投資環(huán)境、所有權結(jié)構(gòu)與資本投資回報率

投資環(huán)境、所有權結(jié)構(gòu)與資本投資回報率

一、投資效率與公司治理資本投資在促進該國經(jīng)濟增長方面發(fā)揮著重要作用。改革開放以來中國的經(jīng)濟增長速度一直位居世界前列,但經(jīng)濟高速增長的背后卻存在著“高投資—低效率”和“宏觀好,微觀不好”等問題(易綱和林明,2003;經(jīng)濟增長前沿課題組,2005)。顯然,改革過程的粗放式投資模式不足以支撐經(jīng)濟的持續(xù)增長。近年來,關于中國總體投資效率的研究文獻比較豐富1,但從微觀角度探討企業(yè)投資效率的經(jīng)驗文獻卻依然匱乏。俞喬等(2002)基于1993—1997年132家大中型鄉(xiāng)鎮(zhèn)企業(yè)的調(diào)查數(shù)據(jù),對非國有企業(yè)的投資行為進行了分析。研究表明,企業(yè)的財務結(jié)構(gòu)、市場地位和所有權狀況會對其投資決策產(chǎn)生影響,但他們的研究并未直接涉及投資效率問題。白重恩、路江涌和陶志剛(2004)基于2002年外資企業(yè)的數(shù)據(jù),就投資環(huán)境對外資企業(yè)效益的影響進行了實證檢驗,發(fā)現(xiàn)投資環(huán)境對企業(yè)效益有顯著的正面影響,他們的研究同樣沒有直接測算投資效率。張崢、孟曉靜和劉力(2004)則借助FamaandFrench(1999)的模型,對中國1990—2001年A股上市公司的資本成本和投資回報進行了度量,發(fā)現(xiàn)上市公司的資本投資回報整體上似乎高于資本成本,但流通股東的綜合投資業(yè)績卻整體上為負。他們認為,中國股票二級市場的價格被嚴重高估和上市公司的過度融資動機是導致這一矛盾現(xiàn)象的原因。與上述研究問題和研究方法不同的是,本文首先基于中國上市公司1999—2004年的面板數(shù)據(jù),借鑒以市場價值為基礎的MuellerandReardon(1993)的模型和以會計盈余為基礎的Baumol,Heim,MalkielandQuandt(1970)的模型,對中國上市公司的資本投資回報率進行直接估算。然后,在此基礎上,考察投資環(huán)境、所有權結(jié)構(gòu)以及二者的交互性對企業(yè)資本投資回報的影響。研究表明,中國上市公司的資本投資效率堪憂,但投資環(huán)境的改善和適當?shù)乃袡喟才庞兄谄髽I(yè)投資效率的提高。本文的貢獻主要在于:第一,我們直接估算了中國上市公司的投資回報率,并從外部環(huán)境和內(nèi)部所有權安排兩個角度對企業(yè)投資效率進行了分析,從而為理解轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟中的企業(yè)投資行為和投資效率提供了來自證券市場的經(jīng)驗證據(jù);第二,考慮到中國證券市場尚不成熟這一特征,我們分別使用了以市場為基礎和以會計為基礎的資本投資回報估算模型,研究結(jié)論因而更為穩(wěn)健;第三,在有關中國公司治理的現(xiàn)有文獻中,對于外部環(huán)境和內(nèi)部治理的交互影響的研究尚不多見,本文為這一領域的研究提供了補充證據(jù)。本文的后續(xù)部分安排如下:第二部分對相關文獻進行了簡要回顧,第三部分介紹了兩個資本投資回報估算模型的基本原理,第四部分交代了本文的數(shù)據(jù)樣本和研究變量,第五部分匯報了中國上市公司資本投資回報率的估算結(jié)果,第六部分分析了投資環(huán)境和所有權結(jié)構(gòu)對資本投資回報的影響,最后是全文總結(jié)。二、文獻回顧由于本研究橫跨幾個相對獨立的領域,因此,在本部分,我們對現(xiàn)有文獻按照如下三個方面進行梳理:(一)對企業(yè)面投資回報的估計從經(jīng)驗文獻上看,最早對企業(yè)投資回報進行大樣本的估算是Baumoletal.(1970,以下簡稱BHMQ)。BHMQ著眼于不同資金來源的資本投資和會計盈余的關聯(lián),通過回歸分析,發(fā)現(xiàn)美國公司1949—1963年內(nèi)部資金的再投資回報率大約為3%到4.6%,并且,內(nèi)部資金的投資回報率明顯低于負債和權益的投資回報。這同資本結(jié)構(gòu)的融資優(yōu)序理論(hierarchyoffinance)是一致的。