上市公司价值的时间效应及其内生性：实证检验与理论猜想

李雯宁

一、引言

作为现代金融学理论研究最热门的课题之一，公司价值能够用于测度企业给予其利益相关者的回报结果，是投资者选择和金融决策最重要的判别依据。①Myers S C, “The Search for Optimal Capital Structure”, in Midland Corporate Finance, 1984, Vol. 6, No.1, pp. 6—16.已有研究文献主要关注公司价值的界定、度量及其影响因素等几个方面。显然，公司价值包含了当前资产的市场价值和未来盈利能力的现值，是衡量公司经营状况和发展能力的重要指标。现金流折现模型（DCF）是较早的公司价值度量方法，随后衍生出了股利折现模型（DDM）、自由现金流贴现模型（FCFF）和调整现值模型（APV）等方法。除了折现方法外，相对估值法也是估计公司价值的常用重要方法，通常为公司的市场价值与经营活动指标的比值，例如市净率（P/B）、市盈率（P/E）、市销率（P/S）和市场价值与重置成本比率（托宾Q）等。其中，托宾Q因其内涵清晰、数据易得且容易计算，成为度量公司价值的最常用指标之一。①Tobin J, “A General Equilibrium Approach to Monetary Theory”, in Journal of Money, Credit and Banking, 1969,Vol. 1, No. 1, pp. 15—29.Stem Stewart公司提出使用经济附加值（EVA）作为衡量公司价值的指标，资本收益需要扣除债务成本和股权成本后才是真正的经济利润，从本质上说这仍然是一种是对传统现金流折现方法的修正。随着期权定价模型的兴起，Black和Scholes提出使用期权定价模型（OPM）度量公司价值，但是由于严格的假设前提和复杂的计算过程，期权估值方法并没有得到广泛应用。②Black F, Scholes M,“The Pricing of Options and Corporate Liabilities”, in Journal of Political Economy, 1973, Vol.81, No. 13, pp. 637—654.

在对公司价值定义和度量的基础上，学者们还对影响公司价值的因素进行了深入的研究。MM（Modigliani和Miller）定理认为：在无税条件下，资本结构与公司价值无关；但当存在税收时，债务成本税前扣除的税盾（Tax Shield）效应能够使企业通过提高资本结构来增加公司价值。③Modigliani F, Miller M H, “The Cost of Capital, Corporation Finance and the Theory of Investment”, in The American Economic Review, 1958, Vol. 48, No. 3, pp. 261—297.但是，资本结构的提高往往伴随着破产风险的增加，所以权衡理论认为融资决策需要权衡税盾效应带来的公司价值增加和破产风险带来的公司价值减少。④Robichek A A, Myers S C,“Problems in the Theory of Optimal Capital Structure”, in Journal of Financial and Quantitative Analysis, 1966, Vol. 1, No. 2, pp. 1—35.Jensen认为管理层在面对过多自由现金流时可能会进行过多投资或在职消费，所以增加负债可以通过减少公司的自由现金流来抑制管理者的非理性决策。⑤Jensen M C, “Agency Cost of Free Cash Flow, Corporate Finance, and Takeovers”, in American Economic Review,1986, Vol. 76, No. 2, pp. 323—329.此外，债务对管理层行为具有约束和监督作用，可以降低委托代理成本，从而提升公司价值。⑥Berger A N, Patti E B D,“Capital Structure and Firm Performance: A New Approach to Testing Agency Theory and an Application to the Banking Industry”, in Journal of Banking and Finance, 2006, Vol. 30,No. 4, pp. 1065—1102.因此，适当的负债水平可以帮助企业提高治理水平，并向资本市场传递企业具有更好发展前景和机会的信息，起到提振市场信心、增加公司价值的效果。⑦黄珺、黄妮：《过度投资、债务结构与治理效应——来自中国房地产上市公司的经验证据》，《会计研究》2012年第9期，第67—72页。但是，过高的负债会提高自由现金流并增加管理层的在职消费行为，损害公司价值，此时的债务融资不仅无法改善公司治理的水平，反而提高了委托代理成本。⑧田利辉：《国有产权、预算软约束和中国上市公司杠杆治理》，《管理世界》2005年第7期，第123—128页。

