3.4　進一步研究：公司治理的影響

根據(jù)已有文獻，公司治理會影響經(jīng)理人的行為。例如，當公司的股權(quán)高度集中時，由于大股東的監(jiān)督作用和約束能力很強，經(jīng)理人的自由裁量權(quán)可能會受到很大的限制，即使CEO的背景特征具有差異性，公司治理也能夠約束CEO的個人偏好對公司決策的影響（Cronqvist et al.，2012），使得CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷對資本結(jié)構(gòu)決策的影響受到制約。基于此，我們進一步研究公司治理對有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO在資本結(jié)構(gòu)決策上發(fā)揮專業(yè)性的影響。

我們以第一大股東持股比例的高低衡量公司治理情況，理由是當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例超過34%時，大股東居于相對控股地位，對公司擁有實際上的控制權(quán)，這時，經(jīng)理人的行為受到很強的監(jiān)督和約束，自身專長的發(fā)揮可能會受到更多的限制。我們設(shè)計了大股東持股啞變量D1和D0，當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例小于34%時，D1=1且D0=0；否則D1=0且D0=1。[9]借鑒Byoun（2008）等的實證研究方法，我們以交互項的形式同時將D1和D0加入模型（3-3）、模型（3-4）和模型（3-5），以此檢驗在大股東持股比例高和低的情境下，有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO對資本結(jié)構(gòu)決策及其效果的影響，回歸結(jié)果如表3-6所示。

表3-6　CEO的財務(wù)任職經(jīng)歷與資本結(jié)構(gòu)決策：公司治理的影響

注：第（3）列中被解釋變量為根據(jù)固定效應(yīng)模型估計所得目標資本結(jié)構(gòu)計算得到的偏離值，利用其余兩種方法得到的結(jié)果與之一致，限于篇幅，相關(guān)回歸結(jié)果未報告。括號內(nèi)為P值；*、**、***分別表示在10%、5%和1%的統(tǒng)計水平上顯著。

從表3-6可以看出，D1×F&A×After（第1列）、D1×Lev×F&A×After（第2列）和D1×F&A×After（第3列）的回歸系數(shù)分別顯著為正、負、負，而D0×F&A×After（第1列）、D0×Lev×F&A×After（第2列）和D0×F&A×After（第3列）的回歸系數(shù)并不顯著，這說明只有當大股東持股比例較小時，有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO才會對公司負債水平、資本結(jié)構(gòu)調(diào)整速度和資本結(jié)構(gòu)偏離目標程度產(chǎn)生顯著影響。由此可見，有財務(wù)任職經(jīng)歷的CEO在資本結(jié)構(gòu)決策方面的專業(yè)性得到較好的發(fā)揮需要一定的前提條件——對經(jīng)理人約束程度較弱的公司治理環(huán)境。

作為穩(wěn)健性檢驗，我們以大股東絕對控股所需的持股比例重新定義大股東持股啞變量：當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例小于50%時，D1=1且D0=0；否則，D1=0且D0=1。重新進行以上回歸分析，結(jié)論保持不變。