大股東數(shù)量的決定因素:治理效應權衡與股票流動性
——基于中國A股公司的實證研究

吳世飛, 劉淑蓮

(東北財經(jīng)大學 會計學院, 遼寧 大連 116025)

大股東數(shù)量的決定因素:治理效應權衡與股票流動性
——基于中國A股公司的實證研究

吳世飛, 劉淑蓮

(東北財經(jīng)大學 會計學院, 遼寧 大連 116025)

采用2010—2014年我國A股公司數(shù)據(jù),運用有序Logit回歸方法,探討了公司大股東數(shù)量的決定因素。實證研究表明大股東數(shù)量取決于發(fā)聲與交易兩種機制下治理效應之間的權衡。這一結論具體表現(xiàn)為:在存在自然人大股東的公司中,大股東數(shù)量較少;管理者薪酬水平越高,大股東數(shù)量越多。從金融市場微觀結構視角,證明了股票流動性的提高會增加大股東數(shù)量,且會優(yōu)化市場對大股東、管理者效率的選擇;此外,公司產(chǎn)權性質對大股東數(shù)量具有重要影響,國有公司中大股東數(shù)量較少。

大股東數(shù)量; 發(fā)聲機制; 交易機制; 治理效應; 股票流動性

Abstract: Based on China’s A-share corporate data from 2010 to 2014, the determinants of the number of blockholders are investigated empirically with the ordered Logit model.The results indicate that the number of blockholders is an outcome of the tradeoff between the governance effects in voice and trading mechanisms implemented by blockholders. Specifically, the number is lower in the presence of individual blockholders and higher when managers’ pay level increases.From the perspective of financial market microstructure, it is shown that the number of blockholders rises with stock liquidity. Furthermore, a higher level of stock liquidity strikes a more optimal balance between the productivity of blockholders and managers’ effort. Besides, the number of blockholders is affected by the nature of corporate property rights, and the state-owned enterprises always have fewer blockholders.

Keywords: number of blockholders; voice mechanism; trading mechanism; governance effect; stock liquidity

現(xiàn)有關于公司治理中股東作用的研究,大都將關注焦點落在股東持股份額,或與之相關的股權結構、股權集中度及制衡度的成因或影響上,而與股東及其行為相關的另一個重要方面是股東數(shù)量,尤其是大股東數(shù)量的成因及影響,這在以往的研究中受到了一定的忽略。對大股東數(shù)量的考察對于理解公司治理機制的有效性及股票市場中的投資者行為具有重要作用。首先,大股東數(shù)量是影響大股東在公司治理中角色發(fā)揮的重要因素,因為大股東數(shù)量的多少決定了大股東之間協(xié)作的難易程度,而這又會影響大股東參與治理的積極性及大股東整體的治理效率。其次,從金融市場微觀結構角度看,大股東數(shù)量的多少決定了大股東交易的活躍度。大股東的知情交易一方面可以提高股價信息含量[1-3],另一方面可以對管理者施加一種退出威脅[4],這均會提高公司治理的有效性。此外,大股東數(shù)量也是股票市場中投資者積極性的反映。因此,對大股東數(shù)量的考察有助于加深我們對大股東治理機制的理解,并可以提供關于金融市場微觀結構特征及投資者情緒方面的證據(jù)。這些均是通過大股東持股份額難以揭示或無法直接揭示的。目前關于大股東數(shù)量決定因素的實證證據(jù)還比較少見,而這也是本文要解決的問題。我國公司與西方國家相比,股權更加集中。數(shù)據(jù)顯示我國公司中存在大股東的公司比重明顯較高*比如,在Edmans & Manso的數(shù)據(jù)中,大約有12%的美國公司沒有大股東,這些公司是高度股權分散的。而在本文的樣本中僅有0.21%的公司沒有大股東,所以在我國高度股權分散的公司比重很小,同時我國公司中存在大股東的公司比重更高。。這一方面表明了在我國公司中大股東的重要性,另一方面也為研究大股東數(shù)量的成因帶來了豐富的研究樣本,從而為本文的研究提供了很好的數(shù)據(jù)支持。

