公司治理机制与公司价值内生性实证研究

杜 沔，邵 欢，万 欢

（汕头大学商学院，广东 汕头 515063）

公司治理机制与公司价值内生性实证研究

杜 沔，邵 欢，万 欢

（汕头大学商学院，广东 汕头 515063）

探讨公司治理机制与公司价值外生与内生实证检验方法对实证结果产生的影响，通过建立一个由大股东持股比例、管理层持股、外部独立董事比例、债务融资水平与公司价值5个治理变量5个模型的联立方程模型系统分析框架，采用沪深922家上市公司2007-2011年4610个样本数据，分别采用单方程普通最小二乘法的一阶估计与联立方程的二阶与三阶估计方法进行检验，通过实证结果比较分析三种检验方法存在的不同。实证结果表明：OLS与2SLS估计有所不同；2SLS与3SLS估计结果也存在差异，由于OLS、2SLS估计是有偏的,应该采用三阶最小二乘法估计结果；且公司治理机制与公司价值之间存在内生性，公司治理机制之间也存在内生性。

内生性；因果关系；公司治理机制；公司价值

一、引 言

20世纪80年代以后公司治理机制与公司价值关系的实证研究受到世界金融领域的广泛关注，基本形成两种假设，外生性与内生性假设。早期的研究往往把公司治理结构视为外生变量，认为这些公司治理机制单向影响公司价值，且公司治理机制本身不受其他因素的影响。这种假说主导了相关实证研究很多年，但却始终无法解开这样一道难题：如果不同的公司治理结构会影响公司价值，那么有效市场竞争会自动淘汰价值较低的公司，最终导致整个市场只留下唯一的最优公司治理结构。然而，现实并非如此。现实中存在着许许多多差异显著的公司治理结构并始终困扰着外生假说。内生假说认为，公司治理结构本身并不是一个独立的外生变量，而是有关公司所属行业、公司规模和战略、公司治理机制乃至外部政治、文化和法律环境等诸多微观和宏观因素共同作用的均衡结果。由于每个公司所处的内部和外部环境存在差异，它们会根据具体情况权衡公司治理结构和公司价值最大化之间的关系，从而导致不同的治理结构并存。内生性进一步假设公司治理机制与公司价值是双向因果，究竟是“好的公司治理导致高的公司价值，还是高公司价值更容易选择更好的治理机制”？这一问题却没有指明。值得注意的是这方面的文献不能对其关系得出统一的结论，至今也仍然没有一个公认与完整的分析框架。本文通过建立一个由大股东持股比例、管理层持股、外部独立董事比例、债务融资水平与公司绩效5个内生变量5个模型的联立方程模型系统分析框架，采用沪深922家上市公司2007-2011年期间4610个样本数据，分别采用普通最小二乘法的一阶、联立方程的二阶与三阶估计方法进行检验，通过实证结果比较分析三种检验方法的不同。验证公司治理机制与公司价值之间，公司治理机制之间是否存在内生性。

