□文/胡 杰
(安徽工業(yè)大學(xué)商學(xué)院 安徽·馬鞍山)
自2001年實(shí)施獨(dú)立董事制度以來,在我國的公司治理實(shí)踐中,獨(dú)立董事往往都由大股東提名聘任。當(dāng)公司控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移時(shí),新任大股東需要決策是留聘前大股東提名的獨(dú)立董事,還是提名新的人選。新任大股東在做出這一決策時(shí)會受到哪些因素的影響,以及這一決策會產(chǎn)生怎樣的后果,現(xiàn)有文獻(xiàn)均尚未涉及。本文以2003~2012年大股東變更的民營上市公司為樣本,分析了新任大股東不再續(xù)聘原公司獨(dú)立董事的可能原因,并進(jìn)一步檢驗(yàn)了由此引起的獨(dú)立董事變更對公司投資效率的影響。我們的研究發(fā)現(xiàn),實(shí)際控制人的控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離度越大,公司越有可能不再續(xù)聘獲減少續(xù)聘前任獨(dú)董;與續(xù)聘獨(dú)立董事公司相比,不續(xù)聘或減少續(xù)聘獨(dú)董的上市公司越有可能過度投資。我們的研究為理解大股東變更對獨(dú)立董事聘任的影響提供了新的知識。
(一)大股東變更與獨(dú)董續(xù)聘。La Porta等(1999)的研究發(fā)現(xiàn),世界主要經(jīng)濟(jì)體的企業(yè)中廣泛存在著控股股東,大股東通過金字塔結(jié)構(gòu)、交叉持股等方式形成控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的分離。所以,對于這些企業(yè)來說,主要代理沖突不是存在于管理層與股東之間,而是存在于控股股東與中小股東之間。大股東與中小股東之間的代理沖突越大,大股東追求私利的動機(jī)就越強(qiáng)。但如果獨(dú)立董事能夠發(fā)揮其應(yīng)有的監(jiān)督職能,大股東追求私利的行為就會受到制約。因此,公司發(fā)生并購以后,新控股股東為避免并購前大股東提名董事的束縛,會傾向于解聘原來的獨(dú)立董事,重新提名自己信得過的新的獨(dú)立董事人選?;谏鲜龇治鑫覀兲岢黾僭O(shè)一:
表1 主要變量定義及描述
H1:代理沖突越大,大股東越有可能不再續(xù)聘或者減少續(xù)聘獨(dú)立董事。
(二)獨(dú)董續(xù)聘與過度投資。投資決策是公司的主要經(jīng)營決策,也是董事會會議需要討論的重要內(nèi)容。如果大股東擔(dān)心并購前的獨(dú)立董事會影響自己追求控制權(quán)私利,對其予以解聘,并改聘自己信得過的新人選,董事會的獨(dú)立性下降,其對大股東的監(jiān)督職能可能會被弱化。在大股東與中小股東之間的代理沖突較大的情況下,大股東不完全承擔(dān)無效投資所帶來的損失,卻享有相關(guān)的控制權(quán)收益,因而有可能發(fā)生過度投資行為。基于上述分析提出假設(shè)二:
表2 Richardson模型回歸結(jié)果
表3 主要變量描述性統(tǒng)計(jì)
H2:與續(xù)聘獨(dú)立董事公司相比,不續(xù)聘或減少續(xù)聘原獨(dú)立董事的公司越有可能過度投資。
(一)樣本選擇和數(shù)據(jù)來源。國有企業(yè)治理公司結(jié)構(gòu)具有其特殊性,所以本文以選用2003~2014年間滬深兩市發(fā)生大股東變更的民營上市公司為研究對象,手工收集大股東變更后是否續(xù)聘原來獨(dú)立董事的具體信息,然后將其劃分為續(xù)聘和不續(xù)聘兩種類型。其他數(shù)據(jù)來自WIND和CSMAR數(shù)據(jù)庫。在具體研究過程中,為了消除極端值的影響,對所涉及的全部連續(xù)變量均進(jìn)行了上下5%的Winsorize處理。為確保數(shù)據(jù)的真實(shí)完整性,對于少些可疑的數(shù)據(jù),還進(jìn)行手工查閱年報(bào)表和WIND、CSMAR等金融數(shù)據(jù)庫交叉查閱。本文的數(shù)據(jù)處理全部采用Stata 13計(jì)量分析軟件進(jìn)行分析。
