陳云橋,郝 晗,李 杰
(延安大學經(jīng)濟與管理學院,陜西延安 716000)
混合所有制改革是我國國有上市公司乃至整個經(jīng)濟體制改革的基本路徑,國有上市公司進行混改的基本邏輯在于通過股權(quán)多元化優(yōu)化公司的治理機制和經(jīng)營體制。公司治理的關鍵在于控制權(quán)配置,即股權(quán)集中水平和股權(quán)制衡水平,其合理與否無疑對國企混改的效果起著至關重要的作用。第一大股東在公司治理中的影響較大,扮演著兩種不同的角色,既有可能利用控制權(quán)謀取私有收益,發(fā)揮侵占效應[1],也有可能對管理層進行監(jiān)督,積極參與公司治理,發(fā)揮激勵效應,提高公司價值[2]。此外,混改引進的多元化投資者之間既有可能發(fā)揮監(jiān)督效應,降低控股股東攫取私有收益的行為[3],也有可能形成共謀,發(fā)揮合謀效應,瓜分控制權(quán)收益,從而降低公司價值[4]。
現(xiàn)有的理論及經(jīng)驗表明,控制權(quán)配置與公司價值之間并非簡單的線性關系,而是隨著不同效應的此消彼長與公司價值之間存在復雜的非線性關系?;诖耍疚脑诨旌纤兄聘母锏谋尘跋?,以2013—2019年滬深兩市A股國有上市公司為研究對象,實證檢驗國有上市公司混改背景下控制權(quán)配置與公司價值之間的區(qū)間效應,以期為國有上市公司混合所有制改革提供經(jīng)驗證據(jù)。
綜觀已有的文獻,學者們已形成控制權(quán)配置是影響公司價值重要因素的共識,但就控制權(quán)配置如何影響公司價值還未形成統(tǒng)一認識。一種觀點認為,股權(quán)的集中有利于激勵大股東監(jiān)督管理層,解決股權(quán)分散下的“搭便車”問題,從而提升公司價值[5],股權(quán)間的制衡促使其他大股東對控股股東進行監(jiān)督,有效抑制其違規(guī)操作行為,對上市公司價值有一定的積極作用[6]。另一種觀點認為,股權(quán)的集中使得大股東具備違規(guī)操作的條件,對公司價值產(chǎn)生負面影響[7],大股東之間的合謀會侵占其他股東的利益,股權(quán)制衡度的提高反而不利于提升公司價值[8]。還有觀點認為,股權(quán)結(jié)構(gòu)具有內(nèi)生性,股權(quán)集中度與公司價值并不存在相關關系[9]。
控制權(quán)配置與公司價值之間關系的復雜性,使學者們意識到控制權(quán)配置與公司價值之間并非簡單的線性關系。一種觀點認為,第一大股東持股比例對公司價值的影響表現(xiàn)為倒“U”型曲線關系,這種關系意味著當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例超過某一個限度時,會對公司價值產(chǎn)生負向效應[10-11];受股東間監(jiān)督效應和合謀效應的影響,股權(quán)制衡度與公司價值存在倒“U”型關系[12]。另一種觀點則提出相反的看法,認為第一大股東持股比例與公司價值呈正“U”型關系[13],股權(quán)制衡度處于兩端比處于中間水平更有利于提升公司價值,其他大股東對控股股東的制衡能力與公司價值存在先降后升的正“U”型非線性相關[14]。還有觀點認為,公司價值隨第一大股東激勵效應和侵占效應的此消彼長與第一大股東持股比例存在“N”型曲線相關[15-16]。
總之,從公司治理存在的不同效應角度,學者們考察了控制權(quán)配置與公司價值之間的關系:第一大股東因股權(quán)集中發(fā)揮激勵效應或股東之間發(fā)揮監(jiān)督效應時,公司價值得到提升,而第一大股東因過高股權(quán)發(fā)揮侵占效應或股東之間發(fā)揮合謀效應時,公司價值受到損失。因此,公司價值將在不同效應的影響下動態(tài)變化。然而,目前學者對于混改背景下控制權(quán)配置與公司價值關系的研究局限于線性關系分析,非線性關系研究相對較少。
本文的主要創(chuàng)新點為:從混改角度出發(fā),克服利用線性模型研究混改背景下控制權(quán)配置和公司價值之間關系的不足,運用非線性回歸模型實證檢驗控制權(quán)配置和公司價值之間的區(qū)間效應。
1.股權(quán)集中度與公司價值
