共同機構所有權與企業(yè)數(shù)字化轉型:協(xié)同治理抑或私利合謀

王新光,盛宇華

(南京師范大學 商學院,江蘇 南京 210023)

0 引言

習近平總書記在主持中共中央政治局第三十八次集體學習會議時強調(diào),必須深化對新的時代條件下中國各類資本及其作用的認識,規(guī)范和引導資本健康發(fā)展,發(fā)揮其作為重要生產(chǎn)要素的積極作用。值得注意的是,在同一行業(yè)多家企業(yè)中持有大量股份的投資者(以下簡稱為“共同機構所有權”)正成為全球資本市場的普遍現(xiàn)象[1]。據(jù)統(tǒng)計,1990年在美國只有17%的標準普爾500指數(shù)成份股企業(yè)擁有共同機構所有權,2015年底,這一比例已增至81%[2]。中國作為世界上最大的新興經(jīng)濟體,這一數(shù)字也已經(jīng)超過1/3[3]。一個重要的問題是,共同機構所有權給資本市場上的微觀經(jīng)濟主體帶來了何種影響?現(xiàn)有研究關于共同機構所有權在資本市場上所扮演的角色存在兩種觀點。從積極視角看,共同機構所有權可以緩解企業(yè)遭遇的特殊沖擊[4],為企業(yè)發(fā)展拓寬資源渠道。持消極觀點的學者指出,在寡頭壟斷模型中,即使是處于控制權不足的情況下,共同機構所有權也會提高價格并減少消費者剩余,這一理論在美國航空業(yè)得到證據(jù)支持[5]。在中國依法規(guī)范和引導資本健康發(fā)展、強化反壟斷并維護市場公平競爭的現(xiàn)實情景下,共同機構所有權對資本市場主體具有何種影響?回答這一問題,既對理解共同機構所有權與企業(yè)互動關系具有重要理論意義,又對新發(fā)展階段促使資本良性發(fā)展的中國具有重要現(xiàn)實價值。

數(shù)字經(jīng)濟既是傳統(tǒng)產(chǎn)業(yè)升級的支點,又是現(xiàn)代化經(jīng)濟體系構建的重要引擎。從規(guī)?？?中國數(shù)字經(jīng)濟增加值規(guī)模從2005年的2.6萬億元增長到2020年的39.2萬億元,實現(xiàn)數(shù)字經(jīng)濟良性發(fā)展。中國經(jīng)濟已由高速增長階段轉向高質(zhì)量發(fā)展階段,數(shù)字化轉型成為經(jīng)濟高質(zhì)量發(fā)展的必然要求,同時對微觀層面企業(yè)傳統(tǒng)經(jīng)營模式提出了挑戰(zhàn)[6]。很多企業(yè)雖然具有推進數(shù)字化轉型的強烈意愿,但成效并不顯著[7],遭遇了數(shù)字化轉型的“冷啟動”困境。如何加強數(shù)字化技術應用,仍是亟待破解的現(xiàn)實困境。究其原因,一是部分企業(yè)囿于傳統(tǒng)發(fā)展觀念和既往路徑,對數(shù)字技術應用持抵觸情緒;二是畏懼高風險性數(shù)字化轉型可能帶來的風險,進而產(chǎn)生損失規(guī)避傾向;三是缺少數(shù)字化轉型的技術支撐和人才積累,受制于生產(chǎn)要素邊界限制。由此,發(fā)揮企業(yè)數(shù)字化轉型的主觀能動性,實現(xiàn)市場設施高標準聯(lián)通,加快推進全國統(tǒng)一大市場建設刻不容緩。

在企業(yè)數(shù)字化轉型背景下,一個值得討論的問題是,共同機構所有權在企業(yè)數(shù)字化轉型過程中扮演何種角色?一方面,資本是逐利的,共同機構投資者可能為實現(xiàn)組合投資價值最大化,在損失厭惡決策機制下為規(guī)避企業(yè)數(shù)字化轉型可能帶來的潛在風險逆勢而為,通過壟斷等手段與管理者合謀;另一方面,共同機構投資者憑借所有權優(yōu)勢可以協(xié)助企業(yè)發(fā)展,為企業(yè)發(fā)展搭建便捷的資源通道,發(fā)揮其作為生產(chǎn)要素的積極作用,從而推動企業(yè)數(shù)字化轉型。不同于現(xiàn)有基于發(fā)達資本市場背景對共同機構所有權的研究[1],本文在中國數(shù)字經(jīng)濟轉向深化應用、規(guī)范發(fā)展、普惠共享新階段的現(xiàn)實情景下,特別是在中國共同機構所有權快速增長的背景下,探索共同機構所有權對企業(yè)數(shù)字化轉型的影響及其作用機制與邊界條件?？紤]到現(xiàn)有研究對共同機構所有權的經(jīng)濟后果存在爭議,本文從協(xié)同治理與私利合謀這兩種競爭性情景進行邏輯推演。

