實證研討人力資本解釋上市企業業績論文

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編者按：本文主要從相關研究回顧；研究理論及假設；實證分析；結論進行論述。其中，主要包括：在商品經濟發展的漫長的初級階段,商品生產者自己經營自己的作坊、企業的股東數量不免越來越大,即企業的所有權難免十分分散、企業是圍繞資本所有者籌建起來的資源和契約的集合體、隨著信息技術經濟的發展,人力資本要素得到了很高的重視、人力資本雇傭、吸引物質資本、變量設置、被解釋變量:公司業績、解釋變量:人本資本、數據描述、處理和回歸分析、我國實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、對模型的進一步分析和政策建議、我國的地方政府有時甚至充當了“擔保人”的角色,幫助企業取得借款、股權過度集中,所有者人本資本僅發揮的是大股東所有者人本資本等，具體請詳見。

【摘要】本文基于人本資本結構理論,從人本資本視角出發,對企業人本資本結構進行了劃分,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績的影響進行了實證分析。實證分析發現,人本資本結構能夠很好地解釋公司的業績。

【關鍵詞】資本結構;人力資本;人本資本;公司業績

在商品經濟發展的漫長的初級階段,商品生產者自己經營自己的作坊,在這一時期,“企業”的經營者即是“企業”的所有者,他們純粹是為自身的利益打算。但是這種生產經營主體不僅生命周期短暫,而且技術創新能力差,生產能力低下。隨著生產力的發展,現代意義上的企業出現,而且規模越來越大,出現了委托—現象,企業的所有權和經營權相分離。由于企業所有者和經營管理者的信息是非對稱的,于是產生了經營約束、監督和激勵問題。隨著企業規模的擴大和控制資源的增多,在發達的資本市場的作用下,企業的股東數量不免越來越大,即企業的所有權難免十分分散,單個小股東既沒有動力,也無法承擔巨大的成本去監督和激勵企業的經營者,于是在相互分離的股東中產生了所謂的“搭便車”現象,企業的治理結構便越來越傾向于經理層,出現了被貝利和米恩斯(BerleandMeans,1932)所稱的“經理革命”,公司的治理中心由股東轉移到經理層。為了制衡經理層權利的失衡,又產生了所謂的“資本覺醒”。公司的治理結構在所有者和經營者之間不斷地尋找制衡點。在這一過程中,各種因素對公司業績的影響成為學者研究的主要領域之一。

一、相關研究回顧

傳統的公司理論認為,資本雇傭勞動,企業是圍繞資本所有者籌建起來的資源和契約的集合體,對公司價值的研究,自然而然的多是從資本結構這個視角來進行的。資本結構對公司價值的影響大致經歷了凈收益理論、凈營業收入理論、傳統理論、MM理論、權衡理論、委托—理論、信號揭示理論、啄序理論、控制權理論和產業組織理論這幾個理論階段。Masulis和RonaldW等研究發現,公司債務與權益比同普通股的期望收益呈正相關關系,國外學者更多的是研究公司治理結構對公司業績的影響。Lapozta(1999)和ThomsenPedersen(2000)就研究了股權集中度對公司業績的影響;國內陳小悅和楊晨(1995)研究發現,上海證券交易所上市公司的收益同負債權益比呈負相關關系。其他的相關研究結論各異,既有發現公司財務杠桿率同公司業績正相關的,也有發現他們負相關的或不相關的。隨著信息技術經濟的發展,人力資本要素得到了很高的重視,1979年諾貝爾經濟學獎得主西奧多·W·舒爾茨指出:“人力是社會進步的決定性因素。人力(包括人的知識和技能)只有通過一定方式的投資,掌握了知識和技能的人力資源才是一切生產資源中最重要的資源。”于是,如何激發企業經營者知識和技能的潛力,充分發揮人力資本的作用,成為研究的新方向。美國學者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,因為他們有動機追求在職消費所帶來的好處,但是,實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和投資機會。Mehran(1995)隨機抽取了153家公司的數據進行實證研究后發現,CEO持股比例與公司業績呈正相關關系;Morck,Shleiferh和Vishny(1988),McConnell和Servaes(1990),Hermalin和Weisbach(1991),Griffith(1999)研究發現,CEO的持股比例同公司業績相關,但并不是單調線性的相關關系;Himmelberg,Hubbard和Palia(1999),Palia(2002)通過實證研究發現,管理層持股與公司業績不相關或弱相關關系。關于管理層持股與公司業績之間的關系,國內學者的實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)等發現管理層持股與公司績效沒有顯著關系或不相關;劉國亮和王加勝(2000),石建勛(2003)和葛文雷、荊虹瑋(2008)等卻發現管理層股權激勵水平與公司業績的正相關關系在統計上是顯著的。2001年,中國證券監督管理委員會指導意見,指出要求上市公司增設獨立董事以來,獨立董事制度是否對公司治理和業績起到了積極作用,一直是學術界研究的問題。熊俊順和許敏(2008)隨機抽取了滬市390家上市公司的數據,研究發現獨立董事制度同公司凈資產收益率之間并沒有顯著相關關系;高軍(2006)選取上海證券交易所制造業板塊中上市公司作為研究樣本,發現獨立董事對公司業績有促進作用;朱治龍和王麗(2004)以及呂兆友(2004)的研究也得到相似結論。

