兴业基金-多元化折价与控股股东多元化动机-一个代理理论视角的拓展(2006年)(共36页)

1、多元化折价与控股股东(gdng)多元化动机一个代理理论视角(shjio)的拓展类 别：行业(hngy)公司类课题研究人：辛曌选 送 单 位：兴业基金管理有限公司多元化折价与控股股东多元化动机一个代理理论视角(shjio)的拓展内容提要(ni rn t yo)企业多元化与以托宾q度量的企业绩效（企业价值）之间的负向关系被称为(chn wi)多元化折价。这是一个非常重要的发现，自Wernerfelt and Montgomery（1988）、Lang and Stulz（1994）和Berger and Ofek（1995）的研究后，许多学者对多元化折价进行了理论和实证解释。对于多元化折价的理论解

2、释大致可以划分为三种：代理理论、无效率内部资本市场理论和最优多元化理论。其中，代理理论用管理者和股东之间的代理冲突很好地解释了管理者的多元化动机损害企业价值，从而产生多元化折价；内部资本市场理论认为代理冲突和信息不对称可能导致多元化企业内部资本市场无效率配置，不过另一方面，内部资本市场也可能会有效率的配置资源，这一理论很好的解释了为什么有些多元化企业存在折价，而有些则不是。最优多元化理论则认为尽管存在多元化折价，但多元化并不导致多元化折价，多元化是企业的最优化选择行为。除此之外，一些研究认为是由于实证分析中样本选择和度量偏差问题，从而导致了多元化折价结果的出现，控制住这些因素后，多元化折价现象

3、会减弱或消失，甚至还出现了多元化溢价。基于中国的现实，本文在代理理论视角下对企业多元化理论进行了拓展，引入控股股东和中小股东的代理关系分析控股股东的多元化动机。在这个拓展模型框架下，假设多元化程度作为控股股东的掠夺利益的一种表现形式，因此可以预期，当控股股东控制权越大时，股东之间的股权制衡程度也较低，其对中小股东的掠夺越大，就越不情愿通过多元化的形式来进行掠夺；相反，当控股股东控制权较小时，由于股东之间的股权制衡程度较大，因此，对于中小股东的掠夺就越不容易，此时，通过多元化形式的利益掠夺动机就会增强。可以预期多元化程度与控股股东的控制权呈负向关系，而同股权制衡呈正向关系。接着我分别引入超额价值

4、法和Herfindahl指数来度量多元化程度，以国内企业多元化的相关数据进行了相关的实证分析，在面板数据中，我提供了非常全面地反映企业多元化经营的样本，尽管采用单位计数法度量多元化程度，但这也是基于我的大量手工整理工作之上的，实证结果检验了控股股东多元化动机模型等理论假说。最后，根据本文的实证研究，提出了如下政策建议：进一步加大国内市场投资者保护力度、进一步完善上市公司信息披露(p l)和行为约束制度、优化上市公司股权结构和治理结构等。目 录 TOC o 1-3 h z HYPERLINK l _Toc127087694 1、前言 PAGEREF _Toc127087694 h 3 HYPER

5、LINK l _Toc127087695 2、相关(xinggun)文献综述 PAGEREF _Toc127087695 h 0 HYPERLINK l _Toc127087696 3、多元化折价与控股(kn )多元化动机的理论建模 PAGEREF _Toc127087696 h 5 HYPERLINK l _Toc127087697 3.1模型(mxng)构建 PAGEREF _Toc127087697 h 6 HYPERLINK l _Toc127087698 3.2 模型拓展 PAGEREF _Toc127087698 h 9 HYPERLINK l _Toc127087699 3.3

6、模型的现实解释力 PAGEREF _Toc127087699 h 12 HYPERLINK l _Toc127087700 4、实证检验 PAGEREF _Toc127087700 h 13 HYPERLINK l _Toc127087701 4 .1中国行业分类标准 PAGEREF _Toc127087701 h 13 HYPERLINK l _Toc127087702 4.2 一个面板数据的实证检验 PAGEREF _Toc127087702 h 15 HYPERLINK l _Toc127087703 4. 3 未来研究方向 PAGEREF _Toc127087703 h 24 HYPE

7、RLINK l _Toc127087704 5、政策建议 PAGEREF _Toc127087704 h 251、前言(qin yn)Wernerfelt and Montgomery (1988)发现多元化对以托宾q度量(dling)的企业价值有一个负向影响，随后Lang and Stulz（1994）提出(t ch)用行业调整的托宾q。Berger and Ofek（1995）提出用超额价值法作为多元化企业价值的度量方法，他们的实证研究都发现了同Wernerfelt and Montgomery（1988）一致的结论。这种现象被金融学者称为多元化折价即多元化企业价值，相对于专业化企业的价值

8、而言，存在着折价。但现实中的许多企业仍然以多元化的形式存在着，有些还在长期内保持着非常良好的发展势头，比如GE公司等等。因此，多元化折价就成为了一个谜团。多元化折价一般被解释为企业多元化损害了价值，换言之，多元化企业的绩效较专业化企业要差，那么既然这样，多元化企业为什么没有在一个竞争性的市场中退出？既然多元化损害企业价值，那么多元化企业的存在原因是什么？对企业多元化与多元化折价的理论和实证研究大都集中于美国市场上，一些学者还将研究视角扩展到其它国家和地区，基本的结论同在美国市场上的类似，这意味着多元化折价谜团至少到目前仍然没有得到一个较为完美的解释。基于对上述问题的思考，一个很自然的推断是：中

