终极控制权十篇

终极控制权篇1

关键词:现金流权;终极控制权;两权分离度

中图分类号:F270 文献标识码:A文章编号:1672-3309(2009)11-0045-03

一、引言

自Berle and Means(1932)的开创性研究以来,早期公司治理理论研究的重点主要集中于传统的问题上。这一问题的产生主要是由于自现代公司产生以来,企业的所有权与经营权产生了分离,两权分离的状况使具有不同效用函数的股东和经理人之间的委托――关系存在着一种风险:人可能以损害股东利益为代价而追求自身收益的最大化,亦即人的机会主义行为使委托人(股东)收益最大化目标无法实现。然而,自上世纪80年代以来许多的研究表明,企业的股权结构在世界范围内是集中的而不是分散的。集中的所有权结构可以较好地解决传统的问题,大股东由于在投资企业存在重大经济利益,因此,他们有强烈的愿望密切地监视管理者,以确保管理者没有从事有损于股东财富的活动。但大量的实证研究也同时指出,大股东在加强对企业管理层的管理和监督、降低股东和经理人的传统问题从而提高企业价值的同时,也带来了新的问题,即控股股东对中小股东利益的掠夺。这种被控股股东掠夺了的中小股东的利益就是控制权私有收益,是被控制性股东独自占有,而其它中小股东无法享有的利益。伴随着这一问题的出现,控制权私有收益影响因素的研究也成为当前公司治理研究中的核心热点问题。而在诸多研究中有较多学者认为,大股东与中小股东目标函数的不同是控制权私有收益产生的主观原因,而控制权与现金流权的分离则是其根本原因。

二、文献回顾

La Porta等针对全世界27个富有经济体进行研究,并首次沿着所有权的链条追寻出谁拥有最大的投票权,结果发现许多国家的上市公司都存在有惟一的终极控制股东,而且其控制形态大都集中在家族或政府手中。Claessens等(2000)在东亚也发现了类似的情况,控股股东加强对公司控制的典型模式是金字塔所有权结构和公司间交叉持股,并借此拥有超过现金流权的控制权,进而实现追求其私人收益的目的。

我国对控股股东与中小股东之间利益冲突的研究正处于起步阶段。唐宗明等(2003)众多国内学者认为,大股东主要通过金字塔式控股结构和交叉持股两种途径来实现控制权与现金流权的分离,从而达到以较少的现金流权获取更多的控制权私有收益的目的。控制权与现金流权的分离造成了大股东的掠夺行为,分离程度越高,大股东实施掠夺行为的动力就越强。

三、研究假设和变量定义

1、研究假设

基于前人已有的对于终极控制权、现金流权以及两权分离度的研究成果,本文提出3个研究假设:终极控制权比例越高,控制权私有收益也越高;现金流权与控制权私有收益成负相关关系;两权分离度越高,控制权私有收益也越高。

2、控制权私有收益变量模型及变量定义

本文采用大宗股权溢价法对控制权私有收益的规模进行测度。唐宗明和蒋位(2002)等国内学者虽然针对国内存在严重的股权分置现象的国情,以每股净资产来替代股权的市场价值,但并没有考虑到股东由于持有股票而可以获得预期的现金流(如股利、资本利得等)。考虑到以上情况,本文将控制权私有收益的公式改进为:PBC=(PA-PB) / PB-E,其中,PBC表示控股股东的控制权私有收益; PA表示非流通股转让时的每股价格; PB表示转让的非流通股每股净资产的账面价值; E表示股份持有者根据所持股比例获得的预期的正常现金流,其值是股权出让公司前3年净资产收益率的加权平均值。

各变量的定义如下:变更股权比例(CS),被转让股份占公司总股本的比例;转让时流通股比例(LT),流通股股数与公司总股数之比;净资产收益率(ROE),企业税后净利比上股东权益;公司规模(GM)总资产的自然对数;固定资产比重(BZ),固定资产与总资产的比值;现金流权(CF),每条控制链所有链间控股比例乘积的加和;终极控制权(KZ),每条控制链中最小的控股比例之和;两权分离度(FL),终极控制权与现金流权之差。

四、实证分析

1、样本选择

本文的相关数据来自于国泰安中国上市公司治理结构研究数据库及中国上市公司并购重组研究数据库,并从中选取了2003～2008年间发生大宗股权交易的非流通股协议转让事件124起作为样本,来估计中国上市公司的控制权私有收益。样本的选择满足以下条件:(1)股权转让后第一大股东发生变更,受让方成为第一大股东。(2)公告披露显示为非关联交易并公布转让价格。(3)样本中国有股的转让已得到有关政府管理部门的批准和确认(交易成功)。(4) 交易双方以自愿方式进行股权转让协商,不包括国家股在国有单位之间的无偿划拨、抵债或被法院公告拍卖。(5)由于其他原因而使某一方被动成为控制方的予以剔除。如由于其他股东的股权变动而使某一股东被动地成为控制方的上市公司不作为样本。

2、描述性统计分析

本文对样本公司进行了描述性统计分析。从表1可以看出样本公司的流通股比例、 净资产收益率、公司规模、固定资产比重的均值比所有上市公司总体的均值要低,其中,样本公司净资产收益率的均值是上市公司总体均值的1/3还要低。由此我们可以简单推测,流通股比例和固定资产比重越低、公司规模越小及财务状况不佳的上市公司越容易获取控制权私有收益,也更容易成为控制权转移的对象。此外,样本公司的终极控制权和现金流权的均值分别为31.39%和23.48%,两权分离度的均值为7.91%,控制权私有收益的规模为18.22%,略高于Dyck and Zingales(2004)得出的39个国家的14%的平均溢价水平,较之美国等国家的溢价水平更是高出很多。

3、多元回归分析

为了检验两权分离度等因素对控制权私有收益获取的影响,本文构建了如下控制权收益影响因素模型:

PBC=C+β1×CS+β2×LT+β3×ROE+β4×GM+β5×BZ+β6×CF+β×KZ+β×FL+ε

按照上述回归模型,我们进行了回归分析,结果如表2所示。

从表2中我们可以看出,股权转让比例系数为正且在1%的显著性水平下显著, 这主要是由于购买者以超出每股净资产的价格和以协议转让而不是在公开市场购买的方式获得企业控制权,其目的很有可能是为了获取控制权私有收益,股权转让比例越大,则获取其控制权的可能性也越大,因此,股权转让比例与控制权私有收益呈正相关的关系。流通股比例的系数同样为正,且在5%的显著性水平下显著。这是因为,流通股比例反映的是上市公司在证券市场的资本化比率,规模大,说明融资数较多,可供侵害的空间较大,这也同时说明了股权的潜在购买者更在意的是获取控制权私有收益的空间。研究还得出每股净资产收益率的系数为负,且在1%的水平下显著,这与在描述性统计分析中,所有上市公司的每股净资产收益率的平均值几乎是样本公司的每股净资产收益率平均值的4倍的结果不谋而合,企业的财务状况不佳,控股股东利用财务不佳做掩饰来获取私人收益就更方便,从这点看,溢价水平与财务状况成负相关关系说明了财务状况不佳的上市公司的控制权更易成为潜在购买者的目标。上市公司企业规模和私有收益之间为负相关关系,且在1%水平显著,这表明大股东利用控制权获取的私利随着企业规模的扩大而减少,原因在于规模大的企业受到的监督比较多,信息相对透明,大股东对公司和少数股东进行侵害的成本较高。固定资产比重与私有收益之间为负相关关系,且在10%的显著性水平下显著,这主要是因为固定资产与其它资产相比,目标较为明显易于受到监督,控制性股东很难在不被发现的情况下将其转移。现金流权与私有收益呈负相关关系且在10%的显著性水平下显著,这一结果验证了现金流权与控制权私有收益成负相关关系的研究假设,控制股东所持有的控股比例越高,其掠夺的控制权私有收益的边际收益将越低,从而在一定程度上抑制了终极控制股东的侵害动机。终极控制权回归系数的符号与我们假设预期相同,但是并没有通过统计检验,这只能在一个侧面验证了我们提出的假设但在统计上并不支持。两权分离度回归系数的符号与我们假设预期相同,且在10%的显著性水平下显著,这在一定程度上支持了两权分离度越高控制权私有收益也越高的假设,这是因为现金流权与终极控制权的分离将出现偏离“一股一权”的不合理现象。控制股东可以利用很少的资源获取企业的控制权,从而降低了侵害中小股东可能带来的对控制权共享收益的抵消作用,因此两权分离度越大,大股东对中小股东利益的侵害动机越强烈,侵害程度也越严重。

五、研究结论

通过以上的研究,本文得出以下几点结论:

(1)我国的控制权私有收益水平约为18%,略高于Dyck and Zingales(2004)得出的39个国家的14%的平均溢价水平,较之美国等国家的溢价水平更是高出很多。

(2)在进一步对控制权私有收益的影响因素进行回归分析中得出,股权转让比例与流通股比例越大,控制权私有收益越高,上市公司每股净资产收益率和固定资产比重越低,公司规模越小,控制权私有收益越高,控制权也越容易成为转让的对象。

(3)在一定程度上现金流权与控制权私有收益成负相关关系;两权分离度越高控制权私有收益也越高,终极控制权对私有收益的影响并不显著。

随着对控制权私有收益问题研究的深入,控制性股东对中小股东侵害方式和程度被大众所熟知,但是终极控股股东这个隐藏于控制性股东之后的“看不见的手”对中小股东的侵害却不易被察觉,虽然目前其程度并不十分显著,但是随着改革开放的深入,控制权市场的不断活跃,终极控股股东对中小股东的侵害必将更加隐蔽,其程度也必将更为严重。因此,从股权结构上完善我国上市公司的公司治理,充分发挥监管当局的监管职能,从制度上保护中小投资者的利益也变得越来越迫切。只有股东通过倡导理性的价值理念,上市公司通过不断优化资本结构,完善公司治理,社会制度不断得到完善,才能形成良性互动的局面,共同推动中国证券市场的规范、稳健、高效和有序发展。

参考文献:

[1] 唐宗明、蒋位.中国上市公司大股东侵害度实证分析[J].经济研究,2002,(04):44―50.