BHMQ將其研究發(fā)現(xiàn)解釋為公司管理層對企業(yè)規(guī)模增長的盲目追求導致了投資的低回報。BHMQ(1970)的論文引導了不少后續(xù)研究的跟隨。Whittington(1972)以英國公司為研究樣本,得到了和BHMQ一致的結(jié)論。但是,FriendandHusic(1973)對BHMQ的結(jié)論進行了挑戰(zhàn)。他們指出,BHMQ的模型沒有考慮尺度效應(scaleeffect)。當用企業(yè)賬面資產(chǎn)對回歸方程進行平減后,發(fā)現(xiàn)不同資金來源的投資回報之間的差異幾乎消失了。FriendandHusic(1973)的結(jié)論隨后得到了Brealeyetal.(1976)和McFetridge(1978)的經(jīng)驗支持。上述早期的研究在投資回報率的估計上,無一例外地使用了以盈余為基礎的會計指標。到上世紀90年代,以市場價值為基礎的指標開始應用于資本投資回報的估計之中。MuellerandReardon(1993)的文獻是這一領域的領先之作。他們的方法是用企業(yè)的市場價值對投資進行回歸,從而得到邊際意義上的托賓q值(即投資回報r和資本成本i的比值)。采用這一研究方法,MuellerandReardon(1993)對美國1969—1988年699家公司的投資回報進行了分析。研究發(fā)現(xiàn),大約有80%的公司投資回報低于其資本成本。由MuellerandReardon(1993)所開創(chuàng)的這一研究方法在MullerandYurtoglu(2000)、Gugleretal.(2003,2004)等研究中得到了更進一步地應用。與MuellerandReardon(1993)的思路不同,FamaandFrench(1999)借鑒標準公司財務教科書中的“內(nèi)部報酬率(IRR)”這一思想,將證券市場中的所有非金融類公司看成一個大投資項目。進一步的,當所有公司的期末市場價值累計額和估計期間內(nèi)的所有公司凈現(xiàn)金流入的累計額的折現(xiàn)值等于所有公司的期初市場價值之和時,投資的資本成本被確定。同時,當所有公司的期末會計賬面價值累計額和估計期間內(nèi)的所有公司凈現(xiàn)金流入的累計額的折現(xiàn)值等于所有公司的期初會計賬面價值之和時,投資回報率被確定。FamaandFrench(1999)通過對1950—1996年間美國資本市場的估計,發(fā)現(xiàn)美國公司的綜合資本成本為5.95%,而投資回報為7.38%,投資回報整體上大于資本成本。盡管FamaandFrench(1999)的理論思想無可厚非,但他們的模型對于估計期間的長度有較高要求,因此,對于中國新興的證券市場而言,該模型在應用上可能會受到限制。特別的,當估計期間較短時,折現(xiàn)率的確定將在更大程度上依賴于期末和期初的市場價值的差額,當證券市場由于一些非經(jīng)濟性因素發(fā)生較大幅度的震動時,折現(xiàn)率的確定很難保證其科學性?；谏鲜隹紤],本研究未采用這一方法。(二)法律環(huán)境對公司投資業(yè)績的影響投資環(huán)境對于公司業(yè)績的影響在近年來受到了學術界的廣泛關注。Stern(2002)認為,投資環(huán)境(investmentclimate)由現(xiàn)有和預期的政策、制度和行為環(huán)境構(gòu)成,它將影響與投資相聯(lián)系的回報和風險。進一步的,Stern(2002)將投資環(huán)境解構(gòu)成宏觀經(jīng)濟的穩(wěn)定性和開放性、良好的治理和強大的制度以及基礎設施的質(zhì)量三個方面。Dollaretal.(2003)認為,投資環(huán)境影響投資效率的邏輯在于,如果一國或一個地區(qū)制度腐敗或者當?shù)卣疀]有提供可靠的投資服務,則投資的預期回報將面臨更大的不確定,從而會導致投資效率的損失。迄今,已有一系列的經(jīng)驗證據(jù)支持了投資環(huán)境對投資決策質(zhì)量和企業(yè)業(yè)績的正面影響。MuellerandYurtoglu(2000)發(fā)現(xiàn),一國的法律環(huán)境對公司投資業(yè)績有著顯著影響,那些以英國法為起源的普通法系國家中的公司投資業(yè)績要顯著好于成文法系國家。