投資環(huán)境、所有權(quán)結(jié)構(gòu)與資本投資回報(bào)率

投資環(huán)境、所有權(quán)結(jié)構(gòu)與資本投資回報(bào)率

一、投資效率與公司治理資本投資在促進(jìn)該國(guó)經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)方面發(fā)揮著重要作用。改革開放以來(lái)中國(guó)的經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)速度一直位居世界前列,但經(jīng)濟(jì)高速增長(zhǎng)的背后卻存在著“高投資—低效率”和“宏觀好,微觀不好”等問(wèn)題(易綱和林明,2003;經(jīng)濟(jì)增長(zhǎng)前沿課題組,2005)。顯然,改革過(guò)程的粗放式投資模式不足以支撐經(jīng)濟(jì)的持續(xù)增長(zhǎng)。近年來(lái),關(guān)于中國(guó)總體投資效率的研究文獻(xiàn)比較豐富1,但從微觀角度探討企業(yè)投資效率的經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)卻依然匱乏。俞喬等(2002)基于1993—1997年132家大中型鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù),對(duì)非國(guó)有企業(yè)的投資行為進(jìn)行了分析。研究表明,企業(yè)的財(cái)務(wù)結(jié)構(gòu)、市場(chǎng)地位和所有權(quán)狀況會(huì)對(duì)其投資決策產(chǎn)生影響,但他們的研究并未直接涉及投資效率問(wèn)題。白重恩、路江涌和陶志剛(2004)基于2002年外資企業(yè)的數(shù)據(jù),就投資環(huán)境對(duì)外資企業(yè)效益的影響進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn),發(fā)現(xiàn)投資環(huán)境對(duì)企業(yè)效益有顯著的正面影響,他們的研究同樣沒有直接測(cè)算投資效率。張崢、孟曉靜和劉力(2004)則借助FamaandFrench(1999)的模型,對(duì)中國(guó)1990—2001年A股上市公司的資本成本和投資回報(bào)進(jìn)行了度量,發(fā)現(xiàn)上市公司的資本投資回報(bào)整體上似乎高于資本成本,但流通股東的綜合投資業(yè)績(jī)卻整體上為負(fù)。他們認(rèn)為,中國(guó)股票二級(jí)市場(chǎng)的價(jià)格被嚴(yán)重高估和上市公司的過(guò)度融資動(dòng)機(jī)是導(dǎo)致這一矛盾現(xiàn)象的原因。與上述研究問(wèn)題和研究方法不同的是,本文首先基于中國(guó)上市公司1999—2004年的面板數(shù)據(jù),借鑒以市場(chǎng)價(jià)值為基礎(chǔ)的MuellerandReardon(1993)的模型和以會(huì)計(jì)盈余為基礎(chǔ)的Baumol,Heim,MalkielandQuandt(1970)的模型,對(duì)中國(guó)上市公司的資本投資回報(bào)率進(jìn)行直接估算。然后,在此基礎(chǔ)上,考察投資環(huán)境、所有權(quán)結(jié)構(gòu)以及二者的交互性對(duì)企業(yè)資本投資回報(bào)的影響。研究表明,中國(guó)上市公司的資本投資效率堪憂,但投資環(huán)境的改善和適當(dāng)?shù)乃袡?quán)安排有助于企業(yè)投資效率的提高。本文的貢獻(xiàn)主要在于:第一,我們直接估算了中國(guó)上市公司的投資回報(bào)率,并從外部環(huán)境和內(nèi)部所有權(quán)安排兩個(gè)角度對(duì)企業(yè)投資效率進(jìn)行了分析,從而為理解轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)中的企業(yè)投資行為和投資效率提供了來(lái)自證券市場(chǎng)的經(jīng)驗(yàn)證據(jù);第二,考慮到中國(guó)證券市場(chǎng)尚不成熟這一特征,我們分別使用了以市場(chǎng)為基礎(chǔ)和以會(huì)計(jì)為基礎(chǔ)的資本投資回報(bào)估算模型,研究結(jié)論因而更為穩(wěn)健;第三,在有關(guān)中國(guó)公司治理的現(xiàn)有文獻(xiàn)中,對(duì)于外部環(huán)境和內(nèi)部治理的交互影響的研究尚不多見,本文為這一領(lǐng)域的研究提供了補(bǔ)充證據(jù)。本文的后續(xù)部分安排如下:第二部分對(duì)相關(guān)文獻(xiàn)進(jìn)行了簡(jiǎn)要回顧,第三部分介紹了兩個(gè)資本投資回報(bào)估算模型的基本原理,第四部分交代了本文的數(shù)據(jù)樣本和研究變量,第五部分匯報(bào)了中國(guó)上市公司資本投資回報(bào)率的估算結(jié)果,第六部分分析了投資環(huán)境和所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本投資回報(bào)的影響,最后是全文總結(jié)。二、文獻(xiàn)回顧由于本研究橫跨幾個(gè)相對(duì)獨(dú)立的領(lǐng)域,因此,在本部分,我們對(duì)現(xiàn)有文獻(xiàn)按照如下三個(gè)方面進(jìn)行梳理:(一)對(duì)企業(yè)面投資回報(bào)的估計(jì)從經(jīng)驗(yàn)文獻(xiàn)上看,最早對(duì)企業(yè)投資回報(bào)進(jìn)行大樣本的估算是Baumoletal.(1970,以下簡(jiǎn)稱BHMQ)。