董事会规模与企业边界的U型关系研究——基于深沪制造业的实证检验

龚晓瑾

(广东商学院经济贸易与统计学院,广东 广州 510320)

长期以来,交易成本理论作为企业理论的主流,一直在风险中性的行为假设基础上讨论资产的专用性、不确定性和交易频率及其相互组合对企业边界的影响。大卫和汉 (2004)对关于企业边界问题的63篇实证文献进行了比较分析,发现63篇实证文献包括了308个统计检验,涉及资产专用性、不确定性和交易频率这几个主要维度与企业一体化之间关系的实证。在对资产专用性维度进行检验时,发现它相对于其他维度具有更高的实证数据支持率。高达60%的实证结果发现,资产专用性与企业一体化呈正相关关系,即资产专用性越高,企业越倾向于纵向一体化[1]。不过,资产专用性与企业一体化正相关的理论假说并没有得到实证结果的一致支持,同时它也不能解释横截面上观察到的面临相似资产专用性的两个企业选择不同程度一体化的经验事实。如蒙特伏得和蒂斯 (1982)发现,美国通用汽车公司选择内部生产的零部件,而福特汽车公司则选择外包来获取零部件[2]。

交易成本理论解释力不足的主要原因在于决策者风险中性这一同质性假设,风险中性的假设条件往往忽略了选择理论中影响选择的另一个重要的维度——风险偏好因素。公司治理理论则一直在研究董事会规模等治理结构因素对公司职业经理人风险偏好的影响,但极少有研究治理结构对企业边界影响的文献。

本文认为,董事会规模等治理结构因素与企业边界决定之间存在着某种因果联系,这种联系是通过决策者的风险偏好这个中间变量建立起来的。具体来说,董事会规模会影响决策者的风险偏好,而决策者的风险偏好又会影响到企业边界的范围。相互分割的交易成本理论与公司治理理论都未能在自己的领域内对这种联系进行深入研究。本文试图通过把这两种理论结合起来,探讨公司治理结构与企业边界之间联系背后的理论逻辑,以期为丰富和完善企业理论对企业边界决定因素问题的理解提供一个新的研究视角。

一、董事会规模对企业边界的影响机制分析

本文利用决策理论的研究范式来解释董事会规模对企业边界的影响,并认为企业对自制与分包模式的选择既受决策环境因素的制约,也受决策者风险偏好因素的影响。代理理论的经验研究显示,做 “自制”或 “外包”决策的主体是公司高层经理,因而文中提到的 “决策者”指的是公司的高层经理。据此,本文的基本分析框架为:董事会规模的差异和变化会引起高层经理风险偏好的差异和变化,而高层经理风险偏好的差异和变化又会影响企业的自制或分包的选择,从而影响企业纵向边界的范围。

(一)董事会规模对高层经理偏好的影响

公司治理理论一直关注着董事会规模对企业高层经理风险偏好的影响问题。根据Berle和Means(1932)[3]、Morris(1964)[4]的观点,在公司控制权和所有权分离的股权结构下,职业经理和股东之间会产生直接的利益冲突及风险偏好的差异。股东追求公司价值最大化,而经理经营企业的目标不只包括个人财富最大化,还关注职位安全和声望。Mansfield(1968)[5]、Lambert和Larcker(1985)[6]认为,这种目标的差异使经理比股东更关注风险的规避。

为了减少经理对股东目标的偏离,公司治理理论一直把公司内部设立董事会以加强对经理的监督作为基本的治理方法之一。一般认为,董事会规模过小时,无力对经理实施有效监督;董事会的规模愈大,愈能有效发挥监督效果。但是,当董事会规模过大时,则会造成沟通困难、董事会运作效率下降,反而影响其监督效果的发挥。

董事会规模对经理风险偏好的影响可概括为:董事会规模处于某个适度区间时,对高层经理的监督最有效,高层经理最难以偏离股东的目标,风险规避程度最低;相反地,公司的董事会规模超过或小于适度规模区间时,偏离值越大,高层经理风险规避程度就越高。

(二)高层经理风险偏好的差异对企业边界的影响

高层经理风险偏好的差异会对企业纵向边界产生怎样的影响呢?为了更好地说明引入决策者风险偏好差异分析因素后对企业有效边界决定的影响,我们把它与风险中性假设下企业有效边界决定理论作一对比。

