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lican8341的博客

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日志

 
 

关于经营者持股、财务杠杆与公司价值关系的研究  

2016-03-02 21:16:55|  分类: 金融帝国——马克 |  标签: |举报 |字号 订阅

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【摘 要】 本文试图在一个统一的框架下研究管理者持股、财务杠杆和企业价值的互动关系,以进一步加深对管理者股权激励、财务杠杆和企业价值关系的认识,为我国管理者股权激励的完善和债务的治理机制的强化提供一些政策建议。 
  【关键词】 经营者股权激励; 财务杠杆; 公司价值 
   
  一、引言 
   
  自从Berle和Means(1932)提出公司控制权和所有权相分离的命题后,多数研究集中在所有者和经营者的委托代理问题上。大量文献研究表明,债务的外部治理机制和管理者的内部股权激励措施可以缓解经营者和所有者之间的代理冲突,降低代理成本,进而提升公司价值。因此,债务和管理者激励被视为保护股东利益的重要治理机制(Jensen,1986;Stulz,1990;McConnell and Serveas,1990)。现有文献在研究经营者持股、财务杠杆与公司价值之间的互动关系时,建立单方程回归模型进行独立研究居多,而且由于研究视角、研究方法及样本选择等不同,提供的经验证据及相应的理论解释尚存在很大争议,如管理者持股与财务杠杆之间的关系是相互替代,还是互为补充,目前仍未形成统一结论。本文以高科技行业139家上市公司2002年—2005年的平行面板数据为研究样本,实证检验了我国上市公司经营者持股比例、财务杠杆和企业价值之间的相互影响关系。研究发现,经营者持股和财务杠杆存在显著的反向互动关系,表明财务杠杆与经营者持股之间替代效应的存在。考虑到经营者持股的内生性,经营者股权和企业价值之间存在显著的区间效应,企业价值随着经营者持股出现先升后降的趋势。财务杠杆与企业价值之间存在显著的正向互动关系。上述研究结论为企业应该提高财务杠杆和开展经营者股权激励以提升公司治理水平及公司价值提供了经验证据。 
   
  二、文献回顾和研究假设 
   
  (一)经营者持股与财务杠杆 
  理论上,随着经营者持股比例的增加,经营者利益与公司利益一致性增强,从而有利于提升公司价值,即经营者持股具有“利益趋同效应”。但是,如果管理者持股水平过高,来自资本市场的监督和接管的威胁就会变小,管理层所受的压力也变小,从而导致公司价值减损。此种解释被称为“经营者防御效应”。而债务的“激励效应”及“控制效应”能抑制管理者防御行为,从而降低代理成本,提高公司价值(Jensen and Meckling,1976;Stulz,1990;Grossman and Hart,1982;Fama andJensen,1983)。 
  实证研究方面,经营者持股与财务杠杆之间的依存关系尚未得到一致的结论,Friend和Lang(1988)研究发现,债务水平随着管理者持股的增加而减少,即经营者持股与财务杠杆之间呈现负相关关系。此外,Jensen et al.(1992))、Firth(1995)、Ferris et al.(2001)Moh’D、Perry和Rimbey(1998)等的研究也支持负相关结论。Kim and Sorenson(1986)、Agrawaland Mnswlkwe(1987)、grawaland Knoeber(1996)、Berger and Yermack(1997)研究发现,CEO的持股比例与杠杆正相关。我国学者肖作平(2005)发现,经营者持股水平与财务杠杆负相关。显然,管理者股权激励和财务杠杆比例之间的关系并没有取得一致的结论,为此,得到假设1:经营者股权激励与财务杠杆之间具有互动的影响关系,但具体的影响方向有待实证检验。 
   
