公司战略选择是战略管理理论的核心要素之一。公司应该选择什么战略,战略又会给公司带来什么?这是公司战略理论需要回答的两个最为重要的问题。回答好这两个问题有助于深刻理解公司战略的来龙去脉,更好地剖析不同战略的成因与后果,进而以行之有效的具体战略来引领企业发展。然而,现有文献集中回答了后一个问题,即公司战略实施所带来的经济后果(Bentley等,2013;Higgins等,2015;Habib和Hasan,2017)。对于前一个问题,即公司战略选择动因则知之甚少,少数研究仅以理论推导方式强调公司战略须与政治、经济、制度以及产业等外部因素相适应(Meyer和Rowan,1977;Porter,1980),不仅缺乏基于大数据样本的实证研究,且鲜有来自企业内部因素层面的探讨。作为孕育公司战略的重要土壤,不同内部因素势必会催生出迥异的公司战略决策。在企业内部因素中,股权结构作为最基本的制度安排深刻影响着公司治理,其中外资持股由于其所具有的信息优势而被认为能对股利分配、社会责任与风险承担等公司治理决策产生积极影响(周县华等,2012;王海妹等,2014;曾玲玲和张哲诚,2018)。因此,本文以外资持股为切入点来考察其对公司战略选择的具体影响与内在机理,以期从企业内部因素层面丰富公司战略选择动因的研究文献。
现有研究主要以实际比例来衡量外资持股程度,这会导致以下两个问题:第一,外资所持股票大多为蓝筹股,其公司盈利能力与发展前景较好,因此外资股东是否发挥治理作用不甚明了;第二,外资持股比例普遍较低,因此其是否有能力实际参与公司治理还不确定。本文以沪深港通交易制度实施作为具有一定规模外资持股的替代指标,其优势在于:一方面,沪深港通交易制度遵循分批扩容的实施原则,标的股票选取过程随机,各股票间基本面差异较大(兼具蓝筹股与一般股),有助于缓解以往研究所面临的自选择问题;另一方面,沪深港通交易制度相较合格境外机构投资者制度而言具有更大操作便利性与更高投资额度,因此该项制度实施以来沪深两市外资持股比例显著提升,初步形成我国资本市场外资持股规模效应,有利于克服以往研究所面临的外资股东治理能力不足等局限,为本研究提供了现实依据。
基于前述考量,本文以沪深港通交易制度为政策背景,系统研究了资本市场开放所引致的外资股东对公司战略选择的具体影响及内在机理。本文的研究贡献集中在三方面:第一,首次从以外资持股为代表的内部因素层面探究了其对公司战略选择决策的影响,拓展了企业战略选择影响因素的研究视角;第二,丰富了资本市场开放经济后果的研究文献,阐明了资本市场开放这一重大制度变革在公司战略选择层面实际发挥的治理作用;第三,为新时代背景下不断坚持并深化资本市场对外开放制度提供了理论与经验支持。
二、理论分析与研究假设沪深港通交易制度所引致外资股东针对目标公司战略选择决策既具有充分的监督意愿,也兼具强大的监督能力。从监督意愿来看,一方面,考虑到公司战略是公司获取、维持或提高其业绩表现与长远价值的根本途径(王化成等,2016),而外资股东所秉持的价值投资理念决定了其相较于短期投资者而言更为关注公司的长期发展(连立帅等,2019),因此标的公司所实施的战略类型应当为外资股东所重视。以热衷开发新产品、拓展市场以及扩大业务范围为主要表现的进攻型公司战略对股东而言意味着较大风险,上述扩张性活动一旦失败,公司业绩与价值将蒙受巨额损失(孟庆斌等,2019),严重的甚至会导致企业破产,这在一定程度上有损于外资股东的投资收益。相反,若公司选取较稳健战略并通过合理的制度安排来降低经营成本并增加利润空间,则能够有效降低外资股东所面临的投资风险。出于自身利益考虑,外资股东有动机干预目标公司战略选择以确保其投资安全。另一方面,已有研究还发现激进的公司战略会伴随较严重的管理层机会主义行为(孙健等,2016),这类行为降低了外资股东的投资收益,使原本应当用以股东利益最大化的经营资本难以得到有效利用,因而其出于遏制管理层机会主义行为的考量并不希望目标公司选择较激进的公司战略,而更青睐于较稳健的公司战略。
