治理環(huán)境、兩權分離與公司投資行為-1

1、治理環(huán)境、兩權別離與公司投資行為論文摘要：本文以我國上市公司2004年一2021年的數(shù)據(jù)為樣本，以終極控制人的控制權和現(xiàn)金流量權的別離對我國上市公司投資行為的影響為切入點，結合我國特有的制度背景，對我國上市公司的投資行為進行探討。結果說明，我國上市公司更多的是發(fā)生了過度投資行為，而非投資缺乏；并且隨著最終控制人兩權別離程度的加大，過度投資將更加嚴重，而最終控制人擁有的現(xiàn)金流權的增加卻能對過度投資行為起到一定的緩解作用；同時，良好的公司治理環(huán)境對公司的過度投資行為也能起到顯著的抑制作用。論文關鍵詞：治理環(huán)境,兩權別離,過度投資一、引言公司投資一直是現(xiàn)代公司金融理論的核心問題之一。自Modigli

2、ani和Miller(1958)提出MM定理以來，西方學者逐漸放寬MM定理的新古典假設，主要從契約理論、委托代理理論、信息不對稱理論和公司治理理論等不同視角研究了公司的投資行為，我國學者在梳理國外文獻的根底上，也對我國上市公司投資行為進行了研究。周紅霞2004、王艷2005等從管理者的角度，分析了我國上市公司的投資問題，歐陽凌2005、余良元2007、馬如靜2007、梅丹2021等從股權結構的角度研究了公司的非效率投資，辛清泉2007那么基于國有企業(yè)薪酬管制的制度背景，分析了經(jīng)理薪酬對公司投資決策的治理影響。而從最終控制人兩權別離的角度對上市公司投資行為的研究很少，很多學者大多集中于研究兩權別

3、離與公司價值之間的關系。如谷祺2006、劉錦紅2021等，而資本投資是公司治理影響公司價值的中間橋梁;，那么從兩權別離的角度對資本投資的研究就顯得尤為重要。同時，我國是一個處于轉軌經(jīng)濟時期法律保護程度較弱的國家，當前我國經(jīng)濟和社會開展的一個突出特點是地區(qū)的開展不平衡，各地區(qū)存在著制度環(huán)境的差異，投資者利益保護程度不均衡。而且，我國大局部上市公司由政府控制。因此，考察我國上市公司投資的行為必須對我國上市公司所處的特殊環(huán)境進行分析，關注上市公司背后的政府行為及其所處的治理環(huán)境。現(xiàn)有文獻還沒有結合公司治理環(huán)境與公司的終極產(chǎn)權研究公司的投資行為。本文借鑒Vogt1994的研究方法，利用樊綱和王小魯20

4、21編制的我國各地區(qū)市場化進程數(shù)據(jù)，以20042021年我國非金融行業(yè)的上市公司為樣本，通過在模型中逐步引入交叉項，考察在我國特殊的制度背景下，治理環(huán)境、兩權別離與公司投資行為三者之間的關系。檢驗我國上市公司究竟到底表現(xiàn)為哪種非效率投資，終極控股股東控制權和現(xiàn)金流權的別離是否會影響公司的投資行為，以及如何影響。同時，公司治理環(huán)境的改善是否能抑制上市公司非效率投資的發(fā)生。文章剩余局部結構如下：第二局部為制度背景與研究假說；第三局部為研究設計；第四局部為實證結果及分析；第五局部為研究結論。二、理論分析與研究假設一模型的構建與分析大股東能夠憑借其所擁有的超強控制權來謀取私人收益，從而損害上市公司中小

5、股東的利益，但是大股東要想取得私人收益，必須事先擁有足夠的控制權，而且要有一定的別離度，否那么大股東就沒有能力也沒有動機去侵占中小股東的利益。以下將通過構建模型進行分析，試圖進一步揭示：在控制權與現(xiàn)金流量權別離的情形下，現(xiàn)金流權及兩權別離程度與非效率投資之間的關系，進而為假設的提出奠定理論根底。首先，假定：公司沒有融資約束問題。設公司投資規(guī)模為I，參照Motta的文獻，公司收益與投資存在的函數(shù)關系，并參照AggarwalandSamwick的思想，設企業(yè)控股股東通過投資獲得控制權私人收益為sLnI，其中終極股東掠取控制權私人收益的比例s受到終極股東的現(xiàn)金流權比例a、兩權別離度p、以及投資者法律

