龔曉瑾

(廣東商學(xué)院經(jīng)濟貿(mào)易與統(tǒng)計學(xué)院,廣東 廣州 510320)

長期以來,交易成本理論作為企業(yè)理論的主流,一直在風(fēng)險中性的行為假設(shè)基礎(chǔ)上討論資產(chǎn)的專用性、不確定性和交易頻率及其相互組合對企業(yè)邊界的影響。大衛(wèi)和漢 (2004)對關(guān)于企業(yè)邊界問題的63篇實證文獻進行了比較分析,發(fā)現(xiàn)63篇實證文獻包括了308個統(tǒng)計檢驗,涉及資產(chǎn)專用性、不確定性和交易頻率這幾個主要維度與企業(yè)一體化之間關(guān)系的實證。在對資產(chǎn)專用性維度進行檢驗時,發(fā)現(xiàn)它相對于其他維度具有更高的實證數(shù)據(jù)支持率。高達60%的實證結(jié)果發(fā)現(xiàn),資產(chǎn)專用性與企業(yè)一體化呈正相關(guān)關(guān)系,即資產(chǎn)專用性越高,企業(yè)越傾向于縱向一體化[1]。不過,資產(chǎn)專用性與企業(yè)一體化正相關(guān)的理論假說并沒有得到實證結(jié)果的一致支持,同時它也不能解釋橫截面上觀察到的面臨相似資產(chǎn)專用性的兩個企業(yè)選擇不同程度一體化的經(jīng)驗事實。如蒙特伏得和蒂斯 (1982)發(fā)現(xiàn),美國通用汽車公司選擇內(nèi)部生產(chǎn)的零部件,而福特汽車公司則選擇外包來獲取零部件[2]。

交易成本理論解釋力不足的主要原因在于決策者風(fēng)險中性這一同質(zhì)性假設(shè),風(fēng)險中性的假設(shè)條件往往忽略了選擇理論中影響選擇的另一個重要的維度——風(fēng)險偏好因素。公司治理理論則一直在研究董事會規(guī)模等治理結(jié)構(gòu)因素對公司職業(yè)經(jīng)理人風(fēng)險偏好的影響,但極少有研究治理結(jié)構(gòu)對企業(yè)邊界影響的文獻。

本文認為,董事會規(guī)模等治理結(jié)構(gòu)因素與企業(yè)邊界決定之間存在著某種因果聯(lián)系,這種聯(lián)系是通過決策者的風(fēng)險偏好這個中間變量建立起來的。具體來說,董事會規(guī)模會影響決策者的風(fēng)險偏好,而決策者的風(fēng)險偏好又會影響到企業(yè)邊界的范圍。相互分割的交易成本理論與公司治理理論都未能在自己的領(lǐng)域內(nèi)對這種聯(lián)系進行深入研究。本文試圖通過把這兩種理論結(jié)合起來,探討公司治理結(jié)構(gòu)與企業(yè)邊界之間聯(lián)系背后的理論邏輯,以期為豐富和完善企業(yè)理論對企業(yè)邊界決定因素問題的理解提供一個新的研究視角。

一、董事會規(guī)模對企業(yè)邊界的影響機制分析

本文利用決策理論的研究范式來解釋董事會規(guī)模對企業(yè)邊界的影響,并認為企業(yè)對自制與分包模式的選擇既受決策環(huán)境因素的制約,也受決策者風(fēng)險偏好因素的影響。代理理論的經(jīng)驗研究顯示,做 “自制”或 “外包”決策的主體是公司高層經(jīng)理,因而文中提到的 “決策者”指的是公司的高層經(jīng)理。據(jù)此,本文的基本分析框架為:董事會規(guī)模的差異和變化會引起高層經(jīng)理風(fēng)險偏好的差異和變化,而高層經(jīng)理風(fēng)險偏好的差異和變化又會影響企業(yè)的自制或分包的選擇,從而影響企業(yè)縱向邊界的范圍。