显然，另外一个影响公司价值的重要因素就是委托代理成本。所有权和控制权分离导致股东与经理人的目标并不一致，经理人会追求自身效用最大化而不是公司价值最大化，并且股东无法对经理人的行为进行全面有效的监督，由此产生的委托代理问题会损害公司价值。①Jensen M C, Meckling W H,“Theory of the Firm: Managerial Behavior, Agency Costs and Ownership Structure”, in Journal of Financial Economics Policy, 1976, Vol. 3, No. 4, pp. 305—360.因此提高公司治理水平能够降低委托代理成本，提升公司价值。例如，科学合理的薪酬激励方案设计能够保证管理层与股东的利益一致，降低管理层在决策过程中的委托代理成本，有助于实现公司价值最大化的目标。②Holmstrom B,“Moral Hazard and Observability”, in Bell Journal of Economics, 1979, Vol. 10, No. 1, pp.74—91.当激励不足时，管理层会出于自利性动机进行过度投资，使其获得更大的权力和更高的薪酬，但过度投资对企业的长期业绩损害十分明显③詹雷、王瑶瑶：《管理层激励、过度投资与企业价值》，《南开管理评论》2013年第3期，第36—46页。，而合理的激励会抑制过度投资行为。Chesney等研究发现，期权激励有助于提高管理层参与风险投资的积极性，增加公司价值创造的机会，对降低委托代理成本和道德风险具有明显正向的激励效果。④Chesney M, Stromberg J, Wagner A F, “Managerial Incentives to Take Asset Risk”, in Journal of Corporate Finance, 2020, Vol. 65, pp. 1—67.此外，股权结构也会对公司价值产生影响⑤Mcconnell J J, Servaes H, “Additional Evidence on Equity Ownership and Corporate Value”, in Journal of Financial Economics, 1990, Vol. 27, No. 2, pp. 595—612.，具有典型的倒U型曲线特征，当控股股东持股比例比较低时，随持股比例的增加公司价值明显上升，但当控股股东比例达到40%后，随持股比例的增加公司价值又开始显著下降⑥白重恩、刘俏、陆洲等：《中国上市公司治理结构的实证研究》，《经济研究》2005年第2期，第81—91页。。袁淳等发现股权集中度高，对管理层的机会主义行为的抑制作用明显，对公司运行效率和公司价值的提高具有促进作用。⑦袁淳、刘思淼、陈玥：《大股东控制、多元化经营与现金持有价值》，《中国工业经济》2010年第4期，第141—150页。

事实上，股利政策也是影响公司价值的重要因素。在不考虑所得税的情况下，MM定理认为股利政策与公司股票价格无关，但现实市场中股利的税率往往高于资本利得的税率，因此支付现金股利会降低公司价值。但是，发放现金股利可能会吸引投资者购买股票，从而提升公司价值。⑧Farrar D E, Selwyn L L,“Taxes, Corporate Financial Policy and Return to Investors”, in National Tax Journal, 1967,Vol. 20, No. 4, pp. 444—454.并且，支付股利也能通过减少自由现金流来抑制管理层损害股东利益，降低委托代理成本。①Canning G, Berry R K, “Linking Sales Compensation to the Product Life Cycle”, in Management Review, 1982, Vol.71, No. 7, pp. 43—46.此外，并购重组②张新：《并购重组是否创造价值?——中国证券市场的理论与实证研究》，《经济研究》2003年第6期，第20—29页。、政治关系③杜兴强、曾泉、杜颖洁：《政治联系、过度投资与公司价值——基于国有上市公司的经验证据》，《金融研究》2011年第8期，第93—110页。以及审计师质量④Fan J P H, Wong T J, “Do External Auditors Perform a Corporate Governance Role in Emerging Markets? Evidence from East Asia”, in Journal of Accounting Research, 2005, Vol. 43, No. 1, pp. 35—72.也是影响公司价值的因素。在公司价值的时间序列特征方面，Black提出了企业生命周期理论，并认为外部环境因素是导致企业特征变化的原因，因此公司特征随时间的变化规律具有外生性。⑤Black B S, “Shareholder Activism and Corporate Governance in the United States”, in The New Palgrave Dictionary of Economics and the Law, Palgrave Macmillan, 2002, pp.1859—1865.丁志国等提出企业的特征在上市后随时间的变化具有一般性的规律，这种规律是内生的且与外部环境无关。⑥丁志国、李甜、赵晶：《上市公司股利政策的时间效应及其内生性》，《中国工业经济》2014年第10期，第122—134页。有研究者发现上市公司价值的时变特征呈现典型的U型曲线分布⑦赵晶：《中国上市公司价值的时间效应及其内生性研究》，长春：吉林大学，2012年，第50—72页。⑧李雯宁：《上市公司价值的时间效应及其内生性特征》，长春：吉林大学，2017年，第11—21页。，但他们选择的样本长度较短。此外，有研究发现委托代理成本会随着公司上市时间的变化呈现出显著的M型时变特征⑨丁志国、张洋、丁钰洋：《上市公司委托代理成本内生时变特征的实证判别与理论猜想》，《数量经济技术经济研究》2016年第9期，第95—111页。，而上市公司破产风险则随着上市时间的变化呈现倒U型分布特征⑩郭婷婷：《上市公司破产风险时间效应的理论猜想》，《求是学刊》2017年第2期，第74—81页。。