持股比例的提高會增加第一大股東的剩余所有權(quán),使其能夠投入更多的努力去監(jiān)督管理層,股權(quán)持有對第一大股東參與公司治理的激勵表現(xiàn)為第一大股東的激勵效應。利益趨同理論指出,通過對管理層實施股權(quán)激勵,使其擁有部分剩余索取權(quán),可以統(tǒng)一股東和管理層之間的效益函數(shù),從而有效降低二者間的代理成本[17]。但在股權(quán)分散下對管理層的激勵作用卻十分有限甚至可能造成嚴重的激勵扭曲問題[18],所有權(quán)的集中有利于加強股東對管理層的監(jiān)督,減少了由于信息不對稱的存在而加劇的股東與管理層之間的矛盾沖突,能夠很好地彌補各種激勵機制的局限性[19],從而有助于提升公司價值。第一大股東持股的激勵效應表現(xiàn)為,第一大股東持股與公司價值正相關。
然而,持股比例的進一步提高會增加第一大股東的控制權(quán),大股東因此具備違規(guī)操作的條件,第一大股東因持股比例過高而侵害中小股東利益的行為表現(xiàn)為第一大股東的侵占效應。當過高的持股比例使公司大部分控制權(quán)掌握在大股東手中,大股東便有條件為謀取控制權(quán)私利而去侵害中小股東的利益[20]。第一大股東持股的侵占效應表現(xiàn)為,第一大股東持股與公司價值負相關。
隨著第一大股東持股比例的進一步提高,大股東治理機制的效應又將主要體現(xiàn)為激勵效應。股權(quán)的進一步提高會增強第一大股東主人翁意識,增強其責任感和危機感,當公司出現(xiàn)虧損,第一大股東也會按比例承擔較多的部分。
基于以上分析,隨著第一大股東持股比例的不斷提高,公司價值在激勵效應和侵占效應的影響下動態(tài)變化,呈現(xiàn)出上升—下降—上升的三段曲線變化趨勢。因此,有以下假設1和假設2:
H1:第一大股東持股比例與混改國企公司價值之間存在三段“N”型曲線變化趨勢;
H2:股權(quán)集中度與混改國企公司價值之間存在三段“N”型曲線變化趨勢。
2.股權(quán)制衡度與公司價值
股東治理機制因多個大股東的存在變得復雜,其他股東的利益既可能因為多個大股東的共謀而受到侵害[21],也可能因為其他大股東對管理層和控股股東進行監(jiān)督,抑制其違規(guī)操作的行為[22]而得到保障?,F(xiàn)有的研究表明,多個大股東不僅可能發(fā)揮監(jiān)督效應,而且還可能與控股股東發(fā)揮合謀效應來瓜分私有收益。當監(jiān)督效應占據(jù)主導地位時,股權(quán)制衡度的提高有助于提升公司價值;當合謀效應占據(jù)主導地位時,股權(quán)制衡度的提高反而會降低公司價值。公司價值在兩種效應的影響下動態(tài)變化。
基于上述分析,監(jiān)督效應和合謀效應的共同作用導致股權(quán)制衡度與公司價值之間存在區(qū)間效應。因此,有以下假設3:
H3:股權(quán)制衡度與混改國企公司價值之間存在非線性變化趨勢。
本文從CSMAR數(shù)據(jù)庫選取了2013—2019年滬深兩市A股國有上市公司平衡面板數(shù)據(jù),選取方法參考李春玲等(2017)[23]的做法,即在時間窗口期內(nèi),若某一年國有第一大股東比例減少則作為混改事件發(fā)生。
(1)根據(jù)實際控制人性質(zhì),篩選國有上市公司;(2)篩選第一大股東持股比例減少的公司,但剔除連續(xù)減少的公司,使樣本在混改前后2年的國有股比例保持穩(wěn)定;(3)剔除ST、*ST、金融和保險類上市公司;(4)剔除未披露的上市公司數(shù)據(jù)。這樣收集到328 家國有上市公司作為樣本,共2 296 組數(shù)據(jù)。數(shù)據(jù)處理軟件為Stata16.0和Excel2003。
1.被解釋變量:公司價值。與大多數(shù)研究公司價值的文獻類似,采用Tobin's Q衡量公司價值。參考夏立軍和方軼強(2005)[24]的研究方法,Tobin's Q=市場價值/重置成本=(股票價值+債務價值)/總資產(chǎn)。
2.解釋變量:股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度。參考現(xiàn)有文獻,股權(quán)集中度(CR)以第一大股東持股數(shù)占股本總數(shù)比重來衡量,股權(quán)制衡度(Z)以第二至第五位股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來衡量。
3.控制變量:基于現(xiàn)有文獻,選取財務杠桿、公司規(guī)模、成長能力來控制其他因素對公司價值產(chǎn)生的影響。財務杠桿(LEV)用公式資產(chǎn)負債率=負債/總資產(chǎn)表示,公司規(guī)模(SIZE)取年末總資產(chǎn)的自然對數(shù),成長能力(GROWTH)用公式營業(yè)收入增長率=(本年營業(yè)收入-上年營業(yè)收入)/上年營業(yè)收入表示。
經(jīng)Hausman檢驗,選擇雙向固定效應模型對研究假設進行檢驗。為檢驗股權(quán)集中度對公司價值影響的區(qū)間效應,構(gòu)建模型(1):