(一)董事會規(guī)模對高層經(jīng)理偏好的影響

公司治理理論一直關(guān)注著董事會規(guī)模對企業(yè)高層經(jīng)理風(fēng)險偏好的影響問題。根據(jù)Berle和Means(1932)[3]、Morris(1964)[4]的觀點,在公司控制權(quán)和所有權(quán)分離的股權(quán)結(jié)構(gòu)下,職業(yè)經(jīng)理和股東之間會產(chǎn)生直接的利益沖突及風(fēng)險偏好的差異。股東追求公司價值最大化,而經(jīng)理經(jīng)營企業(yè)的目標不只包括個人財富最大化,還關(guān)注職位安全和聲望。Mansfield(1968)[5]、Lambert和Larcker(1985)[6]認為,這種目標的差異使經(jīng)理比股東更關(guān)注風(fēng)險的規(guī)避。

為了減少經(jīng)理對股東目標的偏離,公司治理理論一直把公司內(nèi)部設(shè)立董事會以加強對經(jīng)理的監(jiān)督作為基本的治理方法之一。一般認為,董事會規(guī)模過小時,無力對經(jīng)理實施有效監(jiān)督;董事會的規(guī)模愈大,愈能有效發(fā)揮監(jiān)督效果。但是,當董事會規(guī)模過大時,則會造成溝通困難、董事會運作效率下降,反而影響其監(jiān)督效果的發(fā)揮。

董事會規(guī)模對經(jīng)理風(fēng)險偏好的影響可概括為:董事會規(guī)模處于某個適度區(qū)間時,對高層經(jīng)理的監(jiān)督最有效,高層經(jīng)理最難以偏離股東的目標,風(fēng)險規(guī)避程度最低;相反地,公司的董事會規(guī)模超過或小于適度規(guī)模區(qū)間時,偏離值越大,高層經(jīng)理風(fēng)險規(guī)避程度就越高。

(二)高層經(jīng)理風(fēng)險偏好的差異對企業(yè)邊界的影響

高層經(jīng)理風(fēng)險偏好的差異會對企業(yè)縱向邊界產(chǎn)生怎樣的影響呢?為了更好地說明引入決策者風(fēng)險偏好差異分析因素后對企業(yè)有效邊界決定的影響,我們把它與風(fēng)險中性假設(shè)下企業(yè)有效邊界決定理論作一對比。

在科斯 (1937)提出的企業(yè)有效邊界位于市場組織交易的邊際成本等于企業(yè)內(nèi)部組織交易的邊際成本之處的假說的基礎(chǔ)上[7],威廉姆森 (1985)在風(fēng)險中性的假設(shè)下,認為資產(chǎn)專用性、交易頻率及不確定性是決定采用何種組織模式來組織交易時所需考慮的主要因素[8]。在這三個因素中,他又著重強調(diào)資產(chǎn)專用性通過對市場交易成本和企業(yè)治理成本的不對稱影響①雖然資產(chǎn)專用性提高會使得交易面臨機會主義風(fēng)險,從而使得企業(yè)治理成本和市場交易成本都上升,但威廉姆森 (1991)認為,市場組織交易得成本上升得更快,而企業(yè)由于能夠通過命令的方式更好地解決機會主義問題,因此企業(yè)治理成本上升得慢。,從而影響企業(yè)有效邊界的位置。如圖1所示,用k表示資產(chǎn)專用性程度,C表示企業(yè)內(nèi)部治理成本或市場交易成本的大小,Δ G表示企業(yè)內(nèi)部治理成本減去市場交易成本之差。資產(chǎn)專用性對企業(yè)邊界的影響可由圖1中向下傾斜的Δ Gm曲線來說明。當資產(chǎn)專用性為0時,采用市場機制來治理能得到高效激勵的好處,但又不存在機會主義風(fēng)險的困擾,而采用企業(yè)治理則只會徒增官僚成本,因此此時Δ G＞0,企業(yè)應(yīng)選擇外購。但是,隨著資產(chǎn)專用性提高,Δ G會下降。其原因在于:雖然資產(chǎn)專用性提高會使企業(yè)治理成本和市場交易成本都上升,但后者上升速度更快,并最終趕上了企業(yè)治理成本,即Δ G=0(Williamson,1991)。此時,無論企業(yè)是決定自制還是購買都一樣有效率,這就是縱向一體化的邊界點。資產(chǎn)專用性大于此臨界值,選擇自制;小于此臨界值,則選擇外購[9]。

