管理層防御會導致公司采取零杠桿策略嗎？

(華中科技大學經濟學院，湖北 武漢 430074)

引言

當存在市場摩擦時，靜態權衡理論倡導公司使用債務融資，因為債務融資具有節稅效應[13]。然而現實世界中許多企業的債務融資行為極度保守，即公司資本結構中的有息債務為零。Strebulaev and Yang(2013)[16]首次將其稱為“零杠桿之謎”(zero-leverage puzzle)，其開拓性的研究很快引發了其他學者對發達國家零杠桿現象的關注，如D'Mello and Gruskin(2014)[9]、Bessler et al.(2013)[5]。

中國資本市場也存在零杠桿現象，如唐齊鳴和黃昆(2016)[27]指出，自中國證券市場建立之后的20年內，上市公司中的零杠桿公司占比呈現逐年增長的趨勢。許多學者嘗試分析我國上市公司采取零杠桿策略的原因，如陳家玲和孔燦(2014)[19]研究發現融資約束是導致上市公司采取零杠桿策略的重要原因，黃珍等(2016)[22]則認為除了融資約束以外，缺乏外部融資需求、追求財務靈活性及面臨高投資機會三者同樣是公司采取零杠桿策略的動機。

上述國內文獻在研究公司采取零杠桿策略的原因時都隱含著一個前提假定：管理層作為股東利益的代表，始終以公司價值最大化為目標而做出資本結構決策。例如，融資約束假說認為，在外部融資成本高昂時，企業(管理層)出于成本與收益的權衡而放棄債務融資，財務靈活性假說認為，企業(管理層)為了緩解未來的投資不足或者為了避免在未來陷入財務困境而保留當前的舉債能力，這些假說的本質都是管理層以公司價值最大化為目標而減少債務融資。然而在實踐中，管理層所做的資本結構決策可能并非以公司價值最大化為目標，而是以個人利益最大化為目標。

在融資方式的選擇上，管理層與股東存在目標沖突。股東通常希望充分舉債融資以提高企業經營效率，但舉債融資會增大公司陷入財務困境的可能性，進而增大管理層被解雇的可能性，管理層為了減少財務困境下需要承擔的高昂工作轉換成本，將盡可能規避債務融資[10]。Morck et al.(1988)[14]將這種固守職位的動機稱為管理層防御(managerial entrenchment)動機(簡稱管理層防御或防御動機)。De Jong and Veld(2001)[7]針對管理層面臨較弱監管的荷蘭上市公司進行研究發現，具有防御動機的管理層通常不以發行債務的方式來增資。

在我國當前公司治理體系不健全，管理層和股東之間的代理問題較為嚴重的大環境中，資本結構決策更有可能是管理層私利動機的體現[26]，這意味著管理層防御很可能是公司采取零杠桿策略的潛在原因，但是國內尚無學者檢驗這一因果關系。我們認為，這一空白產生的原因，一方面在于研究視角的局限，另一方面在于技術上的困難。技術上的困難體現在兩點：其一，可能出于某種原因，零杠桿策略對一些公司而言是最優的資本結構，而這些公司主動選擇了厭惡債務融資的管理層[16]，這一內生性問題在回歸分析中難以克服；其二，管理層防御屬于管理層的內心深層次的想法，從外部難以直接觀測到，甚至有可能管理層自為而不自知[32]，因此如何直接予以度量一直是實證研究的難點。為了彌補國內文獻的空白，本文通過對照組研究法克服內生性問題，并通過多種方式度量管理層防御動機，以全面且系統地檢驗管理層防御假說。

本文的貢獻體現在：其一，首次基于管理層防御視角檢驗我國上市公司采取零杠桿策略的動機，并采用多種方法度量管理層防御，以全面且系統地檢驗管理層防御假說，這拓展并豐富了管理層防御領域的文獻；其二，首次將產權性質引入零杠桿現象的分析框架，研究發現國有企業(此后簡稱國企)的零杠桿策略受到管理層防御的影響，非國有企業(此后簡稱非國企)的零杠桿策略不受管理層防御的影響，這拓展并豐富了產權性質對資本結構影響的相關研究。

