【導讀】制權的沖突，以及這種沖突所帶來的后果。文章基于我國資本市場2020-2020年的經(jīng)驗數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)：國。有企業(yè)控制權沖突最為明顯的國家股控股上市公司，其會計信息質量顯著高于其他國有和民營上市公司，司雖然具有優(yōu)良的會計業(yè)績，卻并未獲得投資者的青睞。本文的政策含義是，國有企業(yè)委托人控制權和代。理人控制權應合理配置，一味強化國有企業(yè)委托人控制權可能會帶來負面影響。束條件下，有效激勵國有企業(yè)代理人的問題。國有企業(yè)的改革歷程表明，對國有企業(yè)代理人。的激勵不足和激勵過度，或導致國有企業(yè)經(jīng)營無效率，或導致社會輿論的激烈爭論。務界關注的重大問題。2020年，國有資產(chǎn)管理委員會的成立，標志著我。國資委出臺了一系列圍繞國企高管薪酬的制度。是否會出于自利動機對會計信息進行有意操縱，就是一個顯而易見的問題。權沖突的影響，能夠反映企業(yè)控制權沖突的嚴重程度。會計信息質量并未有效地融入資本市場中的證券定價過程。

　　

【正文】 2020年均值大于 0， 2020 年最高，為 %。 20202020 年增長波動的八年均值為 %，各年均值都大于 0，呈“ M”狀。對比發(fā)現(xiàn)， 2020 年和 2020 年增長波動均值上升但股票超額收益率下降，表明增長波動的提高不一定會帶來價值提升。股市蕭條期，樣本公司股票超額收益率差異較小，而增長波動差異較大；股市繁榮期，股票超額收益率差異較大，而增長波動的差異相對較小，表明增長波動與價值變化之間并非線性關系。 圖 1 20202020 年正常上市公司股票超額收益率與增長波動均值趨勢圖 （ 2）公司增長有效性四象限描述性統(tǒng)計 筆者按公司有效性四象 限把樣本分為四組。從增長有效性判斷， 20202020 年，正常上市公司中，實現(xiàn)有效增長的樣本（第一象限和第二象限）為 2656 個，占總體 %，其中，增值性高速增長的樣本（第一象限）占有效增長樣本的 %，表明我國上市公司大都采用增長驅動型價值增值模式。發(fā)生價值毀損的樣本（第三象限和第四象限） 5039 個，占總體%，其中，毀損性高速增長（第四象限）的樣本為 3297個，占價值毀損樣本的 %，表明無效的高速增長成為公司價值的巨大威脅，揭示了高速增長的雙刃劍本質。從增長狀態(tài)判斷，高速增長樣 本為 5257 個，占總體 %，毀損性高速增長的樣本占高速增長樣本的%。表明 20202020 年我國 A股正常上市公司增長速度普遍較快，但發(fā)生價值毀損的情況較為嚴重，僅有三分之一的上市公司實現(xiàn)了有效增長。筆者還對四象限樣本進行了描述性 統(tǒng)計，如表 3 所示，第一象限的股票超額收益率和增長波動均值和標準差最大，表明該象限上市公司平均增長速度最高，平均價值增值最大，但組內公司之間差異較大。第三象限上述兩個變量均值和標準差最小，表明該組公司增長速度大多未達到維持公司持續(xù)增長的基本要求，并且公司價值普遍發(fā)生了較 嚴重的毀損。 表 3 公司增長有效性四象限股票超額收益率與增長波動描述性統(tǒng)計表 相關性檢驗 筆者對主要變量進行了相關性檢驗，如表 4所示，對角線的左下方是 Pearson 相關系數(shù)，右上方是 Spearman 相關系數(shù)。增長波動與股票超額收益率的 Pearson 相關系數(shù)為 %，Spearman 相關系數(shù)為 %，均在 99%的置信度顯著，說明增長波動對公司價值的確存在顯著影響。同時，兩種相關性檢驗表明，托賓 Q 值、貝塔值、資本擴張率、現(xiàn)金流比率、市場占有率和無形資產(chǎn)比率均與股票超額收益率顯著相關，說明它們都是影響價值變化的重要因素。 表 4 20202020 年上市公司價值與其影響因素相關性分析 股票超額收益率 增長波動 托賓 Q值 貝塔值 資本擴張率 現(xiàn)金流比率 市場占有率 無形資產(chǎn)比率 股票超額收益率 1 *** *** *** *** *** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 增長波動 *** 1 *** *** *** * *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 托賓 Q值 *** ** 1 *** *** *** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 貝塔值 *** *** *** 1 *** *** ** ** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 資本擴張率 *** *** *** *** 1 ** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 經(jīng)營現(xiàn)金流比率 *** *** *** *** *** 1 *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 市場占有率 ** ** *** *** 1 *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 無形資產(chǎn) * *** *** ** *** *** *** 1 象限及樣本數(shù) 變量 均值 中值 最小值 最大值 標準差 第一象限 股票超額收益率 N=1960 增長波動 第二象限 股票超額收益率 N=696 增長波動 第三象限 股票超額收益率 N=1742 增長波動 第四象限 股票超額收益率 N=3297 增長波動 比率 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 注： ***、 **、 * 分別表示相關性在 t 分布下 、 、 的顯著性水平顯著（雙尾）；括號內是顯著性檢驗的 p 值。 實證模型 根據(jù)假設 1，筆者引入增長波動的二次項描述增長波動與價值增量之間的非線性關系，構建多元回歸模型如下： 2, 0 1 , 2 , 3 , 4 , 5 ,6 , 7 , 8 , 9 , 10 ,20 711 ,11t a ni t i t i t i t i t i ti t i t i t i t i ti t j j t tjtA bre t urn D i f growt h D i f growt h Q B e t a E x pc apC ashf l ow Sale sshare I n gasse t s I nasse t s M ark e t i ndStat e own I ndu st ry Y e ar? ? ? ? ? ?? ? ? ? ?? ? ? ???? ? ? ? ? ?? ? ? ? ?? ? ? ??? ,it 其中， 0? =截距項系數(shù)， 1? 至 8? 分別表示增長波動、增長波動二次項、托賓 Q值、貝塔值、資本擴張率、經(jīng)營現(xiàn)金流比率、市場占有率及無形資產(chǎn)比率的系數(shù)； 9? 至 11? 分別表示資產(chǎn)規(guī)模、市場化指數(shù)和國有控股的系數(shù)； j? 表示第 j 個行業(yè)變量的系數(shù)； t? 表示第 t 個年度變量的系數(shù)； ,it? 表示殘差項。 五、 20202020 年正常上市公司樣本實證分析 正常上市公司總體樣本實證分析 20202020 年正常上市公司總體樣本實證結果如表 5（ 1）和（ 2）所示，結果（ 1）列示了僅考慮公司增長影響的模型實證結果，其擬合優(yōu)度為 %；結果（ 2）列示了綜合考慮多個價值影響因素模型的實證結果，其擬合優(yōu)度為 %，說明綜合影響模型能夠很好地解釋上市公司價值的成因。兩個模型增長波動的一次項均顯著為正，二次項均顯著為負，表明在 99%的置信度下，增長波動與公司價值之 間呈“倒 U 型”關系，印證了假設 1。根據(jù)下列公式測度公司增長對價值的貢獻程度： 1212? ? ( ) ( 2 ) ( )() ? ? 2abre turn dif growth dif growthabre turn dif growthdif growth????? ? ? ? ? ?? ? ? ??求 導 得推 出 計算可得，正常公司綜合影響模型中，股票超額收益率對增長波動的敏感性為 %，即正常經(jīng)營上市公司營業(yè)收入增長波動 1個單位，會引起股票超額收益率變化 %個單位。 公司增長有效性四象限分組實證結果 本文對樣本按照公司增長有效性四象限分組施以實證分析，鑒于已經(jīng)對增長波動進行了 分組，所以剔除了增長波動二次項，直接采用多元線性模型衡量在高速增長和低速增長兩種增長狀態(tài)下對價值的 影響，結果如表 5（ 3）、（ 4）、（ 5）、（ 6）所示。第一象限和第三象限的增長波動系數(shù)都顯著為正，意味著公司營業(yè)收入的增長的確會促使價值提升或至少能夠遏制價值毀損的程度。第二象限增長波動系數(shù)為正，表明當?shù)退僭鲩L而價值實現(xiàn)增值時，低速增長程度越輕，價值增值越大；第四象限增長波動系數(shù)為負，表明在高速增長造成價值毀損的情況下，高速增長越嚴重，價值毀損越慘重。但第二象限和第四象限的增長波動系數(shù)不顯著。 表 5 20202020 年 公司增長有效性總體樣本及四象限分組實證結果 （ 1） （ 2） （ 3） （ 4） （ 5） （ 6） 增長影響模型 綜合影響模型 第一象限 第二象限 第三象限 第四象限 樣本數(shù) 7695 7695 1960 696 1742 3297 增長波動 *** *** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 增長波動二次項 *** *** （ ） （ ） 托賓 Q 值 *** *** *** *** * （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 貝塔值 *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 