  (二)经营者持股与公司价值 
  关于经营者股权激励与企业价值之间的相关性问题,许多学者检验“利益趋同效应”和“经营者防御效应”是否存在。从目前国外研究文献看,大多数研究支持高管持股与企业价值呈非线性关系的结论。Morck Shleifer和Vishny(1988)、Stulz(1988)、McConnell和Servaes(1990)及以后的许多学者都发现,经理持股水平与公司价值之间呈现倒U型曲线关系,即当持股比例较低时,公司价值随着持股比例的上升而上升,当超过一定比例时,公司价值开始下降,证明经营者股权的“利益趋同效应”及“防御效应”的存在。此外,Hermalin和Weishbach(1991)、Barnhart Chung & Pruitt(1996)、Rosenstien(1998)、Dudney(2003)、Ghosh & Sirmans(2003)、Davies et al.(2004)等学者从内生性视角进行研究,发现经营者股权激励与企业价值之间依然存在曲线关系。但也有学者发现经营者股权激励与企业价值之间不存在相关性(Demsetz&Lehn,1985; Himmellberg et al.,1999;Mak & Li,2001);有的学者发现企业价值影响经营者股权,而不是相反(Kole,1996;Cho,1998);Chen(2006)发现当管理者持股比例低时,经营者持股与企业价值之间是负相关的。国内学者研究支持无关性结论的较多,王冰洁、弓宪文和李传昭(2005)研究发现,经营者股权和公司绩效之间没有显著的关系。韩亮亮、李凯、宋力(2006)研究发现高管持股与企业价值之间呈显著的非线性关系,当高管持股比例在8%-25%之间,高等持股的防御效应占主导,而小于8%或大于25%时,高管持股的利益趋同效应占主导。综合以上发现,提出假设2:经营者股权激励水平与企业价值之间存在互动关系,但具体关系有待检验。 
   
  (三)财务杠杆与公司价值 
  权衡理论认为,财务杠杆的价值效应取决于税盾收益与破产成本之间的权衡,财务杠杆对企业价值产生一种非线性的影响,即倒U型的影响关系。代理理论认为,债务的激励和约束功能可以降低信息不对称成本,财务杠杆的刚性约束能够减少企业的自由现金流量及其所衍生的代理成本,并最终提高企业的价值。信号理论认为,负债比例的上升传递着经理者对企业的信心。债务融资可以降低企业资金的总成本,企业市场价值也随之增加。Allen和Emilia(2006)研究表明,资本结构对公司业绩会产生显著的正向影响,公司业绩对资本结构的影响是非线性的。曾晓涛,谢军(2006)研究显示,财务杠杆对企业价值具有显著的积极效应,验证了自由现金流量理论。陈东华和陈信元(2005)等研究了国有企业中薪酬对管理者在职消费行为的影响,结果表明,上市公司中管理者在职消费行为主要受企业租金、绝对薪酬和企业规模等因素的影响,他们发现负债融资不能有效地约束管理者的在职消费行为。王满四(2006)研究了债务融资对管理者工资和在职消费的影响,分析表明负债融资加重了管理者的在职消费行为,并且发现在代理成本较高的样本组中,在职消费对公司业绩有负面影响;而在代理成本较低的样本组中,在职消费与公司业绩正向相关。基于上述文献考察,财务杠杆与企业价值之间的关系并没有明确的结论。因此,提出假设3:财务杠杆与企业价值之间存在互动关系,但具体影响方向有待实证检验。 
   