文獻回顧與研究假設

一、文獻回顧

針對發達國家上市公司的研究表明，多方面因素共同造成了零杠桿現象。首先，融資約束是公司采取零杠桿策略的重要原因之一，如Devos et al.(2012)[8]、Bessler et al.(2013)[5]、Strebulaev and Yang(2013)[16]、Byoun and Xu(2013)[6]針對公司的財務特征、信用評級、支付股利狀況、貸款契約等方面的研究均支持融資約束假說。其中，Bessler et al.(2013)[5]、Strebulaev and Yang(2013)[16]認為財務靈活性假說是重要補充，他們發現有一小部分零杠桿公司并非面臨著融資約束，而是刻意保留了舉債能力，但Devos et al.(2012)[8]、Byoun and Xu(2013)[6]否定了財務靈活性假說。其次，管理層防御也是公司采取零杠桿策略的潛在原因，但現有文獻的研究結論并不一致，如Strebulaev and Yang(2013)[16]實證檢驗了管理層偏好和公司治理特征對零杠桿策略的影響，其結論支持管理層防御假說，但Devos et al.(2012)[8]、Byoun and Xu(2013)[6]對此予以否定。最后，上述文獻都是考察微觀層面因素，而宏觀層面因素同樣是零杠桿現象廣泛存在于發達國家的重要原因，如Bessler et al.(2013)[5]研究發現GDP增長率等宏觀變量對零杠桿策略有顯著影響，Strebulaev and Yang(2013)[16]、Bessler et al.(2013)[5]均發現零杠桿公司存在行業聚集效應，Bessler et al.(2013)[5]還發現國家的制度環境對零杠桿策略有顯著影響。

近年來也有國內學者開始重視零杠桿現象，如唐齊鳴和黃昆(2016)[27]檢驗了零杠桿公司的財務特征，陳藝萍等(2016)[20]將零杠桿公司的業績與有杠桿公司進行比較分析，陳家玲和孔燦(2014)[19]、黃珍等(2016)[22]檢驗了融資約束對零杠桿策略的影響，此外，黃珍等(2016)[22]還檢驗了外部融資需求、財務靈活性及投資機會對零杠桿策略的影響。

綜合來看，一方面國外文獻的研究視角非常豐富，但結論(尤其是針對微觀層面因素的研究結論)存在諸多差異，另一方面國內文獻對中國這樣新興市場國家的零杠桿現象的研究并不充分，尤其是缺乏從代理問題的視角來檢驗我國公司采取零杠桿策略的動機。為補充現有文獻，本文不但聚焦于代理問題中的管理層防御問題以檢驗公司采取零杠桿策略的動機，還結合我國資本市場實踐考察了管理層防御與零杠桿策略之間關系的邊界問題?？梢?，本文的分析過程具備理論和現實的一致性，不但有助于完善相關理論，還具有現實指導意義。

二、研究假設

1.管理層防御與零杠桿策略

Morck et al.(1988)[14]提出的管理層防御行為是指：在公司內、外部控制機制下，管理層為了固守職位(以便在更大的范圍內追求私利)而采取的一系列行為。這一概念有兩個關鍵點：防御動機和防御行為1。其一，防御動機是指固守職位的動機，其本質是個人利益最大化的動機。一般而言，防御動機的強弱取決于管理層是否受到有效的監管[32][8]，監管越弱則防御動機越強。其二，防御行為不是單純的一種行為，而是一系列有利于管理層固守職位的行為，其表現形式可以是規避債務融資、操縱股利政策或進行過度投資等[32]。防御動機是因，防御行為是果，但是防御動機究竟會導致哪一種防御行為則需要結合具體情境進行分析。

事實上，在防御動機影響防御行為的過程中，防御機會也起著重要作用。具體而言：為了固守職位，管理層有動機實施相應的防御行為，但這一防御行為最終能否實現還將受到機會的影響，即機會越大，防御行為最終實現的可能性越大；不僅如此，防御動機與防御機會之間還可能存在著高度的相關性(正相關)，例如，在公司治理機制非常完善的情況下，一方面管理層的防御機會很小，因為完善的公司治理機制在事前封鎖了管理層違規操作以獲取私利的空間，另一方面管理層的防御動機也很弱，因為管理層清楚地知道一旦自己違規操作以獲取私利，那么他就將在事后遭受嚴重的懲罰?？梢姡粢獓乐數乜疾旃芾韺臃烙鶈栴}，則需要將防御動機和防御機會兩者同時納入分析框架。