9、国（国内）的多元化折价现象是否存在，如何来解释国内上市多元化折价谜团呢？基于中国的现实，本文在代理理论视角下对企业多元化理论进行了拓展，引入控股股东和中小股东的代理关系分析控股股东的多元化动机，试图给出一个适合国内现实的解释。本文结构安排如下：第二部分，我对多元化折价相关文献进行相关综述；第三部分，结合投资者保护理论，提出了一个控股股东多元化动机模型；第四部分，针对国内上市公司多元化数据，检验了该模型的一些关键结论；最后，我们给出了相关的政策建议。2、相关(xinggun)文献综述多元化企业(qy)一般有较低的托宾q值（Wernerfelt and Montgomery 1988；Lang a

10、nd Stulz 1994；Servaes 1996；Villalonga 1999）；相对于同行业的专业化企业(qy)企业而言，多元化企业存在较大幅度的折价（Berger and Ofek 1995；Servaes and Lins 1999；Lamont and Polk 2000）；折价程度越大，这些企业被重组的可能性也就越大（Kaplan and Weisbach 1992；Berger and Ofek 1996）。另外，在股票市场上，投资者往往对专业化企业有偏好（Daley et al. 1997；Desai and Jain 1999；John and Ofek 1995）。对于

11、多元化折价的理论解释大致可以划分为三种：代理理论、无效率内部资本市场理论和最优多元化理论。代理理论认为关于多元化经营潜在成本的最主要的争论集中在多元化经营加重了股东和管理者之间的代理成本这一问题上。关于多元化经营潜在成本的最主要的争论集中在多元化经营加重了股东和管理者之间的代理成本这一问题上。从代理理论角度看，多元化是管理者追求其自我利益的结果，而这是以股东利益的损失为代价的。管理者通过多元化来提高他们的报酬（Jensen and Murphy, 1994）、能力和特权（Jensen, 1986）；通过一些需要他们特定技能才能进行的多元化投资来巩固其在企业中的地位（Shleifer and V

12、ishny, 1990）；通过降低企业风险来降低自身的个人投资组合风险，因为他们通常不能通过多元化个人的投资组合来降低自身的风险（Amihud and Lev, 1981）。当企业存在多余的或者自有现金流量时，经理者往往会倾向于过度投资（Jensen 1986, 1993），管理者也能够通过一些特定投资来侵占股东的利益（Sheiler and Vishny 1989），从而由于多元化带来的企业内部市场融资便利会给过度投资提供更好的条件。多元化也为通过权益安排来解决上述代理成本问题带来了困难。在多元化的企业中股票期权和保证的效力会减弱，因为多元化企业权益价值只是企业各业务单位的组合绩效的反映，某

13、个执行经理只对其所在业务单位有相应的直接影响力（Aron 1988；Rotemberg and Saloner 1994）。代理成本问题并不是企业多元化的惟一可能的解释。其同代理成本问题不同的是，没有多余自由现金流量的多元化企业的资源配置能力也可能低于专业化企业，这些问题的根源在于(ziy)无效率，而非代理成本。这种无效率可能是企业总部管理者同业务部门管理者之间的信息不对称的结果（Harris et al. 1982）。内部资本市场无效率的理论可以很好的解释(jish)多元化企业的潜在成本。Rajan, Servaes and Zingales (2000)，Scharfstein and S

14、tein (2000) 和Wulf (1998)将研究视角深入(shnr)企业内部，强调了CEO同分支机构管理者之间的代理(dil)冲突和信息不对称问题。尤其是Scharfstein and Stein（2000）还引入了CEO同外部股东之间的代理冲突，通过两层寻租模型来解释内部资本市场的无效率，从而导致的多元化成本问题。Wulf (1998)将代理和效率问题同一个道德风险模型联系在一起。多元化企业中的资本的错误配置，无论是产生于管理者和股东之间的利益冲突，还是组织内的协调和效率问题，最终的结果是一样地：同专业化企业相比，多元化企业中存在着无效率的资本配置问题。最优多元化理论指出多元化折价同价

15、值最大化活动相一致，换言之，尽管存在着多元化折价，但并不损害企业的价值。Hyland(1997)认为多元化决策并不是随机的：那些选择多元化经营的企业同那些不选择多元化经营的企业之间在多个特征上存在着系统性差异。其中的一个差异特征就是：在多元化经营之前，多元化企业就已经存在（Lang and Stulz, 1994；Hyland, 1997；Campa and Kedia, 2002；Villalonga, 2000）。Campa and Kedia (2002)、Lamont and Polk(1999)验证了多元化折价只是多元化企业和专业化企业之间的期望收益和现金流量差异的合理反映。他们认为

16、，多元化折价的谜团，部分上，是一个预期收益和预期现金流量问题。这些企业在实施多元化战略以前进行了折价交易，如果剔除掉上述异同，多元化折价程度会降低或者完全消失。Graham, Lemmon, and Wolf（2002）发现多数或者更多的折价的出现时因为在多元化企业收购这些部门之前就已经折价了。Chevalier (1999) 也发现在多元化兼并之前，多元化企业的分支机构之间就已经存在着内部资本市场无效率的投资现象。Liebeskind and Opler（1995）发现就像多元化企业再多元化之前就存在着折价一样，再集中的企业在再集中之前也存在着折价。其次(qc)，最优多元化理论并不否认多元化

