公司治理機制與公司價值內生性實證研究

杜 沔，邵 歡，萬 歡

（汕頭大學商學院，廣東 汕頭 515063）

公司治理機制與公司價值內生性實證研究

杜 沔，邵 歡，萬 歡

（汕頭大學商學院，廣東 汕頭 515063）

探討公司治理機制與公司價值外生與內生實證檢驗方法對實證結果產生的影響，通過建立一個由大股東持股比例、管理層持股、外部獨立董事比例、債務融資水平與公司價值5個治理變量5個模型的聯立方程模型系統分析框架，采用滬深922家上市公司2007-2011年4610個樣本數據，分別采用單方程普通最小二乘法的一階估計與聯立方程的二階與三階估計方法進行檢驗，通過實證結果比較分析三種檢驗方法存在的不同。實證結果表明：OLS與2SLS估計有所不同；2SLS與3SLS估計結果也存在差異，由于OLS、2SLS估計是有偏的,應該采用三階最小二乘法估計結果；且公司治理機制與公司價值之間存在內生性，公司治理機制之間也存在內生性。

內生性；因果關系；公司治理機制；公司價值

一、引 言

20世紀80年代以后公司治理機制與公司價值關系的實證研究受到世界金融領域的廣泛關注，基本形成兩種假設，外生性與內生性假設。早期的研究往往把公司治理結構視為外生變量，認為這些公司治理機制單向影響公司價值，且公司治理機制本身不受其他因素的影響。這種假說主導了相關實證研究很多年，但卻始終無法解開這樣一道難題：如果不同的公司治理結構會影響公司價值，那么有效市場競爭會自動淘汰價值較低的公司，最終導致整個市場只留下唯一的最優公司治理結構。然而，現實并非如此。現實中存在著許許多多差異顯著的公司治理結構并始終困擾著外生假說。內生假說認為，公司治理結構本身并不是一個獨立的外生變量，而是有關公司所屬行業、公司規模和戰略、公司治理機制乃至外部政治、文化和法律環境等諸多微觀和宏觀因素共同作用的均衡結果。由于每個公司所處的內部和外部環境存在差異，它們會根據具體情況權衡公司治理結構和公司價值最大化之間的關系，從而導致不同的治理結構并存。內生性進一步假設公司治理機制與公司價值是雙向因果，究竟是“好的公司治理導致高的公司價值，還是高公司價值更容易選擇更好的治理機制”？這一問題卻沒有指明。值得注意的是這方面的文獻不能對其關系得出統一的結論，至今也仍然沒有一個公認與完整的分析框架。本文通過建立一個由大股東持股比例、管理層持股、外部獨立董事比例、債務融資水平與公司績效5個內生變量5個模型的聯立方程模型系統分析框架，采用滬深922家上市公司2007-2011年期間4610個樣本數據，分別采用普通最小二乘法的一階、聯立方程的二階與三階估計方法進行檢驗，通過實證結果比較分析三種檢驗方法的不同。驗證公司治理機制與公司價值之間，公司治理機制之間是否存在內生性。

二、國內外公司治理與公司價值關系的實證文獻回顧

（一）國外股權結構與公司價值關系文獻回顧

自從Demsetz與Lehn［1］采用單方程模型與最小二乘法檢驗方法，得出了大股東持股比例與公司會計績效沒有關系的結論之后，有很多學者進行了相關研究，例如 Holderness和 Sheehan［2］、Morck，Shleifer和Vishny［3］、McConnell和Sercaes［4］、Hermalin和Weisbach［5］、Craswell、Taylor和Saywell［6］等人先后采用單方程模型與最小二乘法檢驗股權集中度、管理層持股與公司價值的關系，得出了倒U型、正相關、沒有相關性等不一致的結論。1996年以后大量的實證研究采用二階與三階聯立方程的方法檢驗股權結構與公司價值的關系：Chung和Prutii［7］，Loderer和Martin［8］與Demsetz和Villaonga［9］對美國公司樣本進行檢驗，得出正相關、不相關結論；Cho［10］，Himmelberg，Hubbard和Palia［11］對全球公司樣本進行檢驗，得出股權結構不影響公司價值，但公司價值影響股權結構，在經濟緊縮環境下，管理層持股與公司績效是內生決定的結論；Perderson和Thomsen［12］對歐洲公司樣本進行檢驗，得出管理者持股比例與公司績效正相關結論；Mak和Li［13］對新加坡公司樣本績效檢驗，得出股權結構和董事會結構是相關的，但股權結構和董事會結構均與公司價值無關的結論；Emma Welch［14］對澳大利亞公司樣本進行檢驗，得出股權比例與公司績效無關結論；Panayotis Kapopoulos，SophiaLazaretou［15］對希臘公司樣本進行績效檢驗，得出公司績效與股權集中度正相關結論；vera和ugedo［16］對西班牙公司樣本分別進行實證檢驗，得出大股東持股與公司價值正相關結論，反過來結論不成立，他們的研究結論表明最小二乘法檢驗的結果與聯立方程二階、三階的檢驗結果不同，說明股權結構與公司績效是存在內生性決定的。