BHMQ著眼于不同資金來(lái)源的資本投資和會(huì)計(jì)盈余的關(guān)聯(lián),通過(guò)回歸分析,發(fā)現(xiàn)美國(guó)公司1949—1963年內(nèi)部資金的再投資回報(bào)率大約為3%到4.6%,并且,內(nèi)部資金的投資回報(bào)率明顯低于負(fù)債和權(quán)益的投資回報(bào)。這同資本結(jié)構(gòu)的融資優(yōu)序理論(hierarchyoffinance)是一致的。BHMQ將其研究發(fā)現(xiàn)解釋為公司管理層對(duì)企業(yè)規(guī)模增長(zhǎng)的盲目追求導(dǎo)致了投資的低回報(bào)。BHMQ(1970)的論文引導(dǎo)了不少后續(xù)研究的跟隨。Whittington(1972)以英國(guó)公司為研究樣本,得到了和BHMQ一致的結(jié)論。但是,FriendandHusic(1973)對(duì)BHMQ的結(jié)論進(jìn)行了挑戰(zhàn)。他們指出,BHMQ的模型沒有考慮尺度效應(yīng)(scaleeffect)。當(dāng)用企業(yè)賬面資產(chǎn)對(duì)回歸方程進(jìn)行平減后,發(fā)現(xiàn)不同資金來(lái)源的投資回報(bào)之間的差異幾乎消失了。FriendandHusic(1973)的結(jié)論隨后得到了Brealeyetal.(1976)和McFetridge(1978)的經(jīng)驗(yàn)支持。上述早期的研究在投資回報(bào)率的估計(jì)上,無(wú)一例外地使用了以盈余為基礎(chǔ)的會(huì)計(jì)指標(biāo)。到上世紀(jì)90年代,以市場(chǎng)價(jià)值為基礎(chǔ)的指標(biāo)開始應(yīng)用于資本投資回報(bào)的估計(jì)之中。MuellerandReardon(1993)的文獻(xiàn)是這一領(lǐng)域的領(lǐng)先之作。他們的方法是用企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值對(duì)投資進(jìn)行回歸,從而得到邊際意義上的托賓q值(即投資回報(bào)r和資本成本i的比值)。采用這一研究方法,MuellerandReardon(1993)對(duì)美國(guó)1969—1988年699家公司的投資回報(bào)進(jìn)行了分析。研究發(fā)現(xiàn),大約有80%的公司投資回報(bào)低于其資本成本。由MuellerandReardon(1993)所開創(chuàng)的這一研究方法在MullerandYurtoglu(2000)、Gugleretal.(2003,2004)等研究中得到了更進(jìn)一步地應(yīng)用。與MuellerandReardon(1993)的思路不同,FamaandFrench(1999)借鑒標(biāo)準(zhǔn)公司財(cái)務(wù)教科書中的“內(nèi)部報(bào)酬率(IRR)”這一思想,將證券市場(chǎng)中的所有非金融類公司看成一個(gè)大投資項(xiàng)目。進(jìn)一步的,當(dāng)所有公司的期末市場(chǎng)價(jià)值累計(jì)額和估計(jì)期間內(nèi)的所有公司凈現(xiàn)金流入的累計(jì)額的折現(xiàn)值等于所有公司的期初市場(chǎng)價(jià)值之和時(shí),投資的資本成本被確定。同時(shí),當(dāng)所有公司的期末會(huì)計(jì)賬面價(jià)值累計(jì)額和估計(jì)期間內(nèi)的所有公司凈現(xiàn)金流入的累計(jì)額的折現(xiàn)值等于所有公司的期初會(huì)計(jì)賬面價(jià)值之和時(shí),投資回報(bào)率被確定。FamaandFrench(1999)通過(guò)對(duì)1950—1996年間美國(guó)資本市場(chǎng)的估計(jì),發(fā)現(xiàn)美國(guó)公司的綜合資本成本為5.95%,而投資回報(bào)為7.38%,投資回報(bào)整體上大于資本成本。盡管FamaandFrench(1999)的理論思想無(wú)可厚非,但他們的模型對(duì)于估計(jì)期間的長(zhǎng)度有較高要求,因此,對(duì)于中國(guó)新興的證券市場(chǎng)而言,該模型在應(yīng)用上可能會(huì)受到限制。特別的,當(dāng)估計(jì)期間較短時(shí),折現(xiàn)率的確定將在更大程度上依賴于期末和期初的市場(chǎng)價(jià)值的差額,當(dāng)證券市場(chǎng)由于一些非經(jīng)濟(jì)性因素發(fā)生較大幅度的震動(dòng)時(shí),折現(xiàn)率的確定很難保證其科學(xué)性?；谏鲜隹紤],本研究未采用這一方法。(二)法律環(huán)境對(duì)公司投資業(yè)績(jī)的影響投資環(huán)境對(duì)于公司業(yè)績(jī)的影響在近年來(lái)受到了學(xué)術(shù)界的廣泛關(guān)注。Stern(2002)認(rèn)為,投資環(huán)境(investmentclimate)由現(xiàn)有和預(yù)期的政策、制度和行為環(huán)境構(gòu)成,它將影響與投資相聯(lián)系的回報(bào)和風(fēng)險(xiǎn)。進(jìn)一步的,Stern(2002)將投資環(huán)境解構(gòu)成宏觀經(jīng)濟(jì)的穩(wěn)定性和開放性、良好的治理和強(qiáng)大的制度以及基礎(chǔ)設(shè)施的質(zhì)量三個(gè)方面。Dollaretal.(2003)認(rèn)為,投資環(huán)境影響投資效率的邏輯在于,如果一國(guó)或一個(gè)地區(qū)制度腐敗或者當(dāng)?shù)卣疀]有提供可靠的投資服務(wù),則投資的預(yù)期回報(bào)將面臨更大的不確定,從而會(huì)導(dǎo)致投資效率的損失。迄今,已有一系列的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)支持了投資環(huán)境對(duì)投資決策質(zhì)量和企業(yè)業(yè)績(jī)的正面影響。