張 斌 嵇鳳珠

混合所有制改革背景下的特質信息效率難題與制衡訴求

黨的十八屆三中全會提出，“要積極發(fā)展混合所有制經(jīng)濟”，全面開啟了新一輪混合所有制改革的序幕?；旌纤兄聘母锏暮诵氖窍蛎駹I資本開放部分國有經(jīng)濟領域，但是，關于該項改革的質疑之聲也不絕于耳。從各界的質疑內容來看，焦點在于部分開放股權不能使民營資本獲得和大股東相當?shù)墓蓹啵瑥亩鵁o法改變大股東的絕對或者相對控股地位。比如，在2014年4月召開的以“放松管制與民企機遇”為主題的民營企業(yè)圓桌會議上，現(xiàn)場66.7%的企業(yè)家擔心“開放股權比例較低，民營資本難有話語權”。而在無法獲得絕對控制權的情況下，為了保護中小股東的合法利益，就必須對大股東的行為予以適當?shù)闹坪狻Ｋ^制衡是指非控股股東在強度上無法完全控制公司，但是可以通過一系列制度安排讓控股股東的行為受到制約。因此，股權制衡是混合所有制改革的重要支撐條件，能夠在民營資本進入后保障公司的正常運作，緩解大股東和中小股東之間的利益沖突。

同時，隨著混合所有制改革的不斷深化，民營資本與國有資本之間并購重組活動的發(fā)生頻率和交易規(guī)模都將顯著提升，這必將對證券市場產(chǎn)生深刻影響，并且對證券市場的價格發(fā)現(xiàn)功能和資源配置功能提出更高的要求。證券市場的基本功能就是通過股票價格的信號機制來合理地配置資源。在有效市場條件下，影響股票價格的信息可以劃分為三個層次，即市場信息、行業(yè)信息和公司特質信息。市場和行業(yè)層面的信息，如管制政策、行業(yè)景氣、宏觀經(jīng)濟形勢等，對每個公司的股票價格都會產(chǎn)生影響，并促使個股價格變化與整個股票市場的價格變化維持一致；而公司的回購、分紅、增發(fā)、配股等方面的特質信息，會推動公司的股價偏離集體股價的波動，并不同程度地異于整個市場的股價變動。Campbell等的實證研究結果顯示，公司特質信息顯著地影響股價波動，會致使股價大幅上升，而市場和行業(yè)層面信息的影響則比較?。桓吖蓛r同步性意味著股票在定價過程中較少地吸收了公司特質信息，不能對外反映公司的真實價值，破壞了企業(yè)信息對外傳遞的機制，降低了證券市場利用價格進行資源配置的效率。①而公司特質信息的數(shù)量及其對股價的影響與公司的業(yè)務復雜度有密切關系，一方面，隨著公司業(yè)務復雜度的提高，在客觀上會使公司的信息內容更加復雜，從而加大公司特質信息披露的難度；另一方面，業(yè)務復雜度的提高必然導致更加復雜的業(yè)務范圍和組織結構，從而為控股股東和管理層采取機會主義行為提供便利條件，他們會從主觀上操縱對公司特質信息的披露，以便操控股價牟取私利。也就是說，業(yè)務復雜度的提高將降低公司特質信息傳遞的效率，削弱股票價格的信號效應，導致高股價同步性，進而制約整個證券市場的資源配置功能。在我國新一輪全面深化改革進程中，混合所有制改革和產(chǎn)業(yè)轉型升級將同步推進，股權結構和經(jīng)營領域的雙重多元化將顯著提升企業(yè)的業(yè)務復雜度，從而制約特質信息傳遞效率，降低證券市場的有效性，加大推動混合所有制改革的難度。而股權制衡具有良好的信息釋放效應，能夠一定程度地克服這種不利影響，從而從信息透明度角度對混合所有制改革提供有益的支撐。

股權制衡的信息釋放效應：理論機理與經(jīng)驗證據(jù)