[2] 余明桂、夏新平、潘红波.控制权私有收益的实证分析[J].管理科学,2006,(03):27―33.

[3] 郝颖、刘星、林朝南.上市公司大股东控制下的资本配置行为研究――基于控制权私人收益视角的实证分析[J].财经研究, 2006,(08): 81―93.

[4] 林朝南、刘星、郝颖.行业特征与控制权私利:来自中国上市公司的经验证据[J]. 经济科学, 2006,(03): 61―72.

[5] Berly,A.andG.Means.The Modern Corporation and Private Property.Macmillan.1932.

[6] La Porta, R. , F. Lopez2de2Silanes and A. Shleifer. 1999. Corporate Ownership Around the World. Journal of Finance, 54:471―517.

终极控制权篇2

关键词：民营控制；国有控制；终极控制人；配对样本

一、因言

控制权性质与公司绩效的关系是公司治理以及国有企业改革研究中的热点问题。自上世纪80年代以来，发端于英国的民营化运动席卷全球。包括发达国家、发展中国家、转型国家在内的众多国家都进行了民营化的尝试。民营控制权与国有控制权的效率问题引起了广大学者与实务界人士的广泛关注。

我国从20世纪70年代末开始，逐步推行对外开放和国有企业改革。在国企改革中以谨慎的态度遵循着民营化改革方向。改革早期，政府并没有实行国有企业的民营化政策，而是以放权让利，如扩大企业自、经营者承包以及完善价格机制等措施来提高国有企业的效率。实证研究表明，早期的改革基本上是成功的，显著地提高了国有企业的收益和效率(Megganson and Netter，2001)。随后中国政府逐步展开了对国有企业的民营化改革，首先是通过公司化改革，传统国有企业的产权开始多元化，在公司中引入了多种所有制形式，但在这些公司化的企业中，政府仍然维持了控股地位。大规模的民营化开始于1995年，先行的省份有山东、广东和四川。1999年中央政府宣布通过“抓大放小”政策推动国有企业的民营化。自上世纪90年代中期以来有超过40％的中国国有企业已经进行了民营化改革(胡一帆等，2006)，同时，新生的民营公司得到了巨大发展，民营控股公司已经占据了中国总体经济的60％。在此期间，我国经济以7％-9.5％的速度持续高速增长，以民营化为主体的企业改革似乎至少没有成为经济增长的障碍。然而，伴随着经济增长，各种经济和社会矛盾开始出现，收入分配差距持续扩大和社会财富分配不公问题在很大程度上成了这些矛盾的焦点。2004年朗成平教授通过案例研究指出了民营控股公司的种种弊端，转而置疑企业产权改革的整体方向，认为国有控制权比民营控制权更有效率，从而弓j发了关于产权改革和分配的社会大辩论，并由此产生了运用系统的而不是零碎的数据来对该问题展开科学细致的深入研究的社会需求。为此，本文将系统研究终极控制权性质与公司绩效的关系，试图得出符合实际的具有说服力的结论。

二、文献回顾

有关控制权性质的学术研究一直是经济学中的重要课题之一，国外文献十分丰富。伴随着世界各国的民营化浪潮，学者们对民营控制权与国有控制权效率的比较研究十分活跃，然而，迄今这些研究也没有得出何种产权最有效率的明确结论。一方面，很多研究证明民营控制权较国有控制权更有效率；另一方面，研究认为产品市场的竞争性较所有者对企业绩效的影响更具有决定性效果，在竞争条件下国有控制权与民营控制权可以同样有效。

尽管国内上市公司在2004年以前没有披露最终控制人的信息，但是国内学者也开始了相关研究。Xu和Wang(1997)发现，在中国A股市场的上市公司中，国有股比重与企业盈利成反比，法人股比重与企业盈利成正比，而个人股比重与企业盈利无关。由于该研究不是基于最终控制人的角度确定股权性质的，而只是按照企业上一级持股企业或个人来决定的，并没有将股权追溯到最终控制人，不能反映股权的真正性质，这对实证结果会有很大影响，可参考价值不大(刘芍佳等，2003)。最近，关于国有控制权与民营控制权效率的比较研究开始涌现(田利辉，2005；白重恩等，2006李涛，2005；胡一帆等，2006)。但是，这些研究存在以下问题：一是仍然没有使用终极控制人的性质确定股权性质(李涛，2005)。二是使用调查数据样本，由于数据的非公开而无法验证(刘芍佳等，2003白重恩等，2006；胡一帆等，2006)。三是尽管有基于最终控制人进行股权性质界定，且使用上市公司公开数据进行研究的，但是由于在上市公司样本中，国有企业与民营控股公司比重的失衡，同时国有企业拥有优质的资源，尤其是在管制性行业，民营控股公司与国有企业的资源生产力是不可比的，因此，在不对样本进行配对控制的情况下，很难得出有意义的结论。事实也是如此，在不进行配对控制的情况下，国有控制权与民营控制权效率无差异。四是业绩指标的设计过于单一，考虑的角度不够全面。

本文基于我国的体制背景与市场环境，从终极控制权的角度，把我国上市公司划分为国有控股公司和民营控股公司两类，通过设置多重业绩指标，并用配对样本进行多种检验，以比较我国民营控制权与国有控制权的效率差异。由于我们的研究建立在一个更准确的产权分类基础上，研究结果具有重要的政策含义，对于推动我国的民营化改革具有一定的指导意义。

三、研究设计与数据来源

(一)控制权性质界定与效率指标选择

1．控制权性质的界定

我国上市公司股权主要分为国有股、法人股和流通股，这种股权分类把法人股同国有股和流通股并列起来视为一个独立的持股主体，但如果我们继续往上追溯就会发现，这些法人是由中央政府或地方政府和个人最终控制的企业或机构。如安徽金牛实业股份有限公司(股票代码600199)，其上级控制法人是安徽金种子集团公司(62.75％绝对控股)，而安徽金种子集团公司的实际控制主体是阜阳市国资局(100％控股)，因此，安徽金牛实业股份公司的最终控制主体应该是地方政府，不能划分为法人控股；四川新希望农业股份有限公司(股票代码000876)，其上级控制法人是四川新希望集团公司(53.61％绝对控股)，四川新希望集团公司的实际控制人是刘永好(61.95％绝对控股)，因此四川新希望股份公司的最终控制人是刘永好，也不是由法人控制。既然国家或个人控制法人，而法人控制企业，所以企业的终极所有者应是国家或个人，而不是法人实体本身。因此，在讨论股权性质与公司绩效时法人股实际上不是一个非常理想的概念，因为他没有资格成为中国上市公司的一个独立的终极控制主体(刘芍佳等，2003)。另一方面，中国式的法人股概念与发达国家中的诸如保险公司、共同基金、养老基金等广泛的机构投资者是有本质区别的，他们只是政府或个人以间接方式对上市公司进行控制的代表，其专业职能、人员结构、经营思路等都与发达国家的法人有着本质的区别。

为了修正目前股权结构划分的缺陷，La Porta等人(1999)提出了终极产权论，用国家终极产权控制与私人终极产权控制这两个相对应的概念来重新划分股权性质。同时，中国证券监督管理委员会要求从2004年年报开始，上市公司必须披露公司控股链条和终极控制人，这为我们的研究提供了方便和数据来源。根据La Porta等人的终极产权理论和上市公司年报资料，本文将上市公司划分为国有控股和

民营控股两类，其中国有控制权是指终极控制人为中央政府、地方政府和国有投资机构，其他则为民营控制权，在此基础上来进行国有控制权与民营控制权的效率比较。

2．效率指标选择

研究不同性质的产权效率一般选用公司业绩指标，因此，公司业绩指标选择成为本研究的关键环节。公司业绩的衡量一般有两类方法：一是基于股票市场价格与财务业绩的托宾Q指标；二是调整后的财务指标，包括基于会计收益的财务指标和基于现金流量的财务指标。

由于我国资本市场上股权分置的存在，托宾Q指标的使用存在诸多局限。为此，本文分别采用基于会计收益的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)指标以及基于现金流量的现金收益率(RCF)指标(崔学刚，2005)作为公司业绩衡量指标，进而对国有控制权与民营控制权效率进行对比检验。

主营业务资产收益率(CROA)为当年主营业务利润与当年账面资产之比，由于该指标杜绝了应用非主营业务进行利润操纵的可能性，在反映公司业绩上更为稳定，能够在一定程度上缩小企业盈余管理的空间(陈小悦、徐晓东，2001)。

净资产收益率(ROE)作为上市公司监管的主要指标，具有一定的信息含量。

现金收益率(RCF)是基于会计报表调整得到的现金流量指标，即现金流量分析方法，如Rely、Palepu和Ruback(1992)等。

RCF的具体计算方法如下：

RCF＝OPt＋FCt＋TEt/TAt

其中：0Pt指t年度的营业利润；FCt指t年度的财务费用；TEt指t年度的汇兑损失；TAt指t年末的总资产。

采用RCF作为绩效衡量标准有以下优势：可以剔除净利润指标中不但不能反映公司真实绩效且容易纵的线下项目的干扰，如营业外收支净额、政府补贴收入等；可以剔除容易纵的投资收益项目；还可以剔除政府主导的利息费用减免等政府管制因素的干扰。同时，RCF指标纵的可能性比净利润低得多。所以RCF能够更加真实地反映公司的经营绩效(崔学刚，2005)。

(二)样本选择与数据来源

本文选取沪、深两市A股市场2003-2004年挂牌交易的上市公司为样本，并按如下标准进行筛选：(1)在2004年年报中披露了公司控股链条，并列出了最终控制人，或通过其他渠道，如本公司网站，能够获得公司最终控制人的详细资料；(2)在2003年以前上市，并于2003年、2004年都在A股市场上挂牌，财务数据披露齐全；(3)剔除金融行业的上市公司；(4)剔除2004年和2003年的ST、PT公司以及在2004年进行配股的公司；(5)剔除2003年及2004年所有者权益为负的公司。这样获得样本1098家，其中国有控股公司812家，民营控股公司286家。