Gugleretal.(2003,2004)進一步拓展了MuellerandYurtoglu(2000)的研究,他們發(fā)現(xiàn),法律起源、公司治理制度、會計標準、契約執(zhí)行質(zhì)量都能部分地解釋各國公司投資回報的差異。2Dollaretal.(2003)通過對孟加拉國、中國、埃塞俄比亞和巴基斯坦四個發(fā)展中國家服裝企業(yè)的大樣本調(diào)查,發(fā)現(xiàn)投資環(huán)境對企業(yè)的全要素生產(chǎn)率有積極影響。CullandXu(2005)則從制度、產(chǎn)權的安全性以及金融發(fā)展等角度出發(fā),通過問卷調(diào)查的方式,對2000—2002年中國18個城市760家企業(yè)的再投資決策進行了深入分析。研究發(fā)現(xiàn),企業(yè)被侵占的風險、契約執(zhí)行質(zhì)量以及獲得外部資金的可能性在各個城市之間存在明顯差別,而這些因素反過來又對企業(yè)的再投資決策產(chǎn)生了重要影響,這表明投資環(huán)境是影響中國企業(yè)投資行為的一個重要因素。白重恩等(2004)的研究也表明,中國各城市的投資環(huán)境質(zhì)量會直接影響到外資企業(yè)的經(jīng)濟效益。(三)所有權結(jié)構(gòu)、投資和公司價值之間的聯(lián)系所有權結(jié)構(gòu)對公司績效的影響是當前國內(nèi)外學術界研究的熱點問題之一。關于這一領域的文獻綜述可參見ShleiferandVishny(1997)、DenisandMcConnell(2003)和陳信元等(2004)。但是,從JensenandMeckling(1976)這篇關于所有權結(jié)構(gòu)的源頭性文獻來看,投資是連接所有權結(jié)構(gòu)和公司價值的關鍵性環(huán)節(jié)。即所有權結(jié)構(gòu)首先會影響公司的投資決策,公司的投資決策繼而又會對公司價值產(chǎn)生影響。然而,現(xiàn)有的文獻大都繞過了投資這一環(huán)節(jié),而直接檢驗所有權結(jié)構(gòu)對公司價值的影響,不能不說是一個缺憾。沿著上述思路,Cho(1998)首先對所有權結(jié)構(gòu)、投資和公司價值之間的復雜關系進行了實證檢驗。研究表明,公司內(nèi)部人股權比例與投資支出呈非線性關系,并且,這種非線性關系同Morcketal.(1988)發(fā)現(xiàn)的所有權結(jié)構(gòu)和公司價值之間的非線性關系非常相似,這說明所有權結(jié)構(gòu)的確影響了投資,繼而影響了公司價值。但是,當將內(nèi)生性問題納入所有權結(jié)構(gòu)和公司價值的分析框架后,Cho(1998)發(fā)現(xiàn),是公司價值影響了所有權結(jié)構(gòu),而不是相反。由此,Cho(1998)認為,以前文獻中關于所有權結(jié)構(gòu)外生性的假設可能是錯誤的。Gugleretal.(2004)則直接檢驗了所有權結(jié)構(gòu)對公司投資回報的影響。通過采用MuellerandReardon(1993)的投資回報估算方法,他們發(fā)現(xiàn),對于英國法系起源的國家而言,家族企業(yè)控股的公司其投資業(yè)績更優(yōu),而金融機構(gòu)控股的公司其投資業(yè)績更劣。國家控股的公司在法國法系起源的國家其投資業(yè)績表現(xiàn)更好,在德國法系起源的公司表現(xiàn)更差,在英國法系起源的國家以及亞洲國家中則不存在差異。對于美國公司的研究表明,公司內(nèi)部人持股比例同投資回報存在著先上升、后下降、再上升的三階段非線性關系,這同Morcketal.(1988)關于所有權結(jié)構(gòu)和公司價值的結(jié)論是一致的。我們的研究試圖將以上分離的文獻聯(lián)系起來。特別的,我們感興趣的一個問題是投資環(huán)境和所有權結(jié)構(gòu)的交互性對公司投資業(yè)績的影響。投資環(huán)境和所有權安排是一種互補關系抑或替代關系?由于跨國間的研究難于控制各國之間非正式制度的影響,從而導致其研究結(jié)論可能產(chǎn)生偏差,因此,著眼于中國這個最大的轉(zhuǎn)軌經(jīng)濟國家,我們希望能為上述問題提供補充證據(jù)。