陸瑤+施新政

摘 要：在基于對不同類型的委托-代理問題（“盲目擴(kuò)張”、“管理層安于現(xiàn)狀”和“浪費(fèi)、挪用企業(yè)資源以享受控制權(quán)收益”）分析的基礎(chǔ)上，采用傾向得分匹配法和倍差分析法分析了我國2001年實(shí)施的公司治理改革對上市公司價值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，公司治理改革對上市公司價值的正影響在國有股份較多的企業(yè)中相對較弱。但是，產(chǎn)品市場競爭可以促進(jìn)公司治理改革對提高國有企業(yè)價值的影響的有效性。上述發(fā)現(xiàn)表明，由于公司治理改革中包含的傳統(tǒng)的公司治理機(jī)制對減少表現(xiàn)為“盲目擴(kuò)張”和“浪費(fèi)、挪用企業(yè)資源以享受控制權(quán)收益”的委托-代理問題更有效，而國有企業(yè)中更有可能存在表現(xiàn)為“管理層安于現(xiàn)狀”的委托-代理問題。因此，公司治理改革對提高國有企業(yè)價值的影響比對提高民營企業(yè)價值的影響相對更弱。但是，由于產(chǎn)品市場競爭是解決“管理層安于現(xiàn)狀”問題的有效機(jī)制，加強(qiáng)產(chǎn)品市場競爭有助于更好地發(fā)揮公司治理改革在解決國有企業(yè)中委托-代理問題的作用。

關(guān)鍵詞：公司治理改革；產(chǎn)品市場競爭；國有股份；傾向匹配法；倍差分析法

JEL編號：G18，G30，G38，K22

一、引言

自1990年至今，中國資本市場經(jīng)歷了20年的發(fā)展。在這個發(fā)展過程中，公司治理受到了越來越多的關(guān)注。實(shí)際上，通過改革相關(guān)制度來提高上市公司治理水平早已成為國際資本市場發(fā)展的趨勢1999年，世界經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）發(fā)布了《公司治理原則》，對成員國所實(shí)施的公司治理改革提供了重要的指導(dǎo)，對包括中國在內(nèi)的非成員國也有很強(qiáng)的影響。。中國證券監(jiān)督管理委員會（CSRC）和國家經(jīng)濟(jì)貿(mào)易委員會（SETC）嚴(yán)格參照世界經(jīng)濟(jì)合作與發(fā)展組織（OECD）頒布的《公司治理原則》，于2001年1月發(fā)布了新的針對上市公司的《公司治理準(zhǔn)則》（以下簡稱為《準(zhǔn)則》）。其目標(biāo)是通過提高對會計(jì)、財(cái)務(wù)信息披露的要求，加強(qiáng)董事會的獨(dú)立性和對公司管理、監(jiān)督等措施，提高我國上市公司的公司治理水平在董事會結(jié)構(gòu)方面，《準(zhǔn)則》要求上市公司中獨(dú)立董事的人數(shù)至少為兩人且至少占董事會總?cè)藬?shù)的三分之一。公司的監(jiān)事會、提名委員會和薪酬評估委員會的主席必須是獨(dú)立董事，同時獨(dú)立董事必須占到這些委員會中人數(shù)的多數(shù)。另外，監(jiān)事會中至少要有一位獨(dú)立董事是專業(yè)會計(jì)師。在信息披露方面，《準(zhǔn)則》要求上市公司根據(jù)法律、法規(guī)披露與公司治理相關(guān)的信息。上市公司應(yīng)當(dāng)及時披露控股股東或公司的實(shí)際控制者的信息。當(dāng)控股股東增加或減少其持有股份或抵押公司股份，以及公司實(shí)際控制權(quán)轉(zhuǎn)移時，公司及其控股股東應(yīng)當(dāng)迅速準(zhǔn)確地向所有股東披露相關(guān)信息。此外，《準(zhǔn)則》還提供了一套股東會議的規(guī)則和流程。《準(zhǔn)則》規(guī)定，上市公司必須列出股東大會的流程和股東授權(quán)于董事會的證明；股東可以親自或讓代理人參加大會；擁有10%以上股份的股東可以召集特別會議；控股股東占有30%以上股份的上市公司應(yīng)當(dāng)采用累積投票制。。與其他國家的公司治理改革類似，中國在2011年實(shí)施的《準(zhǔn)則》增強(qiáng)了董事會和股東的監(jiān)督管理能力。《準(zhǔn)則》的實(shí)施被認(rèn)為是我國資本市場上實(shí)施的一個重要的公司治理改革上世紀(jì)90年代末，多個國家實(shí)施了公司治理改革，即政府、證券或股票交易所進(jìn)行的對一個國家內(nèi)的公司治理機(jī)制的干涉。一般來說，公司治理改革是通過發(fā)布一系列公司治理標(biāo)準(zhǔn)，或涉及董事會角色和組成，附屬委員會（如監(jiān)察、薪酬或提名委員會等）的設(shè)置，對外聘審計(jì)員的任命和行為規(guī)則，職業(yè)經(jīng)理人、股東和其他利益相關(guān)者之間的權(quán)力和權(quán)益分配，對違法行為告密者的保護(hù)以及對公司詐騙的懲罰等方面的公司或證券法的修正案。（Aguilera和Cuervo-Cazurra，2004）。然而，改革的效果并沒有得到我國學(xué)術(shù)界和業(yè)界足夠的重視和關(guān)注 以往的研究主要關(guān)注董事會等某些單個的傳統(tǒng)的公司治理機(jī)制如何影響公司績效或公司行為 （例如，蔡志岳、吳世農(nóng)，2007； 王躍堂等，2006； 魏剛等，2007； 楊清香等，2009； 馮旭南等，2011； 叢春霞，2004； 梁杰等，2004； 李有根等，2001）。但是，對我國公司治理改革整體影響的研究并不充分。。

