非控股大股東與公司投資決策

廖 佳 占 云

(1.華僑大學(xué) 工商管理學(xué)院,福建 泉州 362021;2.暨南大學(xué) 經(jīng)濟學(xué)院,廣東 廣州 510632)

一、引言

我國歷來高度重視和支持投資工作,以《國務(wù)院關(guān)于印發(fā)投資管理體制近期改革方案的通知》(國發(fā)〔1988〕45號)為標(biāo)志,投資體制改革的市場化方向逐步明晰。黨的十八大以來,我國政府更是把投資體制改革作為全面深化改革的重要內(nèi)容和主要突破口,積極出臺了一系列政策文件。2022年12月14日,中共中央、國務(wù)院印發(fā)了《擴大內(nèi)需戰(zhàn)略規(guī)劃綱要(2022—2035年)》,同樣強調(diào)要“善于把握投資方向,消除投資障礙……著力提高投資效率,促進投資規(guī)模合理增長、結(jié)構(gòu)不斷優(yōu)化,增強投資增長后勁”。然而,在我國政府積極探索和不斷深化投資體制改革的同時,我們也應(yīng)注意到,我國經(jīng)濟轉(zhuǎn)型升級、結(jié)構(gòu)調(diào)整優(yōu)化過程中仍有未治愈的“頑疾”——高端產(chǎn)能不足、低端產(chǎn)能過剩,投資項目融資難、融資貴,資源配置效率低下等,而微觀企業(yè)則普遍存在貽誤投資機會、投資偏離最佳規(guī)模和方向等問題。作為公司戰(zhàn)略發(fā)展和財務(wù)管理中至關(guān)重要的決策事項,投資決策質(zhì)量的高低直接關(guān)乎公司未來發(fā)展?jié)摿烷L期價值創(chuàng)造。本文探求公司投資決策質(zhì)量的提升路徑,這不僅在微觀層面對公司提質(zhì)增效、加快發(fā)展壯大至為關(guān)鍵,在宏觀層面亦有助于提升整個經(jīng)濟體系運行的質(zhì)量和效益。

隨著我國股權(quán)分置改革的順利完成、限售非流通股的大規(guī)模解禁以及混合所有制改革的深入推進,上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)趨于制衡性與多元化,存在非控股大股東的公司數(shù)量呈現(xiàn)出逐年遞增的趨勢。在現(xiàn)行公司治理模式下,非控股大股東是一種非常特殊、常見而又重要的存在,具有“非控股股東”與“非中小股東”的特殊身份。研究表明,非控股大股東能夠通過在股東大會中行使投票權(quán)[1]、派駐董事在董事會上行使表決權(quán)[2]等“用手投票”的方式參與公司治理,也能夠通過“用腳投票”[3]甚至僅“用嘴威脅”[4][5]的方式發(fā)揮治理作用。那么,非控股大股東能否有效提升公司投資決策質(zhì)量、提高投資支出—投資機會敏感性呢?不同情境下,非控股大股東對公司投資決策的影響是否存在差異?異質(zhì)非控股大股東對公司投資決策的治理效應(yīng)又是否一致?非控股大股東對公司投資決策的影響最終能否反映到公司權(quán)益價值之中呢?對這一系列問題的解答具有重要的理論價值與現(xiàn)實意義。

相較于以往研究,本文可能存在以下邊際貢獻(xiàn):第一,深化了大股東治理領(lǐng)域的研究。與傳統(tǒng)股權(quán)制衡指標(biāo)關(guān)注“前五或前十大股東”不同[6],本文充分考慮了大股東的“身份”,著眼于更可能實際參與公司治理的非控股大股東,并對不同類型的非控股大股東進行了深入考察,不僅有助于發(fā)展我國特殊背景下大股東治理模式研究的理論體系,亦可為上市公司充分發(fā)揮非控股大股東的治理作用、優(yōu)化公司治理體系提供操作性建議。第二,拓展了非控股大股東影響公司投資決策的研究。雖有文獻(xiàn)已揭示了非控股大股東對公司投資效率的影響[5][7],但此類文獻(xiàn)基于Richardson預(yù)期投資模型回歸所得殘差來測度非效率投資[8],僅從數(shù)量上確定最優(yōu)投資水平。而本文則基于資本逐利的經(jīng)濟規(guī)律,從公司投資決策的動態(tài)過程(即是否把握最優(yōu)投資的時機和方向)的視角出發(fā),考察非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的影響。第三,延伸了非控股大股東與公司價值的研究范疇。現(xiàn)有關(guān)于非控股大股東對公司價值的影響研究主要集中在短期市場反應(yīng)、財務(wù)績效以及市場價值等綜合評價指標(biāo)層面[2][3],本文將投資決策構(gòu)成的公司價值劃分為持續(xù)經(jīng)營、增長和清算三種狀態(tài)的期權(quán)價值,從實物期權(quán)角度深化了非控股大股東對不同狀態(tài)下公司價值的影響,厘清了非控股大股東、公司投資決策與價值創(chuàng)造之間的內(nèi)在聯(lián)系。第四,豐富了公司投資支出—投資機會敏感性的影響因素研究?，F(xiàn)有研究大多從行業(yè)競爭、賣空機制、稅收征管等企業(yè)不可控的外部環(huán)境入手探討公司投資支出—投資機會敏感性的影響因素[9][10][11],聚焦于企業(yè)內(nèi)在因素的研究也僅考察了控股股東股權(quán)質(zhì)押、技術(shù)型核心高管、內(nèi)部控制質(zhì)量的影響[12][13][14]。本文以非控股大股東這一重要的治理機制作為研究焦點,有助于加深對我國上市公司投資決策質(zhì)量低下成因的認(rèn)識,并為有效緩解這一問題提供了新思路。

