【专题研究】信托业增资扩股问题研究(三)

信托业增资扩股效果的实证研究

（一）模型方法

本文使用双重差分模型方法来估计增资扩股对信托公司经营绩效变动的效应。基本的计量方程设定如下：

在（1）式中，Yit表示信托公司i第t期的经营绩效（为多维度考察，我们分别使用净利润、ROC、人均利润、营业收入、信托报酬率、管理信托资产规模等指标作为代理变量）。Groupi是增资扩股组别哑变量，当信托公司i在样本期内实施了增资扩股则取1，并称其所在组为“实验组”；当信托公司i未进行增资扩股则取0，并称其所在组为“对照组”。其中，“对照组”公司的选取方法参照主流文献的做法，从地理位置位于或发达程度和地理位置最接近“实验组”信托公司注册地省市的有信托公司注册的省市中，选取与其在样本时点注册资本金水平最接近（也就是处在7级档分层最邻近、因而发展阶段最接近）的、同时增资扩股轮数少于该信托公司增资轮数的公司作为其“对照组”公司，其成对分组结果与依据详见表3。Eventit是实验发生哑变量，当信托公司i属于“实验组”时，如果第t期增资扩股得以实施则取1，若第t期尚未完成实施则取0；而当其属于“对照组”时，则仿照医学自然实验中的安慰剂效应（placebo effect）原理，采取与其最接近的“实验组”信托公司相同的赋值，当其相对应的“实验组”公司第t期该指标取1时，同样也取1，当其取0时，也同时取0。DIDit是双重差分指标，它是Groupi和Eventit的交叉项，用来识别和精确评估增资扩股对信托公司经营绩效的影响。Xit代表其他可能影响该信托公司经营绩效的主要控制变量，包括公司滞后一期的注册资本规模、公司展业区位（部分反映市场空间和市场结构等因素的影响）、公司员工规模等；酌代表各信托公司的非观测效应，用以控制观测不到且不随时间而变化的异质性；着it是随机扰动项，假定它的期望值为零，无序列相关，但可能会有异方差。

一项有共性的企业决策（或决定）对市场上或行业内的某些企业群体产生了影响而对另外一些群体没有产生影响或影响很小时，我们可以类比“自然实验”，即对某些样本做了处理，形成实验组；同时样本中未被处理的个体构成对照组。在本文中，如果把实施增资扩股看作一项自然实验，那么通过对比实验组和对照组，就可以相对准确地评价出增资扩股对于信托公司经营绩效变动的影响。

在使用双重差分模型中，需要注意以下两个问题：第一，“自然实验”的外生性问题，因为双重差分模型要求“自然实验”必须是严格外生的，而且实验组和对照组的分配是随机的。但在现实中，以企业和市场为对象所进行的实验想要保证其随机性非常困难，以增资扩股为例，做出这一决策并诉诸实施并非是随机的，而是信托公司内部在董事会等治理结构和国资监管体系下经过严密的论证及完成全部的流程后加以敲定和实施的。

对此，本报告从信托业协会网站取得了28个省、自治区和直辖市所辖的信托公司数据，这28个省、区、市分布在中国的不同地理位置，而且在设置对照组时，考虑了就近的因素，例如上海的某家信托公司实施了增资扩股，将与之最临近的另一家上海未实施增资扩股的信托公司作为其对照组。通过以上的处理，可以近似模拟出“自然实验”随机分组的效果。这种划分体现在表3中。第二，实验不满足“外生性”条件可能导致模型估计失效的问题。以本文为例，实施增资扩股的公司可能会发生并购重组或交叉持股换股等，并因而使增资扩股效应向未实施增资的公司外溢，所幸这种情况截至2015年末在本文的全部68家样本公司中近乎罕见。另一种情况，实施增资扩股的公司实施了多总部制，并获得多个省市政府方面的资源与支持，由于中国信托牌照稀缺性与属地监管等金融体制的特殊性，省市间信托展业尚且存在激烈的竞争，在文中28个省、区、市地方国资和银监部门难以见到此种既无激励动机又不太合规的情形。综合认为，实验不满足“外生性”条件的问题相对不严重，基本可以忽略不计。

（二）数据来源

本报告所用数据取自全部68家信托公司已发布的年报披露数据，涉及在安徽、北京、福建、甘肃、广东、贵州、河北、河南、黑龙江、湖北、湖南、吉林、江苏、江西、辽宁、内蒙古、青海、山东、山西、陕西、上海、四川、天津、西藏、新疆、云南、浙江、重庆共28个省、区、市注册的安徽国元信托有限责任公司、建信信托有限责任公司、北京国际信托有限公司、国民信托有限公司等全部68家信托公司从2003年到2015年的数据。其中，中泰信托有限责任公司等37家信托公司在此期间实施增资扩股或较对标更积极开展了增资扩股，被列入“实验组”，期间未曾实施过增资扩股或不及对标更积极开展增资扩股的另外的信托公司样本，被列入到“对照组”里。