17、折价的存在，但认为折价并不是由多元化引起，多元化是企业的最优战略选择，也就是多元化经营并不损害企业价值。Maksimovic and Phillips（2002）建立了一个静态的多元化企业的资源最优配置模型，发现这些资源配置依赖于不同业务(yw)单位之间的相对生产率。Bernardo and Chowdhry（2002）证明了多元化折价的存在是基于下述假设：专业化企业拥有在未来(wili)进行多元化的潜在增长选择权，而多元化企业则不拥有。Matsusaka（2001）将多元化模型化为中间体，其生产率较低，出现在一个行业间企业组织能力最佳匹配的搜寻过程中，当理想的匹配被发现后，企业将进行专业化。

18、Gomes and Livdan（2004）提出了一个基于资源观点的（Penrose 1959）最优多元化的动态模型（GL模型），其中企业寻求股东价值最大化。企业因为两个原因进行多元化：（1）在现有业务单位的增长因为收益下降而减缓后，寻求新的生产机会；（2）通过生产固定成本的降低来利用不同业务之间的协同效应。另外的一些研究(ynji)从样本选择偏差和度量误差的角度对多元化折价的实证结果提出了置疑。他们指出以往的度量上存在出错的可能，以前用来度量多元化折价的数据主要来源于财务报表，而这些财务报表数据本身就存在错误。Mansi and Reeb（2002）表明用债务的帐面价值来测量企业价值将系统性

19、的低估多元化企业价值。当考虑了对债权人和股东层面的联合多元化影响后，他们发现多元化折价(zh ji)消失。Campa and Kedia (2002) and Villalonga (2000)采用了不同的统计技术从而消除或者至少是减轻了选择(xunz)偏差，其中的工具包括倾向分数匹配法（Propensity Score Matching）、工具变量法和Heckman二阶段方法等。上述研究表明当选择偏差被纠正后，多元化折价就会消失甚至会成为多元化溢价。采用工厂层面（Plant-level）的数据，同样，Whited(2001)发现不效率内部资本市场相关研究的实证结果完全应该归功于对托宾q指标的

20、测量误差。Villalonga(2000)用一个新的数据库（Business Information Tracking Series，BITS）数据代替Compustat重新进行了分析，发现用Compustat数据计算而得的多元化折价企业，存在显著的多元化溢价。国内对于企业多元化的多数研究都是从管理战略学的角度，在研究方法上，多为描述性，一些实证研究基本都集中于采用会计绩效法对多元化企业绩效进行(jnxng)研究，而从多元化折价角度进行研究更是少之又少。刘力（1997）对国外企业多元化及其对企业价值的影响(yngxing)作了相应的理论和实证回顾和总结。辛曌（2003）对国外企业多元化和多元化

21、折价研究的最新进展进行了综述(zngsh)，并认为尽管理论上对多元化折价还没有一个较为一致的说法，从目前的实证结果来看，学者们更倾向于多元化折价的存在。由于对多元化折价的置疑本身，仍存在诸多问题，因此，也不能仅凭相对少量的研究结论就轻易否认了多元化折价的存在。对多元化经营及其折价问题的争论还需要更多的实证分析来验证。金晓斌等人（2003）运用Matsusaka（2001）的搜寻/匹配模型对中国的上市公司多元化进行了相应的研究。他们对该模型的改动是将模型中的活动的生产率指数为，赋予了一个具体的函数形式，其中，表示市场激励、表示行业进入壁垒。他们对中国的多元化经营进行了一些有意义的实证研究，比如观

22、察到了用超额价值法度量的多元化折价现象，同对多元化折价同一些基本财务指标的相关关系进行了分析。辛曌（2004）对国内上市公司的多元化经营提供了一个实证分析。实证结果表明我国上市公司多元化经营过程中存在多元化折价；在对这种折价用超额价值法和托宾分析进行回归分析的基础上，得出以下一些基本结论：比如对管理者的激励越大，企业价值越大（多元化折价越小）；多元化程度同超额价值呈现负相关关系，多元化程度越高，企业价值越小（多元化折价越大）等等。3、多元化折价与控股(kn )多元化动机的理论建模以下，我试图对多元化理论进行相应的拓展，通过讨论控股股东和管理者的内部人对中小股东为主的外部人的利益掠夺，可以(ky

23、)将多元化代理理论中强调的管理者追求自利的多元化动机，扩展为以控股股东（或者和管理者一起）为主的内部人的多元化动机。在以股权分散为主要特征的上市公司，全体股东与经营者之间的利益冲突呈现出经营者强而全体股东弱的特点；而在以股权相对集中或高度集中为主要特征的上市公司，则呈现出控股股东或大股东强而经营者弱的特征。另外，以股权相对集中或高度集中为主要特征的上市公司，在监控经营者问题上，中小股东是一个弱势群体。由于监控成本过高，他们(t men)不得不采取“搭便车”的行为。投资者保护较弱的环境下，控股股东，而不是管理者，出于对中小股东利益的掠夺而进行多元化经营。3.1模型(mxng)构建与Holmstr