與現(xiàn)有文獻相比,本文的邊際貢獻如下:第一,為企業(yè)數(shù)字化轉型研究提供新的視角。突破現(xiàn)有研究孤立探究單一企業(yè)單個或多個大股東的局限,從大股東持股同行業(yè)多家企業(yè)產(chǎn)生的關聯(lián)效應出發(fā),考慮到現(xiàn)有研究對共同機構所有權的經(jīng)濟后果存在爭議,基于中國情境邏輯推演兩種競爭性情景。實證結果可為共同機構所有權作為生產(chǎn)要素發(fā)揮的積極作用提供證據(jù),豐富共同機構所有權經(jīng)濟后果領域研究成果。第二,基于“基準分析—機制分析—異質(zhì)性檢驗”研究框架,從監(jiān)督效應與協(xié)同效應兩個維度,基于代理成本和全要素生產(chǎn)率進行分析,以期打開共同機構所有權與企業(yè)數(shù)字化轉型關系的“黑箱”。此外,基于宏觀層面、組織層面與管理者層面的差異化特征,檢驗經(jīng)濟發(fā)展水平、獨立董事網(wǎng)絡中心度及管理層金融背景的異質(zhì)性影響,以拓展邊界機制研究。第三,具有一定的政策意義。2022年《政府工作報告》指出,要正確認識和把握資本的特性和行為規(guī)律,支持和引導資本規(guī)范健康發(fā)展。本文認為,共同機構所有權能夠在企業(yè)數(shù)字化轉型過程中發(fā)揮作為生產(chǎn)要素的積極作用,達到協(xié)同治理效果。雖然學術界對共同機構所有權特性與行為規(guī)律的認知存在爭議,政府仍需要堅持引導共同機構所有權發(fā)揮積極作用,幫助持股企業(yè)實現(xiàn)良性發(fā)展,順應數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展趨勢。

1 理論分析與競爭假說

共同機構投資者依托其持股企業(yè)的所有權基礎,在企業(yè)間建立所有權聯(lián)結網(wǎng)絡,有動機和能力影響企業(yè)生產(chǎn)運營。相較于分散的小股東,共同機構投資者憑借所有權優(yōu)勢在企業(yè)治理中發(fā)揮著重要作用[8],具有強烈動機承擔管理者監(jiān)控成本,但也可能利用所有權優(yōu)勢獲取私人信息,從而代替公共信息獲取。在投資收益索取過程中,共同機構投資者作為擁有多家企業(yè)的投資者,其目標并非單獨標的價值最大化,而是投資組合價值最大化[9]。面對單個企業(yè)發(fā)展,共同機構投資者可能不會遵循價值最大化的理性選擇,甚至出于規(guī)避損失的目的犧牲部分企業(yè)長遠利益,阻礙企業(yè)數(shù)字化轉型,從而單方面地提升自身投資組合價值。因此,一方面,共同機構投資者可能憑借所有權優(yōu)勢,通過規(guī)范企業(yè)決策安排,并利用協(xié)同網(wǎng)絡為企業(yè)在資源稟賦方面建立比較優(yōu)勢,推動企業(yè)數(shù)字化轉型以獲取未來權益價值,與企業(yè)實現(xiàn)共贏;另一方面,共同機構投資者有可能為實現(xiàn)投資組合價值最大化,規(guī)避企業(yè)數(shù)字化轉型可能帶來的潛在風險,與管理者合謀攫取短期利益。因此,本文提出協(xié)同治理假說與私利合謀假說。

1.1 協(xié)同治理假說

(1)監(jiān)督效應。企業(yè)數(shù)字化轉型使得管理者面臨商業(yè)模式轉變、解決技術開發(fā)邏輯沖突等問題,可能導致管理者短視行為,逃避數(shù)字化轉型給企業(yè)帶來的跨期風險。在此情境下,共同機構投資者會積極履行監(jiān)督職責,通過影響企業(yè)決策達到積極治理效果[10],幫助企業(yè)捕獲未來發(fā)展機遇,實施數(shù)字化轉型。一方面,在對單個企業(yè)進行監(jiān)管的過程中,共同機構投資者可以憑借話語權拒絕通過股東議案、罷免不稱職管理者或監(jiān)控企業(yè)資產(chǎn)配置,進而積極履行監(jiān)督職責,表明嚴格的監(jiān)督立場[11-12],緩解委托代理沖突,督促管理者注重企業(yè)長遠發(fā)展,實施數(shù)字化變革。另一方面,由于同一行業(yè)不同企業(yè)間存在相似的經(jīng)濟特征,持股同一行業(yè)企業(yè)可以有效緩解企業(yè)間信息不對稱和逆向選擇問題。共同機構投資者在一家持股企業(yè)的監(jiān)督經(jīng)驗容易遷移到其它持股企業(yè),其產(chǎn)生的規(guī)模經(jīng)濟和成本削減等預期監(jiān)督效果更加顯著[13],在督促企業(yè)發(fā)展過程中降本增效,進而實現(xiàn)規(guī)模效應,更好地推動企業(yè)數(shù)字化轉型。

