終極控制權(quán)、投資規(guī)模與投資質(zhì)量

易健

中圖分類號：F830? ? 文獻(xiàn)標(biāo)識碼：A

內(nèi)容摘要：本文對我國2016～2017年A股零售業(yè)上市公司的投資狀況進(jìn)行了實(shí)證分析。結(jié)果顯示：我國零售業(yè)上市公司存在顯著的現(xiàn)金流敏感性，終極控制權(quán)對現(xiàn)金流敏感性具有正向影響，現(xiàn)金流對投資規(guī)模存在正向影響;終極控股股東控制權(quán)與企業(yè)投資規(guī)模之間呈現(xiàn)正向聯(lián)系，與企業(yè)投資質(zhì)量之間存在負(fù)向聯(lián)系。

關(guān)鍵詞：零售業(yè)上市公司? ?終極控制權(quán)? ?投資規(guī)模? ?投資質(zhì)量

理論分析與研究假設(shè)

目前，針對企業(yè)投資規(guī)模的研究大多側(cè)重于非效率投資，而非效率投資行為總體可分為不足和過度兩種情況。本文針對非效率投資問題展開研究，探索零售業(yè)上市公司非效率投資的影響因素，進(jìn)而改善這種非效率行為。在探究公司投資規(guī)模影響關(guān)系之前，有必要對市場企業(yè)的投資現(xiàn)金流敏感情況進(jìn)行分析?；诖?，本文提出假設(shè)1：

H1：我國零售業(yè)上市公司現(xiàn)金流對投資規(guī)模存在正向影響。

終極股東通常會通過內(nèi)部現(xiàn)金流大幅度增加資本規(guī)模來控制企業(yè)的資金，造成企業(yè)形成非效率投資。在此基礎(chǔ)上，本文提出假設(shè)2：

H2：終極股東的控制權(quán)對企業(yè)投資規(guī)模具有正向影響。

終極控股股東為了獲取控制權(quán)私利，操控內(nèi)部現(xiàn)金流來擴(kuò)大資本支出，造成非效率投資，同時(shí)也不兼顧投資質(zhì)量，造成投資質(zhì)量降低。因此，本文提出假設(shè)3：

H3：終極股東的控制權(quán)與投資質(zhì)量間存在負(fù)向關(guān)系。

樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文針對上海和深圳兩個(gè)地區(qū)的上市公司開展研究，選取在2016-2017年期間上市的零售業(yè)公司為分析對象。同時(shí)，為了使得調(diào)查結(jié)果更能真實(shí)地反映出零售業(yè)上市公司的整體情況，本文將違背標(biāo)準(zhǔn)的公司予以剔除：剔除ST類上市公司;剔除曾經(jīng)出現(xiàn)配股、增發(fā)等行為的上市公司;剔除發(fā)行B股的公司;剔除終極控制權(quán)占比低于10%的公司;剔除公司財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)保密或不正常的公司。

經(jīng)過一系列篩選，最終得到了3195個(gè)有效樣本，2016年1622個(gè)，2017年1573個(gè)，為了讓兩年的數(shù)據(jù)存在可比性，本文最終選出了1125個(gè)有效樣本;同時(shí)，為了讓調(diào)查數(shù)據(jù)更加能夠反映真實(shí)情況，本文對兩年的數(shù)據(jù)進(jìn)行了平均化，得出2016-2017年平均樣本。

變量選擇與模型設(shè)計(jì)

（一）變量定義與模型設(shè)計(jì)一

1.被解釋變量-投資規(guī)模。公司投資規(guī)模為因變量，記為I，本文現(xiàn)金流量表中“建立固定資產(chǎn)、隱形資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)支付的現(xiàn)金”、“企業(yè)開展投資所支出的現(xiàn)金”和“企業(yè)成立下屬公司所支出的現(xiàn)金”三項(xiàng)之和減去“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”，再減去“投資收回時(shí)所收到的現(xiàn)金”和“處置旗下公司所收回的現(xiàn)金”之后的差額，這一差額與公司期初總資產(chǎn)的比值作為投資規(guī)模I。

2.解釋變量。本文用經(jīng)營活動產(chǎn)生的流量與期初總資產(chǎn)的比值來表示內(nèi)部現(xiàn)金流CF，這樣不僅可以清晰地呈現(xiàn)公司現(xiàn)金的流動方向，還可以避免受到公司規(guī)模的影響。