(一)理論機理

一般來說，企業(yè)跨地區(qū)和跨行業(yè)的多元化經(jīng)營會增加其經(jīng)營業(yè)務的復雜性，而商業(yè)活動范圍、組織結構、資本結構以及信息披露等方面的復雜性將加劇大股東和管理層實行盈余管理的動機，降低企業(yè)的信息透明度。②Fan等研究發(fā)現(xiàn)，大股東會利用所擁有的信息優(yōu)勢，根據(jù)自己的偏好和利益披露會計信息，從而降低會計信息披露的信息含量和投資指導作用，以達到其獲取控制權私益的目的。③同時，業(yè)務復雜度提高為公司管理層的機會主義行為提供了便利，管理者會利用多元化形成的組織復雜性來制造虛假信息，使得公司信息在傳遞過程中出現(xiàn)弱化和失真，降低信息的透明度。Faccio等研究發(fā)現(xiàn)，上市公司控股子公司越多，公司的組織結構越復雜，信息在公司各級部門及子公司之間、公司內部與外部投資者之間的傳遞過程越容易發(fā)生扭曲和出現(xiàn)噪音。而且，子公司數(shù)量越多，內部人越容易利用內部信息通過在上市公司與子公司之間進行關聯(lián)交易來牟取私利。因此，為了掩蓋其掏空行為，他們也更傾向于實施盈余管理來掩蓋公司的真實信息，降低公司信息的透明程度，使外部投資者很難正確識別公司的實際價值。④Sloan認為，經(jīng)理人的盈余操控行為至少掩蓋了部分公司內部信息，降低了公司的信息透明度，而且，盈余管理程度越高則可能表示管理者更傾向于通過掩蓋公司的負面信息來實現(xiàn)既定的財務目標，從而導致公司的信息透明度更低。⑤已有研究表明，公司不透明的信息環(huán)境會增加投資者獲取公司特質信息的成本，減少公司特質信息對外傳遞的效率，從而降低股價中特質信息的含量，出現(xiàn)較高的股價同步性。⑥而且，公司業(yè)務復雜度越高，其投資價值越接近市場組合，其股票價格可能更多地反映市場層面的信息，公司特質信息傳遞不充分，導致股價同步性提高。

股權制衡的目的主要是通過股權設置牽制大股東，使得任何一個大股東都無法單獨控制決策，達到互相監(jiān)督和抑制掠奪的效果。這樣既能保留股權相對集中的優(yōu)勢，又能有效抑制大股東對上市公司利益的侵害。Shleifer等的研究表明，大股東的“塹壕效應”會使公司的代理人風險問題更為嚴重，此時如果存在一個或幾個持股數(shù)量相對比較大的股東，那么他們就有動機去收集信息并對控股股東實施必要的監(jiān)督和制衡，包括防范大股東的機會主義行為和監(jiān)督公司的信息披露政策等。⑦同時，股權制衡有助于監(jiān)督管理者的行為，有效抑制管理層進行應計盈余操縱。有關研究顯示，加強股權制衡能夠降低公司盈余管理程度⑧，并且存在股權制衡的公司的關聯(lián)交易規(guī)模也相對較小⑨。機構投資者具有資金、管理、人才方面的優(yōu)勢，具有更強的信息解讀能力和理性的投資行為，并且出于自利動機會積極參與公司治理，因而一直被視為實施股權制衡的有力工具。祁斌等研究發(fā)現(xiàn),機構投資者持股比例比較高的股票其股價波動性相對比較小，說明機構投資者對降低我國資本市場股價同步性具有較強的推動作用。⑩由此可見，股權制衡可以形成與大股東相抗衡的力量，有效抑制大股東和管理者的自利行為并優(yōu)化公司的信息披露，從而提高公司的信息透明度，提升公司特質信息的傳遞效率。

(二)經(jīng)驗證據(jù)

1.研究假設

根據(jù)上文理論分析和文獻回顧，本文提出如下研究假設：

假設1：業(yè)務復雜度與股價同步性正相關。

假設2：業(yè)務復雜度與股價同步性之間的正相關關系隨著股權制衡度的提高而減弱。

2.變量選擇

對于股價同步性(RSQ)的衡量，本文借鑒Durnev等的方法，利用回歸模型(1)的擬合判定系數(shù)R2衡量股票價格的同步性。

Rit=αi+β1Rmt+β2Rnt+εit

(1)