下面列出的是模型中变量所代表的含义及其样本数据的统计特征。主要变量如下。

（1）Yit：信托公司i第t期的经营绩效，分别使用净利润、ROC、人均利润、营业收入、信托报酬率、管理信托资产规模等指标表示。

（2）Groupi：是否实验组，增资扩股组别哑变量，增资的公司取1，未增资的公司取0。

（3）Eventit：是否已实施增资，实验发生哑变量，增资公司在增资前取0，增资后取1，未增资的取值与其接近的增资公司相同。

（4）DIDit：等于Groupi伊Eventit，代表“增资效果”的变量。

（5）Xit：影响该信托公司经营绩效的主要控制变量，包括公司滞后一期的注册资本规模、公司展业区位（部分反映市场空间和市场结构等因素的影响）、公司员工规模。

（6）γt：年份虚拟变量，当样本数据时点处于对应年份时取1，为其他年份时取0。

（三）计量结果报告与分析

这部分报告了基于面板数据的双重差分模型方法所做的关于增资扩股对信托公司经营绩效作用的估计结果。表4第（1）至第（3）列报告了增资扩股对信托公司净利润影响的双重差分模型的基础估计结果。在表中，第（3）列是控制了与第（2）列同一组解释变量、分别运用固定效应和随机效应模型设定形式后、通过Hausman检验结果采纳了固定效应模型设定形式得到的回归结果。

从第（1）至第（3）列结果可以看出，DID变量代表的增资净效应统计显著，且系数为正，以第（3）列估计系数结合表4平均数代入模型方程得出，同等条件下实施增资扩股比不这么做能够使企业净利润平均增长21.3%左右。

注册资本滞后一期变量对净利润的影响始终显著为正，这在考虑了增资净交叉效应的情形下意味着增资决策是在注册资本增加会显著提升公司利润时做出的，体现了增资决策的“利润理性”或者“经营绩效导向（或业绩导向）下的结果理性”行为特征。

在考虑了增资年份效应的情形下，二者交叉效应的大小和显著程度随时间递减，这意味着如果以晚增资的公司为参照系的话，那些早于行业增资潮先行实施增资的公司收获了增资正效应数量上的一个正的时间级差（见表5），这个级差就其实际意义而言可以称为增资决策的“先动租”；而年份越晚采取的增资决策则越带有明显的补偿性特征，无法像行业领先公司那样获得级差明显的“先动租”，而只是基本追平了前者，这与部分媒体的观察报道（“信托公司的主动增资将会带来未来发展的更多机会”）也是一致的。但由于信托业各家公司的增资不是一次性的，而是带有轮动式的竞相增资特色，这就表明，增资决策的“先动租”随着行业平均注册资本规模的逐渐扩张而趋于不断衰减。行业最终会达到一个规模和注册资本处于几个档级水平的信托公司群分别处于阶段性平衡的弱稳定状态。

为了进一步验证这一结论，报告考察和对比分析了信托业第三轮增资潮尾声时的2015年相比2014年增资高潮时的市场动态。根据Wind统计的68家信托公司2015年度财务数据，与其他金融业相比，信托行业市场竞争格局基本稳定。从净利润角度考察发现，排名前11位的公司净利润之和占整个行业的45%，2014年为43%；排名后24位的公司仅占整个行业的11%，与2014年占比（11%）相同。这与前面的回归结果是一致的，表明相对于那些早于行业增资潮先行实施了增资的信托公司来说，追随行业大流实施的补偿性增资在行业内没有收获效应显著的所谓“先动”带来的级差租，而仅仅只是一种管理学上所谓的“保留效应”，即补偿性的增资即使实施，也只是维系了市场份额、排名等市场地位的相对不变，或者再保守点说，避免了其相对地位的滑落。

同时，主要在东部展业（注册地在东部）对净利润也有显著提升作用。而员工规模越大对信托公司净利润同样有正向作用，且统计上显著，说明信托业属于劳动密集型产业，人才是信托公司的核心资源。

