公司治理結構如何影響企業(yè)對外直接投資
——來自中國上市公司數(shù)據(jù)的微觀檢驗

陳婉雪，楊棟旭

(1.淮南師范學院 金融與數(shù)學學院，安徽 淮南 232000；2.河北經貿大學 商學院，河北 石家莊 050061)

一、引言與文獻綜述

對外直接投資(OFDI)作為國內企業(yè)“走出去”的主要方式，既可以有效緩解國內產能過剩壓力和資源環(huán)境約束，又可以跨越東道國設置的貿易壁壘，減少貿易摩擦，緩解貿易不平衡的壓力，還有利于國內獲得更多的技術溢出，提升企業(yè)競爭力，以更好嵌入國際價值鏈中高附加值部分。[1]然而，企業(yè)“走出去”是一個復雜且重大的戰(zhàn)略決策，相較于在國內經營，企業(yè)進行海外經營需要支付更高的沉沒成本，同時還需要面臨海外市場中的信息不對稱和經營環(huán)境差異帶來的多種風險，因此并非所有企業(yè)都有能力開展對外直接投資?，F(xiàn)有研究中，以異質性貿易理論為核心的諸多文獻，從理論和實證層面證實了生產率是決定企業(yè)能否進入海外市場經營的重要因素；[2-4]此外，近些年國內外不少研究還重點關注了融資約束對于企業(yè)對外直接投資的具體影響。[5-9]區(qū)別于以上文獻，本文主要關注微觀企業(yè)內部公司治理結構差異對于企業(yè)對外直接投資行為的具體影響，主要從公司治理的股東結構、董事會結構以及高管激勵三個層面出發(fā)，使用上市公司的微觀面板數(shù)據(jù)，探究公司治理對企業(yè)對外直接投資行為的具體效應，以期能為中國上市公司治理水平的改善和“走出去”的更好開展提供相關經驗證據(jù)。

二、理論分析與研究假說

1.股權結構與企業(yè)對外直接投資

股東結構通常包括股權集中度和股權性質兩方面內容。股權集中度反映了股東對于管理層的控制能力。在監(jiān)管體制尚不夠健全的我國，高股權集中度下的大股東對于小股東更有可能進行利益“侵占”和“掏空”，從而會損害企業(yè)經營業(yè)績，也會對企業(yè)的海外經營戰(zhàn)略產生負面影響。且股權集中度越高，企業(yè)大股東投資者進行單一決策的風險會更大，在高風險投資項目上會更加謹慎，企業(yè)進行對外直接投資這一高風險決策時也將趨于保守。[10]綜上，股權集中度越高，企業(yè)進行對外直接投資的傾向可能會越低。故提出假說1a：

假說1a：股權集中度越高，企業(yè)進行對外直接投資的傾向越低。

股權性質方面，機構投資者相較于普通投資者對上市公司的實力和內部經營狀況的認知程度更全面和深入，不僅會主動選擇具備良好發(fā)展?jié)摿Φ钠髽I(yè)作為投資目標，而且更注重從長期投資中獲取長期穩(wěn)定的投資收益，機構投資者長線投資的情況應該不會少。因此機構股投資者持股比例越高，企業(yè)進行對外直接投資的傾向可能會越高。故提出假說1b：

假說1b：機構股投資者持股比例越高，企業(yè)進行對外直接投資傾向越高。

2.董事會結構與企業(yè)對外直接投資

董事會在現(xiàn)代公司治理過程中處于絕對核心地位，其成員之間通過知識、經驗的互補，能夠對企業(yè)運作起到良好的監(jiān)督和潤滑作用，在適當規(guī)模下能夠提高企業(yè)的治理成效。但董事會規(guī)模擴大帶來的協(xié)調成本上升和效率低下等負面影響可能大于其規(guī)模擴大帶來的積極影響，因此不利于企業(yè)的國際化。故提出假說2a：

假說2a：董事會規(guī)模越大，企業(yè)進行對外直接投資傾向越低。

此外，董事會構成中還有一部分獨立董事，但獨立董事相較于內部董事，對于企業(yè)內部運作、管理、經營環(huán)境等信息的把握程度更少，在面對風險較高的投資決策時，出于自身利益(如個人聲譽、影響力等)的考慮，更可能持有“無過即是功”的規(guī)避風險態(tài)度，從而不利于企業(yè)國際化戰(zhàn)略的推行。故提出假說2b：

假說2b：獨立董事比例越高，企業(yè)進行對外直接投資傾向越低。

除了獨立董事外，監(jiān)事會作為股份制公司的法定和常設結構，與董事會并列設置，比獨立董事具備更高的監(jiān)督權力和責任，主要代表股東大會行使監(jiān)督職能。隨著監(jiān)事會規(guī)模的擴大，其代表的股東層面對于公司經營層面的監(jiān)督能力更強，對于經營層面的限制也更多，因此一方面會使經營管理過程中束手束腳問題增多，使公司運行和決策效率受損，另一方面由于廣大股東相對分散，同時與企業(yè)內部存在普遍的信息不對稱問題，且對于高風險、高不確定性的經營決策往往持保守態(tài)度，因此不利于企業(yè)的國際化經營。故提出假說2c：