6、保護程度k的影響，根據(jù)LaPorta等(1999)的研究，假定S，S0，S。即(1)終極股東的現(xiàn)金流權比例越大、投資者法律保護程度越高、那么終極股東掠取的私人收益比例就越小；(2)兩權別離程度越大，那么終極股東掠取的私人收益的比例就越大。借鑒Burkhartetal.(1998)、Lapoflaeta1.(2002)等的分析理念，設控制權私人收益的本錢是掠奪比例s和投資者法律保護程度k的函數(shù)。并假設公司投資從時期t=0開始，折現(xiàn)系數(shù)為r。1不存在控制權私人收益時，控股股東的凈收益為，那么控股股東在所有未來的時間內，利益最大化的條件為：為了使控股股東利益獲得最大，企業(yè)存在著最優(yōu)投資規(guī)模。對(2.

7、1)式兩邊求關于I的偏導數(shù)并令其等于0，可以得到企業(yè)投資的最優(yōu)規(guī)模為：私人收入比例越高，被發(fā)現(xiàn)的概率越高，從而獲取控制權的本錢增加速度超過私有收益的增加速度，于是可得：那么控股股東在所有未來的時間內，利益最大化的條件為：為了使控股股東利益獲得最大，對(2.3)式兩邊求關于I的偏導數(shù)并令其等于0，可以得到企業(yè)投資的最優(yōu)規(guī)模為：因此I*I*，即存在控制權私有收益的投資規(guī)模I*水平大于不存在控制權私有收益時的最優(yōu)投資水平I*水平，說明上市公司存在過度投資行為。首先，對2.4式a求導，那么有：因為，所以，0，并且S，因此由此可知，現(xiàn)金流權越高，越能抑制終極股東的過度投資行為。接著，對2.4式p求導，那

8、么有：因為，所以0，并且S0，因此0由此可知，兩權別離程度越大，終極股東過度投資行為越嚴重。因為，所以0，并且S，因此由此可知，投資者法律保護程度越高，越能抑制終極股東的過度投資行為。從以上推理可知，對中小股東權益保護程度較弱的法律制度背景下，兩權別離導致上市公司偏離了其最正確投資規(guī)模，其結果最終導致了公司價值的下降。根據(jù)式(2.4)-(2.7)，我們可以提出以下研究假設：假設1：我國上市公司投資現(xiàn)金流敏感度存在，并且更多的是發(fā)生了過度投資的非效率投資行為，而非投資缺乏；假設2：當終極控制股東的現(xiàn)金流權比例a越大時，終極控股股東通過投資獲得的控制權私人收益的比例就越小，進而越能抑制過度投資的發(fā)

9、生；假設3：當終極控制股東的兩權別離的程度p越小時，終極控股股東通過投資獲得的控制權私人收益的比例就越小，進而越能抑制過度投資的發(fā)生；假設4：當投資者法律保護程度k越大時，終極控股股東通過投資獲得的控制權私人收益的比例就越小，進而越能抑制過度投資的發(fā)生；三、研究設計Inv=+FCF+Q+Sales+FCFxQ+Lev+Size+Year+Industry然后，在Vogt模型根底上再引入由現(xiàn)金流量權啞C、兩權別離度啞CV構造的交叉項DC*Q*FCF和DCV*Q*FCF來檢驗現(xiàn)金流權、兩權別離對過度投資的影響，如果DC*Q*FCF的系數(shù)為正，那么說明現(xiàn)金流權有利于抑制過度投資的發(fā)生。而DCV*Q*

10、FCF的系數(shù)為負，那么說明兩權別離會使過度投資加劇。Inv=+FCF+Q+Sales+DC+FCF*Q+FCF*Q*DC+Lev+Size+Year+Industry+Inv=+FCF+Q+Sales+DCV+FCF*Q+FCF*Q*DCV+Lev+Size+Year+Industry最后，在Vogt模型根底上引入由治理環(huán)境變量啞DGM構造的交叉項DGM*Q*FCF檢驗制約機制能否緩解大股東代理問題下的過度投資行為(模型5)，如果交叉項回歸系數(shù)顯著為正，那么說明該制約機制是有效的；否那么無效。Inv=+FCF+Q+Sales+DGM+FCF*Q+FCF*Q*DGM+Lev+Size+Year+

