雙重股權(quán)、機(jī)構(gòu)持股與股價(jià)高估*
——基于中概股的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)

楊菁菁，朱瑞城，梁小敏

（1. 廣東外語(yǔ)外貿(mào)大學(xué)金融學(xué)院，廣東 廣州 510006；2.廣州市地方金融監(jiān)督管理局，廣東 廣州 510030）

一、引言

在成立后的近三十年里，我國(guó)A 股市場(chǎng)不允許采用雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)的公司（以下簡(jiǎn)稱雙重股權(quán)公司）上市，期間我國(guó)雙重股權(quán)公司幾乎都選擇赴美國(guó)上市，其中以京東和阿里巴巴為代表的互聯(lián)網(wǎng)科技公司迅速發(fā)展，增長(zhǎng)紅利流失于國(guó)外。為了促進(jìn)多層次資本市場(chǎng)健康發(fā)展，滿足不同類型企業(yè)的融資需求，我國(guó)在科創(chuàng)板試點(diǎn)注冊(cè)制，并允許雙重股權(quán)公司上市。2019年1 月28 日，證監(jiān)會(huì)發(fā)布《關(guān)于在上海證券交易所設(shè)立科創(chuàng)板并試點(diǎn)注冊(cè)制的實(shí)施意見》，明確允許科技創(chuàng)新企業(yè)發(fā)行具有特別表決權(quán)的類別股份，每一特別表決權(quán)股份擁有的表決權(quán)數(shù)量大于每一普通股份擁有的表決權(quán)數(shù)量。隨著科創(chuàng)板設(shè)立和注冊(cè)制全面推行，未來(lái)選擇回歸A 股上市的中概股公司可能大幅增加，其中包括雙重股權(quán)公司。然而目前國(guó)內(nèi)雙重股權(quán)公司數(shù)量較少、上市時(shí)間較短，使得我國(guó)資本市場(chǎng)的參與各方不能充分了解該類公司在股權(quán)結(jié)構(gòu)、治理機(jī)制和股票估值等方面的特征。因此，基于促進(jìn)資本市場(chǎng)健康發(fā)展和保護(hù)投資者利益的需要，有必要針對(duì)雙重股權(quán)公司開展專項(xiàng)研究。

雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)有高、低投票權(quán)兩類股票，公司創(chuàng)始團(tuán)隊(duì)或高級(jí)管理者通過(guò)持有每股多個(gè)投票權(quán)的高投票權(quán)股票維系公司的控制權(quán)。這一鮮明的特征有助于管理層更好地施展才華、促進(jìn)公司技術(shù)創(chuàng)新（李苗苗，2021）。然而，差異化投票權(quán)的設(shè)定會(huì)造成控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)大幅偏離，引發(fā)嚴(yán)重的代理沖突。由于管理層持有較少股份卻擁有實(shí)際控制權(quán)，管理層從事機(jī)會(huì)主義行為所獲得的收益會(huì)超過(guò)該行為對(duì)其帶來(lái)的成本，因此管理層可能更傾向于以犧牲外部投資者的利益為代價(jià)來(lái)追求基于控制權(quán)的私人利益（Cronqvist 和Nilsson，2003）。已有文獻(xiàn)表明，管理層可能基于構(gòu)建企業(yè)帝國(guó)、獲取期權(quán)收入等動(dòng)機(jī)，對(duì)負(fù)面消息進(jìn)行“捂盤”（Ball，2009；Kim 等，2011b）。這些意圖攫取私人利益的“捂盤”行為會(huì)加大公司與外界之間的信息不對(duì)稱，導(dǎo)致公司股價(jià)的真實(shí)價(jià)值被高估（楊威等，2020）。在雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)及高代理成本下，管理層攫取私人利益的動(dòng)機(jī)會(huì)被進(jìn)一步放大，而高投票權(quán)股票又使得他們不易被替換。這就意味著雙重股權(quán)公司的管理層更有可能也更具能力對(duì)內(nèi)部的各種負(fù)面消息進(jìn)行“捂盤”。那么，雙重股權(quán)是否可能會(huì)引發(fā)股價(jià)高估問(wèn)題呢？鮮有文獻(xiàn)對(duì)該現(xiàn)象開展系統(tǒng)性和有針對(duì)性的研究并提供直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)，也缺乏相應(yīng)對(duì)緩解與治理機(jī)制的探討。