  三、研究设计 
   
  (一)样本选择和数据来源 
  本文为考察经营者持股、财务杠杆与企业价值之间的互动关系,选取高科技企业作业研究样本。之所以选择高科技企业,是因为高科技企业的高成长、增长价值高的特点要求企业的经营者保持长期稳定,因此对经营者实施长期股权激励是较好选择。同时高科技企业自身的高风险必然使财务杠杆与传统企业不同。参考我国证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》确定如下几个行业的企业为高科技企业:化学原料及化学制品制造业、化学纤维制造业、电子业、仪器仪表及文化和办公用机械制造业、医药生物制品业、信息技术业。高科技行业确定以后,对上述行业中的上市公司按照如下原则进行筛选:第一,选取在2000年12月31日前上市公司2002—2005年的年报数据作为平行数据进行研究。第二,考虑到公司财务状况歧异性对研究的影响,将ST和PT类上市公司排除。第三,不考虑发行海外股的公司。最后得到139家样本公司,共计556个样本观测值。研究中所采用的财务数据来源于天相数据库、深圳市国泰安信息技术有限公司使用开发的CSMAR数据库。 
(二)变量定义 
  1.企业价值。参考已有研究,现以托宾Q值(Q)表示。考虑到中国上市公司的实际情况,其计算公式为:Q=企业总资本的市场价值/企业总资本的重置价值=-(年末流通市值+非流通股净资产金额+长期负债合计+短期负债合计)/年末总资产=(企业年末股价×流通股数量+每股净资产×非流通股数量+企业负债合计)/年末总资产。 
  2.经营者持股。现以SR表示,SR=经营者(包括董事会成员、监事会成员、董事会秘书和经理层)持股数之和/企业总股本×100%。SSR表示SR的平方。 
  3.财务杠杆。现以LR表示,LR=债务总额/资产总额×100%。 
  对于外生性控制变量,笔者从企业自身财务特征、股权结构特征等选择如下变量:企业规模(LA),以企业总资产的自然对数表示;企业成长性(GROW),以企业总资产增长率表示;有形资产比例(TA),以年末固定资产与存货之和占总资产比例表示;获利能力(ROA),以息税前利润占平均总资产比率表示;研发支出(R&D),以研究开发费用占平均总资产比例表示;非债务税盾(NDT),以折旧费用占平均总资产比例表示;流动性(CF),以经营活动产生的现金流量净额占平均总资产比例表示;风险(RISK),以经营现金流量的标准差表示。 
  (三)模型设计 
  根据国内外已有的研究成果,结合我国上市公司的实际情况,本文建立如下经营者持股、财务杠杆与公司价值的计量模型: 
  SRit=b0+b1LRit+b2Qit+b3LAit+b4CROWit+b5TAit+b6RISKit+b7R&Dit+dit 
  LRit=a0+a1Qit+a2SRit+a3LAit+a4GROWit+a5TAit+a6R&Dit+a7RISKit 
  +a8NDTit+a9CFit+eit 
  Qit=h0+h1SRit+h2SSRit+h3LRit+h4LAit+h5R&Dit+h6TAit+h7ROAit 
  +h8RISKit+xit 
  上述方程中,LRit,SRit和Qit为待检验的内生性变量,其余为外生性的控制变量。 
  经营者持股方程主要研究企业价值和财务杠杆对经营者股权激励的影响。除了内生性变量外,根据我国企业的制度背景和前人的研究,笔者选取企业规模、成长性、研发支出、有形资产比例、风险表示企业自身特征对经营者股权激励的影响。 
  财务杠杆方程主要考察经营者股权激励和企业价值对财务杠杆的影响。经营者持股比例的增加可能需要更多也可能需要较少的外部监督,财务杠杆比例可能上升,也可能下降。根据Jensen(1986)和Grossman and Hart(1982),那些没有增长机会并储备大量现金流的公司的经营者有潜在动机过度投资,这些公司应该强化约束。因此,财务杠杆有可能与增长机会负相关。同时,笔者根据Bradley、Jarrel和Kim(1984)、Harris和Raviv(1991)、Rajan和Zingales(1995)、肖作平(2004)等,选择公司规模、成长性、研究开发费用、有形资产比例、现金流量、风险和非债务税盾作为控制变量。 
  公司价值方程主要研究经营者持股和财务杠杆对企业价值的影响。由于经营者持股的利益趋同效应和防御效应的存在,经营者持股对企业价值可能性存在正相关或负相关或非线性相关。财务杠杆可能发挥约束监督作用来提升价值,而且基于自由现金流量假说,财务杠杆可能降低自由现金流量而抑制过度投资进而提升企业价值。此外,笔者选取公司规模、有形资产比例、研发费用、获利能力、经营风险作为控制变量。 
  考虑到可观测因素和不可观测因素的影响,采用平行面板数据的固定效应模型,同时为减少平行数据的异方差性和序列相关,采用广义最小二乘法(GLS)。本文不仅采用GLS对单方程从外生视角进行检验,而且采用二阶段最小二乘法(2SGLS)从内生视角构建联立方程进行系统估计,以检验研究视角不同对结论的影响。 
   