二、国内外公司治理与公司价值关系的实证文献回顾

（一）国外股权结构与公司价值关系文献回顾

自从Demsetz与Lehn［1］采用单方程模型与最小二乘法检验方法，得出了大股东持股比例与公司会计绩效没有关系的结论之后，有很多学者进行了相关研究，例如 Holderness和 Sheehan［2］、Morck，Shleifer和Vishny［3］、McConnell和Sercaes［4］、Hermalin和Weisbach［5］、Craswell、Taylor和Saywell［6］等人先后采用单方程模型与最小二乘法检验股权集中度、管理层持股与公司价值的关系，得出了倒U型、正相关、没有相关性等不一致的结论。1996年以后大量的实证研究采用二阶与三阶联立方程的方法检验股权结构与公司价值的关系：Chung和Prutii［7］，Loderer和Martin［8］与Demsetz和Villaonga［9］对美国公司样本进行检验，得出正相关、不相关结论；Cho［10］，Himmelberg，Hubbard和Palia［11］对全球公司样本进行检验，得出股权结构不影响公司价值，但公司价值影响股权结构，在经济紧缩环境下，管理层持股与公司绩效是内生决定的结论；Perderson和Thomsen［12］对欧洲公司样本进行检验，得出管理者持股比例与公司绩效正相关结论；Mak和Li［13］对新加坡公司样本绩效检验，得出股权结构和董事会结构是相关的，但股权结构和董事会结构均与公司价值无关的结论；Emma Welch［14］对澳大利亚公司样本进行检验，得出股权比例与公司绩效无关结论；Panayotis Kapopoulos，SophiaLazaretou［15］对希腊公司样本进行绩效检验，得出公司绩效与股权集中度正相关结论；vera和ugedo［16］对西班牙公司样本分别进行实证检验，得出大股东持股与公司价值正相关结论，反过来结论不成立，他们的研究结论表明最小二乘法检验的结果与联立方程二阶、三阶的检验结果不同，说明股权结构与公司绩效是存在内生性决定的。

（二）国内股权结构与公司绩效关系文献回顾

国内自2003年以前的研究主要采用最小二乘法单方程估计方法。2003年张宗益和宋增基［17］第一个采用联立方程二阶段最小二乘法估计之后，2004年宋敏、张俊喜和李春涛［18］；2006年李汉军和张俊喜［19］；2007年曹廷求、杨秀丽和孙宇光［20］分别采用联立方程二阶段、三阶段最小二乘方法，说明股权结构与公司绩效是内生决定的，但得出股权结构与公司绩效关系存在较大分歧，说明在样本选择、变量选择与方法选择存在值得商榷的问题，有待进一步研究。

（三）国外董事会结构与公司绩效关系的文献回顾

早期研究董事会结构指标主要有外部董事比例、董事会规模、董事长与经理两职分离。Byrd和Hickman［21］采用单方程最小二乘法对1980-1987年美国128家收购要约投标的样本公司进行检验,得出独立董事比例与公司绩效呈显著的倒U型关系；Coles、Daniel和Naveen［22］得出复杂公司比简单公司拥有更大规模的董事会和更多外部董事。在复杂公司，公司价值随董事会规模增大而增大；Duchin，Matsusaka和Ozbas［23］对美国1996-2005年2897家公司样本进行检验，得出董事会独立性对业绩确实有影响，且影响取决于信息成本：若成本低，业绩随外部董事增加而增加；若成本高，业绩随外部董事比率增加而减小。以上研究得出独立董事比例与公司绩效呈显著的倒U型关系。

自Bhagat和Black［24］采用内生性研究方法得出绩效差的企业增加了董事会的独立性,没有证据表明董事会独立性好的上市公司业绩较好这一结论之后，采用内生性研究的有：Prevost、Rao和Hossain［25］采用联立方程三阶最小二乘法对新西兰上市公司的样本进行检验，得出董事会组成与公司绩效正向相互影响，外部董事比例与董事会规模正相关，与内部人持股非线性相关；Lehn、Patro和Zhao［26］采用单方程二阶最小二乘法对1935-2000年81家美国上市公司的样本进行检验，经内生性处理后，得出董事会结构、规模与公司绩效无关；Coles，Daniel和Naveen［27］采用三阶最小二乘法对1992-2001年美国上市公司样本进行检验，得出复杂公司比简单公司拥有更大规模董事会和更多外部董事；公司价值与董事会规模呈U型关系。这些研究结论与以上外生假设的研究结论存在差异。

（四）国内在董事会结构与公司绩效关系文献回顾

国内在董事会结构与公司价值方面，采用最小二乘法单方程检验的有：李有根和赵西萍等［28］采用1998、1999年沪深新上市的91家公司样本进行检验，得出独立董事比例与公司绩效呈U形关系；高明华和马守莉［29］采用最小二乘法对沪深2001年的1018个上市公司样本进行检验；肖曙光［30］采用多元回归分析对1998-2003年的全部A股上市公司1264家样本进行检验，杨慧馨与侯薇等［31］对上市公司进行检验，一致得出独立董事比例与公司绩效不存在显著相关性；靳云汇与李克成［32］采用最小二乘法对沪深两地1999年新上市的公司进行检验，得出独立董事比例与公司绩效正相关结论；以上实证检验方法主要是统计描述与最小二乘法的一元回归检验方法，且结论不一。