(2)協(xié)同效應。共同機構投資者的資源稟賦可以為企業(yè)數(shù)字化轉型提供資源承諾,一定程度上幫助企業(yè)擺脫數(shù)字化轉型期間的資源依賴。其一,數(shù)字化轉型過程中需要企業(yè)資金投入,實現(xiàn)多方面數(shù)字技術場景開發(fā)。逆向選擇作為限制企業(yè)融資的重要原因,共同機構所有權的存在能夠緩解資本提供者對這一問題的擔憂。除股權注資為企業(yè)提供直接財務資源外,共同機構投資者可以為企業(yè)爭取更多融資機會,降低融資成本,拓寬融資渠道。其二,共同機構投資者擁有豐富的行業(yè)專業(yè)知識和同行業(yè)信息訪問權限,具備信息優(yōu)勢。同行業(yè)企業(yè)在經(jīng)營業(yè)務與戰(zhàn)略安排方面的相似性,使得同行業(yè)企業(yè)數(shù)字化轉型具備參考價值。共同機構投資者可以幫助持股企業(yè)獲取行業(yè)前沿數(shù)字化信息,提供數(shù)字化轉型先進經(jīng)驗,進而幫助持股企業(yè)更好地開展數(shù)字化轉型。基于以上分析,本文提出協(xié)同治理假說:

H1a:共同機構所有權能夠促進企業(yè)數(shù)字化轉型。

1.2 私利合謀假說

為了最大化投資組合價值,持有競爭企業(yè)股份的共同機構投資者可能會向管理者施壓,抑制行業(yè)內(nèi)競爭或者干涉企業(yè)競爭路徑選擇[14]。這一行為無疑會擾亂行業(yè)秩序,并且即使在競爭激烈的環(huán)境中,企業(yè)在共同機構所有權的推動下也可以實現(xiàn)市場壟斷[15]。共同機構投資者為達到壟斷目的,可能不會遵循股東價值最大化原則,而是通過與管理者利益交換達成隱性合謀契約,或濫用行業(yè)資源優(yōu)勢建立信息壁壘以追逐短期利益,進而忽視數(shù)字化為企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營等方面帶來的長期福利,阻礙企業(yè)數(shù)字化轉型。

(1)共同機構投資者在逐利過程中,出于規(guī)避數(shù)字化轉型長周期與高風險的目的,不會主動承擔持股企業(yè)數(shù)字化轉型試錯成本。為追逐短期利益,共同機構投資者在合謀傾向的驅使下,會忽視對管理者的監(jiān)督,因而管理者可以在較低監(jiān)管壓力和較為模糊的行為邊界上獲取較大的自由裁量權。在達成合謀契約后,共同機構投資者會督促管理者關注企業(yè)短期價值,避免企業(yè)因數(shù)字化轉型帶來的不確定性風險導致收益減損。同時,在缺乏監(jiān)管壓力的情況下,管理者投融資決策會產(chǎn)生非結構性偏誤,將企業(yè)流動性資金分配給凈現(xiàn)值為負的項目,造成企業(yè)投資過度(潘越等,2020),進而損耗企業(yè)為正常生產(chǎn)運營儲備的流動性供給,最終導致企業(yè)因為無法維持數(shù)字化轉型長周期的流動性投入而喪失數(shù)字化轉型主動權。

(2)持續(xù)變化的市場環(huán)境給企業(yè)發(fā)展帶來了多重不確定性因素,使得企業(yè)在信息獲取方面存在成本高、渠道少等多重挑戰(zhàn)。當企業(yè)信息稀缺時,同行信息對企業(yè)經(jīng)濟的影響較大;當企業(yè)信息量增加并取代同行信息時,這些外部性就會減少[16]。因此,共同機構投資者若想獲得短期超額收益,就需要占據(jù)同行業(yè)信息優(yōu)勢。共同機構投資者憑借長期信息獲取優(yōu)勢,可以建立難以逾越的信息壁壘[3]。這一行為使得企業(yè)資源要素被分配到短期性私有信息項目中,導致企業(yè)既無法對資源進行有效跨期安排,也無法進行數(shù)字化轉型的前期資源積累,更難以解決數(shù)字化轉型過程中的資源依賴問題,因而難以實現(xiàn)數(shù)字化變革。綜上分析,本文提出私利合謀假說:

H1b:共同機構所有權抑制企業(yè)數(shù)字化轉型。

2 數(shù)據(jù)、變量與計量模型

2.1 數(shù)據(jù)來源與清洗

本文選取2008—2020年中國滬深兩市A股上市企業(yè)作為研究樣本。共同機構所有權相關指標通過CSMAR數(shù)據(jù)庫獲得,其它數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫和Wind數(shù)據(jù)庫。根據(jù)已有研究的做法,本文按照以下標準對樣本數(shù)據(jù)進行清洗:①剔除金融行業(yè)上市企業(yè);②為避免結論受ST、*ST 和退市企業(yè)極端數(shù)據(jù)的干擾,對此類企業(yè)予以剔除;③剔除數(shù)據(jù)存在缺失的企業(yè)樣本;④剔除僅存在一個企業(yè)的行業(yè)企業(yè)樣本;⑤為降低極端值的不良影響,對所有連續(xù)變量進行上下1%的Winsorize處理。最終,本文獲得20 342個企業(yè)—年度觀測值。

2.2 變量說明

(1)被解釋變量。借鑒吳非等[17]的研究成果,本文利用文本分析方法對企業(yè)數(shù)字化轉型程度進行測量。首先,確定企業(yè)數(shù)字化轉型特征詞,具體如表1所示;然后,剔除“無”等否定詞和非本企業(yè)特征關鍵詞并對數(shù)據(jù)進行清洗降噪;最后,依據(jù)特征詞搜尋、配比和詞頻計數(shù),分類加總不同技術方向的詞頻求和得到總詞頻,并進行對數(shù)化處理,由此得到數(shù)字化轉型的代理指標DCG。

表1 企業(yè)數(shù)字化轉型特征詞集合Tab.1 A feature collection of enterprise digital transformation

(2)解釋變量。借鑒Chen等[1]、杜勇等[3]的研究成果,本文基于3個角度測量共同機構所有權。第一,是否存在共同機構所有權(Cross_dum)。如果上市企業(yè)當年存在共同機構所有權(企業(yè)所有權比例不低于5%的大股東在同行業(yè)其它上市企業(yè)的持股也不低于5%),則賦值為1,否則為0。第二,共同機構所有權聯(lián)結度(Cross_num)。首先,從季度層面計算每家上市企業(yè)持股比例不低于5%的大股東個數(shù);其次,計算每家上市企業(yè)大股東在同行業(yè)其它企業(yè)仍為大股東的個數(shù);最后,對上述共同機構所有權數(shù)量取年度均值,加1后進行對數(shù)化處理,最終得到共同機構所有權聯(lián)結度指標。第三,共同機構所有權持股比例(Cross_share)。本文從季度層面計算每家企業(yè)共同機構所有權持股比例之和,再取年度均值得到共同機構所有權持股比例。需要說明的是,由于制度背景與研究目的存在差異,學界對大股東的界定標準尚存在爭議:Ben-Nasr等[18]將持股比例在10%以上的股東界定為大股東;David等[19]認為,大股東識別標準為持股比例在5%以上。根據(jù)《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》,持股比例高于5%的股東為大股東。此外,在相關法律法規(guī)中,5%也是重要的股權臨界值?，F(xiàn)有研究指出,持股比例在5%以上的股東對企業(yè)的影響不容忽視[20]。因此,本文將持股比例高于5%的股東界定為大股東。在穩(wěn)健性檢驗中,將大股東持股比例界定門檻設置為10%。

(3)控制變量。在基準回歸模型中,加入一系列可能影響企業(yè)數(shù)字化轉型的控制變量,所有變量測量方式如表2所示。

表2 變量定義Tab.2 Variable definitions

2.3 計量模型構建

本文基準回歸模型如下:

DCGit=α0+α1Crossit+αCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(1)

其中,各變量下標i表示企業(yè),t表示時間;Cross為核心解釋變量,表示共同機構所有權,分為Cross_dum、Cross_num和Cross_share等3個維度;DCG為核心被解釋變量,表示企業(yè)數(shù)字化轉型。CVs為本文控制變量。另外,為了盡可能地吸收固定效應,本文同時控制時間虛擬變量(Year)和行業(yè)虛擬變量(Industry)。ε為隨機擾動項。為了避免模型中不可觀測變量對回歸結果的干擾,本文采用固定效應的面板回歸模型以降低潛在遺漏變量偏誤。由于本文研究數(shù)據(jù)為面板數(shù)據(jù),可能存在異方差、時序相關以及橫截面相關等問題,因而采用Driscoll-Kraay標準誤進行估計,得到的標準誤差具有無偏性、一致性和有效性[21]。因此,本文在后續(xù)面板數(shù)據(jù)模型估計中,主要采用Driscoll-Kraay標準誤方法進行估計。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