  四、研究结果分析 
   
  (一)描述性统计分析 
  为观察各变量的时序变化情况,分年度对关键变量作了描述性统计分析。结果显示,样本公司经营者总体持股仅为2.8%,其中最大值仅为10.65%,标准差为3.37,持股水平较低。从股权激励的趋势上看,经营者股权激励水平4年来呈下降趋势,2002年到2005年均值分别为3.21%,2.86%,2.65%,2.52%。2002年—2005年高科技企业财务杠杆均值为45.62%,最小值为0.084562,最大值为0.814562,标准差为0.135410。可见各企业间的债务融资水平还是相差较大。企业托宾Q的均值为1.492561,最大值为2.86215,最小值为0.925873,标准差为0.402136。从年度变化看,企业价值在前三年出现下降,但在2005年呈现明显上升趋势。 
   
  (二)相关分析 
  表1提供了经营者股权、财务杠杆和企业价值几个变量的相关性检验结果。可以看出,经营者持股比例、财务杠杆与企业价值之间存在显著的相关关系。其中,经营者持股(SR)与财务杠杆(LR)之间显著负相关,而与企业价值Q呈显著正相关。 
   
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  (三)回归结果分析 
  表2反映了经营者股权激励、财务杠杆和企业价值的相互关系。 
  从表2的回归结果可以得出如下结论: 
  1.企业价值和财务杠杆对经营者持股的影响。 
  检验结果表明,企业价值对经营者股权激励均产生正向作用,采用GLS检验时,作用不显著而考虑到内生性影响采用2SGLS法时,正向作用在1%水平上显著。这个结论和其他许多学者的研究基本相同,例如Chung和Pruitt(1966),Cho(1998),Weber和Dudney(2003),David等(2004)都发现,在考虑内生性影响的情况下,企业价值对经营者股权激励水平有正的显著影响,Mak和Li(2001)则发现企业价值对经营者股权的正向影响不显著。但与Barnhart和Rosenstein(1998)的结论相反,他们发现,当考虑到内生性影响时,托宾Q对经营者股权有负向作用,显著性水平为10%。 
  财务杠杆比例都对经营者股权比例有显著的负向影响,显著性水平为1%。Firth和Rui(2002)认为企业债务政策作为一项内部控制机制,可以加强对经营者的约束,因此和经营者持股之间存在相互替代的作用。笔者的实证结论反映了这种替代作用的存在。 
  企业规模对经营者持股有强烈的负向作用,显著性水平都是1%。这个结论与Cui和Mak(2002)的研究结论一致。就企业的成长性来说,两种估计方法下,均对经营者股权激励产生显著的正向影响,显著性水平达到1%,这个结论说明快速成长的高科技企业倾向于实施股权激励,以留住和激励高级管理人才。研究开发费用对经营者持股具有显著的负向影响,显著性水平为5%,符合自由现金流量假设。 
  2.经营者持股与企业价值对财务杠杆的影响。 
  根据表2可知,经营者持股比例对财务杠杆有显著的负向作用,显著性水平为1%。这一结论与Friend和Lang(1988)、Moh’D、Perry和Rimbey(1998)、Jensen et al.(1992))、肖作平(2005)等研究结论一致,证明财务杠杆与经营者持股存在替代效应。 
  企业价值对财务杠杆有显著正面影响,显著性水平为5%。这意味着拥有较好未来投资机会的企业会保持低的财务杠杆比率以防止财富向债权人转移。这一结论与Bradley、Jarrel和Kim(1984)的结论一致。 
企业规模和有形资产比例的系数显著为正,与Harris和Raviv(1991)、Rajan和Zingales(1995)、肖作平(2004)研究的结论一致。成长性系数显著为负,与Rajan和Zingales(1995)肖作平(2004)研究的结论一致;债务的税盾系数为负,但不显著。这与Bradley、Jarrel和Kim(1984)发现非债务税盾与企业杠杆显著正相关的结论相反。现金流量系数显著为正。风险与财务杠杆负相关,显著性水平分别为5%和10%。 
  3.经营者持股与财务杠杆对企业价值的影响。 
  根据表2可知,当考虑到经营者持股的内生性特征时,经营者持股与企业价值之间有显著的区间效应,即二者之间存在显著的倒U型关系,企业价值随着经营者持股比例出现先升后降的趋势。而采用GLS法时,二者间不存在显著的相关关系。这一发现证实了经营者股权的“利益趋同效应”和“防御效应”的存在。与Morck Shleifer和Vishny(1988)、McConnell和Servaes(1990)、Chung & Pruitt(1996)、Weber & Dudney(2003)、Ghosh & Sirmans(2003)、Davies et al.(2004)、Chen(2006)研究的结论一致。 
  财务杠杆对企业价值的影响在5%显著性水平下为正。财务杠杆的正向价值效应表明,财务杠杆对于公司治理具有积极的激励功能;公司负债能够迫使经理改善管理质量,并提升企业价值。本文的经验结果验证了自由现金流量理论,财务杠杆减少了企业的自由现金流量,并促使了投资效率的改善。 
  与多数研究相似,企业规模与企业价值之间呈显著的负相关关系,这暗示着多元化经营会带来价值折扣。 
   