从上述样本可以看出，民营控股公司仅占总样本的26％左右，由于国有控股公司和民营控股公司在样本中的比例失衡，同时国有控股公司的资产规模普遍比民营控股公司规模大，且国有控股公司往往拥有最优质的资源，如果仅把公司规模作为控制变量，则起不到应有的控制作用。因此需要通过建立配对样本对该问题进行控制，否则结论就不可靠。而这恰恰是已有研究所忽略的地方。为此，本文以民营控股公司为基准，依次按照下述原则，从国有控股公司样本中选出配对的公司。配对原则依次为：(1)上市地点相同；(2)处于同一行业；(3)资产规模最接近。这样，我们从国有控股公司样本中筛选出了286家控制样本，从而研究样本变为572家。

行业往往是影响公司业绩的关键变量，在保护性行业中国有控股公司受到政策保护，如果不消除这方面的因素，就难以正确区分国有与民营的产权效率差异，为此，我们把572家样本公司又分为保护性行业和非保护性行业两类。保护性行业包括采掘、水电煤气和运输仓储业，而将其他9个行业作为非保护性行业(崔学刚，2005)。

本文除最终控制人信息以外的数据，均来自国泰安CSMAR数据库，并通过上海证券交易所、深圳证券交易所及中国证券监督委员会官方网站披露的公司年报数据进行校对；最终控制人信息数据来自上述网站披露的公司年报中的最终控制人信息。

(三)研究方法与变量定义

本文采用描述性统计、非参数检验与多元线性回归对问题展开研究。根据2004年上市公司年报披露的产权控制关系图，追溯到终极控制人，将上市公司划分为国家控股公司和民营控股公司两类，以CROA、ROE、RCF作为因变量，解释变量为股权性质，并且控制了公司财务杠杆、公司治理因素和前一年的会计收益与现金收益率。

四、实证结果分析与讨论

(一)描述性统计结果分析

本文对样本公司的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)、现金收益率(RCF)以及其他相关变量的简单统计量进行了描述性分析。结果表明，CROA、ROE、RCF的标准差分别为0.0758、0.1392和0.0533，这说明主营业务资产收益率(CROA)在反映公司业绩方面比证监会规定的净资产收益率(ROE)相对稳定，这和陈小悦等(2001)得出的结论相一致。而现金收益率(RCF)的稳定性更强．这说明了现金收益率(RCF)是一个反映公司业绩的比较理想的指标。

(二)非参数检验

列示了民营控股公司样本和国有控股公司样本的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)三个业绩指标的统计结果。

由此可以看出，民营控股公司样本和国有控股公司样本的资产总额非常相近，通过T检验和威尔科克森秩检验，亦发现两组样本资产的平均数和中位数均无显著差异，说明配对样本在控制资产规模方面达到了目的，从而有效地排除了由于资产规模因素给样本公司带来的业绩方面的影响。民营控股公司的主营业务资产收益率(CROA)、诤资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)的平均值、中位数分别为0.1211、0.0442、0.0418和0.1067、0.0641、0.0467，而国有控股公司主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)的平均值和中位数分别为0.1022、0.0131、0.0274和0.0912、0.0375、0.0283，通过T检验和Z检验均显著，也就是说，两者的平均值和中位数均存在显著差异，而且民营控股公司三个指标对应的数值均比国有控股公司高，因此，民营控股公司的业绩显著好于国有控股公司。

在此基础上，分别按照保护性行业和非保护性行业的样本对上述业绩指标进行比较。表3列示了统计结果。结果显示，在非保护性行业中，民营控股公司的CROA、ROE、RCF指标值显著高于国有控股公司，和不分行业的结论是一致的；而在保护性行业中，尽管我们排除了资产规模对业绩的影响因素，但

是，民营控股公司和国有控股公司的CROA、ROE、RCF的平均值和中位数均无显著差异。排除样本过少等因素的影响外，恐怕在保护性行业中，国有控股公司能够得到比民营控股公司更多的政策保护和优惠条件，从而在一定程度上掩盖了国有控股公司本身效率低下的事实，可能是其重要原因。

(三)多元回归分析

为了进一步控制相关因素，我们进行了多元线性回归分析。根据前面的理论论述和有关变量的定义，我们分别用了三个回归模型对研究问题进行了多重比较分析。

模型1：

CROAi，t＝αo＋β1×STATEi，t＋β2×LEVi，t＋β3×DNUMi，t＋β4×IDUMi，t＋β5×WAGEi，t

＋β6×CROA2003i，t＋εi，t

模型2：

ROEi，t＝αo＋β1×STATEi，t＋β2×LEVi，t＋β3×DNUMi，t＋β4×IDUMi，t＋β5×WAGEi，t

＋β6×ROE2003i，t＋εi，t

模型3：

RCF＝αn＋β1×STATEi，t＋β2×LEVi，t＋β3×DNUMi，t＋β4×IDUMi，t＋β5×WACEi，t

＋β6×RCF2003i，t＋εi，t

1．模型多重共线性诊断

由于解释变量之间的多重共线性会影响回归效果，在进行回归分析之前，有必要对变量的多重共线性问题进行排除。本文运用SPSS软件对变量之间的共线性进行诊断和后续的模型回归分析，发现解释变量CROA2003、ROE2003和RCF2003之间的相关性比较高，但是他们分别在不同的模型中单独作为控制变量，不会影响模型回归结果。而其他相关性最高的是WAGE和CROA2003，相关系数为0．2883，不必担心解释变量之间的多重共线性问题，因此，我们可以排除解释变量之间的多重共线性对模型回归结果的影响。

2．回归结果分析

我们分别按总样本、保护性行业样本和非保护性行业样本用上述三个模型进行了回归。

由此可以看出，总样本与保护性行业样本回归中，解释变量均显著为负。在总样本回归中，模型1解释变量STATE在5％的水平显著，在模型2和模型3中，均在1％的水平显著，因此，就公司的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)而言，民营控制权的效率显著高于国有控制权。在非保护性样本回归中，解释变量STATE的显著性水平更高，而且回归得出的β1系数都为负数，进一步印证了民营控制权效率更高的结论，也与非参数检验的结果一致。但是，在控制行业样本的回归结果中，解释变量STATE则不显著，而且系数β1在模型1和模型3中为负数，在模型2中为正，这可能由于保护性行业样本数较少，只有24个样本，而自变量有6个，从而自由度存在问题，所以保护性行业的回归结果仅供参考。即便如此，也不排除国有控股公司在保护性行业中获得了政策性保护和多方面的优惠条件，但是仍然不能体现出其业绩优势，而和民营控股公司业绩无显著差异的可能性。这种结果也和非参数检验的结论一致。

关于控制变量，长期负债率(LEV)在总样本回归和非保护性行业样本回归中，模型1都是不显著的，模型2和模型3中显著；董事会规模(DNUM)和独立董事在董事会中所占比例(IDNUM)在所有模型中都不显著；公司前三位高管薪金(WAGE)在总样本回归和非保护性行业样本回归中都高度显著，这从一定程度上说明高管激励是产权效率的重要来源，也说明我国基于激励改善的国企改革是有道理的。另外，业绩控制变量CROA2003、ROE2003和RCF2003在所有的模型中都显著，这说明控制这些因素是合理的，因为公司上一期的业绩好坏直接影响到本期的业绩表现，虽然本文选择的是截面数据，但是通过对前一期业绩指标的控制，就能在一定程度上消除截面数据研究存在的不足，更有利于说明本期公司的业绩表现。

五、研究结论与研究局限

终极控制权篇3

关键词：政府行为；市场化进程；资本市场；终极控制权配置；制度环境

中图分类号：F83248文献标识码：A

文章编号：1000176X（2016）05002406

追溯到最终控制股东的控制权配置研究是分析股权集中环境下大股东与中小股东冲突的重要研究范式，而终极控制股东在我国资本市场更为普遍，规制上市公司终极控制股东行为已经成为我国资本市场“投资者保护”制度建设的重要内容。制度环境的不同会导致公司行为的差异，也会形成公司终极控制权的不同特征。我国具有转轨经济和新兴市场经济特征，会有哪些独特的制度特征对上市公司终极控制权配置产生影响？其影响机制如何？只有明确终极控制权配置的这些制度前因，才能理解终极控制股东的行为动机，进而提出治理终极控制股东行为的有效方法。相关研究多聚焦我国制度环境的某些重要方面，例如李增泉等[1]研究了区域市场化进程和金融发展深度对我国民营企业集团终极控制股东安排金字塔层级的影响，李维安和钱先航[2]研究了不同地方政府干预水平下终极控制股东两权分离对经理层治理的影响，而Fan等[3]则认为国有性质终极控制股东拉长金字塔层级是应对国有股权转让受制度限制的替代性分权方式。而对我国制度特征影响上市公司终极控制权配置的系统研究相对缺乏，也就无法揭示出多种制度因素交互影响下公司终极控制权配置的权衡问题，这构成了本文研究的主要内容。

一、制度环境对终极控制权配置的影响与“自上而下”分析框架

1不同制度环境下的终极控制权配置

自Laporta等[4]开创性地将公司控制权研究追溯至终极控制股东以来，众多“法律和财务”主题下的跨国研究揭示出不同制度环境下终极控制权配置的差异。这些研究的一个基本启示是忽略关键制度差异去比较不同市场上公司行为将无法得到正确结论。

不同制度环境下大型公司终极控制存在的普遍性和具体特征并不相同。Claessens等[5]、Faccio和Lang[6]以及Gadhoum等[7]对欧洲、东亚和拉美多数国家大型公司的研究表明，美国、英国大型公司中存在终极控制股东的比例较低，而且终极控制股东也很少使用金字塔等控制权强化方式；而东亚和欧洲国家的多数大型公司存在控制股东并最终控制在巨富家族或国家手中，这些国家的终极控制股东运用多种控制权强化方式实现超出现金流的控制权，其中东亚国家大型公司的两权分离度更高。