本文將研究公司中大股東數(shù)量的決定因素。以Edmans & Manso[2]的理論研究為基礎,通過我國公司數(shù)據(jù),證明了公司大股東數(shù)量取決于大股東發(fā)聲與交易兩種機制下治理效應之間的權衡。本文可能的貢獻包括以下方面:第一,本文對Edmans & Manso[2]的大股東數(shù)量理論進行了實證建模與檢驗,對相關研究從理論到實證的過渡作出了初步的探索,并首次提供了這一方面的實證證據(jù);第二,本文通過對大股東數(shù)量決定因素的實證研究,對金融市場微觀結構及公司產(chǎn)權性質在公司治理中的作用提供了新的證據(jù),這對我國股票市場的健全與完善,以及國有企業(yè)混合所有制改革的實施具有重要的啟示意義。

一、 理論分析與研究假設

本文主要借鑒Edmans & Manso的理論研究,從治理效應權衡的角度分析公司大股東數(shù)量的決定因素。同時,作為金融市場微觀結構理論的重要研究方面,本文也考察股票流動性對大股東數(shù)量的影響。此外,從我國實際出發(fā),本文進一步考慮了公司產(chǎn)權性質在決定大股東數(shù)量中的作用。

1.大股東治理效應權衡

關于大股東在公司治理中的角色,早期的研究均認為大股東是通過對公司的介入(intervention)機制或稱發(fā)聲(voice)機制而改善公司治理的。例如,大股東可以促進公司實施凈現(xiàn)值為正的項目,或修正管理者無效率的行為等。21世紀初,隨著金融市場微觀結構理論的發(fā)展,資本市場定價理論和公司治理理論的聯(lián)系愈發(fā)緊密,大股東發(fā)揮作用的另一治理機制逐漸進入研究者的視野,即退出(exit)機制或交易(trading)機制。例如,大股東的退出威脅可以降低股東與管理者之間的代理成本[4]。大股東的知情交易可以提高股價的信息含量[1-3]。這也直接引致Edmans & Manso對大股東數(shù)量決定因素的理論研究的誕生。

Edmans & Manso[2]的模型中考慮了上述大股東發(fā)聲與交易的兩類治理效應。 這兩類治理效應均與大股東數(shù)量相關,且受到大股東數(shù)量的影響。具體上,他們的研究指出,當大股東數(shù)量較少時,股東間合作的困難降低,大股東搭便車的傾向降低,從而更有利于發(fā)聲機制的運作,使得發(fā)聲機制的作用得以最大化;當大股東數(shù)量較多時,大股東積極地從事知情交易,向股價中注入了更多公司信息,從而更有利于交易機制的運作,使得交易機制的作用得以最大化。所以,最終的大股東數(shù)量取決于大股東發(fā)聲與交易兩種機制下治理效應之間的權衡。即如果發(fā)聲機制產(chǎn)生治理效應的效率更高,則應該降低大股東數(shù)量以促進發(fā)聲機制的運作;如果交易機制產(chǎn)生治理效應的效率更高,則應該提高大股東數(shù)量以促進交易機制的運作。

在Edmans & Manso的研究中,進一步加入管理者的作用因素后,上述大股東兩類治理效應間的權衡又具體轉換為對大股東和管理者努力的相對效率的權衡上。具體地,他們的核心模型展現(xiàn)了一個由管理者、大股東和造市商參與的博弈過程,揭示了如果大股東努力的效率較高,則大股東應該通過發(fā)聲機制產(chǎn)生治理效應,因此應該降低大股東數(shù)量以促進發(fā)聲機制的運作;如果管理者努力的效率較高,則大股東應該通過交易機制產(chǎn)生治理效應,因此應該提高大股東數(shù)量以促進交易機制的運作;最終,他們通過對其核心模型的分析得出的主要結論是,大股東數(shù)量會隨著大股東效率的提高而降低,隨著管理者效率的提高而提高。

基于以上分析,本文從以下兩個角度分別對大股東與管理者努力的效率進行衡量,進而結合Edmans & Manso的結論考察二者對公司大股東數(shù)量的影響。

(1) 大股東效率

在Edmans & Manso的模型中,大股東(管理者)效率指的是大股東(管理者)通過自身努力為公司帶來價值產(chǎn)出的有效程度。其中大股東效率又特指大股東通過發(fā)聲機制(而非交易機制)產(chǎn)生治理效應的有效性。大股東效率與大股東特質有關。特別地,眾多的研究顯示,大股東是否為自然人是影響其監(jiān)督活動效果的重要因素。Gordon & Pound在對股東提交的關于改變公司治理結構的提案的研究中指出,大部分此類提案是由自然人大股東提交的[5]。Gillan & Starks的研究顯示,自然人大股東的提案對股價有正向的影響,而非自然人大股東的提案對股價有負向的影響[6]。基于此,本文認為自然人大股東的發(fā)聲效率高于非自然人大股東。具體上,這又可以從以下三個角度進行分析。