公司治理改革的主要目的是解決公司中存在的委托-代理問題，從而提高企業(yè)績效。不同的委托-代理問題可能會通過不同的渠道降低公司價值，損害股東權(quán)益。委托-代理問題主要可以分為三類：“企業(yè)盲目擴(kuò)張假說（empire-building hypothesis）”，“管理層安于現(xiàn)狀（enjoying quiet life hypothesis）”和“浪費(fèi)、挪用企業(yè)資源以享受控制權(quán)收益（stealing hypothesis）”。我國資本市場的一個重要特點(diǎn)是存在大量國有上市公司。對國有企業(yè)的公司治理改革是我國資本市場發(fā)展中不容忽視的重要組成部分。之前大量研究表明，不同的股權(quán)結(jié)構(gòu)會導(dǎo)致企業(yè)中不同的公司治理問題（例如，田利輝，2005；白重恩等，2005；陳曉、王琨，2005；宋立剛、姚洋，2005；薄仙慧、吳聯(lián)生，2009）。因此，一個重要的問題是，2001年實(shí)施的公司治理改革對擁有不同股權(quán)結(jié)構(gòu)的上市公司的價值會有什么不同的影響？ 另外，作為有效的外部公司治理機(jī)制，產(chǎn)品市場競爭在公司治理研究中受到越來越多的關(guān)注（Alchian，1950； Friedman，1953； Guadalupe 和 Wulf，2007； Giroud 和 Mueller，2010； Kim和Lu，2011）。提高、促進(jìn)產(chǎn)品市場競爭也一直是我國經(jīng)濟(jì)體制改革的重要方向。那么，產(chǎn)品市場競爭又會對公司治理改革起到什么作用？

本文研究了我國2001年實(shí)施的公司治理改革對擁有不同所有制結(jié)構(gòu)的上市公司價值的不同影響。研究發(fā)現(xiàn)，2001年實(shí)施的公司治理改革對上市公司價值的正影響在國有股份較多的企業(yè)中相對較弱。但是，產(chǎn)品市場競爭可以促進(jìn)公司治理改革對提高國有企業(yè)價值的影響的有效性。本文提出，由于公司治理改革中包含的傳統(tǒng)的公司治理機(jī)制對降低表現(xiàn)為“盲目擴(kuò)張”和“浪費(fèi)、挪用企業(yè)資源以享受控制權(quán)收益”的委托-代理問題更有效，而相比民營企業(yè)，國有企業(yè)中更有可能存在表現(xiàn)為“管理層安于現(xiàn)狀”的委托-代理問題。因此，公司治理改革對提高國有企業(yè)價值的影響比對提高民營企業(yè)價值的影響相對更弱。產(chǎn)品市場競爭被廣泛地認(rèn)為是解決表現(xiàn)為“管理層安于現(xiàn)狀”的委托-代理問題的有效外部治理機(jī)制。因此，提高產(chǎn)品市場競爭可以提高公司治理改革的效果。

為了有效地控制2001年公司治理改革前后的混雜效應(yīng)，從而檢驗(yàn)公司治理改革的效果，本文采用了倍差分析法（Differences-in-Differences），即比較只在香港或美國上市的中國公司和只在國內(nèi)上市的中國公司在公司治理改革前后公司價值的變化。由于只在香港或美國上市的公司無需遵守中國資本市場的相關(guān)政策，這些公司不會受到我國政府實(shí)施的公司治理改革的直接影響。因此，這些在海外上市的中國企業(yè)可以被用作估計(jì)改革影響的控制組。另外，考慮到在我國本土上市的中國公司與在海外上市的中國公司本身可能存在的差異性，我們還利用傾向得分匹配（Propensity Score Matching，PSM）的方法選取了在受到上述改革影響之前各方面綜合特征類似的本土上市的中國公司與海外上市的中國公司作為研究樣本。該研究方法與陸瑤（2010）中使用的方法類似 陸瑤（2010）利用類似的倍差分析法和傾向匹配法研究了激活我國控制權(quán)市場對中國上市公司價值的影響。 。除此以外，為了解決國有股份中可能存在的內(nèi)生性問題，我們使用當(dāng)年同行業(yè)（即某個企業(yè)所在的行業(yè)，但不包括它自己）的其他企業(yè)的國有股份比例的平均值作為單個企業(yè)國有股份比例的工具變量，并進(jìn)行了兩階段回歸。該做法與Estrin 和 Tian （2008）使用的方法類同。

本文的研究對相關(guān)的公司治理研究有以下貢獻(xiàn)：

首先，以往的研究忽略了委托-代理問題的差異性。本研究系統(tǒng)地考慮了委托-代理問題的差異性和公司治理改革對解決不同類型委托-代理問題的運(yùn)行機(jī)理。本文的研究結(jié)果對如何提高公司治理改革的有效性具有很重要的學(xué)術(shù)和政策價值。