24、om and Milgrom（1987，1991）和Aggarwal and Samwick（2003）等人的多任务委托代理模型不同的是，我将控股股东视为代理人，中小股东为委托人。同时(tngsh)，类似于Shleifera and Wolfenzon（2002）的企业家公开上市(shng sh)模型，我也将Becker（1968）的犯罪和惩罚(Crime and Punishment）的研究框架引入了模型。假设控股股东（代理人）选择一个行为，这个行动可以是工作努力程度或者是一个投资水平，控股股东为了自身自利而对中小股东利益进行掠夺，假设这种掠夺同企业价值（或者绩效）称正比，其中，为掠夺比例，

25、为企业绩效。假设企业总价值为（假设控制股东不进行掠夺）： （1）上式表示了代理人行为选择同企业绩效的关系，其中，同呈正线性关系，是对企业价值的一个冲击，其服从分布。根据Becker（1968），假定控股股东的掠夺行为有概率的可能被发现，并加以惩罚。在投资者保护理论中，就是度量投资者保护程度的一个指标，更高的对应着更好的投资者保护。相应地，控股股东对于中小股东的掠夺行为也就较少发生。如果掠夺行为被发现，控股股东被迫将转移的利益归还给企业，另外还将支付一个罚金给权力机构（Authority），如果掠夺行为没有被发现，控股股东将保留全部的转移利益，其中，表示掠夺数量。假定函数满足：，和。上述条件主要

26、是将对掠夺行为的惩罚控制在一个合理的范围内。假设控股股东(gdng)的大部分财富都投资在他们自己的企业中，那么就是独立(dl)于公司绩效的财富，而就是同公司绩效(j xio)相联系的财富，这里表示控股股东的持股比例。控股股东的财富函数是其掠夺行为被发现的期望收益： （2）将（1）代入（2）： （3）代理人的效用函数为一个负指数效用函数： （4）线性确定性等式源于代理人有CARA效用和对企业价值的冲击服从正态分布的假设。等式右边倒数第二项为控股股东行为选择的负效用，其中假设；最后一项表示代理人的风险厌恶成本。代理人面临的参与约束为：，其中，为代理人的保留效用。公式（4）分别对和求一阶导数为： （

27、5） （6）其中，二阶导数大于0成立。（5）表明控股股东的行为选择同其持股比例(bl)成正比；（6）的等式左边表示掠夺行为的边际成本，或者说期望罚金的边际增加值，等式右边为掠夺行为的边际收益。下面来分析作为委托人的中小股东期望收益函数。中小股东的最优选择是扣除支付给（或者说默认的）控股股东的掠夺利益后的相应股权的企业(qy)价值最大化： （7）将（5）、（6）代入（7），并分别(fnbi)求的一阶导数，必有最优解存在。在此强调一下：分别代表投资者保护程度和控股股东的现金流量权大小，因此，该模型可以在代理关系下求得最优的投资者保护程度和控股股东现金流量权，从而也就存在着最优的掠夺利益。上述模型还

28、隐含着：控股股东需要在掠夺利益和被惩罚的损失间进行权衡，因为，控股股东并不只是以掠夺利益最大化行事，还受投资者保护程度发育环境的制约。下面，来讨论几种极端的情况：（1）假设，则。也就是，当控股股东持有全部的公司股权时，这时企业变为两权合一的私人企业（也就不可能是上市公司了），这时也就不存在利益掠夺问题。 当时，模型不成立。（2）假设(jish)，则，也就是，当被发现并惩罚的概率为1时，控股股东的掠夺行为(xngwi)将必然受到惩罚，退还转移的利益，并向权力机构支付罚金。所以，这时不进行掠夺就是最优选择。（3）假设(jish)，则取最大值，没有内部解。也就是，控股股东的掠夺行为没有任何约束，从而

29、控股股东进行最大程度的掠夺行为，直到将企业全部掏空为止。正常情况下有。也就是说，当控股股东的现金流量权越大时，其对中小股东的掠夺程度越小；而当被发现并惩罚的概率越大，其对中小股东的掠夺程度越小。3.2 模型拓展1、对控制权和现金流量权的区分根据模型，当投资者保护环境较为薄弱时（较小），通常会导致较高的掠夺利益发生（）。而根据投资者保护理论，当法律影响国家间的投资者保护环境差异，在投资者保护较弱的国家中，企业价值较小；而在一国范围内，控股股东的现金流量权与投票权的偏离程度越高，企业价值越小。这一推论适合研究一国范围内的不同企业样本的掠夺行为。在计算最大股东控制权（投票权）时，Claessens,

30、 Djankov and Lang（2000）建议选取该控制链中最小的股权；若最大股东通过多条控制链同时拥有上市公司的股权时，则依据上述的方法，将每一条控制链中最小的股权相加。在计算最大股东现金流量权则是控制链上各股权相乘若最大股东透过多条控制链同时拥有上市公司股权时，则最大股东现金流量权则将每条控制链所求得现金流量权相加。换言之，控制权是指控制股东所拥有的投票权，现金流量权是指控制股东对于公司现金流量的索取权（股利分配权）。Claessens, Djankov and Lang（2000）的研究发现东亚国家和地区中，三分之二以上的企业被单一大股东所控制，集中持股的公司的管理者通常会是控股股东