11、Industry+其中，我們將樊綱和王小魯2021編制的各地區(qū)2003-2007市場化進程、政府與市場的關系以及市場中介發(fā)育和法律制度環(huán)境得分，分別作為2004-2021年各地區(qū)的市場化指數(shù)Mar、政府干預指數(shù)Gov、法制水平指數(shù)Law。此外，本文的現(xiàn)金流量應該定義為企業(yè)的自由現(xiàn)金流(Jensen，1986)，但由于該指標本身的不可觀測性，我們用經(jīng)營活動的現(xiàn)金流量凈額來替代。這與Arthur(2001)和王華、黃之駿(2006)的處理類似。具體變量定義見表1表1變量定義 變量名稱 變量代碼 變量定義 投資支出 Inv t年固定資產(chǎn)、工程物資和在建工程的凈值改變量/年初總資產(chǎn) 投資時機 Q t-

12、1年末的Tobin_Q值其中，Tobin_Q=(每股價格x流通股股數(shù)+每股凈資產(chǎn)x非流通股股數(shù)+負債賬面價值/總資產(chǎn) 自由現(xiàn)金流 FCF t-1年的經(jīng)營現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn) 生產(chǎn)能力 Sales t-1年主營業(yè)務收入/總資產(chǎn) 財務杠桿 Lev t-1年末的公司資產(chǎn)負債率 公司規(guī)模 Size t-1年末公司總資產(chǎn)的自然對數(shù) 現(xiàn)金流權比例 C a ，其中，a 為第i條控制鏈的所有鏈間控股比例 控制權比例 V min(a )其中，a 為第i條控制鏈的所有鏈間控股比例 兩權別離度 CV 控制權/現(xiàn)金流權 市場化指數(shù) Mar 數(shù)值越大，表示市場化程度越高 政府干預指數(shù) Gov 數(shù)值越大，表示政府干預程度

13、越低 法治水平指數(shù) Law 數(shù)值越大，表示法制化水平越高 行業(yè) Industry 行業(yè)虛擬變量，行業(yè)按證監(jiān)會的分類標準(除制造業(yè)繼續(xù)劃分為小類外，其他行業(yè)以大類為準)，共有20個行業(yè)虛擬量 年度 Year 用來控制宏觀經(jīng)濟的影響，本文涉及6年的上市公司數(shù)據(jù)，因此共5個年度啞變量 四、實證檢驗結果與分析一主要變量的描述性統(tǒng)計表2報告的是主要變量的描述性統(tǒng)計結果。由該結果可知，公司的投資支出、自由現(xiàn)金流、投資時機以及生產(chǎn)能力的平均值分別為0.0487、0.0546、1.1897、0.6874；兩權別離的平均值為1.4968，也即平均而言，控制股東要掌握1單位的投票權，只需要對應0.667個單位的現(xiàn)

14、金流，也就是只需要承當0.667個單位的經(jīng)營收益及其所帶來的風險。治理環(huán)境指數(shù)中，Mar、Gov、Law的最大值分別為11.7100、10.6000、16.6100，最小值分別為3.8600、5.0300、2.1100，說明治理環(huán)境在地區(qū)間存在不平衡。表2主要變量的描述性統(tǒng)計 變量 樣本數(shù) 平均值 中位數(shù) 最小值 最大值 Inv 5573 0.0487 0.0157 -0.2095 0.6424 FCF 5580 0.0546 0.0543 -0.1910 0.2661 Q 5581 1.1897 0.9476 0.4718 4.4259 Sales 5581 0.6874 0.5607 0.