然而，當落實到實證分析時，如果明確區分防御動機和防御機會，那么我們就無法同時度量這兩個變量(防御動機的度量本身就是一個難題)，這時，因遺漏變量而引發的內生性問題將導致實證研究無法開展。即使我們能夠同時度量防御動機和防御機會，鑒于防御動機和防御機會可能是高度正相關的，我們也無法得到防御動機(或防御機會)的回歸系數。因此，考慮到實證研究的可行性，我們忽略防御機會(或者將其與防御動機等同起來)，而僅考察防御動機對防御行為的影響，事實上，現有的國內外研究管理層防御問題的實證文獻大都沒有考慮防御機會這一變量。此外，限于本文的研究主題，我們僅考慮規避債務融資這一種防御行為，進而專注于探討防御動機是否會導致公司采取零杠桿策略。

當公司資本結構中的債務增多時，公司陷入財務困境的可能性增大，管理層被解雇的可能性也隨之增大性。為了減少財務困境下需要承擔的高昂工作轉換成本[10]，具有防御動機的管理層將規避債務融資，且防御動機越強則公司債務融資越少。針對美國上市公司的實證研究表明，較強的防御動機將導致較低的債務水平[4]，甚至可能導致公司采取零杠桿策略[16]。

與西方發達國家相比，我國上市公司面臨的內、外部治理機制較差，這意味著我國上市公司的管理層普遍具有較強的防御動機。如王志強等(2011)[28]的實證研究表明，我國上市公司的管理層普遍具有防御動機。進一步地，我國上市公司管理層的選拔一定程度上依賴于人際關系和政治背景[33]，這種非市場化的選拔機制極大地增加了新工作的搜尋成本。為了減少財務困境下需要承擔的高昂工作轉換成本[10]，具有防御動機的管理層更有可能規避債務融資，且防御動機越強則債務融資越少。因此，當管理層防御動機的強度很高時，公司可能會采取零杠桿策略。由此提出假設1：

H1：其他條件相同時，管理層防御動機越強的公司，越有可能采取零杠桿策略。

2.產權性質、管理層防御與零杠桿策略

在我國特殊的制度背景下，國企管理層與非國企管理層在防御動機和防御行為上均存在差異。在防御動機上，國企管理層的防御動機可能比非國企更強。一方面，國有資產管理部門雖然有權管理國有資產，但并不享有投資的收益，因而缺乏監督管理層的動力；另一方面，國企的董事會成員由國有資產管理部門委派，并不代表股東利益，使得國企的內部監督治理機制失效[29]。綜合來看，國企的管理層面臨較弱的監管，因而具有較強的防御動機。

然而在防御行為上，國企的管理層不太可能通過規避債務融資的方式來實現其防御動機。原因有兩點：其一，國企由于與商業銀行存在裙帶關系，往往面臨預算軟約束，因此增加債務融資不太可能導致國企陷入財務困境，進而不太可能導致管理層被解雇；其二，股權融資會分散國有資產管理部門對國企的控制權，為了維持對國有產權的絕對控制，國企反而青睞債務融資。綜合這兩個因素來看，即使國企管理層具有很強的防御動機，也不太可能規避債務融資。值得注意的是，防御行為不但包含規避債務融資，還包含操縱股利政策和進行過度投資等，因此國企管理層的防御動機有可能表現為操縱股利政策或進行過度投資等其他防御行為。

與國企不同，非國企的融資行為遵循市場規律。債務融資將增加非國企陷入財務困境的可能性，進而增大管理層被解雇的可能性，因此具有防御動機的非國企管理層將規避債務融資，且防御動機越強則債務水平越低。綜合來看，相對于國企，當管理層防御動機的強度很高時，非國企更有可能采取零杠桿策略。由此提出假設2：