其中，Rit代表在時期t內股票i的收益，Rnt表示時期t內第n個行業(yè)的收益，Rmt代表在時期t內整個市場的收益。R2越小，則股價同步性越低；反之，則股價同步性越高?？紤]到R2的取值區(qū)間為(0，1)，不符合回歸分析中最小二乘法的要求，因此對R2進行如下的對數(shù)轉換，最后得到股價同步性的衡量指標(RSQ)。

(2)

本文同時使用三個變量COM、HDI、SEGMENTS來表征業(yè)務復雜度。模型中所用變量的含義詳見表1。

3.模型設定

為檢驗假設1，本文建立模型(3)進行回歸分析，RSQ為被解釋變量，COM(HDI,SEGMENTS)為解釋變量。根據(jù)假設1，預期COM和SEGMENTS的系數(shù)顯著為正，HDI的系數(shù)顯著為負。為檢驗假設2，本文建立模型(4)進行回歸分析，RSQ為被解釋變量，BAL_COM(BAL_HDI，BAL_SEGMENTS)為解釋變量。根據(jù)假設2，預期BAL_COM和BAL_SEGMENTS的系數(shù)顯著為負，BAL_HDI的系數(shù)顯著為正。

表1 變量含義說明

RSQ=α+β1×COM(HDI,SEGMENTS)+β2×TVR+β3×ROA+β4×GROW+β5×OCFTA+β6×OP+β7×LOSS+β8×MB+β9×STATE+β10×DE+β11×SIZE+∑YEAR+∑IND

(3)

RSQ=α+β1×COM(HDI,SEGMENTS)+β2×BAL+β3×BAL_COM(BAL_HDI,BAL_SEGMENTS)+β4×TVR+β5×ROA+β6×GROW+β7×OCFTA+β8×OP+β9×LOSS+β10×MB+β11×STATE+β12×DE+β13×SIZE+∑YEAR+∑IND

(4)

4.樣本及數(shù)據(jù)來源

本文選擇2009～2011年所有A股上市公司為樣本。為了確保數(shù)據(jù)的準確性，剔除了IPO、金融行業(yè)及PT、ST、*ST的上市公司，對于一年中交易周數(shù)小于30周的股票也予以剔除。最終，本文獲得總樣本4745個。隨后對有效觀測值的所有連續(xù)變量按年度在上下1%的水平上進行了縮尾(Winsorize)，以避免極值效應。本文所使用公司財務數(shù)據(jù)、個股及市場收益率數(shù)據(jù)來自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫以及色諾芬數(shù)據(jù)庫，業(yè)務復雜度數(shù)據(jù)根據(jù)上市公司年報披露的相關信息整理、判定得到。

5.回歸結果

從表2可知，模型1中COM的回歸系數(shù)為0.018，模型3中HDI的回歸系數(shù)為-0.164，模型5中SEGMENTS的回歸系數(shù)為0.015，且都在1%水平上顯著,表明從所有樣本來看，公司業(yè)務復雜度越高，股價同步性越高，特質信息釋放的效率越低，支持了假設1。

表2 多元回歸結果

注：***表示在1%水平上顯著，**表示在5%水平上顯著，*表示在10%水平上顯著，括號內為t值。

為了避免變量之間的自相關而產(chǎn)生的多重共線性，本文先將交叉項的兩個變量分別中心化處理，然后再進行交叉相乘。模型2中交叉項BAL_COM的系數(shù)為-0.019，模型4中交叉項BAL_HDI的系數(shù)為0.083，模型6中交叉項BAL_SEGMENTS的系數(shù)為-0.026，且都在10%水平上顯著，表明業(yè)務復雜度與股價同步性之間的正相關關系隨著股權制衡度的提高而顯著降低，意味著股權制衡有利于復雜經(jīng)營環(huán)境下特質信息的釋放，支持了假設2。

這一實證檢驗結果的意義在于，在經(jīng)營業(yè)務復雜化的背景下，大股東利用其股權上的優(yōu)勢地位以及管理層的實際控制權，實施機會主義行為的概率會提高。而股權制衡能夠提升公司信息透明度，促進復雜經(jīng)營環(huán)境下的特質信息釋放，這對于混合所有制企業(yè)而言實質上是提升了中小股東的知情權，有利于保護他們的權益。