15、0722 2.7121 CV 5408 1.4968 1.0000 1.0000 11.6123 Mar 5581 7.9271 7.9700 3.8600 11.7100 Gov 5581 8.6802 8.8200 5.0300 10.6000 Law 5581 7.1670 6.1800 2.1100 16.6100 (二)治理環(huán)境、兩權別離與公司投資行為的檢驗結果和分析如果直接用FCF*Q*C(CVGM)作為交叉項，將產(chǎn)生嚴重的多重共線性問題。對此，我們借鑒羅長遠(2005)、王文劍(2007)的做法，在回歸模型中都引入它們各自的啞變量，其中，當C(CVGM)大于它們各自的中位數(shù)時，記

16、為DC(DCVDGM)為1，否那么為0，交叉項為FCF*Q*DC(DCVDGM)，這一做法很好地防止了多重共線性問題。此外，為防止異方差和自相關對回歸結果造成不利影響，本文采用Driscoll-Kraay對回歸標準誤進行修正。表3治理環(huán)境、兩權別離與公司投資行為 變量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 Constant -0.1549* (-7.27) -0.1576* (-7.20) -0.1463* (-7.15) -0.1550* (-8.08) -0.1729* (-6.16) -0.1629* (-7.62) -0.1713* (-5.94) FCF 0.109

17、5* (8.91) 0.1544* (6.28) 0.1481* (5.97) 0.1491* (5.95) 0.1565* (6.79) 0.1624* (7.33) 0.1555* (6.43) Q 0.0112* (5.36) 0.0140* (5.82) 0.0144* (5.87) 0.0138* (5.58) 0.0142* (5.69) 0.0143* (5.45) 0.0141* (5.81) Sales 0.0075* (3.46) 0.0074* (3.37) 0.0062* (2.55) 0.0073* (3.34) 0.0087* (3.89) 0.0080* (3.5

18、9) 0.0084* (3.79) DC 0.0089* (3.15) FCF*Q -0.0347* (-5.05) -0.0400* (-5.88) -0.0116 (-0.74) -0.0469* (-6.03) -0.0556* (-5.96) -0.0387* (-3.59) FCF*Q*DC 0.0234* (4.27) DCV -0.0006 (-0.25) FCF*Q*DCV -0.0335* (-2.09) DMar -0.0118* (-2.54) FCF*Q*DMar 0.0166* (1.78) DGov -0.0081* (-4.74) FCF*Q*DGov 0.026

19、1* (3.82) DLaw -0.0093* (-1.68) FCF*Q*DLaw 0.0033 (0.25) Lev -0.0458* (-4.84) -0.0455* (-4.63) -0.0415* (-3.73) -0.0449* (-4.40) -0.0480* (-4.82) -0.0466* (-4.72) -0.0479* (-4.94) Size 0.0101* (11.33) 0.0101* (11.40) 0.0091* (10.87) 0.0099* (12.36) 0.0108* (9.27) 0.0103* (11.94) 0.0108* (8.85) indus

20、try control control control control control control control year control control control control control control control Observations 5,572 5,572 5,572 5,572 5,572 5,572 5,572 R-squared 0.095 0.095 0.097 0.096 0.097 0.096 0.097 F 31.72* 30.94* 31.48* 42.87* 28.51* 33.03* 28.84* 注：*表示在l的水平上顯著，*表示在5的水

21、平上顯著，*表示在10的水平上顯著。括號內的值為對應系數(shù)的t值表3是模型1-模型7的回歸結果，模型1和模型2分別研究公司的投資現(xiàn)金流敏感性及其過度投資行為。由回歸模型1的結果可知，投資支出與現(xiàn)金流在1%的水平上正相關，這說明西方公司普遍存在的投資現(xiàn)金流相關性在我國上市公司中同樣存在。為了檢驗投資現(xiàn)金流敏感性是由融資約束下的投資缺乏造成的，還是由代理問題下的過度投資造成的。我們在模型1的根底上引入了FCF*Q的交叉項，由模型2的回歸結果可知，交叉項FCF*Q的回歸系數(shù)為-0.0347，并且在1%的水平上顯著，根據(jù)Vogt1994的分析可知，投資現(xiàn)金流敏感性是由代理問題下的過度投資造成的，從而證實