不难发现，已有研究在公司价值的度量方法和影响因素方面给出了相对完整的理论体系和实证方法，但基本没有涉及企业上市后公司价值是否具有一般性的内生时变规律的实证检验和经济学理论解释。因此，本文以中国沪深A股上市公司数据为样本，实证判别上市后公司价值随着时间的推移是否具有一般性内生规律，并尝试给出理论猜想解释上市公司价值具有内生性时变特征的经济学原因。本研究成果能够为公司价值的理论研究和实证判别提供新视角，同时也可以为资本市场参与者和政府监管部门提供理论依据和数据支持。

二、上市公司价值时间效应的实证检验

（一）数据选取

选取中国沪深A股上市公司的全部样本，为保证研究结果的科学性和严谨性，通过以下步骤对原始数据进行处理：（1）删除金融类和已经退市的公司；（2）删除存在数据缺失值的样本；（3）考虑到2003年以前的季度数据缺失较多，选取2003年1月至2019年12月区间内的数据；（4）为保证样本数据有足够长的时间序列，所选样本至少应包含上市后12个季度的数据，故选取2003年1月至2016年12月区间内上市的公司；（5）对所有连续变量进行上下1%的缩尾处理。最终得到上市时间周期分别为13～54个季度的42组平衡面板数据，不同上市时间周期下样本公司数量的分布情况如图1所示。截至2019年12月，上市时长至少13季度的公司有1 848家，由于可观测的公司样本数量随上市时间的增加逐渐减少，上市时长为54季度的公司仅有198家。数据信息均来自国泰安CSMAR数据库。

图1 样本公司数量

（二）变量选择与模型设计

在众多公司价值的度量指标中，托宾Q是使用最广泛的。托宾Q的含义为公司的市场价值与其重置成本的比值，衡量的是企业通过实物资产创造利润和财富增值的能力，其中重置成本通常用资产的账面价值替代。托宾Q较大则说明公司具有较好的运营能力，投资者对其未来发展前景充满信心；但如果托宾Q小于1，则表明公司的市场价值低于其账面价值，投资者并不看好该企业的发展。由于托宾Q的定义清晰且容易计算，因此许多学者均在研究中采用托宾Q来度量公司价值，但托宾Q的具体计算方法存在一定差异。①杜兴强、曾泉、杜颖洁：《政治联系、过度投资与公司价值——基于国有上市公司的经验证据》，第93—110页。②肖华、张国清：《内部控制质量、盈余持续性与公司价值》，《会计研究》2013年第5期，第73—80页。为了保证实证结果的严谨性和科学性，选择两种不同的方法计算托宾Q，并作为被解释变量公司价值的测度结果，表1给出了具体的变量说明。

表1 被解释变量说明

本文拟做的主要研究是判别并解释企业上市后，随着时间的推移公司价值的一般性变化规律。选取企业上市（IPO）后的时间周期T作为实证检验的解释变量。具体选择方法为：选取季度数据时，IPO后的第一个完整季度对应的时间周期为1（T=1），第二个完整季度对应的时间周期为2（T=2），第三个完整季度对应的时间周期为3（T=3），以此类推。为了科学判别上市公司价值的时变规律，需要剔除不同年份资本市场和宏观经济因素对上市公司价值特征的影响，因此以公司上市后的时间周期为标准对数据进行排序，并不考虑上市时点的不同。本文的目标是更准确地刻画公司价值随上市时间推移可能存在的非线性变化特征，因此还需引入上市后时间周期T的二次项（T2）、三次项（T3）和四次项（T4）作为解释变量。