（二）國內股權結構與公司績效關系文獻回顧

國內自2003年以前的研究主要采用最小二乘法單方程估計方法。2003年張宗益和宋增基［17］第一個采用聯立方程二階段最小二乘法估計之后，2004年宋敏、張俊喜和李春濤［18］；2006年李漢軍和張俊喜［19］；2007年曹廷求、楊秀麗和孫宇光［20］分別采用聯立方程二階段、三階段最小二乘方法，說明股權結構與公司績效是內生決定的，但得出股權結構與公司績效關系存在較大分歧，說明在樣本選擇、變量選擇與方法選擇存在值得商榷的問題，有待進一步研究。

（三）國外董事會結構與公司績效關系的文獻回顧

早期研究董事會結構指標主要有外部董事比例、董事會規模、董事長與經理兩職分離。Byrd和Hickman［21］采用單方程最小二乘法對1980-1987年美國128家收購要約投標的樣本公司進行檢驗,得出獨立董事比例與公司績效呈顯著的倒U型關系；Coles、Daniel和Naveen［22］得出復雜公司比簡單公司擁有更大規模的董事會和更多外部董事。在復雜公司，公司價值隨董事會規模增大而增大；Duchin，Matsusaka和Ozbas［23］對美國1996-2005年2897家公司樣本進行檢驗，得出董事會獨立性對業績確實有影響，且影響取決于信息成本：若成本低，業績隨外部董事增加而增加；若成本高，業績隨外部董事比率增加而減小。以上研究得出獨立董事比例與公司績效呈顯著的倒U型關系。

自Bhagat和Black［24］采用內生性研究方法得出績效差的企業增加了董事會的獨立性,沒有證據表明董事會獨立性好的上市公司業績較好這一結論之后，采用內生性研究的有：Prevost、Rao和Hossain［25］采用聯立方程三階最小二乘法對新西蘭上市公司的樣本進行檢驗，得出董事會組成與公司績效正向相互影響，外部董事比例與董事會規模正相關，與內部人持股非線性相關；Lehn、Patro和Zhao［26］采用單方程二階最小二乘法對1935-2000年81家美國上市公司的樣本進行檢驗，經內生性處理后，得出董事會結構、規模與公司績效無關；Coles，Daniel和Naveen［27］采用三階最小二乘法對1992-2001年美國上市公司樣本進行檢驗，得出復雜公司比簡單公司擁有更大規模董事會和更多外部董事；公司價值與董事會規模呈U型關系。這些研究結論與以上外生假設的研究結論存在差異。

（四）國內在董事會結構與公司績效關系文獻回顧

國內在董事會結構與公司價值方面，采用最小二乘法單方程檢驗的有：李有根和趙西萍等［28］采用1998、1999年滬深新上市的91家公司樣本進行檢驗，得出獨立董事比例與公司績效呈U形關系；高明華和馬守莉［29］采用最小二乘法對滬深2001年的1018個上市公司樣本進行檢驗；肖曙光［30］采用多元回歸分析對1998-2003年的全部A股上市公司1264家樣本進行檢驗，楊慧馨與侯薇等［31］對上市公司進行檢驗，一致得出獨立董事比例與公司績效不存在顯著相關性；靳云匯與李克成［32］采用最小二乘法對滬深兩地1999年新上市的公司進行檢驗，得出獨立董事比例與公司績效正相關結論；以上實證檢驗方法主要是統計描述與最小二乘法的一元回歸檢驗方法，且結論不一。