表4 代理沖突與獨(dú)立董事續(xù)聘
表5 獨(dú)董續(xù)聘與過度投資(全樣本)
(二)模型設(shè)定和主要變量定義。為了考察大股東與中小股東的代理沖突與獨(dú)董續(xù)聘之間的關(guān)系,本文構(gòu)建模型(1):
模型(1)采用Logit模型,因變量GID是表示是否續(xù)聘獨(dú)立董事的虛擬變量,公司并購之后,還可留任下一個(gè)三年聘期,但沒有獲得續(xù)聘的原獨(dú)立董事一名(含一名)以上的取1,否則為0,并購后,獨(dú)立董事任期六年屆滿的除外。SEP表示控股股東與中小股東的代理沖突,我們參照Claessens(2002)、孫亮(2014)等做法,以終極控制人的控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度來衡量。Size代表公司規(guī)模,Lev表示年末資產(chǎn)負(fù)債率,Growth表示年度營業(yè)收入的增長率,Roa代表企業(yè)盈利能力,Top1表示股權(quán)集中度,Bala表示股權(quán)制衡度,Age表示截至上期期末該公司上市的年數(shù)。由于SEP數(shù)值越大表示公司的代理沖突越嚴(yán)重,按照本文的第一個(gè)研究假設(shè),我們預(yù)計(jì)模型(1)中SEP的系數(shù)α1應(yīng)顯著大于零。
為了考察獨(dú)立董事續(xù)聘與過度投資之間的關(guān)系,我們借鑒姜付秀(2009)的做法,構(gòu)建模型(2)如下:
其中,因變量OINV代表公司的過度投資程度。被解釋變量GID表示獨(dú)立董事是否續(xù)聘情況的虛擬變量,不再續(xù)聘或者減少續(xù)聘獨(dú)立董事取值為1,否則為0。借鑒Jensen(1986)、Richardson(2006)與曹春方等(2014)的研究,我們控制了公司規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、公司自由現(xiàn)金流、總資產(chǎn)收益率、管理費(fèi)用率、上市時(shí)間等影響公司投資行為的因素。同時(shí),公司過度投資行為可能與無效的公司治理有關(guān),所以還進(jìn)一步控制了董事長與總經(jīng)理兩職是否合一、董事會規(guī)模、獨(dú)立董事占董事會人數(shù)比例、第一大股東持股比例等因素。此外,因不同行業(yè)在經(jīng)濟(jì)周期變化中會有不同的投資策略,我們在模型中還控制了行業(yè)與年份。按照本文的第二個(gè)研究假設(shè),我們預(yù)計(jì)模型(2)中GID的系數(shù)α1應(yīng)顯著大于零。(表1)
表6 獨(dú)董續(xù)聘與過度投資(殘差>0的樣本)
(一)過度投資的估計(jì)。要檢驗(yàn)獨(dú)董續(xù)聘與企業(yè)過度投資的關(guān)系,必須要對樣本公司的過度投資情況進(jìn)行經(jīng)驗(yàn)估計(jì)。我們參照 Richardson(2006)、辛清泉等(2007)、張會麗等(2012)的做法,通過以下模型度量企業(yè)的過度投資:
其中,因變量Invest=(購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金-處置固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)收回的現(xiàn)金凈額-折舊攤銷)/總資產(chǎn),用來衡量公司的新增投資。TobinQ表示公司的潛在投資機(jī)會,Lev表示公司財(cái)務(wù)杠桿,Cash表示現(xiàn)金持有水平,Age1表示上市時(shí)間,Size表示公司規(guī)模,Ret表示股票回報(bào)率,Year則表示年度固定效應(yīng),Industry表示行業(yè)固定效應(yīng)。本文通過對樣本公司進(jìn)行分年度、行業(yè)的回歸得到公司投資水平的估計(jì)值,即為公司的正常投資水平,由此進(jìn)一步得到的殘差OINV即代表公司的過度投資程度。(表 2)
