【文章內(nèi)容簡介】 全面、嚴(yán)密的公司治理綜合評價體系。 公司治理綜合評價指數(shù)設(shè)計原則 中國公司治理模式的發(fā)展既有歷史的因素影響 ,也受到了一系列外來力量的推動作用，特別是在發(fā)展過程中所出現(xiàn)的問題帶有中國特色的鮮明烙印，如轉(zhuǎn)軌時期法律的空缺以及市場糾錯功能的限制等。這些問題的出現(xiàn)使得中國上市公司治理模式表現(xiàn)既不同于英美的一元制模式，也不同于德日的二元制模式，所以不能隨意忽視目前中國上市公司治理現(xiàn)狀，僅僅是拿歐美等其他國家的相關(guān)研究成果簡單地改頭換面，而應(yīng)該從中國的實際出發(fā)，去反映這些企業(yè)所面臨的實際問題。傳統(tǒng)體制遺留下來的計劃權(quán)力配置使得我國上市公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為國有股一股獨大。因此，我國上市公司治理問題中最為突出的問題是國有股一股獨大以及國有股的所有者難以有效約束和規(guī)范現(xiàn)有代理人的行為。這些問題很容易造成對公司高管人員的監(jiān)管失效，甚至?xí)霈F(xiàn)高管與大股東合謀侵害中小股東的權(quán)益的情況。在這種現(xiàn)實情況下，中國公司治理綜合評價體系的各項分指標(biāo)中，反映這些問題的指標(biāo)所配置的權(quán)重應(yīng)當(dāng)最大。由于外部治理機制更多的是取決于整個國家的法律、政治、金融市場等制度環(huán)境，其作用效果針對整個證券市場中的所有上市公司，然而，當(dāng)我們的研究方向集中房地產(chǎn)這一單一行業(yè)以及這一特定市場環(huán)境中不同公司的治理差異時，應(yīng)當(dāng)側(cè)重于公司治理的內(nèi)部機制，以真實反映內(nèi)部治理情況的指標(biāo)為重點。 公司治理綜合評價指數(shù)指標(biāo)的設(shè)置根據(jù)中國上市公司的現(xiàn)實，我們把公司治理綜合評價指數(shù)（CGI（Corporate Governance Index））分成外部機構(gòu)的審核評價、股權(quán)結(jié)構(gòu)、董事會治理機制、經(jīng)理人員激勵情況等四個分指標(biāo)，每個分指標(biāo)下設(shè)若干個二級指標(biāo)（見表31）[15]。表31 公司治理綜合評價指標(biāo)外部機構(gòu)的審核評價（A）財務(wù)報表的審計意見（A1）是否曾受到證監(jiān)會或交易所的批評（A2）股權(quán)結(jié)構(gòu)（B）是否是絕對控股（B1）第一大股東是國有股還是民營股（B2）國有股比例（B3）董事會治理機制（C）董事長或副董事長是否兼任總經(jīng)理（C1）董事會人數(shù)（C2）獨立董事比例（C3）董事會成員持股（C4）經(jīng)理人員激勵（D）經(jīng)理人持股（D1）高管報酬總額（D2）資料來源：作者整理。在研究過程中，我們將全部指標(biāo)設(shè)定為三個層次?！巴獠繖C構(gòu)的審核評價（A）”是公司內(nèi)部治理情況的首先反映，所以應(yīng)當(dāng)屬于第一層次；“股權(quán)結(jié)構(gòu)（B）”是中國上市公司面臨的首要問題，也應(yīng)當(dāng)放在相當(dāng)重要的層次。但是，這個分指標(biāo)下的二級指標(biāo)的權(quán)重設(shè)置又應(yīng)當(dāng)有所不同，其中，“是否是絕對控股（B1）”是股權(quán)結(jié)構(gòu)中最重要的問題，應(yīng)當(dāng)把它與“外部機構(gòu)的審核評價（A）”放在同一層次，而其余兩個二級指標(biāo)則放在第二個層次；“董事會治理機制（C）”和“經(jīng)理人員激勵（D）”這兩個分指標(biāo)在國外的研究中，常常也置于很重要的位置，但是就中的現(xiàn)實而言，董事會治理問題常常是股權(quán)結(jié)構(gòu)不合理派生出來的，而且一股獨大下的董事會本身往往就是大股東的代言者，這樣再探討董事會治理基本上沒有意義，因此這一分指標(biāo)應(yīng)當(dāng)放在第三層次。