本文以在美上市中概股公司為樣本，研究發(fā)現(xiàn)雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)及控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離對(duì)股價(jià)高估存在正向影響；同時(shí)，機(jī)構(gòu)持股能夠顯著弱化這種正向影響，并且此種弱化源于機(jī)構(gòu)投資者的治理作用、自身的信息優(yōu)勢(shì)以及其在賣空市場(chǎng)上的供給作用。中介分析表明，誘發(fā)高投資水平、降低信息披露質(zhì)量和削弱股價(jià)信息含量是雙重股權(quán)導(dǎo)致股價(jià)被高估的重要渠道。本文可能的邊際貢獻(xiàn)在于：第一，現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)的研究結(jié)論大多基于發(fā)達(dá)市場(chǎng)國(guó)家的樣本，是否適用于新興市場(chǎng)國(guó)家的上市公司值得商榷。本文以在美上市中概股為樣本開展實(shí)證研究，能夠幫助監(jiān)管機(jī)構(gòu)和投資者更全面和深入地了解我國(guó)的雙重股權(quán)公司。第二，現(xiàn)有文獻(xiàn)較少研究雙重股權(quán)對(duì)股價(jià)高估的影響，本文從股價(jià)信息含量、信息披露質(zhì)量和投資水平三個(gè)方面進(jìn)行中介渠道檢驗(yàn)，揭示雙重股權(quán)導(dǎo)致股價(jià)高估的具體路徑。第三，現(xiàn)有文獻(xiàn)雖認(rèn)為機(jī)構(gòu)投資者能夠發(fā)揮治理效應(yīng)、具有信息優(yōu)勢(shì)以及能夠在賣空市場(chǎng)提供股票供給從而降低賣空約束，卻缺乏直接的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。本文將上述觀點(diǎn)與緩解股價(jià)高估相結(jié)合開展研究，為機(jī)構(gòu)投資者的治理效應(yīng)提供更直觀的經(jīng)驗(yàn)證據(jù)。

二、理論分析與研究假設(shè)

（一）雙重股權(quán)與代理沖突

根據(jù)McConnell 和Servaes（1990）的雙重關(guān)系理論，雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)代理成本和高管行為的影響主要取決于利益趨同效應(yīng)（Incentive Alignment Effect）和壕溝效應(yīng)（Entrenchment Effect）。根據(jù)利益趨同效應(yīng)，管理層持有一定數(shù)量的股票可以對(duì)其產(chǎn)生激勵(lì)作用，從而緩解代理沖突。根據(jù)壕溝效應(yīng)，隨著管理層對(duì)公司的控制力不斷增強(qiáng)，他們可以在更大范圍內(nèi)追逐自身利益，此時(shí)公司代理成本會(huì)變得更高。

在高低投票權(quán)股票引發(fā)控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)高度分離的情況下，利益趨同效應(yīng)在雙重股權(quán)公司中可能會(huì)被削弱，與此相反，壕溝效應(yīng)則可能會(huì)發(fā)生更大的作用。持有高投票權(quán)股票允許管理層獲得控制權(quán)和相關(guān)的決策收益，但卻不必承擔(dān)與控制權(quán)對(duì)等的決策成本（Cronqvist和Nilsson，2003）。此外，控制權(quán)對(duì)現(xiàn)金流權(quán)的大幅偏離也降低了管理層在收購(gòu)中被替換的可能性，使得管理層更加注重個(gè)人利益、降低對(duì)公司的責(zé)任感（Forst 等，2019）。因此，雙重股權(quán)公司的管理層可能會(huì)具有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)從事機(jī)會(huì)主義行為。在壕溝效應(yīng)作用下，雙重股權(quán)公司的治理環(huán)境面臨著更為嚴(yán)峻的挑戰(zhàn)，代理成本變得更高（Lobanova 等，2020）。

（二）雙重股權(quán)與股價(jià)高估

現(xiàn)有文獻(xiàn)關(guān)于股價(jià)高估成因的觀點(diǎn)大致分為兩種：一種是源于賣空限制導(dǎo)致投資者的負(fù)面情緒得不到釋放（Miller，1977）；另一種是源于管理層對(duì)負(fù)面消息“捂盤”導(dǎo)致的信息不對(duì)稱（楊威等，2020）。出于追求自身私利的考慮，例如建設(shè)“商業(yè)帝國(guó)”（Ball，2009）、獲取更大的私人期權(quán)收入（Kim 等，2011b）等，管理層往往會(huì)對(duì)壞消息進(jìn)行管理和隱瞞，使得公司的真實(shí)情況不被外部投資者所獲知，對(duì)負(fù)面消息的“捂盤”導(dǎo)致了公司的股價(jià)被高估。