根據(jù)表2回歸分析結(jié)果顯示,觀測到全部A股投資機(jī)會TobinQ-1的T值為6.25,相關(guān)系數(shù)為0.0020,與本年投資水平Invest呈現(xiàn)顯著正相關(guān)關(guān)系。而且全樣本的R2與Adj-R2分別為35.42%與35.3%,符合Richardson模型的要求。
(二)主要變量描述性統(tǒng)計(jì)。我們首先對研究的樣本公司的主要變量進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì),具體結(jié)果如表3所示。(表3)
從表3可知,在選取的224家樣本數(shù)據(jù)中,GID的均值為0.6161,說明在發(fā)生大股東變更后,新任大股東可能顧慮某種因素而不再續(xù)聘或者減少續(xù)聘原獨(dú)立董事的可能性較大。兩權(quán)分離度SEP,最小值為0,最大值為0.3229,均值為0.0768,說明樣本公司的控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之間仍存在一定差異。
(三)回歸分析。表4是模型(1)的分析結(jié)果,考察的是大小股東之間的代理沖突與是否續(xù)聘獨(dú)董之間的關(guān)系。從表4可知,SEP的系數(shù)顯著為正,說明大股東與中小股東之間的代理沖突越大,并購后的非國有公司就越有可能不再續(xù)聘原獨(dú)立董事,這與本文的第一個(gè)研究假設(shè)是一致的。(表4)
對于模型二,我們首先參照王彥超(2009)、張會麗等(2012)的做法,以模型(3)回歸得出的回歸殘差值直接衡量公司的過度投資水平。表5是模型(2)的回歸結(jié)果,考察的是獨(dú)董續(xù)聘與公司過度投資之間的關(guān)系。從表5可知,GID的系數(shù)顯著為正,說明并購后不再續(xù)聘或者減少續(xù)聘獨(dú)立董事的上市公司,越有可能存在過度投資行為,這與本文的第二個(gè)研究假設(shè)相一致。(表5)
為提高研究結(jié)論的穩(wěn)健性,在研究中我們還參照王彥超(2009)、張會麗等(2012)的做法,只選擇殘差值大于0的公司為樣本進(jìn)行回歸,從表6的分析結(jié)果可以發(fā)現(xiàn),GID的系數(shù)仍然顯著為正,假設(shè)二依然成立。(表6)
自獨(dú)立董事制度實(shí)施以來,在我國的公司治理實(shí)踐中,獨(dú)立董事往往都由大股東提名并經(jīng)過股東大會聘任。由于中小股東股權(quán)比較分散,因此大股東往往對是否續(xù)聘獨(dú)董有實(shí)際決定權(quán)。當(dāng)公司控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移時(shí),是繼續(xù)留任以前大股東提名的獨(dú)立董事,還是提名自己熟悉的新人選,是新任大股東必須要考慮的問題。新任大股東在做出這一決策時(shí)會受到哪些因素的影響,以及這一決策會產(chǎn)生怎樣的后果,現(xiàn)有文獻(xiàn)均尚未涉及。本文以2003~2012年大股東變更的民營上市公司為樣本,分析了新任大股東不再續(xù)聘原公司獨(dú)立董事的可能原因,并進(jìn)一步檢驗(yàn)了由此引起的獨(dú)立董事變更對公司投資效率的影響。我們的研究發(fā)現(xiàn),實(shí)際控制人的控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)分離度越大,公司越有可能不再續(xù)聘獲減少續(xù)聘前任獨(dú)董;與續(xù)聘獨(dú)立董事公司相比,不續(xù)聘或減少續(xù)聘獨(dú)董的上市公司越有可能過度投資。我們的研究為理解大股東變更對獨(dú)立董事聘任的影響提供了新的知識。
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