國內首先采用考慮內生性的兩階段最小二乘檢驗的有王華和黃之駿［33］等，他們采用2001-2004年的143家高科技上市企業進行檢驗，得出經營者股權激勵與獨立董事比例存在顯著的反向互動關系，而經營者股權激勵和非執行董事比例存在顯著的正向互動關系，獨立董事比例與企業價值間存在顯著的負向互動關系，非執行董事與企業價值間存在正向互動關系；王躍堂和趙子夜等［34］采用單方程二階最小二乘法對2002-2004年A股3476家上市公司樣本進行檢驗，得出獨立董事比例和公司績效顯著正相關。由此可見國內關于董事會結構與公司價值關系的實證研究主要采用單方程估計，2006年以后開始有學者采用聯立方程，但還是采用單方程估計的兩階段最小二乘檢驗檢驗。

（五）目前國內公司治理與公司價值關系的實證研究存在的不足與本文的貢獻

總的來說，國內公司治理機制與公司價值關系實證研究采用內生性假設研究剛剛開始，大多數研究采用2007年股改以前的數據，大多數文章對單方程一階最小二乘法估計、聯立方程單方程二階估計與聯立方程系統三階估計方法的差異沒有充分認識，另外對于“聯立方程內生變量的選取不同會引起實證結論不同”這一問題沒有引起足夠的重視。本研究的貢獻是：

（1）針對以前國內公司治理與公司價值實證研究，采用內生假設的聯立方程檢驗方法大多采用2007年以前樣本數據，樣本較舊，樣本期間較短，樣本量太小，對于聯立方程可能出現偏差。本文采用2007-2011年深滬922家上市公司4610個數據樣本。

（2）針對目前國內外公司治理與公司價值實證研究較多比較一階估計與二階估計的區別，忽視單方程二階最小二乘法估計與三階段系統估計的原理的區別，本研究針對此問題，不但比較一階與二階估計的區別，而且比較二階與三階估計的區別。

（3）本研究中董事會特征采用外部董事比例這一指標，與杜沔等［35］采用的聯立方程中采用董事薪酬有所不同，試圖比較當內生變量選取不同時是否對實證結果產生影響。

三、研究方法的理論依據

（一）單方程計量模型與普通最小二乘法估計方法

目前大部分公司治理與公司價值關系的研究采用普通最小二乘法，存在以下問題：首先，單方程計量經濟學模型是用單一方程描述某一經濟變量與影響該變量變化諸因素之間的關系，揭示單向因果關系，沒有系統揭示經濟系統中各部分、各因素之間的關系。其次，是隨機解釋變量問題，方程的解釋變量中出現隨機變量，而且解釋變量與誤差項相關，由于解釋變量各種公司治理機制：管理層持股、大股東持股、董事會結構、經理薪酬、債務融資比例等可能與誤差項相關，就單方程模型的最小二乘法估計存在的問題來講，單方程線性模型假定解釋變量是確定性變量并與隨機誤差項無關，如果某個或多個變量是隨機變量且與隨機誤差項相關，采用最小二乘法估計是有偏的。再次，損失變量信息問題，如果用單方程模型的方法估計某一個方程，將損失變量信息①參見李子奈，計量經濟學，2000年版，163頁。。

但是由于最小二乘法估計簡單，充分利用樣本數據信息，在實際上各種變量經常不具有相同的樣本容量，采用聯立方程模型估計方法所付出的代價經常是犧牲了該方程所包含的變量的樣本數據信息，所以最小二乘法估計常常被應用。

（二）聯立方程計量模型的單方程估計方法

聯立方程計量經濟學模型單方程估計方法，每次只估計模型系統中的一個方程，依次逐個估計；聯立方程單方程估計方法每次只對一個結構方程進行估計，能夠解決聯立方程模型系統中每一個方程中的隨機解釋變量問題。利用了有限信息，對于沒有包含在所估計結構方程中的變量的樣本數據信息，只是部分地利用了，而對于方程之間的關系信息，則完全沒有利用，是一種有限信息估計方法。①參見李子奈，計量經濟學，2000年，172頁。