H2：相對于國企，管理層防御動機更有可能導致非國企采取零杠桿策略。

研究設計

一、樣本初選與數據來源

本文以滬、深證券市場2006～2014年A股上市公司為初選樣本，進行如下篩選：(1)剔除金融類公司；(2)剔除ST、PT公司；(3)剔除資本結構(有息債務/總資產)小于0、大于1或該項數據缺失的觀測值；(4)剔除其他相關數據缺失的觀測值；(5)剔除連續觀測值數量小于2的公司，因為模型估計需要使用滯后一期數據。最后得到的原始樣本中包含1019個零杠桿觀測值。另外，對于個別零杠桿公司所缺失的相關數據，采用插值法處理。為了減輕異常值的影響，對所有連續變量在(1%，99%)區間上進行winsorize處理。

所有財務數據主要來自WIND數據庫，公司治理數據及兩權分離度數據主要來自CSMAR數據庫2，為了保證數據的完整性和準確性，同時從WIND數據庫與CSMAR數據庫提取相關數據并進行相互對照和補充。對于公司管理層的履歷、背景特征數據，主要從WIND深度資料數據庫中進行手工搜集，并通過上市公司主頁、“問財財經百科”網、百度搜索引擎進行補充。

二、實證設計與變量定義

1.樣本匹配與檢驗模型

微觀金融問題的研究常常用到對照組研究法，如Strebulaev and Yang(2013)[16]，此方法不僅能夠克服樣本容量有限所導致的估計系數被較大子樣本操縱的問題[23]，還能夠緩解內生性問題。

借鑒Strebulaev and Yang(2013)[16]的手工匹配方法，本文選擇如下5個條件來為零杠桿公司匹配對照組公司：年份、行業、規模、上一年業績、產權性質。其中，Barber and Lyon(1996)[2]認為在匹配對照組公司時，以事件前業績(pre-event performance)為匹配原則可以避免會計數據的均值回歸(mean reversion)問題，并且能夠得到優良的檢驗統計量。此外，本文增加了產權性質這一匹配條件，這是因為產權性質對我國上市公司資本結構決策有顯著影響[33]。

具體而言，本文為每個零杠桿觀測值從原始樣本中匹配出一組對照組觀測值，對照組觀測值是指與該零杠桿公司位于相同年份、行業，具有相同產權性質，具有相似規模(零杠桿公司總資產對數值的0.7～1.3倍之內)，擁有相似的上一年業績(零杠桿公司去年總資產收益率的0.9～1.1倍之內)的一組公司。當依據上述原則無法匹配出任何對照組觀測值時，則放松匹配條件，即去除行業這一匹配條件，或者同時去除行業、上一年業績這兩個匹配條件，或者將“相似規?！钡亩x擴展到“零杠桿公司總資產對數值的0.5～1.5倍之內”。最終，平均為每個零杠桿觀測值匹配到2.2個對照組觀測值，這少于Strebulaev and Yang(2013)[16]的3.4個，主要原因在于我們控制了更多的匹配條件。本文的原始樣本中共有1019個零杠桿觀測值，經過上述匹配得到2274個對照組觀測值，其中256個零杠桿國企觀測值對應著753個對照組觀測值，763個零杠桿非國企觀測值對應著1521個對照組觀測值。

對于零杠桿公司與對照組公司組成的樣本(簡稱“全樣本”)，主要采用如下Logit模型進行分析：

其中，P代表公司采取零杠桿策略的概率。ZL是虛擬變量，當觀測值是零杠桿公司(資本結構為零)時取值為1，否則取值為0。解釋變量X包含管理層防御的代理變量和控制變量等。采用與Strebulaev and Yang(2013)[16]一致的混合Logit回歸方法，并將所有的解釋變量滯后一期以進一步緩解內生性問題。此外，對標準誤進行異方差調整并在公司層面上進行聚類(cluster)調整。