31、家族的亲戚。这一研究结论同样可以类推到中国，直觉上，中国的上市公司中股权( qun)集中股程度也非常之高 在下面的实证分析中，将对此进行讨论。国内上市公司中，较高的股权集中度（或者较高控股股东的持股比例）、较低的现金股利分配比例，尤其是股权分置所导致的控股股东与中小股东之间的投票权成本(chngbn)的差异加剧了控股股东现金流量权与投票权的分离程度。因此，即使是不考虑控股股东不通过金子塔式持股形式控制上市公司，就单一控制结构的上市公司而言，也可以预期，控股股东的控制权越大，对中小股东的掠夺就越大，从而企业价值就越低，尽管这时看起来控制权和现金流量权（）在表现形式上是一致的。在这里，由于(yuy

32、)控制权价值远大于现金流量权的价值，因此，控股股东持股比例可以被理解为其控制权，而不是其现金流量权（），的表示变量，。2、掠夺利益的具体形式多元化经营上述模型(mxng)隐含着这样的假定：控股股东的掠夺利益可以是货币形式的财富数量(shling)，比如控股股东直接从上市公司违规提取现金等等；也可以是实务形式的投资性资产，比如控股股东通过关联交易将较差的资产同上市公司的优良资产相置换等等。当然，通过企业多元化来变相掠夺中小股东的利益较之其它形式的掠夺有不同的特征：首先，控股股东私利驱动的企业多元化较之其它形式的掠夺利益，对中小股东利益损失要小，因为企业多元化后，控股股东不可能独占性的享用这些好处

33、，毕竟，多元化的部分仍然属于所有(suyu)股东所有。其次，这种形式较之其它形式有更强的隐蔽性，不易被中小股东或者是权力机构察觉，从而可以用来逃避约束或者惩罚。这样，在某些条件下，控股股东的掠夺利益也可以表现为通过企业多元化投资来获取利益。这些特征导致了同其它形式的利益掠夺而言，多元化经营具有较小的（也就是多元化经营，相对其它掠夺行为而言，对企业价值的损害较小），较小的（甚至可以假设为0，也就是通过多元化来掠夺中小股东利益，不易被发觉，甚至完全不能被察觉），较小的（也可以假设为中小股东察觉到控股股东多元化损害了企业价值后，选择用脚投票等方式进行反映，为控股股东带来的损失）。 当，或者时，模型类

34、似于Aggarwal and Samwick（2003），不同之处在于需要对其中的变量进行适当调整。因此，多元化程度作为(zuwi)控股股东的掠夺利益的一种表现形式，可以预期，当控股股东控制权越大时，股东之间的股权制衡程度也较低，其对中小股东的掠夺越大，就越不情愿通过多元化的形式来进行掠夺；相反，当控股股东控制权较小时，由于股东之间的股权制衡程度较大，因此，对于中小股东的掠夺就越不容易，此时，通过多元化形式的利益掠夺动机就会增强。可以预期多元化程度与控股股东的控制权呈负向关系，而同股权制衡呈正向关系。需要注意地是，在这个模型(mxng)拓展下，作为掠夺利益的表现形式之一的多元化与企业价值之间应

35、该呈负向相关关系，但由于多元化本身又可看作是较少掠夺利益的表现，因此，在投资者保护环境较差的情况下，多元化的企业可能会比专业化企业有更高的企业价值，在这里，并不是多元化提高企业价值，而是掠夺利益降低从而提高了企业价值。3.3 模型的现实(xinsh)解释力控股股东多元化动机代理模型的构建主要是基于中国现实的考察，在中国企业的所有权结构表现为两个显著特征：一个是在国有企业中，国有股高度集中，管理者都为国资委直接委任，并具有行政级别，同时在国有企业管理者和行政官员之间还存在着调迁机制，因此，国有企业中，来自报酬的管理激励作用有限，更不用说管理者所有权问题。另一个是在非国有企业中，除部分企业外，一般

36、情况下，通常这些企业都带有家族色彩，因此，控股股东基本控制了企业，管理者也是家族成员。这些企业基本占据了中国企业的绝大部分，而上述模型对于两类企业特征都有很强的现实解释力，因为，可以预见，这两类企业中，企业的真正控制权在控股股东(gdng)手中，而不是在管理者手中，私有企业的情况尤其是这种，只有当所有者管理者合一时，管理者才真正意义上具有企业控制权。基于上述推断，上述模型可以通过构建合适的变量进行实证检验，比如引入控股股东持股比例作为控股股东控制权的代表变量，La Potra等（1999）认为拥有足够股份(gfn)的第二大股东可以在一定程度上限制大股东对其他股东的掠夺行为，因此，股权制衡的存在

37、限制了大股东侵占其他股东利益的动机和可能，基于此，还可以引入股权制衡变量来反映对大股东掠夺行为的约束。直觉上，国有企业仍然同非国有企业在公司治理上的本质区别将导致(dozh)两类企业之间存在显著差异，比如对于前几名大股东都为国有股东的国有企业而言，制衡机制的作用也很弱，而且中央政府（国资委）或者地方政府（地方国资委）作为国有企业的唯一股东的事实，可能影响国有企业多元化行为。比如，根据企业多元化的代理理论，政府（国资委）可以通过在不同行业内进行资源配置来实现多元化，而对企业多元化并不偏好。如果上述假设成立，再结合控股股东多元化代理模型，则意味着多元化的国有企业将非常少。如果实际中发现大量的国有企