22、了我國上市公司普遍存在著過度投資的非效率行為，模型1和模型2的回歸結果驗證了假設1的正確性。為了驗證假設2和假設3的正確性，在模型1的根底上又分別引入了FCF*Q*DC和FCF*Q*DCV兩個交叉項，由回歸3的結果可以看出，交叉項FCF*Q*DC的系數(shù)為0.0234在1%的水平上顯著也就是說隨著終極控股股東的現(xiàn)金流權增加時，大小股東的利益逐漸趨于一致，大股東的鼓勵效應發(fā)揮作用，會對公司的過度投資行為起到一定的抑制作用。由回歸4的結果可以看出，交叉項FCF*Q*DCV的系數(shù)為-0.0335在5%的水平上顯著也就是說當兩權別離程度增大時，最終控制人追求控制權私利的本錢逐漸降低，從而導致其侵占中小股

23、東的動機增大，加劇其過度投資行為。那么，公司治理環(huán)境的改善能否有效抑制大股東的過度投資行為呢?為了驗證這一假設，模型5-7是引入了FCF*Q*GM交叉項的回歸結果可知，可以看出自由現(xiàn)金流FCF及其交叉項FCF*Q的系數(shù)仍然顯著并保持不變，交叉項Q*FCF*DMar、Q*FCF*DGov的系數(shù)分別在10、1%的顯著性水平下為正，Q*FCF*DLaw的系數(shù)為正，但不顯著。這一結果說明市場化進程越高，治理環(huán)境越好，越能抑制終極控股股東視為利益侵占效應，進而降低過度投資水平的作用。另外，從控制變量來看，根本與我們的經(jīng)驗相吻合。(三)穩(wěn)健性檢驗為了說明上述回歸結果的客觀正確性，我們采用平衡面板數(shù)據(jù)以及將

24、終極控股股東有效控制比例界定為20%這兩種方法對上述實證結果進行穩(wěn)定性檢驗。1、平衡面板數(shù)據(jù)表3中數(shù)據(jù)來源于2004-2021年的非平衡面板數(shù)據(jù)，為了更一步檢驗上述回歸結果的客觀性，我們采用平衡面板數(shù)據(jù)作為樣本，回歸結果在表4中列示。表4的回歸結果與表3的回歸結果相比，沒有產(chǎn)生實質性的變化，因此我們認為前文的結論是比擬穩(wěn)健的。表4治理環(huán)境、兩權別離與公司投資行為穩(wěn)健性檢驗 變量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 Constant -0.2142* (-4.64) -0.2176* (-4.71) -0.2058* (-4.38) -0.2138* (-4.79) -0.2

25、384* (-4.59) -0.2292* (-5.19) -0.2373* (-4.50) FCF 0.1035* (12.22) 0.1717* (8.69) 0.1666* (8.48) 0.1675* (8.69) 0.1736* (9.70) 0.1855* (10.63) 0.1724* (9.31) Q 0.0162* (14.36) 0.0206* (11.37) 0.0214* (11.61) 0.0204* (10.69) 0.0212* (11.49) 0.0214* (11.35) 0.0211* (11.17) Sales -0.0008 (-0.38) -0.001

26、0 (-0.44) -0.0023 (-0.95) -0.0012 (-0.53) 0.0005 (0.21) -0.0002 (-0.08) 0.0005 (0.18) DC 0.0114* (5.34) FCF*Q -0.0547* (-6.43) -0.0571* (-6.81) -0.0374* (-1.83) -0.0827* (-14.45) -0.0973* (-8.61) -0.0761* (-10.47) FCF*Q*DC 0.0141* (2.26) DCV -0.0023 (-1.24) FCF*Q*DCV -0.0251* (-1.78) DMar -0.0152* (

27、-4.20) FCF*Q*DMar 0.0433* (8.07) DGov -0.0129* (-5.16) FCF*Q*DGov 0.0568* (5.22) DLaw -0.0136* (-3.05) FCF*Q*DLaw 0.0332* (7.87) Lev -0.0263* (-2.31) -0.0260* (-2.16) -0.0217* (-1.67) -0.0254* (-2.11) -0.0283* (-2.29) -0.0273* (-2.27) -0.0287* (-2.38) Size 0.0121* (6.82) 0.0121* (6.83) 0.0110* (5.81