其次，產(chǎn)品市場競爭對公司治理的影響是目前公司治理學(xué)術(shù)研究的前沿。以往的研究主要關(guān)注傳統(tǒng)的公司治理機(jī)制對公司績效的影響。本文研究了傳統(tǒng)的公司治理機(jī)制與產(chǎn)品市場競爭之間的交叉影響。因此，本文對該領(lǐng)域的研究有所貢獻(xiàn)。

再次，其他研究公司治理改革對公司績效影響的文獻(xiàn)沒有提供一個定論 Chhaochharia和Grinstein（2007），Li et al.（2008）和Wintoki（2007）發(fā)現(xiàn)投資者普遍對《薩班斯法案》（SOX）這一美國最近最重要的公司治理改革的通過做出了積極的反應(yīng)；Zhang（2007）發(fā)現(xiàn)了對SOX的消極反應(yīng)。在對成長中的市場的研究中，Black和Khanna（2007）發(fā)現(xiàn)公司治理改革提高了印度的公司價值。Black和Kim（2008）發(fā)現(xiàn)韓國1999年實(shí)行董事會結(jié)構(gòu)改革有積極影響。同時Price et al.（2008）發(fā)現(xiàn)《Code of Best Corporate Practices》的實(shí)行與公司表現(xiàn)沒有聯(lián)系。。這表明公司治理改革的效果在不同企業(yè)中存在著差異。本文的發(fā)現(xiàn)表明，企業(yè)股權(quán)所有制結(jié)構(gòu)是導(dǎo)致這些差異的一個原因。這為以往文獻(xiàn)中所發(fā)現(xiàn)的公司治理改革所產(chǎn)生的對不同公司的不同影響提供了一種新的解釋。另外，由于我國2001年的公司治理改革的內(nèi)容與其他國家進(jìn)行的公司治理改革很類似，我們的研究結(jié)論對其他國家，尤其是擁有大量國有企業(yè)的國家，具有普遍的借鑒意義。

最后，與其他研究國有企業(yè)改革的文獻(xiàn)（例如Li，1997； Gupta，2005；Sun 和 Tong，2003）不同的是，本文關(guān)注公司治理改革對不同所有制企業(yè)的影響的差別，這對了解如何進(jìn)一步加強(qiáng)國有上市公司的治理水平具有非常重要的現(xiàn)實(shí)意義。

本文其余部分的結(jié)構(gòu)如下所示。第二部分對已有文獻(xiàn)進(jìn)行綜述并提出待檢驗(yàn)的假設(shè)。第三部分闡述了文中采用的實(shí)證方法以及描述了使用的數(shù)據(jù)。第四部分描述了實(shí)證結(jié)果。第五部分是結(jié)論。

二、研究假設(shè)

公司治理改革的主要目的是解決公司中存在的委托-代理問題，從而提高企業(yè)績效。不同的股權(quán)所有制結(jié)構(gòu)可能會導(dǎo)致公司中存在不同形式的委托-代理問題。這些不同形式的委托-代理問題會通過不同的渠道降低公司價值，但是這些問題可以通過不同的治理機(jī)制來解決。

委托-代理問題可能會通過三種不同的形式降低公司價值。第一種形式是盲目擴(kuò)張活動（empire-building hypothesis） （Jensen 和 Meckling，1976； Jenson，1986）。盲目擴(kuò)張活動在非國有企業(yè)中比在國有企業(yè)中更有可能發(fā)生。在我國的國有企業(yè)中，重要的投資決策一般是由公司內(nèi)部的管理人員與相關(guān)的政府官員共同決定的，并非由公司的高管獨(dú)立決定。如果投資失敗，一般會給相關(guān)決策人員帶來一定的政治風(fēng)險，但是他們卻不能從投資成功中直接獲得利益，對于參與決策的政府官員尤其如此。因此，國有企業(yè)的投資決定一般是比較保守的。

通過增強(qiáng)董事會的獨(dú)立性，信息披露透明度以及加強(qiáng)對股東權(quán)利的保護(hù)，公司治理改革可以加強(qiáng)對公司管理層的監(jiān)管，由此避免一些盲目擴(kuò)張的投資行為。由于盲目擴(kuò)張行為在非國有企業(yè)中比在國有企業(yè)中更有可能出現(xiàn)，因此公司治理改革在解決委托-代理問題，從而提高公司價值上對非國有企業(yè)的效果會比對國有企業(yè)的效果更好。

委托-代理問題的第二種表現(xiàn)形式是安于現(xiàn)狀、享受平靜生活（enjoying quiet life hypothesis）（Myers et al.，1984；Bertrand 和 Mullaninathan，2003）。它主要體現(xiàn)為內(nèi)部經(jīng)理人在經(jīng)營中不努力工作，安于現(xiàn)狀并在決策中過于保守。由于與上述相似的原因，不努力工作、享受平靜生活，在投資等經(jīng)營決策中過于保守等現(xiàn)象在國有企業(yè)中往往比在非國有企業(yè)中更容易發(fā)生。公司治理改革引入的治理機(jī)制并不能有效地給經(jīng)理人提供足夠的激勵。因此，公司治理改革在解決這種類型的委托-代理問題上效果有限。此外，由于這種代理問題在國有企業(yè)中比在非國有企業(yè)中更有可能發(fā)生，因此，公司治理改革對國有企業(yè)的效果會相對較弱。