38、业多元化现象则可能会对股东多元化投资分散风险假设以及上述模型提出挑战。实际上，情况就是如此，我们观察的国有企业多数在从事着多元化经营活动。如何解释上述现象？用国有企业的多重经营目标来解释较为合理，也就是说，国有企业并不以追求经济利益为主要目的，比如刘力（1997）提出了几个国有企业的特有动机：追求企业生存的稳定性；探索新的经营方向；安置职工家属和富余职工以及服从上级安排接受困难企业。4、实证(shzhng)检验4 .1中国(zhn u)行业分类标准由于各种原因，在我国证券市场建立之初，对上市公司没有统一的分类，上海、深圳交易所根据各自工作的需要，分别对上市公司进行了简单划分：上海交易所将上市公

39、司分为工业、商业、公用事业和综合等四类；深圳交易所则分为工业、商业、公用事业、金融和综合等五类。近年来，随着证券市场的发展，上市公司数量的激增，两交易所原有分类的不足越来越明显地表现出来：分类过粗，给市场各方对上市公司进行分析带来了很多不便。有鉴于此，中国证监会以国家统计局国民经济(gumnjngj)行业分类与代码为主要依据，于1999年发布上市公司分类指引（试行），并在2001正式发布上市公司分类指引（以下简称指引）。指引是以国家统计局国民经济行业分类与代码(国家标准GB/T475494)为主要依据，借鉴联合国国际标准产业分类、北美产业分类体系的有关内容的基础上制定而成。而上海证券交易所20

40、03年公布(gngb)了根据2002年年报调整后的上市公司行业分类，将上市公司所在行业划分为能源、材料、工业、可选消费(xiofi)、主要消费、健康护理、金融、信息技术、通讯服务、公用等10大行业(hngy)，分类标准与180指数样本股的行业分类一样。上海证券交易所的新行业分类是经上证所指数专家委员会研究决定，以摩根斯坦利和标准普尔共同发布的全球行业分类标准（GICS）为基础，结合我国上市公司的实际情况而确定的证券市场投资型行业分类标准。中国证监会为了比较指引与摩根斯丹利全球行业分类对于我国上市公司进行行业划分效果的好坏，分别选用两种标准对我国上市公司进行了分类，并选取公司股票价格收益率、流通

41、市值、市价总值、换手率、成交金额等指标，进行了方差分析，结果表明，指引的分类体系更加适合于我国经济发展和产业结构的现状，总体分类效果明显优于摩根斯丹利全球行业分类。 本文根据指引要求的上市公司行业分类标准适当的加以调整，以度量上市公司多元化程度。指引规定了上市公司分类的原则、编码方法、框架及其运行与维护制度。其以上市公司营业收入为分类标准，所采用财务数据为经会计师事务所审计的合并报表数据。具体的分类方法是：当公司某类业务的营业收入比重大于或等于50%，则将其划入该业务相对应的类别。当公司没有一类业务的营业收入比重大于或等于50%时，如果某类业务营业收入比重比其他业务收入比重均高出30%，则将该

42、公司划入此类业务相对应的行业类别；否则，将其划为综合类。指引将上市公司的经济活动分为门类、大类两级，中类作为支持性分类参考。由于上市公司集中于制造业，指引在制造业的门类和大类之间增设(zn sh)辅助性类别(次类)。与此对应，总体(zngt)编码采用了层次编码法；类别编码采取顺序编码法：门类为单字母升序编码；制造业下次类为单字母加一位数字编码；大类为单字母加两位数字编码；中类为单字母加四位数字编码。比如C0101粮食(ling shi)及饲料加工业中类，其中C01为食品加工业大类，C0为食品、饮料下次类；C为制造业门类。不过指引为非强制性标准，因此，对上市公司信息披露没有强制性要求，导致披露的

43、信息并不十分准确，甚至是极不规范。这一方面表现在上市公司并没有严格按照上述分类方法进行行业划分，比如存在着上市公司自身披露的行业类别同其实际主营业务应属行业类别完全不符的现象；另一方面也表现在上市公司对于某些分行业数据披露地较为笼统，比如上市公司对分行业/产品的数据报告并不详细，有些只是以门类简单列示；而有些则会按详细产品列示。4.2 一个(y )面板数据的实证检验以下，我再提供一个面板数据样本（2000-2003年度）对中国的企业多元化与多元化折价问题进行相关的实证分析(fnx)，以期得到更为充分的实证结论。面板数据的目的在于提供一个尽可能大的样本范围来检验上述理论，比如(br)通过引入反映

44、代理冲突的合适变量来检验代理理论，通过引入投资支出等反映内部资本市场资本配置的合适变量来检验代理论，并通过引入控制变量来控制企业特质特征，消除可能的样本选择偏差。值得注意地是，为检验上述控股股东多元化动机模型，我还将引入控股股东比例和股权制衡虚拟变量来反映控股股东同中小股东的代理冲突。4.2.1数据样本为20002003年度沪市/深市A股上市公司。多元化程度采用业务计数法。如果按照指引中的规定，则最终的分类结果将不能真实的反映上市公司的多元化数目，举例而言，假设某上市公司有两个主营业务（分类为A和C1），其收入比重分别为51%和49%，按指引标准，则该上市公司将被划入A类，这同现实情况有很大的