表3為變量描述性統(tǒng)計結果。由表3可知,企業(yè)數(shù)字化轉型(DCG)的最大值為4.762,標準差為1.318,最小值為0.000,說明樣本中企業(yè)數(shù)字化轉型程度存在較大差異。是否存在共同機構所有權(Cross_dum)的均值為0.153,表明樣本企業(yè)所有權結構中,含有共同機構所有權的比例達到15.3%,與杜勇等(2021)的研究結論基本一致。共同機構所有權聯(lián)結度(Cross_num)的最大值為1.099,最小值為0.000,說明企業(yè)間共同機構投資者數(shù)量差異顯著,部分企業(yè)在引入共同機構投資者方面具有較大的提升空間。共同機構所有權持股比例(Cross_share)的最大值為0.612,最小值為0.000,說明企業(yè)所有權結構中共同機構投資者的所有權比例存在較大差異。此外,控制變量描述性統(tǒng)計結果的平均值和標準差均處于可接受范圍內(nèi)。

表3 描述性統(tǒng)計結果Tab.3 Descriptive statistics

3.2 基準回歸結果

表4為基準回歸結果。表4中模型(1)～(3)分別檢驗是否存在共同機構所有權(Cross_dum)、共同機構所有權聯(lián)結度(Cross_num)和共同機構所有權持股比例(Cross_share)對企業(yè)數(shù)字化轉型(DCG)的影響。結果顯示,Cross_dum的系數(shù)為0.043,在5%水平上顯著為正,Cross_num、Cross_share的回歸系數(shù)分別為0.059、0.248,均在1%水平上顯著為正。上述結果說明,在控制企業(yè)特征、治理特征等方面的變量后,共同機構所有權與企業(yè)數(shù)字化轉型呈現(xiàn)顯著正相關關系,支持協(xié)同治理假說。

表4 基準回歸結果Tab.4 Results of baseline regression model

4 穩(wěn)健性檢驗

4.1 傾向得分匹配法(PSM)分析

若共同機構投資者在持股企業(yè)選擇方面具有隨機性,本文只需考察企業(yè)所有權結構中共同機構所有權與企業(yè)數(shù)字化轉型的相關性就可以得到最后的結論。需要注意的是,資本市場上部分企業(yè)可能存在的某些共同特征是導致其能否擁有共同機構所有權的重要因素。為排除樣本自選擇偏誤,借鑒杜勇等[3]的研究成果,本文基于傾向得分匹配法采用一對一最近鄰匹配方式進行檢驗。

首先,根據(jù)企業(yè)是否擁有共同機構所有權將全樣本分為實驗組與控制組,將擁有共同機構所有權的上市企業(yè)界定為實驗組,其余為控制組。選取企業(yè)規(guī)模、產(chǎn)權性質(zhì)、資產(chǎn)結構、投資機會、股權集中度、董事會獨立性、董事會規(guī)模、企業(yè)年齡、資產(chǎn)負債率、成長性、機構投資者持股比例作為協(xié)變量。其次,繪制樣本匹配前后傾向得分分布密度函數(shù)圖,如圖1所示。觀察圖1可知,在使用一對一最近鄰匹配前,處理組與對照組傾向得分值的核密度曲線存在較大差異,而匹配后兩者形態(tài)接近。最后,本文利用匹配后的樣本進行回歸,結果見表5第(1)～(3)列。由結果可知,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)仍顯著為正,可排除樣本自選擇干擾。

4.2 排除企業(yè)策略性行為的影響

本文基于文本分析方法構建的企業(yè)數(shù)字化轉型指標能夠從多方面捕捉數(shù)字經(jīng)濟在微觀企業(yè)中的現(xiàn)實情境,但理論上可能受到企業(yè)策略性信息披露行為的干擾。在信息操縱策略中,企業(yè)除隱藏負面消息外,還會夸大正面消息(趙璨等,2020)。為了排除這種可能的影響,借鑒袁淳等(2021)的做法,本文僅保留深市信息披露考評結果為優(yōu)秀或良好的上市企業(yè)樣本,重新進行回歸,結果見表5第(4)～(6)列。由結果可知,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)仍顯著為正,表明結果具有一定的穩(wěn)健性。

4.3 變量替換

本文采用變量替換方法進行穩(wěn)健性檢驗。第一,借鑒袁淳等(2021)的做法,本文基于行業(yè)均值對原有企業(yè)數(shù)字化轉型指標進行調(diào)整,得到替代指標DCG_adj。將DCG_adj帶入模型(1)重新回歸,結果見表6第(1)～(3)列。由結果可知,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)仍顯著為正,通過穩(wěn)健性檢驗。第二,改變共同機構所有權持股比例門檻值。本文將大股東股權界定門檻由5%提升至10%,測量方式不變,得到是否存在共同機構所有權(Cross_dum1)、共同機構所有權聯(lián)結度(Cross_num1)和共同機構所有權持股比例(Cross_share1)。利用模型(1)重新進行回歸,結果列見表6第(4)～(6)列。由結果可知,Cross_dum1、Cross_num1、Cross_share1的系數(shù)至少在5%水平上正向顯著。