2.變量定義

被解釋變量(ZL)方面，采用有息債務比總資產來度量資本結構，因此零杠桿公司是指有息債務為零的公司。值得注意的是，本文并不采用“總負債”來度量債務水平，一是因為總負債不能反映公司未來的違約風險[15]，二是因為總負債所包含的不帶息債務無法帶來稅盾價值。本文定義的“有息債務”所包含的會計科目更廣3，因而很可能低估了A股市場中的零杠桿公司數量。

管理層防御的代理變量方面，管理層防御動機屬于管理層的內心深層次的想法，從外部難以直接觀測到，甚至有可能管理層自為而不自知[32]，因此如何直接度量管理層防御動機一直是實證研究的難點。但通常認為，較弱的監管(如較弱的內部監督治理質量或較弱的外部接管威脅)有利于管理層實施防御行為，進而強化其防御動機[32][8]。鑒于我國企業面臨的外部接管市場尚不規范，本文根據內部監督治理質量來間接地度量管理層防御動機(內部監督治理越強，則管理層防御動機越弱)。參考曹春方等(2015)[18]的研究，內部監督治理變量主要選取：股權集中度(Top10)、兩職兼任(Dual)、獨立董事比例(Indep)、董事會會議次數(Meeting)。此外，從穩健性的角度考慮，后文還對零杠桿公司面臨的產品市場競爭、CEO更替-業績敏感性進行檢驗，以進一步驗證管理層防御假說。

對于股權集中度與內部監督治理質量之間的關系有必要重點闡述。我國上市公司存在兩類代理問題，即股東和管理層之間的代理問題，以及控股股東和中小股東之間的代理問題，較高的股權集中度能夠緩解第一類代理問題，卻會強化第二類代理問題。肖作平(2005)[30]認為，對于我國上市公司而言，第二類代理問題可能占據主導地位，而董艷和李鳳(2011)[21]則認為，代理問題在股權集中度較低的公司中主要表現為第一類，在股權集中度較高的公司中主要表現為第二類。本文的描述性統計表明，樣本公司的股權集中度較高，這意味著第二類代理問題占據主導地位。綜合來看，對本文的全樣本而言，股權集中度越高，則內部監督治理質量越弱。其他變量與內部監督治理質量的關系與曹春方等(2015)[18]一致，即董事長與總經理兩職兼任、獨立董事比例越低或董事會會議次數越少均意味著內部監督治理質量越弱。

表1 變量定義

控制變量包括：公司規模(Size)、年齡(Age)、資產有形性(Tangible)、成長機會(MB)、盈利性(Profit)、現金流(CFlow)、資本支出(CAPEX)、所得稅稅率(Tax_rate)、產權性質(SOE)、行業(Industry)和年份(Year)。變量定義見表1。

在控制變量中，還增加了兩權分離程度(Sep)，即終極控股股東控制權比現金流權，該比值越大則意味著控股股東利益侵占動機越強[25]。在雙重代理問題下，控股股東將基于利益侵占動機選擇有利于自身利益的資本結構決策，此外，控股股東往往通過派出自己的直接代表或者自己本人來出任管理層以掌握公司資源的支配權，因此管理層可能為了迎合控股股東的利益侵占動機而采取非公司價值大化的資本結構決策。可見，在回歸分析中控制控股股東利益侵占動機能夠避免因遺漏這一變量而導致的內生性問題。

表2 主要變量的描述性統計

三、描述性統計與相關性分析

表2列出了全樣本中主要變量的描述性統計結果。內部監督治理變量中，股權集中度均值為0.597，說明公司的股權集中度較高；董事長與總經理兩職兼任的公司占全樣本的0.305；獨立董事比例均值為0.370，與證監會規定的獨董占比至少達到1/3的要求一致，但標準差僅為0.052，表明公司之間的差別很小；董事會會議次數的標準差達到3.350，說明各個公司的董事會會議次數差別很大。兩權分離度均值為1.382，意味著平均而言控股股東的利益侵占動機并不強烈。

此外，Pearson相關性分析顯示，主要變量之間相關系數的絕對值絕大多數都小于0.3，最大值僅為0.576，這意味著變量間不存在嚴重的多重共線性問題，受篇幅所限并未給出相關系數統計結果。