然而，上述研究主要是在同股同權(quán)的設(shè)定下探究管理層代理行為對(duì)股票價(jià)值的影響。前述文獻(xiàn)分析表明，雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)會(huì)引發(fā)更為嚴(yán)重的代理沖突，使得管理層具有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)從事機(jī)會(huì)主義行為。這意味著雙重股權(quán)公司的管理層更需要也具有更強(qiáng)烈的動(dòng)機(jī)進(jìn)行“捂盤”。Francis 等（2005）發(fā)現(xiàn)雙重股權(quán)公司會(huì)對(duì)信息保持更強(qiáng)的控制和發(fā)布基于私利的報(bào)告，并且盡可能少地公開私有信息。Li 和Zaiats（2017）發(fā)現(xiàn)雙重股權(quán)公司的管理層會(huì)采用一些有助于隱瞞私人利益攫取行為的披露選擇，并對(duì)外掩蓋公司的真實(shí)情況。此外，高投票權(quán)股票讓管理層在掌握控制權(quán)的同時(shí)又不易被替換，大大減少了他們隱瞞負(fù)面消息的壓力（Lobanova 等，2020）。

綜上，管理層對(duì)負(fù)面消息的“捂盤”是股價(jià)被高估的重要原因，雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)以及控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的高度分離使得管理層從事機(jī)會(huì)主義行為對(duì)負(fù)面消息進(jìn)行“捂盤”的動(dòng)機(jī)更為強(qiáng)烈，同時(shí)高投票權(quán)股票的保護(hù)亦使他們更具能力進(jìn)行“捂盤”。因此，本文認(rèn)為在雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)以及兩權(quán)高度分離存在的情況下，公司的股價(jià)更有可能出現(xiàn)被高估的現(xiàn)象，由此提出研究假設(shè)H1：

H1a：其他情況相同的條件下，雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)對(duì)公司的股價(jià)高估有正向影響。

H1b：其他情況相同的條件下，兩權(quán)分離程度對(duì)公司的股價(jià)高估有正向影響。

（三）雙重股權(quán)、機(jī)構(gòu)持股與股價(jià)高估

Callen 和Fang（2013）發(fā)現(xiàn)機(jī)構(gòu)投資者能夠通過(guò)遏制管理層對(duì)于負(fù)面消息的隱藏行為而發(fā)揮治理作用。Elyasiani 等（2010）指出，股東對(duì)管理層監(jiān)督的努力程度會(huì)隨著持股比例而增加，機(jī)構(gòu)投資者由于大量持股能夠在緩解代理沖突上發(fā)揮重要作用。因此，隨著機(jī)構(gòu)投資者持股比例的上升，其對(duì)管理層代理行為的監(jiān)督意愿也會(huì)上升，能夠一定程度上抑制管理層對(duì)負(fù)面消息的“捂盤”行為，從而降低股價(jià)被高估的可能性。該效應(yīng)可以稱為監(jiān)督效應(yīng)。

Yang 等（2016）認(rèn)為，機(jī)構(gòu)投資者的收益預(yù)測(cè)能力在于它們能夠準(zhǔn)確地識(shí)別和交易一些價(jià)格過(guò)高的股票，機(jī)構(gòu)投資者可以通過(guò)自身的信息優(yōu)勢(shì)更好地識(shí)別股價(jià)的高估，并通過(guò)交易做出反應(yīng)。這一方面可以直接對(duì)高估的股價(jià)施加壓力，另一方面也會(huì)對(duì)管理層的“捂盤”行為形成震懾，從而降低股價(jià)高估（曹廷求和劉海明，2015）。該效應(yīng)可以稱為信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)。

Miller（1977）認(rèn)為，賣空限制會(huì)使持有負(fù)面消息的投資者被排除在外而導(dǎo)致股價(jià)處于一個(gè)高估的水平。Chen 等（2002）發(fā)現(xiàn)，賣空約束與持股寬度高度負(fù)相關(guān)，機(jī)構(gòu)投資者的數(shù)量越多，賣空約束越弱。D'Avolio（2002）進(jìn)一步發(fā)現(xiàn)，機(jī)構(gòu)投資者是賣空股票的主要供給方，當(dāng)特定股票的機(jī)構(gòu)持股越少時(shí)，借入該股票進(jìn)行賣空也越困難。因此，越多的機(jī)構(gòu)持股則意味著在賣空市場(chǎng)上對(duì)該股票的供給就越多，從而賣空約束也就更低，這能夠緩解股價(jià)高估問(wèn)題。該效應(yīng)可以稱為賣空供給效應(yīng)。

綜上，機(jī)構(gòu)持股有可能影響雙重股權(quán)公司的股價(jià)高估現(xiàn)象。基于此，本文提出研究假設(shè)H2：

H2：基于監(jiān)督效應(yīng)、信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)和賣空供給效應(yīng)，機(jī)構(gòu)持股會(huì)弱化雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)和兩權(quán)分離程度對(duì)股價(jià)高估的正向影響。

三、研究設(shè)計(jì)