假說2c：監(jiān)事會規(guī)模越大，企業(yè)進行對外直接投資傾向越低。

3.管理層激勵與企業(yè)對外直接投資

通常來說，企業(yè)對于高管的激勵機制主要包括高管獲取的報酬和持股比例。其中，高管所獲薪酬越高，不僅會更積極地參與企業(yè)國際化發(fā)展進程，而且也會提高其海外經營風險的心理預期上限，利于企業(yè)海外經營戰(zhàn)略的實施。而股權激勵方面，高管持股使得其作為企業(yè)股東不得不實現(xiàn)自身利益與企業(yè)利益的統(tǒng)一，從而能有效避免兩權分離帶來的代理問題，減少管理者機會主義和規(guī)避風險等行為的發(fā)生。此外，由于他們的財富更多取決于企業(yè)的長期發(fā)展價值，因此會促使其更加關注諸如創(chuàng)新投入、國際化經營等長期發(fā)展戰(zhàn)略帶來的利益，從而增加企業(yè)對外直接投資的可能性。綜上，關于激勵機制提出如下假說：

假說3a：高管薪酬水平越高，企業(yè)進行對外直接投資傾向越高。

假說3b：高管持股比例越高，企業(yè)進行對外直接投資傾向越高。

三、研究設計

1.數(shù)據(jù)來源

本文數(shù)據(jù)為國泰安CSMAR數(shù)據(jù)庫中全部A股上市公司與《中國企業(yè)境外設立分支機構名錄》匹配所得到的樣本，研究時間區(qū)間為2007—2014年。選取初始時間為2007年，這是因為我國財政部在2006年發(fā)布了新會計準則體系，其中的38項具體準則的主要適用群體是我國上市企業(yè)，并于2007年1月1日起施行。同時，本文參照已有文獻的做法，[11]依據(jù)以下標準原則對原始數(shù)據(jù)進行了剔除：(1)剔除財務異?；蜻B續(xù)虧損兩年以上的ST類和PT類公司；(2)剔除金融類上市公司；(3)剔除指標值有缺失或者有異常值的樣本，其中用于計算企業(yè)融資約束的資產總計、固定資產凈額、營業(yè)總收入、負債合計、所有者權益合計、無形資產等指標的選擇標準是取值大于0。經篩選后，最終樣本中還剩下1 341家上市公司2007—2014年的非平衡面板數(shù)據(jù)，共計為7 345個觀測值。此外，為了消除極端值對回歸結果的影響，本文還對樣本中連續(xù)變量1%的兩端進行了winsorize處理。

2.模型設定

由于本文被解釋變量是企業(yè)是否對外直接投資，屬于二元虛擬變量，參考張海波的做法，為檢驗公司治理結構對企業(yè)對外直接投資行為的具體影響效應，設定如下二元選擇模型：

Pr(ofdiit)=β0+β1sgareit+β2boardit+β3incentiveit+β4Xit+ηj+ζk+εit

(1)

其中，ofdiit是二元虛擬變量，若企業(yè)i在年份t開展對外直接投資，則ofdiit=1；若企業(yè)沒有開展對外直接投資，則ofdiit=0。shareit、boardit和incentiveit分別為企業(yè)i在年份t的股權結構、董事會結構以及高管激勵，X為其他控制變量，ηj為行業(yè)虛擬變量，ζk為年份虛擬變量，εit為隨機擾動項。

3.變量設定

(1)被解釋變量。企業(yè)對外直接投資。由于現(xiàn)有數(shù)據(jù)無法獲得企業(yè)層面的對外直接投資金額，只能將上市企業(yè)數(shù)據(jù)與歷年《對外直接投資企業(yè)名錄》進行匹配，而匹配后的信息只包括是否對外投資，并無具體投資額的指標，因此被解釋變量是企業(yè)當年是否進行OFDI的二元虛擬變量，若當年進行對外直接投資，則OFDI=1，否則OFDI=0。[12]

(2)核心解釋變量。公司治理變量主要包括股東層面、董事會層面以及激勵機制三個方面的變量，參考相關文獻的做法，本文選取如下指標衡量公司治理質量：a.股權結構層面：股權集中度(equi)用企業(yè)第一大股東與第二大股東的持股數(shù)量之比衡量；機構持股者比例(inst)用機構投資者股數(shù)占總股數(shù)的比重衡量。b.董事會結構層面：董事會規(guī)模(dire)用董事會總人數(shù)的自然對數(shù)值衡量；獨立董事比例(inde)以獨立董事人數(shù)占董事會總人數(shù)的比重衡量；監(jiān)事會規(guī)模(supe)用監(jiān)事會總人數(shù)的自然對數(shù)值衡量。c.高管激勵層面：高管薪酬水平(sala)用董監(jiān)高年薪之和的自然對數(shù)值衡量；高管持股比例(hold)用董監(jiān)高持股比例之和衡量。