顯然,上述推理是建立在決策者的風(fēng)險中性這一同質(zhì)性假設(shè)基礎(chǔ)上的。只要資產(chǎn)專用性程度相同,任何決策者都會做出同樣的組織模式選擇。但按照決策理論的分析框架,無論是市場交易成本還是企業(yè)治理成本的高低,都跟決策者的風(fēng)險偏好有關(guān)。因此,Δ G可進一步細分為和三種與決策者風(fēng)險偏好相關(guān)的成本曲線 (ra、rn和rs分別表示風(fēng)險規(guī)避、風(fēng)險中性以及風(fēng)險愛好)。圖1中的Δ Gra、Δ Grm和 Δ Grs與橫坐標軸的交點分別為具有不同風(fēng)險偏好的決策者決定的企業(yè)縱向一體化的邊界點。

圖1 風(fēng)險偏好因素對企業(yè)與市場治理成本的影響① 根據(jù)威廉姆森(Williamson,1985)和Chiles and Mcmackin(1996)的研究整理而成[8][10]。

圖1表明,在面臨同等資產(chǎn)專用性程度時,若決策者風(fēng)險規(guī)避程度高,則會給外包受到機會主義行為攻擊造成的損失賦予更大的權(quán)重,因而更可能采用企業(yè)自制的組織方式來規(guī)避機會主義風(fēng)險。相反地,一個風(fēng)險規(guī)避程度低的決策者面臨同等資產(chǎn)專用性程度時,則會給市場治理受到機會主義行為攻擊造成的損失賦予更低的權(quán)重,因而更可能采用外包方式來獲取專業(yè)化分工的好處。但是,當資產(chǎn)專用性正好位于風(fēng)險中性者的企業(yè)縱向一體化的邊界點 (即)時,一個風(fēng)險中性的經(jīng)理選擇自制或外購是無差異的。由于其位于風(fēng)險規(guī)避者的企業(yè)縱向一體化的邊界點右側(cè),風(fēng)險規(guī)避者會選擇自制;相反地,由于其位于風(fēng)險愛好者的企業(yè)縱向一體化的邊界點左側(cè),風(fēng)險愛好者則會選擇外包。

基于上述推理,本文提出以下假說:董事會規(guī)模與企業(yè)縱向一體化程度呈U型關(guān)系。這是因為董事會規(guī)模處于適度區(qū)間時,最有利于發(fā)揮其對高層經(jīng)理的有效約束作用,使其決策時風(fēng)險規(guī)避程度下降,從而在面臨同樣資產(chǎn)專用性時,會更多地采用外包方式來獲取專業(yè)化分工的利益,收縮企業(yè)邊界。董事會規(guī)模過小時,無力對高層經(jīng)理實施有效監(jiān)督;董事會規(guī)模過大時,則會造成溝通困難,使董事會運作效率更差,也無法有效發(fā)揮其監(jiān)督效果,使高層經(jīng)理決策時風(fēng)險規(guī)避程度提高,從而更多地采用一體化的組織方式來規(guī)避風(fēng)險,擴大企業(yè)邊界。

二、計量模型與實證結(jié)果

(一)計量模型

本文主要是研究董事會規(guī)模對企業(yè)縱向邊界的影響,因此以企業(yè)的縱向一體化程度 (VI)作為被解釋變量,董事會規(guī)模 (SIZEDS)及其平方項 (SIZEDSSQ)作為解釋變量,把董事持股比重(DSCG)、資產(chǎn)專用性 (AS)、企業(yè)規(guī)模 (SIZE)以及企業(yè)盈利能力 (ROA)作為控制變量對方程進行回歸分析。在前文分析的基礎(chǔ)上,本文擬設(shè)定以下的面板數(shù)據(jù)模型:

