趙卿

摘要：本文以2003-2007年的面板數(shù)據(jù) ,實證檢驗了股權(quán)集中、股權(quán)制衡對上市公司過度投資的影響。研究發(fā)現(xiàn)，股權(quán)集中和過度投資之間呈“U”關(guān)系，說明大股東激勵效應(yīng)和塹壕效應(yīng)同時存在，而股權(quán)制衡能有效制約企業(yè)的過度投資。

關(guān)鍵詞：股權(quán)集中；股權(quán)制衡；過度投資

一、引言

股權(quán)結(jié)構(gòu)在公司治理中所發(fā)揮的作用及其效率，一直是最為活躍的研究領(lǐng)域之一，大量學(xué)者圍繞這一問題展開了富有成效的研究，其研究視角大致可以分為兩個：一是基于企業(yè)績效或價值；二是基于以投融資為代表的企業(yè)決策行為。其中，前一視角的研究成果十分豐富。如Xu和Wang(1999)發(fā)現(xiàn),股權(quán)集中度與公司盈利能力呈顯著的正相關(guān)關(guān)系，同時，公司盈利能力與法人股比例正相關(guān)，與國家股比例負(fù)相關(guān)，與流通股比例不相關(guān)，他們所強調(diào)的是法人股和股權(quán)集中在公司治理中的積極作用。孫永祥和黃祖輝(1999)的實證研究表明，第一大股東的持股比例與公司的Tobin's Q值呈倒U型關(guān)系，并且較高的股權(quán)集中度和股權(quán)制衡有利于公司價值的提高。杜瑩和劉立國(2002)發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中度與公司績效呈顯著的倒U型關(guān)系，同時，國家股比例與公司績效顯著負(fù)相關(guān)，法人股比例與公司績效顯著正相關(guān)，流通股比例與公司績效不相關(guān)。但是，白重恩等(2005)的研究結(jié)論卻是第一大股東持股比例與公司價值負(fù)相關(guān)而且二者是呈U型而不是倒U型關(guān)系，同時，股權(quán)制衡對公司價值有正向影響。陳小悅和徐曉東(2001)發(fā)現(xiàn)在非保護(hù)性行業(yè)，第一大股東持股比例與企業(yè)績效正相關(guān)，流通股比例與企業(yè)績效負(fù)相關(guān),國家股和法人股與企業(yè)績效之間的關(guān)系則不顯著。但是,Sun和Tong(2003)卻發(fā)現(xiàn),國家股對公司績效有負(fù)面影響,法人股對公司績效有正面影響,外資股對公司績效沒有顯著的影響。Wei、Xie和Zhang(2005)發(fā)現(xiàn)的結(jié)果則是,國家股和法人股都與Tobin's Q值顯著負(fù)相關(guān),且呈明顯的非線性、正U型關(guān)系,外資股則與Tobin's Q值顯著正相關(guān)。

綜上所述,現(xiàn)有關(guān)于中國上市公司的股權(quán)集中度和股權(quán)制衡與公司績效之間關(guān)系的研究還遠(yuǎn)沒有達(dá)成一致結(jié)論。與國內(nèi)上述關(guān)于股權(quán)結(jié)構(gòu)和公司績效的研究不同，本研究的目的是要考察股權(quán)集中、股權(quán)制衡在企業(yè)資本投資決策方面的治理效應(yīng)。之所以選擇資本投資作為我們研究的切入點，是基于以下考慮：（1）我們認(rèn)為，公司治理影響企業(yè)績效需要“中間橋梁”來實現(xiàn)，即公司治理首先會影響企業(yè)行為，這些行為繼而會對企業(yè)績效產(chǎn)生影響?？紤]到無論是對于一個企業(yè)的成敗還是對于一國經(jīng)濟增長而言，資本投資均至關(guān)重要，選擇資本投資這一“中間橋梁” 可以為理解股權(quán)結(jié)構(gòu)的有效性提供一個新的重要視角。（2）即使在國外，也只有為數(shù)不多的文獻(xiàn)檢驗了股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)資本投資政策的影響，比如，（Ryan and Wiggins,2002;Aggarwal and Samwick ,2006;Kang等 ,2006 ），這些研究主要以美國公司的數(shù)據(jù)，考察了以股權(quán)為基礎(chǔ)的激勵對企業(yè)資本性支出或 R&D 支出影響，本文希望能為理解股權(quán)結(jié)構(gòu)對資本投資的影響提供來自轉(zhuǎn)軌國家的經(jīng)驗證據(jù)。

本文的其余部分安排如下：第二部分介紹研究樣本的選擇過程,并對股權(quán)集中度和股權(quán)制衡進(jìn)行描述性統(tǒng)計分析：第三部分對股權(quán)集中度、股權(quán)制衡與過度投資之間的關(guān)系做實證考察；最后是本文的研究結(jié)論。