  五、研究结论与建议 
   
  本文以高科技企业2002年—2005年的平行数据为研究样本,采用固定效应模型、广义最小二乘法(GLS)和广义两阶段最小二乘法(2SGLS)实证检验了我国上市公司经营者持股比例、财务杠杆和企业价值之间的互动关系。研究发现,经营者持股和财务杠杆存在显著的反向互动关系;在考虑到经营者股权的内生性影响下,经营者股权和企业价值之间依然存在倒U型的曲线关系;财务杠杆与企业价值之间存在显著的正向互动关系。 
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  根据实证结果的分析,可以得到如下的政策启示: 
  首先,债务融资具有积极的治理效应。债务的使用有助于减少公司自由现金流,提高公司投资效率和增加公司市场价值。从样本公司的情况看,资产负债率平均值为45.63%,表明我国高科技上市公司目前负债率处在较低的水平。根据财务杠杆与上市公司治理效率正相关的结论,笔者认为,我国高科技行业上市公司应提高财务杠杆,优化资本结构和债务结构,一方面,适当提高财务杠杆可以享受负债资金的抵税效应和财务杠杆效应;另一方面,适当提高财务杠杆,有助于改善上市公司“一股独大”情况下的治理结构,提高企业治理效率。 
  其次,经营者股权与企业价值的正向互动关系表明,经营者股权作为一种有效的缓解股东和经营者之间代理问题的激励措施,其效果应当加以肯定。当前,我国上市公司高管薪酬制度仍存在明显缺陷,主要表现在薪酬结构不合理,仍以短期货币性激励为主,而与企业持续成长相关的长期激励应用有限,其中,股权激励缺位是我国上市公司激励制度建设中存在的重大问题。从样本公司看,高管持股比例仅为2.81%。众所周知,在市场经济比较发达的国家,高管长期股权激励被普遍应用,因此,借鉴国际经验,提高我国高管薪酬中以股权激励为代表的长期激励形式,对于提高我国公司治理水平具有更重要的现实意义。
   
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