二階段最小二乘法估計是一種單方程估計方法，存在損失方程之間的信息問題，聯立方程模型系統中每個隨機方程之間往往存在某種相關性，表現于不同方程隨機誤差項之間。如果用單方程模型的方法估計某一個方程，將損失不同方程之間相關性信息。

（三）聯立方程模型系統估計方法

因為聯立方程系統估計方法三階段最小二乘法是一種同時對全部方程進行估計的方法，同時得到所有方程的參數估計量，聯立方程模型的系統估計方法能解決方程中解釋變量是隨機變量，且與誤差項相關的問題，能解決損失變量信息問題與損失方程之間的信息問題，而各種公司治理變量之間或與績效之間相互影響問題，既是解釋變量與被解釋變量的關系問題，也是方程與方程之間的變量關系問題。系統估計同時估計全部結構方程，利用了模型系統的全部信息，因此系統估計方法的參數估計量具有良好的統計特性①。

假設1，單方程模型普通最小二乘法估計與聯立方程模型的單方程估計下公司治理機制與公司價值之間關系不同。

假設2：聯立方程計量模型的單方程估計與聯立方程模型系統估計下公司治理機制與公司價值之間關系不同。

假設3：單方程模型普通最小二乘法估計與聯立方程模型的單方程估計下各種公司治理機制之間關系不同。

假設4：聯立方程計量模型的單方程估計與聯立方程模型系統估計下公司治理機制之間關系不同。

四、研究設計

（一）變量設計及控制變量

管理層持股水平（MH）：管理層持股原始比例（MH）用年末公司全部高級管理人員中，除開董事、監事以外的其他高級管理人員所持有的股票總數占總股本的比例來表示（見表1）。

表1 控制變量定義

獨立董事比例（Out_share）：本文選擇獨立董事比例來衡量董事會的監督能力。

公司價值采用托賓Q衡量：按照目前國內學者普遍采用的計算方法：其計算公式為：托賓Q值=公司市場價格/公司重置成本=（年末流通市值＋非流通股份占凈資產的金額＋長期負債合計＋短期負債合計）/年末總資產。

（二）研究模型設計

為了比較以上提出的單方程與聯立方程模型的區別，比較單方程估計與系統估計的區別，我們建立聯立方程1-5模型，其中四個公司治理變量（MH、LA5、Out_share、D/V）及TBQ是內生變量，其他均為外生變量。分別采用單方程模型的方法估計（OLS估計）與聯立方程模型的單方程估計（2SLS估計）與系統估計（3SLS）三種估計方法進行對比。

模型1：MH＝α0+α1LA5+α2Out_share+α3D/V+ α4ROA+α5Lnsalary+α6Controller+α7Ceo_tenure+ α8Firmsize+α9Industry+α9Year+ε1

模型2：LA5＝β0+β1MH+β2Out_share+β3D/V+ β4ROA+β5Controller+β6Firmrisk+β7Firmsize+ β8Industry+β9Year+ε2

模型3：Out_share＝γ0+γ1MH+γ2LA5+γ3D/V+ γ4ROA +γ5Bsize +γ6Controller +γ7Growth + γ8Ceo_tenure+γ9neet+γ10Industry+γ11Year+ε3

模型4：D/V＝λ0+λ1MH+λ2LA5+λ3Out_share+ λ4ROA+λ5Firmsize+γ6CR+λ7Industry+λ8Year+ε4

模型5：TBQ＝ξ0+ξ1MH+ξ2LA5+ξ3Out_share+ ξ4D/V+ξ5Dir_ceo+ξ6IAA+ξ7Growth+ξ8Firmsize+ ξ9Industry+ξ10Year+ε5

（三）數據來源及樣本選擇

參考以往研究者的方法，本文選取樣本期2007-2011年，數據來源于國泰安信息技術有限公司（GTA）的CSMAR數據庫，根據研究的需要我們剔除以下公司：

（1）鑒于金融行業的會計標準和其他行業存在不同，為統一標準本文剔除屬于金融類的公司所有數據。（2）考慮到不同市場因素和制度因素的影響，剔除在A股上市同時，在B股、H股和N股也發行股票的樣本公司。（3）考慮到被ST、*ST、**ST、PT類等發生巨額虧損的公司的不穩定性，剔除選擇區間內上述類型公司。（4）為保證數據的可信性和時效性，本文研究的時間區間內的公司必須是持續經營的，因此本文剔除有上述原因引起問題的公司。（5）剔除數據有問題和數據不全樣本公司。