样本公司上市时间周期不少于48个季度的托宾Q统计特征列示于表2。托宾Q随着上市时间的推移没有呈现出线性的变动趋势，而是在上市后首先持续下降，然后在上市后3～6年区间出现小幅度上升，而后又出现下降的非线性波动趋势。显然，上述统计结果相对粗糙且简单，为进一步科学刻画公司价值的时间序列特征，需要计量模型实证检验。

表2 被解释变量的描述性统计

为判别企业上市后，公司价值的时间效应及其内生性特征，拟采用固定效应面板模型（Panel Data）。具体的模型设定如下：

式中：i代表上市公司样本，t代表时间；T代表公司上市后的时间周期；β1、β2、β3、β4分别代表T、T2、T3、T4的估计系数；ci为个体固定效应；εi,t为扰动项。

从理论上讲，如果模型（1）中T和T2的系数均显著，且T2的估计系数β2为正，表明公司价值特征具有U型时变规律，即随着上市后时间的推移公司价值呈现先下降再上升的变化特征；如果估计系数β2为负，则表明公司价值呈现倒U型的时变规律，即先上升再下降，如图2（a）所示。同样，如果模型（2）中T3的估计系数β3为正，表明公司价值的变化具有N型分布特征；当估计系数β3为负时，表明公司价值随着时间的变化具有倒N型分布特征，如图2（b）所示。如果模型（3）中T4的估计系数β4为正，表明公司价值的变化具有W型分布特征；当估计系数β4为负时，表明公司价值的变化具有M型分布特征，如图2（c）所示。

图2 含有时间项回归方程的理论图像

（三）实证结果分析

数据处理均采用Stata14.0软件。根据模型（1）～（3）对季度样本数据进行估计，由于不同的回归模型适合不同的上市时间周期，所以模型（1）主要对13～24个季度的样本数据进行回归，模型（2）主要对25～48个季度的样本数据进行回归，模型（3）主要对49～54个季度的样本数据进行回归，具体估计结果见表3。

表3 上市公司价值时间效应的估计结果

（续表3）

（续表3）

（续表3）

（续表3）

由表3和图3可知：第一，时间周期项的回归系数均显著，其中模型（1）中T2的系数符号为正，模型（2）中T3的系数符号为负，模型（3）中T4的系数符号为正，这说明公司价值随上市时间的推移，先下降，后上升，再下降，再上升，大致呈现W型分布特征；第二，由较长上市周期样本的回归结果可见，公司价值变化的第一个拐点出现在2～3年，第二个拐点在7～8年，第三个拐点出现在第12年左右，说明如果数据的时间周期较短则可能无法覆盖多个拐点，则不能真实刻画拐点的位置，所以应采用较长周期数据观测拐点位置；第三，本研究的目的是判断公司价值特征随时间序列的变化规律，因此针对不同的时间序列长度可能需要不同的模型。在较短周期的样本中，公司价值随上市时间推移呈正U型分布，但当时间延长时模型（1）则无法覆盖后面的价值波动情况，因此对中长期的样本使用模型（2）可以观察到公司价值先下降后上升之后再次下降的过程，同理对于长期数据，使用模型（3）能够刻画公司价值在第二次下降后再次上升的过程，总体而言公司价值变化具有一致性的变化规律；第四，基于半年度和年度样本数据的参数估计结果同样支持上述基本结论，印证了上市公司价值存在时间效应这一实证结论的稳健性。

图3 上市公司价值随时间的变化趋势

因此，上市公司价值的时变规律呈现显著且稳健的W型分布特征，即上市后公司价值首先下降，至2～3年时达到谷值，随后开始上升，并在7～8年时达到第一峰值，随后又开始回落，至第12年左右时达到第二谷值，之后又重新上升，其随后的时间可能仍伴有拐点出现。