實證結果與分析

本節分為“主體檢驗”、“穩健性檢驗”和“其他穩健性檢驗”三個部分。其中，“主體檢驗”部分采用Logit模型(1)來驗證假設1和假設2，“穩健性檢驗部分”根據產品市場競爭、CEO更替-業績敏感性來進一步驗證假設1和假設2，“其他穩健性檢驗部分”則通過樣本替換、變量替換等方式再次驗證結論的穩健性。

一、主體檢驗

在模型(1)中添加內部監督治理變量、兩權分離度變量以及控制變量，以驗證假設1，回歸結果列于表3?？梢钥吹?，兩權分離程度(Sep)的回歸系數顯著為負，表明終極控股股東利益侵占動機越強，則公司采取零杠桿策略的可能性越小。在本部分最關心的管理層防御的代理變量方面，股權集中度(Top10)的回歸系數始終在1%的水平上顯著為正，董事會會議次數(Meeting)的回歸系數始終在1%的水平上顯著為負，均表明較弱的內部監督治理質量增大了公司采取零杠桿策略的可能性?？赏浦^強的管理層防御動機增大了公司采取零杠桿策略的可能性，支持假設1。盡管兩職兼任(Dual)及獨立董事比例(Indep)的回歸系數均不顯著，但回歸系數的方向與預期一致，仍然支持假設1。

控制變量方面，規模(Size)、年齡(Age)及資產有形性(Tangible)的回歸系數始終顯著為負，由于這三個變量都是融資約束的代理變量[1][3][11]，這意味著融資約束程度越重的公司越有可能采取零杠桿策略，與陳家玲和孔燦(2014)[19]、黃珍等(2016)[22]的研究結論一致。此外，成長機會(MB)、盈利性(Profit)、現金流(CFlow)、資本支出(CAPEX)、所得稅稅率(Tax_rate)的回歸系數的顯著性及方向基本與Bessler et al.(2013)[5]、Strebulaev and Yang(2013)[16]的研究結論一致，表明模型設定是合理的。出于縮減篇幅的考慮，表3省略了一些控制變量。

接下來將全樣本區分為國企和非國企兩個子樣本以檢驗假設2，回歸結果列于表4。Panel A顯示在國企子樣本中，四個內部監督治理變量中僅有董事會會議次數(Meeting)的回歸系數依然顯著為負，但顯著性較全樣本有所降低，而其他三個變量的回歸系數均不再顯著，甚至符號與預期相反，表明管理層防御動機對國企零杠桿策略的解釋力極弱。Panel B顯示在非國企子樣本中，四個內部監督治理變量回歸系數的符號均與預期一致，且有三個變量的回歸系數至少在5%的水平上顯著，意味著管理層防御動機對非國企零杠桿策略的解釋力很強。可見，管理層防御動機對零杠桿策略的影響僅存在于非國企，驗證了假設2。

Panel A和Panel B的其他變量方面，兩權分離程度和控制變量回歸系數的顯著性和方向基本與預期一致，表明模型設定是合理的。另外，表4中Panel A和Panel B的觀測值數量之和少于表3，是因為產權性質(SOE)變量有少許數據缺失。

表3 管理層防御與零杠桿策略

總體而言，從表3的全樣本回歸結果來看，較強的管理層防御動機增大了公司采取零杠桿策略的可能性，驗證了假設1；從表4的兩個子樣本回歸結果來看，管理層防御動機對零杠桿策略的影響僅存在于非國企，驗證了假設2。

二、穩健性檢驗

上一小節以內部監督治理質量間接地度量管理層防御動機，從而驗證了假設1和假設2。然而，這種單一的度量方式尚不足以提供充足的證據。為了全面且系統地檢驗管理層防御假說，本小節分別根據產品市場競爭、CEO更替-業績敏感性度量管理層防御動機，以進一步驗證假設1和假設2。

