股价信息含量的公司治理效应
中图分类号：F830.9 文献标识码：A 文章编号：1003-3890（2015）05-0049-10
一、引言
Grossman et al（1980）[1]认为股票市场能够搜集并加总各类投资者所拥有的信息，股价所包含的公司特质信息（firm-specific information）越多，越能反映公司基本价值并优化资源配置[2]。Dow et al（1997）[3]以及Chen et al.（2007）[4]认为经理人能够利用股票价格中包含的诸如产品市场需求、行业未来发展形势等额外信息，进而优化投资决策并增加股东财富。富含信息的股票价格在设计CEO激励契约和完善公司治理制度等方面也发挥重要作用，Holmstrom et al（1993）[5]认为，股价信息含量是股价反映公司基本价值的程度，如果股价信息含量增加，那么股票价格更能反映公司经营状况和经理人努力程度；此时，公司可向管理层提供激励强度更大、以股权为基础的薪酬契约。从公司治理视角研究股价信息含量成为最新热点，Ferreira et al（2011）[6]以1990―2001年美国上市公司数据进行分析发现股价信息含量越高，公司董事会独立性越差，在内部和外部治理机制更完善以及专用知识（firm-specific knowledge）密集度低的公司，这种替代关系更为显著。
目前，国内文献主要从CEO薪酬契约、投资决策以及资源配置效率视角分析股价信息含量的经济后果，如苏冬蔚 等（2013）[7]通过CEO所持股票、期权组合和Delta值计算CEO薪酬股价敏感性发现，2005―2011年我国上市公司股价信息含量与CEO薪酬股价敏感性显著正相关。侯永健（2006）[8]检验了股价信息效率与公司总投资和固定投资之间的关系发现，随着我国证券市场逐步走向规范，股价信息含量引导公司投资。顾乃康 等（2010）[9]认为侯永健（2006）直接使用股价信息含量的代理变量与公司投资水平进行回归，并未区分正面消息和负面消息，导致分析结论存在偏差，同时，该文章没有考察股价信息含量影响公司投资决策的作用机制；他们进一步检验股价信息含量与企业投资决策之间的关系发现，股价信息含量与投资股价敏感性无关。此外，股价信息含量还可能影响行业层面、公司层面和公司内部的资本配置效率，如游家兴（2008）[10]发现市场信息效率的提升有助于高效率行业更快地获得资金，因此，股价信息含量与资本配置效率之间呈正相关关系。杨继伟（2011）[11]认为富含信息的股价能够有效降低融资约束和代理问题所导致的投资现金流敏感性，说明富含信息的股价通过缓和融资约束和代理问题，改善企业的投资效率。杨继伟 等（2010）[12]发现股价信息含量有助于缓解滥用现金流的过度投资和投资不足，表明证券市场信息效率的提高有助于提高资本的配置效率。
自1990年股票市场设立以来，《证券交易所管理办法》《证券法》和《上市公司信息披露准则》等法律法规的陆续颁布，极大地提高了投资者保护水平和信息披露透明度，特别是股权分置改革，强化了公司治理的共同利益基础，优化了股权结构并完善了经理人激励制度，制度建设的不断推进提升了股价信息含量和市场信息效率（游家兴 等，2006）[13]。股票市场取得长足发展的同时，我国上市公司治理结构仍存在着诸多不足，突出表现为股权结构不合理，内部人控制严重，董事会独立性不足。因此，从公司治理视角研究公司股价信息含量的经济后果具有重要的理论价值和实践意义。
本文的主要贡献体现在以下三方面：一是从上市公司董事会结构和CEO变更角度，考察股价信息含量对我国上市公司治理结构的影响；二是丰富了董事会结构的文献，本文研究发现，控制其他因素后，股价信息含量显著影响董事会结构；三是深化了CEO变更的研究，本文发现股价信息含量高低会影响CEO变更的绩效指标选择。
二、理论分析与研究假设
根据相关文献，股价信息含量可通过以下三种途径影响董事会监督效率：