三、上市公司价值时间效应的内生性特征检验

上述实证检验结果稳健表明公司价值随上市时间的推移呈现W型分布特征，尽管如此，但模型（1）～（3）只考虑了上市时间周期T的影响，而没有考虑其他影响公司价值的因素，它们可能也会对上市公司价值的时间效应产生影响。因此，为了保证实证结论的稳健性和可靠性，下面将在模型（1）～（3）的基础上引入可能影响上市公司价值的其他因素作为控制变量，进而剔除其他外生因素变化对公司价值特征的影响，再次判别企业上市后公司价值的时间效应是否具有内生性特征。

（一）模型设计

已有研究发现，影响上市公司价值特征的因素有许多。资本结构会影响公司价值，有研究表明资本结构与公司价值呈负相关关系①肖作平：《股权结构、资本结构与公司价值的实证研究》，《证券市场导报》2003年第1期，第71—76页。，但也有学者认为提高公司资本结构会增加公司价值。破产风险会损害公司价值，破产风险越大的公司，其价值也越低。速动比率可以刻画企业的短期偿债能力，能够预测财务困境，因此通常作为破产风险的代理变量。②吴世农、卢贤义：《我国上市公司财务困境的预测模型研究》，《经济研究》2001年第6期，第46—55页。委托代理问题与公司价值密切相关，委托代理成本高则意味着企业的管理制度存在问题，并损害公司价值，总资产周转率是刻画企业委托代理成本的重要指标。③宋力、韩亮亮：《大股东持股比例对代理成本影响的实证分析》，《南开管理评论》2005年第1期，第30—34页。公司的盈利能力与公司价值正相关，获利能力越强的公司，其价值越高。资产报酬率能测度单位资产创造利润大小，是度量盈利能力的常用指标。此外，资本成本也是驱动公司价值的重要因素之一。加权资本成本与公司价值呈负相关关系，因此加权资本成本越高，公司价值越低。④Rappaport A, Creating Shareholder Value: The New Standard for Business Performance, Free Press, 1986.

因此，选取以下5个控制变量：一是资产负债率（XLEV），具体采用负债合计与资产总额之比计算；二是速动比率（XQR），具体采用（流动资产合计-存货净额）/流动负债合计计算；三是总资产周转率（XTAT），具体采用营业收入与资产总额之比计算；四是资产报酬率（XROA），具体采用净利润和资产总额之比计算；五是加权资本成本（XWACC），具体采用（债务资本/总资本）×债务资本成本×（1-企业所得税税率） +（权益资本/总资本）×权益资本成本计算。

下面将在模型（1）～（3）中，加入可能对公司价值产生影响的控制变量，进一步实证判别企业上市后公司价值的时间效应是否具有内生性特征，具体的模型设定如下：

式中：i代表上市公司样本；t代表时间；T代表公司上市后的时间周期；β1、β2、β3、β4分别代表T、T2、T3、T4的估计系数；控制变量XControls分别为XLEV,i,t、XQR,i,t、XTAT,i,t、XROA,i,t和XWACC,i,t，分别代表资本结构、破产风险、委托代理成本、盈利能力和资本成本；ci为个体固定效应；εi,t为扰动项。

（二）实证结果分析

由实证参数估计结果和图4可知：第一，在加入控制变量后，时间周期项的回归系数均显著，其中模型（1）中T2的系数显著且符号为正，模型（2）中T3的系数显著且符号为负，模型（3）中T4的系数显著且符号为正。这表明在加入可能对公司价值产生影响的控制变量后，公司价值仍然呈现W型时变规律，即随着上市时间的推移，公司价值先下降后上升，再下降再上升，与前文实证结论一致。第二，由较长上市周期样本的回归结果可见，公司价值变化的第1个拐点出现在2～3年，第2个拐点出现在7～8年，第3个拐点出现在12年左右。公司价值整体变动特征同未加入控制变量前基本一致。第三，基于半年度和年度数据样本的参数估计结果同样支持上述实证检验结果，表明实证结论具有非常好的稳健性。

图4 基于控制变量的上市公司价值时变趋势图

毋庸置疑，企业的资本结构、委托代理成本、破产风险、盈利能力和资本成本等因素会对公司价值具有显著影响，但是公司价值随上市时间推移呈现的W型时变规律仍然显著且稳健。因此，上市公司价值的时间效应具有内生性特征。