MuellerandYurtoglu(2000)發(fā)現(xiàn),一國(guó)的法律環(huán)境對(duì)公司投資業(yè)績(jī)有著顯著影響,那些以英國(guó)法為起源的普通法系國(guó)家中的公司投資業(yè)績(jī)要顯著好于成文法系國(guó)家。Gugleretal.(2003,2004)進(jìn)一步拓展了MuellerandYurtoglu(2000)的研究,他們發(fā)現(xiàn),法律起源、公司治理制度、會(huì)計(jì)標(biāo)準(zhǔn)、契約執(zhí)行質(zhì)量都能部分地解釋各國(guó)公司投資回報(bào)的差異。2Dollaretal.(2003)通過(guò)對(duì)孟加拉國(guó)、中國(guó)、埃塞俄比亞和巴基斯坦四個(gè)發(fā)展中國(guó)家服裝企業(yè)的大樣本調(diào)查,發(fā)現(xiàn)投資環(huán)境對(duì)企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有積極影響。CullandXu(2005)則從制度、產(chǎn)權(quán)的安全性以及金融發(fā)展等角度出發(fā),通過(guò)問(wèn)卷調(diào)查的方式,對(duì)2000—2002年中國(guó)18個(gè)城市760家企業(yè)的再投資決策進(jìn)行了深入分析。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)被侵占的風(fēng)險(xiǎn)、契約執(zhí)行質(zhì)量以及獲得外部資金的可能性在各個(gè)城市之間存在明顯差別,而這些因素反過(guò)來(lái)又對(duì)企業(yè)的再投資決策產(chǎn)生了重要影響,這表明投資環(huán)境是影響中國(guó)企業(yè)投資行為的一個(gè)重要因素。白重恩等(2004)的研究也表明,中國(guó)各城市的投資環(huán)境質(zhì)量會(huì)直接影響到外資企業(yè)的經(jīng)濟(jì)效益。(三)所有權(quán)結(jié)構(gòu)、投資和公司價(jià)值之間的聯(lián)系所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司績(jī)效的影響是當(dāng)前國(guó)內(nèi)外學(xué)術(shù)界研究的熱點(diǎn)問(wèn)題之一。關(guān)于這一領(lǐng)域的文獻(xiàn)綜述可參見ShleiferandVishny(1997)、DenisandMcConnell(2003)和陳信元等(2004)。但是,從JensenandMeckling(1976)這篇關(guān)于所有權(quán)結(jié)構(gòu)的源頭性文獻(xiàn)來(lái)看,投資是連接所有權(quán)結(jié)構(gòu)和公司價(jià)值的關(guān)鍵性環(huán)節(jié)。即所有權(quán)結(jié)構(gòu)首先會(huì)影響公司的投資決策,公司的投資決策繼而又會(huì)對(duì)公司價(jià)值產(chǎn)生影響。然而,現(xiàn)有的文獻(xiàn)大都繞過(guò)了投資這一環(huán)節(jié),而直接檢驗(yàn)所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司價(jià)值的影響,不能不說(shuō)是一個(gè)缺憾。沿著上述思路,Cho(1998)首先對(duì)所有權(quán)結(jié)構(gòu)、投資和公司價(jià)值之間的復(fù)雜關(guān)系進(jìn)行了實(shí)證檢驗(yàn)。研究表明,公司內(nèi)部人股權(quán)比例與投資支出呈非線性關(guān)系,并且,這種非線性關(guān)系同Morcketal.(1988)發(fā)現(xiàn)的所有權(quán)結(jié)構(gòu)和公司價(jià)值之間的非線性關(guān)系非常相似,這說(shuō)明所有權(quán)結(jié)構(gòu)的確影響了投資,繼而影響了公司價(jià)值。但是,當(dāng)將內(nèi)生性問(wèn)題納入所有權(quán)結(jié)構(gòu)和公司價(jià)值的分析框架后,Cho(1998)發(fā)現(xiàn),是公司價(jià)值影響了所有權(quán)結(jié)構(gòu),而不是相反。由此,Cho(1998)認(rèn)為,以前文獻(xiàn)中關(guān)于所有權(quán)結(jié)構(gòu)外生性的假設(shè)可能是錯(cuò)誤的。Gugleretal.(2004)則直接檢驗(yàn)了所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司投資回報(bào)的影響。通過(guò)采用MuellerandReardon(1993)的投資回報(bào)估算方法,他們發(fā)現(xiàn),對(duì)于英國(guó)法系起源的國(guó)家而言,家族企業(yè)控股的公司其投資業(yè)績(jī)更優(yōu),而金融機(jī)構(gòu)控股的公司其投資業(yè)績(jī)更劣。國(guó)家控股的公司在法國(guó)法系起源的國(guó)家其投資業(yè)績(jī)表現(xiàn)更好,在德國(guó)法系起源的公司表現(xiàn)更差,在英國(guó)法系起源的國(guó)家以及亞洲國(guó)家中則不存在差異。對(duì)于美國(guó)公司的研究表明,公司內(nèi)部人持股比例同投資回報(bào)存在著先上升、后下降、再上升的三階段非線性關(guān)系,這同Morcketal.(1988)關(guān)于所有權(quán)結(jié)構(gòu)和公司價(jià)值的結(jié)論是一致的。我們的研究試圖將以上分離的文獻(xiàn)聯(lián)系起來(lái)。特別的,我們感興趣的一個(gè)問(wèn)題是投資環(huán)境和所有權(quán)結(jié)構(gòu)的交互性對(duì)公司投資業(yè)績(jī)的影響。投資環(huán)境和所有權(quán)安排是一種互補(bǔ)關(guān)系抑或替代關(guān)系?