(3)其他控制變量。包括企業(yè)生產率(tfp)：新貿易理論提出生產率是企業(yè)進行國際化經營的決定性因素，生產率越高的企業(yè)越有可能進行國際化經營；融資約束(fin)：一般來說，融資約束越高，會導致企業(yè)資金不足，進行跨國投資難度越大；企業(yè)規(guī)模(size)：規(guī)模越大的企業(yè)綜合實力越強，越容易參與國際市場競爭；企業(yè)年齡(age)：企業(yè)的經營能力往往是隨著經驗的積累而提高的，因此年輕的企業(yè)較難應對對外直接投資所帶來的各種外部挑戰(zhàn)；杠桿率(leve)：杠桿率上升不利于企業(yè)再融資活動，進而會抑制企業(yè)的對外直接投資活動；資本密集度(capi)：最終產品生產商通過資產獲得的剩余權利在中間產品供應中的重要性與中間產品的資本密集度正相關，資本密集度更高的企業(yè)更有可能進行對外直接投資；人力資本(hum)：本文用企業(yè)員工人均工資的自然對數(shù)衡量人力資本。企業(yè)的平均工資越高，對高質量和高技能的工人吸引力就越強，進行跨國投資的難度就越小。

此外，考慮到特定年份的沖擊和行業(yè)差別的影響，還控制了年份固定效應(yeardummy)和行業(yè)固定效應(industrydummy)。

四、實證分析

1.基準回歸結果

運用logit模型檢驗公司治理不同層面的變量對企業(yè)對外直接投資決策的影響，回歸結果見表1。

表1 回歸結果

從回歸結果可知，股權集中度回歸系數(shù)為負但不顯著，假說1a未得到證實，可能由于我國上市公司中存在股權和義務不對等、收益和風險不對等以及股權分置等問題，從而導致股東風險規(guī)避傾向明顯，但大股東對于企業(yè)重大決策仍存在重要影響。機構投資者持股比例為正但不顯著，假說1b未得到證實，可能原因是我國機構投資者中傾向于風險規(guī)避的短期投資行為仍普遍存在，從而導致機構投資者中進行一定風險的長期投資傾向并不顯著。

董事會規(guī)?；貧w系數(shù)為負但不顯著，假說2a未得到證實，可能是董事會規(guī)模擴大帶來管理層內部溝通協(xié)調成本上升，但不能完全抵消其帶來的更多專業(yè)技術和知識人才對企業(yè)開展對外直接投資的積極影響。獨立董事比例和監(jiān)事會規(guī)?；貧w系數(shù)顯著為負，說明他們的存在會使企業(yè)在面臨海外經營時趨于保守，降低企業(yè)對外直接投資的傾向，假說2b、2c得到證實。

高管持股比例和薪酬水平的回歸系數(shù)都顯著為正，說明高管薪酬和持股激勵總體上都促使高管更傾向于選擇對外直接投資這一符合企業(yè)長期發(fā)展利益的決策，假說3a、3b得到證實。

此外，其他控制變量回歸結果基本同現(xiàn)有研究結論相一致，限于篇幅，在此不再贅述。

2.穩(wěn)健性檢驗

為了保證回歸結果的可靠性，本文進行了穩(wěn)健性檢驗：替換部分公司治理變量的衡量指標，具體做法：股權結構方面，用第二到第十大股東持股比例之和衡量股權集中度，用基金投資者持股比例衡量機構投資者持股比例；高管激勵方面，用董監(jiān)高前三名薪酬衡量高管薪酬水平，用高級管理人員持股比例衡量高管持股比例，董事會結構的三個變量則仍用原有指標衡量?；貧w結果見表1，可見同基準回歸結果基本一致，說明本文的回歸結果比較穩(wěn)健。

五、結論與啟示

本研究發(fā)現(xiàn)：獨立董事比例和監(jiān)事會規(guī)模會降低企業(yè)進行對外直接投資的傾向，高管激勵會提高企業(yè)對外直接投資的傾向，股權集中度和機構持股比例以及董事會規(guī)模對企業(yè)對外直接投資傾向影響不顯著。經過相關穩(wěn)健性檢驗，以上結果基本保持不變，說明本文結論較為穩(wěn)健。

因此，企業(yè)為了更好地“走出去”，應重視公司治理因素對于企業(yè)跨國經營的重要性。其中，董事會結構方面，應注重董事會結構中獨立董事和監(jiān)事會的合理設置，既不可將其當作擺設，也不可過分夸大其影響力，注重其中的權利平衡；高管激勵方面，注重對高管激勵機制的合理設計，以便充分發(fā)揮高管工作積極性，以及實現(xiàn)高管自身利益與企業(yè)長期發(fā)展利益的統(tǒng)一。當然，股權結構中權利與義務不對等、風險與收益不對等以及股權分置等問題仍需進一步加強相關制度改革和完善。