人本資本視角下公司業(yè)績(jì)影響的實(shí)證分析
【摘要】本文基于人本資本結構理論,從人本資本視角出發(fā),對企業(yè)人本資本結構進(jìn)行了劃分,并以32家上市公司的數據作為樣本,就人本資本對我國上市公司業(yè)績(jì)的影響進(jìn)行了實(shí)證分析。實(shí)證分析發(fā)現,人本資本結構能夠很好地解釋公司的業(yè)績(jì)。
【關(guān)鍵詞】資本結構;人力資本;人本資本;公司業(yè)績(jì)
在商品經(jīng)濟發(fā)展的漫長(cháng)的初級階段,商品生產(chǎn)者自己經(jīng)營(yíng)自己的作坊,在這一時(shí)期,“企業(yè)”的經(jīng)營(yíng)者即是“企業(yè)”的所有者,他們純粹是為自身的利益打算。但是這種生產(chǎn)經(jīng)營(yíng)主體不僅生命周期短暫,而且技術(shù)創(chuàng )新能力差,生產(chǎn)能力低下。隨著(zhù)生產(chǎn)力的發(fā)展,現代意義上的企業(yè)出現,而且規模越來(lái)越大,出現了委托 —代理現象,企業(yè)的所有權和經(jīng)營(yíng)權相分離。由于企業(yè)所有者和經(jīng)營(yíng)管理者的信息是非對稱(chēng)的,于是產(chǎn)生了經(jīng)營(yíng)約束、監督和激勵問(wèn)題。隨著(zhù)企業(yè)規模的擴大和控制資源的增多,在發(fā)達的資本市場(chǎng)的作用下,企業(yè)的股東數量不免越來(lái)越大,即企業(yè)的所有權難免十分分散,單個(gè)小股東既沒(méi)有動(dòng)力,也無(wú)法承擔巨大的成本去監督和激勵企業(yè)的經(jīng)營(yíng)者,于是在相互分離的股東中產(chǎn)生了所謂的“搭便車(chē)”現象,企業(yè)的治理結構便越來(lái)越傾向于經(jīng)理層,出現了被貝利和米恩斯(Berle and Means,1932)所稱(chēng)的“經(jīng)理革命”,公司的治理中心由股東轉移到經(jīng)理層。為了制衡經(jīng)理層權利的失衡,又產(chǎn)生了所謂的“資本覺(jué)醒”。公司的治理結構在所有者和經(jīng)營(yíng)者之間不斷地尋找制衡點(diǎn)。在這一過(guò)程中,各種因素對公司業(yè)績(jì)的影響成為學(xué)者研究的主要領(lǐng)域之一。
一、相關(guān)研究回顧
傳統的公司理論認為,資本雇傭勞動(dòng),企業(yè)是圍繞資本所有者籌建起來(lái)的資源和契約的集合體,對公司價(jià)值的研究,自然而然的多是從資本結構這個(gè)視角來(lái)進(jìn)行的。資本結構對公司價(jià)值的影響大致經(jīng)歷了凈收益理論、凈營(yíng)業(yè)收入理論、傳統理論、MM理論、權衡理論、委托—代理理論、信號揭示理論、啄序理論、控制權理論和產(chǎn)業(yè)組織理論這幾個(gè)理論階段。Masulis和Ronald W等研究發(fā)現,公司債務(wù)與權益比同普通股的期望收益呈正相關(guān)關(guān)系,國外學(xué)者更多的是研究公司治理結構對公司業(yè)績(jì)的影響。Lapozta(1999)和 Thomsen Pedersen(2000)就研究了股權集中度對公司業(yè)績(jì)的影響;國內陳小悅和楊晨(1995)研究發(fā)現,上海證券交易所上市公司的收益同負債權益比呈負相關(guān)關(guān)系。其他的相關(guān)研究結論各異,既有發(fā)現公司財務(wù)杠桿率同公司業(yè)績(jì)正相關(guān)的,也有發(fā)現他們負相關(guān)的或不相關(guān)的。隨著(zhù)信息技術(shù)經(jīng)濟的發(fā)展,人力資本要素得到了很高的重視,1979年諾貝爾經(jīng)濟學(xué)獎得主西奧多·W·舒爾茨指出:“人力是社會(huì )進(jìn)步的決定性因素。人力(包括人的知識和技能)只有通過(guò)一定方式的投資,掌握了知識和技能的人力資源才是一切生產(chǎn)資源中最重要的資源。”于是,如何激發(fā)企業(yè)經(jīng)營(yíng)者知識和技能的潛力,充分發(fā)揮人力資本的作用,成為研究的新方向。