从监督能力来看,沪深港通交易制度所引致的外资股东既可通过“用手投票”,也可借助“用脚投票”来实际影响标的公司的战略选择。首先,沪深港通交易制度所引致的境外投资者可选择长期持有标的公司股票而成为其外资股东,并以委派董事或管理层等方式来参与公司战略决策过程,进而通过“用手投票”来降低公司战略激进度。其次,外资股东可借助其在资本市场中的风向标作用来“用脚投票”,进而通过市场交易来倒逼管理层强化战略决策中的风险控制,以有效缓解公司战略激进度。在我国资本市场中,外资股东交易行为具有显著的风向标作用(钟覃琳和陆正飞,2018),是本土机构与散户投资者的模仿对象,因此外资股东若大量抛售标的公司股票,则会由于其他投资者跟风而形成“滚雪球”效应,导致标的公司股票价格大幅下跌,这对于管理层个人财富、职业声誉甚至薪酬都会产生负面影响(陈怡欣等,2018)。外资股东在提前预判抑或实际发觉标的公司激进战略的实施对其投资收益可能或已造成不利影响时,可通过“用脚投票”形成强大的退出威胁,并以此倒逼管理层切实优化战略决策,进而实施与公司状况相匹配的稳健战略,从而降低标的公司战略激进度。最后,沪深港通交易制度所引致的外资股东具有规模性和专业性,其对上市公司的外部监督面临较少利益冲突,确保其有能力督促管理层构建更加透明高效的内部控制系统(李越冬和严青,2017),进而增加激进战略的实施成本与推进难度,最终降低公司战略激进度。
结合前述分析,本文提出如下假设:
H:其他条件不变,沪深港通交易制度引致的外资股东显著降低了标的公司战略激进度。
三、研究设计 (一) 样本选取和数据来源本文选取2011−2018年沪深A股上市公司作为研究样本。沪港通与深港通交易制度的实施时间分别为2014年11月与2016年12月,因此这两项交易制度实施后的样本区间分别为2015−2018年以及2017−2018年,出于样本平衡性的考虑,选取2011−2014年作为沪深港通交易制度实施前的样本区间,故样本初始年份为2011年。本文按照如下标准筛选样本:(1)剔除在2018年12月31日以前曾被移出沪深港通标的名单的全部股票;(2)剔除金融保险业公司;(3)剔除ST、PT、PT*的公司;(4)剔除模型中涉及变量缺失的样本。最终获得9 586个公司-年份观测值。本文所有财务数据均来源于国泰安数据库,内部控制数据来源于迪博数据库。为控制异常值对回归结果造成的潜在影响,本文对所有连续变量进行了上下1%缩尾处理。此外,还对所有回归模型中系数标准误进行了公司层面的聚类处理,以降低潜在异方差和序列相关问题对研究结果的影响。
(二) 模型设计和变量定义由于沪深港通交易制度具有分批扩容的特点,这为使用双重差分模型提供了良好的政策背景。参考Bertrand和Mullainathan(2003)的做法,构建如下多时点双重差分模型:
$St{r_{i,t}} = {\alpha _0} + {\alpha _1}Li{b_{i,t}} + \sum {Controls + \sum {Firm + \sum {Year + {\delta _{i,t}}} } } $ |
(1) |
其中,被解释变量Stri,t为公司战略激进度,i表示公司,t表示年份,α0为常数项,α1为系数,δi,t为随机干扰项。参考Bentley等(2013)和Higgins等(2015)的做法,本文采用如下六个指标来构建企业战略指数:(1)企业过去五年研发支出占主营业务收入比重的均值(Rd),反映公司研发创新的倾向;(2)企业过去五年员工人数与主营业务收入之比的均值(Emps),反映公司的生产效率;(3)企业过去五年营业收入增长率的均值(Rev),反映公司的成长性;(4)企业过去五年销售费用和管理费用与主营业务收入之比的均值(Sexp),反映公司的扩张倾向;(5)企业过去五年员工人数的标准差,反映组织结构的稳定性(Emp);(6)企业过去五年固定资产与总资产之比的均值(Ppe),反映公司的资本密度。对于上述六个指标,本文按照行业-年度将各指标从小到大排序并均分为五组,对于前五个变量(Rd/Emps/Rev/Sexp / Emp),给最小组赋值为1分,次小组赋值为2分,以此类推,最大组赋值为5分;对于最后一个变量(Ppe),给最小组赋值为5分,次小组赋值为4分,以此类推,最大组赋值为1分。最后,将每个公司-年度样本的六个指标相加,便得到取值范围在6−30分之间的分值,称为战略激进度。得分在6−12分之间的公司属于防御型战略,24−30分之间的公司属于进攻型战略,13−23分之间的公司属于分析型战略。分值越高,表明公司战略越激进,反之则越稳健。但现有文献并未就上述六项指标中的第一项(Rd)与第六项指标(Ppe)达成一致:一方面,刘行(2016)认为我国现行的财报制度并未强制披露公司研发投入信息,故该项指标存在大量缺失值,其以无形资产占总资产的比重来衡量公司研发强度;另一方面,现有文献在第六项指标的计算中同时涉及了无形资产净值与原值。