1. 外部治理机制。Ferreira et al（2011）[6]认为股价信息含量有助于提高外部治理机制的监管效率，包括控制权市场、机构投资者和产品市场竞争等。例如，当股价具有较高的信息含量时，CEO采取损害公司价值的机会主义行为会导致股价下降，公司将成为廉价目标公司，为降低控制权市场的威胁，CEO会尽量避免机会主义行为。
2. 经理人代理成本和董事会监督效率。股价信息含量较高时，公司股价更好地反映了公司基本面和经理人行为，进而降低了市场中的信息不对称程度，因此，外部投资者能更好地监督经理人并缓解委托代理问题（Holmstrom et al，1993）[5]。此外，公司董事会以及外部投资者可通过股票价格变化获取公司经营信息，这有助于提高他们的监督效率（Durnev et al，2004）[14]，较轻的代理问题和较高的监管效率可降低董事会监管强度。
3. CEO薪酬激励。Holmstrom et al（1993）[5]认为，股价信息含量越高，股价就越能体现公司经营状况和经理人努力程度，此时股东可向管理层提供激励强度更大、以股权为基础的薪酬契约。大量文献也表明董事会监管与CEO激励之间呈替代关系（Coles et al，2008；Denis et al，1999）[15-16]，因此，股价信息含量可通过CEO激励契约影响董事会监督。 富含信息的股票价格通过缓解经理人代理问题、提高监管效率和强化经理人激励等途径，降低公司对高强度董事会监督的需求，如Ferreira et al（2011）[6]以1990―2001年美国上市公司数据进行分析发现股价信息含量越高，公司董事会独立性越差，在内部和外部治理机制更完善和知识专用性（firm-specific knowledge）相对次要的公司，这种替代关系更为显著。基于此，本文提出第一个假设。
假设一：股价信息含量与董事会监督负相关。
良好的公司治理可通过以下两种途径影响代理成本：一是挑选合适的经理人，并通过监督与激励，增加股东财富；二是通过识别并替换业绩不佳的高管增加企业业绩。因此，高管变更长期以来受到国内外学术界的高度关注，Jensen et al（1988）[17]认为高管变更是公司治理的重要组成部分，并成为约束经理人行为的关键变量。国内外文献均证实公司绩效是影响CEO离任的最重要因素，当公司经营绩效下滑时，高管更可能发生变更（Weisbach，1988；Yermack，1996；龚玉池，2001）[18-20]。
Holmstrom（1979）[21]认为业绩指标的有效性取决于它的信息含量，如果业绩指标能更清晰地反映经理人努力程度，那么股东设计业绩考核指标时就应该增加指标权重；相反，如果业绩指标包含较多的噪音，那么高管薪酬契约中业绩指标的激励作用必然下降。
当公司股价信息含量较高时，股票价格更多地反映了公司特质信息，信息透明度较高，股票价格更能体现公司经营状况和经理人努力程度（Holmstrom et al，1993）[5]，此时CEO业绩考核和变更应使用市场业绩。Defond et al（2004）[22]研究了股价信息含量对CEO变更的影响，发现在股价信息含量较高的国家，CEO变更与滞后股票收益显著负相关，原因在于富含信息的股票价格降低了信息不对称程度，增强了董事会和外部投资者对管理层的监督，产生了股价决定CEO变更的效果。基于此，本文提出第二个假设。
假设二：在股价信息含量更高的公司，CEO变更与市场业绩显著负相关。
三、研究设计
（一）模型设定
其中，rjt，w为第t年公司i所在行业j的收益率。其次，使用等式（4）对方程（5）的拟合优度进行对数转换，记为SYN2。