美國學(xué)者Jensen和Meckling(1976)認為,持有較少公司股份的管理者不能最大化股東財富,因為他們有動(dòng)機追求在職消費所帶來(lái)的好處,但是,實(shí)施股票計劃可以激勵管理者選擇和執行能增加股東財富的行動(dòng)和投資機會(huì )。Mehran(1995)隨機抽取了153家公司的數據進(jìn)行實(shí)證研究后發(fā)現,CEO持股比例與公司業(yè)績(jì)呈正相關(guān)關(guān)系;Morck,Shleiferh 和Vishny(1988),McConnell和Servaes(1990),Hermalin和 Weisbach(1991),Griffith(1999)研究發(fā)現,CEO的持股比例同公司業(yè)績(jì)相關(guān),但并不是單調線(xiàn)性的相關(guān)關(guān)系;Himmelberg,Hubbard和 Palia(1999),Palia(2002)通過(guò)實(shí)證研究發(fā)現,管理層持股與公司業(yè)績(jì)不相關(guān)或弱相關(guān)關(guān)系。關(guān)于管理層持股與公司業(yè)績(jì)之間的關(guān)系,國內學(xué)者的實(shí)證研究也得到兩種截然相反的結論:袁國良、王懷芳和劉明(1999),魏剛(2000)等發(fā)現管理層持股與公司績(jì)效沒(méi)有顯著(zhù)關(guān)系或不相關(guān);劉國亮和王加勝(2000),石建勛(2003)和葛文雷、荊虹瑋(2008)等卻發(fā)現管理層股權激勵水平與公司業(yè)績(jì)的正相關(guān)關(guān)系在統計上是顯著(zhù)的。2001 年,中國證券監督管理委員會(huì )發(fā)布指導意見(jiàn),指出要求上市公司增設獨立董事以來(lái),獨立董事制度是否對公司治理和業(yè)績(jì)起到了積極作用,一直是學(xué)術(shù)界研究的問(wèn)題。熊俊順和許敏(2008)隨機抽取了滬市390家上市公司的數據,研究發(fā)現獨立董事制度同公司凈資產(chǎn)收益率之間并沒(méi)有顯著(zhù)相關(guān)關(guān)系;高軍(2006) 選取上海證券交易所制造業(yè)板塊中上市公司作為研究樣本,發(fā)現獨立董事對公司業(yè)績(jì)有促進(jìn)作用;朱治龍和王麗(2004)以及呂兆友(2004)的研究也得到相似結論。
針對世界經(jīng)濟發(fā)展的新趨勢,傳統的資本雇傭勞動(dòng)在一定程度上有所動(dòng)搖,管理層股權激勵、技術(shù)入股、專(zhuān)業(yè)技術(shù)人員入干股、風(fēng)險投資的價(jià)值導向等充分說(shuō)明:對于信息技術(shù)經(jīng)濟時(shí)代稀缺的具有異質(zhì)性的人力資本,已呈現出人力雇傭資本的態(tài)勢。我國學(xué)者盛明泉、倪國愛(ài)、丁勝紅等在論證最優(yōu)資本結構存在的同時(shí),揭示了資本結構的人本思想,即企業(yè)的最優(yōu)資本結構是人能力的最優(yōu)條件,核心是人本資本結構理念。本文試圖從人本資本的視角,探求人本資本結構對公司業(yè)績(jì)的影響。
二、研究理論及假設
本文從人本資本角度對公司治理的要素進(jìn)行劃分,從而形成人本資本結構。人力資本雇傭、吸引物質(zhì)資本,物質(zhì)資本圍繞人力資本組成公司實(shí)體,資源配置影響權利,權利作用于資源。各種異質(zhì)性的人力資本決定資源配置,而資源配置影響權利分配。企業(yè)經(jīng)理人擁有經(jīng)營(yíng)管理專(zhuān)業(yè)知識,獨立董事?lián)碛袑?zhuān)業(yè)領(lǐng)域專(zhuān)門(mén)知識, 投資者擁有資本的投資導向能力,核心技術(shù)人員擁有特殊知識和技能,普通員工擁有勞動(dòng)能力,這些人力資本相互結合,決定企業(yè)的權利分配。本文研究的假設有:
假設1.管理層資本、所有者資本、獨立董事資本和債權人資本與公司業(yè)績(jì)有相關(guān)關(guān)系。
假設2.資本配置決定權利分配,從而進(jìn)一步影響公司業(yè)績(jì)。
假設3.人本資本可以由相關(guān)指標有效度量。
假設4.人力資本決定人本資本結構,人本資本結構又反作用于人力資本所有者對人力資本潛力的發(fā)揮。
三、實(shí)證分析
(一)變量設置