由于跨國(guó)間的研究難于控制各國(guó)之間非正式制度的影響,從而導(dǎo)致其研究結(jié)論可能產(chǎn)生偏差,因此,著眼于中國(guó)這個(gè)最大的轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟(jì)國(guó)家,我們希望能為上述問(wèn)題提供補(bǔ)充證據(jù)。三、資本投資回報(bào)估計(jì)：兩種模式(一)it的現(xiàn)金支出MuellerandReardon(1993)的思想來(lái)自傳統(tǒng)的凈現(xiàn)金流折現(xiàn)模型。令I(lǐng)t是企業(yè)在t期的投資,CFt+j是投資It在t+j期產(chǎn)生的現(xiàn)金流,it是企業(yè)在t期的折現(xiàn)率。則投資It在t期的現(xiàn)值PVt為:PVt=∑j=1∞CFt+j(1+it)j.(1)ΡVt=∑j=1∞CFt+j(1+it)j.(1)假定投資It以一定的投資回報(bào)率rt持久地賺取投資收益,則It的現(xiàn)值PVt也可寫成:PVt=Itrtit,(2)ΡVt=Ιtrtit,(2)這里,rtitrtit衡量的是投資回報(bào)和資本成本的比值,不妨以qt表示。如果企業(yè)著眼于股東財(cái)富最大化考慮,應(yīng)該確保投資的qt≥1,否則,該項(xiàng)投資便是一種價(jià)值摧毀行動(dòng)。在此基礎(chǔ)上,MuellerandReardon(1993)認(rèn)為,qt衡量的是投資的邊際回報(bào),它比平均意義上的托賓q更能反映企業(yè)的投資業(yè)績(jī)。在t期末,企業(yè)的市場(chǎng)價(jià)值Mt由期初的市場(chǎng)價(jià)值(Mt-1)加上本期投資的現(xiàn)值(PVt),減去期初資產(chǎn)的折舊額(折舊率δt),以及加上一個(gè)市場(chǎng)對(duì)企業(yè)價(jià)值評(píng)估的誤差項(xiàng)(ut)構(gòu)成,即有:Mt=Mt?1+PVt?δtMt?1+ut.(3)Μt=Μt-1+ΡVt-δtΜt-1+ut.(3)將(2)式代入(3)式,移項(xiàng),并在方程兩邊同除以Mt-1以消除尺度效應(yīng),得到:Mt?Mt?1Mt?1=?δ+qtItMt?1+utMt?1.(4)Μt-Μt-1Μt-1=-δ+qtΙtΜt-1+utΜt-1.(4)在(4)式的基礎(chǔ)上,通過(guò)計(jì)算各個(gè)公司的Mt和It等相關(guān)變量,然后通過(guò)回歸便可得到一定期間內(nèi)一國(guó)公司的平均qt,即投資回報(bào)和資本成本的比值。這就是MuellerandReardon(1993)模型的基本思想。(二)回歸模型的建立BHMQ(1970)的模型強(qiáng)調(diào)當(dāng)前投資對(duì)未來(lái)會(huì)計(jì)盈余增長(zhǎng)的貢獻(xiàn)。假定企業(yè)t期的投資It從t+1期開始持久地產(chǎn)生收益rIt,且投資回報(bào)率r保持不變,令Et為t期的會(huì)計(jì)盈余,則有:ΔE1=E1?E0=rI0,ΔE2=E2?E1=r(I0+I1),ΔE3=E3?E2=r(I0+I1+I2),??ΔEh=r(I0+I1+I2+?+Ih?1).ΔE1=E1-E0=rΙ0,ΔE2=E2-E1=r(Ι0+Ι1),ΔE3=E3-E2=r(Ι0+Ι1+Ι2),??ΔEh=r(Ι0+Ι1+Ι2+?+Ιh-1).盡管以上任何一個(gè)方程都允許我們計(jì)算出r,但考慮到r在各期間的波動(dòng)性以及誤差的存在,在估計(jì)投資回報(bào)率r上,應(yīng)該盡可能利用多期間的數(shù)據(jù)。為此,可以將以上方程相加,從而得到:∑t=1hΔEt=r[hI0+(h?1)I1+(h?2)I2+?+Ih?1]=r∑t=0h?1(h?t)It.(5)∑t=1hΔEt=r[hΙ0+(h-1)Ι1+(h-2)Ι2+?+Ιh-1]=r∑t=0h-1(h-t)Ιt.(5)(5)式是BHMQ建立回歸模型的基礎(chǔ)?？紤]到風(fēng)險(xiǎn)對(duì)投資回報(bào)的影響,BHMQ在模型中加了一個(gè)風(fēng)險(xiǎn)變量risk,同時(shí),考慮到會(huì)計(jì)盈余可能存在著與投資無(wú)關(guān)的自然增長(zhǎng),BHMQ在方程中加入了一個(gè)截距項(xiàng),由此,回歸方程為:∑t=1hΔEt=a0+r∑t=0h?1(h?t)It+a1risk+ε?(6)∑t=1hΔEt=a0+r∑t=0h-1(h-t)Ιt+a1risk+ε?(6)這里,a0為截距項(xiàng),a1為風(fēng)險(xiǎn)的回歸系數(shù),ε為回歸殘差。但是,FriendandHusic(1973)認(rèn)為,(6)式?jīng)]有控制尺度效應(yīng),因此需要在方程兩邊同除企業(yè)資產(chǎn)A以控制這一影響,其中,A為估計(jì)期間內(nèi)企業(yè)總資產(chǎn)的平均值。由此,方程變?yōu)?∑t=1hΔEtA=a0A+r∑t=0h?1(h?t)ItA+a1riskA+εA.(7)∑t=1hΔEtA=a0A+r∑t=0h-1(h-t)ΙtA+a1riskA+εA.(7)本文的研究便是以(4)式的市場(chǎng)模型和(7)式的會(huì)計(jì)模型為基礎(chǔ),通過(guò)1999—2004年中國(guó)上市公司的數(shù)據(jù),分別估算出中國(guó)上市公司的兩個(gè)投資回報(bào)指標(biāo)q和r,然后,在(4)式和(7)式中引入投資環(huán)境變量和所有權(quán)結(jié)構(gòu)變量,以考察二者及其交互性對(duì)公司投資業(yè)績(jī)的影響。四、樣本數(shù)據(jù)和變量描述(一)市場(chǎng)模型的估計(jì)本文使用中國(guó)證券市場(chǎng)1999年至2004年共6年的所有純A股上市公司為初始樣本。