首先,從投資組合理論角度看,Fama指出,根據(jù)投資組合理論,一般而言,投資者會將財富分散于不同公司,所以他們沒有興趣直接控制某一家子公司的經(jīng)營管理[7]。依照同樣的道理,如果某些投資者的財富集中于某家公司,則其必然有動力積極地控制或參與公司管理。一般而言,自然人股東擁有的財富規(guī)模遠不及公開募集資金的公眾公司的資產(chǎn)規(guī)模。所以,與后者相比,若在被投資公司中達到同樣持股份額,自然人股東所付出的財富占其總財富比重遠大于非自然人股東。這樣,其財富便更加集中于被投資公司。從而自然人股東具有強烈的意愿和動力去關注該公司的現(xiàn)狀及未來,并會更加積極地付諸實際行動于監(jiān)督公司,參與公司治理之中。所以,與非自然人大股東相比,自然人大股東發(fā)聲的效率會更高。

其次,從代理理論角度看,公司中存在兩權分離與代理問題。管理者與股東或公司的利益不一致。在非自然人作為大股東的情況下,對被投資單位的監(jiān)督需由母公司管理者作出決策并參與實施。在這一過程中,管理者需要付出個人成本。為了規(guī)避這部分成本,管理者可能選擇卸責或偷懶。這會降低非自然人大股東的發(fā)聲效率。而自然人大股東則不存在上述的利益沖突及代理問題。其積極發(fā)聲有利于自身的財富最大化,從中取得的收益更可能彌補其個人成本,所以其發(fā)聲動機更強。這說明自然人大股東發(fā)聲的效率會更高。

最后,從企業(yè)的契約性質角度看,企業(yè)是一系列契約的聯(lián)結。在這種情況下,其中的每一份契約都代表著契約各方的不同利益。企業(yè)作為一個整體需要協(xié)調(diào)不同契約方的利益,這一過程會產(chǎn)生大量成本。具體到發(fā)聲決策上,就會損害發(fā)聲的效率[8]。而自然人大股東作為一個利益集中的個體,除了采取有利于其自身利益最大化的行動外,不需要付出任何協(xié)調(diào)成本,這也會使得自然人大股東發(fā)聲的效率更高。

從以上分析可知,自然人大股東的發(fā)聲效率較非自然人大股東高。而根據(jù)Edmans & Manso[2]的研究,大股東效率的提高會促使大股東數(shù)量降低。所以,本文提出假設H1:與其他公司相比,在存在自然人大股東的公司中,大股東數(shù)量較少。

(2) 管理者效率

管理者效率指的是管理者通過自身努力為公司帶來價值產(chǎn)出的有效程度。管理者效率直接與管理者的個人素質或經(jīng)營能力相關。在公司理論中,通常認為公司是在由Demsetz定義的自由放任經(jīng)濟(laissez-faire economy)中經(jīng)營*自由放任經(jīng)濟模型是在新古典競爭市場的分散化模型中加入交易成本而形成的。。Demsetz指出,在自由放任經(jīng)濟中,競爭使得對收入的分配是通過使投入的邊際產(chǎn)出與其價格相等來實現(xiàn)的[9]。這也意味著,從長期看,同質的管理服務在所有公司中大體得到相同的報酬[10]。張維迎指出,經(jīng)理人與整個市場之間進行的是一個重復博弈,市場根據(jù)觀察到的業(yè)績給經(jīng)理人不斷重復定價[11-12]。從實證證據(jù)上,江偉的研究也表明,管理者人力資本理論可以對我國上市公司采用行業(yè)薪酬基準及管理者薪酬增長的現(xiàn)象提供解釋[13]。以上研究均表明,管理者薪酬反映了股東和外部市場對其服務質量的評價,管理者較高的薪酬表明股東與外部市場預期管理者的經(jīng)營能力較高,也即管理者效率較高。所以,當管理者薪酬較高時,大股東會更多地通過交易機制產(chǎn)生治理效應。這一方面可以充分調(diào)動管理者的積極性,發(fā)揮其管理效率,另一方面可以使大股東避免發(fā)聲過程中需要付出的高昂成本。因此此時大股東的數(shù)量會相應提高以促進交易機制的運作。所以,本文提出假設H2:公司管理者薪酬水平越高,大股東數(shù)量越多。