其中,αi為截距,β、λ、ω、γ、θ和π分別為各變量對應(yīng)的系數(shù),εit為隨機擾動項。面板模型估計一般有混合模型、變截距模型以及變系數(shù)模型等幾類估計形式,本文只考慮前兩種模型,并采用協(xié)方差檢驗,根據(jù)F值來判斷應(yīng)該用混合模型還是變截距模型。其中,在對變截距模型進行估計時,采用Hausman檢驗來選擇固定效應(yīng)模型或是隨機效應(yīng)模型[11]。

(二)樣本選擇

本文數(shù)據(jù)來源于國泰君安金融數(shù)據(jù)庫中的上市公司治理數(shù)據(jù)庫及一般上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)庫。在綜合考慮樣本期及樣本數(shù)量的情況下,本文研究1999-2006年制造業(yè)187家上市公司的數(shù)據(jù),剔除這8年中產(chǎn)業(yè)屬性發(fā)生了變化以及ST和PT等上市公司。之所以選擇制造業(yè),是因為與其他行業(yè)相比,這一行業(yè)的上市公司樣本量最大,估計結(jié)果更可靠。

(三)變量說明

1.因變量——企業(yè)縱向邊界。Adelmn(1955)最早提出價值增值法 (VAS),以價值增加與銷售額的比值測量垂直一體化,當廠商前向一體化時,VAS值就會增加[12]。這種方法在隨后的研究中得到了廣泛應(yīng)用。此外,基于投入-產(chǎn)出表來測度縱向一體化程度的方法也已在國外得到了廣泛應(yīng)用。如Davies和Morris(1995)曾基于英國制造業(yè)中各產(chǎn)業(yè)之間投入-產(chǎn)出的關(guān)聯(lián),運用Davies-Morris指數(shù)法分析了英國制造業(yè)的縱向一體化程度[13],但此方法在數(shù)據(jù)收集上具有相當?shù)碾y度。

由于受數(shù)據(jù)收集的約束,本文借鑒林丹明等 (2006)的做法,仍以VAS法來衡量縱向一體化水平。其中,價值增加以銷售商品和提供勞務(wù)收到的現(xiàn)金與購買商品和市場提供的勞務(wù)所支付的現(xiàn)金兩者的差值來衡量,銷售額以主營收入度量[14]。盡管這種方法也有其局限性 (因為不同行業(yè)間的附加值可能由于行業(yè)本身特點的不同而有很大的差別,因而不宜使用這一指標進行行業(yè)間的縱向一體化程度的對比,在跨行業(yè)分析時受到明顯限制),但本文的測量計算僅限定在制造業(yè)內(nèi),可以在很大程度上避免上述缺點。

2.解釋變量——董事會規(guī)模。以董事會人數(shù)為度量指標。由于董事會規(guī)模與企業(yè)縱向邊界之間存在的不是簡單的線性關(guān)系,而是非線性的關(guān)系,因此在引入董事會規(guī)模一次項作為解釋變量的同時,我們還引入了其平方項。

3.控制變量

(1)董事持股比重。公司治理理論認為,董事持股比重的高低會影響公司高層經(jīng)理的風(fēng)險規(guī)避行為[15],因而本文把董事持股比重作為其中的一個控制變量。

(2)總經(jīng)理持股比重。公司治理理論認為,經(jīng)理持股比重提高會降低其風(fēng)險規(guī)避行為,因而本文也把它作為其中的一個控制變量。

(3)資產(chǎn)專用性。資產(chǎn)專用性的研究在制度經(jīng)濟學(xué)中已頗為成熟,本文擬將資產(chǎn)專用性作為度量企業(yè)面臨機會主義風(fēng)險大小的替代變量。眾多的研究學(xué)者常用固定資產(chǎn)與流動資產(chǎn)的比率、固定資產(chǎn)與員工的比率以及固定資產(chǎn)與銷售收入的比率等指標來度量資產(chǎn)專用性程度,因而本文以固定資產(chǎn)與流動資產(chǎn)的比值來衡量資產(chǎn)專用性程度。

