醫藥公司股權結構對戰略性投資行為的影響

周志禹

[提要] 本文選取2011～2015年醫藥行業所有上市公司為研究對象，對影響戰略性投資的因素進行研究。在考慮管理層和股東之間的制約關系以及醫藥行業的技術、產品更新快和企業規模成長快的特殊性之下，提出假設并構建回歸模型。初步得出：大股東占比越大，股權分離度越大，管理層受制約較大，戰略性投資越小的意見。

關鍵詞：股權結構；戰略性投資；實證研究

中圖分類號：F27 文獻標識碼：A

收錄日期：2017年6月12日

一、引言

研究股權結構對戰略性投資決策的影響這方面的文獻比較少。但在股權結構對公司的資本投資決策方面存在許多爭議，其中Jensen（1986）認為管理者的出發點不是為了企業的市場價值最大化，而是為了公司的規模最大化。Stulz（1990）認為，管理者投資過度的原因是因為公司的規模和管理者自身的聲望呈正比，同時能夠獲得更多在職消費的機會。Belsley M.S（1996）認為股權的占比越大，股東對管理者的監督力度更高，從而會減少投資支出。Langer（1975）認為管理者回避一般員工表現出更加自信的行為。郝穎等（2005）認為高管的自信行為會使得投資效益低下。戶倬（2005）認為高度集權下，會使得決策者對于信息了解不全面，影響決策效率和決策準確度。由此看來，管理者會出于自身利益的考慮來擴大公司的規模，從而會增加資本的支出，同時在做出資本支出決策時，會因為股權結構的影響而使投資效率受到影響。

資本的投入與支出也受到一些因素的影響，Jensen，M.C（1986）認為自由現金流是企業滿足內部所有凈現值大于零的投資項目后的金額。黃妮（2012）認為當企業的自由現金流較多時，會促使企業投資過度。但是，現在的研究主要是依據委托代理理論，對委托理財的動因進行討論，暫時沒有對戰略性投資的影響形成一個綜合討論。

Ahns（2006）認為企業的債務比例會制約管理層由于自由現金流而做出過度投資的行為。王曉武（2004）認為負債本身會對企業增加利息負擔，從而會導致企業面臨不能償債的風險，為了防止破產，會對管理者的投資行為制約。

Jensen，M.C（1986）認為對于現在的企業來講，所有權和控制權是分離的。如果股權集中度較高，股東就會對管理層形成較強監督作用，從而制約管理層的決策行為。

醫藥行業的戰略性投資大多數為企業的專用型資產，而專用型資產的支出金額較大，市場流動性較低，更改用途時產生虧損的可能性大。Williams（2005）從而會導致債務人不愿將其融資資本用于專用型資產，另一方面專用型資產的弊端也會導致股權的干涉，從而使得決策效率降低。

馬娜、鐘田麗（2012）認為戰略性投資是企業持續保持內外競爭優勢，適應市場變化的有效途徑。Kochhar（1997）認為戰略性資產是專用性質很強的一類資產。馬娜、鐘田麗（2012）還認為戰略性資產不是通過購買、交換、達成某種協議而形成的一般性的資產，而是能夠給企業的長期競爭力帶來優勢的資產。所以，戰略性投資的資產，必須有長遠的戰略意義。本文將戰略性投資分為五大變量來進行說明。

綜上所述，本文意在從影響戰略性投資的具體因素方面進行研究，從股權結構的角度入手，來驗證各因素與戰略性投資的相關關系。

二、研究設計

（一）研究假設

H1：前十大股東占股權占比越高戰略性投資越少。因為本文選取的是上市的藥企，而藥企具有產品更新快、技術研發的要求高，企業年齡不長且大多處于成長階段。而對于管理者來說，自信的進行投資，擁有更多的自主決策權勢是他們所追求的。而過多的股東干預必然會造成決策效率的下降。所以，筆者認為前十大股東占比與戰略性投資呈反比。

H2：兩權分離度與戰略性投資呈現正比。如H1如是說，兩權分離度越高，股東干預度少，從而管理層擁有更多的自主權，戰略性投資的決策效率更高。

H3：資產負債比與戰略性投資呈反比。在這里將資產負債比作為控制變量，是因為每個公司的資產規模不同，但是資產負債率是比例變量可以消除資產規模的影響。同時，資產負債率反映的是企業負債程度，負債的高低影響企業的融資能力，所以資產負債率越高，財務風險越高，融資能力越差，戰略性投資的資金來源越少，所以呈反比。