在科斯 (1937)提出的企业有效边界位于市场组织交易的边际成本等于企业内部组织交易的边际成本之处的假说的基础上[7],威廉姆森 (1985)在风险中性的假设下,认为资产专用性、交易频率及不确定性是决定采用何种组织模式来组织交易时所需考虑的主要因素[8]。在这三个因素中,他又着重强调资产专用性通过对市场交易成本和企业治理成本的不对称影响①虽然资产专用性提高会使得交易面临机会主义风险,从而使得企业治理成本和市场交易成本都上升,但威廉姆森 (1991)认为,市场组织交易得成本上升得更快,而企业由于能够通过命令的方式更好地解决机会主义问题,因此企业治理成本上升得慢。,从而影响企业有效边界的位置。如图1所示,用k表示资产专用性程度,C表示企业内部治理成本或市场交易成本的大小,Δ G表示企业内部治理成本减去市场交易成本之差。资产专用性对企业边界的影响可由图1中向下倾斜的Δ Gm曲线来说明。当资产专用性为0时,采用市场机制来治理能得到高效激励的好处,但又不存在机会主义风险的困扰,而采用企业治理则只会徒增官僚成本,因此此时Δ G＞0,企业应选择外购。但是,随着资产专用性提高,Δ G会下降。其原因在于:虽然资产专用性提高会使企业治理成本和市场交易成本都上升,但后者上升速度更快,并最终赶上了企业治理成本,即Δ G=0(Williamson,1991)。此时,无论企业是决定自制还是购买都一样有效率,这就是纵向一体化的边界点。资产专用性大于此临界值,选择自制;小于此临界值,则选择外购[9]。

显然,上述推理是建立在决策者的风险中性这一同质性假设基础上的。只要资产专用性程度相同,任何决策者都会做出同样的组织模式选择。但按照决策理论的分析框架,无论是市场交易成本还是企业治理成本的高低,都跟决策者的风险偏好有关。因此,Δ G可进一步细分为和三种与决策者风险偏好相关的成本曲线 (ra、rn和rs分别表示风险规避、风险中性以及风险爱好)。图1中的Δ Gra、Δ Grm和 Δ Grs与横坐标轴的交点分别为具有不同风险偏好的决策者决定的企业纵向一体化的边界点。

图1 风险偏好因素对企业与市场治理成本的影响① 根据威廉姆森(Williamson,1985)和Chiles and Mcmackin(1996)的研究整理而成[8][10]。

图1表明,在面临同等资产专用性程度时,若决策者风险规避程度高,则会给外包受到机会主义行为攻击造成的损失赋予更大的权重,因而更可能采用企业自制的组织方式来规避机会主义风险。相反地,一个风险规避程度低的决策者面临同等资产专用性程度时,则会给市场治理受到机会主义行为攻击造成的损失赋予更低的权重,因而更可能采用外包方式来获取专业化分工的好处。但是,当资产专用性正好位于风险中性者的企业纵向一体化的边界点 (即)时,一个风险中性的经理选择自制或外购是无差异的。由于其位于风险规避者的企业纵向一体化的边界点右侧,风险规避者会选择自制;相反地,由于其位于风险爱好者的企业纵向一体化的边界点左侧,风险爱好者则会选择外包。

基于上述推理,本文提出以下假说:董事会规模与企业纵向一体化程度呈U型关系。这是因为董事会规模处于适度区间时,最有利于发挥其对高层经理的有效约束作用,使其决策时风险规避程度下降,从而在面临同样资产专用性时,会更多地采用外包方式来获取专业化分工的利益,收缩企业边界。董事会规模过小时,无力对高层经理实施有效监督;董事会规模过大时,则会造成沟通困难,使董事会运作效率更差,也无法有效发挥其监督效果,使高层经理决策时风险规避程度提高,从而更多地采用一体化的组织方式来规避风险,扩大企业边界。

二、计量模型与实证结果

(一)计量模型

本文主要是研究董事会规模对企业纵向边界的影响,因此以企业的纵向一体化程度 (VI)作为被解释变量,董事会规模 (SIZEDS)及其平方项 (SIZEDSSQ)作为解释变量,把董事持股比重(DSCG)、资产专用性 (AS)、企业规模 (SIZE)以及企业盈利能力 (ROA)作为控制变量对方程进行回归分析。在前文分析的基础上,本文拟设定以下的面板数据模型:

其中,αi为截距,β、λ、ω、γ、θ和π分别为各变量对应的系数,εit为随机扰动项。面板模型估计一般有混合模型、变截距模型以及变系数模型等几类估计形式,本文只考虑前两种模型,并采用协方差检验,根据F值来判断应该用混合模型还是变截距模型。其中,在对变截距模型进行估计时,采用Hausman检验来选择固定效应模型或是随机效应模型[11]。

