業包含的樣本管理者數量，其中共有11家企業在樣本區間內包含了兩個符合條件的管理者，其余81家企業只包含了一個符合條件的管理者。Panel C描述了同一管理者在不同企業的任職情況。其中只有一個管理者在三家不同的企業任職過，其余的50個管理者在兩個企業任職過。

表2 樣本篩選過程

四、管理者的個人偏好是否影響企業資本結構的選擇

(一)研究設計

本文在控制企業固定效應的前提下，通過證明是否存在管理者固定效應來研究管理者個人偏好會不會影響企業資本結構。首先，參考 Ge等[14]的方法，本文在選取樣本企業的基礎上，搜集CFO樣本企業在樣本區間內的所有CFO和CEO樣本企業的所有CEO。如果CFO和 CEO樣本有重合，則剔除相應的CEO觀察值。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據時，不僅包含了該管理層的數據以及其任期前后的數年管理層數據，還包含了樣本期間內該公司的其他管理層的數據。

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]等學者也是在 Rajan 和 Zingales[1]四因素模型的基礎上研究資本結構的影響因素。，通過構造并遞進實證下面五個模型來研究公司固定效應以及管理者固定效應對企業資本結構是否影響。同時，借鑒 Collins 等[27]和 Gul等[23]的研究，我們使用R2增量來說明企業固定效應和管理者固定效應對模型的解釋能力，并說明管理者個人偏好在多大程度上影響了企業資本結構。五個模型分別如下:

模型1:使用 pooled OLS方法估計 Rajan和Zingales的四因素模型對企業資本結構的影響，其中四因素分別為規模、利潤水平、市值賬面比以及可擔保資產的比例?；貧w方程為:

模型2:進一步考慮時間固定效應(用yeart表示)?；貧w方程為:

模型3:同時考慮時間固定效應和企業固定效應(用firmi表示)?；貧w方程為:

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

模型5:考慮時間固定效應和管理者固定效應而不考慮企業固定效應?；貧w方程為:

其中模型1和模型2為傳統資本結構模型。模型3加入企業固定效應，通過與模型2比較，我們可以得到企業固定效應對資本結構的解釋能力。在模型4中，我們通過檢驗管理者固定效應是否存在來確定管理者個人偏好對于資本結構會不會有影響，并且通過R2增量來確定管理者個人偏好對資本結構的影響程度。而模型5是在模型2的基礎上加入管理者固定效應。通過比較模型4和模型5，我們可以考察在控制管理者固定效應的情況下，企業的固定效應對于資本結構的影響程度。

(二)實證結果

表3列出了上述回歸分析的結果。

從表3中可以得到以下結論:

表3 不同模型設定下的參數估計

模型1和模型2只考慮四個重要的企業層面變量以及年份對于資本結構的影響，我們發現這些變量可以解釋20%左右資本結構的變化，與已有文獻一致[1-3]。而從模型2到模型3，在加入企業固定效應以后，我們發現R2從0.20增加到0.63，提高了兩倍，說明企業固定效應確實可以解釋大部分的資本結構差異。這一結果與Lemmon等[28]的結果一致。

模型4在模型3的基礎上加入管理者固定效應。我們首先檢驗管理者固定效應是否存在，即檢驗所有管理者啞變量的系數是否全部為零，我們得到Wald統計量的值為1892.1，p值遠遠小于1%，證明確實存在著管理者固定效應，驗證了我們的假設。這一結果說明管理者是異質的和有限理性的，他們在決定企業的資本結構時并不是從公司或者投資者的角度來選擇合適的負債率，而是依據自身的偏好來選擇負債率，使得企業資本結構偏離了傳統資本結構模型的預測。與模型3對比，加入管理者固定效應使得R2從0.63增加到0.86，絕大部分的杠桿差異得到了解釋。即在給定企業固定效應的情況下，增加管理者固定效應使得 R2又增加了0.23，說明管理者個人偏好在企業決定資本結構時起到了重要的作用。上述結果顯示管理者個人偏好不僅使得企業資本結構偏離傳統資本結構模型的預測，而且是導致企業資本結構偏離預測的重要因素。最后，通過對比模型4和模型5，我們發現在控制管理者固定效應以后，企業固定效應只能解釋12%左右的資本結構的變化。

