羅雨薇

（湖南涉外經(jīng)濟(jì)學(xué)院，長(zhǎng)沙 410205）

0 引言

我國的市場(chǎng)化進(jìn)程發(fā)軔于改革之初，歷經(jīng)30多年的調(diào)整與修正，社會(huì)經(jīng)濟(jì)發(fā)展已上一個(gè)大臺(tái)階，市場(chǎng)化進(jìn)程也明顯加快。但是，由于自然條件的差異，不同時(shí)期不同地域國家政策也顯著有別，東中西部差異較大，同一區(qū)域不同地方的市場(chǎng)化水平也都明顯不同。這種差異在一定程度上影響到上市公司的某些行為及相關(guān)決策。隨著市場(chǎng)化程度的提高，我國企業(yè)治理結(jié)構(gòu)是否進(jìn)一步趨向優(yōu)化？進(jìn)而，治理結(jié)構(gòu)的改善對(duì)提升企業(yè)價(jià)值是否有效？針對(duì)上述問題，本文利用Jennifer M.Oetzel（2012）提供的中國市場(chǎng)化指數(shù)數(shù)據(jù)，以2002～2012年為研究區(qū)間，以中國滬深股市上市公司為樣本進(jìn)行研究。

1 研究假設(shè)的提出

經(jīng)濟(jì)收益理論認(rèn)為在市場(chǎng)化程度逐步提高的環(huán)境下，政府行政計(jì)劃將隨之減少，甚至退出，從而改善資本配置效率。通過提高經(jīng)濟(jì)市場(chǎng)化的重要方面如產(chǎn)品市場(chǎng)和要素市場(chǎng)的競(jìng)爭(zhēng)性和流動(dòng)性，潛在的競(jìng)爭(zhēng)者便能夠根據(jù)真實(shí)靈敏的價(jià)格信號(hào)進(jìn)入該行業(yè)，使得價(jià)格競(jìng)爭(zhēng)更加充分，同時(shí)能夠提供更多的產(chǎn)品，以此來實(shí)現(xiàn)資本的優(yōu)化配置。市場(chǎng)化進(jìn)程越快的區(qū)域，地方政府控制企業(yè)的動(dòng)機(jī)越弱，企業(yè)的治理成本就越低，企業(yè)治理水平就越高。轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)學(xué)為市場(chǎng)化進(jìn)程發(fā)展與公司治理的改善提供了理論支持。

從現(xiàn)有研究文獻(xiàn)看，國內(nèi)外少有學(xué)者運(yùn)用動(dòng)態(tài)方法來研究中國上市公司治理結(jié)構(gòu)，現(xiàn)有研究文獻(xiàn)大多從靜態(tài)角度出發(fā)進(jìn)行研究，這樣得到的結(jié)論與我國特殊的資本市場(chǎng)發(fā)展、企業(yè)改革之路有較大的出入。盡管如此，按照市場(chǎng)機(jī)制原理，市場(chǎng)經(jīng)濟(jì)條件下，公司績(jī)效收斂于一個(gè)均衡的狀態(tài)，此時(shí)公司績(jī)效達(dá)到最優(yōu)水平。為此，我們提出以下假設(shè)：

假設(shè)1：其他條件相同的情況下，市場(chǎng)化程度越大，公司治理水平越高；

假設(shè)2：市場(chǎng)化程度的提高，將促進(jìn)上市公司治理水平的提升，進(jìn)而促進(jìn)企業(yè)價(jià)值的增強(qiáng)；

假設(shè)3：在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中，給定企業(yè)組織方式和生產(chǎn)方式，隨著市場(chǎng)化改革的加快，企業(yè)績(jī)效是收斂的；而且隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的提升與加快，公司績(jī)效的調(diào)整速度越快。

2 研究設(shè)計(jì)

2.1 變量設(shè)定

市場(chǎng)化進(jìn)程指標(biāo)擬采用Jennifer M.Oetzel（2012）的研究成果。Jennifer M.Oetzel采用“主成分分析法”，以2002～2012年為研究時(shí)間序列，構(gòu)建了中國市場(chǎng)化指數(shù)，其市場(chǎng)化指數(shù)體系主要由1個(gè)一級(jí)指數(shù)（即市場(chǎng)化），5個(gè)二級(jí)指數(shù)（即市場(chǎng)與政府的關(guān)系、非國有經(jīng)濟(jì)發(fā)展、市場(chǎng)中介發(fā)育及法律制度環(huán)境、要素市場(chǎng)的發(fā)育程度、產(chǎn)品市場(chǎng)的發(fā)育程度）和19個(gè)三級(jí)指數(shù)所構(gòu)成。本文采用該指數(shù)作為衡量市場(chǎng)化進(jìn)程的變量。

