上市公司控股股东性质对非效率投资的影响-基于我国上市公司的实证研究

上市公司控股股东性质对非效率投资的影响-基于我国上市公司的实证研究 上市公司控股股东性质对非效率投资的影响-基于我国上市公司的实证研究 摘要:本文以2005,2007年中国上市公司数据为样本，针对股权集中条件下企业不同控制权配置形态与过度投资行为之间的关系进行实证研究，结果表明，在监督组中股权集中度与投资效率呈“U”型关系，股权制衡效果明显，过度投资得到有效抑制;反之，在共谋组中股权集中度与投资效率呈倒“U”型关系，此时股权制衡难以发挥积极的作用，过度投资几率增加。 论文关键词:控制权配置形态,过度投资,股权集中,股权制衡 从2007年下半年开始，始于美国的金融危机对世界各国都造成了巨大影响。2008年11月5日，我国中央政府推出了4万亿投资的两年经济振兴，以应对中国经济蕴含的下滑风险。与之相呼应，各地政府也纷纷宣布大规模投资计划。报道称，根据目前已公布的投资计划的74个省市的合算，投资计划总额已接近18万亿。这些投资计划最终会落实到市场经济的微观主体--企业来执行，上市公司可能为了获取国家相关支持资金而进行过度投资。然而过度投资导致的资源浪费，最终会损害上市公司的价值。上市公司是我国现代企业制度的先行者，其公司治理建设亦走在我国公司治理的前列。一直以来，建立并完善公司股权制度都是中国经济体制改革的重要内容。目前，中国上市公司股权治理的制度框架已基本建立，上市公司透明度明显增加，运作水平有了很大提高。但是，中国的上市公司股权治理也存在大股东之间相互勾结、高管人员缺乏诚信、利用关联交易粉饰财务报表等全球公司治理的共性问，使得股权制衡难以发挥作用。所以，为了积极应对金融危机，更合理高效的运用政府各项投资资金，使上市公司更好地为振兴经济服务，那么，清楚的认识我国上市公司第一、二大股东的属性对投资效率的影响，以防过度投资现象的发生，具有一定的现实意义。 一、 理论分析与研究假设 我国上市公司按照所有权性质大致可以分为国有和非国有两类，这两类上市公司在激励体制上有着明显的差异，相对于国有上市公司而言，非国有上市公司监管体系监管较弱，有着强烈的扩张动机，容易发生非效率投资行为。而国有控股上市公司一般属于关系国计民生的重点行业，无论是企业本身还是其监管者都受到来自中央部委的大力监管，代理成本相对较小。所以，当第一、二大股东分属不同性质时，由于面临的激励与约束机制不同，双方不仅需要考虑投资行为所面临的监管成本，还要权衡其个人的利益得失，从而导致双方分享控制权收益的成本更高，也就是说，此时双方相互的制衡力增强，那么将会在一定程度上遏制企业的非效率投资行为。然而当第一、二大股东属性相同时，他们之间共谋串通的“政治成本”大大降低，股权制衡力度减弱，不可避免地导致了上市公司过度投资行为的发生。因此，可以得到: 命题1:当第一、二大股东属性相同时，共谋倾向大于监督，过度投资行为发生;属性相异时，监督倾向大于共谋，过度投资行为得到抑制。 其次，当第一、二大股东属性相同时，由于该属性的大股东对上市公司的绝对控股使得其利益更多的与公司相一致，更容易对管理人员进行监督与激励，具有一定的积极影响， 但随着股权的过度集中会在一定程度上产生利益侵占效应以及超强控制倾向，目前我国上市公司由于国有资产的出资人代表不到位、产权模糊、缺乏有效的约束激励机制，导致上市公司非效率投资的例子比比皆是;而当第一、二大股东性质相异时，随着其联合持股数的增加，他们之间由于存在越来越迫切的经济与政治利益目标的实现，只有通过更加严格的相互监督来弱化对方谋取控制权私利的能力，以便抑制非效率投资行为的发生，因此，可以得到: 命题2:当上市公司第一、二大股东属性相同时，股权集中度与投资效率水平呈倒“U”型曲线关系，股权集中导致投资效率低下;属性相异时，股权集中度与投资效率呈“U”型曲线关系，股权集中使得投资非效率行为得到抑制。 最后，当第一、二大股东属性相同时，企业决策团体的所有权比例增加，两大股东之间的议价成本降低，同时由于双方共谋倾向的增加，使得股权制衡难以发挥制约双方决策行为的作用;当第一、二大股东属性相异时，控股股东的联合“掏空”行为面临的边际成本增大，双方难以就控制权收益的分配达成一致意见，并且由于大股东之间监督倾向的增加，降低了控制集团双方的利益侵占程度，非效率投资行为得到抑制。因此，可以得出: 命题3:第一、二大股东属性相同时，股权制衡难以发挥积极的效果，过度投资行为发生;属性相异时，股权制衡效果明显，过度投资行为得到有效抑制。 