3.控制變量。本文利用杠桿比率（Leverage）、盈利能力（ROA）和流動資產(chǎn)比率（LR）三個(gè)變量來調(diào)節(jié)企業(yè)融資約束的影響（曾惠芬等，2018）。杠桿比率又可以叫做企業(yè)資產(chǎn)負(fù)債率（LEV），LEV為企業(yè)債務(wù)總額除以企業(yè)總資產(chǎn);ROA為企業(yè)純利潤與總資產(chǎn)的比值;LR為企業(yè)流動資金與總資產(chǎn)的比值（劉孟暉等，2018）。表1即為本文相關(guān)變量信息。

本文借鑒Vogt（1994）的研究模型，同時(shí)根據(jù)本文特點(diǎn)進(jìn)行適當(dāng)調(diào)整（苗淑娟等，2018）。本文認(rèn)為流動資產(chǎn)比率對投資者投資具有較大影響，所以引入此變量作為控制變量，最終得出模型（1）：I=β0+β1CF+β2Q+β3LEV+β4ROA+β5LR+ε;模型（2）：I=β0+β1Q+β2LEV+β3ROA+β4LR+β5CF+β6VR+ε。

（二）變量定義與模型設(shè)計(jì)二

1.被解釋變量—投資質(zhì)量。本文選取投資收益率作為代理變量，用IR表示。

2.解釋變量。本文將內(nèi)部現(xiàn)金流（CF）定義為企業(yè)運(yùn)營生成的流量與期初總資產(chǎn)的比值（閆珍麗等，2014）。這樣不僅可以清晰地顯示出企業(yè)的現(xiàn)金流狀況，還可以有效規(guī)避公司規(guī)模的干擾。

3.控制變量。本文相關(guān)控制變量如表2所示。本文構(gòu)建多元回歸模型（3）來檢驗(yàn)假設(shè)H3。模型（3）：IR=β0+β1CF+β2TS+β3CSCR+β4I+β5SSOS+β6VR+ε。

實(shí)證研究分析

（一）實(shí)證分析一

描述性統(tǒng)計(jì)。因變量I能夠反映出企業(yè)具體投資情況，通過表3、表4得到2016、2017年投資規(guī)模均值分別為0.0891和0.0864，說明這兩年公司投資規(guī)模較小，零售業(yè)上市公司并沒有重視資產(chǎn)投資。內(nèi)部現(xiàn)金流CF的值在兩年中都大于零，看出企業(yè)具有投資現(xiàn)金流。企業(yè)的托賓Q值正負(fù)均有，通過標(biāo)準(zhǔn)差可以得出每個(gè)公司的發(fā)展機(jī)遇差別較大。企業(yè)流動資產(chǎn)比例LR均高于0.58，說明企業(yè)近期具備一定程度的償債能力。VR、CR和CN標(biāo)準(zhǔn)差均較大，說明企業(yè)間的終極產(chǎn)權(quán)差異較大。

相關(guān)性分析。如表5所示，通過2016和2017年平均樣本相關(guān)性可以看出，兩權(quán)的相關(guān)系數(shù)為0.905，CF和LEV的相關(guān)系數(shù)為-0.201，p值為0.000，由此得知兩個(gè)變量的相關(guān)性檢驗(yàn)均為顯著，而相關(guān)系數(shù)卻很低。根據(jù)參考變量相關(guān)性的評判標(biāo)準(zhǔn)能夠得出，當(dāng)變量間的相關(guān)系數(shù)介于0.1～0.3之間時(shí)，兩變量相關(guān)性較弱，所以CF與LEV之間呈現(xiàn)弱相關(guān)。因此，本文認(rèn)為現(xiàn)金流權(quán)與終極控制權(quán)間存在較強(qiáng)的相關(guān)性。

回歸分析。非效率投資的檢驗(yàn)分析：本文構(gòu)建模型（1）來圍繞假設(shè)1進(jìn)行分析，并分析其與假設(shè)2的企業(yè)非效率投資何者影響更大。通過表6看出，只有ROA的系數(shù)不顯著，其它變量的檢驗(yàn)結(jié)果與表5的結(jié)果一致。因此，能夠確定公司內(nèi)部現(xiàn)金流對投資規(guī)模起到了正面影響，說明企業(yè)存在現(xiàn)金流敏感性這一現(xiàn)象，進(jìn)而驗(yàn)證了假設(shè)1。