白重恩(2005)認(rèn)為在傳統(tǒng)研究公司績(jī)效與公司治理相關(guān)性的研究文獻(xiàn)中，大都只考察公司治理的某一特定方面，無法全面分析治理結(jié)構(gòu)和公司績(jī)效的關(guān)系。因此，本文的研究也將吸收白重恩(2005)的研究成果，將影響公司治理的主要變量進(jìn)行歸類分解，最終得出公司治理綜合指數(shù)(Gov),公司治理綜合指數(shù)如表1所示。

為避免量綱的影響，分析之前我們先對(duì)各變量值進(jìn)行標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后再實(shí)施KMO檢驗(yàn)。研究表明，KMO檢驗(yàn)結(jié)果為0.619（＞0.5），在1%的統(tǒng)計(jì)水平下顯著，可見各變量適合用主成分分析法進(jìn)行分析。

表1 我國公司治理綜合指數(shù)構(gòu)建成分變量

從第一大主成分的載荷系數(shù)考察，上述結(jié)果與現(xiàn)有研究結(jié)論吻合，意味著本研究關(guān)于公司治理指標(biāo)的選取是合適的。在研究中，我們對(duì)將各變量數(shù)值實(shí)施標(biāo)準(zhǔn)化處理，然后引導(dǎo)進(jìn)行第一主成分的歸化處理，最終獲得公司治理綜合指數(shù)。

在研究中，我們選取托賓Q值作為衡量公司績(jī)效的綜合指標(biāo)。托賓Q值為公司期末總資產(chǎn)相比于市場(chǎng)價(jià)值的比值，其中，凈債務(wù)市值與股權(quán)市值之和為公司市場(chǎng)價(jià)值，其中，凈資產(chǎn)份額表征非流通股的股權(quán)市值。

本研究引入與公司績(jī)效相關(guān)的一組控制變量。選取總資產(chǎn)對(duì)數(shù)值(lnasset)替代公司規(guī)模大小，總資產(chǎn)收益率行業(yè)均值(averoa)控制行業(yè)情況，杠桿率(leverage)控制企業(yè)債權(quán)人監(jiān)管效應(yīng)。

2.2 模型構(gòu)建

為了驗(yàn)證假設(shè)1，構(gòu)建如下實(shí)證模型1：

其中，Govit為公司治理綜合指數(shù)，表示i公司t期的公司治理綜合水平；IndexMrkit是市場(chǎng)化相對(duì)進(jìn)程指數(shù)，表示i公司注冊(cè)地所在省、自治區(qū)或直轄市t期的市場(chǎng)化程度；本研究控制公司規(guī)模、企業(yè)債權(quán)人監(jiān)管效應(yīng)、行業(yè)等因素。

為了驗(yàn)證假設(shè)2，我們以全部樣本的市場(chǎng)化指數(shù)為中值線，市場(chǎng)化程度低的處于中值線以下，市場(chǎng)化程度高的位于中值線以上，令其市場(chǎng)化指數(shù)IndexMrk=1，小于中值的為市場(chǎng)化進(jìn)程較低的地區(qū)，令其市場(chǎng)化指數(shù)IndexMrk=0,構(gòu)建實(shí)證公式2如下：

在此，Govit表征公司治理綜合指數(shù)，TobinQitit表征公司績(jī)效的被解釋變量，Govit*IndexMrkit為公司治理與市場(chǎng)化進(jìn)程的交互項(xiàng)，用以考察公司治理對(duì)公司績(jī)效的相關(guān)性。選取公司規(guī)模、企業(yè)債權(quán)人監(jiān)管效應(yīng)、行業(yè)等因素作為控制變量。

為了驗(yàn)證假設(shè)3，我們按照市場(chǎng)化進(jìn)程的高低對(duì)樣本進(jìn)行分組，按照上述原則設(shè)置中中值線，值線以下的表示市場(chǎng)化程度低的區(qū)域，否則為市場(chǎng)化程度高的區(qū)域，而后實(shí)施子樣本回歸分析，研究市場(chǎng)化差異下，不同公司治理結(jié)構(gòu)水平對(duì)公司績(jī)效的動(dòng)態(tài)調(diào)整的差異性。在有關(guān)公司治理行為動(dòng)態(tài)理論模型基礎(chǔ)上，我們構(gòu)建如下實(shí)證模型3：