綜合模型2、3、4、5的結果，我們發現企業固定效應單獨可以解釋11%的資本結構差異和變化，管理者固定效應則可以單獨解釋23%，而企業和管理者的固定效應共同可以解釋資本結構31%的變化①從模型2到模型4，R2增加了64%，說明企業和管理者固定效應一共可以解釋64%杠桿的變化。模型4在模型3的基礎上加入管理者固定效應，R2增加了23%，即管理者固定效應可以單獨解釋23%資本結構的變化。同樣，從模型5到模型4，我們得到企業固定效應單獨解釋了12%的杠桿變化。最后，可以得到企業和管理者固定效應共同解釋了31%資本結構的變化。。

上述結果具有兩方面的意義。第一，雖然學者們發現多個因素影響企業資本結構，但是這些因素的解釋力都不甚理想，Rajan 和 Zingales[1]使用規模、利潤、市賬比以及可擔保資產對G-7國家的財務杠桿進行回歸時的 R2僅為0.04-0.29(賬面資本結構)、0.12-0.30(市值資本結構)。Frank和Goyal[3]在 Rajan 和 Zingales[1]四個因素的基礎上，又加入了融資差額，對企業資本結構進行回歸得到的R2也只有0.219。而我們的模型在加入企業固定效應和管理者固定效應后，可以解釋86%的杠桿差異，對資本結構的解釋能力大幅上升。

第二，雖然我們發現管理者個人偏好確實是影響企業資本結構的重要因素，但是由于管理者固定效應并不是一個直接衡量管理者個人偏好的方法，所以通過管理者固定效應，我們不能得出結論——管理者個人偏好，從平均意義上說，究竟是正向還是負向地影響企業資本結構②由于這個原因，現有關于管理者個人偏好的文獻[11-14]也都是研究管理者固定效應是否會對企業的決策產生影響，而沒有研究管理者固定效應對企業決策將產生正向還是負向的影響。。然而在控制了影響資本結構的其他因素后，通過觀察管理者固定效應，我們可以得到每一個管理者對資本結構的具體影響(由于篇幅所限，我們并沒有報告相關結果)，即他究竟是偏好還是厭惡負債融資。如果管理者偏好負債融資，那么相比傳統資本結構模型的預測，企業會舉更多的債，導致企業的破產風險加大;如果管理者厭惡負債融資，那么企業會減少負債，使得企業利用負債帶來的稅盾效應相應減少。也就是說不管管理者對企業資本結構有何種影響，都會導致企業杠桿偏離傳統資本結構模型的預測。如果管理者個人偏好對企業資本結構的影響很小的話，那么我們可以忽略這一影響。但是我們發現，管理者固定效應可以解釋23%資本結構的變化，說明管理者個人偏好對企業資本結構有很大的影響，不能忽略。

公司治理的目的之一在于減輕管理者個人好惡對企業決策的影響，使得管理者為實現投資者價值最大化而服務。上述結果說明現有公司治理水平并不能完全杜絕管理者個人偏好對企業決策結果的影響。因此，企業在進行公司治理時，應該監控管理者個人偏好對決策結果的影響。一般來說，企業可以通過進行集體決策以及加強董事會或監事會對管理者的監管來降低管理者個人偏好對企業資本結構的影響。

我們同樣可以將上述結論應用到所有公司。如果一個企業的杠桿顯著高于或低于傳統資本結構模型的預測，那么說明該企業的資本結構有一部分受到管理者個人偏好的影響。因此，企業在進行公司治理的時候，應該設計更加合理的方式來控制管理者個人偏好對決策過程和結果的影響，從而使得管理者更好地為企業和投資者創造價值。