因此,出于稳健性的考虑,本文综合使用上述四种方法来定义战略激进度:若第一项指标为研发支出与主营业务收入之比,第六项指标为固定资产原值与总资产之比,其余四项指标采用前文定义,则战略激进度指标为Str1;若第一项指标为研发支出与主营业务收入之比,第六项指标为固定资产净值与总资产之比,其余四项指标采用前文定义,则战略激进度指标为Str2;若第一项指标为无形资产与总资产之比,第六项指标为固定资产原值与总资产之比,其余四项指标采用前文定义,则战略激进度指标为Str3;若第一项指标为无形资产与总资产之比,第六项指标为固定资产净值与总资产之比,其余四项指标采用前文定义,则战略激进度指标为Str4。这种以六个维度综合定义公司战略激进度指标的方式综合了公司过去五年在资源配置、经营成果以及组织结构方面的整体情况,反映了已付诸实践的战略,准确衡量了战略选择倾向。
解释变量Libi,t为衡量标的公司受沪深港通交易制度影响与否的虚拟变量,若股票在第t年进入标的名单,则t年及以后所有年份该变量均取1,否则为0。由于沪深港通交易制度遵循分批扩容的实施原则,以6月份为界限,若公司在不晚于6月份进入沪深港通标的名单,则当年为本文所定义的其受政策实施影响的第一年;若公司在晚于6月份进入沪深港通标的名单,则下一年为本文所定义的其受政策实施影响的第一年。
Controls为一组控制变量,参考孟庆斌等(2019)选取,具体定义见表1。模型还控制了公司与年份层面固定效应。
变量类型 | 变量符号 | 变量名称 | 变量定义 |
被解释变量 | Str1 | 公司战略激进度指标1 | 具体定义见上文 |
Str2 | 公司战略激进度指标2 | 具体定义见上文 | |
Str3 | 公司战略激进度指标3 | 具体定义见上文 | |
Str4 | 公司战略激进度指标4 | 具体定义见上文 | |
解释变量 | Lib | 沪深港通标的公司虚拟变量 | 沪深港通交易制度实施后的年份且为沪股通、 深股通标的公司时取1,否则为0 |
控制变量 | Size | 公司规模 | 期末总资产的自然对数 |
Lev | 资产负债率 | 期末总负债/期末总资产 | |
Roa | 资产收益率 | 净利润/年末总资产 | |
Mp | 行业地位 | 公司营业收入占整个行业营业收入的比重 | |
Bm | 账面市值比 | 股东权益/总市值 | |
Soe | 产权性质 | 国企取1,否则为0 | |
Top1 | 股权集中度 | 第一大股东持股比例 | |
Dou | 两职合一 | 董事长与总经理由同一人担任时取1,否则为0 | |
Board | 董事会规模 | 董事会人数的自然对数 | |
Indb | 独董比例 | 独立董事人数/董事会总人数 | |
Ms | 管理层持股比例 | 管理层持股数量/流通在外总股数 | |
Age | 公司年龄 | 公司自上市至当年会计期末的年数 | |
Firm | 公司 | 控制公司固定效应 | |
Year | 年份 | 控制年份固定效应 |
表2列示了主要变量的描述性统计结果。四个企业战略激进度指标(Str1/ Str2/ Str3/ Str4)的均值约为18,表明样本中整体公司战略为分析型,且上述指标的标准差为4左右,反映出样本中各公司间战略激进度具有较大差异,确保了回归结果的可信度。沪深港通标的公司虚拟变量(Lib)的均值为0.223,表明在样本期内有约22.3%的公司进入了沪深港通标的名单。其余控制变量与前人研究结果基本一致。
变量 | 样本量 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 25分位数 | 中位数 | 75分位数 | 最大值 |
Str1 | 9586 | 18.475 | 4.403 | 8 | 16 | 19 | 22 | 28 |
Str2 | 9586 | 18.476 | 4.402 | 8 | 16 | 19 | 22 | 28 |
Str3 | 9586 | 18.086 | 4.402 | 8 | 15 | 18 | 21 | 28 |
Str4 | 9586 | 18.086 | 4.398 | 8 | 15 | 18 | 21 | 28 |
Lib | 9586 | 0.223 | 0.416 | 0 | 0 | 0 | 0 | 1 |
Size | 9586 | 22.44 | 1.326 | 19.684 | 21.533 | 22.280 | 23.230 | 26.175 |