委托-代理問題的第三種表現(xiàn)形式是所謂的“浪費(fèi)、挪用企業(yè)資源以享受控制權(quán)收益”（stealing hypothesis）（La Porta et al.，2002）。這個問題可能發(fā)生在控制權(quán)和所有權(quán)分離時，以及內(nèi)部經(jīng)理人與外部投資者存在信息不對稱時。這兩者對無論什么所有制結(jié)構(gòu)的上市公司來說都是存在的。公司治理改革引入的治理機(jī)制都可以增強(qiáng)監(jiān)管并減少內(nèi)部經(jīng)理人與外部投資者之間的信息不對稱。因此，公司治理改革可以減少“浪費(fèi)、挪用企業(yè)資源以享受控制權(quán)收益”的行為，并提高企業(yè)價值。

綜上所述，由于公司治理改革在給經(jīng)理人提供足夠的激勵以解決以享受平靜生活為表現(xiàn)形式的委托-代理問題效果有限，而這種形式的代理問題更有可能發(fā)生在國有企業(yè)中。我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：公司治理改革的效果對民營企業(yè)比對國有企業(yè)更有效。

不努力工作，享受平靜生活本質(zhì)上是由于經(jīng)理人缺乏激勵。產(chǎn)品市場競爭已經(jīng)被廣泛認(rèn)為是一種能有效地提供外部壓力以刺激經(jīng)理人，并進(jìn)而消除由享受平靜生活行為引起的委托-代理問題的外部治理機(jī)制（Alchian，1950； Friedman，1953； Guadalupe 和 Wulf，2007； Giroud 和 Mueller，2010； Kim和Lu，2011）。在產(chǎn)品市場競爭激烈的行業(yè)中，無論國有企業(yè)還是民營企業(yè)都不能享受平靜生活，因此產(chǎn)品市場競爭可能會促進(jìn)公司治理改革對國有企業(yè)的影響。根據(jù)以上分析，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)2：就提高國有企業(yè)價值而言，產(chǎn)品市場競爭與公司治理改革是互補(bǔ)的，即產(chǎn)品市場競爭可以促進(jìn)公司治理改革對提高國有企業(yè)價值的影響。

三、實(shí)證分析方法及數(shù)據(jù)描述

（一）回歸模型

我們首先分析如何估計(jì)2001年公司治理改革對公司價值的影響。由于公司治理改革在我國整個資本市場上得到推行，僅僅比較改革前后的公司價值的變化不能排除時間以及同期發(fā)生的混雜效應(yīng)的影響。這些混雜效應(yīng)包括國家同期頒布實(shí)施的其他法律法規(guī)以及經(jīng)濟(jì)政策。然而，只在海外（例如，香港或美國）上市的中國公司不會受到在我國內(nèi)地資本市場上實(shí)施的公司治理改革的影響，但是同樣會受到我國整體經(jīng)濟(jì)環(huán)境和其他方面政策的影響。因此，在海外上市的中國公司可以被當(dāng)成是控制組，而在我國內(nèi)地上市的公司則是實(shí)驗(yàn)組我們并不能完全否認(rèn)公司治理改革對在海外上市的中國公司有一定的溢出效應(yīng)。但是由于公司治理改革并沒有直接影響海外上市公司，它們所受的影響會比國內(nèi)上市企業(yè)小。因此，海外上市公司仍然可以作為國內(nèi)上市企業(yè)的控制組。另外，這種溢出效應(yīng)存在的可能性會降低估計(jì)的準(zhǔn)確性，從而降低（而不是升高）得到顯著性結(jié)果的可能性。。我們可以通過比較在國內(nèi)上市的中國公司和只在海外上市的中國公司在改革前后公司價值的變化來估計(jì)公司治理改革對公司價值的影響。這種方法通常被稱為倍差分析法（Differences-in-Differences，DID）?；镜幕貧w模型如下所示：

此處，i代表公司；k代表上市地點(diǎn)；t代表年份；Y代表公司以托賓Q方法算出的公司價值。根據(jù)Doidge、Karolyi和 Stulz（2004），托賓Q定義為一個比率；比率的分子是總資產(chǎn)的賬面價值減去股本的賬面價值再加上股本的市場價值，分母是總資產(chǎn)的賬面價值。使用托賓Q來估計(jì)公司價值的好處在于該比率既能反映公司當(dāng)前的盈利能力，也能反映公司在未來的增長潛力。CGRkt是一個虛擬變量。如果一家公司在2001年及以后只在我國內(nèi)地證券交易所上市，該變量取值為1，否則取0。X是一組控制變量，包括公司年齡、總資產(chǎn)和公司負(fù)債率。αt和αi分別是年份和公司固定效應(yīng)。εikt是平均數(shù)為0的殘差項(xiàng)。所有變量的具體定義參看表1。另外，根據(jù)Bertand et al.（2004），在同一國家上市的公司的殘差項(xiàng)之間存在的序列和時間上的相關(guān)性可能會導(dǎo)致以最小二乘法估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差有偏。為了解決該問題，我們估計(jì)的標(biāo)準(zhǔn)差在國家水平上進(jìn)行聚群（clustering）。