2. 董事会监督。根据Ferreira et al（2011）[6]，本文主要使用上市公司独立董事占董事会人数的比率（IND）衡量董事会监督程度，此外，本文也使用董事会会议次数（MEETNUM）、独立董事会议出席率（ATTEND）和董事会人数（BOARD）进行稳健性检验。鉴于Fama et al（1983）[25]和Weisbach（1988）[18]认为独立董事比例和董事会会议次数越多，董事会的监督强度越高，同时，董事会人数越多，搭便车行为、协调成本越高，此外，Yermack（1996）[19]也发现董事会规模与公司价值负相关，因此本文认为较小规模的董事会具有较高的监督效率。
3. 高管变更。根据Weisbach（1988）[18]以及龚玉池（2001）[20]，我们将CEO离职区分为正常变更与强制性变更。本文将涉案、结束代理、任期届满、健康原因、控制权变动、完善公司治理结构以及退休等原因所引发的CEO变更确认为常规性变更，并将其他情况归为强制性变更。鉴于替换经营业绩不佳的CEO是评判公司治理的关键，因此本文关注强制性的CEO变更。如果公司CEO②当年出现强制性变更，则令TOVER变量取值为1，否则取值为0。
4. 董事会结构影响因素。为了考察股价信息含量对董事会结构的影响，还需要控制其他影响因素。根据Boone et al（2007）[26]、Linck et al（2008）[27]、Coles et al（2008）[15]和Chen et al（2012）[28]，本文将董事会结构的影响因素划分为以下四大类：
（1）经营范围和复杂性假说：Fama et al（1983）[25]认为公司经营范围和复杂程度影响董事会构成。当开发新产品或进行多元化选择时，公司会扩大董事会规模以监督管理层[4]和获得更多的专业领域知识，以应对高管更替、薪酬制定和财务审计等任务[1]。公司经营范围和复杂性也会影响董事会独立性，Lehn et al（2009）[29]认为大公司需要更多的独立董事，原因在于更大的经营范围面临更多的代理问题。Boone et al（2007）[26]和Linck et al（2008）[27]均发现董事会独立性与公司规模和多元化程度显著正相关。
根据Boone et al（2007）[26]、Linck et al（2008）[27]以及Coles et al（2008）[15]，本文使用公司规模（SIZE），财务杠杆（LEV）、主营行业数（SEGNUM）和上市时间（PUBLIC）衡量公司的经营范围和复杂性。其中，公司规模SIZE为公司期末总资产的自然对数，财务杠杆LEV等于公司总负债除以总资产，主营行业数SEGNUM是公司财务报表所披露的主营行业数目，上市时间PUBLIC是公司IPO年份到样本区间的长度。
（2）董事会监督收益与成本假说：Raheja（2005）[30]的理论模型表明董事会规模和独立性与外部董事的监督收益正相关，与监管成本负相关。独立董事监督收益与管理层获取私利的可能性正相关，Coles et al（2008）[15]以自由现金流衡量监管收益，发现自由现金流与董事会规模显著负相关，但与董事会独立性无关。Boone et al（2007）[26]、Linck et al（2008）[27]和Lehn et al（2009） [39]认为独立董事的监督成本取决于公司经营环境和成长性。当公司经营面临更大的经营风险时，监管成本较高；成长性较好的公司信息不对称程度更高，具有较高的监督成本，他们的实证结果支持上述假设。本文使用公司每股自由现金流（FCF）衡量监督收益，使用年度内股价波动标准差（SIGMA）和总资产增长率（TAGROW）衡量监督成本。 （3）讨价还价假说：Hermalin et al（1998）[31]的理论模型表明董事会独立性是CEO与外部董事讨价还价的结果，董事会独立性与CEO讨价还价能力负相关，当CEO能够为公司带来盈利时，其影响力增强，他们会安排更多内部董事以谋取私利。Linck et al（2008）[27]发现CEO持股比例与影响力正相关。Boone et al（2007）[26]认为机构投资者能够抑制CEO的影响能力，增加董事会独立性。本文使用总资产收益率（ROA）、机构投资者持股比例（INS）和CEO股权薪酬占总薪酬之比（INCENT）衡量CEO的讨价还价能力。