不同制度环境下终极控制权配置的经济后果呈现差异。Morck等[8]的综述研究发现一国向社会股东提供的法律保护不足以抵御企业内部人的不法行为时，终极股东的金字塔控制对公司治理可能特别有害，甚至会演化成为弱化资本市场资源配置效率并阻碍经济增长的经济设防问题。而在要素市场不发达和制度不健全的新兴经济中，控制股东又可能通过终极控制权配置组建内部资本市场，以缓解外部融资不足和降低市场交易费用。制度环境还会影响对终极控制权结构所采取治理策略的选择。Gilson和Schwartz[9]认为，美国的治理措施属于“交易的事后司法审查”，允许控制股东与小股东的私利自由缔约，而将违约行为交由有经验且执行力强的司法系统判断；而欧盟多数国家则实行“控制权强化方式事前限制”，通过结构化方法限制大股东追求控制权集中的能力。

2“自上而下”分析框架

“法律和财务”研究框架下的跨国研究尽管揭示了终极控制权配置的国别差异，但它一方面无法解释一国内部相同法律环境下不同公司之间的终极控制权配置差异；另一方面其考察的制度变量主要集中于法律和执行程度，无法解释多种制度因素对公司终极控制权配置的交互影响。Fan等[10]提出“自上而下”分析框架，用于梳理新兴市场多种制度力量的相对重要程度与关联关系，从而探究新兴市场经济国家有哪些制度特征塑造了有别于发达市场的公司行为。该框架依次分析三个层面的制度差异：一是国家制度层面，包括司法体系与执行效率、政府的管制政策和公共治理行为、社会规范以及宗教文化传统等。二是市场制度层面，包括产品、劳动、经理人、原料和金融资本市场。三是公司制度层面，包括公司垂直一体化与多元化特征、所有权和控制权结构和公司治理结构等。新兴市场的这些基本制度因素往往与发达市场有差异，也导致公司行为有别于发达市场，而且一些制度因素发挥作用的方式也与发达市场不一致。

本文运用这样的分析框架，在国家制度层面重点关注政府行为和国家所有权、在市场层面关注市场化进程和资本市场发展特征，研究它们如何塑造上市公司终极控制股东的行为动机，并进一步影响上市公司的终极控制权配置。

政府行为特征和政策质量是研究新兴市场内公司行为的首要制度因素。政府干预程度高、国有所有权比重高仍然是现阶段分析我国公司终极控制权配置的重要制度背景，并且对国有和私有公司产生不同影响。

二、政府行为特征与公司终极控制权配置

1政府干预与非国有公司终极控制权配置

新兴市场经济国家政府干预商业活动较多，在我国也是如此，市场配置资源的机制还不完善，各项规章制度仍处于建设之中，制度执行存在滞后性。无论在中央政府层面还是地方政府层面，政府主导着经济资源的配置，如土地、能源、水电和金融资本等，在这些资源配置中偏向国有公司，而非国有公司则在行业准入、银行信贷、政府补贴甚至税收征缴等方面受到一定程度的“所有制歧视”。

这种政府行为特征对非国有公司行为产生的影响表现在以下两个方面：一是由于政府提供的正式产权保护制度供给并不完善，市场契约监督和执行成本较高，非国有公司会更加依赖非正式制度建立私人产权的自我保护，这些非正式制度包括关系联结、企业集团、家族纽带和政治关联等。二是在政府配置多数资源并具有所有制歧视时，非国有公司的所有者会通过向政府的寻租行为创造公司价值，即非国有公司会花费成本向政府官员行贿和建立政治关联，借此获得政府资源配置的优先对待、财政资金的转移支付，或者避免被政府直接剥夺。这两方面动机反映到非国有公司终极控制权配置上，导致非国有公司呈现出集团化、家族控制和控制权集中度高等特征，这种终极控制权配置结构一方面是私有产权的自我保护，另一方面也能保证控制家族独占向政府寻租所获得的利益并且增强向政府寻租相关敏感性信息的隐蔽性。这意味着，在政府干预较多的制度环境中，家族控制的非国有公司建立较为集中的控制权结构，不仅可能是避免被职业经理人剥夺的制度替代，更是为了保护政治寻租利益避免被政府剥夺。

但是，上述分析只是反映了我国政府行为的一个总体特征，政府干预程度会随着政府行政层级不同而产生差别，也会随着不同地方政府公共治理质量而产生差异。一是，不同行政层级政府行为差异主要源于财政分权体制，这种体制可以用经济分权与垂直的政治治理体制紧密结合来概括。经济分权指的是扩大地方政府在地方经济和社会发展中的事权以调动地方政府的积极性；垂直的政治治理体制指的是中央政府有绝对权威对地方官员进行任命和考核，将地方官员的政治升迁与当地经济增长绩效考核挂钩，而分税制改革又通过明确税权划分和税收收入返还机制硬化了地方政府来自中央政府的预算约束。于是，地方政府层级越低则越可能出现事权大于财权的财政压力，更有动机向辖区内下级政府和公司攫取资源用于本级政府的公共治理。二是，随着我国经济从速度型发展向规制型发展转变，政府的政策目标也从单一追求经济发展转向追求经济社会的和谐发展。政府角色转变是一个动态过程，再加上地方资源禀赋和发展实力存在差异，就会出现不同地方政府在经济、社会和政治目标之间的权衡不同，处于同一行政层级的政府会出现公共治理质量差异。这些差异也为在一个国家内验证上述理论演绎结论提供了自然实验条件。例如Chen等[11]的实证研究发现，在财政赤字、政府补贴和可调控财政收入部分越高的地方政府，所辖非国有上市公司越倾向建立政治关联；而建立了政治关联的私有公司，家族控制权更为集中，第一大股东单一控制程度更高，控制董事会席位也更多。

2国家所有权与国有公司终极控制权配置

国家控制多数大型公司是我国较为独特的制度背景，政府通过终极控制股东的身份和对国有公司高管行政任命方式主导国有公司的公司治理和经营。执行国有资产管理制度与运用国家所有权服务政府公共治理是国有终极控制股东两个主要动机：一是与非国有公司自主选择终极控制权配置不同，政府作为终极控制股东首先要执行国家关于国有资产管理的改革政策，因而国有公司终极控制权配置具有一定的外生性。我国“坚持公有制主体地位”的基本经济制度决定了国有公司中国有股权比重较高且不能向私有部门自由转让，尤其是导致控制权变更的转让会受到更严格的管控。与此同时，我国国有资产管理体制改革也是国有公司终极控制权配置发生变动的主要原因，如我国实行“各级国有资产监督管理委员会―国有资产经营机构―国有公司”三层次的国有资产管理体制决定了国有公司终极控制股东通过金字塔结构控制的普遍性。而我国国有公司分类监管、分类评价、分类治理的改革思路又决定了不同行业国有公司的终极控制权配置变动呈现差异性，越是在自然垄断和涉及国计民生的重点行业，越会被更高行政级别的政府所控制，国家所有权比重越高，在竞争性行业国家所有权比重则会下降。二是国家所有权也是各级政府实现财政收入和公共治理目标的重要手段，政府将经济发展战略、税收、就业、福利和社会稳定等公共治理目标通过国家所有权传导至国有公司。这些公共治理目标与国有公司价值最大化目标并不一致，由此给被控制的国有公司带来“政治成本”，这种因公共治理目标而产生的侵占国有公司资源的动机甚至要高于非国有股东因私利目标而产生的侵占动机。这种政治动机会影响国有公司终极控制权配置结构，对于政府公共治理压力较大的终极控制股东，较大的控制权、较短的金字塔层级将有利于降低政府干预和转移资源成本，对于政府公共治理质量较高的终极控制股东，为激活市场和非国有经济，减缓国有控制的低效率，又会减少在国有公司中的控制权、拉长金字塔层级以实现向国有公司分权。

同理，国家所有权对国有上市公司终极控制权配置的影响也会因为政府行政层级不同和地方政府公共治理质量差异而产生区别。政府层级越低，地方政府公共治理压力越大，则越可能呈现出“掠夺之手”特征，向辖区内国有公司攫取资源用于本级政府的公共治理。这种差异同样也为在一个国家内验证上述理论演绎结论提供了自然实验条件。例如夏立军和陈信元[12]研究发现，中央政府基于公司规模和行业特征采取的“抓大放小”和“战略调整”的改革策略导致大规模公司、管制性行业公司更可能由高级别地方政府控制，而且政府持有股权比例更高。逯东等[13]研究发现，地区相对经济增长率越高，地方政府越会减少对国有公司的终极控制权；而相对于省级政府，市级政府公共治理目标中的经济利益指标，以财政盈余衡量，对政府控制权影响更强。

三、市场化进程特征与公司终极控制权配置

市场机制是市场经济中资源配置的主要力量，构成企业运行的基础环境。而在新兴市场经济国家，市场机制还处于不断健全过程中，这种市场化改革动态过程也成为研究我国企业行为和终极控制权配置的重要制度特征。

1我国市场化进程不平衡性及其对公司的影响

市场化进程是指我国从计划经济向市场经济过渡过程中一系列经济、社会、法律制度乃至政治体制的综合变革。这方面的代表性研究有樊纲等[14]对我国省际市场化指数的构建和分析。他们总结了我国市场化进程的不平衡性特征：一是不同区域市场化进程不同步，东部沿海省市和中西部一些省区有较明显差异。二是不同市场不平衡性，产品市场的发育程度高于要素市场。三是产业部门不平衡性，制造业、建筑业和商业等竞争性部门的市场化程度较高，而资源性产业、具有天然垄断属性的产业以及有公共产品属性的产业，市场化程度相对较低。