表4 國企與非國企的零杠桿策略影響因素

1.產品市場競爭

針對發達國家資本市場的研究發現，外部環境中的法人控制權競爭(兼并和收購)能夠監督管理層[12]，從而弱化其防御動機。然而，我國控制權市場尚不規范，且針對控制權市場有效性的實證研究非常匱乏，因此外部接管威脅的治理效應對我國的借鑒意義有限。鑒于此，我們退而求其次，以外部環境中的產品市場競爭程度來度量管理層防御動機。其邏輯在于，產品市場競爭越激烈，企業的競爭優勢越小，管理層被撤職的可能性更高，從而防御動機越強。具體而言，借鑒李曜和叢菲菲(2015)[24]的研究，用銷售費用與主營業務收入之比來度量產品市場競爭(Compete)，并將其添加到模型(1)以檢驗其對零杠桿策略的影響，回歸結果列于表5。

針對全樣本的回歸結果顯示，Compete的回歸系數在5%的水平上顯著為正，表明產品市場競爭越激烈，管理層防御動機越強，公司采取零杠桿策略的可能性越大，驗證了假設1。區分產權性質的回歸結果顯示，Compete對零杠桿策略的正向影響僅存在于非國企，驗證了假設2。

2.CEO更替-業績敏感性

上文分別根據內部監督治理質量和產品市場競爭來度量防御動機，均是從事前的角度來度量防御動機，其邏輯在于，良好的公司治理機制和趨弱的產品市場競爭都將弱化管理層的防御動機。此處我們轉換視角，從事后的角度來度量防御動機。具體而言：防御動機較強的管理層會想盡辦法固守職位，以降低因經營不善而被解雇的可能性；反推可知，管理層“因經營不善而被解雇的可能性”越小，則反映出其防御動機越強。據此我們以“CEO更替-業績敏感性”(更替指被解雇)來衡量“因經營不善而被解雇的可能性”，進而度量防御動機：CEO更替-業績敏感性越小則意味管理層防御動機越強。在Weisbach(1988)[17]的方法的基礎上，建立模型(2)以比較零杠桿公司與對照組公司的CEO更替-業績敏感性是否存在差異，進而驗證管理層防御假說。

表5 產品市場競爭與零杠桿策略

其中，Turnover是虛擬變量，反映CEO是否被解雇，是則取值為1，否則為0?！氨唤夤汀钡淖R別方法與游家興等(2010)[31]一致，即排除正常退休、兩職互換以及因健康問題離職的情況。值得注意的是，如果一年中有多個CEO被解雇，本文只考慮該年份中首個被解雇CEO的數據，因為離職高管所能控制的只是他本人離職之前的業績，不太可能控制其前任高管的業績。Perf代表公司業績，即息稅前利潤比總資產；ZL代表公司是否采取了零杠桿策略，是則為1，否則為0。交互項(Perf*ZL)用于識別零杠桿公司的CEO更替-業績敏感性是否與對照組公司存在差別。

表6 零杠桿策略與CEO更替-業績敏感性

借鑒游家興等(2010)[31]的研究，我們還控制了以下變量：(1)CEO背景特征，包括性別(Gender)、年齡(CAge)、任期(Tenure)、是否在外兼職(More)；(2)內部監督治理變量，包括股權集中度(Top10)、董事會規模(Board)、獨立董事比例(Indep)、董事長與總經理兩職兼任狀況(Dual)以及董事會會議次數(Meeting)；(3)公司財務特征，包括公司規模(Size)等；(4)行業(Industry)及時間(Year)。由于離任高管所能控制的只是離任之前的公司業績，所以將公司業績(Perf)及其他解釋變量均滯后一期，以避免雙向因果關系導致的內生性問題。

表6的回歸結果顯示，不論是全樣本還是區分了產權性質的兩個子樣本，業績(Perf)的回歸系數均顯著為負，表明公司CEO經營業績越差，其被迫離職的可能性越大，與現有文獻針對管理層更替-業績敏感性的研究一致[17]。

我們最關心的是交互項(Perf*ZL)的系數。在全樣本中，交互項的回歸系數始終在5%的水平上顯著為正，表明零杠桿公司的CEO更替-業績敏感性更低，驗證了假設1；在國企子樣本中，交互項的回歸系數為負且不顯著，表明零杠桿國企的管理層防御強度與對照組公司無差異；而在非國企子樣本中，交互項的回歸系數始終在1%的水平上顯著為正，意味著零杠桿非國企的管理層防御強度比對照組公司更高。這表明管理層防御并不是國企采取零杠桿策略的影響因素，卻是非國企采取零杠桿策略的影響因素，從而進一步驗證了假設2。