（4）公司治理因素：Chen et al（2012）[28]认为中国上市公司的股权结构特征显著影响董事会结构。Shleifer et al（1986）[32]指出大股东的出现有助于强化经理人监督、降低董事会监督需求，但他们也可能利用控制权谋取私利、掏空公司[33]，此时需要董事会发生更大作用。Chen et al（2012）[28]认为由于国有股的监督效率低下，国有企业的经理人更倾向于提拔内部人担任独立董事。本文使用第一大股东持股比例（TOP1）及其平方项（TOP12）和国有控股（STATE）衡量公司治理结构。
5. 行业和年度控制变量Wit。本文根据中国证监会2001年行业分类标准设置行业虚变量，其中制造业按两位代码进行细分，其他行业以大类划分，同时，本文设置一系列年度虚拟变量以控制宏观因素影响。
（三）样本选取
本文选取2005―2011年在沪、深交易所上市的A股非金融类上市公司为研究样本，从国泰安经济金融数据库（CSMAR）提取公司财务、股票交易以及高管变更数据，从CCER数据库提取公司治理数据和多元化数据。表1提供了上述变量定义及其基本统计量。
从表1可知，股价信息含量SYN（SYN2）的均值为0.932（0.764），而其标准差则为1.232（0.987），这说明各个公司之间的股价信息含量存在较大差异；相比于股改前，股权分置改革后的价格信息含量大幅度提升，据李增泉（2005）[34]以及袁知柱 等（2009）[35]计算，1995―2003年以及2000―2005年我国上市公司股价信息含量均值为0.229与0.16；但与西方发达国家相比，我国股价信息含量还相对较低，如Piotroski et al（2004）[24]发现1984―2000年美国证券市场的信息含量均值为1.742。
CEO变更均值和标准差分别为0.110和0.312，说明公司间CEO变更存在较大差异。
四、实证结果
（一）股价信息含量与董事会独立性
表2是面板数据回归模型（1）的估计结果，其中，栏i至iv使用SYN1衡量股价信息含量，栏v至viii使用SYN2衡量股价信息含量；栏i和v使用面板数据混合OLS估计方程；考虑遗漏变量和不可观测因素，栏ii和vi使用面板数据固定效应（Fixed effect，简称FE）估计方程；考虑董事会独立性与股价信息含量之间可能存在双向因果关系，栏iii和vii根据Piotroski et al（2004）[24]以及苏冬蔚 等（2013）[7]，使用每年追踪上市公司证券分析师数量、股票换手率和投资者异质性作为股价信息含量的工具变量，并使用2SLS估计方程；Wintoki et al（2012）[36]认为董事会结构与盈利能力、成长性等财务变量和公司治理因素存在动态相关性，采用OLS估计忽视了控制变量的内生性可能导致有偏估计，他们认为动态面板方法能较好地解决变量的动态内生性问题，栏iv和viii使用系统广义矩估计方法（System GMM）③估计方程。
由表2的结果可见，无论采用SYN1还是SYN2衡量股价信息含量，SYN的系数估计值均在5%上显著为负，表明股价信息含量越高，董事会独立性越差；股价信息含量每上升1，独立董事比例就下降0.003（见栏i），表明假设一无法被拒绝，股价信息含量与董事会监管强度负相关。