三、資本投資回報估計：兩種模式(一)it的現(xiàn)金支出MuellerandReardon(1993)的思想來自傳統(tǒng)的凈現(xiàn)金流折現(xiàn)模型。令It是企業(yè)在t期的投資,CFt+j是投資It在t+j期產(chǎn)生的現(xiàn)金流,it是企業(yè)在t期的折現(xiàn)率。則投資It在t期的現(xiàn)值PVt為:PVt=∑j=1∞CFt+j(1+it)j.(1)ΡVt=∑j=1∞CFt+j(1+it)j.(1)假定投資It以一定的投資回報率rt持久地賺取投資收益,則It的現(xiàn)值PVt也可寫成:PVt=Itrtit,(2)ΡVt=Ιtrtit,(2)這里,rtitrtit衡量的是投資回報和資本成本的比值,不妨以qt表示。如果企業(yè)著眼于股東財富最大化考慮,應該確保投資的qt≥1,否則,該項投資便是一種價值摧毀行動。在此基礎上,MuellerandReardon(1993)認為,qt衡量的是投資的邊際回報,它比平均意義上的托賓q更能反映企業(yè)的投資業(yè)績。在t期末,企業(yè)的市場價值Mt由期初的市場價值(Mt-1)加上本期投資的現(xiàn)值(PVt),減去期初資產(chǎn)的折舊額(折舊率δt),以及加上一個市場對企業(yè)價值評估的誤差項(ut)構(gòu)成,即有:Mt=Mt?1+PVt?δtMt?1+ut.(3)Μt=Μt-1+ΡVt-δtΜt-1+ut.(3)將(2)式代入(3)式,移項,并在方程兩邊同除以Mt-1以消除尺度效應,得到:Mt?Mt?1Mt?1=?δ+qtItMt?1+utMt?1.(4)Μt-Μt-1Μt-1=-δ+qtΙtΜt-1+utΜt-1.(4)在(4)式的基礎上,通過計算各個公司的Mt和It等相關變量,然后通過回歸便可得到一定期間內(nèi)一國公司的平均qt,即投資回報和資本成本的比值。這就是MuellerandReardon(1993)模型的基本思想。(二)回歸模型的建立BHMQ(1970)的模型強調(diào)當前投資對未來會計盈余增長的貢獻。假定企業(yè)t期的投資It從t+1期開始持久地產(chǎn)生收益rIt,且投資回報率r保持不變,令Et為t期的會計盈余,則有:ΔE1=E1?E0=rI0,ΔE2=E2?E1=r(I0+I1),ΔE3=E3?E2=r(I0+I1+I2),??ΔEh=r(I0+I1+I2+?+Ih?1).ΔE1=E1-E0=rΙ0,ΔE2=E2-E1=r(Ι0+Ι1),ΔE3=E3-E2=r(Ι0+Ι1+Ι2),??ΔEh=r(Ι0+Ι1+Ι2+?+Ιh-1).盡管以上任何一個方程都允許我們計算出r,但考慮到r在各期間的波動性以及誤差的存在,在估計投資回報率r上,應該盡可能利用多期間的數(shù)據(jù)。為此,可以將以上方程相加,從而得到:∑t=1hΔEt=r[hI0+(h?1)I1+(h?2)I2+?+Ih?1]=r∑t=0h?1(h?t)It.(5)∑t=1hΔEt=r[hΙ0+(h-1)Ι1+(h-2)Ι2+?+Ιh-1]=r∑t=0h-1(h-t)Ιt.(5)(5)式是BHMQ建立回歸模型的基礎?？紤]到風險對投資回報的影響,BHMQ在模型中加了一個風險變量risk,同時,考慮到會計盈余可能存在著與投資無關的自然增長,BHMQ在方程中加入了一個截距項,由此,回歸方程為:∑t=1hΔEt=a0+r∑t=0h?1(h?t)It+a1risk+ε?(6)∑t=1hΔEt=a0+r∑t=0h-1(h-t)Ιt+a1risk+ε?(6)這里,a0為截距項,a1為風險的回歸系數(shù),ε為回歸殘差。但是,FriendandHusic(1973)認為,(6)式?jīng)]有控制尺度效應,因此需要在方程兩邊同除企業(yè)資產(chǎn)A以控制這一影響,其中,A為估計期間內(nèi)企業(yè)總資產(chǎn)的平均值。由此,方程變?yōu)?∑t=1hΔEtA=a0A+r∑t=0h?1(h?t)ItA+a1riskA+εA.(7)∑t=1hΔEtA=a0A+r∑t=0h-1(h-t)ΙtA+a1riskA+εA.(7)本文的研究便是以(4)式的市場模型和(7)式的會計模型為基礎,通過1999—2004年中國上市公司的數(shù)據(jù),分別估算出中國上市公司的兩個投資回報指標q和r,然后,在(4)式和(7)式中引入投資環(huán)境變量和所有權結(jié)構(gòu)變量,以考察二者及其交互性對公司投資業(yè)績的影響。