45、出入。鉴于此，我对上市公司相关披露信息进行再次整理，在对上市公司披露信息同真实分类不符的样本数据进行重新调整的基础上，我按20个行业分类对上市公司进行了重新分类，如果某上市公司的主营业务中只有单个行业数据，则将其划入相应行业分类；如果有两个以上，则不管其比例如何，都将其划入综合类，并按行业数目确定多元化数目（对于某些极个别情况，比如某一主营业务收入占99.90以上，则视同其为100%）。表1： 变量的描述性统计(tngj)结果NMeanStd. Deviation1025Median7590Q45591.2930 0.7423 0.7459 0.8903 1.0989 1.4649 2.037

46、8 N45342.0388 1.1784 1 1 23 4PPS45590.0002 0.0006 0.0000 0.0000 0.0000 0.0001 0.0005 Block45590.4379 0.1757 0.2144 0.2909 0.4317 0.5838 0.6775 Statshare45590.3977 0.2537 0.0000 0.1780 0.4432 0.6163 0.7000 Balanced45570.7331 0.2157 0.4203 0.5509 0.7733 0.9360 0.9816 Investment45590.1686 0.8457 0.0102

47、 0.0506 0.1327 0.2603 0.4169 Intansale45530.2645 4.3620 0.0000 0.0072 0.0373 0.1074 0.3023 Dividend 45500.0052 0.0075 0.0000 0.0000 0.0018 0.0082 0.0148 Cashsale45590.3715 6.6158 -0.3235 -0.0880 0.0260 0.2175 0.7948 Debt45590.4739 0.3379 0.2140 0.3204 0.4456 0.5821 0.6855 Ebitsale4553-0.1072 4.5466

48、-0.0290 0.0511 0.1062 0.1856 0.2907 Lnasset455921.0220 0.8958 19.9817 20.4455 20.9480 21.5451 22.1709 Lnsale455320.1316 1.2959 18.6723 19.3545 20.1234 20.8850 21.7154 注：*、*和*分别表示(biosh)通过了0.01、0.05和0.1水平的显著性检验。采用(ciyng)托宾q法来表示企业价值。用管理者持股比例表示管理者的薪酬与业绩敏感度(Pay-Performance Sensitivity,)。用第一大股东持股比例来表示控股股

49、东所有权，用国有股比例来反映国有股东的影响力，用第一大股东同前五大股东持股之比作为公司的股权制衡变量（）。用（企业资本支出/固定资产）指标来考察企业的投资水平。其中，资本支出用购置固定资产所产生的现金流出与处置固定资产产生的现金流入之差来表示。引入现金股利收益率来控制股利分配政策。Himmelberg et al. (1999)揭示了研发费用和广告费用对比例，由于我国上市公司对这两项费用的会计披露并不规范，只有少量的数据可以采集，用无形资产同销售收入的比率替代，用(长期负债同总资产的比例)来表示企业的负债水平。用（Cash/Sale）来表示现金流量借以反映Fazzari, Hubbard an

50、d Petersen (1998)揭示的现金流量和投资的关系，控制投资生产率的差异，因为对生产效率的正向冲击应该反映为较高的现金流对资本比例。用股利收益率指标（Dividend）来控制公司的股利政策，采用(EBIT/Sale)比例来反映公司的盈利能力，采用主营业务收入的自然对数(Lnsale)、总资产的自然对数(Lnasset)来控制公司规模。表1是对上述变量的描述性统计。托宾q的平均值1.2930大于1，中位数1.0989则较为接近1，上述特征反映了2000-2003年的中国证券市场事实，这几年正值中国股市进入调整周期，市值大幅缩水，上市公司价值不断回归，基本接近其重置成本。平均和中位数的多

51、元化程度(chngd)基本在两个业务单位，这一结果明显不同于上市公司根据证监会行业分类标准所披露的结果，上述差异一方面来自度量标准的差异；另一方面来在上市公司信息披露不规范的原因。管理激励非常小，一方面,这基本反映了中国上市公司管理激励的现实，另一方面，由于数据库的统计原因，并没有正确反映管理者间接持有上市公司的情况，但这一因素并不足以改变管理激励低下的事实。与此相对应地是国有股比例仍然较高，平均持股39.77%，中位数为44.32%，不过已经低于50%。现金股利收益率非常低，这反映了中国上市公司不重视现金回报的事实。资产负债率的均值为47.39%，中位数为44.56%，比率较为合理。以下我分

52、别用最小二乘法和公司(n s)固定效应回归法进行分析。固定效应回归提供了一个更加强的相对静态检验结果。每个公司有一个虚拟变量（）用来消除可以影响企业绩效、管理者激励、股权结构等任何公司(n s)特定特征；每个年度有一个虚拟变量（）用来消除年度效应。固定效应回归仅仅用来反映公司纵向跨期变动时的绩效和激励之间的关系。而最小二乘法则是在公司纵向和横向变动比较的基础(jch)上考察绩效和激励之间的关系。如果公司不是同质的，最小二乘法的回归效果将被某些不能观察的企业特质因素所偏差，而固定效应则没有这一问题。4.2.2托宾q、管理激励与股东控制权的实证检验检验方程如下： (8)在模型(mxng)中为依赖(

53、yli)变量，、和为独立(dl)变量。其他协变量用来表示，为年度效应，为公司特质特征。表2：托宾q、管理激励和股东控制权的检验结果变量OLS1OLS2OLS3FE1FE2FE3常数项1.234*56.4541.628*37.4998.613*43.1451.762*46.1672.218*42.8538.686*48.1510.022*2.351-0.007-0.809-0.004-0.6190.020*2.270-0.011-1.258-0.008-1.28370.465*3.64745.064*2.40239.898*2.86250.402*2.65022.5391.23118.3321.