二、文獻(xiàn)回顧與假設(shè)提出

在完美的市場條件下,投資機會是公司投資決策的唯一驅(qū)動因素,投資支出應(yīng)當(dāng)僅隨著投資機會的變化進行增減調(diào)整[15]。然而,現(xiàn)實市場中廣泛存在的各種摩擦因素會對公司投資決策產(chǎn)生不利影響,致使公司投資支出與投資機會不匹配,其中以信息不對稱和代理問題最受關(guān)注。Myers和Majluf認(rèn)為,信息不對稱導(dǎo)致公司難以向市場傳遞高質(zhì)量投資項目的真實情況,因而無法以合理成本為投資項目籌措充足的資金,最終被迫放棄良好的投資機會[16]。Jensen認(rèn)為,管理者的私有收益主要源自其對公司資源的控制,故自利的管理層有動機通過擴張投資(包括投資于凈現(xiàn)值為負(fù)的項目)來實現(xiàn)“帝國構(gòu)建”[17]。此外,貪圖安逸和追求享樂也可能促使管理層白白錯失良好的投資機會[18]。事實上,除了股東—管理層代理問題之外,控股股東—非控股股東代理問題也是導(dǎo)致投資支出與投資機會不匹配的重要原因。控股股東不僅有動機通過投資決策來構(gòu)建控制性資源[19],擁有絕對控制權(quán)的他們也完全有能力干預(yù)公司投資于可使其自身享受高收益的項目,如高價收購其私人資產(chǎn)或開展有損公司價值的投資業(yè)務(wù)[20],甚至通過超額派現(xiàn)、直接拆借、違規(guī)擔(dān)保、關(guān)聯(lián)交易等方式侵占公司資金,進而對價值型投資形成擠占[21]。代理問題不僅會使控股股東和管理層因一己私利而忽視投資項目的經(jīng)濟性評價,還會惡化公司內(nèi)外部信息不對稱并帶來融資約束問題,使得公司在面臨好的投資機會時缺乏資金支持。那么,如何在監(jiān)督管理層機會主義行為的同時還能兼顧約束控股股東私利侵占行為便成為提升公司投資決策質(zhì)量的關(guān)鍵。有研究表明,非控股大股東既有動機也有能力積極參與公司治理,不僅可以對管理層實施有效監(jiān)督,而且能與控股股東形成相互掣肘,有效抑制上市公司中的雙重委托代理沖突[4]、降低公司內(nèi)外部信息不對稱并緩解融資約束問題[22]。本文認(rèn)為,非控股大股東至少可從以下幾個方面影響公司投資決策。

首先,非控股大股東有強烈的動機提升公司投資決策質(zhì)量。其一,與中小股東關(guān)注股價短期漲跌帶來的短期投資收益不同,非控股大股東更重視公司長期高質(zhì)量發(fā)展帶來的股價持續(xù)穩(wěn)定上漲[23]。投資是公司發(fā)展過程中的一項重要活動,投資決策的合理性和科學(xué)性直接關(guān)系到公司未來發(fā)展?jié)摿烷L期價值創(chuàng)造[24],因而非控股大股東愿意花費時間和精力去關(guān)注公司投資決策是否符合“資本逐利動機”,以防控股股東和管理層貽誤投資機會或盲目擴張投資導(dǎo)致未來股價大幅下跌給其造成巨額損失。其二,不同于懷有“搭便車”心理的中小股東,非控股大股東持有上市公司的股權(quán)份額較高,控股股東和管理層的私利攫取行為對其利益損害更嚴(yán)重。公司投資活動很容易淪為控股股東和管理層攫取私利的精美工具[17][19][20],出于所持股份的利益導(dǎo)向性,非控股大股東有動機約束控股股東和管理層因一己私利而制定的不合理的投資決策。

其次,非控股大股東有足夠的能力提升公司投資決策質(zhì)量。其一,非控股大股東具有一定的信息優(yōu)勢和專業(yè)能力,不僅能夠獲悉更多公司層面的私有信息并對內(nèi)部人的行為進行審核把關(guān)和監(jiān)督制約,而且能夠根據(jù)行業(yè)內(nèi)和行業(yè)間的比較分析來評價投資項目的經(jīng)濟性,因而很容易辨別控股股東和管理層制定的投資決策是否偏離了最優(yōu)化水平。其二,非控股大股東的持股比例較高,可依據(jù)《公司法》的規(guī)定請求召集臨時股東大會,以“用手投票”的方式積極參與公司投資決策,擁有一定的表決權(quán)的他們在股東大會上的呼聲不易被忽略[1],因而能夠制約控股股東和管理層的不當(dāng)投資行為。其三,持股比例較高的非控股大股東有機會向公司委派董事或高管,以另一種“用手投票”的方式參與公司投資決策。擁有一席之地的非控股大股東董事(或高管)掌握著一定的話語權(quán),能夠通過干預(yù)和積極發(fā)聲的方式維護非控股大股東的利益訴求[2],有效遏制控股股東和管理層做出有損公司價值及非控股股東權(quán)益的投資決策。其四,即便當(dāng)上述直接干預(yù)的方式收效甚微時,非控股大股東也能夠釋放出退出威脅,作為與控股股東和管理層“討價還價”的籌碼[4],以此約束他們出于逐利動機的投資行為。這是因為,作為知情交易者,非控股大股東的異常退出行為通常被視為對公司“壞信息”的釋放,從而易引發(fā)“羊群效應(yīng)”致使股價驟然下跌。為了避免上述情況發(fā)生給自身利益造成嚴(yán)重的損失,控股股東和管理層愿意滿足非控股大股東的要求,促使公司投資決策更加科學(xué)合理。

