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    管理層權(quán)力與企業(yè)價(jià)值關(guān)系研究

    2016-09-03 10:10:20任燕林
    福建質(zhì)量管理 2016年13期
    關(guān)鍵詞:管理層權(quán)力變量

    任燕林

    (山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 山西 太原 030000)

    管理層權(quán)力與企業(yè)價(jià)值關(guān)系研究

    任燕林

    (山西財(cái)經(jīng)大學(xué) 山西 太原 030000)

    本文用EVA代表企業(yè)價(jià)值,選用2016年上交所全部A股上市公司為樣本,采用主成分分析和多元線性回歸,實(shí)證檢驗(yàn)上市公司管理層權(quán)力對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響,結(jié)果表明,中國上市企業(yè)管理層擁有的綜合權(quán)力對(duì)企業(yè)價(jià)值具有顯著負(fù)向影響。

    EVA;管理層權(quán)力;企業(yè)價(jià)值

    一、引言

    隨著現(xiàn)代公司制企業(yè)制度的不斷完善,經(jīng)營權(quán)和所有權(quán)分別歸屬于不同的陣營。管理層作為企業(yè)的代理人對(duì)企業(yè)的經(jīng)營決策具有很大的權(quán)力,在一些股權(quán)分散的企業(yè)中,管理層往往具有過高的權(quán)力,意味著作為股東代理人的管理層掌握了企業(yè)內(nèi)部大部分資源配置的權(quán)力。

    二、文獻(xiàn)回顧

    Finkelstein(1992)認(rèn)為管理層權(quán)力是管理者個(gè)人執(zhí)行自身意愿的能力,泛指管理層對(duì)公司治理結(jié)構(gòu)的影響能力。March(1996)將管理層權(quán)力定義為壓制不一致意見的能力。Bebchuk & Fried(2002)提出管理層權(quán)力泛指管理層對(duì)公司治理體系的影響能力。對(duì)管理層權(quán)力衡量指標(biāo)的選取,本文在文獻(xiàn)回顧的基礎(chǔ)上對(duì)部分學(xué)者選取的指標(biāo)做了總結(jié),F(xiàn)inkelstein(1992)選取威望聲譽(yù)權(quán)力;專家權(quán)威權(quán)力;所有權(quán)權(quán)力;組織結(jié)構(gòu)權(quán)力;Holthausen & Larcker(1999)選取領(lǐng)導(dǎo)權(quán)結(jié)構(gòu);獨(dú)立董事比例;呂長江和趙宇恒(2008)選取CEO任期;兩職合一;盧銳(2008)選取兩職合一;企業(yè)股權(quán)制衡度;高管任職年限;權(quán)小鋒(2010)選取管理層結(jié)構(gòu)權(quán)力;CEO任期;董事會(huì)規(guī)模;內(nèi)部董事比例;國企金字塔控制鏈條深度;趙純祥和張敦力(2013)選取兩職兼任;總經(jīng)理任期;學(xué)歷。

    三、理論分析與假設(shè)

    對(duì)于管理層權(quán)力與企業(yè)價(jià)值之間的關(guān)系,不同學(xué)者從不同角度進(jìn)行了闡述,對(duì)管理層持股:Jensen(1976);Drakos(2010)認(rèn)為正相關(guān),McConnell (1990);Coles(2012);Chen(2012)認(rèn)為倒U形,徐大偉(2005)認(rèn)為成Z形。對(duì)兩職兼任:Donaldson(1991);Ramdani(2010)認(rèn)為正相關(guān),Ibrahim(2011)認(rèn)為負(fù)相關(guān),韓立巖(1991)認(rèn)為與發(fā)展階段相關(guān)。對(duì)管理層任期:Hambrick(1991);李龍會(huì)(2011)認(rèn)為倒U形,Adams(2005)認(rèn)為負(fù)相關(guān)Ozkan(2011)認(rèn)為正相關(guān)。對(duì)管理層教育背景:李春濤(2005)認(rèn)為正相關(guān),Gottesman(2006);Bhagat(2010)認(rèn)為沒顯著關(guān)系。對(duì)獨(dú)立董事:Jensen(1993);Ibrahim(2011)認(rèn)為沒顯著關(guān)系,F(xiàn)ama(1983);Kim(2007);葉康濤(2011)認(rèn)為正相關(guān)。

    H1:控制其他因素不變,管理層權(quán)力與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān),即管理層權(quán)力越大,企業(yè)價(jià)值越小。

    四、實(shí)證設(shè)計(jì)

    (一)樣本數(shù)據(jù)及來源。本文選取2016年上交所全部A股上市公司為初始樣本,管理層權(quán)力的數(shù)據(jù)主要通過查找RESSET數(shù)據(jù)庫。為保證結(jié)論的準(zhǔn)確性,本文剔除了以下數(shù)據(jù):①刪除了金融行業(yè)的樣本;②刪除了資料不全的數(shù),經(jīng)過上述篩選,有效數(shù)據(jù)共計(jì)528個(gè)。