国内首先采用考虑内生性的两阶段最小二乘检验的有王华和黄之骏［33］等，他们采用2001-2004年的143家高科技上市企业进行检验，得出经营者股权激励与独立董事比例存在显著的反向互动关系，而经营者股权激励和非执行董事比例存在显著的正向互动关系，独立董事比例与企业价值间存在显著的负向互动关系，非执行董事与企业价值间存在正向互动关系；王跃堂和赵子夜等［34］采用单方程二阶最小二乘法对2002-2004年A股3476家上市公司样本进行检验，得出独立董事比例和公司绩效显著正相关。由此可见国内关于董事会结构与公司价值关系的实证研究主要采用单方程估计，2006年以后开始有学者采用联立方程，但还是采用单方程估计的两阶段最小二乘检验检验。

（五）目前国内公司治理与公司价值关系的实证研究存在的不足与本文的贡献

总的来说，国内公司治理机制与公司价值关系实证研究采用内生性假设研究刚刚开始，大多数研究采用2007年股改以前的数据，大多数文章对单方程一阶最小二乘法估计、联立方程单方程二阶估计与联立方程系统三阶估计方法的差异没有充分认识，另外对于“联立方程内生变量的选取不同会引起实证结论不同”这一问题没有引起足够的重视。本研究的贡献是：

（1）针对以前国内公司治理与公司价值实证研究，采用内生假设的联立方程检验方法大多采用2007年以前样本数据，样本较旧，样本期间较短，样本量太小，对于联立方程可能出现偏差。本文采用2007-2011年深沪922家上市公司4610个数据样本。

（2）针对目前国内外公司治理与公司价值实证研究较多比较一阶估计与二阶估计的区别，忽视单方程二阶最小二乘法估计与三阶段系统估计的原理的区别，本研究针对此问题，不但比较一阶与二阶估计的区别，而且比较二阶与三阶估计的区别。

（3）本研究中董事会特征采用外部董事比例这一指标，与杜沔等［35］采用的联立方程中采用董事薪酬有所不同，试图比较当内生变量选取不同时是否对实证结果产生影响。

三、研究方法的理论依据

（一）单方程计量模型与普通最小二乘法估计方法

目前大部分公司治理与公司价值关系的研究采用普通最小二乘法，存在以下问题：首先，单方程计量经济学模型是用单一方程描述某一经济变量与影响该变量变化诸因素之间的关系，揭示单向因果关系，没有系统揭示经济系统中各部分、各因素之间的关系。其次，是随机解释变量问题，方程的解释变量中出现随机变量，而且解释变量与误差项相关，由于解释变量各种公司治理机制：管理层持股、大股东持股、董事会结构、经理薪酬、债务融资比例等可能与误差项相关，就单方程模型的最小二乘法估计存在的问题来讲，单方程线性模型假定解释变量是确定性变量并与随机误差项无关，如果某个或多个变量是随机变量且与随机误差项相关，采用最小二乘法估计是有偏的。再次，损失变量信息问题，如果用单方程模型的方法估计某一个方程，将损失变量信息①参见李子奈，计量经济学，2000年版，163页。。

但是由于最小二乘法估计简单，充分利用样本数据信息，在实际上各种变量经常不具有相同的样本容量，采用联立方程模型估计方法所付出的代价经常是牺牲了该方程所包含的变量的样本数据信息，所以最小二乘法估计常常被应用。

