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北京工商大学学报(社会科学版)摇 摇 摇 摇 2019 年摇 第 2 期

我国上市公司的债务期限结构中,较短期债务,长 人之间确实存在较大的现金流权竞争力。 第二到
期债务融资比重偏低。 终极控制人超额控制权均 第三大股东与终极控制人控制权竞争力均值是
值是 4郾 966 0,说明我国上市公司终极控制人两权 0郾 412 0,第二到第十大股东与终极控制人现金流
分离程度比较高,明显高于西欧国家 [28] 。 第二到 权竞争力均值是 0郾 707 8,说明大股东与终极控制
第三大股东与终极控制人现金流权竞争力均值是 人之间确实存在较大的控制权竞争力,第二到第
0郾 557 3,第二到第十大股东与终极控制人现金流 十名股东的竞争力远大于第二到第三名股东的竞
权竞争力均值是 0郾 948 2,说明大股东与终极控制 争力,并且控制权竞争力要小于现金流权竞争力。

表 1摇 主要变量的描述性统计
变量 最小值 最大值 平均值 标准差

DM 0 0郾 865 5 0郾 163 6 0郾 142 3
EC 0 53郾 424 0 4郾 966 0 7郾 735 0
CF_CONTEST2 0郾 001 8 29郾 163 0 0郾 557 3 0郾 795 1
CF_CONTEST9 0郾 005 0 41郾 052 0 0郾 948 2 1郾 242 4
CN_CONTEST2 0郾 001 8 3郾 131 6 0郾 412 0 0郾 327 2
CN_CONTEST9 0郾 005 0 6郾 682 0 0郾 707 8 0郾 552 5
LEVD 0郾 007 5 63郾 971 2 0郾 456 9 0郾 625 8
GROWTH 0郾 720 4 983郾 490 7 3郾 424 4 13郾 063 7

ENT_QLTY - 48郾 315 9 10郾 400 9 0郾 035 1 0郾 429 1
SIZE 14郾 941 6 30郾 814 7 22郾 062 6 1郾 458 9
AM 0 0郾 937 1 0郾 220 6 1郾 167 6

四、实证结果分析 响,但结果不显著,而超额控制权的二次项与债务
本文首先使用固定效应估计进行基准回归, 期限有显著的正向影响(茁 = 0郾 012,p < 0郾 05),说
为了防止静态面板估计可能产生的估计偏差问 明终极超额控制权与债务期限间存在正“U冶型的
题,本文将债务期限滞后一期 DM 作为工具变 非线性关系,假设 H1 得到验证。
t - 1
量构建了动态面板数据,并采用系统广义矩阵估 表 2 的模型 5 ~ 7 是 SYS鄄GMM 稳健性检验的
计(SYS鄄GMM)进行稳健性检验,以解决动态面板 结果,Are鄄Bond AR(1) 小于 0郾 1,而 Are鄄Bond AR
可能存在的内生性问题以及消除固定效应的影响 (2) 大于 0郾 1,说明残差项不存在自相关问题,
和避免估计偏差问题。 Hansen 过度识别检验值大于 0郾 1,表明工具变量
(一)终极超额控制权与债务期限 选取和滞后一期是有效的。
表 2 是终极控制人超额控制权与债务期限的 (二)大股东与债务期限
估计结果。 模型 1 ~ 4 是固定效应回归结果。 其 表 3 显示了大股东与债务期限的估计结果。
中,模型 1 考察了控制变量对债务期限的影响,从 模型 8 ~ 12 是固定效应回归的结果。 其中,模型
结果可以看出基本符合预期。 模型 2 结果表明, 8 结果显示,是否存在大股东对债务期限有显著
是否存在超额控制权与债务期限有显著的正相关 的负向影响(茁 = - 0郾 058,p < 0郾 01);模型 9 结果
关系(茁 = 0郾 025,p < 0郾 01);模型 3 结果显示,终 表明,第二到第三大股东和终极控制人现金流权
极控制人超额控制权与债务期限有显著的正相关 竞争力与债务期限有显著的负相关关系 (茁 =
关系(茁 = 0郾 016,p < 0郾 05)。 模型 4 运用联合排 - 0郾 021,p < 0郾 01);模型 10 结果表明,第二到第
除性约束的 F 检验的方法 [29] ,对超额控制权对债 十大股东和终极控制人现金流权竞争力与债务期
务期限的非线性关系进行检验,结果显示,终极控 限有显著的负相关关系(茁 = - 0郾 016,p < 0郾 05);
制人超额控制权的一次项与债务期限有负向影 模型 11 结果表明,第二到第三大股东和终极控制

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