最后,根據(jù)資本逐利動機,高質(zhì)量的投資決策除了要求公司及時縮減投資機會較差時的投資規(guī)模,還要求公司能夠及時抓住有利的投資機會、擴大投資規(guī)模,而非控股大股東能夠降低公司內(nèi)外部信息不對稱并緩解融資約束問題[22],使得公司在面臨好的投資機會時能夠及時有效地獲得投資所需的資金。此外,公司內(nèi)部因信息溝通不暢而貽誤投資機會也是導(dǎo)致投資支出與投資機會背離的一個重要原因,而非控股大股東有助于公司構(gòu)建制度化的溝通渠道和參與平臺[25],且其可能存在特殊身份或具備豐富的投資經(jīng)驗[23],在參與公司投資決策制定和實施的過程中不僅能發(fā)揮建言獻(xiàn)策的作用,為公司提供更多有關(guān)行業(yè)和未來前景的信息或解決問題的新思路,還可以降低決策失誤風(fēng)險,從而優(yōu)化公司投資決策。綜上所述,非控股大股東有利于公司制定出科學(xué)合理的投資決策,表現(xiàn)為公司投資支出對投資機會的敏感性明顯提升。為此,本文提出以下假設(shè):

H:非控股大股東有助于提高公司的投資決策質(zhì)量,引致投資支出—投資機會敏感性上升。

三、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

考慮到2020年暴發(fā)的新冠肺炎疫情對我國經(jīng)濟社會發(fā)展和企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營帶來的巨大沖擊,本文選取2004—2019年我國滬深A(yù)股上市公司作為初始研究樣本,并借鑒以往研究經(jīng)驗進行如下篩選:第一,剔除金融保險業(yè)上市公司;第二,剔除被冠名ST、*ST及退市等特別處理的樣本;第三,在對一致行動人的持股進行匯總之后,剔除第一大股東持股比例小于5%的樣本,即對于不存在控股股東以及不存在本文所界定的大股東的樣本,予以剔除;第四,剔除關(guān)鍵數(shù)據(jù)存在缺失值的樣本。經(jīng)過以上處理,最終得到27722個有效觀測值。本文所用上市公司股東信息、股權(quán)信息、財務(wù)數(shù)據(jù)、股票交易數(shù)據(jù)等均取自國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫或經(jīng)過計算整理而得。此外,為了緩和離群值造成的偏誤,本文對連續(xù)變量進行雙向1%縮尾處理。

(二)模型設(shè)計與變量界定

本文借鑒已有相關(guān)研究[9][11],構(gòu)建如下模型以檢驗非控股大股東對公司投資決策的影響:

Investi,t=α0+α1Tobinqi,t-1+α2Nclsi,t-1+α3Tobinqi,t-1×Nclsi,t-1+α4Controlsi,t-1+∑Industry+∑Year+εi,t

(1)

模型(1)中,Investi,t表示公司i在第t年的投資支出,采用(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)/(期初固定資產(chǎn)凈額+期初無形資產(chǎn)凈額)來衡量。Tobinqi,t-1表示公司i在第t-1年所面臨的投資機會,采用(股票年末總市值+負(fù)債年末賬面價值)/期末總資產(chǎn)來衡量。Nclsi,t-1表示公司i在第t-1年的非控股大股東,本文在考慮一致行動人問題的基礎(chǔ)上,參考已有文獻(xiàn)的方法[4][23],將持股比例超過5%的股東視為大股東,除去控股股東和持股比例超過5%的管理層和家族企業(yè)成員,其余大股東則定義為非控股大股東(Ncls),同時采用是否存在非控股大股東(Dum)、非控股大股東的數(shù)量(Num)以及非控股大股東的持股比例之和(Ratio)這三個指標(biāo)來測度。Controlsi,t-1代表第t-1年的控制變量,具體包括:公司規(guī)模(Size,總資產(chǎn)的自然對數(shù))、資產(chǎn)負(fù)債率(Lev,總負(fù)債/總資產(chǎn))、現(xiàn)金持有量(Cash,現(xiàn)金及現(xiàn)金等價物/總資產(chǎn))、經(jīng)營性現(xiàn)金流(Cfo,經(jīng)營活動產(chǎn)生的現(xiàn)金流量凈額/總資產(chǎn))、股票波動率(Stdret,月個股收益率的標(biāo)準(zhǔn)差,要求公司當(dāng)年存在不少于6個月收益觀測數(shù)值)、上市年齡(Age,截至當(dāng)期的上市年限)、產(chǎn)權(quán)性質(zhì)(Soe,國企為1,否則為0)、控股股東持股(First,控股股東及其一致行動人的持股比例合計)、是否虧損(Loss,若利潤總額為負(fù),取值為1,否則為0)、高管薪酬(Pay,前三名高管薪酬總額的自然對數(shù))。Industry和Year分別代表行業(yè)和年度固定效應(yīng),εi,t代表隨機擾動項。本文重點關(guān)注模型(1)中投資機會(Tobinq)的系數(shù)α1以及投資機會與非控股大股東的交互項(Tobinq×Ncls)的系數(shù)α3,系數(shù)α1反映的是公司投資支出—投資機會敏感性,系數(shù)α3則反映的是非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的影響,若本文假設(shè)成立,那么系數(shù)α1和α3均顯著為正。