其中,Tobin'sQ為公司價值;α、β、γ為回歸方程的系數(shù);CR、CR2、CR3分別表示第一大股東持股比例及其平方、三次方;Z、Z2、Z3分別表示第二至第五位股東持股比例之和與第一大股東的持股比例的比值及其平方、三次方;μ為隨機擾動項。
從表1變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果可以看出:(1)公司價值(Tobin'sQ)最大值為17.9264,最小值為0.7063,標準差為1.1473,表明混改國企之間的市場價值差異較大。(2)第一大股東的持股比例(CR)均值為40.42%,表明混改國企股權(quán)相對集中,符合我國國有上市公司普遍存在的“一股獨大”現(xiàn)象。(3)股權(quán)制衡度(Z)均值為0.4574,表明混改國企的其他大股東對國有股東的制衡能力較弱。(4)資產(chǎn)負債率(LEV)均值為50.60%,表明混改國企的整體資產(chǎn)債務比率適中。(5)公司規(guī)模(SIZE)均值為23.1275,規(guī)模水平較高,符合國有企業(yè)的特點。(6)公司成長能力(GROWTH)最大值為704.27%,最小值為-87.32%,遠低于最大值,表明混改國企之間的成長能力差異顯著。
表1 變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果
從表2 變量相關系數(shù)可以看出:(1)第一大股東持股比例(CR)與公司價值(Tobin's Q)的相關系數(shù)為-0.0992,在1%的置信水平上顯著,表明股權(quán)集中度與公司價值負相關。(2)第二至第五位股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值(Z)與公司價值(Tobin's Q)的相關系數(shù)為-0.0401,在10%的置信水平上顯著,表明股權(quán)制衡度與公司價值負相關。假設H1、H2、H3的部分結(jié)論得到初步驗證。(3)財務杠桿(LEV)與公司價值(Tobin's Q)的相關系數(shù)為-0.4062,在1%的置信水平上顯著,公司規(guī)模(SIZE)與公司價值(Tobin's Q)的相關系數(shù)為-0.4530,在1%的置信水平上顯著,表明資產(chǎn)負債率、公司規(guī)模與公司價值負相關。(4)成長能力(GROWTH)與公司價值(Tobin's Q)的相關系數(shù)為0.0008,但不具有統(tǒng)計意義上的顯著性。各變量間的相關系數(shù)均小于0.5,表明不存在多重共線性。
表2 Person 相關性統(tǒng)計
為增加回歸結(jié)果的可靠性,采用逐步增加控制變量的方法進行回歸,回歸結(jié)果由表3給出。
表3 報告了股權(quán)集中度與公司價值的回歸結(jié)果,在控制變量逐漸增加的回歸中,解釋變量CR、CR2和CR3均通過顯著性檢驗,且正負號沒有發(fā)生變化。其中CR和CR3的系數(shù)為正,而CR2的系數(shù)為負,表明第一大股東持股比例與公司價值之間存在顯著的三段非線性關系。公司規(guī)模在1%的置信水平下與公司績效存在負相關關系,表明并非公司規(guī)模越大,公司價值就越好,可能是因為上市公司過于追求規(guī)模,而忽視了效率。而公司價值與財務杠桿、成長能力之間不存在統(tǒng)計學意義上的顯著性。
表3 股權(quán)集中度與公司價值
為進一步研究第一大股東持股比例與公司價值的區(qū)間效應,按照表3非線性回歸結(jié)果,計算N型曲線的拐點,分別為29.02%(公司價值在此點取極大值)和76.07%(公司價值在此點取極小值)。當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例(CR)在0 ~29.02%時,公司價值隨著第一大股東持股比例的增加而增加,隨著股權(quán)的集中,第一大股東開始發(fā)揮激勵效應;當CR在29.02%~76.07%時,公司價值隨著第一大股東持股比例的增加而減少,第一大股東因股權(quán)的過度集中而發(fā)揮侵占效應;當CR超過76.07%時,公司價值隨著第一大股東持股比例的增加而增加,第一大股東又主要發(fā)揮激勵效應。假設H1、H2得到證實。
表4報告了股權(quán)制衡度與公司價值的回歸結(jié)果,股權(quán)制衡度對公司價值的影響并不存在二次曲線關系,而是表現(xiàn)為三次曲線特征。在控制變量逐漸增加的回歸中,解釋變量Z、Z2和Z3均通過顯著性檢驗,且正負號沒有發(fā)生變化,其中Z和Z3的系數(shù)為正,Z2的系數(shù)為負。