关于双重差分模型的模型设定形式其实主要有两类：第一类就是如表4第（1）至第（3）列及背后所使用的模型设定形式，即使用面板数据进行决策实施效果估计，主要可采用固定和随机效应模型进行估计测算。第二类就是如表4第（4）至第（6）列那样，将同一样本不同时间点的抽样，按照一次差分，处理掉固定效应（组间差异），然后，由于决策实施后有些是实验组，有些不是实验组，将数据依照是否实施了此决策进行第二次手动差分，处理掉组间差异，剩下的就是该决策的真实效果。其本质是将面板数据处理成为混合数据，进而成为截面数据，进行决策效果的分析。因此，以这样的方法所做的估计是对前面采用面板数据和对应模型方法所得估计结果的稳健性检验。

考虑到原始样本数据实际上存在着的组内跨期性和组间异质性对回归结果可能带来的影响，我们采用了以GMM估计为核心方程的两阶段最小二乘法和面板广义最小二乘法模型进行回归估计。

从表4第（4）至第（6）列可以看出，DID变量代表的增资净效应统计上显著，且系数为正，以第（6）列估计系数结合表3平均数代入模型方程得出，同等条件下实施增资扩股比不这么做能够使企业净利润平均增长10.84%左右。注册资本滞后一期变量、主要在东部展业以及员工规模对净利润的影响始终显著为正，且统计上显著。

从表4各列可以看出，稳健性检验结果与基础回归结果是一致的，进一步验证了我们在基础估计的结论判断。

在此基础上，参照表4，将ROC（资本利润率）等多项替代性指标放入模型以考察增资扩股对信托公司经营绩效的效应。在考察对ROC（资本利润率）的影响时发现，同等条件下实施增资扩股比不这么做能够使企业ROC平均增长18.31%左右。在考察对人均利润的影响时发现，同等条件下实施增资扩股比不这么做能够使企业人均利润平均增长18.65%左右于。在考察对营业收入的影响时发现，同等条件下实施增资扩股比不这么做能够使企业营业收入平均增长13.68%左右。

注册资本滞后一期变量对人均利润的影响显著为正，这在考虑了增资净交叉效应的情形下意味着增资决策是在注册资本增加会显著提升公司利润时做出的，体现了增资决策的“业绩导向下的结果理性”行为特征，这与前面的净利润回归结果是一致的。

注册资本滞后一期变量对ROC的影响虽然为负并统计显著，但其大小几乎可忽略不计；在考虑了增资年份效应的情形下，二者交叉效应的大小和显著程度随时间递减，这意味着年份越晚采取的增资决策带有明显的补偿性特征。

在考虑了增资年份效应的情形下，二者交叉效应大致为正于，其大小和显著程度随时间递减，这意味着年份越晚采取的增资决策则越带有明显的补偿性特征，与前面的净利润回归结果是一致的。

主要在东部展业对人均利润也有显著提升作用，这与前面的净利润回归结果是一致的；但是所不同的是，西部地区展业的信托公司在人均利润上要大于中部地区，鉴于信托行业的灵活性和适应性的制度红利优势以及在满足融资需求方面的市场化程度相对较高，这种两边高、中间低可能折射出了国家战略导向下“中部塌陷”的无奈事实。

但在考察对反映信托主动管理能力的信托报酬率指标的影响时发现，DID变量代表的增资净效应系数为正，可统计上不显著，反映了同等条件下实施增资扩股与不这么做的企业之间在信托报酬率上没有显著差异和级差盂。而注册资本滞后一期变量、主要在东部展业以及员工规模等指标对信托报酬率的作用也不显著。这些或许表明，增资并不能自动提高信托公司的主动管理能力。主动管理能力与规模并不自然成正比，也同区位优势无关。信托公司要提升主动管理能力还需考虑其他因素。而信托公司增资的主要动机仍是基于盈利而非提升主动管理能力做出的，带有明显的“业绩结果导向下的理性”特征。

表6第（1）至第（3）列报告了增资扩股对信托公司管理资产规模影响的双重差分模型的基础估计结果。第（3）列是控制了与第（2）列同一组解释变量、分别运用固定效应和随机效应模型设定形式后、通过Hausman检验结果采纳了固定效应模型设定形式得到的回归结果。从第（1）至第（3）列结果可以看出，DID变量代表的增资净效应统计显著，且系数为负。

在考虑了增资年份效应的情形下，二者交叉效应大致为正，其大小和显著程度随时间递减，这意味着如果以晚增资的公司为参照系的话，那些早于行业增资潮先行实施增资的公司收获了增资正效应数量上的一个正的时间级差，这个级差就其实际意义而言可以称为增资决策的“先动租”；而年份越晚采取的增资决策则越带有明显的补偿性特征，无法像行业领先公司那样获得级差明显的“先动租”。由于对管理资产规模的效应来说，越晚增资不仅级差为负，而且绝对效应也为负，这可能意味着，相对于那些早于行业增资潮先行实施增资的行业领先信托公司来说，晚增资的公司面临行业竞争激烈化和经济下行的市场总体环境，相对而言已很难收获前者所获得的那种所谓的“先动租”，与前者的差距只会是越拉越远，这与部分媒体的观察报道（“信托公司的主动增资将会带来未来发展的更多机会”）也是一致的。