Lev | 9586 | 0.469 | 0.206 | 0.070 | 0.308 | 0.469 | 0.624 | 0.902 |
Roa | 9586 | 0.036 | 0.054 | –0.172 | 0.011 | 0.031 | 0.060 | 0.195 |
Mp | 9586 | 0.008 | 0.021 | 0 | 0 | 0.001 | 0.005 | 0.133 |
Bm | 9586 | 0.612 | 0.254 | 0.115 | 0.410 | 0.612 | 0.812 | 1.113 |
Soe | 9586 | 0.464 | 0.499 | 0 | 0 | 0 | 1 | 1 |
Top1 | 9586 | 0.340 | 0.147 | 0.096 | 0.224 | 0.317 | 0.435 | 0.750 |
Dou | 9586 | 0.215 | 0.411 | 0 | 0 | 0 | 0 | 1 |
Board | 9586 | 2.153 | 0.200 | 1.609 | 2.079 | 2.197 | 2.197 | 2.708 |
Indb | 9586 | 0.374 | 0.053 | 0.333 | 0.333 | 0.333 | 0.429 | 0.571 |
Ms | 9586 | 0.072 | 0.141 | 0 | 0 | 0 | 0.056 | 0.571 |
Age | 9586 | 13.312 | 5.699 | 4.936 | 7.807 | 13.420 | 18.096 | 24.772 |
以资本市场开放来衡量的外资持股对公司战略激进度影响的回归结果列示于表3。列(1)至列(4)分别为以四种不同的战略激进度指标作为模型(1)的被解释变量时的回归结果,沪深港通标的公司的虚拟变量(Lib)项的回归系数均在1%的水平上显著为负,表明当沪深港通交易制度实施后,相对于非标的公司,沪深股通标的公司的战略激进度显著下降,从而验证了前述理论预期,反映出外资股东在公司战略选择决策中所发挥的外部治理作用。在控制变量方面,公司规模(Size)越大、资产收益率(Roa)越高、行业地位(Mp)越高、账面市值比(Bm)越低、股权集中度(Top1)越高,则公司战略越激进,这与已有研究保持一致,其余控制变量未表现出显著性。
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | (6) | (7) | (8) | |
All | All | All | All | PSM | PSM | PSM | PSM | |
Str1 | Str2 | Str3 | Str4 | Str1 | Str2 | Str3 | Str4 | |
Lib | −0.470*** | −0.477*** | −0.573*** | −0.582*** | −0.329* | −0.345* | −0.440** | −0.458** |
(0.110) | (0.110) | (0.112) | (0.113) | (0.177) | (0.177) | (0.182) | (0.182) | |
N | 9586 | 9586 | 9586 | 9586 | 3014 | 3014 | 3014 | 3014 |
R2 | 0.862 | 0.862 | 0.858 | 0.857 | 0.873 | 0.874 | 0.866 | 0.866 |
注:括号内数值为稳健标准误,***、**和*分别表示在1%、5%和10%的水平上显著,各列中均加入控制变量且控制了公司与年份层面固定效应。下同。 |
考虑到标的股票与非标的股票间可能存在某些系统性差异,由此导致本文所发现的标的与非标的样本间在战略激进度上的差异并非政策本身所致,而是由两组间系统性差异所致。为解决上述内生性问题对研究结论的影响,参考Defond等(2015)的做法,使用倾向得分匹配的方法,为每个标的公司匹配一个非标的公司以控制其组间差异。具体做法如下:首先,按照标的公司进入名单时间分批构建公司是否进入沪深港通标的名单的Probit模型,控制变量选取参照模型(1),以确保所有影响公司战略激进度的变量能通过匹配来降低组间差异;其次,使用上述概率模型进行回归并求出模型拟合值,即每家公司进入沪深港通标的名单的概率;最后,采用1∶1最近邻匹配且无放回的方法,卡尺为0.01,分批为每家标的公司匹配一家与其最为相似的非标的公司,最终得到3014个公司−年度观测值。使用模型(1)对上述匹配样本进行回归,表3中的列(5)至列(8)按照四个不同的战略激进度指标为被解释变量列示了具体回归结果,沪深港通标的公司虚拟变量(Lib)项的回归系数均至少在10%的水平上显著为负,表明沪深港通交易制度的实施显著降低了标的公司战略激进度。