28、) 0.0119* (6.87) 0.0131* (6.52) 0.0126* (7.36) 0.0131* (6.41) industry control control control control control control control year control control control control control control control Observations 4,311 4,311 4,311 4,311 4,311 4,311 4,311 R-squared 0.111 0.112 0.114 0.112 0.114 0.114 0.114 F 103

29、.79* 55.05* 31.84* 37.84* 58.72* 58.07* 57.65* 2、將終極控股股東的有效控制比例界定為20%根據(jù)LaPorta(1999)、Faccio和Lang(1999)等一些有代表性的研究中常把終極股東有效控制比例界定為10%或20%，在此，我們選擇20%作為終極控制比例，對以上研究結論進行檢驗。表5為將終極控股股東的有效控制比例界定為20%后的回歸結果，各變量符號根本沒發(fā)生變化，說明我們的檢驗結果具有一定的穩(wěn)定性。表5治理環(huán)境、兩權別離與公司投資行為穩(wěn)健性檢驗 變量 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 模型7 Constant -0.1539*

30、 (-6.61) -0.1583* (-6.75) -0.1462* (-6.33) -0.1552* (-7.52) -0.1726* (-5.92) -0.1651* (-7.11) -0.1716* (-5.77) FCF 0.0994* (11.91) 0.1598* (10.11) 0.1514* (10.47) 0.1551* (10.30) 0.1610* (10.82) 0.1649* (11.77) 0.1600* (10.19) Q 0.0132* (5.53) 0.0172* (6.74) 0.0171* (6.19) 0.0170* (6.45) 0.0172* (6.

31、43) 0.0173* (6.25) 0.0172* (6.63) Sales 0.0045 (1.65) 0.0043 (1.57) 0.0033 (1.11) 0.0043 (1.56) 0.0056* (2.11) 0.0051* (1.79) 0.0054* (2.03) DC 0.0076* (3.94) FCF*Q -0.0483* (-15.87) -0.0562* (-13.11) -0.0273* (-2.03) -0.0532* (-11.41) -0.0591* (-7.54) -0.0460* (-6.43) FCF*Q*DC 0.0301* (4.69) DCV -0

32、.0010 (-0.50) FCF*Q*DCV -0.0310* (-1.78) DMar -0.0111* (-2.43) FCF*Q*DMar 0.0051* (1.82) DGov -0.0093* (-5.71) FCF*Q*DGov 0.0175* (1.75) DLaw -0.0089 (-1.63) FCF*Q*DLaw 0.0095* (1.82) Lev -0.0513* (-5.74) -0.0512* (-5.45) -0.0477* (-4.57) -0.0507* (-5.28) -0.0535* (-5.60) -0.0526* (-5.63) -0.0536* (

33、-5.78) Size 0.0104* (9.56) 0.0104* (9.64) 0.0095* (8.90) 0.0103* (10.42) 0.0112* (8.24) 0.0107* (10.06) 0.0111* (7.96) industry control control control control control control control year control control control control control control control Observations 4,970 4,970 4,970 4,970 4,970 4,970 4,970

34、R-squared 0.097 0.097 0.099 0.097 0.099 0.098 0.098 F 27.33* 26.11* 27.46* 39.03* 25.02* 29.33* 76.22* 五、研究結論本文以2004-2021年我國非金融上市公司為研究樣本，在借鑒Vogt(1994)實證模型的根底上，分析了治理環(huán)境、兩權別離和公司投資行為三者之間的關系，研究結果說明，中國上市公司投資與現(xiàn)金流的敏感性是很強的，產(chǎn)生的這種原因主要來源于代理問題下的過度投資，而非融資約束下的投資缺乏。隨后我們采用引入交叉項FCF*Q*DC(DCVDGM)的方式來進一步檢驗終極控股股東所擁有的現(xiàn)金流權、兩權別離、治理環(huán)境對公司過度投資的影響效果。結果發(fā)現(xiàn)，終極控股股東兩權別離度越大，侵占中小股東的動機越強，進而導致了更加嚴重的過度投資，而現(xiàn)金流量權的增加使得大股東和小股東之間的利益更加趨于一致，可以緩解大股東對小股東的侵害行為，減輕損害企業(yè)價值的過度投資行為。最后