為了估計(jì)公司治理改革對公司價值的影響是否對具有不同股權(quán)結(jié)構(gòu)的公司有所不同，我們估計(jì)了以下的回歸方程：

方程（2）中的變量與方程（1）中的變量定義相同。而在方程（2）中新增加的變量，State_OWNit，是對公司擁有的國有股份的度量。我們在文中使用了四種不同的方法度量公司擁有的國有股份：國有股份的比例，State_%；是否擁有國有股份的啞變量，State_0；是否擁有超過三分之一的國有股份的啞變量，State_33，和是否擁有超過三分之二的國有股份的啞變量，State_66。我們重點(diǎn)關(guān)心的系數(shù)是η，它代表了公司治理改革對公司價值的影響在具有不同所有制結(jié)構(gòu)的公司之間的差異。

度量產(chǎn)品市場競爭的主要指標(biāo)就是產(chǎn)業(yè)集中度（ICR）。在本研究中產(chǎn)業(yè)集中度被定義為在我國在同一行業(yè)，同一年中銷售額最大的四家上市公司的市場份額總和。所在行業(yè)是由公司的SIC編號的前兩位定義的。

由于上述計(jì)算方法沒有考慮非上市的公司的市場份額，我們承認(rèn)這種產(chǎn)品市場競爭度量方法的潛在問題。但是這是目前國際上對產(chǎn)品市場競爭對公司治理影響研究的普遍做法。例如，Kadyrzhanova 和 Rhodes-Kropf （2007）； Durnev 和 Mangen（2009）； Giroud 和 Mueller（2010）； Kim和Lu（2011）都是采用了類似做法，并在最近幾年在國際頂級期刊上發(fā)表相關(guān)論文。這種度量產(chǎn)品市場競爭的方法之所以得到普遍應(yīng)用有以下原因。首先，我們不可能得到所有非上市公司的銷售額數(shù)據(jù)。第二，上市公司一般是每個行業(yè)中較大的，較重要的企業(yè)，所以由只關(guān)注上市公司所導(dǎo)致的偏差是有限的。第三，為了減少這種潛在的估計(jì)偏差，我們從樣本中剔除了當(dāng)年中只有10家以下上市公司的行業(yè)。最后，由于在樣本的前期，上市公司數(shù)量相對較少，誤差會較大。該問題在某種程度上可以通過年份固定效應(yīng)的方法得到控制。我們只取前四家最大的公司來計(jì)算產(chǎn)業(yè)集中度的原因在于選取8家、20家或50家最大的上市公司的做法受到非上市公司的影響更大（Kim 和 Lu，2011）。另外一個重要的衡量產(chǎn)業(yè)集中度的變量是Herfindahl-Hirschman Index（HHI）。HHI的定義是市場上50家最大企業(yè)（如果少于50家企業(yè)就是所有企業(yè)）每家企業(yè)市場占有份額的平方之和。根據(jù)同樣的原因，由于在計(jì)算中所涉及的公司較多，該變量受到非上市公司的影響會較大。因此在本文中我們使用ICR作為衡量產(chǎn)品市場競爭程度的主要變量。

我們估計(jì)以下的回歸模型：

（二）傾向評分匹配 （Propensity Score Matching，PSM）

倍差分析法能夠得到無偏估計(jì)結(jié)果的一個重要前提條件是實(shí)驗(yàn)組與控制組應(yīng)具有一定的可比性 （即，在沒有公司治理改革的情況下，實(shí)驗(yàn)組與控制組公司的價值隨時間的變化應(yīng)當(dāng)是一樣的）。具體來說，就是在研究事件發(fā)生前后時間內(nèi)（即，2001年前后），除了研究事件的影響外，實(shí)驗(yàn)組（即，在本土上市的中國公司）與控制組（即，在海外上市的中國公司）之間其他方面的變化應(yīng)當(dāng)一致。然而，由于在海外上市的公司與在本土上市的公司之間可能存在的系統(tǒng)性差別例如，Doidge et al.（2004）認(rèn)為公司是根據(jù)其自身特點(diǎn)來選擇上市地點(diǎn)的。，這些差別可能導(dǎo)致即使在沒有發(fā)生公司治理改革的情況下，在海外上市的公司與在我國本土上市的公司的價值隨著時間的變化不一致，從而導(dǎo)致倍差分析法的估計(jì)結(jié)果有偏。為了解決這個問題，我們采用傾向得分匹配法（Propensity Score Matching，PSM）對在海外上市的公司與在本土上市的公司進(jìn)行匹配，從而得到用于估計(jì)的樣本。然后使用匹配的樣本估計(jì)公司治理改革的影響 如何運(yùn)用多方面的信息匹配公司是一個重要的課題，因?yàn)樗枰诓煌兞恐g做出權(quán)衡。Rosenhaum和Rubin（1983）提供了一種解決方法：如果我們用變量矩陣Z進(jìn)行匹配，然后我們可以用P（Z）=Pr（D=1|Z）對在Z的前提下出現(xiàn)該情況的概率來匹配。概率Pr（D=1|Z）就是所謂的傾向評分。傾向評分可以將一個由相關(guān)因素組成的矩陣轉(zhuǎn)化為匹配公司的標(biāo)準(zhǔn)。。

傾向得分匹配法（PSM）是利用傾向得分參數(shù)將海外上市公司和本土上市公司進(jìn)行匹配。由于在實(shí)際操作中很難通過多個不同的公司特征進(jìn)行匹配，傾向得分參數(shù)則可以看成是將多維的公司特征轉(zhuǎn)化為一維的綜合指數(shù)。