市场化进程的不平衡性会通过多种渠道直接影响公司行为。市场化进程不同直接导致产品市场和金融市场发展在空间上的非均衡分布，在市场化进程较高的区域和行业，企业面临的融资约束较小、各类要素更容易配置而且配置效率较高、各类信息更为充分、市场中介服务较完善且企业利用市场交易的成本更低。市场化进程不同也会导致各区域和行业中投资者保护程度呈现差异。主要原因在于：一是市场化进程不同，企业面临的来自市场竞争的约束力有强有弱。二是市场化进程不同，各区域地方性政策法规也不一致。三是市场化进程不平衡导致各区域或行业的法律执行质量也不相同。

2降低市场交易费用动机与公司终极控制权配置

当市场化进程不足时，公司利用市场的交易成本较高，甚至需要自己承担一些外部市场缺失的费用，而这正是新兴市场经济和发达市场经济中公司从事经济活动的关键差别所在。这时，公司有动机通过终极控制权配置，使用金字塔结构、交叉持股组建股权较为集中的公司集团，建立内部市场实现对要素市场、劳动市场和资本市场的部分替代。这有助于提高各交易主体的产权保护水平和契约执行效率，降低整个集团的交易费用和经营风险，最终增加经营效率。运用终极控制权配置降低市场交易费用背后的经济学动因是，公司在进行资源配置时如果使用外部市场机制的成本较高，就会通过建立股权较为集中控制链网以更多地运用权威配置资源。

这种理论分析得到实证证据的支持，郑国坚和魏明海[15]研究发现，当地区市场化程度和法制化水平较低时控股股东更有可能建立关联的内部资本市场以降低交易费用，并且上市公司持股比例更高，以保证内部市场渠道顺畅。李增泉等[1]研究发现，区域市场化进程和金融发展深度不足时，民营公司终极控制股东会拉长金字塔层级以放大债务融资能力，从而缓解融资约束。

3利用市场进程不足的利益侵占动机与公司终极控制权配置

当市场化进程不足时，市场竞争对公司施加的压力也就不足，市场对外部投资者的保护也不够健全。这时，公司的控制股东又有利用市场约束不力侵占其他利益相关者的动机。该动机的实现同样需要合适的终极控制权配置来搭建利益转移的“隧道”，金字塔式集团化控制、运用超权股和交叉持股等多种控制权强化方式加大两权分离程度往往是这类终极控制权配置模式的典型特征。这种终极控制权配置的优势在于：首先，可以放大控制股东自身财富对社会财富的控制力，为掠夺提供机会。其次，它能够通过组织结构和内部交易的复杂性降低信息透明度，降低掠夺成本。最后，拥有超出现金流权较多的控制权也赋予控制股东不会因利益侵占而被取代的设防能力。

让问题更加复杂的是，上述两种后果不同的市场激励同时存在且不易区分，无论哪种动机主导都会出现以终极控制股东为核心的金字塔集团化终极控制权配置。这种权衡特性也意味着，如果要具体区分何种动机导致的终极控制权配置结构，需要对终极控制股东具体特征以及其所面临的外部环境做深入分析。这种理论分析也得到实证证据的支持，Fan等[16]的研究表明，当终极控制股东在上市公司两权分离程度较大时，集团化控制结构和内部资本流动主要服务于利益剥夺而降低整个集团的价值，而当企业集团融资约束较大时，集团化控制结构和内部资本流动提高资金配置效率而提升整个企业集团的价值。

值得一提的是，鉴于国有终极控制股东的特殊性，市场化进程对国有公司和非国有公司的影响还是具有细微差异的。一是市场化进程的影响传导到国有公司的终极控制权配置不会像非国有公司那样直接，最终还是要通过政府行为转变来实现，随着市场化水平提高，政府向“服务型”转变，政府公共治理质量就相应提高，会减少对国有公司的控制，表现在终极控制权配置上，就是国有公司更可能由低级别政府控制、股权比例更低而金字塔层级更长。二是与私人终极控制股东利用市场监管不足为私人财富追逐控制权不同，政府终极控制股东更可能为政府公共治理目标而侵占国有公司利益，这在行政级别较低的市县级政府更为显著。当然在应对市场机制不足、利用终极控制权配置降低市场交易费用、实现效率提升方面两类性质终极控制股东具有较大的一致性。

四、资本市场发展初期特征与上市公司终极控制权配置

政府行为和市场化进程两方面制度特征对上市和非上市公司行为都产生影响，但是上市公司还具有一定特殊性，突出表现为上市公司具有融资优势和较多分散的公众股东。上市公司在终极控制股东所主导的企业集团中就具有重要的战略地位，上市公司终极控制权配置显然会受到我国资本市场发展初期特征的直接影响。

1资本市场发展初期的特征

资本市场发展初期，与上市公司终极控制权配置相关的制度特征主要包括三个方面：一是股票发审管制导致的“壳资源”问题。虽然我国股票发审制度经历了审批制、核准制、上市保荐人制度等逐渐市场化的变革，但是在注册制没有真正实现之前，“名额限制”和“政府管制”导致了地区之间、部门之间和公司之间为获取上市融资资格进行竞争。二是分拆上市与上市公司的独立性不足问题。分拆上市是指将公司的核心业务重组为股份公司并增资扩股上市，是我国资本市场发展早期公司上市的主要模式，导致上市公司关联交易比重高而独立性差，如窦欢等[17]统计发现，截至2012年末，我国资本市场上隶属于企业集团的上市公司比例为704%。三是服务于国有企业改革而又维护公有制主体地位形成的“一股独大”结构。我国大多数上市公司，尤其是国有公司，第一大股东持股比例较高，也导致终极控制股东在上市公司中“单一控制”程度高，在董事会和高管职务中占据多数席位。

2上市公司终极控制权配置与控制股东利益侵占动机

资本市场发展初期阶段特征对上市公司终极控制权配置的主要影响就体现为上市公司中终极控制股东存在的普遍性、隶属企业集团的金字塔式控制结构和终极控制股东较高的“单一控制程度”。这对于终极控制股东利用控制权优势在上市公司进行资源转移提供了激励，激励主要体现在两个方面：一是利用上市资格具备的融资优势，上市公司在终极控制股东主导的企业集团中成为资金供给平台。二是由于上市公司与母公司之间“天生”的股权与交易关联，而终极控制股东又在上市公司拥有较高的控制权，其余股东主要是分散的中小股东，这些条件的结合为终极控制股东通过资金占用和关联交易从公司其他利益相关人转移资源，而不是通过价值创造获得财富提供了便利。比较明显的证据是，终极控制股东与上市公司之间资金和业务往来呈现出一定规律，即上市公司在公开上市前、再融资前和面临退市危机时，终极控制股东存在支持行为，但在随后都伴随着更为严重的终极控制股东掏空行为。刘峰等[18]将其根源总结为终极控制权配置决定了上市公司只是集团中的一个特殊成员公司，其业绩提高并不是终极控制股东控制权行使的“终极目的”，而是获得终极控制权总收益最大化的“中间目的”。

结合整体市场化进程特征与资本市场发展初期特征后可以发现，终极控制股东无论出于缓解融资约束还是利益侵占动机，在其主导的企业集团中拥有上市公司都有助于目标的实现。特定终极控制权配置结构与特定环境下的终极控制股东盈利模式逐渐形成了相互强化格局，可以预见，如果没有制度环境的深刻变化，这种相互强化格局难以打破。

五、结论与启示

追溯到终极控制股东的控制权配置研究是分析股权集中环境下公司治理问题的重要范式，而公司的终极控制权配置是不同制度环境的产物。本文依次分析我国政府行为、市场化进程的不平衡性和资本市场发展初期特征对上市公司终极控制股东行为动机和终极控制权配置的影响，主要结论如下：

政府行为对非国有公司和国有公司终极控制权配置产生不同影响，对于非国有公司，集团化、股权集中的终极控制权安排是应对政府提权保护制度不足和强化向政府寻租功能而自主选择的产物；而对于国有公司，国有资产管理制度变革和地方政府公共治理压力是影响终极控制权配置的重要因素，具有一定的外生性。在市场化进程方面，终极控制股东主导的金字塔式企业集团既可能是缓解融资约束、降低交易费用的组织结构，也可能是利用市场监管不足进行资源转移的隐秘“隧道”，两种动机相互权衡。而我国资本市场发展初期所形成的重筹资、上市公司独立性不足和一股独大等特征导致终极控制股东的两种动机通过上市公司更加容易实现。特定终极控制权配置结构与特定环境下的终极控制股东盈利模式相互强化。

尽管将公司分为国有公司和非国有公司的两分法比较粗略，无法细致分析混合所有制公司终极控制权配置，但是本文的研究还是能够得到一些有益启示：一是治理大股东控制和利益侵占问题是一个系统工程，只有具备一定制度前因，如政府行为规范、市场和行业竞争、资本市场投资者保护制度健全等，合理的公司股权结构才会产生并发挥预期作用。二是在新兴市场环境下大股东控制在发挥企业家功能和制度替代方面具有正面作用，存在大股东的公司治理也可以是有效的，在治理策略上应选择限制其滥用控制权行为而不是禁止大股东的存在。三是国有公司与非国有公司选择较为集中的终极控制权配置的动机并不一致，应分别采取不同的治理策略。

参考文献：

[1]李增泉，辛显刚，于旭辉金融发展、债务融资约束与金字塔结构――来自民营企业集团的证据[J]管理世界，2008，（1）：123-135

[2]李维安，钱先航终极控制人的两权分离、所有制与经理层治理[J]金融研究，2010，（12）：80-98

[3]Fan，JPH，Wong，TJ，Zhang，TInstitutions and Organizational Structure： The Case of StateOwned Corporate Pyramids[J]The Journal of Law，Economics and Organization，2013，29（6）： 1217-1252

[4]Laporta，R，Silanes，FLD，Shleifer，ACorporate Ownership around the World[J]The Journal of Finance，1999，5（2）： 471-517