四、樣本數(shù)據(jù)和變量描述(一)市場模型的估計本文使用中國證券市場1999年至2004年共6年的所有純A股上市公司為初始樣本。樣本的選擇遵循以下標準:(1)剔除金融類公司;(2)要求上市年限相對較長,一方面是為確保公司投資行為相對成熟,另一方面也是基于模型估計的需要。具體而言,對于市場模型而言,我們要求樣本公司至少有5年可供估計的數(shù)據(jù);對于會計模型而言,由于需要使用多期的累計數(shù),因此樣本被限制為上市日期在1999年12月31日之前的公司。(3)為消除極端值的影響,對于本文所使用到的因變量和主要解釋變量,剔除0%—1%和99%—100%之間的極端值樣本。此外,我們也剔除了一些數(shù)據(jù)缺失的樣本。在進行上述篩選后,最后共有676家公司的3969個觀察值可用于市場模型的估計,有670個公司樣本可用于會計模型的估計。本文所使用的主要財務數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)查詢系統(tǒng)。所有權結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)來自北京大學中國經(jīng)濟研究中心色諾芬數(shù)據(jù)庫。需要說明的是,色諾芬數(shù)據(jù)庫將“上市公司最終控制人”這一指標分成七類,對于“集體控股”、“社會團體控股”、“職工持股會控股”和“不能識別”四類最終控制人類型,考慮到研究的需要,我們通過手工查閱公司年度報告的方法,將其進一步分成國有和非國有兩類。我們使用魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)提供的各省(自治區(qū)、直轄市)的投資環(huán)境指數(shù)來衡量企業(yè)所面臨的外部投資環(huán)境的差異。魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)在借鑒國外相關文獻的基礎上,使用1990—2000年外商直接投資在中國省市流向的數(shù)據(jù),采用因子分析法,編制出中國各地區(qū)的投資環(huán)境指標。由于魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)的指標只截止到2000年,考慮到各地區(qū)的投資環(huán)境在不同年度間應該相對穩(wěn)定,我們采用了魯明泓和潘鎮(zhèn)(2002)報告的2000年度數(shù)據(jù)(具體參見表1)。在表1中,綜合指數(shù)越大代表該地區(qū)投資環(huán)境越好。從表中可見,上海、北京和廣東是投資環(huán)境表現(xiàn)最好的三個地區(qū),而貴州、內(nèi)蒙古和河南投資環(huán)境表現(xiàn)最差。并且,各地區(qū)的綜合指數(shù)差異較大,說明各地區(qū)公司所面臨的外部投資環(huán)境差異明顯。(二)對現(xiàn)金流量表的檢驗本文中的兩個回歸模型主要是基于(4)式的市場模型和(7)式的會計模型而展開的?；貧w模型所涉及的主要變量包括公司市場價值3、會計盈余、資本投資、投資環(huán)境和所有權結(jié)構(gòu)等五種變量?？紤]到公司規(guī)模和風險對投資回報的影響,我們在模型中也加入了這兩個變量。兩個模型所使用的變量符號和定義見表2。需要說明的是,參照張翼和李辰(2005)的設計,本文所研究的資本投資定義為現(xiàn)金流量表中“購建固定資產(chǎn)、無形資產(chǎn)和其他資產(chǎn)所支付的現(xiàn)金”一項。另外,在ΔMV的計算上,考慮到因股東新增權益(如配股、增發(fā)等)所帶來的企業(yè)凈資產(chǎn)增值同資本投資沒有關系,因此將該部分在計算公司凈資產(chǎn)市場價值變動額中予以扣除。最后,不同于市場模型,會計模型的估計是使用1999—2003年五年的累計數(shù)。因此,對于所有權結(jié)構(gòu)等變量,取這五年的簡單平均數(shù)。各變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果見表3。五、市場模型和會計模型之間的回歸表4分別報告了采用市場模型和會計模型估算的資本投資回報率結(jié)果。其中,市場模型估計的是資本投資回報和資本成本的比值q,會計模型估計的是資本投資回報率r。