而“經(jīng)理人員激勵（D）”則是另一情況，一方面，由于中國證券市場的特殊現(xiàn)實，經(jīng)理人所持有的股份在可轉(zhuǎn)讓性方面不同于歐美國家經(jīng)理人持有的股份，因此，經(jīng)理人持有的股份是否能夠形成對經(jīng)理人的有效激勵，這本身值得斟酌；另一方面，由年報中得到的經(jīng)理人報酬本身的數(shù)據(jù)可靠性存在著疑問，因此，經(jīng)理人激勵問題也應(yīng)當(dāng)放在第三層次。在具體打分時，將第一層次的指標(biāo)權(quán)重設(shè)置為6，第二層次的指標(biāo)權(quán)重設(shè)置為3，第三層次的指標(biāo)權(quán)重設(shè)置為1，同時為了方便察看和比較，將打分結(jié)果轉(zhuǎn)化為0和100之間的某個數(shù)值。最終的公司治理指數(shù)計算公式如下：（31） 研究假設(shè)與變量說明本文假設(shè)資本結(jié)構(gòu)與公司治理之間存在互動關(guān)系，即資本結(jié)構(gòu)影響公司治理效應(yīng)以及公司治理對資本結(jié)構(gòu)的影響。為此選擇了以下變量。對于公司治理綜合評價指數(shù)，采用上文所構(gòu)建的公司治理綜合評價指標(biāo)體系。各上市房地產(chǎn)公司的公司治理指數(shù)的數(shù)據(jù)采用的是2007——2009三年的數(shù)據(jù)，并根據(jù)最終的公司治理指數(shù)公式進行計算。影響公司治理的因素有很多，這里我們選取了第一大股東持股比例、第二到地十大股東持股比例、董事會規(guī)模和管理層持股比例作為控制變量，另外，引入經(jīng)理人變動作為虛擬變量。影響資本結(jié)構(gòu)的因素，參考以往的實證研究文獻，我們選取了五個因素——公司價值、盈利能力、公司規(guī)模和股東利益作為控制變量，是否為國有控股作為虛擬變量[16]。同時我們加入了YEAR1和YEAR2兩個虛擬變量。所有變量見表32。表32 變量及變量定義變量名稱變量計量變量意義CGI本文自己構(gòu)建得出公司治理指數(shù)DR資產(chǎn)負(fù)債率=負(fù)債/總資產(chǎn)債權(quán)資本H1第一大股東持股數(shù)/總股本數(shù)股權(quán)集中度H2持股比例第二大到第十大股東持有的股票總量/總股本股權(quán)分散程度DSHRS董事會人數(shù)董事會規(guī)模MR除董事、監(jiān)事以外的其他高級管理人員所持有的股票總數(shù)/總股本管理層持股D1如果上市公司屬于國有控股，則取0，如果屬于非國有控股，則取1股權(quán)構(gòu)成特征M如果上市公司經(jīng)理人變更，則取 1,如果沒有變更，則取0經(jīng)理人變動Q(Tobin Q)(公司的流通市值+優(yōu)先股的價值+負(fù)債凈值)/總資產(chǎn)賬面價值公司價值OR(Operating Revenue)營業(yè)收入盈利能力TA(Total Assets)總資產(chǎn)公司規(guī)模PE(Equity per share)所有者權(quán)益合計/期末總股本股東利益YEAR1如果是2007年的數(shù)據(jù)，則取1，否則取0年份時間YEAR2如果是2008年的數(shù)據(jù)，則取1，否則取0年份時間 樣本的選取與數(shù)據(jù)來源本文以20072009年滬深股市A股主板市場上披露年度報告的上市房地產(chǎn)企業(yè)作為研究對象，數(shù)據(jù)收集主要來自于銳思數(shù)據(jù)庫。考慮到某些樣本的特殊性，我們剔除了S、ST類、數(shù)據(jù)異常和數(shù)據(jù)不全的部分公司。因此，本文的研究樣本為20072009年可獲得相關(guān)信息的102家A股上市房地產(chǎn)企業(yè)。 樣本的描述性統(tǒng)計本文采用構(gòu)建公司治理綜合評價指標(biāo)即公司治理指數(shù)的方法計算的公司治理指數(shù)20072009年描述性統(tǒng)計如下表所示。