四、實證分析

(一)描述性統(tǒng)計

表1提供的變量描述性統(tǒng)計結(jié)果顯示,Invest的均值為0.297,即樣本公司年均新增投資(以期初固定資產(chǎn)和無形資產(chǎn)進行標(biāo)準(zhǔn)化)為29.7%,Invest的中位數(shù)為0.160,最大值與最小值分別為3.044和-0.181,表明不同公司之間的投資支出具有較為明顯的差異。Tobinq的均值為2.492,中位數(shù)為1.928,意味著大部分公司的投資機會要低于平均水平,Tobinq的最大值與最小值分別為10.200和0.875,表明不同公司之間的投資機會具有較大的差異。Dum與Ratio的均值分別為0.497和0.084,表明樣本中約有49.7%的公司存在(至少1個)非控股大股東,但其持股份額普遍不高,揭示了我國資本市場“一股獨大”現(xiàn)象較為突出。Num的最大值為8,表明個別上市公司中存在的非控股大股東數(shù)量較多,且非控股大股東的分布情況在不同公司之間也存在較為明顯的差異。

表1 描述性統(tǒng)計結(jié)果

(二)相關(guān)性分析

Pearson相關(guān)性分析結(jié)果表明,Invest與Tobinq的相關(guān)系數(shù)在1%水平上顯著為正,初步表明了樣本公司的投資支出對其投資機會存在敏感性。此外,各解釋變量之間的相關(guān)系數(shù)絕對值均低于臨界值0.5,且方差膨脹因子(VIF)檢驗結(jié)果表明,所有變量的平均VIF值和最大VIF值均低于臨界值10,說明各變量間不存在嚴(yán)重的多重共線性問題。限于篇幅,具體的結(jié)果未列示。

(三)基準(zhǔn)回歸結(jié)果

表2報告了非控股大股東影響公司投資決策的回歸結(jié)果。其中,表2第(1)列的結(jié)果顯示,在控制了其余因素的影響后,Tobinq的回歸系數(shù)為0.032且在1%水平上顯著。這表明樣本中的上市公司投資支出對其投資機會高度敏感,也即公司會根據(jù)投資機會動態(tài)調(diào)整投資支出,當(dāng)面臨較好的投資機會時選擇投資擴張決策,而在投資機會較差時則選擇盡可能地縮減投資規(guī)模,公司投資決策符合資本逐利的經(jīng)濟規(guī)律。表2第(2)～(4)列結(jié)果顯示,在控制其余因素的影響之后,Tobinq的回歸系數(shù)始終在1%水平上顯著為正,交互項Tobinq×Dum、Tobinq×Num和Tobinq×Ratio的回歸系數(shù)分別為0.011、0.006和0.044,且均在5%水平上顯著。這表明當(dāng)公司存在非控股大股東時,公司投資支出—投資機會敏感性會顯著提高,且非控股大股東的數(shù)量越多、持股比例之和越大,公司投資支出—投資機會敏感性越強,驗證了本文的研究假設(shè),即非控股大股東能夠顯著提升公司投資支出—投資機會敏感性,使公司投資決策更好地遵循了資本逐利的經(jīng)濟規(guī)律。此外,從控制變量來看,Size、Lev、Cash、Stdret和Pay的回歸系數(shù)均顯著為正,Age、Soe和Loss的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),表明公司規(guī)模越大、長期償債能力越強、現(xiàn)金儲備越充分、特有風(fēng)險越高、高管薪酬激勵水平越高,公司投資支出越大;而越成熟或發(fā)生虧損的公司,其新增投資水平會越低,這些結(jié)果與已有文獻(xiàn)結(jié)論基本一致[9][10][14]。

表2 非控股大股東對公司投資決策的影響

(四)內(nèi)生性檢驗

上市公司是否存在非控股大股東可能并非隨機的,而與公司特質(zhì)有關(guān),其中就有可能受到公司投資決策質(zhì)量的影響進而選擇是否進入公司成為大股東。因此,非控股大股東與公司投資支出—投資機會敏感性之間的正向關(guān)系可能受到內(nèi)生性問題的影響,對此,本文采用雙重差分法(DID)與傾向得分匹配法(PSM)予以解決。