H4：自由現金流與戰略性投資呈正比。由于每家公司的自由現金流不同，再者考慮到公司的規模各不相同，所以用自由現金流與總資產的比作為控制變量。在此假設，自由現金流越多，升值資金多，相應的會促使管理者將資金投入到戰略性投資中。

我們將戰略性投資作為一個綜合指標，選取了廣告費用、捐贈支出、前五大客戶占營業收入比、固定資產增長比。雷宇（2012）認為廣告費用和捐贈支出是企業的社會聲譽的支持，對企業的長期公眾形象和短期經營績效都有促進作用。Dyer（1996）認為企業存在關系投資。通俗來講，就是選取某一個客戶他的銷售額，占企業總的銷售額的比例。所以，我們將前五大客戶占比作為一個戰略性投資變量。研發支出與企業的長期性的無形資產相關，在醫藥更新迅速的情況下，加大對企業長期產品線開發的投資。最后，最直觀的量為固定資產增長比，因為固定資產是企業長期經營所有資產，代表企業的長期競爭力，所以將固定資產增長率作為戰略性投資的指標。

（二）樣本選取和數據來源。本文以醫藥制造業的所有上市公司2011～2015年的年報數據為研究樣本，主要包括197個公司、570個觀測值，數據主要來源于CSMAR和iFinD數據庫。出于研究需要，本文根據3δ準則使用SPSS軟件對原始數據進行篩選，剔除高度異常的異常值，經過篩選后得到的觀測值樣本為559個。

（三）變量定義和模型建立。本文選取的相關變量如下：第一，因變量。考慮戰略性投資在財務數據上的反映，大概從經營規模、社會聲譽建立、產品技術研發創新、客戶關系維護四個方面，而選取五個變量，如下：固定資產增長率、R&D支出以及商業信譽支出來衡量戰略性投資的水平。企業對內投資主要表現為固定資產的擴大，因而選取固定資產增長率描述企業對內投資的效率；國內外關于R&D投資指標的表征主要有三種，即研發支出與營業收入比、研發支出與總支出比、研發支出與資產總額比，本文出于變量處理的一致性，選取研發支出與營業收入比表示R&D投資水平。社會聲譽建立主要包括捐贈支出和廣告投入，捐贈支出和廣告投入均使用各上市公司財務報表營業外支出明細科目與銷售費用明細科目中捐贈費用和廣告費用占該年營業收入的比例。為簡化模型數量，對因變量的各個指標進行綜合評價打分，通過計算研發支出占營業收入比、固定資產增長率、捐贈費用占營業收入比、廣告費用占營業收入比和前五大客戶占業務總額比例五個指標中位數的平均值，將該均值與各指標中位數的比值作為每個指標的權重，進而加權合計得出綜合的投資變量（y），即為本文的因變量，描述公司戰略性投資的水平。第二，自變量。基于所有權和經營權的結構和影響考慮，本文主要選取前十大股東控制權比率（x1）和兩權分離度（x2）作為自變量。第三，控制變量。基于公司財務杠桿、自由現金流和公司規模等影響因素的考慮，本文主要選取資產負債率（x3）和自由現金流占總資產比例（x4）作為控制變量。根據假設建立各變量的多元線性回歸方程如下：

y=？茁0+？茁1x1+？茁2x2+？茁3x3+？茁4x4+？著

三、實證結果分析

（一）描述性統計。從表1可以看出，前十大股東持股比例平均高達58%，最高達到91%左右，最少為10.37%，說明我國醫藥制造業上市公司的股權集中度較高；兩權分離度平均為6%，最高為39.84%，說明我國醫藥制造業上市公司所有權與經營權相分離的程度較低；資產負債率均值為31%左右，最高達到95%，說明樣本部分醫藥制造業的財務杠桿水平較高，樣本總體負債水平較合理；自由現金流占總資產比例均值為0.5%左右，最高為37.9%，最低為-72.3%，說明樣本醫藥制造業上市公司的自由現金流持有量較低。（表1）