（一）樣本選擇與數(shù)據(jù)來(lái)源

本文選取2005-2019 年在美上市的中概股作為初始研究樣本，并進(jìn)行了如下處理：一是剔除金融與公用事業(yè)類公司；二是剔除存在數(shù)據(jù)缺失的觀測(cè)值；三是為了避免極端值的影響，對(duì)連續(xù)變量進(jìn)行上下1%的縮尾處理。最終樣本共包含848 個(gè)公司—年度觀測(cè)值①由于數(shù)據(jù)的可得性和模型計(jì)算的需要，變量投資水平INVEST、信息披露質(zhì)量KV 以及股價(jià)信息含量SYN 的觀測(cè)值均在不同程度上有所減少，詳見本文的描述性統(tǒng)計(jì)表。。

筆者通過(guò)查閱中概股公司的年報(bào)，對(duì)其是否采用雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行區(qū)分，并手動(dòng)搜集投票權(quán)數(shù)據(jù)完成兩權(quán)分離程度的計(jì)算。其余數(shù)據(jù)均從Wind 數(shù)據(jù)庫(kù)獲取。

（二）變量定義

1.股價(jià)高估

本文采用分解市值賬面比法對(duì)股價(jià)高估（OVERVALUE）變量進(jìn)行估計(jì)（Rhodes-Krof 等，2005）。用M、B、V 分別表示公司的市場(chǎng)價(jià)值、賬面價(jià)值、基礎(chǔ)價(jià)值，則市值賬面比M/B 可以被分解為：

對(duì)式（1）兩邊取對(duì)數(shù)得：

假設(shè)基礎(chǔ)價(jià)值v可以由財(cái)務(wù)信息集θ和系數(shù)α線性表示，則式（2）可以進(jìn)一步寫為：

其中：m為市場(chǎng)價(jià)值的對(duì)數(shù)；b為賬面價(jià)值的對(duì)數(shù)；ln(NI)+為凈利潤(rùn)為正時(shí)的對(duì)數(shù)值；I(＜0)為虛擬變量，在凈利潤(rùn)小于0 時(shí)取值為1，否則為0；LEV為資產(chǎn)負(fù)債率。在對(duì)模型（4）進(jìn)行分行業(yè)和年度回歸后，利用回歸系數(shù)進(jìn)行擬合即可得到基礎(chǔ)價(jià)值v的估計(jì)值：

最后，用公司股票的市場(chǎng)價(jià)值減去基礎(chǔ)價(jià)值，得到股價(jià)高估變量：

2.雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)和控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度

首先，基于公司是否采用雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)定義虛擬變量DUAL，采用雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)則取值為1，否則取值為0。此外，參照Francis 等（2005）的方法，對(duì)兩權(quán)分離程度（WEDGE）變量進(jìn)行如下定義：

其中：投票權(quán)vote 為所有低投票權(quán)股票所占的投票權(quán)百分比，現(xiàn)金流權(quán)cashflow 為所有低投票權(quán)股票所占的現(xiàn)金流權(quán)百分比。WEDGE 的取值范圍為0 至1，當(dāng)公司為單一股權(quán)結(jié)構(gòu)時(shí)等于0，當(dāng)公司為雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)且低投票權(quán)類股東沒(méi)有表決權(quán)時(shí)等于1。

3.其他變量

（1）機(jī)構(gòu)持股。定義機(jī)構(gòu)持股（INST）為期末機(jī)構(gòu)投資者所持有的股票數(shù)量之和與期末流通股數(shù)量之比。

（2）控制變量：公司規(guī)模（SIZE）、杠桿率（LEV）、總資產(chǎn)收益率（ROA）、公司成長(zhǎng)性（GROWTH）、換手率（TURNOVER）、上市年限（IPOAGE）、大股東持股比例（TOP1）、分析師數(shù)量（ANALYSIS）、交叉上市（PLACE）、審計(jì)意見（OPINION）。本文所有變量的詳細(xì)定義參見表1。

表1 變量定義

GROWTH 公司成長(zhǎng)性 營(yíng)業(yè)收入增長(zhǎng)率TURNOVER 換手率 年內(nèi)交易總股數(shù)與年初流通股股數(shù)之比IPOAGE 上市年限 截至期末的公司上市年限TOP1 大股東持股比例 第一大股東持股比例ANALYSIS 分析師數(shù)量 跟蹤的分析師數(shù)量PLACE 交叉上市 虛擬變量，同時(shí)在國(guó)內(nèi)外上市則取值為1，否則為0 OPINION 審計(jì)意見 虛擬變量，標(biāo)準(zhǔn)無(wú)保留意見則取值為0，否則為1

（三）模型設(shè)定

為了檢驗(yàn)假設(shè)H1，本文構(gòu)建以下回歸模型：

其中：STRU 表示公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，回歸時(shí)分別使用DUAL 和WEDGE 變量；X表示控制變量；δ、σ分別表示行業(yè)與年份虛擬變量；下標(biāo)i、t、j分別代表公司i、年份t和行業(yè)j。