1.雙重差分法(DID)。本文參照姜付秀等的做法[22],借助非控股大股東“進入”和“退出”的研究情景,并假設(shè)發(fā)生變動的時點受到了模擬的外生沖擊,采用雙重差分法(DID)來考察非控股大股東“進入”和“退出”對公司投資支出—投資機會敏感性的凈效應(yīng)。對于“進入”:以無非控股大股東變更為有非控股大股東的樣本為處理組,以始終為無非控股大股東的樣本為控制組;對于“退出”:以有非控股大股東變更為無非控股大股東的樣本為處理組,以始終為有非控股大股東的樣本為控制組。此外,本文剔除了研究期間內(nèi)發(fā)生多次“進入”或“退出”的公司樣本,且要求變化前后至少各有兩年的觀測數(shù)據(jù)。具體模型如下:

Investi,t=β0+β1Tobinqi,t-1+β2Enteri,t-1+β3Tobinqi,t-1×Enteri,t-1+β4Controlsi,t-1+∑Firm+∑Year+εi,t

(2)

Investi,t=γ0+γ1Tobinqi,t-1+γ2Exiti,t-1+γ3Tobinqi,t-1×Exiti,t-1+γ4Controlsi,t-1+∑Firm+∑Year+εi,t

(3)

模型(2)中的Enter為非控股大股東“進入”啞變量,公司由無非控股大股東轉(zhuǎn)變?yōu)橛蟹强毓纱蠊蓶|的當(dāng)年及之后年度取值為1,否則為0。模型(3)中的Exit為非控股大股東“退出”啞變量,公司由有非控股大股東轉(zhuǎn)變?yōu)闊o非控股大股東的當(dāng)年及之后年度取值為1,否則為0?？刂谱兞烤c模型(1)保持一致,Firm和Year分別代表公司和年度固定效應(yīng)。

表3列示了雙重差分檢驗的回歸結(jié)果。由結(jié)果可見,Tobinq的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,無論是否加入控制變量,交互項Tobinq×Enter的回歸系數(shù)均顯著為正,表明與一直無非控股大股東的公司相比,公司由無非控股大股東轉(zhuǎn)變?yōu)橛蟹强毓纱蠊蓶|后,其投資支出—投資機會敏感性顯著提升。無論是否加入控制變量,交互項Tobinq×Exit的回歸系數(shù)均顯著為負(fù),表明與一直有非控股大股東的公司相比,公司由有非控股大股東轉(zhuǎn)變?yōu)闊o非控股大股東后,其投資支出—投資機會敏感性顯著降低。綜合來看,雙重差分檢驗結(jié)果仍支持非控股大股東有助于提升公司投資支出—投資機會敏感性這一假設(shè)。

表3 雙重差分模型(DID)

2.傾向得分匹配法(PSM)。為了緩解由可觀測的公司特征導(dǎo)致的選擇性偏誤問題,本文采用傾向得分匹配法(PSM)進行樣本配對。根據(jù)公司中是否存在非控股大股東,將樣本分為處理組(有非控股大股東的公司)與控制組(無非控股大股東的公司),再以模型(1)中的所有控制變量為匹配變量進行1∶1最鄰近匹配,匹配后獲得20714個有效觀測值。未報告的配對前后密度圖顯示,配對前處理組和控制組存在一定的特征差異,而配對后二者的密度曲線幾乎重合。在配對結(jié)果良好的情況下,本文基于配對樣本重新進行回歸,結(jié)果列于表4。由結(jié)果可見,Tobinq的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,交互項Tobinq×Dum、Tobinq×Num和Tobinq×Ratio的回歸系數(shù)也均在1%水平上顯著為正,依然支持了上述結(jié)論,即非控股大股東有助于提升公司投資支出—投資機會敏感性。

表4 傾向得分匹配法(PSM)

(五)其他穩(wěn)健性檢驗

為了保證研究結(jié)果的可靠性,本文通過更換公司投資支出、投資機會的衡量方式以及縮短樣本期間等多種方法進行穩(wěn)健性檢驗。

1.更換公司投資支出的測度。參照已有文獻(xiàn)[10][12],本文采用以下兩個指標(biāo)重新測度公司投資支出:(1)Invest1=(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)/(前期固定資產(chǎn)凈額+前期無形資產(chǎn)凈額);(2)Invest2=(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+取得子公司及其他營業(yè)單位支付的現(xiàn)金凈額-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-處置子公司及其他營業(yè)單位收到的現(xiàn)金凈額)/(前期固定資產(chǎn)凈額+前期無形資產(chǎn)凈額)。

2.更換公司投資機會的測度。股權(quán)分置改革之前,上市公司的流通股和非流通股之間具有明顯區(qū)別,為此,本文借鑒已有研究的做法[9][26],利用每股凈資產(chǎn)計算非流通股的價值,重新測度公司投資機會:Tobinq1=(流通股股數(shù)×股票價格+非流通股股數(shù)×每股凈資產(chǎn)+負(fù)債年末賬面價值)/期末總資產(chǎn)。

3.縮短樣本期間。本文的樣本期間為2004—2019年,既經(jīng)歷了上市公司股權(quán)分置改革,也跨越了2007—2009年的全球金融危機,為了排除這些特殊事件對研究結(jié)果的影響,本文借鑒柯艷蓉和李玉敏的做法[12],將樣本期間縮短至2010—2019年重新進行回歸。