(三)穩健性檢驗

1.剝離法

上面檢驗管理者固定效應的方法證明了固定效應的存在，但是該方法需要搜集樣本企業樣本區間內所有的CFO和CEO，在模型1的基礎上加入了大量的管理者啞變量，降低了模型的自由度，對R2產生影響。為了減少管理者啞變量數量的影響，我們使用剝離法進行穩健性檢驗。剝離法的實質就是首先剝離出企業固定效應對于企業資本結構的影響，然后再研究是否存在管理者固定效應。具體來說，這種方法是在上述模型3估計了企業固定效應的基礎上，求得殘差，并把這些殘差和不同時間在不同公司工作過的CFO和CEO按照年份對應起來，從而形成一個控制了企業固定效應的新的面板數據，然后使用這個新的面板數據來研究是否存在管理者固定效應?；貧w方程如下:

回歸結果表明管理者固定效應可以解釋33.1%的殘差變化，而Wald統計量的值為98.24，p值為0.000。也即剝離法同樣證明管理者固定效應確實存在，而且管理者個人偏好是企業資本結構偏離傳統模型預測的重要因素。

2.考慮管理者的任職年限

為了保證管理者對公司決策的影響，現有文獻[11-14]在使用管理者——企業匹配的方法時都要求管理者在工作企業任職兩年以上。由于我國股市成立時間短，上市企業數量比較少，所以我們只搜集到了30個在多個公司任職兩年以上的管理者?？紤]到樣本數量較少以及我國公司負債多為短期負債，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結果造成影響，我們檢驗了這30個管理者的個人偏好對資本結構的影響。 使用隔離法，我們發現檢驗管理者固定效應是否存在的p值遠小于0.001，說明管理者固定效應存在，而且管理者固定效應可以額外解釋28%的R2變化。這一結果與前文結果一致。

3.考慮CFO的個人偏好

由于 Bertrand 和 Schoar[11]指出相對于 CEO，CFO固定效應對于企業的資本結構影響更大，所以這里只考慮CFO個人偏好對于企業資本結構選擇的影響。表4是使用CFO樣本的實證結果。

表4 CFO固定效應對于資本結構的影響

從表4我們可以看到在模型4和模型5中，不管是否隔離企業固定效應，衡量管理者固定效應的p值都是遠小于0.01，說明管理者個人偏好確實對企業資本結構有影響。同樣，從模型3到模型4，在加入CFO 固定效應以后，R2增加 0.25，達到了 0.86，解釋了大部分資本結構的變化。綜合比較模型2、3、4、5，我們發現CFO固定效應單獨解釋25%的資本結構變化，略大于表3的結果，說明相比 CEO，CFO個人偏好對企業資本結構的影響更大，這一結論與文獻11一致。

五、個人特征對于管理者固定效應的解釋

從邏輯上來說，管理者個人特征只能部分反映管理者個人偏好，因此使用管理者固定效應優于使用管理者個人特征。但是很少有學者直接刻畫管理者個人偏好，并且從實證上檢驗管理者固定效應是否優于管理者個人特征。同時，管理者個人特征作為管理者個人偏好的代理變量，應該可以且只能解釋部分管理者固定效應。因此，我們在度量管理者固定效應的基礎上，進一步驗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。

本文分別搜集了管理者的年齡、性別、學歷、是否具有政府背景、以及獲得的職稱(證書)數目等可觀察到的個人特征，研究這些個人特征對于管理者固定效應的解釋能力，從實證上說明使用管理者個人偏好優于使用管理者的個人特征。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。本文考慮性別對于管理者個人偏好的影響，主要是因為Barber和 Odean[29]研究發現男性在資產組合的波動性、單個股票的波動性、β以及資產組合的大小等四個方面愿承擔的風險都比女性大。這說明男性比女性更偏好風險，因此相對于女性管理者，男性管理者應該偏好更高的資本結構。

After1970:表示年齡變量，借鑒 Gul等[23]對年齡的處理，本文將年齡按照1970年劃分為兩類，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]認為1970年以后出生的人成年的時候剛剛改革開放，接受的大學教育受西方影響較大。相對而言，西方教育對于經營、管理的思想更為全面和科學。因此，相對與70前，70后應該偏好更低的資本結構。另一方面，與西方的大蕭條經歷一樣，我國十年文革經歷對人生的成長也有著重要的影響。而70后出生于文革后期，少不更事，對文革印象不深刻。所以有無文革經歷也是本文劃分年齡啞變量的一個依據。而有著文革經歷的管理者，為了彌補失去的十年，他們偏好風險，敢于拼搏，最終成就了現在的事業。所以相比70后，70前應該偏好更高的資本結構。