二、研究設(shè)計

（一） 樣本選取

本文選取 2003-2007年期間境內(nèi)所有非金融上市公司為初選樣本，然后對其執(zhí)行以下篩選程序 ：（1）終極控制人性質(zhì)不詳?shù)墓荆?2) 剔除連續(xù)兩年出現(xiàn)財務(wù)困境的樣本；(3) 剔除指標(biāo)異常的公司。經(jīng)過上述篩選程序，我們最終得到了 2003-2007年五年間3176個觀測樣本。

本文所有財務(wù)數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和WIND資訊數(shù)據(jù)庫。上市公司終極控制人的數(shù)據(jù)來源于色諾芬公司的CCER數(shù)據(jù)庫。此外,外部治理環(huán)境的度量,本文采用樊綱等(2007)中相關(guān)指數(shù),分別選取“減少政府干預(yù)”指標(biāo)并取相反數(shù),“市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境”指標(biāo),以及各地區(qū)市場化指數(shù)來作為外部治理環(huán)境的度量指標(biāo),這三個指標(biāo)的值越大,代表外部治理環(huán)境越好。由于該報告僅提供2001-2005年數(shù)據(jù),本文直接選取其中2004-2005年數(shù)據(jù),同時考慮到治理環(huán)境的穩(wěn)定性和延續(xù)性,采用2001-2005年各地區(qū)指標(biāo)的年平均增長幅度作為2005-2006年,以及2006-2007年增長幅度,來獲取2006-2007年各地區(qū)外部治理環(huán)境數(shù)據(jù)。

（二）模型設(shè)計

本文實證上基于Richardson(2006)預(yù)期投資模型,在考慮投資機會和融資約束的基礎(chǔ)上,用上一年數(shù)據(jù)估計本年度投資,如方程(1),其中投資分為兩部分,包括預(yù)期投資和過度投資,該方程的殘差表示真實投資和預(yù)期投資的差值,若殘差為正,表示過度投資;若為負(fù),表示投資不足。本文中僅考慮投資為正,即過度投資問題。

（1）

因變量Invest表示實際新增投資，Q為企業(yè)增長機會；Lev為資產(chǎn)負(fù)債率；Cash為公司的貨幣資金持有量；Age為公司的發(fā)展階段；Size為公司的規(guī)模；Ret為股票收益；Invt-1為公司投資的慣性；根據(jù)現(xiàn)有的文獻(xiàn)(Fazzari et al.，1988:Barro .1990 ;Bates，2005:Lamont , 2000 ). Leve和Age同企業(yè)投資水平呈負(fù)向關(guān)系，而Cash,Size，Return，Invt-1將對企業(yè)投資水平產(chǎn)生正面影響。此外，模型中還加入行業(yè)變量Industry和年度變量Year，以充分考慮行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng)。按證監(jiān)會的分類標(biāo)準(zhǔn)〔除制造業(yè)繼續(xù)劃分小類外，其他行業(yè)以大類為準(zhǔn))，共有22個行業(yè)，剔除金融業(yè)后，因而在模型中共20個行業(yè)啞變量。年度啞變量是用來控制宏觀經(jīng)濟的影響，本文涉及5年的上市公司數(shù)據(jù)，因此共4個年度啞變量。除行業(yè)與年度啞變量外，其他變量說明具體如表1所示。

在通過投資預(yù)期模型獲得預(yù)期投資，過度投資及自由現(xiàn)金流的基礎(chǔ)上,進(jìn)一步研究治理環(huán)境和治理結(jié)構(gòu)對過度投資的影響,解釋變量包括第一大股東持股比例；股權(quán)制衡度。控制變量包括董事會規(guī)模；獨立董事比例；兩職合一；總經(jīng)理薪酬；債務(wù)融資以及外部治理環(huán)境等。

（2）

三、實證結(jié)果與分析

為了對本文的理論分析進(jìn)行檢驗,本部分基于Richardson(2006)預(yù)期投資理論模型,在計算預(yù)期投資、過度投資的基礎(chǔ)上,研究治理環(huán)境、治理結(jié)構(gòu)與過度投資關(guān)系問題。