三、研究与变量 1、 样本选取与数据来源 本文选取中国沪深证券市场(2005,2007)年度所有上市公司初始样本4044个，样本数据筛选过程如下:(1)剔除金融行业的上市公司;(3)为了避免异常值的影响 ,剔除了 2005 , 2007 年被 ST 和 PT的公司,以及净资产为负和数据不全的公司;(4)由于面临不同的市场监管环境，剔除了同时发行B 股、 H 股的公司;(5)剔除信息披露不完全的公司;(6)由于控制权变更会影响企业投资行为，剔除控制权发生变更的上市公司，得到最终样本上市公司2738家。 本文研究采用中国上市公司的股权结构与现金流数据通过所有的数据来自中国股票上市公司财务数据库查询系统(CSMAR ,V2. 1)和巨潮资讯网。数据处理软件为stata10.0。 2、 模型及变量 本文在确定上市公司过度投资水平中参考Richardson的方法。模型(2)的因变量Inew为过度投资或投资不足，表示模型(1)中的回归残差。通过分组考察当第一、二大股东属性相同与否的情况下，被解释变量---上市公司过度投资水平同选取的解释变量---股权集中度、股权制衡之间的相关性，构建两个回归模型如下: (1) (2) 其中，、为截距，代表截面数据的个体效应，(i=1…9)为 回归系数，、为随机变量，代表随机误差项。具体相关变量说明如下: 表一 研究变量定义表 被解释变量 上市公司投资水平(Inew) 公司该年度的新增投资 上市公司过度投资水平(Inew) 模型(1)残差为正时发生代表过度投资。 解释变量 股权集中度(CH) 第一大股东持股比例 股权制衡度(Block) 第二至第五大股东持股比例之和/第一大股东持股比例 控制变量 销售收入增长率(Growth) 公司前后一年主营业务增长率 资产负债率(Lev) (负债总额/资产总额)100% 股票年度回报率(Ret) (股票年平均利润/投资总额)×100% 年末持有现金量(Cash) (年末现金+短期投资)/总资产 公司上市年龄(Age) 企业成立年限 公司规模(Size) 总资产账目值的自然对数 自由现金流(CF) (经营现金流量-折旧-摊销-预期当年投资)/平均总资产 注:控制变量一栏省略了行业(Indu)及年度(Year)哑变量。 二、 实证分析 1、 变量描述性统计 表二 投资及其变量的描述性统计 共谋组 监督组 Inew Tobin-Q CF CH Block Inew Tobin-Q CF CH Block 均值 0.104 1.068 0.066 0.451 0.431 0.069 0.984 0.107 0.31 0.627 标准差 0.121 1.234 0.105 0.39 0.377 0.098 1.004 0.113 0.297 0.586 最小值 -0.447 0.134 -0.971 0.008 0.026 -0.447 0.129 -0.971 0.008 0.069 最大值 1.483 57.734 4.091 0.638 4.022 1.371 56.129 3.901 0.501 3.716 样本数 1998 1998 1998 1998 1998 740 740 740 740 740 由上市公司新增投资Inew的均值可知在分组下企业投资均处于增长态势;Tobin-Q代 表企业投资机会，均值为1.068与0.984，说明企业存在投资机会;自由现金流均值都 为正，根据自由现金流代理理论，存在正的自由现金流时，为企业过度投资创造了条件，另 外，从分组下的数据还可看出，在我国上市公司中，股权集中度和控制度高的特征非常明显， 说明控股股东有足够多的投票权以制定符合自身私利的战略投资决策，这将有可能导致企业 非效率投资行为的发生。 2、 实证结果分析 表三 预期资本投资支出模型的回归结果 变量 预期符号 Growth: 销售增长率 Growth: Tobin-Q 系数 t值 系数 t值 Intercept -0.117 -2.335 -0.16 -1.09 Growth + 0.014 2.33 0.012 2.05 Lev - -0.011 -5.106 -0.013 -0.25 Ret + 0.048 3.107 0.081 2.17 Cash + 0.13 11.10 0.425 2.56 Age - -0.04 -1.99 -0.064 -2.11 Size + 0.014 3.88 0.04 1.57 Inew + 0.065 13.036 0.169 10.43 Year 控制 控制 Indu 控制 控制 Adj.R 0.309 0.277 N 2738 2738 注:***，**，*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。 表三的估计中Growth变量使用了销售收入增长率、Tobin-Q两种方式，报告了模型(1)的回归结果，两个回归的被解释变量均为新增资本的投资支出，目的是为了根据模型(1)估计的回归残差，从而得出公司投资不足或过度投资的估计值。