控制變量ROA、GROW、OCFTA、LOSS及TVR的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為負，OP的回歸系數(shù)在5%水平上顯著為負，而SIZE、STATE的回歸系數(shù)在1%水平上顯著為正，MB的回歸系數(shù)至少在10%水平上顯著為正。這說明，上市公司成長性越好，盈利能力越好，來自經(jīng)營活動的現(xiàn)金流越大或者換手率越高，股價同步性越低；虧損公司的股價同步性要低于非虧損公司，被出具非標準審計意見上市公司的股價同步性也明顯低于被出具標準審計意見的公司。這些結果和以往研究基本一致。

結論與政策建議

混合所有制是我國社會主義市場經(jīng)濟體制的重要組成部分，但是這一重要制度設計的順利運行需要多重支撐條件。本文運用上市公司數(shù)據(jù)，分析股權制衡對復雜經(jīng)營環(huán)境下特質信息釋放效率的影響，結果發(fā)現(xiàn)，業(yè)務復雜度越高，股價同步性越高，亦即特質信息釋放的效率越低；隨著股權制衡度的提高，業(yè)務復雜度與股價同步性之間的正相關關系顯著降低。這說明，股權制衡有利于在復雜經(jīng)營環(huán)境下提高公司信息透明度和公司特質信息的傳遞效率，增加股價中公司特質信息含量，增強證券市場的有效性。從這個意義上講，股權制衡有利于改善混合所有制企業(yè)的法人治理結構，保護中小股東的利益，從而為混合所有制改革的順利推進提供有力支撐。

因此，為了順利推進混合所有制改革，應重點從如下幾個方面著手構建合理的股權制衡：一是以新一輪全面深化改革為契機，深入探索優(yōu)化企業(yè)股權結構的制度安排，引導控股股東適當降低持股比例或者將其持有的部分股權轉讓給其他持股相對較多的大股東，從而形成代表不同利益主體的多個大股東相互制衡的股權結構。其中具有可操作性的措施是建立將公司股權結構與公司融資計劃審批相掛鉤的制度，激勵控股股東主動調整股權結構。二是將工作重心前移，在公司上市前的重組改制環(huán)節(jié)就重視股權制衡，努力創(chuàng)造條件，使改制后的公司形成多個大股東有效制衡的股權結構。三是從技術層面而言，可以讓代表不同利益的主體形成相對合理的股權制衡局面，比如發(fā)揮投資基金、保險機構、QFII等機構投資者長期投資、穩(wěn)定制衡的作用，使其成為制衡大股東的主導力量。

①Campbell, J., Lettau, M., Malkiel, B., Xu, Y.,“Have Individual Stocks Become More Volatile? An Empirical Exploration of Idiosyncratic Risk”,JournalofFinance, 2001, 56，pp.1～43.

②Aggarwal, R., Samwick, A., “Why Do Managers Diversify Their Firms? Agency Reconsidered”,JournalofFinance, 2003, 58，pp.71～118.

③Fan, J. P. H., Wong, T. J., “Corporate Ownership Structure and the Informativeness of Accounting Earnings in East Asia”,JournalofAccountingandEconomics, 2002, 33，pp.401～425.

④Faccio, M., Lang, L., Young, L., “Dividends and Expropriation”，AmericanEconomicReview, 2001, 91，pp.54～78.

⑤Sloan, R., “Do Stock Prices Fully Reflect Information in Accruals and Cash Flows about Future Earnings?”AccountingReview, 1996, 71, pp.289～315.

⑥Jin, L., Myers, S.C.,“ R2around the World: New Theory and New Tests”，JournalofFinancialEconomics, 2006, 79，pp.257～292; Ferreira, M.A., Laux, P., “Corporate Governance, Idiosyncratic Risk and Information Flow”，JournalofFinance, 2007, 62，pp.951～989.

⑦Shleifer, A., Vishny, R., “The Limits of Arbitrage”,JournalofFinance, 1997, 52,pp.35～55.

⑧薄仙慧、吳聯(lián)生：《國有控股與機構投資者的治理效應：盈余管理視角》，《經(jīng)濟研究》2009年第2期。

⑨洪劍峭、薛皓：《股權制衡對關聯(lián)交易和關聯(lián)銷售的持續(xù)性影響》，《南開管理評論》2008年第1期。

⑩祁斌、黃明、陳卓思：《機構投資者與股市波動性》，《金融研究》2006年第9期。