    (二)變量選擇及定義。本文參考既有文獻(xiàn),選取下列變量衡量管理層權(quán)力及企業(yè)價(jià)值,見表3,對(duì)于計(jì)算EVA所用的平均資本成本率,本文參考國資委現(xiàn)行規(guī)定取5.5%。管理層權(quán)力綜合指標(biāo)通過主成分分析法提取得到。

    表3 變量定義及說明

    (三)模型設(shè)定。首先,對(duì)代表管理層權(quán)力的各項(xiàng)數(shù)據(jù)進(jìn)行了標(biāo)準(zhǔn)化處理,然后對(duì)其進(jìn)行KMO檢驗(yàn),檢驗(yàn)結(jié)果為KMO=0.511,這說明較為適合做主成分分析。根據(jù)因子得分系數(shù)矩陣可以將第一個(gè)主成分表示為各個(gè)變量的線性組合為:

    CMP=-0.684TCP+0.675IBD+0.597CEB-0.481MS+0.068MTO

    (1)式

    為了驗(yàn)證H1,本研究建立回歸模型,即:

    EVA=α+β1CMP+β2CS+β3OC+β4CG+β5FI+β6NPR+β7SBD+ε

    (2)式

    其中,α為常量,β為回歸系數(shù),ε為隨機(jī)擾動(dòng)項(xiàng)。其他變量含義如表3所示。

    五、實(shí)證分析

    (一)描述性統(tǒng)計(jì)。對(duì)樣本數(shù)據(jù)進(jìn)行描述性統(tǒng)計(jì)。其中公司的EVA最大值395385.06,最小值為8.61E8,標(biāo)準(zhǔn)差為2.27772E8,說明EVA值之間差異較大。管理層權(quán)力的最小值為0.10,最大值為3.61,標(biāo)準(zhǔn)差為0.87604,說明各公司管理層權(quán)力各變量有較大的差異,對(duì)其進(jìn)行研究是有意義的。

    (二)相關(guān)分析。對(duì)模型中的變量進(jìn)行相關(guān)分析之后發(fā)現(xiàn),所有變量均在1%或5%的水平上顯著相關(guān)而相關(guān)性較弱,其中,EVA與CMP的相關(guān)系數(shù)為-0.058,與CS,OC ,CG ,F(xiàn)I ,NPR, SBD的相關(guān)系數(shù)分別為0.495,0.019,-0.035,0.205,-0.091,0.064。這說明本文中的模型不存在嚴(yán)重的多重共線性問題,故采用多元線性回歸分析方法是合理的。

    (三)回歸分析。本研究以全部樣本為研究對(duì)象,以(2)式為回歸模型進(jìn)行多元回歸分析,實(shí)證檢驗(yàn)管理層權(quán)力綜合指標(biāo)對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響,回歸結(jié)果顯示:βi值分別為:-2.221E9,-3.322E7,1.087E8,2.169E7,-3742.352,-4.351E7,-6.402E7,4.261E7。管理層權(quán)力與企業(yè)價(jià)值的交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù),這說明管理層權(quán)力對(duì)于企業(yè)價(jià)值有一定的抑制作用,故假設(shè)1得以驗(yàn)證。

    六、結(jié)論

    本研究以2016年中國全部A股上市公司數(shù)據(jù)為基礎(chǔ),實(shí)證檢驗(yàn)管理層權(quán)力綜合指標(biāo)以及不同管理層權(quán)力維度對(duì)企業(yè)價(jià)值的影響。研究結(jié)果表明,管理層權(quán)力綜合指標(biāo)對(duì)企業(yè)價(jià)值具有顯著負(fù)向影響。

    [1]盧銳.管理層權(quán)力、薪酬激勵(lì)與績效—基于中國證券市場(chǎng)的理論與實(shí)證研究[M].北京:經(jīng)濟(jì)科學(xué)出版社,2008.

    [2]權(quán)小鋒,吳世農(nóng).CEO權(quán)力強(qiáng)度信息披露質(zhì)量與公司業(yè)績的波動(dòng)性: 基于深交所上市企業(yè)的實(shí)證研究[J].南開管理評(píng)論,2010.

    任燕林(1991-),女,漢族,山西太原,山西財(cái)經(jīng)大學(xué)會(huì)計(jì)學(xué)碩士,研究方向:財(cái)務(wù)管理。

    本文系山西省哲學(xué)社會(huì)科學(xué)規(guī)劃項(xiàng)目“資源型經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型背景下的煤炭企業(yè)社會(huì)責(zé)任與財(cái)務(wù)績效關(guān)系研究”的階段性成果(項(xiàng)目編號(hào):晉規(guī)辦字[2013]2號(hào))

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