表33 2007年主要變量的描述性統(tǒng)計統(tǒng)計指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率第一大股東持股比CGI均值中位數(shù)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度JarqueBera表34 2008年主要變量的描述性統(tǒng)計統(tǒng)計指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率第一大股東持股比CGI均值中位數(shù)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度JarqueBera表35 2009年主要變量的描述性統(tǒng)計統(tǒng)計指標(biāo)資產(chǎn)負(fù)債率（%）第一大股東持股比CGI均值中位數(shù)最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差偏度峰度JarqueBera從上面表中可以看出：20072009年我國上市公司治理指數(shù)總體上是服從正態(tài)分布。，為右偏，，最大值為100，波動幅度比較大。統(tǒng)計公司數(shù)量后，顯示大于50的有91家，小于50的僅有11家，說明我國大部分上市公司的公司治理還是可以的。，為右偏，比上年減少了偏度。，最大值為100，波動幅度比較大。統(tǒng)計公司數(shù)量后，顯示大于50的有95家，小于50的僅有7家，與上年基本持平，說明我國大部分上市公司的公司治理基本保持了穩(wěn)定。，為右偏，與上年持平。，最大值為100，波動幅度比較大。統(tǒng)計公司數(shù)量后，顯示大于50的有91家，小于50的僅有11家，與2007年相同，相比2008年有所下降，但是我國大部分上市公司的公司治理還是保持了基本穩(wěn)定。2007年我國上市公司資產(chǎn)負(fù)債率總體上服從正態(tài)分布，%，%，%，%，波動比較大，個別公司資產(chǎn)負(fù)債率極為不適當(dāng)。統(tǒng)計公司數(shù)量顯示：資產(chǎn)負(fù)債率小于40%的公司數(shù)量17家 ,說明他們的資產(chǎn)負(fù)債率是偏低的；在 40%~60%之間的34家 ,說明他們有一個較為合理的資產(chǎn)負(fù)債率；大于60%的公司51家，說明這些公司資產(chǎn)負(fù)債率是偏高的。2008年我國上市公司資產(chǎn)負(fù)債率總體上服從正態(tài)分布，為左偏，%，%，%，%，相比2007波動都比較大，個別公司資產(chǎn)負(fù)債率極為不適當(dāng)。統(tǒng)計公司數(shù)量顯示：資產(chǎn)負(fù)債率小于40%的公司數(shù)量15家 ,與上年基本相同，說明他們的資產(chǎn)負(fù)債率是偏低的；在 40%~60%之間的37家 ,說明他們有一個較為合理的資產(chǎn)負(fù)債率；大于60%的公司50家，說明這些公司資產(chǎn)負(fù)債率是偏高的。2009年我國上市公司資產(chǎn)負(fù)債率總體上服從正態(tài)分布，%，%，%，%，雖高與上年的最低值，但波動仍然比較大，個別公司資產(chǎn)負(fù)債率極為不適當(dāng)。統(tǒng)計公司數(shù)量顯示：資產(chǎn)負(fù)債率小于40%的公司數(shù)量12家 ,說明他們的資產(chǎn)負(fù)債率是偏低的；在 40%~60%之間的35家，說明他們有一個較為合理的資產(chǎn)負(fù)債率；大于60%的公司55家，說明這些公司資產(chǎn)負(fù)債率是偏高的。總體上來說，資產(chǎn)負(fù)債率偏高的公司相比于前兩年有所增加。2007年我國上市公司第一大股東持股比例總體上是服從正態(tài)分布，為右偏。第一大股東持股比例最大值為82%，最小值為9% ，說明我國上市公司第一大股東持股比例波動比較大。統(tǒng)計具體公司數(shù)量顯示，第一大股東持股比例低于 20%的上市公司13家 ,說明股權(quán)比較分散的公司較少；20%~50%之間的公司65家 ,說明我國大部分上市公司第一大股東是相對控股股東；超過 50%的上市公司24家，說明這些公司第一大股東是絕對控股股東。2008年我國上市公司第一大股東持股比例總體上是服從正態(tài)分布，為右偏。%，% ，說明我國上市公司第一大股東持股比例波動比較大。統(tǒng)計具體公司數(shù)量顯示，第一大股東持股比例低于 20%的上市公司14家 ,說明股權(quán)比較分散的公司較少；20%~50%之間的公司60家 ,說明我國大部分上市公司第一大股東是相對控股股東；超過 50%的上市公司28家，說明這些公司第一大股東是絕對控股股東。