表6第（4）至第（6）列报告了使用两阶段最小二乘法和面板广义最小二乘法模型方法所做的估计，作为对前面采用面板数据和对应模型方法所得估计结果的稳健性检验。从表6第（4）至第（6）列可以看出，DID变量代表的增资净效应统计上显著，且系数为负，进一步验证了前面基础回归的结论。

为了进一步验证这一结论，报告考察和对比分析了信托业第三轮增资潮尾声时的2015年相比2014年增资高潮时的市场动态。根据用益信托观察统计的68家信托公司2015年度管理资产规模数据，与其他金融业相比，排名前13位的公司信托资产规模占整个行业的39%，2014年这一指标值为48%；排名后18位的信托公司仅占整个行业的6%，与2014年占比相同。信托公司两极分化现象较为明显，但集中度有所下降，尤其是信托资产规模的集中度下降明显。这与前面的回归结果是一致的，表明先行增资对信托公司扩张管理资产规模来说，其先动租的级差最为明显；反之，补偿性的增资在行业内没有先动租，而仅仅只是一种管理学上所谓的“保留效应”，即补偿性的增资即使实施，也只是维系了市场份额、排名等市场地位的相对不变，或者再保守点说，避免了其相对地位的滑落。

注册资本滞后一期变量对信托公司管理资产规模的影响始终显著为正，这在考虑了增资净交叉效应的情形下意味着增资决策是在注册资本增加会显著提升公司管理资产规模时做出的，体现了增资决策的“业绩导向下的结果理性”特征。

主要在东部展业对信托公司管理规模的影响大体上统计显著，且系数为正；主要在中部展业的系数也为正，但统计上不显著；大致来看，管理资产规模在一定程度上具有区位差异，这可能与资源和机会的经济地理分布有关。同时，员工规模越大，对信托公司管理资产规模同样有正向作用，且统计上显著，说明信托业属于劳动密集型产业，人才是信托公司的核心资源。

从表5各列可以看出，稳健性检验结果与基础回归结果大体上是一致的，进一步验证了我们在基础估计的结论判断。

结论与政策建议

本报告利用68家信托公司2003年至2015年的年报面板数据，针对增资扩股与信托公司经营绩效间的关系做出了较系统而深入的研究。由于各自特殊的公司情况，增资扩股没有在所有信托公司都实施，实施的时间有早有迟，增资的次数也不尽一致，这就造成了同一家公司的经营绩效在增资前后不同，而同一时间实施增资的信托公司的经营绩效和未实施的也不同，利用双重差分模型方法能够有效识别和评估增资对信托公司经营绩效的影响效果。

研究发现:增资扩股对管理资产规模没有显著的促进效果，但公司的净利润、ROC、人均利润和营业收入均实现提升；增资对于那些注册地在东部、主要在东部展业的以及员工数多的信托公司经营绩效的促进作用相对更大。囿于对信托公司股权结构面板数据的缺乏，对增资影响信托公司经营绩效的作用机理还有待进一步观察和研究。

根据本报告的研究结论，对信托公司提出三点策略建议：

第一，增资后，企业短期内自营收入贡献度上升，信托主营业务在收入和利润中的贡献率有所下降，信托公司经营层将面临监管对“主业偏离厌恶冶和股东对”利润偏离厌恶冶两种偏好间的潜在和直接冲突所带来的巨大压力，信托公司须仔细进行市场评估与企业诊断，制订完备有约束力的业务发展计划，严格挑选新股东并对原股东基于增资前价值链和资源贡献度提出股比升降考核要求，放大协同效应和互补效应，推动股权结构分散化或善意行使实际控制权，避免少数人控制带来对公司经营的过度干预和效率损害。

第二，在经济下行周期，增资工作务必做到透明化、规范化和可比化，既有助于降低决策风险，又有助于夯实IPO上市的资本基础和制度基础(信息披露等)。

第三，信托业属于劳动密集型产业，人才是信托公司的核心资源，应高度重视业务、创新、风控和营销等部门的队伍建设，提出服务于公司中长期发展战略的人力资源战略，从人才的培训、储备和组织结构上保障战略目标的顺利实施。

（课题单位：光大兴陇信托有限责任公司）

摘自：《2016年信托业专题研究报告》

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