Credentials:代表管理者的認知能力廣度。Subrahmanyam[30]通過模型表明管理者的認知能力和披露政策如何相互影響企業的股價、價值以及企業在證券市場上的流動性。他指出具有高認知能力的管理者往往傾向于誤導披露，從而導致外部投資者付出更高的成本來獲取信息。而這一結論在企業資本結構中的應用就是對于具有高認知能力管理者的企業來說，債權人由于需要付出更高的成本來獲取信息，從而導致債權人不愿借債給這樣的企業，因此，具有高認知能力管理者的企業具有較低的杠桿。認知能力衡量的是一個人吸收更多、更準確信息的能力，即吸收信息的廣度和深度。認知能力越高，這個人就會越理性，從而越保守。對于管理者認知能力廣度的衡量主要是使用管理者獲得的職稱或者說證書這一代理變量。對于CFO和CEO來說，他們一般都擁有一個或多個如會計師，注冊會計師，稅務師，審計師等證書，而證書越多，說明管理者的認知范圍越廣，吸收的信息就會越多。本文把具有兩個或兩個以上證書的管理者作為1，而具有一個或零個證書則為0。

Bachelor and Master:表示學歷變量，衡量管理者認知能力的深度。學歷分為三類:大專及以下，本科，研究生及以上。由于學歷分為三類，所以需要使用兩個虛擬變量Bachelor和Master表示，如果學歷為本科，則Bachelor為1，否則為0;如果學歷為研究生及以上，則Master為1，否則為0。一般來說，學歷越高，表明他在該領域掌握的知識越專業，吸收信息的準確度越高，人們做出的決策越理性，所以本文認為學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工作或者出任過人大代表或者政協委員等。利用其政府背景，管理者較易獲得負債融資和股權融資。而黃少安和張崗[31]發現中國企業更偏好股權融資，我們認為具有政府背景的管理者會優先選擇股權融資，所以相對于不具有政府背景的管理者，他們所在企業的杠桿率更低。

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

表5 管理者個人特征的描述性統計

(一)個人特征對于資本結構的解釋

首先，我們考慮管理者上述個人特征對于企業資本結構是否具有解釋力。這里使用的資本結構為第三部分所使用的剝離法后得到的資本結構殘差，主要目的是在控制了企業固定效應等因素對于資本結構的影響后，考慮管理者的個人特征對資本結構是否有影響?；貧w方程如下:

實證結果見表6 panel A。從panel A可以看到，性別對于資本結構有正向影響，且在10%的水平下顯著，這說明相對于女性管理者來說，男性管理者確實更偏好風險，選擇更高的資本結構，這一差值達到4.5%。相對于?？萍耙韵碌墓芾碚邅碚f，具有本科學歷以及研究生以上學歷的管理者都偏好更加保守的財務決策，這說明學歷越高，接受的教育越專業，吸收信息的準確度越高，管理者越偏好低的杠桿水平，而且研究生以上學歷的管理者在5%的水平下顯著。管理者擁有證書的數目對于企業資本結構具有顯著地負向影響。結合學歷的結果，說明具有高認知能力管理者的企業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:對于具有高認知能力的管理者的企業來說，債權人由于需要付出更高的成本來獲取信息，從而導致債權人不愿借債給這樣的企業。對于年齡來說，我們發現70后更加偏好保守的財務決策，但是這一結果并不顯著。同樣管理者是否具有政府背景對于企業選擇資本結構沒有顯著差異。上述結果表明管理者的一些特征確實對企業的資本結構有影響。