圖1 PSM匹配前后共同機構所有權概率分布密度函數(shù)Fig.1 Density function of probability distribution of common institutional ownership before and after PSM matching

表5 PSM與排除企業(yè)策略性解釋結果Tab.5 Results of PSM and exclusion of corporate strategic explanations

表6 替換變量結果檢驗結果Tab.6 Results after replacing variables

4.4 子樣本回歸

2008年國際金融危機,中國很多企業(yè)經(jīng)營困難,企業(yè)數(shù)字化轉型受到巨大的沖擊。因此,本文在原有樣本的基礎上,剔除2008—2009年數(shù)據(jù)重新進行回歸,結果見表7。結果顯示,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)仍顯著為正,通過穩(wěn)健性檢驗。

表7 子樣本回歸結果Tab.7 Results of subsample regression

5 機制路徑識別檢驗

5.1 監(jiān)督效應

根據(jù)代理理論,共同機構所有權依靠所有權優(yōu)勢對代理問題具有重要影響。共同機構所有權有動機和能力對企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營活動進行監(jiān)督,抑制管理層尋求私利的行為,緩解第一類代理沖突[22]。共同機構所有權通過監(jiān)測和控制管理團隊作出戰(zhàn)略決策,幫助企業(yè)降低代理成本,進而推動企業(yè)數(shù)字化轉型進程。由于管理者的自利行為最終會被資產(chǎn)利用率下降所捕獲[23],因而本文借鑒沈紅波等(2018)的研究成果,利用經(jīng)過行業(yè)均值調(diào)整的總資產(chǎn)周轉率測度代理成本(Cost)。為了驗證上述機制,本文構建以下模型:

Costit=γ0+γ1Crossit+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(2)

DCGit=λ0+λ1Crossit+λ2Costit+λCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(3)

回歸結果如表8所示。第(1)～(3)列結果顯示,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的系數(shù)均在5%水平上顯著為正,表明共同機構所有權能夠提升總資產(chǎn)周轉率,降低代理成本。第(4)～(6)列結果顯示,Cost的系數(shù)均在1%水平下顯著為正,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的系數(shù)至少在5%水平上顯著為正。上述結果說明,代理成本在共同機構所有權與企業(yè)數(shù)字化轉型間發(fā)揮部分中介作用,結果支持“共同機構所有權→代理成本→企業(yè)數(shù)字化轉型”這一路徑。

表8 監(jiān)督效應機制檢驗結果Tab.8 Mechanistic testing of supervisory effects

5.2 協(xié)同效應

由前文分析可知,共同機構所有權通過協(xié)同效應為企業(yè)提供資源承諾。面對高風險、長周期的數(shù)字化轉型,共同機構所有權可以將財務、信息等資源用于幫助持股企業(yè)生產(chǎn)經(jīng)營。合理的資源分配能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升[24],最終推動企業(yè)數(shù)字化轉型。現(xiàn)有企業(yè)全要素生產(chǎn)率測算方法較為豐富,其中,Olley&Pakes[25]的研究方法(簡稱為OP方法)與Levinsohn&Petrin[26]的研究方法(簡稱為LP方法)被眾多學者廣泛運用。相較于OP方法,LP方法能夠解決樣本損失問題。因此,本文采用LP方法對企業(yè)全要素生產(chǎn)率(TFP)進行測定。 為了驗證以上機制,本文構建如下模型:

TFPit=γ0+γ1Crossit+γCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(4)

DCGit=λ0+λ1Crossit+λ2TFPit+λCVsit+∑Industry+∑Year+εit

(5)

回歸結果如表9所示。第(1)～(3)列結果顯示,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的系數(shù)至少在5%水平上顯著為正,表明共同機構所有權能夠促進企業(yè)全要素生產(chǎn)率提升。第(4)～(6)列結果顯示,TFP的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的回歸系數(shù)至少在5%水平上顯著為正。上述結果說明,企業(yè)全要素生產(chǎn)率在共同機構所有權與企業(yè)數(shù)字化轉型間起部分中介作用,結果支持“共同機構所有權→企業(yè)全要素生產(chǎn)率→企業(yè)數(shù)字化轉型”這一路徑。