(三) 稳健性检验1. 变换模型回归方法。由于模型(1)的被解释变量为公司战略激进度,而该指标从取值上看均为正整数,因此进一步采用泊松回归与负二项回归对模型(1)进行检验,以确保回归方法更符合被解释变量的分布特征。相关未列示结果(备索)Lib项的回归系数均至少在1%的水平上显著为负,表明在考虑到关键变量的具体分布特征后,本文的主要研究结论未发生实质性改变。
2. 改变模型设定形式。我们还进一步变更了模型(1)的具体形式,即同时加入 List与Lib 两项并控制行业与年份层面固定效应。其中,List为区分是否为标的公司的虚拟变量,若公司在样本期内进入了沪深港通标的名单,则该公司所有年份中List均取1,否则为0。其余控制变量不变。相关未列示结果显示(备索),Lib项的回归系数均至少在10%水平上显著为负,表明在考虑多种主模型设定形式差异后,本文的主要研究结论是稳健的。
五、影响机制检验 (一) 影响机制检验本文认为资本市场开放所引致的外资持股主要通过增强股东监督、改善信息环境以及加强内部控制这三条路径来影响标的公司的战略激进度。第一,资本市场开放为标的公司引入数量可观的外资股东,其持股比例高于普通中小股东,因而在公司治理决策中具有一定的话语权,能够通过直接参与公司治理的方式来影响企业战略的制定与实施,督促公司选择较为稳健的整体战略,本文称之为“股东监督路径”。第二,外资股东所具有的信息优势缓解了股东与管理层之间的信息不对称,使管理层在激进战略实施过程中所蕴含的机会主义行为更易被察觉,加剧了其私利获取行为成本,进而抑制了其制定与实施激进战略的主观意愿以降低公司战略激进度,本文称之为“信息路径”。第三,外资股东所具有的规模性与专业性特征促使其有效改善了标的公司的内部控制质量,增加了激进战略实施成本,从而促使企业战略趋于稳健,本文称之为“内部控制路径”。
首先,检验“股东监督路径”。根据2016年9月30日公布的《内地与香港股票市场交易互联互通机制若干规定》要求,香港中央结算有限公司作为香港投资者的名义持有人代为行使股东权利,同时考虑到目前上市公司只披露前十大股东相关信息,本文通过手工查询上市公司年报所披露前十大股东信息来定义变量 Ss10 。若上市公司前十大股东中存在“香港中央结算有限公司”时,Ss10取1,否则为0。之所以选取外资股东是否为前十大股东作为增强股东监督的衡量指标,是因为前十大股东持股比例较大,理论上能通过派遣董事等途径对公司治理产生实际影响。本文将Ss10作为被解释变量并加入模型(1)中回归,结果如表4的Panel A中列(1)所示,Lib项系数在1%水平上显著为正。这表明沪深港通交易制度的实施显著增加了香港中央结算有限公司成为上市公司前十大股东的概率,反映出沪深港通交易制度的确为标的公司引入了大量持股比例较高的外资股东这一客观事实。进一步将Lib项与Ss10项同时放入模型(1)右侧进行回归,结果如表4的Panel A中列(2)至列(5)所示,Ss10项系数均在1%水平上显著为负,表明当外资股东为上市公司的前十大股东时,其对公司战略激进度的抑制作用更为显著。列(2)至列(5)中Lib项的回归系数均在1%水平上显著为负,表明股东监督具有部分中介效应,即资本市场开放通过增强股东监督的途径抑制了标的公司的战略激进度。
Panel A:增强股东监督 | |||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
Ss10 | Str1 | Str2 | Str3 | Str4 | |
Lib | 0.274*** | −0.370*** | −0.380*** | −0.475*** | −0.483*** |
(0.014) | (0.112) | (0.112) | (0.115) | (0.115) | |
Ss10 | −0.363*** | −0.356*** | −0.358*** | −0.360*** | |