表6 管理者個人特征對于資本結構和管理者固定效應的影響

(二)個人特征對于管理者固定效應的解釋

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

實證結果見表6的panel B。從panel B可以看到，所有個人特征的系數符號與panel A相同，但是所有系數均在1%的水平下顯著，說明管理者個人特征與其個人偏好的形成密切相關。表6結果具有兩方面的意義。第一，我們搜集到的個人特征雖然只有部分影響企業資本結構，但是全部對管理者固定效應有影響。也就是說如果我們只考慮管理者某個特征，而不是管理者個人偏好對于資本結構的影響，最終的結果就會出現忽略重要變量偏差。而且上述回歸方程的R2只有33%，說明大部分的管理者個人偏好不能被上述特征所反映。同時，上述個人特征對企業資本結構的影響有正有負，意味著使用管理者的個人特征可能會相互抵消或者重疊彼此的影響。因此，在研究企業資本結構時，控制管理者固定效應比控制他(她)的個人特征更加準確。

第二，雖然我們證明了管理者個人偏好優于個人特征，但是計算管理者固定效應對樣本要求很高(同一管理者在兩個以上的公司擔任同樣的職務)。同樣，在研究資本結構時控制管理者個人偏好也會遇到樣本的問題。因此，對于不符合要求的公司來說，研究管理者個人特征與管理者個人偏好之間的關系可以為學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。同時利用現有個人特征對管理者固定效應的解釋，我們還可以估計遺漏變量偏差的大小，從而為在實際估計中調整遺漏變量偏差的影響提供參考。

六、結 論

本文通過度量管理者固定效應來刻畫管理者個人偏好，更加準確和全面地說明管理者個人偏好確實影響企業資本結構的選擇。在傳統的資本結構回歸模型中加入管理者固定效應后，我們發現管理者確實根據自身的偏好進行融資決策。同時，模型的決定系數R2由原先的0.63增加到 0.86，對資本結構的解釋能力大幅上升，說明管理者個人偏好是導致企業資本結構偏離傳統資本結構模型預測的重要因素。

在度量管理者固定效應的基礎上，我們通過搜集管理者的一些易觀察的個人特征來說明使用管理者個人偏好優于使用管理者個人特征。我們發現管理者的性別、年齡、學歷、是否具有政治背景以及擁有證書的數量等特征對其個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。因此，在研究企業資本結構時，控制管理者固定效應比控制他(她)的個人特征更加準確。本文的研究豐富了資本結構的研究，也為企業采用更加合理的方式來控制管理者自身偏好對于融資決策的影響提供依據。

由于本文的樣本 CFO加上樣本 CEO，只有51個，樣本企業也只有92個。未來的研究可以考慮如何擴大樣本規模重新進行研究和證明本文的研究結論是否可靠。本文只是搜集了易觀察到的管理者個人特征，是否還可以搜集其他的管理者個人特征來解釋管理者的固定效應呢?同樣也值得進一步的研究。

[1]Rajan R，Zingales L.What do we know about capital structure:Some evidence from international data?[J].The Journal of Finance，1995，50(5):1421-1460.

[2]Fama E，French K.Testing trade-off and pecking order predictions about dividends and debt[J].Review of Financial Studies，2002，15(1):1-33.

[3]Frank M，Goyal V.Testing the pecking order theory of capital structure[J].Journal of Financial Economics，2003，67(2):217-248.

[4]Hambrick D，Mason P.Upper echelons:the organization as a reflection of its managers[J].The Academy of Management Review，1984，9(2):193-206.

[5]Donaldson G.Corporate debt capacity:A study of corporate debt policy and the determination of corporate debt capacity[M].Boston:Harvard Graduate School of Business Administration，1961，89.

[6]Malmendier U，Tate G，Yan J.Overconfidence and early-life experiences:the impact of managerial traits on corporate financial policies[J].The Journal of Finance，2011，66(5):1687-1731.

[7]姜付秀，黃繼承.CEO財務經歷和資本結構決策[J].會計研究，2013(5):27-34.

[8]Nofsinger J R.Social mood and financial economics[J].Journal of Behavioral Finance，2005，6(3):144–160.

[9]余明桂，夏新平，鄒振松.管理者過度自信與企業激進負債行為[J].管理世界，2006(8):104-112.