三、其他穩健性檢驗

我們還進行了如下穩健性測試(受限于篇幅，相關結果并未列出)：

其一，對被解釋變量進行替換：上文使用“有息債務/總資產”來度量資本結構，此處我們分別采用“(短期借款+長期借款+應付債券)/總資產”以及“(短期借款+交易性金融負債+一年內到期的長期負債+長期負債)/總資產”來度量資本結構，所得實證結果與上文基本一致。

其二，對解釋變量進行替換：分別以第一大股東持股比例、前五大股東持股比例、前五大股東持股比例的平方和以及前十大股東持股比例的平方和來衡量股權集中度，所得結果基本不變；用終極控制人的控制權與現金流權之差來度量兩權分離程度，回歸結果未發生顯著變化；將上述檢驗中的CEO替換為董事長，所得結果沒有明顯差異。

其三，對匹配方法進行替換：上文借鑒了Strebulaev and Yang(2013)[16]的手工匹配方法為零杠桿公司尋找對照組公司，并沒有采用目前較為流行的傾向得分匹配(PSM)方法，是因為手工匹配方法與PSM方法的適用場合不同。簡而言之，如果“是否采取零杠桿策略”是回歸方程的自變量，那么我們可以采用PSM方法為零杠桿公司匹配對照組公司，使得零杠桿策略更像是隨機分配的，從而緩解“選擇性偏誤”(selection bias)。然而，本文研究的問題是“哪些因素導致公司采取零杠桿策略”，也就是說“是否零杠桿策略”是回歸方程的因變量，此時PSM方法并不適用。由于本文樣本中的零杠桿公司觀測值數量較少，直接將零杠桿公司與有杠桿公司放在一起進行回歸分析，將導致估計系數被較大子樣本(有杠桿公司)操縱[23]，因此本文采用手工匹配的方式來縮小有杠桿公司的樣本范圍，這同時還在一定程度上控制了內生性問題。盡管如此，為了保證結論的穩健性，我們仍然根據PSM方法選擇對照組公司以重復上文的實證檢驗，所得結果基本不變。

研究結論

本文采用A 股上市公司 2006～2014年的樣本，結合中國特有的制度背景，基于管理層防御視角檢驗我國上市公司采取零杠桿策略的動機。研究結果表明：

(1)良好的內部監督治理質量能夠降低公司采取零杠桿策略的可能性；激烈的產品市場競爭能夠降低公司采取零杠桿策略的可能性；與對照組公司相比，零杠桿公司的CEO更替-業績敏感性較低。這些結果表明管理層防御是導致公司采取零杠桿策略的重要原因。

(2)區分產權性質來看，國企的零杠桿策略并不受到管理層防御的顯著影響，但非國企的零杠桿策略受到管理層防御的顯著影響。

本文的結論對于上市公司資本結構優化和資本市場制度調整都有重要啟示。管理層防御是導致我國上市公司資本結構扭曲的重要原因，因此弱化管理層的防御動機對企業的發展至關重要。對企業而言，要建立完善和規范的董事會制度等內部監督治理機制，對政策制定者而言，要建立完善和規范的外部控制權市場等外部監督治理機制，這些舉措將強化對管理層的監督作用并弱化其防御動機，幫助企業優化資本結構、提升業績，進而促進國民經濟的發展。

值得注意的是，管理層防御動機的實現方式有多種，規避債務融資只是其中的一種，還存在著操縱股利政策、進行過渡投資等其他方式。本文的結論只是表明，國企的管理層不會通過規避債務融資的方式來實現其防御動機，而非國企的管理層會通過規避債務融資的方式來實現其防御動機。因此，決不可將本文的結論過度解讀為“國企不存在管理層防御動機，只有非國企才存在管理層防御動機”。事實上，國企由于公司治理機制較差而可能面臨著更嚴重的管理層防御動機，只是防御方式有所不同，這些問題有待未來進一步研究。

注釋