四、基于公司规模和盈利能力划分的上市公司价值时间效应的再检验

为了保证上述实证结果的严谨性和稳健性，本文还以公司规模和盈利能力为划分标准，对样本公司进行分组回归，再次对上市公司价值的时间效应进行实证检验。

（一）区分公司规模的上市公司价值的时间效应检验

委托代理理论指出，管理层希望公司规模越大越好，因为他们能从公司资产中为自己谋利。 因此，管理层为了扩大公司规模，可能会投资于那些本不该进行的项目，过度投资会导致公司价值下降。另外，大规模公司具备更强的负债能力和负债意愿，所以大规模公司陷入财务困境的可能性比小公司要高，因此企业规模过大可能导致公司价值下降。但是，大规模公司由于规模效应和多元化，相比小公司具有更强的风险抵御能力，因而被破产清算的概率更小。以样本公司规模（总资产的自然对数）的均值作为分组依据，将样本公司划分为小规模、中等规模和大规模3组，均值分别为20.19、20.80和22.01。

由区分公司规模的上市公司时间效应估计结果和图5可知：公司价值随上市时间的推移大致呈现W型分布特征，即随着上市时间的推移，公司价值先下降、后上升、再下降、再上升，与前文结论一致。由较长上市周期样本的回归结果可见：小规模公司在2年左右出现第1个拐点，在7年左右出现第2个拐点，在12年左右出现第3个拐点；而大规模公司的第1个拐点出现在4年左右，并且由于样本长度的限制，大规模公司的公司价值时变趋势图无法完全覆盖整个变化过程。由此可见，企业的规模影响了公司价值时间效应的拐点，小规模公司的第一个拐点比大规模公司的要早2年左右。产生这一现象的原因可能是相对于大公司而言，小规模公司在修正自身经营决策和财务决策方面具有更大的灵活性和调整空间，进而导致上市后小规模公司的价值变化速度明显快于大规模公司。

图5 区分公司规模的上市公司价值时变趋势图

（二）区分盈利能力的上市公司价值的时间效应检验

企业的盈利能力对公司价值具有显著影响，公司的获利能力越强其价值就越高。本文采用样本公司资产报酬率的均值为分组依据，划分为低盈利能力、中等盈利能力和高盈利能力三组样本数据，均值分别为0.0287、0.0603和0.1014。

由区分盈利能力的上市公司时间效应估计结果和图6可知：公司价值随上市时间的推移大致呈现W型分布特征，即随着上市时间的推移，公司价值先下降、后上升、再下降、再上升，与前文结论一致。由较长上市周期样本的回归结果可见：低盈利能力公司在2.5年左右出现第1个拐点，在7.5年左右出现第2个拐点，在11年左右出现第3个拐点；而高盈利能力公司的第1个拐点出现在4年左右，并且由于样本长度的限制，高盈力能力公司的公司价值时变趋势图无法完全覆盖整个变化过程。企业盈利能力影响了公司价值波动的拐点，低盈利能力公司的第1个拐点比高盈利能力公司早1.5年，产生这一现象的原因可能是低盈利能力公司的管理层受到了更多来自股东的业绩压力和经理人市场的竞争，所以有动力积极调整经营决策，使得公司价值的变化速度更快。

图6 区分盈利能力的上市公司价值时变趋势图

五、上市公司价值内生性时间效应的理论猜想

实证检验结果表明：上市公司价值呈现W型的内生性时变规律，表现为先下降后上升、再下降再上升的特点，且上述时变规律在考察不同频率和类型划分的样本时均具有稳健性。那么，为什么公司价值会在企业上市后呈现出一般性的内生时变规律呢？本文基于管理者上市亢奋的视角给出理论猜想，解释上市公司价值的时间效应及其内生性特征。

第一，上市亢奋与企业过度投资。成功上市几乎是所有企业发展过程中最为重要的事件，成功上市带来的冲击通常会改变管理层的经营策略和决策依据，产生上市亢奋效应，即管理层会在公司上市后产生非常强烈的投资冲动。这是因为：（1）过去为谋求上市机会，管理层的投资欲望被长期抑制，上市成功则消除了这些约束，直接刺激了管理层的投资冲动；（2）通过上市融资企业获得了比以往充裕的资金，同时企业债权融资成本也显著下降，进一步刺激管理层的投资冲动；（3）企业声望的提升以及信息获取难度的降低，使上市公司获得更多的投资选择和机会。因此，上市亢奋会使管理者过度投资行为变得严重，进而过度承担的风险使得公司价值在上市初期开始下降。