2.股票流動性

從金融市場微觀結構角度研究公司治理的一個重要因素是股票流動性。股票流動性對大股東的形成、大股東發(fā)聲及交易機制的運作均具有重要影響,因而會影響公司大股東數(shù)量。傳統(tǒng)的觀點認為,流動性降低了大股東退出的成本,這樣大股東就會對高成本的發(fā)聲機制沒有興趣[14-15]。此時不滿意的大股東可以輕易地通過交易機制退出公司,因而直接導致大股東數(shù)量的降低。但是,隨后的研究從兩個方面對這種觀點提出了挑戰(zhàn)。第一,流動性有利于大股東的最初形成[8,16-17];第二,流動性使得大股東能夠賺取與其發(fā)聲活動相關的資本化收益[8,18]。由上述兩個方面的考慮均可推知流動性會提高大股東的數(shù)量。另外,Edmans & Manso[2]認為流動性降低了交易費用,提高了大股東交易利得,從而會提高大股東數(shù)量。Edmans等的實證研究驗證了流動性首先增加了大股東形成的可能性[19]。最后,筆者認為,雖然流動性降低了大股東的退出成本,但這只是給予大股東一項可以以較低成本退出的賣出期權,并不意味著大股東必然選擇退出。大股東只有預計公司未來前景不佳時才會行使這項“權利”,而這種權利本身無疑排除了投資者最初可能的顧慮,從而激勵其購買股份并成為大股東,因而會提高大股東數(shù)量。所以,本文提出假設H3:公司股票流動性越高,大股東數(shù)量越多。

3.公司產(chǎn)權性質

在我國,鑒于國有公司的地位及特殊性,其經(jīng)營性質、控制方的持股特征及股權轉讓特征等方面也會對大股東數(shù)量產(chǎn)生一定影響。

首先,從國有公司的經(jīng)營性質方面看,國有公司在經(jīng)營上具有非經(jīng)濟性的特征[20],這使得其目標函數(shù)與非國有投資者不一致,從而會降低國有公司對非國有資本的吸引力,降低非國有投資者的參與意愿。所以,后者在作出投資決策時,考慮到上述非經(jīng)濟性特征和與之伴隨的目標差異、效率損失及投資風險,可能會主動減少在國有公司中的投資比重,這阻礙了大股東的形成,從而會降低大股東的數(shù)量。

其次,從國有控制方的持股特征方面看,國有公司需要肩負一些以社會利益最大化為基礎的政策性任務,如增加就業(yè)和維護社會穩(wěn)定。為了確保這種政策任務的實現(xiàn),保證國有成分在國民經(jīng)濟中的控制力,代表國有控制方的大股東持股比例平均而言會大于非國有公司中大股東持股比例,這無形中擠占了其他潛在投資者可能的投資份額,降低了其他投資者成為大股東的可能性,從而也會降低大股東的總數(shù)量。

最后,在國有股權轉讓方面,我國國有公司在股權轉讓過程中要面對一些特殊的審核與審批方面的約束。國家相關部門對國有股轉讓的主體和方式等都有嚴格的限制。同時,國有公司在引入非國有資本的過程中又缺乏明確的資本進入與退出機制,非國有資本進入國有公司的阻力很大。這些均阻礙了國有公司中非國有大股東的形成,從而會降低國有公司中大股東的數(shù)量。

基于以上分析,本文提出假設H4:與非國有公司相比,國有公司中大股東數(shù)量較少。

二、 研究設計

本文研究中的被解釋變量,即公司大股東數(shù)量為離散有序變量,因此本文采用有序Logit模型進行估計。具體計量模型如下:

其中,Blockholders表示公司大股東數(shù)量。已有的實證研究大都以持股5%作為劃分大股東的標準[19]。在我國,5%也是股票市場監(jiān)管的門檻,持股超過5%的股東的交易行為是受嚴格監(jiān)督的。所以,本文也將持股5%以上的股東視做公司大股東,并以此為標準在公司持股前十名股東中計算大股東的數(shù)量。在此基礎上,本文根據(jù)研究目的對大股東數(shù)量進行了以下幾點修正:首先,如果第一大股東持股超過50%,則第一大股東為絕對控股,此時設定大股東數(shù)量為1;其次,當?shù)谝淮蠊蓶|與第二大股東持股比例差距很大時,第二大股東很難與第一大股東抗衡,因此,如果前兩名大股東持股比例之差超過樣本中該差距的平均值,則視大股東數(shù)量為1;最后,當前兩名股東持股比例之差小于第三名股東持股比例時,第三名股東將成為前兩名大股東爭奪控制權的對象,其地位會上升,所以,此時即使第三名股東持股比例小于5%,仍將其視做大股東。鑒于在本文的樣本中大股東數(shù)量大于5的公司比例較低,所以在模型回歸中將大股東數(shù)量大于或等于5的公司均視做一類。這樣,模型中Blockholders變量的取值便是從0到5的離散有序整數(shù)。

Indiv表示公司是否存在自然人大股東。根據(jù)之前的分析,自然人大股東具有更高的發(fā)聲效率,且因為持股更多的大股東往往具有更強的監(jiān)督公司的動機及能力,所以本文分別在前三名、前五名大股東的范圍上考察大股東的自然人身份,分別構建兩個虛擬變量Indiv 3和Indiv 5。如果公司前三名大股東中存在自然人大股東,則Indiv 3取值為1,否則取值為0;如果公司前五名大股東中存在自然人大股東,則Indiv 5取值為1,否則取值為0。

此外,模型中Compens為管理者薪酬;Tover為公司股票流動性;State為公司產(chǎn)權性質;X為一系列控制變量,包括公司規(guī)模、大股東持股總份額、TobinQ、資產(chǎn)負債率。同時,因為對本文面板數(shù)據(jù)的Hausman檢驗得到的卡方統(tǒng)計量為442.70,相應的P值為0.00,因此在控制變量中加入了年度和行業(yè)虛擬變量以控制相應的固定效應。對變量的詳細描述請見表1。

F(·)為某非線性函數(shù),具體形式為:

μ1<μ2<μ3<…<μj為門限值,均為待估參數(shù)。

本文中所用變量的詳細定義與描述如表1所示。

表1 變量定義與描述

三、 實證結果及分析

本部分應用我國公司數(shù)據(jù)對大股東數(shù)量的決定因素進行考察,依照研究設計對之前提出的研究假設作出檢驗。

1.描述性統(tǒng)計分析

本文數(shù)據(jù)來自Wind和CSMAR數(shù)據(jù)庫。我國從2005年開始進行股權分置改革,到2006年末2007年初基本完成而實現(xiàn)全流通。2014年后,我國公司進入混合所有制改革的深化階段,這一階段必然伴隨著大股東構成方面的深刻變化。為了避免這一外部政策對實證分析的影響,同時充分考慮股權分置改革的時滯效應,將分析建立在“全流通”的基礎之上,本文選取2007—2014年時段中的后5年作為分析期間。具體上,選取2010—2014年滬深兩市全部A股上市公司作為研究樣本,進一步剔除金融業(yè)公司、ST類公司,剔除資產(chǎn)負債率大于1或小于0的觀察值以消除異常經(jīng)營狀況的影響,剔除前十大股東持股總份額缺失或大于1的觀察值。觀察原始數(shù)據(jù)發(fā)現(xiàn),高管前三名薪酬總額、年平均換手率、資產(chǎn)總額、Tobin Q指標均存在上端異常值,因此對上述指標均進行2%水平的上端單側縮尾處理。各變量的描述性統(tǒng)計如表2所示。

表2 主要變量的描述性統(tǒng)計

從表2可見,樣本公司中平均有大約兩個大股東(如果僅以持股5%作為判斷大股東的標準,則此處的均值為2.119個)。有48.7%的公司前三名大股東中包含自然人,有64.3%的公司前五名大股東中包含自然人。前十名大股東平均持有了公司超過半數(shù)的股權份額,持股總份額平均達到59.6%。因為對高管薪酬用資產(chǎn)總額進行了去量綱化,所以Compens變量最小值接近于0。