（一）預(yù)期投資與過度投資

表1為預(yù)期投資模型的估計結(jié)果，其回歸的被解釋變量為新增資本投資支出，目的是為了根據(jù)模型（1）估算回歸殘差，從而得到公司的投資過度估計值。結(jié)果表明，成長性替代變量托賓Q值顯著地正向影響公司的新增投資，但負(fù)債水平對投資支出成正相關(guān)，這與Richardson(2006)的預(yù)期結(jié)果恰恰相反。辛清泉和林斌（2006）認(rèn)為，負(fù)債水平與投資支出不存在負(fù)相關(guān)關(guān)系，其重要原因是雙重軟約束的存在導(dǎo)致國有企業(yè)投資行為扭曲和債務(wù)治理機制的失效。其他變量如公司現(xiàn)金水平、上市年份、公司規(guī)模及上期新增投資等變量與預(yù)期符號一致。同時，R-sq也達(dá)到43.27%和30.25%，說明擬合程度較理想。下面進(jìn)一步用模型（1）生成的預(yù)期投資及過度投資進(jìn)行分析。

注： ***、**、* 分別代表統(tǒng)計顯著性為 1％、5％、10％，括號內(nèi)為 T 統(tǒng)計量

（二）公司治理和過度投資水平的描述性統(tǒng)計

利用已有的過度投資水平子樣本，我們建立了一個有關(guān)公司治理和過度投資樣本。表2是其變量的描述性統(tǒng)計?？梢钥闯?，我國國有上市公司的過度投資水平為0.087，自由現(xiàn)金流的均值為0.063,Gov、Law、Mar的均值分別為5.45、5.19、6.96,且最小值和最小值之間相差較大，說明雖然國有上市公司同處一個制度環(huán)境，各地區(qū)的市場化進(jìn)程仍相差較大；第一大股東的持股比例平均達(dá)38%，股權(quán)制衡CR25為0.475，不到第一大股東的一半；我國董事會的平均規(guī)模將近10人，其中獨立董事比例為1/3，34%的公司存在兩職合一，高管薪酬平均為12.6，債務(wù)融資平均為25.6%。

在進(jìn)行多變量回歸分析之前,需要解決多重共線性的問題。根據(jù)各自變量的相關(guān)系數(shù)見表1,表示治理環(huán)境的變量Gov、Mar 與Law之間的相關(guān)性較大,在回歸分析中,我們將其分別引入回歸方程。另外,表示股權(quán)結(jié)構(gòu)的變量之間的相關(guān)性較大,同樣將它們分別引入回歸方程。經(jīng)過這樣的處理后,回歸方程中自變量的方差膨脹因子均小于2,故可認(rèn)為回歸模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。

(三)股權(quán)集中、股權(quán)制衡與過度投資

注：括號內(nèi)為各變量系數(shù)顯著性檢驗的t值。*，**，***分別表示在10%，5%和1%水平上顯著

表3的回歸結(jié)果顯示，第一大股東持股比例Top與OverINV在1%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)，而與OverINV在1%的顯著性水平下正相關(guān)，控股股東和過度投資之間是“U”型關(guān)系，說明大股東 “激勵效應(yīng)”和“塹壕效應(yīng)”并存。股權(quán)制衡的兩個指標(biāo)CR2和CR25均與OverINV負(fù)相關(guān)，說明“多股同大”的股權(quán)結(jié)構(gòu)有利于降低過度投資。Gov、Mar、Law都與OverINV在1%的顯著性水平下負(fù)相關(guān)，說明政府干預(yù)增加了過度投資，提高市場化程度和法律對投資者利益的保護(hù)水平能夠減少過度投資。BOARD和ID都與OverINV顯著負(fù)相關(guān)，說明大董事會以及獨立董事有利于減輕國有上市公司過度投資問題，而兩職兼任在一定程度上增加了過度投資。薪酬P(guān)ay與過度投資顯著負(fù)相關(guān)，說明國有上市公司薪酬激勵對過度投資并起到一定的制約作用。Debt與OverINV負(fù)相關(guān)相關(guān)，但不顯著這說明債務(wù)對過度投資的治理作用不明顯，沒有完全發(fā)揮Jensen(1976)指出的杠桿治理作用，我國國有企業(yè)的預(yù)算軟約束問題可能是導(dǎo)致這一結(jié)果的原因。

四、結(jié)論

本文基于我國國有上市公司2003-2007年的面板數(shù)據(jù)，較全面地考察了股權(quán)集中、股權(quán)制衡對過度投資的影響，研究發(fā)現(xiàn)股權(quán)集中和過度投資之間呈“U”關(guān)系，說明大股東既發(fā)揮了監(jiān)督效應(yīng)，也存在嚴(yán)重的侵占效應(yīng)，而股權(quán)制衡對過度投資具有的一定的治理效用。同時外部治理環(huán)境對過度投資有顯著影響，政府干預(yù)顯著增加了過度投資，而提高市場化進(jìn)程和法律對投資者的保護(hù)水平有利于減少過度投資。因此，我國要通過公司治理改革提高對投資者利益的保護(hù)，改變上市公司所處的治理環(huán)境也尤其重要。

本文系電子科技大學(xué)中山學(xué)院科研啟動基金項目（410YKQ06）階段性成果。

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