54、405-1.038*-7.999-0.681*-6.973-1.056*-8.650-0.731*-8.302-0.333*-5.837-0.096*-2.239-0.349*-6.508-0.126*-3.2730.350*3.8540.406*5.9790.316*3.6970.376*6.1350.016*1.6990.016*1.937-0.005*-2.444-0.002-1.443-0.174-0.1512.470*2.3760.870*35.9950.935*42.6340.0010.9840.0000.214-0.003*-1.679-0.003-1.599-0.329*-22

55、.133-0.321*-23.869-0.039*-3.651-0.024*-1.599调整后的0.0040.070.4650.1030.1770.564注：*、*和*分别表示通过了0.01、0.05和0.1水平的显著性检验。OLS1为只包括n和PPS的统计结果；OLS2为包括股东控制权的统计结果；OLS3包括其他控制变量的统计结果；EF1、EF2和EFF3则分别是加入年度效应和公司特质效应后的统计结果。根据回归(hugu)分析结果可知，OLS1中多元化程度和管理激励与托宾都表现出了显著的正向关系，但是(dnsh)方程的拟合度太低，调整后的只有0.004，所以不能排除没有考虑其他变量所导致的伪

56、相关现象。OLS2中在引入大股东持股、国有股比例和股权( qun)制衡因素后，多元化程度与托宾q呈负向关系，但是没有通过显著性检验，管理激励与q则仍然呈现正相关关系。另外，国有股比例和第一大股东持股比例都同q显著负相关，而股权制衡则同q显著正相关。需要说明地是，加入上述变量后，尽管拟合度有所上升，但仍然很低，OLS3将其他控制变量一并加入回归方程，结果显示调整后的为0.456，说明控制变量加入后方程的解释力大大提高。投资、负债和规模变量的统计显著性在OLS和FE模型都表现出同托宾q的显著关系，其中，投资与托宾q呈显著正向关系，这同有效率内部资本市场假说相一致，而负债与托宾q呈显著正向关系，则显

57、示了负债提高企业价值的税收屏蔽效应。分别比较OLS和FE模型发现，两者之间的统计结果差异很小，FE模型的拟合度较之OLS有所提高，这说明固定效应的引入提高了模型的解释力，其中时间效应的影响显著，而企业特质特征的影响并不显著（结果未列出），整体而言，固定效应的影响力没有想象地那么大，这也表明样本企业之间的时间效应和企业特质特征差异并不大。根据OLS3和FE3的统计结果，多元化程度与托宾q呈负向相关关系，这同多元化的代理理论结论相一致。尽管统计结果并不显著，但是随着控制变量和固定效应的加入，显著性还是在逐渐提高地，比较不同的统计结果，可以认为多元化与托宾q之间的负向关系更有可信度。管理激励与托宾q

58、呈正向相关关系，这也同代理理论结论相一致。当考察股东控制权变量时，统计结果显得更有现实意义，第一大股东和国有股比例(bl)分别与托宾q呈现出非常显著的负向关系。统计结果表明随着第一大股东持股比例的上升，也就是大股东对于企业控制权的提高，伴随着企业价值的损失。这一统计结果同Morck et al. (1998) 和Shleifer and Vishny (1997)的研究(ynji)相一致，控制权的高度集中导致了企业价值的损害。由于国有股比例与第一大股东持股比例之间存在必然的正向相关关系（相关系数为0.674）；因此，国有股与托宾q的负向相关关系，也反映出上述作用机制，同时也反映了国有股股东对于

59、中小股东的利益掠夺，这种掠夺尤其可能发生在以下情况(qngkung)下：比如通过从上市公司向集团公司的利益转移（国有企业分拆上市的情况在中国几乎是普遍现象，在投资者保护环境薄弱的情况下，这种机制加剧了国有控股股东对中小股东的利益侵害）。统计结果还显示，随着股权制衡程度的提高，托宾q也得以提高，这表明多个股东的权力制衡，对于改善上市公司绩效的积极作用非常明显。3、多元化、管理激励与股东控制权的实证检验 （9）公式（9）用以检验(jinyn)企业的多元化动机，其中，为依赖(yli)变量，而和为独立(dl)变量，其他协变量用来表示，为年度效应，为公司特质特征。表3：多元化、管理激励与股东控制权的检验

60、结果变量OLS1OLS2OLS3FE1FE2FE3常数项2.013*110.8472.281*36.777.861*1.9782.106*37.4832.39129.116.914*2.097157.716*5.117121.759*3.993121.364*3.996172.073*5.386134.6604.262135.854*4.314-1.308*-6.218-1.195*-5.628-1.315-6.253-1.204*-5.672-.398*-4.298-.418*-4.487-.396-4.275-.417*-4.4790.638*4.3310.597*4.041.6394.3