(二)样本选择

本文数据来源于国泰君安金融数据库中的上市公司治理数据库及一般上市公司财务数据库。在综合考虑样本期及样本数量的情况下,本文研究1999-2006年制造业187家上市公司的数据,剔除这8年中产业属性发生了变化以及ST和PT等上市公司。之所以选择制造业,是因为与其他行业相比,这一行业的上市公司样本量最大,估计结果更可靠。

(三)变量说明

1.因变量——企业纵向边界。Adelmn(1955)最早提出价值增值法 (VAS),以价值增加与销售额的比值测量垂直一体化,当厂商前向一体化时,VAS值就会增加[12]。这种方法在随后的研究中得到了广泛应用。此外,基于投入-产出表来测度纵向一体化程度的方法也已在国外得到了广泛应用。如Davies和Morris(1995)曾基于英国制造业中各产业之间投入-产出的关联,运用Davies-Morris指数法分析了英国制造业的纵向一体化程度[13],但此方法在数据收集上具有相当的难度。

由于受数据收集的约束,本文借鉴林丹明等 (2006)的做法,仍以VAS法来衡量纵向一体化水平。其中,价值增加以销售商品和提供劳务收到的现金与购买商品和市场提供的劳务所支付的现金两者的差值来衡量,销售额以主营收入度量[14]。尽管这种方法也有其局限性 (因为不同行业间的附加值可能由于行业本身特点的不同而有很大的差别,因而不宜使用这一指标进行行业间的纵向一体化程度的对比,在跨行业分析时受到明显限制),但本文的测量计算仅限定在制造业内,可以在很大程度上避免上述缺点。

2.解释变量——董事会规模。以董事会人数为度量指标。由于董事会规模与企业纵向边界之间存在的不是简单的线性关系,而是非线性的关系,因此在引入董事会规模一次项作为解释变量的同时,我们还引入了其平方项。

3.控制变量

(1)董事持股比重。公司治理理论认为,董事持股比重的高低会影响公司高层经理的风险规避行为[15],因而本文把董事持股比重作为其中的一个控制变量。

(2)总经理持股比重。公司治理理论认为,经理持股比重提高会降低其风险规避行为,因而本文也把它作为其中的一个控制变量。

(3)资产专用性。资产专用性的研究在制度经济学中已颇为成熟,本文拟将资产专用性作为度量企业面临机会主义风险大小的替代变量。众多的研究学者常用固定资产与流动资产的比率、固定资产与员工的比率以及固定资产与销售收入的比率等指标来度量资产专用性程度,因而本文以固定资产与流动资产的比值来衡量资产专用性程度。

(4)企业规模。不少学者认为,企业规模也是影响企业纵向一体化程度的重要因素,因此本文也把它作为控制变量之一引入模型中。国内外研究者在分析企业规模时通常选取销售额、员工数等指标,也有不少学者采用总资产来衡量,本文以取对数后的员工数来衡量企业规模。

(5)企业的盈利能力。有关的研究成果认为,企业的盈利能力是影响企业纵向边界范围选择的重要因素。衡量企业盈利能力的指标主要有净资产收益率 (ROE)、总资产收益率 (ROA),本文以营业利润与股东权益合计的比值计算的净资产收益率来衡量。

(四)计量步骤设计与结果分析

1.模型设定

本文分三个步骤对模型进行估计。第一步,首先通过协方差检验判断应该用混合模型还是变截距模型。这一估计的原假设是截距相等,对立假设是截距不相等。回归结果 (见表1)显示,协方差检验F值为9.316928,在1%的置信水平上显著拒绝原假设,这说明截距不相等或者说存在个体效应,因此采用变截距模型。第二步,基于以上的协方差检验结果,各模型均应选择变截距模型进行估计,因此需进一步确定模型是选择固定效应模型还是随机效应模型。各模型检验后对应的χ2值 (见表1)是19.320726,在5%的置信水平上显著拒绝原假设,这说明个体效应与回归元相关,这种条件下若采用随机效应模型来估计,则可能得到不一致的估计值,因此应该用固定效应模型来估计[11]。第三步,考虑到截面个体中可能存在的异方差问题,本文采用了广义最小二乘法进行估计。

2.计量结果分析

表1 计量结果汇总

从上表的计量结果中,本文得出了以下几点实证结论:

(1)董事会规模的一次项系数显著为负、二次项显著为正,且都在5%的显著性水平上通过了t检验,这说明董事会规模与企业纵向一体化程度之间呈U型关系,从而有力地支持了本文的假说。董事人数处于适度区间时,对高层经理的监督积极性高,使高层经理决策时风险规避程度下降,从而更多地采用外包等非一体化组织方式来得到更多的专业化分工利益。董事会规模过小时,无力对高层经理实施有效监督;董事会规模过大时,则会造成沟通困难,使董事会运作效率更差,也无法有效发挥其监督效果,从而使高层经理决策时风险规避程度提高,更多地采用一体化的组织方式来规避外包所面临的机会主义风险,扩大企业边界。

(2)董事持股比重的一次项系数为负、平方项系数为正,说明董监事持股比重与企业纵向一体化程度之间也呈U型关系,但都未能在10%的显著性水平上通过t检验。

(3)资产专用性系数为正,并通过显著性水平为1%的t检验,说明资产专用性与企业的纵向一体化程度呈正相关,与传统的交易成本经济学理论相一致。

(4)企业规模系数为负,说明企业规模越大,越倾向于分包。但企业规模对企业自制或分包选择的影响并不显著,企业规模的系数即使在10%的显著性水平上也未能通过t检验。

(5)盈利能力系数为正且在5%的水平上显著,说明企业盈利能力越强,越倾向于自制,而较少考虑把业务外包出去。

三、结 语

长期以来,企业边界的主流理论由于对决策者作出的是风险中性的同质性假设,因而不能对面临相似交易成本的两个企业纵向一体化程度不同的经验事实进行合理的解释。本文利用决策理论的框架,在交易成本经济学的基础上引入决策者偏好差异因素,得出适度规模的董事会最有利于发挥董监事的监督积极性,使高层经理层的目标趋近于股东目标,从而降低风险规避程度,更多地依赖外包等方式来组织交易。对企业边界的决定作出了探索性的分析,这种思路和方法丰富了企业边界的理论解释。

目前,理论界对我国上市公司治理的一个基本判断是:公司治理结构不合理,治理机制运行效率低。有些学者主张扩大董事会的规模,甚至把广泛的利益相关者也吸纳进董事会中,以期改善现状。这无疑有助于保护广大利益相关者的利益,但不一定有利于提高公司的治理效率。正如本文的实证结果那样,董事会规模的影响并非是简单线性的 (而是非线性的),适度的董事会规模才是一种合理的选择,最有力于促进企业间开展广泛分工,提高整体经济效率。

[1] David R.J.and Han Skin-Kap.A Systematic Assessment of the Empirical Support forTransaction Cost Economics[J].Strategic Management Journal,2004,No.25,pp.39-58.

[2] Monteverde K.and Teece D.J.Supplier Switching Costs and Vertical Integration in the Automobile Industry[J].Bell Journal of Economics,1982,No.13,pp.206-213.

[3] Berle and Means Bede.The Modem Corporation and Private Property[M].New York:Macmillan,1932.

[4] Morris R.The Economic Theory of Managerial Capitalism[M].London:MacMillan,1964.

[5] Mansfield E.Industrial Research and Technological Innovation[M].New York:Norton,1968.

[6] Lambert R.A.&Larcker D.F.Executive Compensation,Corporate Decision-making and Shareholder Wealth:a Review of the Evidence[J].Midland Corporate Finance Journal,1985,No.2,pp.6-22.

[7] Coase R.The Nature of the Firm[J].Economica,1937,No.4,pp.386-405.

[8] Williamson O.The Economic Institution of Capitalism[M].New York:The Free Press,1985.

[9] Williamson O.Comparative Economic Organization;The Analysis of Discrete Structural Alternatives[J].Administrative Science Quarterly,1991,No.36,pp.269-296.

[10] Chiles Todd H.and Mcmackin John F.Integrating Variable Risk Preferences,Trust and Transaction Cost Economics[J].Academy of Management Review,1996,No.21,pp.73-99.

[11] [美]威廉·H·格林著,费剑平译.计量经济分析 (第5版)[M].北京:中国人民大学出版社,2007.

[12] AdelmanM.A.Concept and Measurement of Vertical integration[M].Princeton:Princeton University Press,1955.

[13] Davies S.W.,Morris C.A New Index of Vertical Integration:Some Estimates for UK Manufacturing[J].International Journal of Industrial Organization,1995,No.13,pp.151-177.

[14] 林丹明,叶会,解维敏,曾楚宏.信息技术应用对企业纵向边界的影响——实证研究与讨论 [J].中国工业经济,2006,(1).

[15] Eisenhardt K.M.Agency Theory:An Assessment and Review[J].Academy of Management Review,1989,No.14,pp.57-74.