使用傾向性得分匹配法的詳細(xì)步驟如下：

其一，使用2000年（即改革前一年）的樣本進(jìn)行以下概率回歸：

a.由于每個企業(yè)受公司治理改革影響的可能性依賴于該企業(yè)的上市地點(diǎn)。因此我們將傾向評分定義為根據(jù)概率模型估計(jì)的公司在海外上市的概率預(yù)測值。在概率模型中，因變量是一個虛擬變量。如果一家公司在公司治理改革尚未開始之前為海外上市公司，這個值定義為1，否則為0；自變量包括用來匹配公司的各種因素。

b.如Doidge et al.（2004）以及Bebchuk et al.（2011）所指出的，公司規(guī)模，公司年齡，以及公司負(fù)債率與公司價值最為相關(guān)。因此本文將根據(jù)這三個變量進(jìn)行匹配。本文中，公司規(guī)模由總資產(chǎn)的對數(shù)值衡量；公司年齡由上市時間長度加一的對數(shù)值度量；杠桿值由長期債務(wù)與總資產(chǎn)的比值衡量。為了檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性，我們還用不同的匹配變量的組合來對樣本進(jìn)行匹配，發(fā)現(xiàn)結(jié)果基本上沒有變化。

c.得到傾向性得分：估計(jì)概率p或者log[p/（1-p）]

其二，根據(jù)傾向性得分，采用馬氏距離度量來匹配每一家在海外上市的公司與一家或多家在內(nèi)地上市的公司。本文中，我們使用一對一相鄰匹配，這是目前最常用的匹配方法 一對一相鄰匹配的一個潛在問題是這種匹配會導(dǎo)致樣本較小。當(dāng)樣本較小時，估計(jì)的方差會增加。為了進(jìn)行穩(wěn)健性檢驗(yàn)，我們還會用核匹配的方法進(jìn)行匹配，發(fā)現(xiàn)估計(jì)結(jié)果是穩(wěn)健的。。步驟如下：

其中，X1和X2是對海外上市公司i以及本土上市公司j的傾向性得分。S-1c 是整個本土上市公司的樣本匹配變量轉(zhuǎn)置矩陣。

b.當(dāng)本土上市公司j，在海外上市公司i所對應(yīng)的所有本土上市公司中具有最小距離d（i，j），該本土上市公司j就被定義為海外上市公司i的配對公司。重復(fù)該步驟，直到找到海外上市公司的所有配對公司。

通過傾向得分匹配，該樣本只包括在2000年（即，改革前一年），在一些基本公司特征上與某個海外上市公司吻合的內(nèi)地上市公司。該樣本允許我們控制在海外上市的公司與在本土上市的公司之間的差異。然而，傾向評分估計(jì)法也會帶來回歸中系數(shù)標(biāo)準(zhǔn)差估計(jì)的偏差。為了解決該問題，在用匹配樣本估計(jì)時，我們使用步進(jìn)法（Bootstrapping）修正標(biāo)準(zhǔn)差的估計(jì)。

（三）數(shù)據(jù)樣本描述

我們采用了從1998年到2003年之間的公司面板數(shù)據(jù)。由于公司治理改革從2001年起開始實(shí)施，因此我們選取的數(shù)據(jù)從1998年（改革實(shí)施三年前）到2003年（改革實(shí)施三年后）為止。作為一個新興資本市場，我國的資本市場在過去的二十年中經(jīng)歷了非常迅速的發(fā)展。為了避免由在這段時間中在我國或海外資本市場發(fā)生的其他事件所導(dǎo)致的混雜效應(yīng)，我們僅使用了六年的樣本。另外，該樣本在公司治理改革前后分布比較均衡并且盡量避免了如股權(quán)分置改革等其他一些近些年發(fā)生的重要的事件所帶來的混雜效應(yīng)的影響。

我們的樣本取自Compustat Global中包含的中國公司以及Compustat North America中包含的在美國或加拿大上市的中國公司。Compustat Global 數(shù)據(jù)庫涵蓋了28500家在非美國和非加拿大上市的公司數(shù)據(jù) Compustat Global數(shù)據(jù)庫涵蓋占90%的亞洲市值的亞洲公司。。Compustat North America是一個涵蓋了超過30000家在美國或加拿大上市的公司的數(shù)據(jù)庫。Compustat Global的數(shù)據(jù)都經(jīng)過了標(biāo)準(zhǔn)化以便于在全球多樣化的會計(jì)準(zhǔn)則和實(shí)踐的情況下提供可比的數(shù)據(jù)。我們使用匯率和當(dāng)?shù)赝ㄘ浥蛎浡蕦λ袛?shù)值進(jìn)行調(diào)整，將所有以貨幣為單位計(jì)量的變量的數(shù)值都轉(zhuǎn)化為以2000年時的美元來計(jì)量。文章中股權(quán)結(jié)構(gòu)的數(shù)據(jù)來自于RESET，World Scope和一些上市公司網(wǎng)站。