表9 協(xié)同效應機制檢驗結果Tab.9 Mechanistic testing of synergistic effects

6 異質(zhì)性分析

6.1 宏觀層面——經(jīng)濟發(fā)展水平

經(jīng)濟發(fā)展帶來的經(jīng)濟增長作為系統(tǒng)性因素能夠影響絕大部分企業(yè)經(jīng)營業(yè)績。當經(jīng)濟發(fā)展速度較快時,上市企業(yè)面臨較大的競爭壓力。面對市場競爭壓力,企業(yè)會產(chǎn)生相應的創(chuàng)新反應[27]。當經(jīng)濟形勢較好時,共同機構所有權發(fā)揮的協(xié)同效應和監(jiān)督效應顯著,能夠幫助企業(yè)在同行業(yè)競爭中取得優(yōu)勢地位。

為了驗證這一假設,借鑒郭廣珍等[28]的研究成果,本文以國內(nèi)生產(chǎn)總值(GDP,單位為百億元)的自然對數(shù)作為經(jīng)濟發(fā)展水平衡量指標。設置虛擬變量GDP_dummy,如果GDP高于中位數(shù)則賦值為1,否則賦值為0,分組回歸結果見表10。結果表明,在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)均顯著為正;在經(jīng)濟發(fā)展水平較低的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)雖為正但不顯著。上述結果說明,在經(jīng)濟發(fā)展水平較高的情境下,共同機構所有權對企業(yè)數(shù)字化轉型的推動作用更為顯著。

6.2 企業(yè)層面——獨立董事網(wǎng)絡中心度

在企業(yè)治理實踐中,獨立董事治理是其重要環(huán)節(jié)。網(wǎng)絡中心度較高的獨立董事既有動機也有能力監(jiān)督管理者行為(陳運森和謝德仁,2011),而且可以提供信息與知識傳輸通道。因此,連鎖董事和共同機構所有權在監(jiān)督效應與協(xié)同效應方面具有一定的相似性。在企業(yè)獨立董事網(wǎng)絡中心度較高的情境下,共同機構所有權的協(xié)同效應和監(jiān)督效應可能并不顯著。

為了驗證上述猜想,本文借鑒陳運森和謝德仁(2011)的研究成果,利用式(6)計算獨立董事網(wǎng)絡中心度。其中,n為構成獨立董事的企業(yè)數(shù)量。X為虛擬變量,若企業(yè)i與企業(yè)j之間存在獨立董事職務交叉,則賦值為1,否則為0。由于不同年份上市企業(yè)董事數(shù)量存在差異,因而本文利用(n-1)消除規(guī)模差異。在構建獨立董事網(wǎng)絡中心度指標后,本文設置虛擬變量Degree_dummy,如果Degree高于樣本中位數(shù),則Degree_dummy取值1,否則取0,分組回歸結果見表11。結果表明,低獨立董事網(wǎng)絡中心度的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share估計系數(shù)均顯著為正;高獨立董事網(wǎng)絡中心度的情境下,Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)雖為正但不顯著。上述結果說明,在低獨立董事網(wǎng)絡中心度的情境下,共同機構所有權對企業(yè)數(shù)字化轉型的作用更加顯著。

(6)

表10 宏觀層面異質(zhì)性分析結果Tab.10 Heterogeneity analysis at the macro level

表11 企業(yè)層面異質(zhì)性分析結果Tab.11 Heterogeneity analysis at corporate level

6.3 管理者層面——高管金融背景

近年來,企業(yè)傾向于聘用具有金融背景的高管。高管基于金融行業(yè)工作經(jīng)歷所形成的烙印與社會網(wǎng)絡能夠作為非正式制度彌補正式制度的缺位[29],其背后是社會關系與聲譽機制。金融背景能夠強化高管能力[30],在共同機構所有權推動企業(yè)數(shù)字化轉型過程中起重要調(diào)節(jié)作用。具有金融背景的高管可以憑借扎實的專業(yè)知識與豐富的投資經(jīng)驗,更好地利用共同機構所有權為企業(yè)提供財務資源與融資渠道,以較低的成本和較快的速度把握投資機會(杜勇等,2019),幫助企業(yè)進行更為精確的數(shù)字化轉型投資。

除首席執(zhí)行官外,其他企業(yè)高管在企業(yè)重要決策中也扮演著重要角色。因此,本文將高管界定為董事、監(jiān)事和高級管理人員。如果在現(xiàn)任董事、監(jiān)事和高級管理人員中,有人具有金融背景(曾經(jīng)與現(xiàn)在的工作背景),則Fin取值為1,否則取0,分組回歸結果如表12所示。結果發(fā)現(xiàn),不具有金融背景的高管組Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)均不顯著;具有金融背景高管組的Cross_dum、Cross_num、Cross_share的估計系數(shù)至少在10%水平上顯著為正。因此,共同機構所有權對數(shù)字化轉型的促進作用在具有金融背景的高管組更加顯著。