由于市場模型的估計采用的是6年的非均衡面板數(shù)據(jù),我們同時報告了混合回歸和控制企業(yè)水平固定效應的回歸結(jié)果。此外,市場模型控制了行業(yè)效應和年度效應,會計模型控制了行業(yè)效應,但結(jié)果沒有匯報。從市場模型1可見,在混合回歸下,資本投資的邊際回報q僅為0.6442,遠小于1,表明中國上市公司平均而言其投資回報低于資本成本,印證了中國經(jīng)濟可能的確存在著“宏觀好,微觀不好”的局面。4在采用固定效應回歸情況下(市場模型2),INV的系數(shù)降為0.5193,說明采用簡單的混合回歸可能高估了資本投資的邊際回報5。從會計模型的回歸結(jié)果看,INV的系數(shù)為0.0261,表明上市公司在1999—2003年間平均的資本投資的回報率r僅為2.61%,這個比例遠低于當前5%左右的銀行貸款利率,說明中國上市公司所從事的投資活動更多地表現(xiàn)為價值摧毀而不是價值創(chuàng)造。在市場模型3和4中,我們希望進一步考察資本投資回報在1999—2004年間的變動趨勢。為此,我們插入了5個年度變量和資本投資INV的乘積項。從表中可以發(fā)現(xiàn),1999至2001年三年間的資本投資業(yè)績有較大幅度的震動。相對于1999年,2000年的投資業(yè)績大幅度下降,而2001年又有大幅度的上升,2002年至2004年資本投資業(yè)績則相對平穩(wěn),都略高于1999年的投資業(yè)績水平,似乎表明中國上市公司的資本投資回報出現(xiàn)了緩慢好轉(zhuǎn)的情形。從控制變量回歸結(jié)果看,公司規(guī)模Size在市場模型中的回歸系數(shù)顯著為負,但在會計模型中系數(shù)為正但不顯著,說明規(guī)模對公司價值的增長有負面影響,但對會計盈余的影響不大。風險變量Beta在市場模型中其系數(shù)為正但不顯著,但在會計模型中顯著為負,表明公司的市場風險對會計盈余可能存在著負面影響。六、投資環(huán)境、所有權和資本投資回報(一)市場模型和經(jīng)濟意義的回歸結(jié)果分析為考察投資環(huán)境對資本投資回報的影響,我們在回歸模型中引入了投資環(huán)境和資本投資的乘積項ENV×INV。理論上預期投資環(huán)境應當對資本投資回報有正面影響,該乘積項的回歸系數(shù)應該顯著為正。表5的市場模型1和會計模型1給出了相應的回歸結(jié)果。其中,市場模型控制了企業(yè)水平上的固定效應,此外,所有回歸均控制了行業(yè)和年度效應,但結(jié)果沒有匯報。從表5中可以發(fā)現(xiàn),ENV*INV的回歸系數(shù)在市場模型1中為0.0100,在會計模型1中為0.0013,均在5%水平下顯著,表明投資環(huán)境的改善的確對上市公司的資本投資回報有積極作用。從經(jīng)濟意義角度分析投資環(huán)境的作用,如果投資環(huán)境綜合指數(shù)提高1,公司資本投資的邊際回報q將增加0.01,投資回報率r將增加0.0013。在本研究中,投資環(huán)境綜合指數(shù)的最大值為15.60,最小值為0.25。這說明,在其他條件相同的情況下,中國投資環(huán)境最好的上海相對于投資環(huán)境最差的貴州,公司的資本投資回報指標q和r將分別高出0.1535和2%,經(jīng)濟意義明顯。(二)國有產(chǎn)權對資本投資回報的正向激勵效應所有權結(jié)構(gòu)對中國上市公司績效的影響已經(jīng)得到了較為深入的討論。6已有的經(jīng)驗表明,國有上市公司在總體業(yè)績表現(xiàn)上劣于非國有上市公司,但集中的國有股權則因政府的監(jiān)督作用能對公司績效產(chǎn)生積極影響(田利輝,2005;李濤,2005)。在股權集中度對公司績效的影響上,有證據(jù)表明第一大股東持股比例同公司價值存在U型關系(白重恩等,2005;夏立軍和方軼強,2005),但徐莉萍等(2006)卻未發(fā)現(xiàn)這一U型關系的存在。徐莉萍等(2006)進一步發(fā)現(xiàn),無論控制股東屬于何種類型,第一大股東持股比例都同公司的經(jīng)營績效存在顯著的正向線性關系。在股權制衡對公司績效的影響上,現(xiàn)有的證據(jù)遠未得到一致的結(jié)論。