表2描述了樣本在各年中的分布。A組描述的是匹配樣本的情況，該樣本包括688個觀測值。B組提供了對未匹配樣本的描述，該樣本包括1445個觀測值。表2的第二列是樣本中每年的觀測值的個數(shù)。第三列是每年只在海外上市的公司的個數(shù)。為了保證倍差分析法的有效性，樣本中不包括既在海外上市也在國內(nèi)上市的公司。樣本還剔除了在樣本期間內(nèi)改變了上市狀態(tài)的公司。另外，在認(rèn)真地調(diào)查之后，我們發(fā)現(xiàn)在2001年香港和美國證券交易所沒有發(fā)生或?qū)嵤┲匾呐c公司治理相關(guān)的新的法律法規(guī) 《薩班斯法案》被認(rèn)為是美國金融市場的重要公司治理改革。盡管它發(fā)布于2002年左右，受其影響的公司直到2003年，即樣本考察的最后一年才被要求履行規(guī)則。在我們的樣本中，只有六家公司在美國證券交易所上市。我們用包括這六家公司的樣本進(jìn)行了估計(jì)。為了檢驗(yàn)穩(wěn)健性，我們還將這六家公司剔除，并重新估計(jì)。結(jié)果基本沒有變化。。這表明我們對控制組的選擇是合理的。

表2的第四列到第六列分別列出了擁有國有股份的公司，國有股份占三分之一以上的公司和國有股份占三分之二以上的公司在各年中的分布?？傮w來看，每年都有超過50%的公司擁有國有股份。這些公司中有70%左右的公司國有股份占三分之一以上，而只有不到25%的公司國有股份占三分之二以上?？傮w來說，A組與B組在每一列上的情況大致相似。

表3是對本文使用變量的基本統(tǒng)計(jì)量的描述。A組是匹配樣本的統(tǒng)計(jì)量描述。我們可以看到，托賓Q比率的平均值為1.349。公司治理改革虛擬變量CGR的平均值為0.48，這表明樣本在公司治理改革前后的分布是比較均衡的。在匹配的樣本中，國有股份的比例平均為27%，其中59.6%的公司擁有國有股份，46.1%的公司有三分之一以上的股份是國有股份，4.7%的公司有三分之二以上的股份是國有股份。

B組是非匹配樣本的統(tǒng)計(jì)量描述。在非匹配樣本中，托賓Q比率的平均值為1.578。公司治理改革虛擬變量CGR的平均值為0.619，這表明在樣本中受到公司治理改革影響和沒有受到公司治理改革影響的公司分布是比較均衡的。平均來說，國有股份比例的平均值是34.8%，其中有60.6%的公司擁有國有股份，44.4%的公司有三分之一以上的股份是國有股份，9.4%的公司有三分之二以上的股份是國有股份。除了上面提到的變量外，表3還描述了其他變量，比如公司年齡、總資產(chǎn)和負(fù)債率等。由于篇幅所限，細(xì)節(jié)不再詳述。

四、實(shí)證結(jié)果分析

（一）公司治理改革、國有股份與公司價值

表4描述了公司治理改革對公司價值影響的基本估計(jì)結(jié)果。A組和B組分別匯報(bào)了使用匹配樣本估計(jì)出的結(jié)果和使用非匹配樣本估計(jì)出的結(jié)果。

如A組顯示，公司治理改革虛擬變量CGR前的系數(shù)都是正的，而且至少在5%的水平上是顯著的。這個結(jié)果表明，對于沒有國有股份的企業(yè)而言，公司治理改革對公司價值的影響是正向顯著的。

公司治理改革對擁有國有股份的企業(yè)的影響的不同是由公司治理改革虛擬變量與國有股份變量的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)度量的。首先，如第一列所示，公司治理改革虛擬變量與是否擁有國有股份的虛擬變量的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)為-0.092，在1%的水平上是顯著的。這個結(jié)果表明，公司治理改革對托賓Q的正影響對有國有股份公司比對沒有任何國有股份的公司相比低0.092。其次，我們將是否有國有股份出現(xiàn)的虛擬變量分別替換成擁有三分之一以上國有股份的虛擬變量和擁有三分之二以上國有股份的虛擬變量。第二和第三列是相應(yīng)的估計(jì)結(jié)果。我們可以看到，公司治理改革虛擬變量與擁有三分之一以上國有股份的虛擬變量的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)是-0.206，在1%的水平上是顯著的；而公司治理改革虛擬變量與擁有三分之二以上國有股份虛擬變量的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)為-0.480，也在1%的水平上是顯著的。這些發(fā)現(xiàn)表明，公司擁有的國有股份比例越高，公司治理改革對其公司價值的正向影響越小。再次，我們進(jìn)一步將第一至三列的代表國有股份的虛擬變量換成國有股份所占比例。在第四列匯報(bào)的回歸結(jié)果顯示了同樣的結(jié)論。公司治理改革虛擬變量與國有股份比例的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)是-0.396，在1%的水平上是顯著的。這個結(jié)果再次確認(rèn)了我們的發(fā)現(xiàn)：隨著公司國有股份的增加，公司治理改革對其公司價值的正影響會不斷減弱。

我們也使用非匹配樣本進(jìn)行了估計(jì)，結(jié)果匯報(bào)在B組中。我們發(fā)現(xiàn)，如果不控制公司的上市地點(diǎn)選擇（即使用非匹配樣本），估計(jì)出的公司治理改革對沒有或擁有較少國有股份的公司的影響會變小，而公司治理改革對企業(yè)價值的影響在擁有不同所有制結(jié)構(gòu)的公司間的差異也變小。如果使用非匹配樣本，公司治理改革虛擬變量與國有股份比例交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)變得不顯著（第8列）?？傊?，如果不使用匹配樣本，則估計(jì)出的結(jié)果會變?nèi)酢?/p>