經(jīng)上述穩(wěn)健性檢驗,本文的研究結(jié)論依然成立。限于篇幅,上述穩(wěn)健性檢驗結(jié)果未報告。

五、進一步研究

(一)異質(zhì)性分析

1.基于控股股東股權(quán)質(zhì)押的異質(zhì)性分析。近年來,中國資本市場持續(xù)波動,控股股東股權(quán)質(zhì)押爆倉事件頻頻發(fā)生。研究表明,股權(quán)質(zhì)押下兩權(quán)分離度的加大會進一步強化控股股東侵占非控股股東利益的自利動機[27],控股股東在股權(quán)質(zhì)押后往往會忽視對投資項目可行性及效益的評估,甚至?xí)深A(yù)公司投資于可使其獲取高收益的項目以填補質(zhì)押期間現(xiàn)金流權(quán)的流失,致使公司投資決策偏離最優(yōu)化水平[12]。在此情形下,非控股大股東出于自身利益的考量無疑會提高警覺,且有強烈的動機對控股股東股權(quán)質(zhì)押下的自利行為以及不合理的投資決策進行監(jiān)督和約束。此外,控股股東股權(quán)質(zhì)押后面臨控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險,而這賦予了非控股大股東更多與之“討價還價”的籌碼,使得非控股大股東即便在直接監(jiān)督失效時也有足夠的能力利用“退出威脅”維護自身利益,此時非控股大股東對公司投資決策的治理作用尤為凸顯。而反觀在控股股東未股權(quán)質(zhì)押的公司中,投資決策可能本就符合“資本逐利動機”,非控股大股東發(fā)揮的作用有限。由此可推測,相較于控股股東未股權(quán)質(zhì)押的公司,非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的正向影響在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司中應(yīng)該更加顯著。為了驗證這一觀點,本文根據(jù)控股股東是否進行股權(quán)質(zhì)押將全樣本分為兩組,分組檢驗結(jié)果列于表5。結(jié)果顯示,無論控股股東是否股權(quán)質(zhì)押,Tobinq的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,但交互項Tobinq×Dum、Tobinq×Num和Tobinq×Ratio的回歸系數(shù)僅在控股股東股權(quán)質(zhì)押子樣本中顯著為正,在控股股東未股權(quán)質(zhì)押子樣本中不顯著。這表明與控股股東未股權(quán)質(zhì)押的公司相比,非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的正向影響在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司中更加顯著,驗證了上述推測。

表5 控股股東股權(quán)質(zhì)押對非控股大股東與公司投資決策關(guān)系的影響

2.基于經(jīng)濟政策不確定性的異質(zhì)性分析。投資決策對于未來預(yù)期收益的敏感性較高,不確定性環(huán)境下的投資行為一直是公司金融領(lǐng)域研究的重點議題。在我國特殊制度背景下,經(jīng)濟政策不確定性是公司投資決策不可避免的外部環(huán)境因素。研究表明,較高的經(jīng)濟政策不確定性增加了公司對未來發(fā)展趨勢判別的難度,致使公司難以及時把握投資機會或為規(guī)避風(fēng)險而有意延緩?fù)顿Y[26],且由經(jīng)濟政策不確定性導(dǎo)致的融資約束問題也會使得公司缺乏資金支持有利的投資機會[28]。更為關(guān)鍵的是,較高的經(jīng)濟政策不確定性為控股股東和管理層將投資失敗歸因于外部環(huán)境因素創(chuàng)造了條件,使其能以此為掩護制定不合理的投資決策以攫取私利[29]。在此情形下,出于自身利益的考慮,非控股大股東會強化風(fēng)險意識,甚至對控股股東和管理層缺乏信心,進而格外關(guān)注他們的投資行為是否存在自利動機,此時非控股大股東對公司投資決策的治理作用尤為凸顯。而反觀在經(jīng)濟政策不確定性較低時,公司投資決策可能本就符合“資本逐利動機”,非控股大股東治理效應(yīng)的發(fā)揮相當(dāng)有限。由此可推測,相比經(jīng)濟政策不確定性較低的時期,非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的正向影響在經(jīng)濟政策不確定性較高的時期應(yīng)該更加顯著。為了驗證這一觀點,本文基于Huang和Luk編制的中國經(jīng)濟政策不確定性指數(shù)[30],將此月度數(shù)據(jù)按算術(shù)平均法轉(zhuǎn)換為年度指標(biāo),再按其中位數(shù)進行分組,分組檢驗結(jié)果列于表6。結(jié)果顯示,無論處于經(jīng)濟政策不確定性較高的時期還是較低的時期,Tobinq的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,但交互項Tobinq×Dum、Tobinq×Num和Tobinq×Ratio的回歸系數(shù)僅在經(jīng)濟政策不確定性較高的時期顯著為正,在經(jīng)濟政策不確定性較低的時期不顯著。這表明與經(jīng)濟政策不確定性較低的時期相比,非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的正向影響在經(jīng)濟政策不確定性較高的時期更加顯著,驗證了上述推測。