2.回歸結果分析

(1) 有序Logit回歸結果及分析

根據(jù)本文的模型設定,采用有序Logit回歸的結果如表3所示。從表3可見,Indiv 3、Indiv 5的系數(shù)均顯著為負,這驗證了假設H1,說明大股東效率的提高會降低大股東數(shù)量。Compens的系數(shù)均顯著為正,這驗證了假設H2,說明管理者效率的提高會促使大股東數(shù)量的增加。上述兩方面也說明了公司大股東數(shù)量是大股東發(fā)聲與交易兩種機制下治理效應之間權衡的結果。Tover的系數(shù)均為正且大都顯著,這驗證了假設H3,說明股票流動性的提高有利于大股東的最初形成,從而提高了大股東數(shù)量。Model 2和Model 4中加入了Tover與大股東效率、管理者效率的交乘項,結果顯示交乘項系數(shù)均與原大股東效率、管理者效率代理變量的系數(shù)符號相反。這說明股票流動性的提高會促使市場在不斷的交易中反復對大股東、管理者效率進行權衡取舍以優(yōu)化對二者效率的選擇,這一過程縮小了二者之間的相對效率差距,從而會減弱各自代理變量的作用程度。State的系數(shù)顯著為負,這驗證了假設H4,說明國有公司中大股東的數(shù)量更少。控制變量中Size的系數(shù)為負,這是因為隨著公司規(guī)模的增加,大股東持股達到一定份額的難度加大,大股東數(shù)量將隨之減少。Tobin Q的系數(shù)顯著為負,可能的解釋是,Tobin Q的大小反映了公司所處的生命周期,引入期和成長期的公司大股東數(shù)量較少,而此時投資機會較多,Tobin Q值較高;成熟期的公司大股東數(shù)量較多,此時投資機會較少,Tobin Q值較低。Lev的系數(shù)顯著為負,這是因為在公司規(guī)模一定的情況下,負債比重越大,權益總額會越小,從而大股東數(shù)量會越少。

表3 大股東數(shù)量決定因素的有序Logit回歸結果

注: ***、 **、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著。括號中為z統(tǒng)計量。回歸中均加入了年度及行業(yè)虛擬變量但沒有列示。Model 1、Model 2中以Indiv 3變量作為大股東身份的代理變量;Model 3、Model 4中以Indiv 5變量作為大股東身份的代理變量。

(2) 邊際效應分析

由于有序Logit模型的參數(shù)含義并不直觀,表3中的結果只能提供顯著性和參數(shù)符號方面有限的信息。因此,本文進一步對模型中解釋變量的邊際效應進行分析。表4～表7按表3中的回歸模型分別列示了各解釋變量的邊際效應分析結果。其中的邊際效應均為平均邊際效應(AME),即解釋變量在各樣本值處邊際效應的平均值。

表4 大股東數(shù)量決定因素的邊際效應分析(Model 1)

注: ***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著;“N”表示大股東數(shù)量,下同。

表5 大股東數(shù)量決定因素的邊際效應分析(Model 2)

表6 大股東數(shù)量決定因素的邊際效應分析(Model 3)

表7 大股東數(shù)量決定因素的邊際效應分析(Model 4)

從表4～表7中可見,Indiv 3、Indiv 5變量對N為0、1的邊際效應為正,對N為2以上的邊際效應為負,這說明當公司由無自然人大股東變?yōu)橛凶匀蝗舜蠊蓶|時,大股東數(shù)量較少(N=0、1)的概率上升,大股東數(shù)量較多(N=2～5)的概率下降。這與假設H1是一致的*直觀上,公司中存在自然人大股東與不存在自然人大股東(無大股東或有大股東但均非自然人)相比,大股東數(shù)量為0的概率應該下降或不變,但因為邊際效應的計算是以回歸模型計算出的預測概率為基礎,所以Indiv 3、Indiv 5對N為0的邊際效應仍然顯示為正且大都顯著,但其絕對值十分接近于0。。Compens、Tover變量對N為0、1的邊際效應為負,對N為2以上的邊際效應為正,說明管理者薪酬的提高、股票流動性的提高均會降低大股東數(shù)量較少的概率,增加大股東數(shù)量較多的概率,這分別與假設H2、H3是一致的。最后,State變量對N為0、1的邊際效應為正,對N為2以上的邊際效應為負,說明當由非國有變?yōu)閲泄緯r,大股東數(shù)量較少的概率上升,大股東數(shù)量較多的概率下降,這與假設H4是一致的。

3.穩(wěn)健性檢驗

為了檢驗本文之前得到結論的可靠性,本文進行了以下幾項穩(wěn)健性檢驗*限于篇幅,穩(wěn)健性檢驗的結果未予列出,留存?zhèn)渌鳌！?/p>

首先,為了避免模型中可能的內(nèi)生性問題,本文采用各自變量(除年度、行業(yè)控制變量外)的滯后一期作為工具變量,重新執(zhí)行表3中的各項回歸。結果顯示,各主要解釋變量的符號及顯著性與之前相比均沒有發(fā)生明顯改變,這說明內(nèi)生性問題并沒有對本文的結果造成很大影響。