（二）相關性。從表2可看出，各變量之間相關系數的大小和顯著程度。前十大股東持股比例與兩權分離度、自由現金流占總資產比例之間的相關系數分別為0.008和0.058，相關系數較低且不顯著；前十大股東持股比例與資產負債率之間的相關系數為-0.33，相關系數為一般水平，但在1%顯著水平下顯著，鑒于相關系數的大小，多重共線性較弱，構建回歸模型時影響不大；兩權分離度與資產負債率、自由現金流占總資產比例的相關系數分別為-0.08和-0.093，顯著系數較小，雖與自由現金流占總資產比例在5%顯著水平下顯著，但相關系數都較小，相關程度不高。鑒于各變量之間相關程度不高，構建因變量與自變量的多元線性回歸模型。（表2）

（三）回歸分析。利用SPSS統計軟件進行OLS回歸，回歸結果如表3、表4、表5所示。從表3、表4可以看出模型回歸的整體效果，方程F統計量為5.026，Sig.值為0.001，總體通過F檢驗和顯著性檢驗，即被解釋變量與解釋變量之間總體呈顯著的線性關系。（表3、表4、表5）

從表4可以看出，模型回歸的具體結果，前十大股東持股比例（x1）、兩權分離率（x2）、資產負債率（x3）均通過了顯著性檢驗，且前十大股東持股比例與資產負債率的回歸系數為負。前十大股東持股比例越大，戰略性投資水平越低，這與本文的假設一致，表明在醫藥制造業企業中，股權集中程度越高，對于管理層的戰略性投資決策的約束越大，這主要與醫藥制造業的產品特性和管理層的投資追求有關；資產負債率越大，戰略性投資水平越低，這與本文的假設一致，表明醫藥制造業的負債水平的高低會在一定程度上削弱戰略性投資的比例。企業負債水平較高的情況下，需要定期支付本金和利息，因而財務風險較高，且融資能力較差，對于戰略性投資沒有足夠的資金予以支撐，因而戰略性投資水平較低。兩權分離率的回歸系數為正，即兩權分離度越高，戰略性投資水平越高，與假設一致，兩權分離度反映了企業中股東所有權與管理層經營權的分離程度，兩權分離度越高，對于管理層的約束越小，表明我國醫藥制造業企業中管理層的約束越小，對于戰略性投資的水平越高，即管理層追求自信的投資以及更多的自主決策權。自由現金流占總資產比例（x4）的回歸系數為正，且在5%的顯著水平下未通過顯著性檢驗，即自由現金流金額越多，戰略性投資水平越高，與假設一致，但Sig.值為0.075>0.05，回歸系數檢驗不顯著，表明自由現金流的大小對于戰略性投資的影響還不夠顯著，這可能也與樣本規模的大小有關。

另外，從回歸方程的系數絕對值可以看出各變量對于戰略性投資的影響水平，其中兩權分離度回歸系數的絕對值最大，其次為前十大股東持股比例，最后是資產負債率和自由現金流占總資產的比例，這在一定程度上也驗證了本文的研究目的，即股權結構對于戰略性投資水平的影響。同時，也說明醫藥制造業這一行業領域中，股權的集中程度和管理層的約束程度對于戰略性投資決策的影響。

四、結論

本文目的在于探討醫藥制造業企業的股權結構對戰略性投資的影響，同時將醫藥制造業企業的戰略性投資從五個方面進行的指標具體化，并以上市公司中的醫藥制造業企業為樣本進行了實證檢驗，發現：（1）大股東股權占比越少，兩權分離度越大對戰略性投資呈正相關關系；（2）資產負債率越高，融資能力差，會減少戰略性投資；（3）自由現金流越多，或促進戰略性投資。

所以，在此僅僅對于醫藥制造行業的企業來講，筆者建議公司在管理決策方面給予管理層更高的自主權，我們認為醫藥行業是技術產品更新快的一類企業，過度的股權干涉必然會導致決策慢，以及企業適應市場能力差，所以放權是醫藥企業的一個可以關注的管理高管人員的策略。

本文不足之處在于，戰略性投資方面我們只用財務數據進行了說明，計量戰略性投資的五項指標可能存在不夠全面的情況。但是本文同樣得出了以上初步結論，希望對以后的研究有所助益。

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