7 結語

7.1 研究結論

本文基于2008—2020年中國滬深兩市A股上市企業(yè)數(shù)據(jù),研究發(fā)現(xiàn)共同機構所有權發(fā)揮資本作為生產(chǎn)要素的積極作用,通過監(jiān)督治理與協(xié)同發(fā)展的雙重作用,實現(xiàn)企業(yè)數(shù)字化轉型,在資本市場中扮演著資源供給者與有效監(jiān)督者的雙重角色。在進行一系列穩(wěn)健性檢驗后,回歸結果依然顯著。通過機制分析,驗證共同機構所有權推動企業(yè)數(shù)字化轉型的監(jiān)督效應與協(xié)同效應,結果表明,共同機構所有權可以通過降低代理成本與提升全要素生產(chǎn)率推動企業(yè)數(shù)字化轉型。由宏觀層面到微觀層面的異質(zhì)性分析表明,在經(jīng)濟發(fā)展水平較高、獨立董事網(wǎng)絡中心度較低和高管具有金融背景的情境下,共同機構所有權對企業(yè)數(shù)字化轉型的推動作用更為顯著。

表12 管理者層面異質(zhì)性分析結果Tab.12 Heterogeneity analysis at the managerial level

7.2 啟示

(1)共同機構投資者能夠利用信息資源比較優(yōu)勢,發(fā)揮資本作為生產(chǎn)要素的重要作用,通過降低代理成本履行監(jiān)督職能,并通過提升全要素生產(chǎn)率發(fā)揮協(xié)同效應,對企業(yè)數(shù)字化轉型具有深遠的影響。因此,上市企業(yè)應在所有權結構設計上積極考慮共同機構所有權,優(yōu)化所有權結構,充分利用共同機構投資者在監(jiān)督治理、管理經(jīng)驗與要素資源安排方面的比較優(yōu)勢,從而為企業(yè)數(shù)字化轉型提供必要的資源保障。

(2)共同機構所有權治理效應、協(xié)同效應的發(fā)揮,依賴于外部環(huán)境與高級管理團隊。由此,企業(yè)應因地制宜、有的放矢。當處于經(jīng)濟發(fā)展水平較高的地區(qū)時,企業(yè)應加強與共同機構投資者的良性互動,促使共同機構投資者發(fā)揮積極作用。由于獨立董事網(wǎng)絡與共同機構所有權存在一定的替代效應,因而當企業(yè)處于經(jīng)濟發(fā)展水平較低的地區(qū)且難以引入共同機構投資者或提升共同機構投資者持股比例時,可以考慮聘用具有較高聲譽和豐富社會關系資源的獨立董事,以此彌補共同機構所有權的缺失。此外,共同機構投資者能夠為企業(yè)提供財務資源與投資渠道,后者能否被有效利用一定程度上取決于具有專業(yè)背景的企業(yè)管理者。因此,企業(yè)可以有意識地聘用具有金融背景的高管,從而更好地利用共同機構投資者的財務資源與投資渠道。

(3)共同機構所有權作為特殊的非正式制度,可以在一定程度上彌補正式制度的缺位,推動企業(yè)順應數(shù)字經(jīng)濟發(fā)展趨勢,應對數(shù)字化轉型的“冷啟動”困境。因此,一方面,政府監(jiān)管部門可以優(yōu)化資本市場環(huán)境,為共同機構投資者營造良好的投資氛圍;另一方面,政府監(jiān)管部門在支持和引導資本健康發(fā)展的同時,要防止資本無序擴張,維護市場公平。雖然共同機構所有權能夠在資本市場上發(fā)揮積極作用,但政府部門仍要警惕共同機構所有權利用其所有權優(yōu)勢對持股企業(yè)施加壓力,進而損害公平的市場競爭環(huán)境。強化反壟斷、深入推進公平競爭政策實施,是完善社會主義市場經(jīng)濟體制的內(nèi)在要求。因此,政府部門要堅持監(jiān)管規(guī)范和促進發(fā)展兩手并重、兩手都要硬,為資本市場發(fā)展營造良好的環(huán)境。

7.3 不足與展望

本文存在以下不足:第一,雖然基于微觀視角探索了共同機構所有權對企業(yè)數(shù)字化轉型的影響及作用機制,但并未考慮共同機構所有權持股企業(yè)在數(shù)字化轉型決策上的同伴效應,這為后續(xù)研究提供了較大的空間。第二,企業(yè)數(shù)字化轉型是一項復雜的系統(tǒng)性工程,除依靠共同機構所有權外,還離不開數(shù)字化專業(yè)人才支持,以及對國內(nèi)外先進技術的學習。后續(xù)研究可以基于更多角度,探究共同機構所有權促進企業(yè)數(shù)字化轉型的實現(xiàn)路徑。第三,本文使用文本分析方法衡量企業(yè)數(shù)字化轉型,可能無法精確刻畫企業(yè)數(shù)字化轉型進程,未來可以在企業(yè)數(shù)字化轉型測度方面作進一步拓展。