2009年我國上市公司第一大股東持股比例總體上是服從正態(tài)分布，為右偏。%，% ，說明我國上市公司第一大股東持股比例波動比較大。統(tǒng)計具體公司數(shù)量顯示，第一大股東持股比例低于 20%的上市公司14家 ,說明股權(quán)比較分散的公司較少；20%~50%之間的公司62家 ,說明我國大部分上市公司第一大股東是相對控股股東；超過 50%的上市公司26家，說明這些公司第一大股東是絕對控股股東?？偟膩碚f，這三年的數(shù)據(jù)基本保持一致，說明這三年這些房地產(chǎn)上市公司的控股股東基本沒發(fā)生變化，比例也基本保持一致。 模型設(shè)計與數(shù)據(jù)檢驗 模型設(shè)計本文首先進行單方程的多元回歸分析，然后選擇聯(lián)立方程利用兩階段最小二乘法來分析資本結(jié)構(gòu)與公司治理之間的互動關(guān)系，以消除單一方程模型方法造成的信息損失，更真實的描述兩者的客觀實際狀況。我們選定公司治理指數(shù)與資產(chǎn)負(fù)債率作為內(nèi)生變量；同時選定其他十個變量為外生變量。聯(lián)立方程如下： (32) (33)其中，， …，， …，是待估計的系數(shù)，是隨機誤差項。 實證結(jié)果分析，首先分別作公式(32)和(33)的多元回歸分析，然后利用兩階段最小二乘法估計上述聯(lián)立方程模型，得出模型的估計結(jié)果如下表36所示。表36 2007—2009年多元回歸和聯(lián)立方程回歸結(jié)果被解釋變量CGI被解釋變量DR解釋變量OSLSTSLS解釋變量OSLSTSLSC* * ** * *C* * ** * *DRCGI* ** * *H1* * ** * *Q* * ** * *H2* ** *OR**DSHRS* * ** * *TAMRPE* * ** * *D1* * ** * *D1* ** *M**YEAR1控制控制YEAR1控制控制YEAR2控制控制YEAR2控制控制R2(Adj R2)（）（）R2(Adj R2)（）（）注：（*）10%顯著水平；（* *）5%顯著水平；（* * *）1%顯著水平。2007—2009年資本結(jié)構(gòu)對公司治理的多元回歸公式（32）的擬合優(yōu)度（可調(diào)整的)。(1)債權(quán)資本變量——，未能通過10%置信水平下的檢驗。說明債權(quán)結(jié)構(gòu)與公司治理負(fù)相關(guān)性不是很強，且影響程度不是很大。(2)股權(quán)資本變量——，股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司治理呈顯著負(fù)相關(guān)，通過了在1%置信水平下的檢驗；，通過了在5%置信水平下的檢驗，說明說明股權(quán)相對分散有利于提高公司治理結(jié)構(gòu)的優(yōu)化水平。股權(quán)構(gòu)成指標(biāo)通過了檢驗，表明國有控股與公司治理呈正相關(guān)，即國有控股對良好的公司治理是有利的。綜合以上幾個指標(biāo)，可以看出股權(quán)治理的效應(yīng)比債權(quán)的治理效應(yīng)要大，這也符合我國的實際情況，因為我國債務(wù)融資的代理成本較高，而股權(quán)融資成本相對較低 ,使得上市公司更多地偏向于股權(quán)融資，從而造成企業(yè)多以股權(quán)治理為主，因而實證結(jié)果就會顯示股權(quán)對公司治理的效應(yīng)比較明顯。(3)模型中董事會規(guī)模變量在1%置信區(qū)間下通過檢驗。，說明董事會人數(shù)將會對公司治理有一定程度的促進作用。(4)，T檢通過10%的置信區(qū)間，可能的原因是這些公司管理層持股的比例比較低，未能對公司治理提供促進作用。20072009年公司治理對資本結(jié)構(gòu)的多元回歸公式（33）的擬合優(yōu)度(R2和可調(diào)整的R2)比較低。(1)表中公司治理指數(shù)系數(shù)表明在5%的置信區(qū)間下，即公司治理與資產(chǎn)負(fù)債率之間存在比較弱的正相關(guān)性,公司治理水平對資產(chǎn)負(fù)債率的變動影響不是