(4)企業(yè)規(guī)模。不少學(xué)者認為,企業(yè)規(guī)模也是影響企業(yè)縱向一體化程度的重要因素,因此本文也把它作為控制變量之一引入模型中。國內(nèi)外研究者在分析企業(yè)規(guī)模時通常選取銷售額、員工數(shù)等指標,也有不少學(xué)者采用總資產(chǎn)來衡量,本文以取對數(shù)后的員工數(shù)來衡量企業(yè)規(guī)模。

(5)企業(yè)的盈利能力。有關(guān)的研究成果認為,企業(yè)的盈利能力是影響企業(yè)縱向邊界范圍選擇的重要因素。衡量企業(yè)盈利能力的指標主要有凈資產(chǎn)收益率 (ROE)、總資產(chǎn)收益率 (ROA),本文以營業(yè)利潤與股東權(quán)益合計的比值計算的凈資產(chǎn)收益率來衡量。

(四)計量步驟設(shè)計與結(jié)果分析

1.模型設(shè)定

本文分三個步驟對模型進行估計。第一步,首先通過協(xié)方差檢驗判斷應(yīng)該用混合模型還是變截距模型。這一估計的原假設(shè)是截距相等,對立假設(shè)是截距不相等?；貧w結(jié)果 (見表1)顯示,協(xié)方差檢驗F值為9.316928,在1%的置信水平上顯著拒絕原假設(shè),這說明截距不相等或者說存在個體效應(yīng),因此采用變截距模型。第二步,基于以上的協(xié)方差檢驗結(jié)果,各模型均應(yīng)選擇變截距模型進行估計,因此需進一步確定模型是選擇固定效應(yīng)模型還是隨機效應(yīng)模型。各模型檢驗后對應(yīng)的χ2值 (見表1)是19.320726,在5%的置信水平上顯著拒絕原假設(shè),這說明個體效應(yīng)與回歸元相關(guān),這種條件下若采用隨機效應(yīng)模型來估計,則可能得到不一致的估計值,因此應(yīng)該用固定效應(yīng)模型來估計[11]。第三步,考慮到截面?zhèn)€體中可能存在的異方差問題,本文采用了廣義最小二乘法進行估計。

2.計量結(jié)果分析

表1 計量結(jié)果匯總

從上表的計量結(jié)果中,本文得出了以下幾點實證結(jié)論:

(1)董事會規(guī)模的一次項系數(shù)顯著為負、二次項顯著為正,且都在5%的顯著性水平上通過了t檢驗,這說明董事會規(guī)模與企業(yè)縱向一體化程度之間呈U型關(guān)系,從而有力地支持了本文的假說。董事人數(shù)處于適度區(qū)間時,對高層經(jīng)理的監(jiān)督積極性高,使高層經(jīng)理決策時風(fēng)險規(guī)避程度下降,從而更多地采用外包等非一體化組織方式來得到更多的專業(yè)化分工利益。董事會規(guī)模過小時,無力對高層經(jīng)理實施有效監(jiān)督;董事會規(guī)模過大時,則會造成溝通困難,使董事會運作效率更差,也無法有效發(fā)揮其監(jiān)督效果,從而使高層經(jīng)理決策時風(fēng)險規(guī)避程度提高,更多地采用一體化的組織方式來規(guī)避外包所面臨的機會主義風(fēng)險,擴大企業(yè)邊界。

(2)董事持股比重的一次項系數(shù)為負、平方項系數(shù)為正,說明董監(jiān)事持股比重與企業(yè)縱向一體化程度之間也呈U型關(guān)系,但都未能在10%的顯著性水平上通過t檢驗。

(3)資產(chǎn)專用性系數(shù)為正,并通過顯著性水平為1%的t檢驗,說明資產(chǎn)專用性與企業(yè)的縱向一體化程度呈正相關(guān),與傳統(tǒng)的交易成本經(jīng)濟學(xué)理論相一致。

(4)企業(yè)規(guī)模系數(shù)為負,說明企業(yè)規(guī)模越大,越傾向于分包。但企業(yè)規(guī)模對企業(yè)自制或分包選擇的影響并不顯著,企業(yè)規(guī)模的系數(shù)即使在10%的顯著性水平上也未能通過t檢驗。