第二，管理层目标偏离与委托代理问题。公司成功上市能够为股东、管理层和职员（尤其是拥有股权的职员）带来丰厚收益，因此上市前他们的目标一致，即努力工作帮助企业成功上市，从而同时实现公司价值和个人财富的最大化。企业上市后，在巨大潜在利益的驱动下，管理层与股东的目标可能会发生偏离。以自身利益最大化为目标的股东会更加关注企业的长期发展，而管理层则更加在意自身持有的股票是否能迅速变现换取超额收益。同时，企业上市后往往伴随着自由现金流的大幅增加，这会激发管理者在职消费和提高工资津贴等自利行为，侵害公司利益。此外，人力资本是企业未来发展的宝贵资源，但当上市激励消失，公司员工的努力程度会下降，并且上市融资带来的巨额收益，可能会导致人才的流失或消极怠工行为。因此，公司上市后管理层私人目标与最大化公司价值发生偏离，导致委托代理成本增加，使得公司价值在上市初期显著下降。

第三，信息披露要求与市场选择压力。公司上市后需要定期披露财务报告和对投资者产生影响的信息，因此市场能够捕获有关管理人工作态度和能力的信息。上市初期发生的过度投资和委托代理问题会导致业绩的下滑和股价下跌。一方面，这会限制企业的融资能力，抑制管理者的过度投资行为。同时，股东会通过加强监督和激励手段促使管理者调整其经营决策。另一方面，由于管理层对公司价值的减少负有不可推卸的责任，他们也会面临失去职位的经理人市场威胁。因此，经过一段时间权衡之后，管理层发现努力工作才是实现其自身价值最大化的占优策略，致使委托代理成本开始下降，因而公司价值又开始回升。

第四，破产风险与资本结构选择。债务既可以通过税盾效应提升公司价值，也可能因其带来的破产风险降低公司价值。当债务水平过高时，为避免陷入财务困境管理层会调整投融资决策，减少债务比例，从而降低破产风险。如果债务水平较低，管理层考虑到债务的税盾效应也会增加负债。由于公司的境况并非一成不变，管理者会根据实际情况调整和优化资本结构，进而导致公司价值的持续波动。

在企业经营过程中，管理者有攫取私人利益的操作空间，有可能实施在职消费、侵占公司财产甚至是参与内幕交易等损害公司价值的行为。与此同时，管理者始终受到股东监督、绩效约束以及经理人市场压力。因此，管理者会在私人利益和机会成本之间不断权衡，导致公司价值持续波动。

六、结论

本文采用2003—2019年中国沪深A股上市公司的全样本数据，实证检验上市公司价值的一般性时变规律及其内生性特征，并基于上市亢奋的理论猜想，结合委托代理和理性权衡理论，给出上市公司价值具有内生性时间效应的经济学解释。

实证结果表明：上市公司价值呈现显著且稳健的W型时变规律，且时间效应具有内生性，具体表现为先下降后上升、再下降再上升的特征；3个拐点大致出现在上市第2～3年、7～8年和12年左右；在引入可能对公司价值产生影响的控制变量后，上市公司价值的时变规律仍然显著且稳健，表明上市公司价值的时间效应具有内生性特征；在区分公司规模和盈利能力时，虽然拐点位置有所差异，但并没有改变基本结论。理论猜想认为：由于上市亢奋效应，管理层的不谨慎投资甚至过度投资会导致上市初期公司价值的下滑；同时，在巨大潜在利益的驱动下，上市后管理层与股东目标偏离，更关注私人利益，导致委托代理成本增加，也会使得公司价值在上市初期显著下降；由于强制信息披露机制、投资人监督以及可能失去职位的威胁，致使管理层进一步发现其实现价值最大化的最优选择应该是尽职工作，因此委托代理成本又逐步下降，公司价值则开始出现回升；由于公司情况不断变化，管理层需要在债务的税盾效应和破产风险之间权衡，理性地调整资本结构，同时管理层也必须在私人利益和机会成本之间不断地进行理性权衡，最终导致公司价值持续波动。因此，上市公司价值具有内生性时间效应。本研究成果能够为公司价值的理论研究和实证判别提供新视角，同时也可以为资本市场参与者和政府监管部门提供理论依据和数据支持。