表4 股權(quán)制衡度與公司價值
按照表4非線性回歸結(jié)果,計算“N”型曲線的拐點,分別為0.5858(公司價值在此點取極大值)和1.8763(公司價值在此點取極小值)。當股權(quán)制衡度在(0,0.5858)時,公司價值隨著股權(quán)制衡度的提高而提高,股東間的監(jiān)督效應占主導地位;當股權(quán)制衡度在(0.5858,1.8763)時,公司價值隨著股權(quán)制衡度的提高而降低,股東間的合謀效應占主導地位;當股權(quán)制衡度大于1.8763時,公司價值隨著股權(quán)制衡度的提高而提高,股東間的監(jiān)督效應再次占據(jù)主導地位。因此,公司價值與股權(quán)制衡度之間存在顯著的“N”型曲線關系。假設H3得到證實。
為保證上述結(jié)論的可靠性,采取以下方法進行穩(wěn)健性檢驗。
國外學者主要使用托賓Q值(Tobin's Q)或市凈率(MBR)來衡量公司價值,由于我國上市公司非流通股價格僅為流通股價格的20%~30%[25],用流通股股價乘以非流通股股數(shù)自然會高估股票整體市值。
1.參考白重恩和劉俏等(2005)[13]的研究方法,以流通股價格折價的70%來計算非流通股的市值,得到托賓Q值另一種計算方法,TQ70=(股票年末收盤價×流通股股數(shù)+0.3×股票年末收盤價×非流通股股數(shù)+負債賬面價值)/總資產(chǎn)。
2.參考杜瑩和劉立國(2002)[10]的研究方法,非流通股的市值以股票年末收盤價的1/2乘以非流通股數(shù)來計算,由此得到修正后的市凈率,AMBR=(股票年末收盤價×流通股股數(shù)+0.5×股票年末收盤價×非流通股股數(shù))/凈資產(chǎn),為降低異方差性,在回歸中對其取自然對數(shù)。
使用上述兩個變量替代前文的Tobin's Q,由表5回歸結(jié)果可知,主要研究結(jié)論在更換被解釋變量后仍然成立。
表5 更換被解釋變量
將衡量股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度的解釋變量分別替換為:前五大股東持股比例的平方和(HERF)、第二至第十位股東持股比例之和與第一大股東持股比例的比值(X)。由表6回歸結(jié)果可知,主要研究結(jié)論在更換解釋變量后仍然成立。本文的結(jié)論具有較高的可靠性。
表6 更換解釋變量
本文選取滬深兩市A股國有上市公司數(shù)據(jù),以2013—2019年的大樣本數(shù)據(jù)為基礎,實證檢驗了控制權(quán)配置對公司價值影響的區(qū)間效應。研究結(jié)果表明:
1.公司價值在第一大股東持股的激勵效應和侵占效應的影響下動態(tài)變化,股權(quán)集中度對公司價值的影響具有顯著的區(qū)間效應,二者間呈現(xiàn)出一種“N”型的三次曲線關系。具體而言,在第一大股東持股比例處于0 ~29.02%(激勵區(qū)間)、29.02%~76.07%(防御區(qū)間)和76.07%~100%(激勵區(qū)間)三個不同區(qū)間時,公司價值先是上升,而后下降,最后又不斷上升。
2.公司價值在股東間的監(jiān)督效應與合謀效應的影響下動態(tài)變化,股權(quán)制衡度對公司價值的影響具有顯著的區(qū)間效應,二者間呈現(xiàn)出一種“N”型的三次曲線。具體而言,在股權(quán)制衡度處于0 ~0.5858(監(jiān)督區(qū)間)、0.5858 ~1.8763(合謀區(qū)間)和大于1.8763(監(jiān)督區(qū)間)三個不同區(qū)間時,公司價值先是上升,而后下降,最后又不斷上升。
本文的研究結(jié)論對混合所有制改革的實踐具有重要啟示??紤]到我國國有上市公司股權(quán)相對集中以及股權(quán)制衡水平較低的現(xiàn)實,國有上市公司在進行控制權(quán)配置時,可以適當降低第一大股東持股比例,并增加其他大股東持股比例以提高股權(quán)制衡水平。但需要注意的是,混改并非要盲目地將第一大股東持股比例、股權(quán)制衡度設定在某一水平。首先,股權(quán)的高度集中未必一定給公司價值帶來負向效應。在完善國有上市公司的治理機制時,應充分考慮到第一大股東的激勵效應和侵占效應,通過合理的控制權(quán)配置來引導第一大股東的激勵行為和抑制其防御行為。其次,在引入多元化的投資者時,應考慮到投資者的異質(zhì)性等因素,引入不同背景的投資者,發(fā)揮股東間的監(jiān)督效應,防范股東間的合謀效應。