(5)盈利能力系數(shù)為正且在5%的水平上顯著,說明企業(yè)盈利能力越強,越傾向于自制,而較少考慮把業(yè)務(wù)外包出去。

三、結(jié) 語

長期以來,企業(yè)邊界的主流理論由于對決策者作出的是風(fēng)險中性的同質(zhì)性假設(shè),因而不能對面臨相似交易成本的兩個企業(yè)縱向一體化程度不同的經(jīng)驗事實進行合理的解釋。本文利用決策理論的框架,在交易成本經(jīng)濟學(xué)的基礎(chǔ)上引入決策者偏好差異因素,得出適度規(guī)模的董事會最有利于發(fā)揮董監(jiān)事的監(jiān)督積極性,使高層經(jīng)理層的目標趨近于股東目標,從而降低風(fēng)險規(guī)避程度,更多地依賴外包等方式來組織交易。對企業(yè)邊界的決定作出了探索性的分析,這種思路和方法豐富了企業(yè)邊界的理論解釋。

目前,理論界對我國上市公司治理的一個基本判斷是:公司治理結(jié)構(gòu)不合理,治理機制運行效率低。有些學(xué)者主張擴大董事會的規(guī)模,甚至把廣泛的利益相關(guān)者也吸納進董事會中,以期改善現(xiàn)狀。這無疑有助于保護廣大利益相關(guān)者的利益,但不一定有利于提高公司的治理效率。正如本文的實證結(jié)果那樣,董事會規(guī)模的影響并非是簡單線性的 (而是非線性的),適度的董事會規(guī)模才是一種合理的選擇,最有力于促進企業(yè)間開展廣泛分工,提高整體經(jīng)濟效率。

[1] David R.J.and Han Skin-Kap.A Systematic Assessment of the Empirical Support forTransaction Cost Economics[J].Strategic Management Journal,2004,No.25,pp.39-58.

[2] Monteverde K.and Teece D.J.Supplier Switching Costs and Vertical Integration in the Automobile Industry[J].Bell Journal of Economics,1982,No.13,pp.206-213.

[3] Berle and Means Bede.The Modem Corporation and Private Property[M].New York:Macmillan,1932.

[4] Morris R.The Economic Theory of Managerial Capitalism[M].London:MacMillan,1964.

[5] Mansfield E.Industrial Research and Technological Innovation[M].New York:Norton,1968.

[6] Lambert R.A.&Larcker D.F.Executive Compensation,Corporate Decision-making and Shareholder Wealth:a Review of the Evidence[J].Midland Corporate Finance Journal,1985,No.2,pp.6-22.

[7] Coase R.The Nature of the Firm[J].Economica,1937,No.4,pp.386-405.

[8] Williamson O.The Economic Institution of Capitalism[M].New York:The Free Press,1985.

[9] Williamson O.Comparative Economic Organization;The Analysis of Discrete Structural Alternatives[J].Administrative Science Quarterly,1991,No.36,pp.269-296.

[10] Chiles Todd H.and Mcmackin John F.Integrating Variable Risk Preferences,Trust and Transaction Cost Economics[J].Academy of Management Review,1996,No.21,pp.73-99.

[11] [美]威廉·H·格林著,費劍平譯.計量經(jīng)濟分析 (第5版)[M].北京:中國人民大學(xué)出版社,2007.

[12] AdelmanM.A.Concept and Measurement of Vertical integration[M].Princeton:Princeton University Press,1955.

[13] Davies S.W.,Morris C.A New Index of Vertical Integration:Some Estimates for UK Manufacturing[J].International Journal of Industrial Organization,1995,No.13,pp.151-177.

[14] 林丹明,葉會,解維敏,曾楚宏.信息技術(shù)應(yīng)用對企業(yè)縱向邊界的影響——實證研究與討論 [J].中國工業(yè)經(jīng)濟,2006,(1).

[15] Eisenhardt K.M.Agency Theory:An Assessment and Review[J].Academy of Management Review,1989,No.14,pp.57-74.