关于公司层面和公司治理等因素的影响，本文发现，使用FE和GMM估计模型时，PUBLIC的系数估计值显著为正，使用2SLS估计方程时，SIZE的系数估计值显著为正，表明经营范围越大、经营复杂性超高，公司独立董事比例越高；使用GMM估计方程时，FCF的系数估计值在10%水平上显著为正，表明监管收益更大时，董事会独立性更高；使用OLS和2SLS估计方程时，TAGROW和SIGMA的系数估计值显著为负，说明监管成本越大，董事会独立性越低。ROAit-1的回归系数显著为负，表明在经营业绩较好的公司，CEO的讨价还价能力更强，他们通过降低董事会独立性谋取私利，这与Hermalin et al（1998）[31]的结论一致；采用FE和GMM估计方程时，INS的系数估计值显著为负，表明机构投资者的监管与独立董事呈替代关系；INCENT的系数估计值显著为正，表明经理持股比例超高，董事会独立性越强，这与Raheja（2005）[30]的结论一致，他认为CEO持股越多，其影响力越大，此时独立董事否决低质量决策的难度增大，因此，应增加独立董事比例以平衡CEO影响力。采用2SLS估计方程时，TOP1和TOP12的系数估计值分别显著为负和显著为正，说明大股东的监督作用降低公司对独立董事的需要，当大股东持股超过一定比例时，需要独立性更强的董事会以限制大股东掏空。采用OLS和2SLS估计方程时，STATE的系数估计值显著为负，表明国有控股公司的董事会独立性较差，这与Chen et al（2012）[28]的结论一致。
在动态面板模型中，INDit-1和INDit-2均在1%水平上统计显著，表明董事会结构具有动态性和持续性，同时，表2中回归模型的拟合优度较低，说明本文所设定的解释变量对于董事会独立性的解释力度有待提高，研究中国董事会结构的文献应更多挖掘中国因素，特别是政策因素的影响。 （二）股价信息含量与CEO变更
表3提供了2005―2011年面板数据Logit模型（2）的估计结果，每年按股价信息含量排序，将33%百分位以下样本划分为股价信息含量较低组（Low），66%百分位以上样本划分为股价信息含量较高组（High）。栏i和ii采用SYN1衡量股价信息含量，栏iii和iv采用SYN2衡量股价信息含量。
由表3的结果可见，无论使用SYN1还是SYN2衡量股价信息含量时，在股价信息含量较高组（HIGH），ARETit-1的系数估计值均在5%水平上显著为负（见栏ii和iv），在股价信息含量较低组，ARETit-1的系数估计值为负但不显著（见栏i和iii），表明企业业绩越差，CEO越可能被强制替换，某种程度上体现了“经营绩效影响高管变迁”的治理原则，同时表明假设二无法被拒绝，在股价信息含量较高的公司，CEO变更与市场业绩显著负相关。
关于CEO个人特征的影响，本文发现DAGE和TENURE的系数估计值均显著为正，表明CEO年龄超过60岁和任职期限越长，越有可能发生变更，原因可能在于董事会需要时间了解CEO的才能，上升之期，因缺乏对其能力的了解，董事会尚能容忍低劣业绩，随着认识加深，董事会的容忍度下降，CEO更容易发生变更。
关于公司层面和公司治理等因素的影响，本文发现在股价信息含量较高的公司，SIZE在5%水平显著为负，说明大规模公司需要稳定，表现为较低的CEO离职比率；LEV的系数估计值显著为正，表明债权人对负债较多的公司进行严格监督。BOARD和DUAL的系数估计值显著为负，表明较小董事会和CEO与董事长两职分离有助于强化对高管监督，这与Weisbach（1988）[18]与Yermack（1996）[19]的结论相一致。
（三）稳健性检验
为了提高本文结论的可靠性，本文还从如下角度进行了稳健性检验：
1. 根据Ferreira et al（2011）[6]，采用每年召开的董事会会议次数（MEETNUM）、会议缺席率超过25%的独立董事比例（ATTEND）和董事会规模（BOARD）衡量董事会监管强度，并重新估计方程（1），表4提供了估计结果。
栏i和ii使用董事会会议次数（MEETNUM）衡量董事会监管强度，当使用FE估计模型（1）时，SYN1的系数估计值在1%水平上显著为负，表明公司股价信息含量越高，所召开的董事会会议次数越少；栏iii和iv使用会议缺席率超过25%的独立董事比例（ATTEND）衡量董事会监管强度，无论是采用OLS还是FE估计模型，SYN1的系数估计值显著为正，表明股价信息含量越高，缺席会议的独立董事比例越高；栏v和vi使用董事会规模（BOARD）衡量董事会监管强度，无论是采用OLS还是FE估计模型，SYN1的系数估计值均在10%水平上显著为正，表明公司股价信息含量越高，董事会规模越大。以上结论无法拒绝假设一，公司股价信息含量与董事会监督强度负相关。