表6 經(jīng)濟政策不確定性對非控股大股東與公司投資決策關(guān)系的影響

(二)異質(zhì)非控股大股東對公司投資決策的影響是否一致

上文結(jié)果已證實,非控股大股東作為治理主體,能夠顯著提升公司投資支出—投資機會敏感性。然而,非控股大股東并非是同質(zhì)的,不同的非控股大股東可能具有不同的利益目標(biāo)或行為動機,進而對公司投資決策的態(tài)度及影響效應(yīng)存在差異。為了進一步考察異質(zhì)非控股大股東對公司投資決策的影響是否存在差異,本文借鑒余怒濤等的研究思路[23],根據(jù)股東性質(zhì)將非控股大股東劃分為國有、外資以及其他三種類型,回歸結(jié)果列于表7。結(jié)果顯示,Tobinq的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,交互項Tobinq×Dum、Tobinq×Num和Tobinq×Ratio的回歸系數(shù)僅在外資非控股大股東中才顯著為正,在國有非控股大股東和其他非控股大股東中幾乎均不顯著。這表明相較于國有非控股大股東與其他非控股大股東,外資非控股大股東更能有效提升公司投資支出—投資機會敏感性。對此可能的解釋是,國有非控股大股東由于其身份的特殊性,可能更加關(guān)心上市公司對國家政策的貫徹落實與企業(yè)社會責(zé)任目標(biāo)的實現(xiàn),而對公司自身的投資決策及其效率問題并不那么重視;而外資非控股大股東則更關(guān)注上市公司的內(nèi)在價值和股票市場表現(xiàn),且其自身對風(fēng)險的感知較為敏感,對機會的識別能力也較強,因而更有動機且有足夠的能力督促上市公司的控股股東和管理層更好地抓住投資機會,制約投資支出背離投資機會的不當(dāng)行為。

(三)經(jīng)濟后果分析:期權(quán)價值視角

投資活動是公司價值創(chuàng)造的重要驅(qū)動因素[15],公司在任一時間段都面臨著繼續(xù)經(jīng)營、擴張或清算這三種狀態(tài),選擇其中一種投資決策所帶來的權(quán)益價值便構(gòu)成了公司的期權(quán)價值[24]。具體地,當(dāng)公司面臨良好的投資機會并選擇投資擴張時,權(quán)益價值主要反映為增長價值,而當(dāng)公司未來經(jīng)營前景黯淡并選擇縮減投資規(guī)模時,權(quán)益價值則主要反映為清算價值。結(jié)合上文理論分析及實證結(jié)果,非控股大股東有助于提升公司投資支出—投資機會敏感性,也即能夠促使公司執(zhí)行更科學(xué)合理的投資決策,那么這一影響最終能否反映到公司權(quán)益價值之中呢?為此,本文進一步考察非控股大股東對公司期權(quán)價值的影響。

表7 異質(zhì)非控股大股東對公司投資決策的影響

為了測度公司的增長期權(quán)價值和清算期權(quán)價值,本文借鑒已有相關(guān)研究的做法[9][12],構(gòu)建如下兩個模型:

MVt/NAt-1=δ0+δ1GM+δ2GH+δ3NPt/NAt-1+δ4GM×NPt/NAt-1+δ5GH×NPt/NAt-1+εi,t

(4)

MVt/NPt=ζ0+ζ1LM+ζ2LH+ζ3NAt-1/NPt+ζ4LM×NAt-1/NPt+ζ5LH×NAt-1/NPt+εi,t

(5)

上述模型中,MVt為公司在t年的總市值,NAt-1為公司在t-1年的凈資產(chǎn),NPt為公司在t年的凈利潤。模型(4)中的GM和GH為啞變量,根據(jù)各年度NPt/NAt-1的大小將樣本分為三組,若NPt/NAt-1位于最高組(代表投資機會最好),GH取值為1,否則為0;若位于中間組,GM取值為1,否則為0。模型(5)中的LM和LH也為啞變量,在剔除年度虧損的樣本后,根據(jù)各年度NAt-1/NPt的大小將剩余樣本分為三組,若NAt-1/NPt位于最高組(代表投資機會最差),LH取值為1,否則為0;若位于中間組,LM取值為1,否則為0。模型(4)中GH×NPt/NAt-1的回歸系數(shù)δ5和模型(5)中LH×NAt-1/NPt的回歸系數(shù)ζ5分別反映了增長期權(quán)價值和清算期權(quán)價值。為了檢驗非控股大股東對公司增長和清算期權(quán)價值的影響,本文借鑒已有研究的做法[9][12],根據(jù)是否存在非控股大股東進行分組回歸,并對兩組樣本的回歸系數(shù)進行差異顯著性檢驗。

表8中第(1)～(3)列報告了非控股大股東與公司增長期權(quán)價值關(guān)系的相關(guān)回歸結(jié)果。其中,第(1)列全樣本的回歸結(jié)果顯示,NPt/NAt-1、GM×NPt/NAt-1和GH×NPt/NAt-1的回歸系數(shù)分別為-0.073、23.118和31.240,且均在1%水平上顯著,表明公司的盈利能力越強,權(quán)益價值更多地表現(xiàn)為增長期權(quán)價值。第(2)～(3)列分樣本的回歸結(jié)果顯示,無非控股大股東組中GH×NPt/NAt-1的回歸系數(shù)小于有非控股大股東組,且通過了組間系數(shù)差異性檢驗(Chi2Test),表明非控股大股東有助于提升公司的增長期權(quán)價值。表8中第(4)～(6)報告了非控股大股東與公司清算期權(quán)價值關(guān)系的相關(guān)回歸結(jié)果。其中,第(4)列全樣本的回歸結(jié)果顯示,NAt-1/NPt、LM×NAt-1/NPt和LH×NAt-1/NPt的回歸系數(shù)分別為0.063、3.115和4.525,且均在1%水平上顯著,表明公司的盈利能力越差,權(quán)益價值更多地表現(xiàn)為清算期權(quán)價值。第(5)～(6)列分樣本的回歸結(jié)果顯示,無非控股大股東組中LH×NAt-1/NPt的回歸系數(shù)小于有非控股大股東組,亦通過了組間系數(shù)差異性檢驗(Chi2Test),表明非控股大股東有助于提升公司的清算期權(quán)價值。