為檢驗(yàn)假設(shè)H2，本文在模型（8）基礎(chǔ)上引入公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與機(jī)構(gòu)持股的交互項(xiàng)STRU×INST，回歸時(shí)分別使用DUAL×INST 和WEDGE×INST。

為了檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)持股的監(jiān)督效應(yīng)，本文參照Irani 和Oesch（2013）的研究方法，構(gòu)建以下模型：

模型（10）在模型（9）的基礎(chǔ)上進(jìn)一步引入了兩個(gè)虛擬變量HIGH 和LOW，并將它們分別與交互項(xiàng)STRU×INST 再次交互。其中，虛擬變量HIGH 在公司的代理成本高于年度、行業(yè)樣本中位數(shù)時(shí)取1，否則取0 ；LOW 則相反。參照Ang 等（2007）的做法，代理成本（OVERTA）為管理費(fèi)用總額與總資產(chǎn)賬面價(jià)值之比。

為了檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)持股的信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)，本文構(gòu)建以下模型：

其中：虛擬變量YES 在機(jī)構(gòu)持股相較上一期增加時(shí)取1，否則取0；NO 的賦值方法相反。

為了檢驗(yàn)機(jī)構(gòu)持股的賣空供給效應(yīng)，本文構(gòu)建以下模型：

其中：虛擬變量STRONG 在股票的賣空約束高于年度、行業(yè)樣本中位數(shù)時(shí)取1，否則取0 ；WEAK 則相反。未平倉(cāng)的賣空余量代表在不存在賣空限制的情況下本該有的賣空量。未平倉(cāng)的賣空余量越多，賣空需求也越多，從而越難被賣空（Au 等，2009）。參照Ramachandran 和Tayal（2021）的方法，從供給與需求兩個(gè)角度同時(shí)考慮賣空約束的狀態(tài)，選取未平倉(cāng)的賣空余量與機(jī)構(gòu)持股之比（SSC）作為股票賣空約束的替代變量。

四、實(shí)證分析

（一）描述性統(tǒng)計(jì)分析

表2 報(bào)告了所有變量的描述性統(tǒng)計(jì)情況。股價(jià)高估變量OVERVALUE 均值為-0.0184，說(shuō)明中概股公司的市場(chǎng)價(jià)值整體上處于一個(gè)被低估的狀態(tài)。雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)變量DUAL 的均值為0.2264，即采用雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)的中概股公司占比接近23%。中概股公司的平均第一大股東持股比例接近30%，股權(quán)集中度較高，這一特征與A 股上市公司相似。

表2 描述性統(tǒng)計(jì)

表3 報(bào)告了雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)與單一股權(quán)結(jié)構(gòu)公司之間有關(guān)變量的均值與中位數(shù)差異檢驗(yàn)的結(jié)果。股價(jià)高估變量OVERVALUE 的均值和中位數(shù)在單一股權(quán)結(jié)構(gòu)公司中均為負(fù)，而在雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)公司均為正，表明雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)公司股價(jià)高估的均值和中位數(shù)都要高于單一股權(quán)結(jié)構(gòu)公司，且差異均在1%顯著性水平下顯著。結(jié)果初步表明，雙重股權(quán)公司的估值水平要高于單一股權(quán)公司。

表3 兩類公司的變量均值與中位數(shù)非參檢驗(yàn)結(jié)果

（二）回歸分析

1.雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度與股價(jià)高估

表4 報(bào)告模型（8）的回歸結(jié)果。其中第（1）-（3）列的核心解釋變量為雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)DUAL，第（4）-（6）列的核心解釋變量為兩權(quán)分離程度WEDGE。表中（1）列的結(jié)果顯示，DUAL 的回歸系數(shù)在1%顯著性水平下顯著為正，在加入控制變量以及進(jìn)一步控制年份與行業(yè)效應(yīng)后，DUAL 的回歸系數(shù)依然顯著為正。第（4）-（6）列的結(jié)果顯示，WEDGE 對(duì)股價(jià)高估的回歸系數(shù)在不加入控制變量、加入控制變量和進(jìn)一步控制年份與行業(yè)效應(yīng)的情況下均在1%顯著性水平下顯著為正。以上結(jié)果表明，雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度對(duì)公司的股價(jià)高估有正向影響，可見雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)高度分離加劇了代理沖突，促使管理層從事利益攫取行為并進(jìn)行“捂盤”，從而加劇信息不對(duì)稱并導(dǎo)致了公司的真實(shí)股價(jià)被高估。假設(shè)H1 得證。