樣本的選擇遵循以下標(biāo)準(zhǔn):(1)剔除金融類公司;(2)要求上市年限相對(duì)較長(zhǎng),一方面是為確保公司投資行為相對(duì)成熟,另一方面也是基于模型估計(jì)的需要。具體而言,對(duì)于市場(chǎng)模型而言,我們要求樣本公司至少有5年可供估計(jì)的數(shù)據(jù);對(duì)于會(huì)計(jì)模型而言,由于需要使用多期的累計(jì)數(shù),因此樣本被限制為上市日期在1999年12月31日之前的公司。(3)為消除極端值的影響,對(duì)于本文所使用到的因變量和主要解釋變量,剔除0%—1%和99%—100%之間的極端值樣本。此外,我們也剔除了一些數(shù)據(jù)缺失的樣本。在進(jìn)行上述篩選后,最后共有676家公司的3969個(gè)觀察值可用于市場(chǎng)模型的估計(jì),有670個(gè)公司樣本可用于會(huì)計(jì)模型的估計(jì)。本文所使用的主要財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)來(lái)自CSMAR數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)。所有權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來(lái)自北京大學(xué)中國(guó)經(jīng)濟(jì)研究中心色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)。需要說(shuō)明的是,色諾芬數(shù)據(jù)庫(kù)將“上市公司最終控制人”這一指標(biāo)分成七類,對(duì)于“集體控股”、“社會(huì)團(tuán)體控股”、“職工持股會(huì)控股”和“不能識(shí)別”四類最終控制人類型,考慮到研究的需要,我們通過(guò)手工查閱公司年度報(bào)告的方法,將其進(jìn)一步分成國(guó)有和非國(guó)有兩類。我們使用魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)提供的各省(自治區(qū)、直轄市)的投資環(huán)境指數(shù)來(lái)衡量企業(yè)所面臨的外部投資環(huán)境的差異。魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)在借鑒國(guó)外相關(guān)文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上,使用1990—2000年外商直接投資在中國(guó)省市流向的數(shù)據(jù),采用因子分析法,編制出中國(guó)各地區(qū)的投資環(huán)境指標(biāo)。由于魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)的指標(biāo)只截止到2000年,考慮到各地區(qū)的投資環(huán)境在不同年度間應(yīng)該相對(duì)穩(wěn)定,我們采用了魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)報(bào)告的2000年度數(shù)據(jù)(具體參見表1)。在表1中,綜合指數(shù)越大代表該地區(qū)投資環(huán)境越好。從表中可見,上海、北京和廣東是投資環(huán)境表現(xiàn)最好的三個(gè)地區(qū),而貴州、內(nèi)蒙古和河南投資環(huán)境表現(xiàn)最差。并且,各地區(qū)的綜合指數(shù)差異較大,說(shuō)明各地區(qū)公司所面臨的外部投資環(huán)境差異明顯。(二)對(duì)現(xiàn)金流量表的檢驗(yàn)本文中的兩個(gè)回歸模型主要是基于(4)式的市場(chǎng)模型和(7)式的會(huì)計(jì)模型而展開的?；貧w模型所涉及的主要變量包括公司市場(chǎng)價(jià)值3、會(huì)計(jì)盈余、資本投資、投資環(huán)境和所有權(quán)結(jié)構(gòu)等五種變量?？紤]到公司規(guī)模和風(fēng)險(xiǎn)對(duì)投資回報(bào)的影響,我們?cè)谀Ｐ椭幸布尤肓诉@兩個(gè)變量。兩個(gè)模型所使用的變量符號(hào)和定義見表2。需要說(shuō)明的是,參照張翼和李辰(2005)的設(shè)計(jì),本文所研究的資本投資定義為現(xiàn)金流量表中“購(gòu)建固定資產(chǎn)、無(wú)形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”一項(xiàng)。另外,在ΔMV的計(jì)算上,考慮到因股東新增權(quán)益(如配股、增發(fā)等)所帶來(lái)的企業(yè)凈資產(chǎn)增值同資本投資沒有關(guān)系,因此將該部分在計(jì)算公司凈資產(chǎn)市場(chǎng)價(jià)值變動(dòng)額中予以扣除。最后,不同于市場(chǎng)模型,會(huì)計(jì)模型的估計(jì)是使用1999—2003年五年的累計(jì)數(shù)。因此,對(duì)于所有權(quán)結(jié)構(gòu)等變量,取這五年的簡(jiǎn)單平均數(shù)。各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果見表3。五、市場(chǎng)模型和會(huì)計(jì)模型之間的回歸表4分別報(bào)告了采用市場(chǎng)模型和會(huì)計(jì)模型估算的資本投資回報(bào)率結(jié)果。其中,市場(chǎng)模型估計(jì)的是資本投資回報(bào)和資本成本的比值q,會(huì)計(jì)模型估計(jì)的是資本投資回報(bào)率r。由于市場(chǎng)模型的估計(jì)采用的是6年的非均衡面板數(shù)據(jù),我們同時(shí)報(bào)告了混合回歸和控制企業(yè)水平固定效應(yīng)的回歸結(jié)果。