白重恩等(2005)發(fā)現(xiàn),第二到第十大股東的持股比例對公司價值有顯著的正面影響,但夏立軍和方軼強(2005)的結(jié)論卻正好相反。而徐莉萍等(2006)發(fā)現(xiàn),股權制衡度對企業(yè)經(jīng)營業(yè)績的影響依賴于外部大股東的性質(zhì),從而表明股權制衡更多地體現(xiàn)為一種相機治理功能。與上述研究不同,我們希望直接考察所有權結(jié)構(gòu)對資本投資回報的影響。為此,我們在模型中引入了上市公司最終控制人性質(zhì)(State)、第一大股東持股比例(Top1)以及第二到第十大股東持股比例的集中度(H2_10)這三個變量同資本投資(INV)的乘積項。理論上講,國有產(chǎn)權可能通過兩條渠道影響公司的資本投資回報:一是國有企業(yè)對預算軟約束的預期以及政府出于非經(jīng)濟目的對國有企業(yè)的干預,可能導致國有企業(yè)投資決策的低效率,從而損害了資本投資業(yè)績;二是政府對國有企業(yè)經(jīng)理的監(jiān)督以及在土地、稅收以及市場準入方面的優(yōu)惠待遇又可能導致國有產(chǎn)權對企業(yè)的資本投資業(yè)績有正面影響。那么,國有產(chǎn)權的這兩種效應究竟孰強孰弱,顯然需要通過經(jīng)驗檢驗予以回答。從表5的回歸結(jié)果看,如果單獨考察所有權結(jié)構(gòu)對投資回報的影響,在市場模型2中,State×INV的系數(shù)為負,但不顯著,這意味著國有企業(yè)的邊際資本投資回報率q同非國有企業(yè)相比并不明顯處于下風。但在會計模型2中,State×INV的系數(shù)為負,并在10%水平下顯著,說明整體而言,國有企業(yè)的資本投資回報率r的確要劣于非國有企業(yè)。由于市場模型q衡量的是資本投資回報和資本成本的比值,既然q不顯著,而r顯著,這可能意味著國有企業(yè)的資本成本要低于非國有企業(yè)7。然而,在將投資環(huán)境ENV和所有權結(jié)構(gòu)變量同時納入回歸方程后(市場模型4和會計模型4),State×INV的系數(shù)都變成顯著為負,這說明平均而言,國有產(chǎn)權對資本投資回報的消極作用要強于其積極作用。表5的市場模型2和會計模型2也報告了第一大股東持股比例對資本投資回報的影響。TOP1*INV在兩個模型中其系數(shù)都顯著為正,表明控股股東持股比例的提高對公司資本投資回報的影響更多地體現(xiàn)為正向的激勵效應(incentiveeffect),而不是負向的侵占效應(entrenchmenteffect)。為考察第一大股東持股比例對資本投資回報的影響是否存在非線性的U型關系,我們也在兩個模型中引入了第一大股東持股比例的平方與資本投資的乘積項,結(jié)果發(fā)現(xiàn)該乘積項的回歸系數(shù)并不顯著(結(jié)果未報告),這說明第一大股東持股比例同資本投資回報存在顯著的正向線性關系,而沒有證據(jù)表明非線性關系的存在,這同徐莉萍等(2006)的結(jié)論是一致的。我們希望進一步檢驗第一大股東持股比例對資本投資回報的正向影響是否因最終控制人性質(zhì)的不同而發(fā)生改變。為此,我們將第一股東持股比例分解成國有控股和非國有控制兩類,并分別設置變量ST_Top1和PR_Top1。當公司的最終控制人為國有性質(zhì)時,ST_Top1取值為第一大股東持股比例,否則為0;當公司的最終控制人為私有產(chǎn)權性質(zhì)時,PR_Top1取值為第一大股東持股比例,否則為0。從表5的市場模型3和會計模型3的回歸結(jié)果看,ST_Top1*INV和PR_Top1*INV的回歸系數(shù)都為正,并且都顯著。盡管PR_Top1*INV的回歸系數(shù)要略高于ST_Top1*INV回歸系數(shù),但Wald系數(shù)約束性檢驗表明,兩個系數(shù)差異并不顯著,說明無論是國有上市公司還是非國有上市公司,股權集中度的上升都有利于資本投資業(yè)績的改善。在股權制衡對資本投資回報的影響機制上,理論上認為,其他大股東持股比例的上升將有利于其發(fā)揮對企業(yè)內(nèi)部大股東和經(jīng)理的監(jiān)督職能,降低企業(yè)的代理成本,從而可能更有力地限制企業(yè)作出過度投資的沖動,因而對提高公司的資本投資回報有積極效果。但對于中國上市公司的實踐而言,由于普遍存在著第一大股東高度集中的股權結(jié)構(gòu),這可能會削弱了其他大股東的力量。