[10]Cronqvist H，Makhija A K，Yonker S E.Behavioral consistency in corporate finance:CEO personal and corporate leverage[J].Journal of Financial Economics，2012，103(1):20-40.

[11]Bertrand M，Schoar A.Managing with style:The effect of managers on firm policies[J].The Quarterly Journal of Economics，2003，118(4):1169-1208.

[12]Dyreng S D，Hanlon M，Maydew E L.The effects of executives on corporate tax avoidance[J].The Accounting Review，2010，85(4):1163-1189.

[13]Bamber L S，Jiang J，Wang I Y.What's my style?The influence of top managers on voluntary corporate financial disclosure[J].The Accounting Review，2010，85(4):1131-1162.

[14]Ge W，Matsumoto D，Zhang J L.Do CFOs have style?An empirical investigation of the effect of individual CFOs on accounting practices[J].Contemporary Accounting Research，2011，28(4):1141-1179.

[15]Malmendier U，Tate G.CEO overconfidence and corporate investment[J].Journal of Finance，2005，60(6):2661-2700.

[16]Malmendier U，Tate G.Who makes acquisitions?CEO overconfidence and the market's reaction[J].Journal of Financial Economics，2008，89(1):20-43.

[17]Khwaja A，Mian A.Do lenders favor politically connected firms?Rent provision in an emerging financial market[J].The Quarterly Journal of Economics，2005，120(4):1371-1411.

[18]胡旭陽.民營企業家的政治身份與民營企業的融資便利——以浙江省民營百強企業為例[J].管理世界，2006(5):107-113.

[19]Murphy K J，Zimmerman J L.Financial performance surrounding CEO turnover[J].Journal of Accounting and Economics，1993，16(1-3):273-316.

[20]Denis D J，Denis D K.Performance changes following top management dismissals[J].The Journal of Finance，1995，50(4):1029-1057.

[21]Geiger M，North D.Does hiring a new CFO change things?An investigation of changes in discretionary accruals[J].The Accounting Review，2006，81(4):781-809.

[22]Warner J B，Watts R L，Wruck K H.Stock prices and top management changes[J].Journal of Financial Economics，1988，20(1-2):461-492.

[23]Gul F A，Wu D H，Yang Z F.Do individual auditors affect audit quality?Evidence from archival data[J].The Accounting Review，2013，88(6):1993-2023.

[24]Jensen M，Meckling W.Theory of the firm:managerial behavior，agency costs and ownership structure[J].Journal of Financial Economics，1976，3(4):305-360.

[25]Graham J，Harvey C.The theory and practice of corporate finance:evidence from the field[J].Journal of Financial Economics，2001，60(2-3):187-243.

[26]Graham J，Harvey C，Puri M.Managerial attitudes and corporate actions[J].Journal of Financial Economics，2013，109(1):103-121.

[27]Collins D，Maydew E，Weiss I.Changes in the valuerelevance of earnings and book values over the past forty years[J].Journal of Accounting and Economics，1997，24(1):39-67.

[28]Lemmon M，Roberts M，Zender J.Back to the beginning:persistence and the cross-section of corporate capital structures[J].The Journal of Finance，2008，63(4):1575-1608.

[29]Barber B M，Odean T.Boys will be boys:gender，overconfidence，and common stock investment[J].The Quarterly Journal of Economics，2001，116(1):261-292.

[30]Subrahmanyam A.A cognitive theory of corporate disclosures[J].Financial Management，2005，34(2):5–33.

[31]黃少安，張崗.中國上市公司股權融資偏好分析[J].經濟研究，2001，11(4):12-20.

[32]Myers S，Majluf N.Corporate financing and investment decisions when firms have information that investors do not have[J].Journal of Financial Economics，1984，13(2):187-221.

[33]陸正飛，辛宇.上市公司資本結構主要影響因素之實證研究[J].會計研究，1998(8):34-37.

[34]呂長江，韓慧博.上市公司資本結構特點的實證分析[J].南開管理評論，2001，4(5):26-29.