此外,市場(chǎng)模型控制了行業(yè)效應(yīng)和年度效應(yīng),會(huì)計(jì)模型控制了行業(yè)效應(yīng),但結(jié)果沒有匯報(bào)。從市場(chǎng)模型1可見,在混合回歸下,資本投資的邊際回報(bào)q僅為0.6442,遠(yuǎn)小于1,表明中國(guó)上市公司平均而言其投資回報(bào)低于資本成本,印證了中國(guó)經(jīng)濟(jì)可能的確存在著“宏觀好,微觀不好”的局面。4在采用固定效應(yīng)回歸情況下(市場(chǎng)模型2),INV的系數(shù)降為0.5193,說(shuō)明采用簡(jiǎn)單的混合回歸可能高估了資本投資的邊際回報(bào)5。從會(huì)計(jì)模型的回歸結(jié)果看,INV的系數(shù)為0.0261,表明上市公司在1999—2003年間平均的資本投資的回報(bào)率r僅為2.61%,這個(gè)比例遠(yuǎn)低于當(dāng)前5%左右的銀行貸款利率,說(shuō)明中國(guó)上市公司所從事的投資活動(dòng)更多地表現(xiàn)為價(jià)值摧毀而不是價(jià)值創(chuàng)造。在市場(chǎng)模型3和4中,我們希望進(jìn)一步考察資本投資回報(bào)在1999—2004年間的變動(dòng)趨勢(shì)。為此,我們插入了5個(gè)年度變量和資本投資INV的乘積項(xiàng)。從表中可以發(fā)現(xiàn),1999至2001年三年間的資本投資業(yè)績(jī)有較大幅度的震動(dòng)。相對(duì)于1999年,2000年的投資業(yè)績(jī)大幅度下降,而2001年又有大幅度的上升,2002年至2004年資本投資業(yè)績(jī)則相對(duì)平穩(wěn),都略高于1999年的投資業(yè)績(jī)水平,似乎表明中國(guó)上市公司的資本投資回報(bào)出現(xiàn)了緩慢好轉(zhuǎn)的情形。從控制變量回歸結(jié)果看,公司規(guī)模Size在市場(chǎng)模型中的回歸系數(shù)顯著為負(fù),但在會(huì)計(jì)模型中系數(shù)為正但不顯著,說(shuō)明規(guī)模對(duì)公司價(jià)值的增長(zhǎng)有負(fù)面影響,但對(duì)會(huì)計(jì)盈余的影響不大。風(fēng)險(xiǎn)變量Beta在市場(chǎng)模型中其系數(shù)為正但不顯著,但在會(huì)計(jì)模型中顯著為負(fù),表明公司的市場(chǎng)風(fēng)險(xiǎn)對(duì)會(huì)計(jì)盈余可能存在著負(fù)面影響。六、投資環(huán)境、所有權(quán)和資本投資回報(bào)(一)市場(chǎng)模型和經(jīng)濟(jì)意義的回歸結(jié)果分析為考察投資環(huán)境對(duì)資本投資回報(bào)的影響,我們?cè)诨貧w模型中引入了投資環(huán)境和資本投資的乘積項(xiàng)ENV×INV。理論上預(yù)期投資環(huán)境應(yīng)當(dāng)對(duì)資本投資回報(bào)有正面影響,該乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)應(yīng)該顯著為正。表5的市場(chǎng)模型1和會(huì)計(jì)模型1給出了相應(yīng)的回歸結(jié)果。其中,市場(chǎng)模型控制了企業(yè)水平上的固定效應(yīng),此外,所有回歸均控制了行業(yè)和年度效應(yīng),但結(jié)果沒有匯報(bào)。從表5中可以發(fā)現(xiàn),ENV*INV的回歸系數(shù)在市場(chǎng)模型1中為0.0100,在會(huì)計(jì)模型1中為0.0013,均在5%水平下顯著,表明投資環(huán)境的改善的確對(duì)上市公司的資本投資回報(bào)有積極作用。從經(jīng)濟(jì)意義角度分析投資環(huán)境的作用,如果投資環(huán)境綜合指數(shù)提高1,公司資本投資的邊際回報(bào)q將增加0.01,投資回報(bào)率r將增加0.0013。在本研究中,投資環(huán)境綜合指數(shù)的最大值為15.60,最小值為0.25。這說(shuō)明,在其他條件相同的情況下,中國(guó)投資環(huán)境最好的上海相對(duì)于投資環(huán)境最差的貴州,公司的資本投資回報(bào)指標(biāo)q和r將分別高出0.1535和2%,經(jīng)濟(jì)意義明顯。(二)國(guó)有產(chǎn)權(quán)對(duì)資本投資回報(bào)的正向激勵(lì)效應(yīng)所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)中國(guó)上市公司績(jī)效的影響已經(jīng)得到了較為深入的討論。6已有的經(jīng)驗(yàn)表明,國(guó)有上市公司在總體業(yè)績(jī)表現(xiàn)上劣于非國(guó)有上市公司,但集中的國(guó)有股權(quán)則因政府的監(jiān)督作用能對(duì)公司績(jī)效產(chǎn)生積極影響(田利輝,2005;李濤,2005)。在股權(quán)集中度對(duì)公司績(jī)效的影響上,有證據(jù)表明第一大股東持股比例同公司價(jià)值存在U型關(guān)系(白重恩等,2005;夏立軍和方軼強(qiáng),2005),但徐莉萍等(2006)卻未發(fā)現(xiàn)這一U型關(guān)系的存在。徐莉萍等(2006)進(jìn)一步發(fā)現(xiàn),無(wú)論控制股東屬于何種類型,第一大股東持股比例都同公司的經(jīng)營(yíng)績(jī)效存在顯著的正向線性關(guān)系。在股權(quán)制衡對(duì)公司績(jī)效的影響上,現(xiàn)有的證據(jù)遠(yuǎn)未得到一致的結(jié)論。白重恩等(2005)發(fā)現(xiàn),第二到第十大股東的持股比例對(duì)公司價(jià)值有顯著的正面影響,但夏立軍和方軼強(qiáng)(2005)的結(jié)論卻正好相反。