最終我們得到樣本公司922家，共計4610個樣本數據，采用統計軟件stata12.0進行檢驗。

五、實證分析與結果

為了檢驗公司治理變量與公司價值之間的關系，我們分別采用經典的單方程計量經濟模型的估計方法一階最小二乘法與聯立方程模型單方程估計二階最小二乘法與系統估計方法三階最小二乘法進行估計分別進行比較。

（一）單方程公司治理變量與公司價值回歸結果分析

分別對1－5模型的每一個方程進行最小二乘法面板數據回歸，其結果如表2所示：

（二）采用聯立方程單方程估計方法檢驗公司治理變量與公司價值關系

采用二階段最小二乘法2SLS對聯立方程進行估計，結果如附表3所示。

從表3中可知：管理層持股與TBQ互為正相關，大股東持股比例與TBQ互為正相關，外部董事比例與TBQ互為不相關，債務融資比例與TBQ互為負相關，以上結論與OLS估計結果不相同，支持假設1。

（三）采用聯立方程系統估計方法3SLS檢驗公司治理變量與公司價值關系

采用三階段最小二乘法3SLS對聯立方程進行估計，結果如表4所示。

表2 公司治理機制與公司價值關系最小二乘法OLS面板數據回歸結果

從表4中可知：管理層持股與TBQ互為正相關，大股東持股比例與TBQ互為正相關，外部董事比例與TBQ互為不相關；債務融資比例與TBQ互為負相關；以上結論與OLS估計和2SLS與估計結果不相同，支持假設2。

表3 公司治理機制與公司價值關系二階段最小二乘法2SLS面板數據回歸結果

（四）將以上OLS、2SLS與3SLS估計三個表格主要內生變量合并（見表5）

表4 公司治理機制與公司價值關系三階段最小二乘法3SLS面板數據回歸結

從表5實證分析結果可以得到以下主要結論：管理層持股、股權集中度、獨立董事比例、債務融資與公司價值之間的相互關系如下：

1.在普通最小二乘法OLS下，管理層持股與公司價值之間不存在相關性；2SLS與3SLS估計下，管理層持股與公司價值正向雙向互動關系，在3SLS估計下顯著性較高（1％水平上顯著）；說明在OLS、2SLS與3SLS下的估計結果存在差異，支持假設1，管理層持股與公司價值之間存在內生性。

表5 主要治理變量與公司價值關系的內生變量比較結果

2.在普通最小二乘法OLS估計，股權集中度正向影響公司價值，公司價值不影響股權集中度；而在2SLS下，股權集中度與公司價值之間不存在相關性；在3SLS下，股權集中度與公司價值之間互為正相關，在OLS、2SLS與3SLS下的結果存在差異，支持假設1與2，股權集中度與公司價值之間存在內生性。

3.不論是在普通最小二乘法OLS下還是在2SLS與3SLS下時，獨立董事比例與公司價值之間不存在相關性。

4.不論是在OLS下，還是2SLS或3SLS下，債務比例與公司價值互為負相關，反向互動，顯著性很強，都在1％水平顯著。

5.從模型5的回歸結果還發現，在2SLS與3SLS估計下，管理層持股、股權集中度、獨立董事比例及債務融資水平的回歸系數都要比OLS估計下的回歸系數大十多倍至幾十倍甚至幾百倍，說明OLS估計結果與2SLS與3SLS估計差別較大，2SLS與3SLS系數差別較小。支持假設1。

管理層持股、股權集中度、獨立董事比例、債務融資比例之間相互關系如下：

1.在OLS與2SLS估計下，管理層持股與股權集中度之間互為不相關，3SLS估計下，管理層持股與股權集中度互為負相關，說明管理層持股與股權集中度互相替代。支持假設4。

2.不論是OLS估計下，還是在2SLS與3SLS估計下，股權集中度與外部董事比例互為不相關，說明兩種治理機制不存在相關替代與補充。

3.在OLS估計下，管理層持股與獨立董事比例之間沒有相關性，在2SLS與3SLS估計下管理層持股正向影響獨立董事比例，但獨立董事比不影響管理層持股，管理層持股機制加強了獨立董事比例。說明管理層持股治理機制可以替代獨立董事比例，而獨立董事比例不能替代管理層持股。支持假設3。