（二）联立方程计量模型的单方程估计方法

联立方程计量经济学模型单方程估计方法，每次只估计模型系统中的一个方程，依次逐个估计；联立方程单方程估计方法每次只对一个结构方程进行估计，能够解决联立方程模型系统中每一个方程中的随机解释变量问题。利用了有限信息，对于没有包含在所估计结构方程中的变量的样本数据信息，只是部分地利用了，而对于方程之间的关系信息，则完全没有利用，是一种有限信息估计方法。①参见李子奈，计量经济学，2000年，172页。

二阶段最小二乘法估计是一种单方程估计方法，存在损失方程之间的信息问题，联立方程模型系统中每个随机方程之间往往存在某种相关性，表现于不同方程随机误差项之间。如果用单方程模型的方法估计某一个方程，将损失不同方程之间相关性信息。

（三）联立方程模型系统估计方法

因为联立方程系统估计方法三阶段最小二乘法是一种同时对全部方程进行估计的方法，同时得到所有方程的参数估计量，联立方程模型的系统估计方法能解决方程中解释变量是随机变量，且与误差项相关的问题，能解决损失变量信息问题与损失方程之间的信息问题，而各种公司治理变量之间或与绩效之间相互影响问题，既是解释变量与被解释变量的关系问题，也是方程与方程之间的变量关系问题。系统估计同时估计全部结构方程，利用了模型系统的全部信息，因此系统估计方法的参数估计量具有良好的统计特性①。

假设1，单方程模型普通最小二乘法估计与联立方程模型的单方程估计下公司治理机制与公司价值之间关系不同。

假设2：联立方程计量模型的单方程估计与联立方程模型系统估计下公司治理机制与公司价值之间关系不同。

假设3：单方程模型普通最小二乘法估计与联立方程模型的单方程估计下各种公司治理机制之间关系不同。

假设4：联立方程计量模型的单方程估计与联立方程模型系统估计下公司治理机制之间关系不同。

四、研究设计

（一）变量设计及控制变量

管理层持股水平（MH）：管理层持股原始比例（MH）用年末公司全部高级管理人员中，除开董事、监事以外的其他高级管理人员所持有的股票总数占总股本的比例来表示（见表1）。

表1 控制变量定义

独立董事比例（Out_share）：本文选择独立董事比例来衡量董事会的监督能力。

公司价值采用托宾Q衡量：按照目前国内学者普遍采用的计算方法：其计算公式为：托宾Q值=公司市场价格/公司重置成本=（年末流通市值＋非流通股份占净资产的金额＋长期负债合计＋短期负债合计）/年末总资产。

（二）研究模型设计

为了比较以上提出的单方程与联立方程模型的区别，比较单方程估计与系统估计的区别，我们建立联立方程1-5模型，其中四个公司治理变量（MH、LA5、Out_share、D/V）及TBQ是内生变量，其他均为外生变量。分别采用单方程模型的方法估计（OLS估计）与联立方程模型的单方程估计（2SLS估计）与系统估计（3SLS）三种估计方法进行对比。

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）数据来源及样本选择

参考以往研究者的方法，本文选取样本期2007-2011年，数据来源于国泰安信息技术有限公司（GTA）的CSMAR数据库，根据研究的需要我们剔除以下公司：

（1）鉴于金融行业的会计标准和其他行业存在不同，为统一标准本文剔除属于金融类的公司所有数据。（2）考虑到不同市场因素和制度因素的影响，剔除在A股上市同时，在B股、H股和N股也发行股票的样本公司。（3）考虑到被ST、*ST、**ST、PT类等发生巨额亏损的公司的不稳定性，剔除选择区间内上述类型公司。（4）为保证数据的可信性和时效性，本文研究的时间区间内的公司必须是持续经营的，因此本文剔除有上述原因引起问题的公司。（5）剔除数据有问题和数据不全样本公司。

最终我们得到样本公司922家，共计4610个样本数据，采用统计软件stata12.0进行检验。

五、实证分析与结果

为了检验公司治理变量与公司价值之间的关系，我们分别采用经典的单方程计量经济模型的估计方法一阶最小二乘法与联立方程模型单方程估计二阶最小二乘法与系统估计方法三阶最小二乘法进行估计分别进行比较。