其次,在前面的實證分析中,本文用管理者薪酬衡量管理者效率,但是,我國經(jīng)理人市場尚不完善,管理者薪酬的高低不一定能夠很好衡量管理者的效率,并且可能存在超額薪酬行為。根據(jù)信號傳遞理論,雇員的教育程度傳遞了其能力方面的信息,教育程度越高,暗示著雇員的能力越高,進而效率越高。因此,此處根據(jù)管理者的教育背景構建管理者效率的替代指標。具體地,在管理者個人層面上,對學歷為中專及中專以下、大專、本科、碩士研究生及博士研究生的管理者分別賦值為1,2,…,5,進而在各公司、年度層面上分別計算管理者的平均學歷值Medu,并將Medu作為管理者效率的替代衡量指標,重新執(zhí)行表3中的各項回歸。結果顯示,Medu的系數(shù)仍然顯著為正,其他主要解釋變量的系數(shù)估計結果也與前文中基本相同。

最后,在前面的實證分析中,本文用公司股票年平均換手率衡量股票流動性,但是,當股票波動幅度存在較大差異時,這一指標不能真正反映股票流動性[21]。因此,此處借鑒劉海龍等[21]的方法,用股票年平均換手率與年波動幅度之比來衡量股票流動性,構建Tover 1指標,并采用Tover 1指標重新執(zhí)行表3中的各項回歸。結果顯示,Tover 1的系數(shù)仍然顯著為正,其他主要解釋變量的符號和顯著性也與之前類似。

通過以上穩(wěn)健性檢驗可見,本文之前得到的結果是比較穩(wěn)健和可靠的。

四、 結 論

本文應用來自我國的數(shù)據(jù),通過實證分析,對Edmans & Manso[2]的理論研究結論進行了驗證,即公司大股東數(shù)量取決于大股東發(fā)聲與交易兩種機制下治理效應之間的權衡,從而首次提供了公司大股東數(shù)量決定因素的實證證據(jù)。具體上,本文得出了以下研究結論。

第一,與其他公司相比,在存在自然人大股東的公司中,大股東數(shù)量較少。這是因為自然人大股東與非自然人大股東相比,在公司中的財富集中度更高,且不存在代理關系中的利益沖突問題及與各契約方的協(xié)調(diào)問題,因而當公司存在自然人大股東時,大股東效率提高,從而大股東數(shù)量相應下降以促進大股東發(fā)聲活動。第二,公司管理者薪酬水平越高,大股東數(shù)量越多。管理者較高的薪酬表明市場預期管理者的經(jīng)營能力較高,這說明管理者效率較高,因而大股東數(shù)量相應上升以促進大股東交易活動。第三,公司股票流動性越高,大股東數(shù)量越多。這是因為股票流動性的提高給予了大股東一項可以以較低成本退出的賣出期權,使得大股東能夠賺取與其發(fā)聲活動相關的資本化收益,從而激勵了投資者購買股份并成為大股東。第四,股票流動性的提高會促使市場在不斷的交易中反復對大股東、管理者的效率進行權衡取舍以優(yōu)化對二者效率的選擇。這一過程縮小了大股東、管理者之間的相對效率差距。因此,股票流動性的提高對于改善公司治理具有重要作用。第五,由于國有公司在經(jīng)營性質、控制方持股及股權轉讓等方面存在的特殊性,在國有公司中,大股東的數(shù)量更低。

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(責任編輯: 王 薇)

Determinants of the Number of Blockholders: Tradeoff Between Governance Effects and Stock Liquidity——An Empirical Research Based on China’s A-Share Corporations

WUShi-fei,LIUShu-lian

(School of Accounting, Dongbei University of Finance and Economics, Dalian 116025, China)

F 276.6

A

1008-3758(2017)05-0459-09

10.15936/j.cnki.1008-3758.2017.05.004

2016-11-29

吳世飛(1985- ),男,遼寧阜新人,東北財經(jīng)大學博士研究生,主要從事公司金融與公司治理研究; 劉淑蓮(1954- ),女,遼寧大連人,東北財經(jīng)大學教授,博士生導師,主要從事公司金融、風險管理研究。