结果表明，成长性替代变量无论是销售收入增长率还是Tobin-Q值，都显著的正向影响公司的新增投资。其他控制变量 如公司现金水平、负债率及上期新增投资等变量与预期符号一致。 表四 不同控股股权性质的分组下股权集中、股权制衡对过度投资的影响分析 变量 Intercept QCF CH CH Block Adj-R 样本量 预期符号 + + 2738 共谋组 1.58 (0.025) -2.07 (0.011) 0.68 (0.0005) -1.24 (0.985) 3.025 (0.047) 0.023 1998 监督组 1.35 (0.014) 3.44 (0.176) 1.49 (0.012) 2.57 (0.764) 2.31 (0.012) 0.057 740 注:***，**，*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著。 为了考察上市公司第一、二大股东性质相同与否的情况下对非效率投资行为的影响，本文将研究样本划分为两组，即公司第一、第二大股东同为国有或非国有股东(共谋组)以及分别为国有股东和非国有股东(监督组)。回归结果如表四所示。 Tobin-Q与现金流CF乘积交互项分别在0.1和0.05的置信水平下显著相关，在共谋组中符号为负，表明企业存在过度投资行为;在监督组中符号为正，表明企业的过度投资得到了有效抑制，可验证命题1的结论;当第一、二大股东相互共谋时，随着第一大股东持股比例的增加，过度投资水平与第一大股东持股比例在0.05的置信水平下显著正相关，且与其平方显著负相关，股权集中度与过度投资水平呈倒“U”关系;当第一、二大股东相互监督时，随着第一大股东持股比例的增加，过度投资水平与第一大股东持股比例不显著，但与其平方在0.1的置信水平下显著正相关，即股权集中度与过度投资水平呈“U”型关系，可验证命题2的结论;共谋组中股权制衡度的影响未见显著，说明此时由于形成了股东联盟，在“利益趋同”效应下，股东联盟已完全控制企业，使得其他大股东对其基本无制衡力，此时股权制衡大小对投资效率不能起到制约作用，导致投资非效率倾向加剧;在监督组中，股权制衡度在0.05的置信水平下显著正相关，股权制衡效果相对较好、作用更为积极，使得企业的过度投资行为得到有效缓解，与命题3相符。 3、 稳健性检验 依据《上市公司章程指引》第41条中关于控股股东的相关规定，按照我国上市公司控股股东持股超过40%，以及30%、25%的比例重新划分样本，结果发现这并不影响本文的研究结论;其次，在模型(2)的基础上引入大股东性质的哑变量SX与Tobin-Q构造的交叉项SXQCF检验制约机制是否能缓解过度投资行为，因为交叉项SXQCF的系数显著为正，故说明制约机制有效;最后，在对Tobin-Q的测算中，按照流通股价70%与80%的折价来重新进行估算，结果表明，当Q值下降时，投资与现金流的相关性增强，可认为上市公司存在过度投资行为。所以，一系列检验表明本研究结论具有较高的稳定性。 三、 结论 基于中国典型的大股东控制的股权结构，本文利用2738家上市公司2005,2007年的数据为样本，在对公司第一、二大控股股东的性质相同与否为切入点，通过理论与实证的结合分析，研究和探讨了在第一、二大股东属性相同和相异下所有权特征与投资行为的关系。研究认为，在大股东不同的所有权配置下，企业投资会随之变化从而呈现出不同的行为倾向:(1)当第一、二大股东属性相同时，他们在共同的“隧道挖掘”行为中更易结成“利益同盟”，股权集中与投资效率呈倒“U”型非线性趋势，股权制衡难以发挥积极作用，从而引起企业过度投资行为的加强。(2)当第一、二大股东属性相异时，由于两大股东对各自利益得失与控 制权成本的考虑，双方更倾向于相互监督并制约对方的投资行为，股权集中与投资效率呈“U”型非线性趋势，股权制衡力增强，企业过度投资行为得到缓解。 本文研究的局限性在于:影响企业非效率的投资行为是在上市公司所有权集中的背景下，以股东控制权收益为纽带，以股权制衡为主要内容，包括了企业所处的内、外部治理环境、相关法律制度以及社会历史环境等方面的因素所共同决定的复杂的体系。本文限于上市公司公告信息不全面等一系列因素未能将其考虑在内，从而限制了本研究结论的应用范围。 注释:大股东股权性质的哑变量SX:国有控股公司，SX取1，否则取0;限于篇幅, 本文省略了稳健性检验过程。 参考文献: [1] Jensen M, Agency Costs of Free Cash Flow, Corporate Firnance and Takeovers[J]. 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