表4 雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度對(duì)股價(jià)高估的影響

2.雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)及兩權(quán)分離程度、機(jī)構(gòu)持股與股價(jià)高估

表5 報(bào)告了模型（9）的回歸結(jié)果。從第（1）列的結(jié)果可以看到，雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)DUAL 與機(jī)構(gòu)持股INST 的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)為負(fù)，且在5%顯著性水平下顯著。第（2）列的結(jié)果顯示，兩權(quán)分離程度WEDGE 與機(jī)構(gòu)持股INST 的交互項(xiàng)的回歸系數(shù)亦顯著為負(fù)。上述結(jié)果支持了假設(shè)H2，即機(jī)構(gòu)持股會(huì)弱化雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)和兩權(quán)分離程度對(duì)股價(jià)高估的正向影響。

表5 雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)和兩權(quán)分離程度、機(jī)構(gòu)持股與股價(jià)高估的回歸分析

（三）機(jī)構(gòu)持股的影響機(jī)制分析

1.監(jiān)督效應(yīng)檢驗(yàn)

如果機(jī)構(gòu)持股的監(jiān)督效應(yīng)確實(shí)存在的話，則機(jī)構(gòu)持股對(duì)雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度與股價(jià)高估之間關(guān)系的弱化作用會(huì)在代理成本更高的公司中更為明顯。表6 第（1）、（2）列報(bào)告了模型（10）的回歸結(jié)果。高代理成本HIGH 的兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，而低代理成本LOW 的兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)為負(fù)但不顯著，且變量HIGH 交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值均明顯大于變量LOW 交互項(xiàng)。上述結(jié)果支持治理效應(yīng)，即機(jī)構(gòu)投資者能夠?qū)芾韺拥男袨檫M(jìn)行監(jiān)督進(jìn)而通過(guò)降低代理成本來(lái)弱化雙重股權(quán)公司的股價(jià)高估。

表6 機(jī)構(gòu)持股的影響機(jī)制檢驗(yàn)

Variables YES YES Control Control Variables YES YES Control Variables YES YES Year Effect YES YES Year Effect YES YES Year Effect YES YES Industry Effect YES YES Industry Effect YES YES Industry Effect YES YES Observations 848 848 Observations 695 695 Observations 848 848 R-squared 0.1546 0.1619 R-squared 0.1408 0.1533 R-squared 0.1465 0.1566

2.信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)檢驗(yàn)

如果機(jī)構(gòu)持股的信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)確實(shí)存在的話，則機(jī)構(gòu)持股對(duì)于雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度與股價(jià)高估之間關(guān)系的弱化作用會(huì)在機(jī)構(gòu)投資者對(duì)公司股票進(jìn)行減持的情況下更為明顯。表6 第（3）、（4）列報(bào)告了模型（11）的回歸結(jié)果。機(jī)構(gòu)增持YES 的兩個(gè)交互項(xiàng)回歸系數(shù)并不顯著，而機(jī)構(gòu)減持NO 的兩個(gè)交互項(xiàng)回歸系數(shù)均顯著為負(fù)，且機(jī)構(gòu)減持NO 交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值明顯大于機(jī)構(gòu)增持YES 交互項(xiàng)。上述結(jié)果支持信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)，即更加知情的機(jī)構(gòu)投資者能夠識(shí)別股價(jià)高估，進(jìn)而通過(guò)股票減持行為來(lái)弱化雙重股權(quán)公司的股價(jià)高估。

3.賣空供給效應(yīng)檢驗(yàn)

如果機(jī)構(gòu)持股的賣空供給效應(yīng)確實(shí)存在的話，機(jī)構(gòu)持股對(duì)于雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度與股價(jià)高估之間關(guān)系的弱化作用會(huì)在賣空約束更弱的股票中表現(xiàn)得更為明顯。表6 第（5）、（6）列報(bào)告了模型（12）的回歸結(jié)果。弱賣空約束WEAK 的兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)均顯著為負(fù)，而強(qiáng)賣空約束STRONG 的兩個(gè)交互項(xiàng)系數(shù)則不顯著，且WEAK 交互項(xiàng)系數(shù)絕對(duì)值要明顯大于STRONG 交互項(xiàng)。上述結(jié)果支持賣空供給效應(yīng)，即機(jī)構(gòu)持股能夠增加股票賣空的供給進(jìn)而通過(guò)降低賣空約束來(lái)弱化雙重股權(quán)公司的股價(jià)高估。

綜上，機(jī)構(gòu)持股對(duì)雙重股權(quán)公司股價(jià)高估的弱化，可同時(shí)通過(guò)監(jiān)督效應(yīng)、信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)、賣空供給效應(yīng)發(fā)揮作用。