[5]Claessens，S，Djankov，S，Fan，JPH，Lang，LHPDisentangling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholders[J]The Journal of Finance，2002，57（6）： 2741-2771

[6]Faccio，M，Lang，LHPThe Separation of Ownership and Control： An Analysis of Ultimate Ownership in Western European Countries[J]Journal of Financial Economics，2002，65（3）：365-395

[7]Gadhoum，Y，Lang，LHP，Young，LWho Controls US？[J]European Financial Management，2005，11（3）： 339-363

[8]Morck，R，Wolfenzon，D，Yeung，BCorporate Governance，Economic Entrenchment，and Growth[J]Journal of Economic Literature，2005，14（9）： 655-720

[9]Gilson，RJ，Schwartz，AConstraints on Private Benefits of Control： Ex Ante Control Mechanisms Versus Ex Post Transaction Review[J]Journal of Institutional and Theoretical Economics，2013，169（1）： 160-183

[10]Fan，JPH，Wei，KCJ，Xu，XCorporate Finance and Governance in Emerging Markets：A Selective Review and an Agenda for Future Research[J]Journal of Corporate Finance，2011，17（2）： 207-214

[11]Chen，CJP，Li，Z，Sun，X，Sun，ZRent-Seeking Incentives，Corporate Political Connections，and the Control Structure of Private Firms： Chinese Evidence[J]Journal of Corporate Finance，2011，17（2）：229-243

[12]夏立军，陈信元市场化进程、国企改革策略与公司治理结构的内生决定[J]经济研究，2007，（7）：82-95

[13]逯东，孙岩，周玮，等地方政府政绩诉求、政府控制权与公司价值研究[J]经济研究，2014，（1）：56-68

[14]樊纲，王小鲁，朱恒鹏中国市场化指数――各省区市场化相对进程2011年度报告[M]北京：经济科学出版社，2012265

[15]郑国坚，魏明海股权结构的内生性：从我国基于控股股东的内部资本市场得到的证据[J]中国会计评论，2006，（2）：189-204

[16]Fan，JPH，Jin，L，Zheng，GJRevisiting the Bright and Dark Sides of Capital Flows in Business Groups[J]Journal of Business Ethics，2014，（9）：1-20

[17]窦欢，张会丽，陆正飞企业集团、大股东监督与过度投资[J]管理世界，2014，（7）：134-143

[18]刘峰，贺建刚，魏明海控制权、业绩与利益输送――基于五粮液的案例研究[J]管理世界，2004，（8）：108-116

Government Behavior，Marketization and Corporation Ultimate Control Rights Allocation：

Theoretical Analysis Based on the Chinese Institutional Context

Li Gang1，2，Hou Xiao-hong1

（1School of Management，China University of Mining and Technology，Xuzhou Jiangsu 221000，

2School of Business，JiangSu normal University，Xuzhou Jiangsu 221116）

终极控制权篇4

【关键词】 终极控制权； 现金股利； 羊群行为

中图分类号：F275.4 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）24-0063-04

一、问题的提出

行为股利理论的提出虽然经历的时间较短，研究成果也为数不多，但他们所研究的问题却是传统股利政策始终解决不好的问题，尤其是在解决管理者为什么支付股利这一问题上，近年出现了一个新兴的研究领域，即股利的羊群行为。所谓羊群行为，原指动物成群移动、觅食，而在行为财务学领域，羊群行为是指公司管理者基于外部信息不对称和公司声誉问题的考虑，在其财务决策过程中所采取的追随群体或模仿他人行为的做法，该种做法可以作为群体中不同个体间相似行为的直接解释。我国学者黄娟娟（2009）在对我国上市公司1993―2006年间的股利政策进行研究后发现，我国上市公司在每股现金股利的发放上存在高度集中的“群聚”现象，并从管理者心理行为的视角提出管理者的“羊群行为”，可以成为我国上市公司现金股利群聚现象的一个合理的解释，即“股利羊群行为”。股利羊群行为的提出为羊群行为在股利政策方面的直接应用开辟了思路。

行为公司财务认为，从委托―理论角度来看，公司管理者之所以会产生羊群行为，一是基于管理者获取信息的不同（Welch，1992；Banerjee，1992；Lee，1993；Chamley，Gale，1994）；二是基于管理者对自己声誉问题的关心（Scharfstein，Stein，1990；Zweibel，1995）。而在委托―的分析框架中，由于具有不同的股权特征，其不同控制类型上市公司对现金股利的行为存在显著差异（刘孟晖，2011），同时，大股东不同控制类型的上市公司在对信息的获取、行业地位的关注、公司声誉的考虑上也存在着明显的差别，因而其羊群行为程度也可能存在显著差别。鉴于此，本文结合上市公司终极控制权和产权性质状况，研究上市公司不同的终极控制权以及终极控制人不同产权性质对现金股利羊群行为的影响。

二、理论分析和研究假设

（一）终极控制权与控制模式

所谓终极控制权，是指在公司股权控制链条中，其最终控制者通过直接和间接持有公司股份而对公司拥有的实际控制权。我国《公司法》规定：控股股东是指其出资额或持有公司股份占公司资本总额或股本总额50%以上的股东；其出资额或持有股份的比例虽然不足50%，但依其出资额或持有的股份所享有的表决权足以对股东大会的决议产生重大影响的股东。根据这一规定，又可以将控股股东分为绝对控股股东和相对控股股东。绝对控股股东是指拥有50%以上表决权的股份，能绝对保证对控股子公司高管的任命和经营的股东；相对控股股东是指拥有的股份不足50%，但仍能决定子公司高管的任命和经营的股东。不过，从上述《公司法》对控股股东的界定和分类可以看出，其并没有对控股股东控制权的下线给出一个明确的界定。La Porta等（1999）通过对公司实际控制人的控制权及其所有权的研究，给出了20%的标准，即认为20%的投票权是终极所有者拥有的最低投票权，表明在20%的下限条件下公司就被控制了。因此，参考我国《公司法》所给出的所有权比例要求以及La Porta等所提出的20%（或10%）的标准，笔者将公司控制模式分为大股东绝对控制模式、大股东相对控制模式和经理控制模式三种。其中大股东绝对控制模式是指第一大股东持股比例大于50%的上市公司，这类公司的控股股东，其所有权与控制权均大于或等于50%，属于强势股东控制模式；大股东相对控制模式是指第一大股东的持股比例在20%～50%之间的上市公司，这类公司的控股股东，其所有权虽然低于50%，但却拥有对公司的实际控制权；经理控制模式是指第一大股东持股比例小于20%的上市公司，这类公司内部不存在具有较大股权的控股股东，公司资源往往由经营者掌控，呈强势经理和弱势股东形态。前两类属于股东控制类公司，第三类属于经理控制类公司。

（二）终极控制权与股利羊群行为

在管理者羊群行为产生动因的研究上，行为公司财务主要集中在两个方面，一是基于信息问题而产生的羊群行为，即信息层叠模型，如Banerjee（1992）模型、Welch（1992）模型等。所谓信息层叠即指在一般的序贯决策选择中，当个人能够观察到前人的行为且认为放弃自己的私人信息而跟随前人的做法是最优选择时，就将产生信息层叠。二是基于声誉问题而产生的羊群行为，即声誉羊群模型。这是从委托―理论角度来研究管理者的羊群行为。Scharfstein and Stein（1990）以公司的投资行为为研究对象，提出导致羊群行为的主要原因在于管理者对于自己声誉的关心；Zweibel（1995）则指出，声誉上的考虑会导致管理者避免偏离羊群。而在股利支付方面，黄娟娟（2009）的研究表明，公司声誉是股利羊群行为产生的真正动因，声誉越低，公司羊群行为的程度越高。

从公司控制权结构来看，大股东不同控制类型对其获取信息的能力和对声誉的考虑有着显著影响。一般来说，掌握公司控制权的大股东在获取信息上具有较强的信息优势，因而相较于其他类型的公司具有更为理性的判断力，其在决策时追随普通大众行为的可能性也较小。McNally and Smith（2003）对不同类型内部人的预测能力和获利性进行考察的结果表明，越靠近决策中心的内部人，往往信息优势越强。同时，在声誉方面，对公司管理者来说，公司声誉的提高能够为管理者个人赢得名誉、薪酬和职业生涯的良好发展机会，而在股权结构分散的公司，管理者往往控制着公司资源，由于公司的冲突表现为股东与管理层利益的不一致，管理者所作出的决策往往更倾向于私利的考虑，因此其更倾向于模仿声誉好或与大多数公司类似的股利支付行为。鉴于此，本文提出：

假说1：相对于经理控制类公司，股东控制类公司发生股利羊群行为的可能性较小。

假说2：相对于股权控制类公司，经理控制类公司更容易发生股利羊群行为。

三、研究设计

（一）变量选择与测量

1.终极控制权控制模式

为检验前述假说，根据前述公司控制模式的分类，选择大股东绝对控制模式（SCA）、大股东相对控制模式（SCR）和经理控制模式（SCD）三种模式共三个0―1控制类型哑变量作为解释变量。即对于SCA模式，当第一大股东持股比例在50%及以上时，取1，否则取0；对于SCR模式，当第一大股东持股比例大于等于20%、小于50%时取1，否则取0；对于SCD模式，当第一大股东持股比例低于20%时取1，否则取0。

2.股利羊群行为

关于羊群行为的度量，Stickel（1990），Chang、Cheng and Khorana（2000）均曾用绝对离差来分别测度分析师预测结果偏离羊群行为的大小和投资者对市场的羊群行为。同时，在股利方面，考虑到羊群行为是指对于群体中不同个体间相似行为最直接的解释，而每股现金股利就是上市公司现金分红最直接的表现。因此，在度量股利羊群行为时，用公司每股现金股利与上一年行业内所有公司平均每股现金股利的绝对离差来构建股利羊群行为指标（Herd_cd），即Herd_cd=/CDit-Herdt/。该指标越大，说明上市公司出现每股现金股利羊群行为的可能性越弱；反之，则越强。