2. 本文假设二认为股价信息含量的提升有助于增强市场业绩的缔约功能，但不会显著影响会计业绩的激励作用，因此，股价信息含量高低理应不会显著影响CEO变更与会计业绩之间的敏感性。按前文方法划分股价信息含量较高和较低两个子样本，使用会计业绩指标净资产收益率（ROE）、营业利润率（OI）和总资产收益率（ROA）衡量公司业绩并重新估计方程（2），得出相应回归结果。
回归结果显示，采用ROE和ROA衡量公司业绩时，PERFit-1的系数估计值均为负数，但都不显著；采用OI衡量公司业绩时，在股价信息含量较低组，OIit-1的系数估计值显著为负，而在股价信息含量较高时，ROAit-1的系数估计值为正。总体而言，股价信息含量高低并未显著影响到会计业绩在CEO变更中的缔约功能。
3.鉴于董事会独立性IND取值位于0和1之间，根据Ferreira et al（2011）[6]，本文对董事会独立董事会比例进行以下对数变换Y=Log（IND/（1-IND）），并重新估计回归方程（1）。
4.本文采用公司规模SIZE、财务杠杆LEV、公司主营行业数目SEGNUM和上市时间PUBLIC衡量公司经营范围和复杂性，本文还使用主成分分析法（PCA）对上述变量进行降维，并提取第一和第二主成分衡量公司经营范围和复杂性，重新估计回归方程（4）。
5.按年度均值和中位数将样本划分为股价信息含量较高和较低两组，分别采用市场调整的股票收益估计回归模型（2）。
6.考虑异常值的影响，本文对主要变量的最大和最小1%极端值进行缩尾处理（Winsorize）并重新计算相关结果。上述稳健性检验结果与前文所报告不存在实质性差异。
五、结论与建议
本文从董事会监管和CEO变更的角度，研究股价信息含量的公司治理效应，发现股价信息含量与公司董事会独立性显著负相关，说明二者呈替代关系；在股价信息含量较高的公司，CEO变更与滞后的股票收益显著负相关，在股价信息含量较低组二者无关。上述研究结论表明股价信息含量具可以弥补内部公司治理制度的不足、强化高管变量的业绩敏感性，说明股价信息含量具有积极的公司治理效应。
本文的研究结论具有重要的政策含义：首先，上市公司应注重优化债权结构、股权结构以及公司治理，以切实保护外部投资者的权益，促使投资者更加积极地挖掘、整理公司特质信息并交易，进而提高股价信息含量；其次，监管当局应强化与规范上市公司信息披露制度，培育和发展机构投资者和证券分析等中介机构，降低投资者信息搜集成本，提高股票市场信息处理效率；再次，监管当局应进一步建立健全法律法规体系，同时提高司法效率以加强投资者保护，进而改善市场信息效率。
注释：
①使用月收益率进行回归将导致结果不稳定等，使用日收益率可取得更多观测值，但是容易受到非同步交易等因素的影响，从而降低估计结果准确性，因此，本文采用周收益率计算股价信息含量。 ②本文关注掌握企业实际经营决策权的CEO，包括在财务报告中披露职务为总经理、总裁、经理以及首席执行官的高管。
③本文采用二阶段系统GMM估计动态面板模型。根据Wintoki et al（2012），设定被解释变量滞后二阶，表2显示INDit-1和INDit-2均在1%水平上统计显著，当只纳入INDit-1时，AR（2）和Sargan检验均拒绝原假设，表明模型设定存在偏误。考虑解释变量内生性，在估计模型时，将PUBLIC、行业、年度变量视为外生变量，将ROAit-1、INS、TOP1、TOP12和STATE设定为前定变量，其余变量设定为内生变量。
- 上一篇：小额贷款公司的监管政策环境研究
- 下一篇：热电公司行政管理人员专业化研究