而徐莉萍等(2006)發(fā)現(xiàn),股權(quán)制衡度對(duì)企業(yè)經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)的影響依賴于外部大股東的性質(zhì),從而表明股權(quán)制衡更多地體現(xiàn)為一種相機(jī)治理功能。與上述研究不同,我們希望直接考察所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本投資回報(bào)的影響。為此,我們?cè)谀Ｐ椭幸肓松鲜泄咀罱K控制人性質(zhì)(State)、第一大股東持股比例(Top1)以及第二到第十大股東持股比例的集中度(H2_10)這三個(gè)變量同資本投資(INV)的乘積項(xiàng)。理論上講,國(guó)有產(chǎn)權(quán)可能通過(guò)兩條渠道影響公司的資本投資回報(bào):一是國(guó)有企業(yè)對(duì)預(yù)算軟約束的預(yù)期以及政府出于非經(jīng)濟(jì)目的對(duì)國(guó)有企業(yè)的干預(yù),可能導(dǎo)致國(guó)有企業(yè)投資決策的低效率,從而損害了資本投資業(yè)績(jī);二是政府對(duì)國(guó)有企業(yè)經(jīng)理的監(jiān)督以及在土地、稅收以及市場(chǎng)準(zhǔn)入方面的優(yōu)惠待遇又可能導(dǎo)致國(guó)有產(chǎn)權(quán)對(duì)企業(yè)的資本投資業(yè)績(jī)有正面影響。那么,國(guó)有產(chǎn)權(quán)的這兩種效應(yīng)究竟孰強(qiáng)孰弱,顯然需要通過(guò)經(jīng)驗(yàn)檢驗(yàn)予以回答。從表5的回歸結(jié)果看,如果單獨(dú)考察所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)投資回報(bào)的影響,在市場(chǎng)模型2中,State×INV的系數(shù)為負(fù),但不顯著,這意味著國(guó)有企業(yè)的邊際資本投資回報(bào)率q同非國(guó)有企業(yè)相比并不明顯處于下風(fēng)。但在會(huì)計(jì)模型2中,State×INV的系數(shù)為負(fù),并在10%水平下顯著,說(shuō)明整體而言,國(guó)有企業(yè)的資本投資回報(bào)率r的確要劣于非國(guó)有企業(yè)。由于市場(chǎng)模型q衡量的是資本投資回報(bào)和資本成本的比值,既然q不顯著,而r顯著,這可能意味著國(guó)有企業(yè)的資本成本要低于非國(guó)有企業(yè)7。然而,在將投資環(huán)境ENV和所有權(quán)結(jié)構(gòu)變量同時(shí)納入回歸方程后(市場(chǎng)模型4和會(huì)計(jì)模型4),State×INV的系數(shù)都變成顯著為負(fù),這說(shuō)明平均而言,國(guó)有產(chǎn)權(quán)對(duì)資本投資回報(bào)的消極作用要強(qiáng)于其積極作用。表5的市場(chǎng)模型2和會(huì)計(jì)模型2也報(bào)告了第一大股東持股比例對(duì)資本投資回報(bào)的影響。TOP1*INV在兩個(gè)模型中其系數(shù)都顯著為正,表明控股股東持股比例的提高對(duì)公司資本投資回報(bào)的影響更多地體現(xiàn)為正向的激勵(lì)效應(yīng)(incentiveeffect),而不是負(fù)向的侵占效應(yīng)(entrenchmenteffect)。為考察第一大股東持股比例對(duì)資本投資回報(bào)的影響是否存在非線性的U型關(guān)系,我們也在兩個(gè)模型中引入了第一大股東持股比例的平方與資本投資的乘積項(xiàng),結(jié)果發(fā)現(xiàn)該乘積項(xiàng)的回歸系數(shù)并不顯著(結(jié)果未報(bào)告),這說(shuō)明第一大股東持股比例同資本投資回報(bào)存在顯著的正向線性關(guān)系,而沒有證據(jù)表明非線性關(guān)系的存在,這同徐莉萍等(2006)的結(jié)論是一致的。我們希望進(jìn)一步檢驗(yàn)第一大股東持股比例對(duì)資本投資回報(bào)的正向影響是否因最終控制人性質(zhì)的不同而發(fā)生改變。為此,我們將第一股東持股比例分解成國(guó)有控股和非國(guó)有控制兩類,并分別設(shè)置變量ST_Top1和PR_Top1。當(dāng)公司的最終控制人為國(guó)有性質(zhì)時(shí),ST_Top1取值為第一大股東持股比例,否則為0;當(dāng)公司的最終控制人為私有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)時(shí),PR_Top1取值為第一大股東持股比例,否則為0。從表5的市場(chǎng)模型3和會(huì)計(jì)模型3的回歸結(jié)果看,ST_Top1*INV和PR_Top1*INV的回歸系數(shù)都為正,并且都顯著。盡管PR_Top1*INV的回歸系數(shù)要略高于ST_Top1*INV回歸系數(shù),但Wald系數(shù)約束性檢驗(yàn)表明,兩個(gè)系數(shù)差異并不顯著,說(shuō)明無(wú)論是國(guó)有上市公司還是非國(guó)有上市公司,股權(quán)集中度的上升都有利于資本投資業(yè)績(jī)的改善。在股權(quán)制衡對(duì)資本投資回報(bào)的影響機(jī)制上,理論上認(rèn)為,其他大股東持股比例的上升將有利于其發(fā)揮對(duì)企業(yè)內(nèi)部大股東和經(jīng)理的監(jiān)督職能,降低企業(yè)的代理成本,從而可能更有力地限制企業(yè)作出過(guò)度投資的沖動(dòng),因而對(duì)提高公司的資本投資回報(bào)有積極效果。但對(duì)于中國(guó)上市公司的實(shí)踐而言,由于普遍存在著第一大股東高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu),這可能會(huì)削弱了其他大股東的力量。