1.被解釋變量:公司業(yè)績(jì)
公司業(yè)績(jì)的考核指標有會(huì )計利潤率和公司價(jià)值指標等,而公司會(huì )計利潤可以采用總資產(chǎn)利潤率、凈資產(chǎn)利潤率和息稅前利潤率等等;公司價(jià)值指標可以采用公司市場(chǎng)價(jià)值與其重置價(jià)值之比(托賓Q值)、公司股票市值等等。筆者選取凈資產(chǎn)利潤率來(lái)作為公司業(yè)績(jì)考核指標,主要是因為我國股票市場(chǎng)的很多特殊性造成公司市場(chǎng)價(jià)值可參考性小,同時(shí)凈資產(chǎn)利潤率相對于其他會(huì )計利潤率指標而言更能體現公司對單位權益資本的利用效率。
2.解釋變量:人本資本(管理層資本、所有者資本、獨立董事資本和債權人資本)
從人本資本治理角度,公司的最優(yōu)資本結構是人本資本的最優(yōu)結構,本文將從人本資本治理結構角度出發(fā),將公司人本資本劃分為管理層資本、所有者資本、獨立董事資本和債權人資本,同時(shí)將核心技術(shù)人員人本資本納入管理層資本考慮,因目前企業(yè)的普通勞動(dòng)者提供的主要是同質(zhì)性的勞動(dòng),而且其人力資本尚未被納入公司治理之中,所以本文暫沒(méi)有將其記入公司人本資本之中。同時(shí)本文用管理層股權激勵指數來(lái)衡量管理層資本發(fā)揮效用程度;用獨立董事出席會(huì )議出勤率衡量獨立董事資本發(fā)揮效用程度;用平均資產(chǎn)負債率來(lái)衡量債權人資本;因為小股東普遍存在“搭便車(chē)”現象,小股東的人力資本也沒(méi)有被很好地挖掘和發(fā)揮,不能將其納入人本資本,所以采用前五大股東持股率來(lái)衡量所有者資本。
(二)模型設定
根據理論假設和變量設置,設置如下回歸模型:
ln(Y)=α+β1ln(X1)+β2ln(X2)+β3ln(X3)+β4ln(X4)+ε
其中,Y為公司業(yè)績(jì),以?xún)糍Y產(chǎn)收益率(ROE)來(lái)衡量;X1為管理層資本,以管理層股權激勵指數(GC)來(lái)衡量;X2為獨立董事資本,以獨立董事出席會(huì )議出勤率(DC)來(lái)衡量;X3為債權人資本,以平均資產(chǎn)負債率(ZC)來(lái)衡量;X4為所有者資本,以前五大股東持股率(SC)來(lái)衡量;ε為隨機誤差項,表示其他尚未考慮的如普通職工人本資本、宏觀(guān)經(jīng)濟形勢等其他因素的影響。
(三)數據描述、處理和回歸分析
本文的研究樣本為2006年已宣布實(shí)施股權激勵計劃或股東大會(huì )通過(guò)股權激勵方案,2007年執行了股權激勵計劃的上市公司,考察的是2007年度的公司業(yè)績(jì)和其他指標。通過(guò)對樣本進(jìn)行必要的篩選,剔除了幾家虧損企業(yè)的數據,得到32家上市公司的數據。本文的數據來(lái)自新浪財經(jīng)以及上海證券交易所和深圳證券交易所網(wǎng)站。
1.樣本描述
由表2數據可知,我國實(shí)行股權激勵的公司凈利潤率相差很大,但平均凈利潤率較高;管理層持股指數相差很大,表明我國上市公司管理層股權激勵的程度和覆蓋面相差很大,但平均管理層股權激勵力度很小;我國獨立董事出席會(huì )議的出勤率很高,這在某種程度上說(shuō)明了獨立董事積極地發(fā)揮著(zhù)自己的作用;另外,我國前五大股東的平均持股率很高,說(shuō)明我國上市公司的股權集中度很高,但是個(gè)別公司之間的差異也很大。
2.多重共線(xiàn)性分析
由表3數據可知,各個(gè)解釋變量之間的相關(guān)系數不大,沒(méi)有明顯的多重共線(xiàn)性存在。同時(shí)發(fā)現,債權人資本與公司業(yè)績(jì)的相關(guān)性很小。
3.估計模型
筆者運用OLS對樣本進(jìn)行回歸分析,得到以下估計結果如圖1:
由圖1可知,解釋變量債權人資本未通過(guò)顯著(zhù)性水平取0.10時(shí)的 t 檢驗,其原因可能有很多方面,稍后再對此作分析,在此先剔除這個(gè)解釋變量,于是,回歸模型可以設置為:
ln(Y)=α+β1ln(X1)+β2ln(X2) +β4ln(X4)+ε
通過(guò)重新對樣本進(jìn)行回歸分析,得到以下估計結果如圖2:
由回歸結果發(fā)現,所有解釋變量都通過(guò)了顯著(zhù)性水平取0.10時(shí)的 t 檢驗,且F值也大于F0.10(3,28)。下面對該模型進(jìn)行其他的相關(guān)檢驗:
(1)自相關(guān)性檢驗。本文選用的是上市公司的橫截面數據,橫截面數據不需進(jìn)行自相關(guān)性檢驗。
(2)異方差性檢驗。運用懷特(White)檢驗,得到輔助回歸方程的nR2=18.36150,p=0.031204,所以模型存在異方差性,這時(shí)OLS估計不再具有最小方差的特性,此時(shí)事實(shí)上加權最小二乘法(WLS)才是最佳線(xiàn)性無(wú)偏估計量(BLUE)。一個(gè)很常用的做法就是將權數直接取成方差的倒數,即ωi=1/δi2,本文取權數W=1/e2,可以得到以下的估計結果如圖3:
(3)對新模型進(jìn)行異方差性檢驗。運用懷特(White)檢驗,得到輔助回歸方程的nR2=3.745630,p=0.927343,所以新模型不存在異方差性。
(4)對新模型進(jìn)行多重共線(xiàn)性檢驗。通過(guò)分析解釋變量之間的相關(guān)系數可知,新模型不存在多重共線(xiàn)性。
4.模型分析
根據所建立的模型,影響公司業(yè)績(jì)的主要因素是管理層人本資本、獨立董事人本資本和所有者人本資本的效用的發(fā)揮程度。其中,公司業(yè)績(jì)關(guān)于管理層人本資本的彈性為0.094957,關(guān)于獨立董事人本資本的彈性為0.620929,關(guān)于所有者人本資本的彈性為-0.671285。
(四)對模型的進(jìn)一步分析和政策建議
本文通過(guò)回歸分析所得到的模型中,債權人人本資本沒(méi)有產(chǎn)生預期的效果,這可能由于我國的商業(yè)銀行片面追求信貸規模,對信貸風(fēng)險和安全性的控制不足, 銀行并未重視對貸款業(yè)務(wù)的后期監督,實(shí)質(zhì)上銀行并未參與公司的日常治理和監管;另一方面,我國的地方政府有時(shí)甚至充當了“擔保人”的角色,幫助企業(yè)取得借款;而其他法人和個(gè)人在借款時(shí)更關(guān)注企業(yè)的口碑等商譽(yù),而不大重視企業(yè)的經(jīng)營(yíng)實(shí)力等。由于各個(gè)方面的原因,企業(yè)的債權人人本資本尚未得到有效利用。企業(yè)的管理層人本資本、獨立董事人本資本對企業(yè)的業(yè)績(jì)都是起促進(jìn)作用的,所以我們要提高管理層持股指數來(lái)促進(jìn)管理層人本資本的利用程度,同時(shí)促進(jìn)獨立董事人本資本的利用程度。公司業(yè)績(jì)與所有者資本呈負相關(guān)關(guān)系,這主要由于在其他人本資本利用程度不高的環(huán)境下,我國的上市公司由于特殊的國情,股權過(guò)度集中,所有者人本資本僅發(fā)揮的是大股東所有者人本資本,這時(shí),所有者人本資本的作用更傾向于維護大股東的利益,從而侵占了其他利益相關(guān)者的利益,所有者人本資本的作用不再是發(fā)揮每一單位權益資本的效用,而是謀求大股東的利益最大化和其他特殊目的,而且由于其他人本資本利用效率不高,這時(shí)所有者人本資本缺乏制衡力量,公司的各種風(fēng)險增大。
四、結論
本文的實(shí)證結果表明,我國上市公司的業(yè)績(jì)與管理層人本資本和獨立董事人本資本的利用呈正相關(guān)關(guān)系;我國債權人人本資本尚未得到有效利用,其與公司業(yè)績(jì)沒(méi)有相關(guān)關(guān)系。另外,我國上市公司由于股權集中度過(guò)高,所有者人本資本僅能代表少數大股東利益,而且缺乏必要的制衡力量,造成我國上市公司業(yè)績(jì)同所有者人本資本呈負相關(guān)關(guān)系。因此,在我國的經(jīng)濟改革實(shí)踐中,要適當增強企業(yè)其他人本資本的利用程度,發(fā)掘職工人本資本,充分利用債權人人本資本,促進(jìn)管理層人本資本和獨立董事人本資本效用的發(fā)揮,適當降低上市公司股權的集中度,提高所有者人本資本的質(zhì)量,使企業(yè)內部的人本資本結構實(shí)現長(cháng)期的動(dòng)態(tài)平衡,不斷提高上市公司的業(yè)績(jì)。
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