(0.119) | (0.119) | (0.120) | (0.120) | ||
Sobel Z | 4.787*** | 4.717*** | 4.843*** | 4.797*** | |
N | 9586 | 9586 | 9586 | 9586 | 9586 |
R2 | 0.575 | 0.862 | 0.862 | 0.858 | 0.858 |
Panel B:改善信息环境 | |||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
Opaque | Str1 | Str2 | Str3 | Str4 | |
Lib | −0.021*** | −0.450*** | −0.459*** | −0.543*** | −0.552*** |
(0.007) | (0.110) | (0.110) | (0.113) | (0.113) | |
Opaque | 1.226*** | 1.210*** | 1.282*** | 1.275*** | |
(0.312) | (0.314) | (0.326) | (0.328) | ||
Sobel Z | 5.661*** | 5.669*** | 5.367*** | 5.383*** | |
N | 9436 | 9436 | 9436 | 9436 | 9436 |
R2 | 0.583 | 0.864 | 0.864 | 0.861 | 0.860 |
Panel C:加强内部控制 | |||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | |
Ic | Str1 | Str2 | Str3 | Str4 | |
Lib | 0.113** | −0.467*** | −0.475*** | −0.570*** | −0.579*** |
(0.049) | (0.110) | (0.110) | (0.112) | (0.113) | |
Ic | −0.010*** | −0.013*** | −0.016*** | −0.019*** | |
(0.003) | (0.004) | (0.004) | (0.005) | ||
Sobel Z | 3.975*** | 4.089*** | 4.029*** | 4.218*** | |
N | 9582 | 9582 | 9582 | 9582 | 9582 |
R2 | 0.397 | 0.862 | 0.862 | 0.858 | 0.858 |
其次,检验信息路径。参考Hutton等(2009)的做法,以过去三年利用修正琼斯模型计算的操控性应计利润之和(Opaque)来衡量公司信息透明度,该值越大,则表明公司信息透明度越差。将信息透明度指标(Opaque)作为被解释变量进行回归,结果如表4的Panel B中列(1)所示,Lib项系数在1%水平上显著为负,反映出资本市场开放显著提升了标的公司的信息透明度。接着将信息透明度指标(Opaque)加入模型(1)右侧进行回归,结果如表4的Panel B中列(2)至列(5)所示,Lib项系数仍在1%水平上显著为负,同时Opaque项系数也均在1%水平上显著为正,Sobel Z检验均在1%水平上显著,表明信息透明度具有部分中介效应,从而验证了资本市场开放通过改善信息环境的途径抑制了公司战略激进度。
最后,检验“内部控制路径”。参考林斌等(2016)的做法,以迪博内部控制信息披露衡量指数的自然对数(Ic)来度量企业内部控制质量。首先,以公司内部控制质量(Ic)作为被解释变量进行回归,结果如表4的Panel C中列(1)所示,Lib项系数在5%水平上显著为正,反映出资本市场开放显著提升了标的公司的内部控制质量。接着将内部控制质量指标(Ic)加入模型(1)右侧进行回归,结果如表4的Panel C中列(2)至列(5)所示,Ic项系数均在1%水平上显著为负,表明良好的内部控制质量有效抑制了公司战略激进度,同时Lib项系数仍均在1%的水平上显著为负,Sobel Z检验均在1%水平上显著,表明内部控制质量具有部分中介效应,从而验证了资本市场开放通过加强内部控制的途径抑制了标的公司战略激进度。