（一）单方程公司治理变量与公司价值回归结果分析

分别对1－5模型的每一个方程进行最小二乘法面板数据回归，其结果如表2所示：

（二）采用联立方程单方程估计方法检验公司治理变量与公司价值关系

采用二阶段最小二乘法2SLS对联立方程进行估计，结果如附表3所示。

从表3中可知：管理层持股与TBQ互为正相关，大股东持股比例与TBQ互为正相关，外部董事比例与TBQ互为不相关，债务融资比例与TBQ互为负相关，以上结论与OLS估计结果不相同，支持假设1。

（三）采用联立方程系统估计方法3SLS检验公司治理变量与公司价值关系

采用三阶段最小二乘法3SLS对联立方程进行估计，结果如表4所示。

表2 公司治理机制与公司价值关系最小二乘法OLS面板数据回归结果

从表4中可知：管理层持股与TBQ互为正相关，大股东持股比例与TBQ互为正相关，外部董事比例与TBQ互为不相关；债务融资比例与TBQ互为负相关；以上结论与OLS估计和2SLS与估计结果不相同，支持假设2。

表3 公司治理机制与公司价值关系二阶段最小二乘法2SLS面板数据回归结果

（四）将以上OLS、2SLS与3SLS估计三个表格主要内生变量合并（见表5）

表4 公司治理机制与公司价值关系三阶段最小二乘法3SLS面板数据回归结

从表5实证分析结果可以得到以下主要结论：管理层持股、股权集中度、独立董事比例、债务融资与公司价值之间的相互关系如下：

1.在普通最小二乘法OLS下，管理层持股与公司价值之间不存在相关性；2SLS与3SLS估计下，管理层持股与公司价值正向双向互动关系，在3SLS估计下显著性较高（1％水平上显著）；说明在OLS、2SLS与3SLS下的估计结果存在差异，支持假设1，管理层持股与公司价值之间存在内生性。

表5 主要治理变量与公司价值关系的内生变量比较结果

2.在普通最小二乘法OLS估计，股权集中度正向影响公司价值，公司价值不影响股权集中度；而在2SLS下，股权集中度与公司价值之间不存在相关性；在3SLS下，股权集中度与公司价值之间互为正相关，在OLS、2SLS与3SLS下的结果存在差异，支持假设1与2，股权集中度与公司价值之间存在内生性。

3.不论是在普通最小二乘法OLS下还是在2SLS与3SLS下时，独立董事比例与公司价值之间不存在相关性。

4.不论是在OLS下，还是2SLS或3SLS下，债务比例与公司价值互为负相关，反向互动，显著性很强，都在1％水平显著。

5.从模型5的回归结果还发现，在2SLS与3SLS估计下，管理层持股、股权集中度、独立董事比例及债务融资水平的回归系数都要比OLS估计下的回归系数大十多倍至几十倍甚至几百倍，说明OLS估计结果与2SLS与3SLS估计差别较大，2SLS与3SLS系数差别较小。支持假设1。

管理层持股、股权集中度、独立董事比例、债务融资比例之间相互关系如下：

1.在OLS与2SLS估计下，管理层持股与股权集中度之间互为不相关，3SLS估计下，管理层持股与股权集中度互为负相关，说明管理层持股与股权集中度互相替代。支持假设4。

2.不论是OLS估计下，还是在2SLS与3SLS估计下，股权集中度与外部董事比例互为不相关，说明两种治理机制不存在相关替代与补充。

3.在OLS估计下，管理层持股与独立董事比例之间没有相关性，在2SLS与3SLS估计下管理层持股正向影响独立董事比例，但独立董事比不影响管理层持股，管理层持股机制加强了独立董事比例。说明管理层持股治理机制可以替代独立董事比例，而独立董事比例不能替代管理层持股。支持假设3。