其中，TobinQ代表公司績(jī)效，X表征不同企業(yè)治理結(jié)構(gòu)指標(biāo)，在此，采用此前的公司治理綜合指數(shù)Gov表示，lnasset、leverage和roa分別表示總資產(chǎn)自然對(duì)數(shù)、杠桿率及總資產(chǎn)收益率；隨機(jī)誤差項(xiàng)υit=νi+εit；υit表示未被觀測(cè)的面板數(shù)據(jù)的分組效應(yīng)，借以表征不同企業(yè)的差異性水平。在此，為了研究公司治理水平對(duì)公司績(jī)效的動(dòng)態(tài)累積效應(yīng)，我們擬引入滯后變量TobinQit-1。由于企業(yè)過去績(jī)效與公司未來客戶量正相關(guān)，所以，再引入滯后變量，可以減弱結(jié)構(gòu)變量與殘差的相關(guān)性。

基于面板數(shù)據(jù)的考察，Arellano&Bond（1991）構(gòu)建了GMM廣義矩估計(jì)模型，以加強(qiáng)對(duì)面板數(shù)據(jù)的動(dòng)態(tài)研究。Arellano&Bond（1991）的研究結(jié)果表明，在大樣本條件下，GMM廣義矩估計(jì)量趨向一致，借鑒上述研究結(jié)論，我們擬構(gòu)建廣義矩估計(jì)GMM模型以獲得序列相關(guān)系數(shù)的有效估計(jì)量。

2.3 樣本和數(shù)據(jù)來源

本文以2002～2012年中國上市公司的治理數(shù)據(jù)為初選樣本，剔除了：（1）ST企業(yè)的相關(guān)統(tǒng)計(jì)值；(2)金融業(yè)的相關(guān)企業(yè)財(cái)務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)；（3）出現(xiàn)年度數(shù)據(jù)缺失或變量指標(biāo)缺失的相關(guān)企業(yè)財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)。另外，本研究所需市場(chǎng)化指數(shù)源于樊綱等（2011）構(gòu)建的我國市場(chǎng)化指數(shù)體系，其他企業(yè)特征數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫（2002～2012）。

3 實(shí)證結(jié)果及分析

3.1 描述性統(tǒng)計(jì)

我們對(duì)考察的樣本變量做如下描述，結(jié)果見表2所示。

表2 樣本的描述性統(tǒng)計(jì)指標(biāo)

表2數(shù)據(jù)顯示，樣本企業(yè)的公司治理指數(shù)Gov標(biāo)準(zhǔn)差為2.8132，表明我國企業(yè)治理結(jié)構(gòu)水平差異較大，這是我們?cè)谘芯窟^程中不容忽視的重要因素。上述數(shù)據(jù)表明，我國的市場(chǎng)化程度均值達(dá)7.3513，標(biāo)準(zhǔn)差達(dá)2.1401，表明雖然，企業(yè)地區(qū)分布不同，但是其所處地區(qū)的市場(chǎng)化程度總體比較高。

3.2 回歸結(jié)果與分析

（1）市場(chǎng)化進(jìn)程與公司治理關(guān)系的分析。

對(duì)模型1進(jìn)行回歸分析的結(jié)果如表3所示。從表3中可以看出，市場(chǎng)化指數(shù)的回歸系數(shù)為0.8098，在1%水平上顯著，說明隨著市場(chǎng)化程度的加大，公司治理水平是逐步提高的。接下來要研究的問題是公司治理結(jié)構(gòu)自身在提高的同時(shí)，如何影響上市公司的績(jī)效。

表3 市場(chǎng)化進(jìn)程與公司治理的相關(guān)系數(shù)

（2）市場(chǎng)化進(jìn)程、公司治理及公司績(jī)效關(guān)系研究。

運(yùn)用公式（2），回歸結(jié)果如表4所示。從表4中可以看出，公司治理綜合指數(shù)在1%的顯著性水平上顯著，這說明治理機(jī)制對(duì)于企業(yè)價(jià)值在不同的市場(chǎng)環(huán)境下具有不同程度的作用；隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的提高，公司治理水平將不斷增強(qiáng)，企業(yè)價(jià)值也不斷上升。接下來要研究公司治理結(jié)構(gòu)在演變中對(duì)于公司績(jī)效的動(dòng)態(tài)調(diào)整作用。