終極控股股東控制權(quán)對過度投資的影響。本文通過模型（2）分析了終極控股股東的控制權(quán)對過度投資的影響。通過表7可以看出，內(nèi)部現(xiàn)金流的系數(shù)和終極控制權(quán)與其交叉的系數(shù)均大于零，說明終極控制權(quán)對現(xiàn)金流敏感性具有正向影響，這與假設(shè)2相吻合。同時(shí)可以看出，回歸結(jié)果與樣本平均結(jié)果相匹配，進(jìn)一步驗(yàn)證了假設(shè)2。

（二）實(shí)證分析二

描述性分析因變量IR是反映企業(yè)投資質(zhì)量的變量，通過表8可以看出，兩年的CF平均值為正數(shù)，說明企業(yè)具備投資所需要的現(xiàn)金流。大股東所持有股份比例平均值是0.2275，終極控制權(quán)為0.4357，終極控制權(quán)均值大概為持股比例均值的2倍，能夠得出企業(yè)大股東對終極股東操控投資行為的影響較小，也就是說終極控制股東如果為了獲取更多利益而進(jìn)行非效率投資時(shí)，其他股東難以對其形成有效的限制。同時(shí)，兩年的平均投資規(guī)模為0.0834，說明企業(yè)的投資規(guī)模較小，零售業(yè)上市公司對長期投資沒有形成重視。投資規(guī)模標(biāo)準(zhǔn)差為0.0721，說明每個(gè)企業(yè)的投資規(guī)模相差較小，但差異性卻逐漸顯著。

相關(guān)性分析。表9為模型的系數(shù)矩陣，對變量之間的相關(guān)性進(jìn)行說明。兩年的兩權(quán)相關(guān)系數(shù)為0.972，同時(shí)在CSER與SSOR之間變量相關(guān)性最大，兩年的平均數(shù)值為-0.642，且處于5%顯著水平，說明兩個(gè)變量間具有較強(qiáng)的關(guān)聯(lián)性。TS與I的相關(guān)系數(shù)是-.069，p值為0.001，顯著水平為5%，說明TS與I 之間相關(guān)性較小。因此，可以得出現(xiàn)金流權(quán)與終極控制權(quán)間存在較強(qiáng)關(guān)聯(lián)性，CSER與SSOR之間相關(guān)性也較大，其它變量之間相關(guān)性較弱。因此，模型（3）可能會具有多重共線性，需要進(jìn)一步開展線性回歸分析。

嶺回歸分析。嶺回歸是一種專用于共線性數(shù)據(jù)分析的有偏估計(jì)回歸方法（韓光強(qiáng)等，2018）。從表10可以看出，維數(shù)為7時(shí)的特征值為0.014，條件指數(shù)為20.310，大于10，說明極有可能具有多重共線性;同時(shí)，維度為3時(shí)CF方差比例為0.92，同樣說明可能存在多重共線性。因此，本文估計(jì)模型（3）自變量中存在高度相關(guān)。

結(jié)論與建議

我國零售業(yè)上市公司存在很大程度的現(xiàn)金流敏感性，企業(yè)投資和現(xiàn)金流之間呈現(xiàn)明顯的正向關(guān)聯(lián)性;終極控股股東控制權(quán)與企業(yè)投資之間呈現(xiàn)正向聯(lián)系，其與企業(yè)投資質(zhì)量之間存在負(fù)向聯(lián)系，終極控股股東的現(xiàn)金流權(quán)與控制權(quán)的分離程度與企業(yè)投資質(zhì)量也呈現(xiàn)負(fù)向聯(lián)系。因此，為提升零售業(yè)上市公司投資質(zhì)量，政府應(yīng)當(dāng)加強(qiáng)法律監(jiān)管力度，強(qiáng)化投資者的法律意識，通過法律途徑來懲罰侵占利益的行為;零售業(yè)上市公司應(yīng)當(dāng)擴(kuò)大投資規(guī)模，減少非效率投資，進(jìn)而使得投資工作高效高質(zhì)運(yùn)行。

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