資本擴張率 *** *** *** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 現(xiàn)金流量比率 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 市場占有率 （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 無形資產(chǎn)比率 ** * ** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 資產(chǎn)規(guī)模 *** *** *** ** ** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 市場化指數(shù) *** * ** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 國有控股 *** * （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） 行業(yè)變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 年度變量 控制 控制 控制 控制 控制 控制 截距項 *** *** *** ** *** （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） （ ） F 檢驗值 *** *** *** *** *** *** Adj R178。 DurbinWatson 注： ***、 **、 * 分別表示模型系數(shù)估計值在 t分布下 、 、 的顯著性水平顯著（雙尾），括號內是校正異方差后的 t 檢驗統(tǒng)計量； F檢驗值后的 ***表示在 F 分布下 的水平上顯著。表 6 中符號含義相同，不再贅述。 按托賓 Q 值分組實證分析 筆者將正常上市公司總體樣本分為 Q值大于等于 1 及 Q值小于 1 兩組，前者樣本 4477個，占總體 %，股票超額收益率均值為正，實現(xiàn)有效增長（即股票超額收益率大于等于 0）的樣本 1760 個，占該組樣本的 %，處于增值性高速增長狀態(tài)的樣本 1205 個，占有效增長樣本的 %。后者樣本 3218 個，占 %，股票超額收益率均值為負，實現(xiàn)有效增長的樣本占該組樣本的 896 個，占該組樣本的 %，處于增值性高速增長狀態(tài)的樣本 666 個，占有效增 長樣本的 %。說明擁有良好的投資機會有利于公司實現(xiàn)有效增長，但相比缺乏良好投資機會的樣本組，通過高速增長實現(xiàn)價值增值的公司比例較低。MannWhitney 檢驗結果（略）顯示，前者營業(yè)收入增長、資本擴張率、經(jīng)營現(xiàn)金流量比率及無形資產(chǎn)比率的均值都顯著大于后者，表明擁有良好投資機會的公司的確具有競爭優(yōu)勢。分組實證結果如表 6（ 1）、（ 2）所示，兩組樣本增長波動的一次項系數(shù)都顯著為正，二次項都系數(shù)顯著為負，表明無論是否存在良好的投資機會，增長波動與公司價值增量都呈顯著“倒U 型”關系，但價值對增長波動的敏感性 不同：當 Q 小于 1 時，股票超額收益率對增長波動的敏感性為 %； Q 大于等于 1時，敏感性提高至 %，表明良好的投資機會有利于提高公司增長對價值增值的貢獻效度。 按股權分置改革前后分組實證分析 筆者以 2020 年為分割點，將 20202020 年劃分為兩個階段： 20202020 年為股改前樣本組，樣本 4543 個，占總體 %，股票超額收益率均值為 %，有效增長樣本 1466 個，占該組 %，處于增值性高速增長狀態(tài)的樣本 1141 個，占有效增長樣本 %。 20202020 年為股 改后樣本組，樣本 3152 個，占總體 %，股票超額收益率均值為 %，有效增長樣本 1190 個，占該組 %，處于增值性高速增長狀態(tài)的樣本 820 個，占有效增長樣本 %。說明股改后實現(xiàn)有效增長的公司比例有所提高，但通過高速增長實現(xiàn)價值增值的公司比例有所下降。 KolmogorovSmirnov 檢驗及 MannWhitney 檢驗結果（略）表明，股改前樣本組的股票超額收益率、托賓 Q 值、資本擴張率、資產(chǎn)規(guī)模及市場化指數(shù)均值都顯著小于股改后樣本組，但前者的增長波動、貝塔值等指標均值都顯著大于后者。 表明股改后，上市公司增長速度趨于穩(wěn)定；受股改后 A股市場流動性增強的影響，市場化程度提高，投資機會增大，資本增值能力大大加強，公司風險降低，公司規(guī)模進一步壯大，價值增值能力提高。 分組實證結果如表 6（ 3）和（ 4）所示。股改前后增長波動一次項系數(shù)都顯著為正，二次項系數(shù)雖均為負，但股改前不顯著，股改后顯著。股改前股票超額收益率對增長波動的敏感性為 %，股改后增強至 %，說明公司增長與價值增值之間先增后減的非線性關系在股改后變得顯著，表明資本市場甄別上市