表8 非控股大股東對公司期權(quán)價值的影響

六、研究結(jié)論與政策建議

本文以2004—2019年我國A股上市公司為樣本,實證檢驗非控股大股東對公司投資決策的影響,研究發(fā)現(xiàn):當(dāng)上市公司中存在非控股大股東時,公司投資支出—投資機會敏感性會顯著提高,且非控股大股東的數(shù)量越多、持股比例之和越高,公司投資支出—投資機會敏感性越高。這表明非控股大股東能夠顯著提升公司投資支出—投資機會敏感性,促使公司投資決策更好地體現(xiàn)了資本逐利的經(jīng)濟規(guī)律?；诓煌榫诚碌漠愘|(zhì)性檢驗結(jié)果表明,與控股股東未股權(quán)質(zhì)押的公司相比,非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的影響在控股股東股權(quán)質(zhì)押的公司中更顯著;與經(jīng)濟政策不確定性較低的時期相比,非控股大股東對公司投資支出—投資機會敏感性的影響在經(jīng)濟政策不確定性較高的時期更顯著。本文進一步根據(jù)股東性質(zhì)將非控股大股東劃分為國有、外資以及其他三種類型,發(fā)現(xiàn)相較于國有非控股大股東與其他非控股大股東,外資非控股大股東對公司投資決策的正向影響更顯著。最后,本文將投資決策構(gòu)成的公司價值劃分為持續(xù)經(jīng)營、增長、清算三種狀態(tài)的期權(quán)價值,發(fā)現(xiàn)非控股大股東對公司投資決策的影響最終能夠提升公司的增長和清算期權(quán)價值。

結(jié)合上述結(jié)論,本文提出如下幾點政策建議:第一,從公司層面來說,上市公司在股權(quán)結(jié)構(gòu)設(shè)計或改革時應(yīng)重視非控股大股東的治理作用。建議單一大股東控制的上市公司應(yīng)盡快引入非控股大股東,發(fā)揮其有效改善公司投資決策質(zhì)量、提升公司期權(quán)價值的作用。在控股股東進行股權(quán)質(zhì)押以及面臨較高的經(jīng)濟政策不確定性時,上市公司更應(yīng)致力于建立和完善權(quán)力制衡和約束機制,充分發(fā)揮非控股大股東的監(jiān)督治理作用,促使決策者更好地把握投資機會,提高資源配置效率。本文研究還表明,異質(zhì)非控股大股東對公司投資決策的影響效應(yīng)有所差異,建議上市公司有針對性地引入非控股大股東,如增加對公司投資決策治理效應(yīng)更強的外資非控股大股東。第二,從監(jiān)管層面來說,監(jiān)管部門應(yīng)營造良好的制度環(huán)境以便非控股大股東參與公司治理。政府部門應(yīng)繼續(xù)積極推進混合所有制改革、大力發(fā)展機構(gòu)投資者隊伍、堅定推進資本市場對外開放,吸引更多優(yōu)質(zhì)投資者成為上市公司的大股東。同時,監(jiān)管部門要健全和完善投資者保護的制度機制,切實保障非控股大股東的合法權(quán)益,提高其主動參與公司治理的意愿。此外,監(jiān)管部門應(yīng)完善在重大事項上的累積投票制、投票關(guān)鍵節(jié)點等制度,給予非控股大股東更多的“發(fā)聲”機會,引導(dǎo)其通過“積極發(fā)聲”機制發(fā)揮治理作用。第三,從投資者層面來說,非控股大股東應(yīng)積極參與公司治理,對控股股東和管理層的行為進行嚴(yán)格審核和密切監(jiān)督,并配合監(jiān)管機構(gòu)相關(guān)政策和公司內(nèi)部治理機制,合理運用不同的治理手段來發(fā)揮作用。當(dāng)能“用手投票”時,非控股大股東應(yīng)主動參與公司決策制定和實施,并在此過程中積極發(fā)揮建言獻(xiàn)策的作用,提供更多有關(guān)行業(yè)和公司未來前景的信息以及解決問題的新思路,降低決策失誤的風(fēng)險;當(dāng)“用手投票”無效時,非控股大股東應(yīng)盡可能采用“退出威脅”而非直接“用腳投票”的方式,與控股股東和管理層進行溝通和交流,就公司重要經(jīng)濟活動與重大經(jīng)營決策達(dá)成共識。此外,非控股大股東還應(yīng)主動學(xué)習(xí)和吸收新的專業(yè)知識與技能,從而準(zhǔn)確評判控股股東和管理層制定的經(jīng)營戰(zhàn)略決策是否科學(xué)得當(dāng),避免盲目干涉,最終實現(xiàn)公司價值的提升。