表4 市場(chǎng)化進(jìn)程、公司治理與公司績(jī)效的回歸分析

對(duì)模型3進(jìn)行回歸分析的結(jié)果如表5所示。觀察結(jié)果，在AR檢驗(yàn)中，拒絕原假設(shè)AR(1)，接受原假設(shè)AR(2)意味著估計(jì)方差誤差項(xiàng)相關(guān)性指標(biāo)不顯著；Sargan過度識(shí)別表明變量選取具有較強(qiáng)的有效性。因此，GMM廣義矩估計(jì)模型的估計(jì)結(jié)果有效。

表5 公司績(jī)效提升之于公司治理水平的統(tǒng)計(jì)特征

上述研究顯示，滯后一期變量在1%的水平上顯著相關(guān)，回歸系數(shù)分別為0.4976與0.4981，表明在市場(chǎng)化水平較高的地區(qū)，其公司績(jī)效的調(diào)整速度為0.5024（1-0.4976），市場(chǎng)化水平低的地區(qū)，其公司績(jī)效的調(diào)整速度為0.5019（1-0.4981），可見，公司績(jī)效的調(diào)整速度與一個(gè)地區(qū)的市場(chǎng)化水平呈正相關(guān)關(guān)系。而且不管市場(chǎng)化程度高低與否，ρ＜1恒成立，表明我國公司的市場(chǎng)價(jià)值沒有達(dá)到既定組織狀態(tài)下的預(yù)期水平。隨著市場(chǎng)化水平的增強(qiáng)，企業(yè)績(jī)效逐漸收斂，而且正趨向于最優(yōu)水平，假設(shè)3得證。上述研究進(jìn)一步表明，當(dāng)下，我國企業(yè)治理結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化，催生出更強(qiáng)有效的公司績(jī)效，假設(shè)1、2得證。

上述研究結(jié)論表明，Gov回歸系數(shù)在1%的水平上顯著為正，意味著公司治理水平正相關(guān)于相應(yīng)企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值調(diào)整值；總資產(chǎn)規(guī)模與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)(1%的顯著性水平)，說明我國當(dāng)下中小盤企業(yè)估值較高；公司價(jià)值與其杠桿率水平在l%水平下顯著負(fù)相關(guān)，意味著企業(yè)負(fù)債率越大，企業(yè)的現(xiàn)金流越小，企業(yè)價(jià)值將被低估，此時(shí)將限制社會(huì)投資者的投資決策。

3.3 穩(wěn)健性檢驗(yàn)

在本研究中，我們做出以下技術(shù)處理，以測(cè)試檢驗(yàn)結(jié)果的穩(wěn)健性水平：其一，構(gòu)建了由五大二級(jí)指數(shù)構(gòu)成的市場(chǎng)化指數(shù)體系，以測(cè)算市場(chǎng)化進(jìn)程指標(biāo)；其二，為檢驗(yàn)公司治理水平與企業(yè)績(jī)效調(diào)整的有效性，本文選取企業(yè)營業(yè)性收入指標(biāo)作為公司治理的綜合指標(biāo)指數(shù)。穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果顯示，主要研究結(jié)論不變。

4 結(jié)論

本文通過建立動(dòng)態(tài)回歸模型并運(yùn)用GMM方法對(duì)市場(chǎng)化進(jìn)程、公司治理和企業(yè)績(jī)效進(jìn)行研究，得出以下結(jié)論：（1）市場(chǎng)化水平與公司治理水平顯著正相關(guān)。隨著市場(chǎng)化進(jìn)程的加快，公司治理水平也逐步提高。（2）我國上市公司的企業(yè)績(jī)效沒有達(dá)到既定要素和技術(shù)條件下的最優(yōu)水平，在我國經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)軌過程中，給定企業(yè)組織方式和生產(chǎn)方式，隨著市場(chǎng)化改革的加快，企業(yè)績(jī)效處于收斂狀態(tài)，且市場(chǎng)化程度越高，收斂調(diào)整的速度越快。（3）本研究不僅豐富了公司治理和企業(yè)績(jī)效相關(guān)理論，同時(shí)闡明了制度背景對(duì)企業(yè)行為具有較大影響，這為我國市場(chǎng)化改革的必要性和正確性提供了理論支持。

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