3.控制变量

由于公司的股利支付政策可能会同时受到公司现金流量、债务水平、规模、成长机会以及公司治理程度等其他因素的影响（Lang and Litzenberger，1989；Fama and French，2001；Harford等，2008；Jiraporn，2011等），为了保证研究结果的可靠性，对可能影响公司现金股利分配决策的公司治理状况、公司规模、盈利能力、成长机会、现金流量及偿债能力等其他因素进行了控制。主要包括：独立董事比例（Idp）、两职是否合一（Dual）、管理层持股（Mghold）、董事会规模（Board）等反映公司股权结构和董事会特征的指标及资产负债率（Debt）、净资产收益率（Roe）、每股经营活动现金流量（Cfps）、净利润增长率（Npg）和公司规模（Lnsize）指标。此外，为了控制年度和行业间的差异，还根据CSR行业分类划分设置了11个行业哑变量（Ind），根据样本年限设置了4个年度哑变量（Year）。

（二）回归模型与方法

为检验公司终极控制权对股利羊群行为的影响，本文提出如下模型：

其中，被解释变量Herd_cd表示公司股利羊群行为程度大小，解释变量Xi（i=1，2，3）分别代表SCA、SCR、SCD三个变量。

（三）数据来源

本文的样本取自2008―2012年间在我国沪深A股市场上市交易的上市公司。数据来源于新浪财经、锐思（RESSET）金融研究数据库及上市公司公布的年报数据。在样本选择的过程中，首先，考虑到金融类上市公司财务数据的不可比性，剔除了金融类上市公司；其次，考虑到所反映信息的真实性，剔除了可能无法反映股利政策真实情况的ST与PT公司；最后，考虑到研究的可靠性和准确性，又剔除了每股收益为负的上市公司及财务数据异常和有缺失的上市公司。经过上述筛选程序，最终获得5 651个样本观测值。

四、实证结果及其分析

（一）多重比较分析

表1给出了不同终极控制权控制模式下的公司现金股利羊群行为的比较结果。可以看出，不同控制模式下的股利羊群行为均值和标准差均较小，上市公司在进行股利分配决策时均存在一定的羊群行为， 但羊群行为的程度在不同的控制模式下有显著差别：大股东强势控制模式下，股利羊群行为指标均值最高，且分别显著高于大股东相对控制模式公司和经理控制模式公司，说明其羊群行为的程度最弱，即现金股利羊群行为发生的可能性最小；而大股东相对控制模式公司的股利羊群行为指标均值又显著高于经理控制模式公司，说明在经理控制模式公司，其羊群行为的程度最强，即现金股利羊群行为发生的可能性最强。比较结果初步支持了假说1和假说2。

（二）回归结果及其分析

为了考察大股东不同控制类型下股利羊群行为的状况，分别以SCA、SCR和SCD为解释变量对模型1进行回归，回归结果如表2中的列（1）、列（2）和列（3）所示。从SCA、SCR和SCD的系数来看，SCA的系数显著为正，说明大股东绝对控制的公司其股利羊群行为程度较弱，发生股利羊群行为的几率较小，结论支持了假说1；SCR的系数为负但不显著，说明随着大股东控制权的减弱，公司每股现金股利支付水平发生羊群行为的几率逐渐增强，但不确定；SCD的系数显著为负，说明在经理控制下，上市公司的股利羊群行为程度显著增强，上市公司在考虑股利支付政策时通常会模仿行业每股现金股利平均支付水平，股利羊群行为发生的几率较大，结论支持了假说2。

此外，从控制变量来看，公司治理变量中只有董事长与总经理两职是否合一变量Dual与公司股利羊群行为显著正相关，表明董事长与总经理两职合一的上市公司其发生股利羊群行为的可能性较小，其他变量均无显著影响。而在公司特征变量中，净资产收益率Roe、每股经营活动现金流量Cfps和公司规模Lnsize分别与股利羊群行为显著正相关，表明公司收益率越好，现金流越充足，公司规模越大，其在进行每股现金股利分配决策时发生羊群行为的可能性越小；资产负债率Debt和净利润增长率Npg分别与股利羊群行为显著负相关，表明公司资产负债率越高，净利润增长率越小，其在进行每股现金股利分配决策时发生羊群行为的可能性越大。

（三）稳健性检验

考虑到本文所选取的样本属于宽而短的非平衡面板数据（仅有5个时间点），为了避免自由度的损失，笔者对不同控制类型下的股利羊群行为采用了随机效应模型对其进行稳健性检验，结果仍然是大股东绝对控制SCA与股利羊群行为指标Herd_cd显著正相关，经理控制SCD与股利羊群行为Herd_cd指标显著负相关，说明假说1和假说2的研究结论具有稳健性。限于篇幅，回归结果不在此处列示。

五、研究结论与启示

本文以股改后沪深两市2007―2011年的A股上市公司为样本观测值，从行为财务学的视角，考察大股东控制、管理者羊群行为与现金股利支付之间的关系，并得出以下结论：（1）在大股东绝对控制的上市公司，出现模仿行业每股现金股利平均水平的羊群行为的可能性较小，控制权的集中有利于弱化现金股利的羊群行为；（2）在股权结构分散，由管理者控制公司资源的经理控制类上市公司，则模仿行业每股现金股利支付水平的羊群行为的可能性较大。

本文的研究结果表明，我国上市公司股利羊群行为在不同的终极控制权下表现出不一样的程度，控制权的集中有利于弱化股利支付的羊群行为。然而，既有研究文献表明，当控股股东拥有较大比例的所有权和控制权时会导致控股股东将现金股利异化为利益侵占的工具，股东控制类公司更容易发生异常高派现行为。可见，控制权的集中对公司现金股利异象问题的解决既有有利的一面，也有不利的一面。因此，对我国上市公司股利支付异象的治理既非股权集中，也非股权分散和多元化，而是需要在其不利和有利的影响之间进行权衡，并寻求有效的监管和制衡机制，使公司的股利政策与其长远发展相协调。

【参考文献】

[1] 黄娟娟.行为股利政策――基于我国上市公司股利“群聚”现象的研究[D].厦门大学博士论文，2009.

[2] Welch I. Sequential Sales，Learning and Cascades[J].The Journal of Finance，1992，47（2）： 695-732.

[3] Banerjee A V. A Simple Model of Herd Behavior[J].The Quarterly Journal of Economic，1992（107）：797-817.

[4] Lee I H. On the Convergence of Informational Cascades[J]. Journal of Economics Theory，1993，61（2）： 395-411.

[5] Chamley C ，Gale D. Information Revelation And Strategic Delay In A Model Of Investment[J].Econometrica，1994（62）：1065-1085.

[6] Scharfstein D S，Stein J C. Herd Behavior and Investment[J].American Economic Review，1990，80（3）： 465-479.

[7] Zweibel J. Corporate Conservatism and Relative Compensation[J].Journal Of Political Economy，1995，103（1）： 1-25.

[8] 刘孟晖.内部人终极控制及其现金股利行为研究[J].中国工业经济，2011（12）：122-132.

[9] La Porta R，Lopez - de - Silanes F ，Shleifer A. Corporate Ownership around the World[J]. Journal of Finance，April LIV，1999（2）：471-517.

[10] Mcnally W ，Smith B F. The Timing And Profitability Of Insider Trading In Canada[J]. Working Paper，2003：1-20.

[11] Stickel S E. Predicting Individual Analyst Earnings Forecasts[J].Journal of Accounting ，1990（28）：409-417.

[12] Chang E C，Cheng J W，Khorana A. An Examination Of Herd Behavior In Equity Markets： An International Perspective[J]. Journal of Banking and Finance，2000（24）：1651-1679.

[13] Fama E F.，French K R. Disappearing Dividends： Changing Firm Characteristics or Lower Propensity to Pay？[J]. Journal of Financial Economics，2001，60（1）： 3-43.

终极控制权篇5

关键词：终极控制权 资本结构 现金流量权 控制权

一、理论分析与研究假设

1999年，La porta等提出，大多数上市公司存在一个最终的控制股东，最终控制人通过金字塔持股、交叉持股和有限表决权等方式，达到对控制链终端上市公司的实际控制。一般将终极控制人拥有的对公司的控制权称为终极控制权，这个控制权有：一部分是指终极控制人因其所拥有的股份而获得的控制权；另一部分是指由于终极控制人通过控制董事会进而获得公司的剩余控制权。终极控制权的两个最重要的特征：（1）终极控制权的控制是多级的；（2）终极控制人的控制权与现金流权存在着偏离。这两个特征之间亦存在关联，正是因为终极控制人的多层级控制才导致的了其控制权和现金流权的分离。

1.我国上市公司终极控制权现状

通过将截止到2012年12月31日沪深两市的2661个上市公司作为样本，对其进行描述性统计发现，绝大多数公司存在终极控制人，在所有样本中只有12.25%属于分散持有型的上市公司（未排除未披露终极控制人的上市公司），不存在终极控制人。另外，在存在终极控制人的上市公司中，终极控制人性质属于国有性质的占40.41%。从终极控制权比例可以看出，国有性质的终极控制人平均享有41.87%的终极控制权，可见，终极控制权结构展现出高度集中的特点。若按照10%作为终极控制权的判断标准，非国有性质的终极控制人其控制权与现金流权之比为1.44，而国有性质的终极控制人两权分离比为1.33。这说明非国有性质的终极控制人更有动机转移上市公司的经济资源，从而侵占中小股东的利益进而获得控制权私利。

2.终极控制人与资本结构决策

Julan Du和Yi Dai（2005）第一次对终极控制人控制权与融资结构间的关系进行了实证方面的验证。其研究认为资本结构对终极控制人可能存在三种效应：一是负债的非股权稀释效应；二是信号效应；三是自由现金流效应。他们得出的实证结果显示终极控制人的股权分离程度越大，公司的负债比例越大，支持了负债的非股权稀释效应。向廷勋（2009）研究发现，终极控制人选择资本结构的更侧重负债的股权非稀释效应，而不是自由现金流量效应和破产效应。通过高额的负债，终极控制人可以成功地防范因股权融资而导致的控制权稀释，甚至导致其丧失控制地位或被并购的风险。