4.在OLS下，管理層持股不影響債務融資比例，債務融資負向影響管理層持股，在2SLS與3SLS估計下，管理層持股與債務融資比例互為正相關，管理層持股與債務融資比例兩種機制可以互相替代。支持假設3。

5.在OLS與3SLS估計下，股權集中度正向影響債務比例，債務比例不影響股權集中度；在2SLS估計下，股權集中度與債務比例之間沒有相關。支持假設3與4，說明股權集中度可以替代債務比例，債務比例不能替代股權集中度。

6.在OLS估計下，外部董事比例與債務融資比例互為不相關，在2SLS與3SLS估計下，債務比例正向影響外部董事比例，外部董事比例不影響債務融資比例，支持假設3，說明債務比例可以替代外部董事比例，外部董事比例不能替代債務融資比例。

六、主要結論、解釋與研究局限

（一）主要結論與解釋

從以上結論1、2、5可知，在OLS、2SLS與3SLS的估計下公司治理價值與公司價值關系結果存在差異，驗證我們的假設1與2；從以上結論6、8、9、10、11可知各種治理機制之間的關系在OLS與2SLS，2SLS與3SLS之間也存在不同，驗證我們的假設3與4。

究竟應該以什么估計的結果為檢驗結果呢？單方程計量模型與最小二乘法的檢驗方法存在兩個主要問題：只考慮某一個單一的變量對公司價值的影響不能系統的考慮問題，存在偏差。其次，是隨機解釋變量問題，方程中解釋變量中出現隨機變量，而且解釋變量與誤差項相關時，估計是有偏的；再次，損失變量信息問題，如果用單方程模型的方法估計某一個方程，將損失變量信息，故在OLS估計下存在偏差。兩階段最小二乘法是聯立方程單方程估計方法每次只對一個結構方程進行估計，能夠解決聯立方程模型系統中每一個方程中的隨機解釋變量問題。利用了有限信息，但是一種單方程估計方法，存在損失方程之間的信息問題，估計結果也存在偏差。三階段最小二乘法是一種聯立方程模型的系統估計方法，能解決方程中解釋變量是隨機變量且與誤差項相關的問題，能解決損失變量信息問題與損失方程之間的信息問題，各種公司治理變量之間或與公司價值之間相互影響問題，既是解釋變量與被解釋變量的關系問題，也是方程與方程之間的變量關系問題。系統估計同時估計全部結構方程，利用了模型系統的全部信息，因此系統估計方法的參數估計量具有良好的統計特性。因此，應該以三階最小二乘法估計結果為依據。

從以上OLS、2SLS與3SLS下的估計結果存在差異可以說明公司治理變量與公司價值存在內生性，公司治理變量之間也存在內生性，公司治理機制與公司價值存在互為因果關系，公司治理機制之間存在著很強的內生性，一種機制的實施可能替代或加強其他機制。

（二）研究局限

在進行公司治理機制與公司價值關系的實證檢驗中，不同上市公司的制度背景、不同的樣本區間，不同的樣本、不同的內生變量的選取對結論會有所影響。聯立方程系統估計方法也需要小心解釋，雖然聯立方程系統估計方法比單方程估計有很大的優點，但是，由于內生變量的選取也只是一個經驗值，另外由于聯立方程需要選取的內生變量較多，如果其中一個變量的樣本較少，就可能造成整個聯立方程選取的樣本量大大的減少，也存在損失樣本信息問題。公司治理的模型的設定如果錯誤的定義系統方程會造成嚴重的偏差，這是一個需要多次檢驗加以論證的問題。

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（責任編輯：佟群英）

F 121·26

A

1001－4225（2014）06－0062-11

2014-07-20

杜 沔（1959-），女，廣東澄海人，汕頭大學商學院教授，碩士生導師；

邵 歡（1989－），男，湖南婁底人，汕頭大學商學院碩士研究生；萬 歡（1989-），女，湖南長沙人，汕頭大學商學院碩士研究生。

教育部人文社會科學規劃項目“公司治理：制度安排還是市場選擇？”（10YJA630028）；

汕頭大學國家基金培育項目（NFC10003）