綜上所述，上述發(fā)現(xiàn)說明，公司治理改革對公司價值的影響受到公司股權(quán)所有制結(jié)構(gòu)的影響。公司治理改革對沒有國有股份的公司的影響是正的。但是，公司擁有的國有股份比例越大，公司治理改革對公司的正影響就越弱。

（二）解決國有股份變量的內(nèi)生性問題

上述分析中存在的一個重要問題是國有股權(quán)結(jié)構(gòu)不是外生變量。內(nèi)生性問題會導(dǎo)致估計(jì)的偏差。為了解決該問題，我們使用當(dāng)年同行業(yè) 所在行業(yè)是由公司的SIC代碼的前兩位定義的。（即，某個公司所在的行業(yè)，但不包括它自己）的其他公司中的國有股份比例的平均值作為每個公司擁有的國有股份的工具變量 我們將在給定年份中同一行業(yè)內(nèi)公司數(shù)量不滿3個公司的樣本公司排除在外。。這個做法與Estrin 和Tian（2008）中采用的方法一致。

表5匯報(bào)了估計(jì)結(jié)果。A組和B組分別匯報(bào)了使用匹配樣本估計(jì)的結(jié)果和使用非匹配樣本估計(jì)的結(jié)果。第一和第二列匯報(bào)的是第一階段的回歸結(jié)果。F值所代表的原假設(shè)是所有工具變量對內(nèi)生變量的解釋聯(lián)合等于零?；旧螰值都大于或接近10，這表明我們使用了相對較好的工具變量。第三列列出了第二階段估計(jì)結(jié)果。我們可以看到，公司治理改革虛擬變量與國有股份所占比例的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)是-4.180，該系數(shù)在1%的水平上是顯著的。這說明之前表4中匯報(bào)的結(jié)果并不是由國有股份的內(nèi)生性所引起的。公司治理改革虛擬變量前的系數(shù)是1.206，在1%的水平上顯著，這表明公司治理改革能夠提高沒有任何國有股份的公司的價值。

表5的B組中匯報(bào)了使用非匹配樣本的估計(jì)結(jié)果。第四和第五列顯示了第一階段的回歸結(jié)果，而第六列顯示第二階段的回歸結(jié)果。在第六列中，我們可以看到，公司治理改革虛擬變量與國有股份比例的交叉乘積項(xiàng)前的系數(shù)是-3.708，在5%的水平上是顯著的。與第三列的結(jié)果類似，公司治理改革虛擬變量前的系數(shù)是0.907，在1%的水平上顯著。

綜上所述，表5的結(jié)果表明表4中發(fā)現(xiàn)的國有股份降低了公司治理改革對公司價值正影響的結(jié)論并不是由國有股份的內(nèi)生性所導(dǎo)致的。

（三）產(chǎn)品市場競爭的交叉影響

五、結(jié)論

本文研究了我國2001年實(shí)施的公司治理改革對公司價值的影響。研究發(fā)現(xiàn)，公司治理改革對沒有國有股份的公司的價值有正影響。然而，公司治理改革對上市公司價值的正影響在國有股份較多的企業(yè)中相對較弱。但是產(chǎn)品市場競爭可以促進(jìn)公司治理改革對提高國有企業(yè)價值的影響的有效性。其原因在于公司治理改革中包含的傳統(tǒng)的公司治理機(jī)制在減少由于安于現(xiàn)狀，享受平靜生活引起的委托-代理問題上效果不佳，而這類委托-代理問題在國有企業(yè)中比在非國有企業(yè)中更為常見。產(chǎn)品市場競爭已經(jīng)被廣泛認(rèn)為是解決以安于現(xiàn)狀、享受平靜生活為形式的委托-代理問題的有效外部治理機(jī)制。

本文的結(jié)論還具有一些政策含義。委托-代理問題可能是多樣化的，它可以通過多種形式降低公司價值。為了解決委托-代理問題，現(xiàn)有的公司治理政策主要集中于改革公司內(nèi)部治理結(jié)構(gòu)，比如加強(qiáng)董事會獨(dú)立性，增大財(cái)務(wù)透明度，保護(hù)股東權(quán)利，以及加大對公司詐騙行為的懲罰等等。本文的研究發(fā)現(xiàn)，不同所有制類型的公司對于這些政策的反應(yīng)是不一致的。國有制企業(yè)由于其特定的所有制安排，現(xiàn)有的公司內(nèi)部治理政策在提高國有企業(yè)的治理水平和公司價值上的作用是有限的。本文的研究結(jié)果說明，加強(qiáng)市場競爭是輔助公司內(nèi)部治理政策，提高公司治理水平的有效手段。為了提高公司治理水平，特別是國有企業(yè)的治理水平，政府更需要做的是制定并完善各項(xiàng)法律法規(guī)，保護(hù)市場正常有效的運(yùn)行，并從行政上削弱對國有企業(yè)的保護(hù)，將其置于與其他企業(yè)公平競爭的市場地位。只有通過有效的市場競爭，優(yōu)勝劣汰，才能切實(shí)提高企業(yè)，尤其是國企業(yè)的治理水平，進(jìn)而提高企業(yè)利潤，促進(jìn)我國整體經(jīng)濟(jì)的發(fā)展。

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