針對世界經濟發展的新趨勢,傳統的資本雇傭勞動在一定程度上有所動搖,管理層股權激勵、技術入股、專業技術人員入干股、風險投資的價值導向等充分說明:對于信息技術經濟時代稀缺的具有異質性的人力資本,已呈現出人力雇傭資本的態勢。我國學者盛明泉、倪國愛、丁勝紅等在論證最優資本結構存在的同時,揭示了資本結構的人本思想,即企業的最優資本結構是人能力的最優條件,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績的影響。

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行劃分,從而形成人本資本結構。人力資本雇傭、吸引物質資本,物質資本圍繞人力資本組成公司實體,資源配置影響權利,權利作用于資源。各種異質性的人力資本決定資源配置,而資源配置影響權利分配。企業經理人擁有經營管理專業知識,獨立董事擁有專業領域專門知識,投資者擁有資本的投資導向能力,核心技術人員擁有特殊知識和技能,普通員工擁有勞動能力,這些人力資本相互結合,決定企業的權利分配。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績有相關關系。

假設2.資本配置決定權利分配,從而進一步影響公司業績。

假設3.人本資本可以由相關指標有效度量。

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揮。

三、實證分析

(一)變量設置(見表1)

1.被解釋變量:公司業績

公司業績的考核指標有會計利潤率和公司價值指標等,而公司會計利潤可以采用總資產利潤率、凈資產利潤率和息稅前利潤率等等;公司價值指標可以采用公司市場價值與其重置價值之比(托賓Q值)、公司股票市值等等。筆者選取凈資產利潤率來作為公司業績考核指標,主要是因為我國股票市場的很多特殊性造成公司市場價值可參考性小,同時凈資產利潤率相對于其他會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,公司的最優資本結構是人本資本的最優結構,本文將從人本資本治理結構角度出發,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,同時將核心技術人員人本資本納入管理層資本考慮,因目前企業的普通勞動者提供的主要是同質性的勞動,而且其人力資本尚未被納入公司治理之中,所以本文暫沒有將其記入公司人本資本之中。同時本文用管理層股權激勵指數來衡量管理層資本發揮效用程度;用獨立董事出席會議出勤率衡量獨立董事資本發揮效用程度;用平均資產負債率來衡量債權人資本;因為小股東普遍存在“搭便車”現象,小股東的人力資本也沒有被很好地挖掘和發揮,不能將其納入人本資本,所以采用前五大股東持股率來衡量所有者資本。