(二) 平行趋势及时间效应双重差分模型的一个重要前提假设为处理组与对照组在政策实施前在所研究的变量上具有相似趋势,即平行趋势假定。同时,模型(1)中只设定了Lib项,难以反映出沪深港通交易制度对标的公司战略激进度可能具有的持续治理效应。为进一步检验平行趋势及时间效应,将模型(1)的Lib项拆分为B3Lib、B2Lib、B1Lib、A1Lib、A2Lib、A3Lib六项。具体定义如下:若为标的公司且在进入标的名单前三年,则B3Lib取1,否则为0;若为标的公司且在进入标的名单前两年,则B2Lib取1,否则为0;若为标的公司且在进入标的名单前一年,则B1Lib取1,否则为0;若为标的公司且在进入标的名单当年,则A1Lib取1,否则为0;若为标的公司且在进入标的名单次年,则A2Lib取1,否则为0;若为标的公司且在进入标的名单第三年,则A3Lib取1,否则为0。将上述六项指标代替Lib项加入模型(1)右侧进行回归,结果如表5所示,列(1)至列(4)中B3Lib、B2Lib、B1Lib三项的回归系数均未有显著性,表明本研究符合平行趋势假定,即在沪深港通交易制度实施前,标的公司与非标的公司在战略激进度中未有显著差异;同时列(1)至列(4)中A1Lib、A2Lib、A3Lib三项系数的回归系数与显著性均呈逐渐增大之势,表明沪深港通交易制度对标的公司战略激进度的治理作用具有时间效应,发挥了持续增强的战略治理效应。
(1) | (2) | (3) | (4) | |
Str1 | Str2 | Str3 | Str4 | |
B3Lib | 0.039 | 0.017 | 0.010 | −0.012 |
(0.112) | (0.113) | (0.115) | (0.116) | |
B2Lib | −0.018 | −0.019 | −0.040 | −0.045 |
(0.129) | (0.129) | (0.132) | (0.132) | |
B1Lib | −0.144 | −0.137 | −0.202 | −0.200 |
(0.147) | (0.148) | (0.153) | (0.154) | |
A1Lib | −0.253 | −0.249 | −0.336** | −0.335** |
(0.157) | (0.157) | (0.161) | (0.161) | |
A2Lib | −0.297** | −0.302** | −0.415*** | −0.427*** |
(0.149) | (0.149) | (0.152) | (0.152) | |
A3Lib | −0.668*** | −0.656*** | −0.831*** | −0.838*** |
(0.166) | (0.167) | (0.175) | (0.176) | |
N | 9586 | 9586 | 9586 | 9586 |
R2 | 0.862 | 0.862 | 0.858 | 0.857 |
公司战略作为决定企业竞争优势与发展质量的一项重要制度安排,其合理制定与有效实施深刻影响着企业长期价值创造。本文利用沪深港通交易制度这一外生政策,通过构建多时点双重差分模型研究了外资持股对公司战略选择的具体影响及内在机理。研究发现:资本市场开放所引致的外资股东显著降低了标的公司战略激进度;外资股东通过增强股东监督、改善信息环境以及加强内部控制的途径抑制了标的公司战略激进度。本文首次从外资持股视角考察了公司战略选择动因,不仅从理论上丰富了战略管理与外资持股各自领域的研究文献,还从实践上为沪深港通交易制度的完善与优化提供了有益借鉴。
本研究还具有一定的政策启示:首先,对上市公司而言,本文证实了外资股东有助于缓解公司战略激进度,表明外资股东能在战略决策中发挥积极治理作用。因此,上市公司管理层应当充分重视外资股东作用,切实保障其合法权益,并要积极创造条件以调动其深度参与公司治理决策的主动性,以更好地引导各方力量来共同提升公司治理水平。其次,对监管部门而言,要进一步优化沪深港通交易制度,以更好地释放其制度红利。现行沪深港通交易制度仍存在标的股票范围较小、交易额度有限以及境外投资者保护机制不完善等缺陷,有关部门应在保证资本市场稳定的大前提下逐步扩大沪深港通标的股票范围,尤其要向公司治理水平较差的公司适当倾斜,促使沪深港通交易制度更好地发挥“雪中送炭”而非“锦上添花”之用。
[1] | 陈怡欣, 张俊瑞, 汪方军. 卖空机制对上市公司创新的影响研究——基于我国融资融券制度的自然实验[J].南开管理评论,2018(2). |
[2] | 李越冬, 严青. 机构持股、终极产权与内部控制缺陷[J].会计研究,2017(5). |