此外,其他大股東也可能選擇同控股股東合謀來侵占中小投資者利益(夏立軍和方軼強,2005),這也會降低股權制衡對資本投資的正向效應。從表5的結(jié)果中容易發(fā)現(xiàn),在市場模型2和4中,H2_10*INV的回歸系數(shù)盡管為正,但不顯著,說明高的股權制衡度并未提升公司的資本投資回報和資本成本的比值q。然而,從會計模型2和4的回歸結(jié)果看,H2_10*INV的回歸系數(shù)均在1%水平下顯著為正,表明股權制衡度對公司投資回報率r又有正向影響。最后,我們也希望考察股權制衡度對資本投資回報的影響是否與上市公司最終控制人類型有關。為此,我們設置了STH2_10和PRH2_10兩個變量。當公司的最終控制人為國有性質(zhì)時,STH2_10取值為第二到第十大股東持股比例的平方和,否則為0;當公司的最終控制人為私有產(chǎn)權性質(zhì)時,PRH2_10取值為第二到第十大股東持股比例的平方和,否則為0。從表5的市場模型3和會計模型3的回歸結(jié)果看,STH2_10*INV的回歸系數(shù)在兩個模型中一負一正,但均不顯著,而PRH2_10*INV的回歸系數(shù)均為正,并且至少在10%水平下顯著。這說明,當上市公司的控股股東為國有性質(zhì)時,由于政府等國有控股部門在中國經(jīng)濟中的強勢地位,上市公司的其他大股東難于發(fā)揮其監(jiān)督職能,從而無法對國有控股股東的投資決策產(chǎn)生影響,導致股權制衡正向作用不明顯。但是,對于控股股東為私有產(chǎn)權性質(zhì)的上市公司而言,股權制衡能夠發(fā)揮一定的積極作用。上述結(jié)果表明,股權制衡在對資本投資業(yè)績的改善上,更多地體現(xiàn)為一種狀態(tài)依存。(三)投資環(huán)境與所有權結(jié)構(gòu)與資本投資回報在本節(jié)中,我們希望進一步考察投資環(huán)境和所有權結(jié)構(gòu)的相互作用對公司資本投資回報的影響?？疾靸蓚€或多個因素的交互作用的一種理想方式是在回歸模型中同時引入這些因素及其乘積項。然而,在本研究中,當我們在模型中同時放入投資環(huán)境、所有權結(jié)構(gòu)以及投資環(huán)境和所有權結(jié)構(gòu)的乘積項后,由于嚴重的多重共線性問題,我們很難對回歸系數(shù)做出解釋。8為此,我們退而求其次,通過采用分組回歸的方法以克服這一問題?？紤]到目前改革開放的進程中,著力改善投資環(huán)境的觀點無論是在理論上還是政策實踐上都趨于一致,幾乎沒有異議。而在關于產(chǎn)權改革上,學術界則頗有爭論。為此,從研究的政策含義角度考慮,我們將樣本按照各省的投資環(huán)境指數(shù)分成高低兩組,以考察所有權結(jié)構(gòu)對資本投資回報的影響是否依賴于投資環(huán)境。表6報告了相應的回歸結(jié)果。表6的結(jié)果表明,所有權結(jié)構(gòu)和資本投資回報的關系的確受到了投資環(huán)境的影響。具體而言,在投資環(huán)境差的地區(qū),國有上市公司的投資業(yè)績要更劣于私有產(chǎn)權控制的上市公司,而在投資環(huán)境好的地區(qū),國有上市公司和非國有上市公司在投資業(yè)績的差異上表現(xiàn)不顯著。在第一大股東持股比例對投資回報的影響上,無論是在投資環(huán)境好的地區(qū)還是差的地區(qū),控股股東集中的股權結(jié)構(gòu)都有利于資本投資業(yè)績的改善。在股權制衡方面,證據(jù)表明,在投資環(huán)境好的地區(qū),股權制衡同資本投資回報呈顯著的正向關系。但在投資環(huán)境差的地區(qū),股權制衡的正向效應不復存在,甚至可能損害了資本投資業(yè)績(市場模型1中H2_10*INV的系數(shù)為負,盡管不顯著)?；谏鲜鲎C據(jù),我們認為,在對資本投資回報的影響上,投資環(huán)境和所有權兩種因素更多地表現(xiàn)為一種互補關系而不是替代關系。換言之,外部投資環(huán)境的建設和所有權的適當安排對于上市公司資本投資業(yè)績的改善是一種相互促進關系。同時,上述證據(jù)也進一步表明,所有權結(jié)構(gòu)的內(nèi)部治理功能在一定程度上依賴于外部環(huán)境,具有明顯的狀態(tài)依存性