(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為公司業績,以凈資產收益率(ROE)來衡量;X1為管理層資本,以管理層股權激勵指數(GC)來衡量;X2為獨立董事資本,以獨立董事出席會議出勤率(DC)來衡量;X3為債權人資本,以平均資產負債率(ZC)來衡量;X4為所有者資本,以前五大股東持股率(SC)來衡量;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、宏觀經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年已宣布實施股權激勵計劃或股東大會通過股權激勵方案,2007年執行了股權激勵計劃的上市公司,考察的是2007年度的公司業績和其他指標。通過對樣本進行必要的篩選,剔除了幾家虧損企業的數據,得到32家上市公司的數據。本文的數據來自新浪財經以及上海證券交易所和深圳證券交易所網站。

1.樣本描述

由表2數據可知,我國實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議的出勤率很高,這在某種程度上說明了獨立董事積極地發揮著自己的作用;另外,我國前五大股東的平均持股率很高,說明我國上市公司的股權集中度很高,但是個別公司之間的差異也很大。

2.多重共線性分析

由表3數據可知,各個解釋變量之間的相關系數不大,沒有明顯的多重共線性存在。同時發現,債權人資本與公司業績的相關性很小。

3.估計模型

筆者運用OLS對樣本進行回歸分析,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顯著性水平取0.10時的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

通過重新對樣本進行回歸分析,得到以下估計結果如圖2:

由回歸結果發現,所有解釋變量都通過了顯著性水平取0.10時的t檢驗,且F值也大于F0.10(3,28)。下面對該模型進行其他的相關檢驗:

(1)自相關性檢驗。本文選用的是上市公司的橫截面數據,橫截面數據不需進行自相關性檢驗。

(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OLS估計不再具有最小方差的特性,此時事實上加權最小二乘法(WLS)才是最佳線性無偏估計量(BLUE)。一個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)對新模型進行多重共線性檢驗。通過分析解釋變量之間的相關系數可知,新模型不存在多重共線性。

4.模型分析

根據所建立的模型,影響公司業績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揮程度。其中,公司業績關于管理層人本資本的彈性為0.094957,關于獨立董事人本資本的彈性為0.620929,關于所有者人本資本的彈性為-0.671285。

(四)對模型的進一步分析和政策建議

本文通過回歸分析所得到的模型中,債權人人本資本沒有產生預期的效果,這可能由于我國的商業銀行片面追求信貸規模,對信貸風險和安全性的控制不足,銀行并未重視對貸款業務的后期監督,實質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甚至充當了“擔保人”的角色,幫助企業取得借款;而其他法人和個人在借款時更關注企業的口碑等商譽,而不大重視企業的經營實力等。由于各個方面的原因,企業的債權人人本資本尚未得到有效利用。企業的管理層人本資本、獨立董事人本資本對企業的業績都是起促進作用的,所以我們要提高管理層持股指數來促進管理層人本資本的利用程度,同時促進獨立董事人本資本的利用程度。公司業績與所有者資本呈負相關關系,這主要由于在其他人本資本利用程度不高的環境下,我國的上市公司由于特殊的國情,股權過度集中,所有者人本資本僅發揮的是大股東所有者人本資本,這時,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者的利益,所有者人本資本的作用不再是發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,這時所有者人本資本缺乏制衡力量,公司的各種風險增大。

四、結論

本文的實證結果表明,我國上市公司的業績與管理層人本資本和獨立董事人本資本的利用呈正相關關系;我國債權人人本資本尚未得到有效利用,其與公司業績沒有相關關系。另外,我國上市公司由于股權集中度過高,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績同所有者人本資本呈負相關關系。因此,在我國的經濟改革實踐中,要適當增強企業其他人本資本的利用程度,發掘職工人本資本,充分利用債權人人本資本,促進管理層人本資本和獨立董事人本資本效用的發揮,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量,使企業內部的人本資本結構實現長期的動態平衡,不斷提高上市公司的業績。

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