（四）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了提高上述研究結(jié)論的可靠性，本文進(jìn)行了以下穩(wěn)健性檢驗(yàn)：①滯后一期變量。本文將關(guān)鍵變量、控制變量滯后一期后重新進(jìn)行回歸，以緩解潛在的內(nèi)生性問(wèn)題。②替換變量和回歸方法。重新定義股價(jià)高估變量OVER+，在OVERVALUE 大于0 時(shí)取值為1，否則取值為0，并改用Tobit 模型進(jìn)行回歸。另外，參照Srinidhi 和Liao（2020）的方法，設(shè)置變量OVERH，將OVERVALUE 變量按年度進(jìn)行排序，若排序?yàn)榍?0% 則將OVERH 賦值為1，否則取為0，并改用Logit 模型進(jìn)行回歸。③避免反向因果關(guān)系。參照Masulis 等（2009）的方法，將公司的兩權(quán)分離程度WEDGE 替換為初始年度值，再重新進(jìn)行回歸。這種做法能使樣本期間的兩權(quán)分離程度不隨時(shí)間變化從而不受股價(jià)高估的影響，較好地避免反向因果關(guān)系。④修正樣本選擇偏差。本文的研究樣本并非隨機(jī)選擇，可能會(huì)存在某些因素同時(shí)影響公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)和股票估值。為修正樣本選擇偏差問(wèn)題，本文采用傾向得分匹配法對(duì)股權(quán)結(jié)構(gòu)不同的兩組樣本進(jìn)行匹配，并用匹配后的數(shù)據(jù)重新進(jìn)行回歸。以上穩(wěn)健性檢驗(yàn)的結(jié)果均與前文結(jié)論保持一致②受篇幅限制，穩(wěn)健性檢驗(yàn)結(jié)果不在文中列示，讀者如有興趣可向作者索取。。

五、進(jìn)一步分析

下面本文從代理問(wèn)題和“捂盤”行為這兩個(gè)角度出發(fā)，探究雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離對(duì)股價(jià)高估產(chǎn)生影響的中介渠道。一方面，委托代理沖突會(huì)使得管理層過(guò)多地利用公司的資源進(jìn)行投資，導(dǎo)致過(guò)度投資行為（Naeem 和Li，2019）。而更高的投資水平會(huì)向外界傳遞公司具有更高成長(zhǎng)機(jī)會(huì)的信號(hào)，從而影響公司的估值（靳慶魯?shù)龋?015）。因?yàn)橥顿Y者一般認(rèn)為公司的成長(zhǎng)性越高，其投資機(jī)會(huì)也越多。另一方面，信息披露是構(gòu)成投資者獲取公司層面信息的重要來(lái)源（Kanodia 和Lee，1998），而管理層“捂盤”會(huì)直接影響信息披露質(zhì)量。較差的治理環(huán)境和信息環(huán)境也會(huì)增加外部投資者獲取公司特質(zhì)信息的成本，抑制特質(zhì)信息融入股價(jià)從而降低股價(jià)信息含量、影響定價(jià)效率，使得股票價(jià)格不能反映公司真實(shí)價(jià)值（Jin 和Myers，2006）。因此，本文從投資水平、信息披露質(zhì)量、股價(jià)信息含量三個(gè)角度進(jìn)行中介渠道檢驗(yàn)。

（一）投資水平的中介渠道檢驗(yàn)

若投資水平的中介渠道成立，則雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)以及兩權(quán)分離程度對(duì)股價(jià)高估的正向影響會(huì)在投資水平更高時(shí)表現(xiàn)得更加顯著，即雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)高度分離會(huì)對(duì)公司的投資水平產(chǎn)生顯著的正向影響，而更高的投資水平進(jìn)一步引發(fā)對(duì)公司的過(guò)高估值。本文用公司資本支出③公司資本支出具體包括現(xiàn)金流量表中的對(duì)不動(dòng)產(chǎn)、廠房和設(shè)備、無(wú)形資產(chǎn)和其他長(zhǎng)期資產(chǎn)的凈投資。與滯后一期總資產(chǎn)的比值來(lái)衡量投資水平，根據(jù)投資水平的行業(yè)、年度中位數(shù)將樣本分為高、低投資水平兩組，分別對(duì)模型（8）進(jìn)行回歸。回歸結(jié)果如表7，可以看到不論解釋變量是DUAL 還是WEDGE，低投資水平組的回歸系數(shù)均不顯著，而高投資水平組則顯著為正，且系數(shù)明顯更大。上述結(jié)果驗(yàn)證了投資水平是雙重股權(quán)導(dǎo)致股價(jià)高估的中介渠道之一。

表7 基于投資水平的分組回歸分析

（二）信息披露質(zhì)量的中介渠道檢驗(yàn)