此外,其他大股東也可能選擇同控股股東合謀來(lái)侵占中小投資者利益(夏立軍和方軼強(qiáng),2005),這也會(huì)降低股權(quán)制衡對(duì)資本投資的正向效應(yīng)。從表5的結(jié)果中容易發(fā)現(xiàn),在市場(chǎng)模型2和4中,H2_10*INV的回歸系數(shù)盡管為正,但不顯著,說(shuō)明高的股權(quán)制衡度并未提升公司的資本投資回報(bào)和資本成本的比值q。然而,從會(huì)計(jì)模型2和4的回歸結(jié)果看,H2_10*INV的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正,表明股權(quán)制衡度對(duì)公司投資回報(bào)率r又有正向影響。最后,我們也希望考察股權(quán)制衡度對(duì)資本投資回報(bào)的影響是否與上市公司最終控制人類型有關(guān)。為此,我們?cè)O(shè)置了STH2_10和PRH2_10兩個(gè)變量。當(dāng)公司的最終控制人為國(guó)有性質(zhì)時(shí),STH2_10取值為第二到第十大股東持股比例的平方和,否則為0;當(dāng)公司的最終控制人為私有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)時(shí),PRH2_10取值為第二到第十大股東持股比例的平方和,否則為0。從表5的市場(chǎng)模型3和會(huì)計(jì)模型3的回歸結(jié)果看,STH2_10*INV的回歸系數(shù)在兩個(gè)模型中一負(fù)一正,但均不顯著,而PRH2_10*INV的回歸系數(shù)均為正,并且至少在10%水平下顯著。這說(shuō)明,當(dāng)上市公司的控股股東為國(guó)有性質(zhì)時(shí),由于政府等國(guó)有控股部門在中國(guó)經(jīng)濟(jì)中的強(qiáng)勢(shì)地位,上市公司的其他大股東難于發(fā)揮其監(jiān)督職能,從而無(wú)法對(duì)國(guó)有控股股東的投資決策產(chǎn)生影響,導(dǎo)致股權(quán)制衡正向作用不明顯。但是,對(duì)于控股股東為私有產(chǎn)權(quán)性質(zhì)的上市公司而言,股權(quán)制衡能夠發(fā)揮一定的積極作用。上述結(jié)果表明,股權(quán)制衡在對(duì)資本投資業(yè)績(jī)的改善上,更多地體現(xiàn)為一種狀態(tài)依存。(三)投資環(huán)境與所有權(quán)結(jié)構(gòu)與資本投資回報(bào)在本節(jié)中,我們希望進(jìn)一步考察投資環(huán)境和所有權(quán)結(jié)構(gòu)的相互作用對(duì)公司資本投資回報(bào)的影響。考察兩個(gè)或多個(gè)因素的交互作用的一種理想方式是在回歸模型中同時(shí)引入這些因素及其乘積項(xiàng)。然而,在本研究中,當(dāng)我們?cè)谀Ｐ椭型瑫r(shí)放入投資環(huán)境、所有權(quán)結(jié)構(gòu)以及投資環(huán)境和所有權(quán)結(jié)構(gòu)的乘積項(xiàng)后,由于嚴(yán)重的多重共線性問(wèn)題,我們很難對(duì)回歸系數(shù)做出解釋。8為此,我們退而求其次,通過(guò)采用分組回歸的方法以克服這一問(wèn)題?？紤]到目前改革開放的進(jìn)程中,著力改善投資環(huán)境的觀點(diǎn)無(wú)論是在理論上還是政策實(shí)踐上都趨于一致,幾乎沒有異議。而在關(guān)于產(chǎn)權(quán)改革上,學(xué)術(shù)界則頗有爭(zhēng)論。為此,從研究的政策含義角度考慮,我們將樣本按照各省的投資環(huán)境指數(shù)分成高低兩組,以考察所有權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)資本投資回報(bào)的影響是否依賴于投資環(huán)境。表6報(bào)告了相應(yīng)的回歸結(jié)果。表6的結(jié)果表明,所有權(quán)結(jié)構(gòu)和資本投資回報(bào)的關(guān)系的確受到了投資環(huán)境的影響。具體而言,在投資環(huán)境差的地區(qū),國(guó)有上市公司的投資業(yè)績(jī)要更劣于私有產(chǎn)權(quán)控制的上市公司,而在投資環(huán)境好的地區(qū),國(guó)有上市公司和非國(guó)有上市公司在投資業(yè)績(jī)的差異上表現(xiàn)不顯著。在第一大股東持股比例對(duì)投資回報(bào)的影響上,無(wú)論是在投資環(huán)境好的地區(qū)還是差的地區(qū),控股股東集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)都有利于資本投資業(yè)績(jī)的改善。在股權(quán)制衡方面,證據(jù)表明,在投資環(huán)境好的地區(qū),股權(quán)制衡同資本投資回報(bào)呈顯著的正向關(guān)系。但在投資環(huán)境差的地區(qū),股權(quán)制衡的正向效應(yīng)不復(fù)存在,甚至可能損害了資本投資業(yè)績(jī)(市場(chǎng)模型1中H2_10*INV的系數(shù)為負(fù),盡管不顯著)?；谏鲜鲎C據(jù),我們認(rèn)為,在對(duì)資本投資回報(bào)的影響上,投資環(huán)境和所有權(quán)兩種因素更多地表現(xiàn)為一種互補(bǔ)關(guān)系而不是替代關(guān)系。換言之,外部投資環(huán)境的建設(shè)和所有權(quán)的適當(dāng)安排對(duì)于上市公司資本投資業(yè)績(jī)的改善是一種相互促進(jìn)關(guān)系。同時(shí),上述證據(jù)也進(jìn)一步表明,所有權(quán)結(jié)構(gòu)的內(nèi)部治理功能在一定程度上依賴于外部環(huán)境,具有明顯的狀態(tài)依存性