[3] | 连立帅, 朱松, 陈关亭. 资本市场开放、非财务信息定价与企业投资——基于沪深港通交易制度的经验证据[J].管理世界,2019(8). |
[4] | 林斌, 林东杰, 谢凡, 等. 基于信息披露的内部控制指数研究[J].会计研究,2016(12). |
[5] | 刘行. 企业的战略类型会影响盈余特征吗——会计稳健性视角的考察[J].南开管理评论,2016(4). |
[6] | 孟庆斌, 李昕宇, 张修平. 卖空机制、资本市场压力与公司战略选择[J].中国工业经济,2019(8). |
[7] | 孙健, 王百强, 曹丰, 等. 公司战略影响盈余管理吗?[J].管理世界,2016(3). |
[8] | 王海妹, 吕晓静, 林晚发. 外资参股和高管、机构持股对企业社会责任的影响——基于中国A股上市公司的实证研究[J].会计研究,2014(8). |
[9] | 王化成, 张修平, 高升好. 企业战略影响过度投资吗[J].南开管理评论,2016(4). |
[10] | 曾玲玲, 张哲诚. 外资参股、股权结构与银行风险承担[J].金融理论与实践,2018(5). |
[11] | 钟覃琳, 陆正飞. 资本市场开放能提高股价信息含量吗? ——基于“沪港通”效应的实证检验[J].管理世界,2018(1). |
[12] | 周县华, 范庆泉, 吕长江, 等. 外资股东与股利分配: 来自中国上市公司的经验证据[J].世界经济,2012(11). |
[13] | Bentley K A, Omer T C, Sharp N Y. Business strategy, financial reporting irregularities, and audit effort[J].Contemporary Accounting Research,2013,30(2):780–817. |
[14] | Bertrand M, Mullainathan S. Enjoying the quiet life? Corporate governance and managerial preferences[J].Journal of Political Economy,2003,111(5):1043–1075. |
[15] | Defond M L, Huang M Y, Li S Q, Li Y H. Does mandatory IFRS adoption affect crash risk?[J].The Accounting Review,2015,90(1):265–299. |
[16] | Habib A, Hasan M M. Business strategy, overvalued equities, and stock price crash risk[J]. Research in international Business and Finance,2017,39(2):389–405. |
[17] | Higgins D, Omer T C, Phillips J D. The Influence of a firm’s business strategy on its tax aggressiveness[J].Contemporary Accounting Research,2015,32(2):674–702. |
[18] | Hutton A P, Marcus A J, Tehranian H. Opaque financial reports, R2, and crash risk[J].Journal of Financial Economics,2009,94(1):67–86. |
[19] | Meyer J W, Rowan B. Institutionalized organizations: Formal structure as myth and ceremony[J].American Journal of Sociology,1977,83(2):340–363. |
[20] | Porter M E. Competitive strategy: Techniques for analyzing industries and competitors[M]. New York: Free Press, 1980. |