4.在OLS下，管理层持股不影响债务融资比例，债务融资负向影响管理层持股，在2SLS与3SLS估计下，管理层持股与债务融资比例互为正相关，管理层持股与债务融资比例两种机制可以互相替代。支持假设3。

5.在OLS与3SLS估计下，股权集中度正向影响债务比例，债务比例不影响股权集中度；在2SLS估计下，股权集中度与债务比例之间没有相关。支持假设3与4，说明股权集中度可以替代债务比例，债务比例不能替代股权集中度。

6.在OLS估计下，外部董事比例与债务融资比例互为不相关，在2SLS与3SLS估计下，债务比例正向影响外部董事比例，外部董事比例不影响债务融资比例，支持假设3，说明债务比例可以替代外部董事比例，外部董事比例不能替代债务融资比例。

六、主要结论、解释与研究局限

（一）主要结论与解释

从以上结论1、2、5可知，在OLS、2SLS与3SLS的估计下公司治理价值与公司价值关系结果存在差异，验证我们的假设1与2；从以上结论6、8、9、10、11可知各种治理机制之间的关系在OLS与2SLS，2SLS与3SLS之间也存在不同，验证我们的假设3与4。

究竟应该以什么估计的结果为检验结果呢？单方程计量模型与最小二乘法的检验方法存在两个主要问题：只考虑某一个单一的变量对公司价值的影响不能系统的考虑问题，存在偏差。其次，是随机解释变量问题，方程中解释变量中出现随机变量，而且解释变量与误差项相关时，估计是有偏的；再次，损失变量信息问题，如果用单方程模型的方法估计某一个方程，将损失变量信息，故在OLS估计下存在偏差。两阶段最小二乘法是联立方程单方程估计方法每次只对一个结构方程进行估计，能够解决联立方程模型系统中每一个方程中的随机解释变量问题。利用了有限信息，但是一种单方程估计方法，存在损失方程之间的信息问题，估计结果也存在偏差。三阶段最小二乘法是一种联立方程模型的系统估计方法，能解决方程中解释变量是随机变量且与误差项相关的问题，能解决损失变量信息问题与损失方程之间的信息问题，各种公司治理变量之间或与公司价值之间相互影响问题，既是解释变量与被解释变量的关系问题，也是方程与方程之间的变量关系问题。系统估计同时估计全部结构方程，利用了模型系统的全部信息，因此系统估计方法的参数估计量具有良好的统计特性。因此，应该以三阶最小二乘法估计结果为依据。

从以上OLS、2SLS与3SLS下的估计结果存在差异可以说明公司治理变量与公司价值存在内生性，公司治理变量之间也存在内生性，公司治理机制与公司价值存在互为因果关系，公司治理机制之间存在着很强的内生性，一种机制的实施可能替代或加强其他机制。

（二）研究局限

在进行公司治理机制与公司价值关系的实证检验中，不同上市公司的制度背景、不同的样本区间，不同的样本、不同的内生变量的选取对结论会有所影响。联立方程系统估计方法也需要小心解释，虽然联立方程系统估计方法比单方程估计有很大的优点，但是，由于内生变量的选取也只是一个经验值，另外由于联立方程需要选取的内生变量较多，如果其中一个变量的样本较少，就可能造成整个联立方程选取的样本量大大的减少，也存在损失样本信息问题。公司治理的模型的设定如果错误的定义系统方程会造成严重的偏差，这是一个需要多次检验加以论证的问题。

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（责任编辑：佟群英）

F 121·26

A

1001－4225（2014）06－0062-11

2014-07-20

杜 沔（1959-），女，广东澄海人，汕头大学商学院教授，硕士生导师；

邵 欢（1989－），男，湖南娄底人，汕头大学商学院硕士研究生；万 欢（1989-），女，湖南长沙人，汕头大学商学院硕士研究生。

教育部人文社会科学规划项目“公司治理：制度安排还是市场选择？”（10YJA630028）；

汕头大学国家基金培育项目（NFC10003）