Kim 和Verrecchia（2001）發(fā)現(xiàn)，公司的信息披露越充分，投資者對(duì)交易量信息的依賴就會(huì)越低，這樣交易量對(duì)收益率的影響就會(huì)越小。因此，交易量對(duì)收益率的影響系數(shù)（KV 指數(shù)）可以反向度量公司的信息披露程度。借鑒翟光宇等（2014）的方法，構(gòu)造KV 指數(shù)如下：

其中：pt與Volt分別表示t日的收盤價(jià)與成交量，Vol0為研究期間的平均日交易量。采用OLS 對(duì)每家上市公司回歸，得到的λ值即為KV 指數(shù)（不考慮λ為負(fù)的情況）。

若信息披露質(zhì)量的中介渠道成立，則雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度對(duì)股價(jià)高估的正向影響會(huì)在信息披露質(zhì)量更低時(shí)表現(xiàn)得更加顯著，即雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)高度分離降低了信息披露質(zhì)量，而更低的信息披露質(zhì)量進(jìn)一步導(dǎo)致了股價(jià)高估。本文依據(jù)KV 指數(shù)的行業(yè)、年度中位數(shù)將樣本分為高、低信息披露質(zhì)量?jī)山M，分別對(duì)模型（8）進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表8，DUAL 與WEDGE 回歸系數(shù)均只在低信息披露質(zhì)量組中顯著，且系數(shù)明顯大于高信息披露質(zhì)量組。上述結(jié)果表明信息披露質(zhì)量的中介渠道存在。

表8 基于信息披露質(zhì)量的分組回歸分析

（三）股價(jià)信息含量的中介渠道檢驗(yàn)

參照Morck 等（2000），本文通過(guò)以下回歸分解個(gè)股收益率：

其中：rit為i公司t日的股票收益率，rmt為t日的市場(chǎng)市值加權(quán)收益率，εit為殘差。模型回歸的擬合優(yōu)度代表了市場(chǎng)沖擊對(duì)個(gè)股收益率的解釋部分，1-則為公司特質(zhì)信息對(duì)個(gè)股收益率的解釋部分。因此，越大說(shuō)明公司的股價(jià)信息含量越低。進(jìn)一步，構(gòu)造股價(jià)信息含量變量SYN，SYN 越大表示股價(jià)反映的特質(zhì)信息越多，即股價(jià)信息含量越高。

若股價(jià)信息含量的中介渠道成立，則雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)分離程度對(duì)股價(jià)高估的正向影響會(huì)在股價(jià)信息含量更低時(shí)表現(xiàn)得更加顯著，即雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)、兩權(quán)高度分離降低了公司的股價(jià)信息含量，而更低的股價(jià)信息含量進(jìn)一步導(dǎo)致了股價(jià)高估。本文依據(jù)股價(jià)信息含量SYN的行業(yè)、年度中位數(shù)將樣本分為高、低股價(jià)信息含量?jī)山M，分別對(duì)模型（8）進(jìn)行回歸?；貧w結(jié)果如表9 所示，DUAL 和WEDGE 的回歸系數(shù)均只在股價(jià)信息含量更低的一組顯著，驗(yàn)證了股價(jià)信息含量中介渠道的存在。

表9 基于股價(jià)信息含量的分組回歸分析

六、結(jié)論

本文以在美上市中概股公司為樣本，檢驗(yàn)雙重股權(quán)對(duì)公司股價(jià)高估的影響，研究結(jié)果表明：雙重股權(quán)結(jié)構(gòu)和控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度對(duì)股價(jià)高估具有顯著的正向影響；機(jī)構(gòu)持股能夠顯著地緩解雙重股權(quán)對(duì)股價(jià)高估的正向影響，并且這種作用源于機(jī)構(gòu)持股的監(jiān)督效應(yīng)、信息優(yōu)勢(shì)效應(yīng)以及賣空供給效應(yīng)；進(jìn)一步分析表明，誘發(fā)更高的投資水平、降低信息披露質(zhì)量以及削弱股價(jià)信息含量是雙重股權(quán)導(dǎo)致股價(jià)高估的三個(gè)重要中介渠道。

本文的結(jié)論對(duì)雙重股權(quán)公司的監(jiān)管有重要的借鑒意義：第一，應(yīng)有針對(duì)性地強(qiáng)化對(duì)雙重股權(quán)公司管理層的約束機(jī)制，保護(hù)普通投資者權(quán)益。第二，應(yīng)進(jìn)一步完善雙重股權(quán)公司的信息披露機(jī)制，緩解管理層與投資者之間的信息不對(duì)稱。第三，應(yīng)積極引導(dǎo)機(jī)構(gòu)投資者參與資本市場(chǎng)治理，并為機(jī)構(gòu)投資者發(fā)揮公司治理和市場(chǎng)治理作用提供更加有利的制度環(huán)境。