假设1：公司的资产负债率与终极控制人两权分离比成负相关。

负债期限结构决策时公司资本结构决策的一项基本决策，以往的研究多是考虑最终控制

人对资本结构决策的影响，并未深入到负债期限结构决策这个更细致的层面。长期债务和短期债务具有不同的特点，进而对控制人本身有不同的价值。相比起长期负债短期负债较强的灵活性和监督局限性更利于控股股东掠夺行为的实施，然而短期负债的金额有限。所以，当终极控制人控制权与现金流权发生分离时，会选择短期负债而非长期负债来实施隧道行为谋取控制权私利。

假设2：公司的流动负债比率（流动负债/总资本）与终极控制人两权分离比成负相关。

本文提到的终极控制人性质采用的是刘峰、贺建刚、魏明海（2004）[5]提出的观点。终极控制人性质为国有的包括终极控制股东为政府、国有资产管理局、国有资产经营公司、国有独资公司、高校和军队。性质为非国有的包括个人和家族、社会法人、外资股东以及其他。如前文所述，非国有性质的终极控制人更有动机转移上市公司的经济资源，从而侵占中小股东的利益进而获得控制权私利。另外，非国有性质的终极控制人多为自然人，因此可以将掏空上市公司而得到的控制权私利转到自己手中，而国有性质的终极控制人，最终所有者为国家，并没有明显的掏空动机，进而得出假设3。

假设3：在两权分离的情况下，非国有性质的终极控制人选择债务融资的动机更强，即上市公司资产负债率更高。

比起长期负债，由于短期债务短期负债较强的灵活性和监督局限性更利于控股股东掠夺行为的实施，另外，我国的融资制度对国有企业来说约束性较弱，但是对于民营企业来说约束性较强，因此，民营上市公司较难获得长期借款，只能通过频繁的短期借款来填补对于长期资金的需求，这就是所谓的“借新债、还旧债”的融资方式，因此得出第四个假设：

假设4：在两权分离的情况下，非国有终极控制人选择更多的短期负债而非长期负债进行利益侵占的动机更强。

二、研究设计

1.变量设计

本文研究需要三组变量，被解释变量资本结构选择的替代变量时是资产负债率（L1）（总负债/总资产）和流动负债比率（L2）（流动负债/资本）。解释变量则为终极控制人的特征变量：终极控制人的两权分离比CV（现金流权/控制权）、终极控制人性质U。控制变量则参考Titman和诸多学者提出的关于资本结构影响因素的研究成果，引入（1）公司规模（Size）用总资产的自然对数来衡量；（2）成长能力（Growth）用营业收入增长率衡量；（3）盈利能力（Profit）用净资产收益率（ROE）衡量；（4）非负债税盾（Depreciate）用累计折旧与总资产比值来衡量；（5）资产担保能力（Cvoa）用固定资产与总资产的比值来衡量；（6）行业虚拟变量（Industry）。按照证监会对行业的分类标准，将上市公司分为13个行业，剔除金融行业（I类），选择一个行业为基准，设置11个其它行业的虚拟变量。（6）年度虚拟变量（Year）。本文选取的是2010-2012年3年的样本，以2010年为基准，共3个虚拟变量，属于某年Yi=1，否则Yi=0。

2.样本与数据来源

以2010～2012年间的沪深两市A股上市公司为研究对象，按照进行以下几项筛选：（1）剔除掉控制权比例小于10%的公司。（2）剔除掉被ST、PT的公司（3）剔除掉金融保险类公司。（4）剔除存在异常值得公司（资产负债率大于1或小于0的公司、盈利能力小于-50%）（5）剔除披露资料不全的公司。在此基础上共得到3059个样本，其中2010年947家（国有429家/非国有518家）、2011年991家（国有452家/非国有539家）、2012年1121家（国有598家/非国有523）。本文所用的数据来自国泰安（CSMAR）上市公司数据库。

3.研究模型

为验证前文假设，本文采用如下回归模型：

三、实证研究

1.描述性统计分析

（1）终极控制人

通过对终极控制人的控制权、现金流权和两权分离比的描述性统计可以看出，终极控制人的控制权的平均值（38.71%）接近40%，几乎达到绝对控股（50%），最大值（89.41%）也将近90%，可见终极控制人的控制权普遍较高。另外，控制权的特征值都要高于现金流权，这说明终极控制人两权分离的现象普遍存在，但两权分离比的均值0.8173，总体上看不高，这是由我国大多数上市公司简单的股权结构所导致的。

描述性统计结果显示，不同性质的终极控制人，其现金流权、控制权以及两权分离比的情况不尽相同：国有性质终极控制人的控制权、现金流权以及两权分离比的均值都要高于非国有终极控制人，这表明国有终极控制人对上市公司的控制力更强。通过独立样本T检验，可以看出国有终极控制人与非国有终极控制人的两权分离程度存在显著差异（F值111.949、sig值0.000），国有终极控制人的两权分离比（现金流权/控制权）更低，分离程度更大，这说明非国有终极控制人更有动机通过现金流权与控制权的分离来攫取上市公司的经济资源。

（2）资本结构

通过观察样本公司2010-2012年三年的数据，资产负债率的均值为52.36%，这说明样本公司的负债融资规模要大于股权融资规模，这为终极控制人选择资本结构的更侧重负债的股权非稀释效应提供了证据，另外，国有终极控制人控制的上市公司的负债水平要高于非国有终极控制人的上市公司，原因在于比起国有终极控制人的上市公司，非国有控制人的上市公司由于实力、规模和资源的限制，较难通过负债融资来积累资金。

样本公司2010-2012三年的流动负债比率的均值大于1（212.80%），这说明在我国的上市公司的负债融资中，借新债还旧债来满足长期资金需要的情况十分严重。同样，国有性质的终极控制人控制的上市公司的流动负债比率要大于非国有终极控制人的上市公司，很大一部分原因是国有性质的终极控制人掌握更多的政府和金融机构的资源，更容易获得银行贷款。

通过T检验的结果（资产负债率的T值-18.492，sig值

2.多元回归分析

在进行多元回归之前需要先检验各变量之间的相关性，通过Pearson相关系数分析发现各变量之间的相关系度不高，这表明，上述解释变量之间并不存在多重共线性。（见下表1、表2）

（1）两权分离比的回归系数在a1、a2、b1、b2四个模型中分别为-0.001**、-0.041***、-0.288**、-0.518***，均为负值，在a1、b1模型中回归系数在5%水平上显著，在模型a2、b2模型中回归系数在1%的水平上显著。a1、a2模型的回归系数说明上市公司的资产负债率与终极控制人的两权分离比成显著负相关，两权分离比越小，即终极控制人的控制权和现金流权的分离程度越高，上市公司的负债水平越高，反之亦然。这就证明终极控制人在上市公司的资本决策过程中主要考虑负债的股权非稀释效应，通过债务融资的方式来尽量避免其自身股权被稀释的风险。至此，假设1得到验证。b1、b2模型的回归系数显示上市公司的流动负债比率随着终极控制人的两权分离比的变小（分离程度的变大）而变大，这就说明终极控制人通过影响上市公司资本结构决策获得控制权私利时更倾向于短期负债融资而不是长期负债。至此，假设2得到验证。

（2）控制人性质的回归系数在模型a2、b2中都在1%的水平上显著为正。这说明比起非国有性质的终极控制人，国家作为终极控制人攫取上市公司私利的动机不明显。而比起国有终极控制人，非国有终极控制人更倾向于选择短期负债对中小股东进行利益侵占。至此，假设3、假设4得到证明。

（3）控制变量中公司规模的回归系数都是在1%的水平上显著为正，说明公司的规模越大，抗风险能力越强，就会提高财务杠杆，选择尽可能高的负债水平；并且在债务决策方面较多地选择短期债务。盈利能力回归系数在a1、a2两个模型中在1%的水平上显著为负，而在b1、b2两个模型中在5%水平上显著为负，这表明公司的盈利能力越强，留存收益就越多，可支配的资金越多时对外部融资的依赖越少，资产负债率越小；即使选择负债融资，终极控制人也愿意选择长期债务而非短期债务。非负债税盾的回归系数在a1、a2、b2三个模型中都在1%水平上显著为负。即非负债税盾越多，公司通过负债融资的动机就越弱。资产担保能力回归系数在a1、a2两个模型中在1%水平上显著为正，这说明企业的资产担保能力越强，越偏向于债务融资，部分原因在于股权融资的要求高、成本大、程序复杂、时间缓慢[7]。而控制变量中的资产担保能力回归系数在b1、b2两个模型中在1%水平上显著为负，资产担保能力更强的企业更能获得长期负债而非短期负债来获得更大的资金支持。成长能力回归系数在四个模型中都为0，即其对资本结构没有直接的影响。

四、结论

本文通过对沪深两市A股2010-2012年连续3年共3059个上市公司为研究对象，实证检验了终极控制股东对资本结构决策的影响，通过对实证结果的分析，得出如下几项结论：

1.中国上市公司普遍存在终极控制权现象，终极控制人在影响资本结构决策时主要考虑股权的非稀释效应，而非破产效应和自由现金流效应。为了防止因股权融资而导致的控制权被稀释，控制地位被动摇，终极控制人更愿意选择负债来获取控制权私利。由于我国还未建立起完善的上市公司破产机制，加之各地政府和金融机构对“壳资源”的保护，可以说终极控制人几乎不需要面临破产风险，因此最大限度的通过负债来攫取上市公司资源更易于操作[8]。

2.本文还验证了不同性质的终极控制人对资本结构决策的影响。整体来看，终极控制人控制权与现金流权的分离程度越高，越有动机通过债务融资来一步步侵占中小股东的利益。相比非国有性质的终极控制人，以国家为终极控制人的，“掏空”动机不强。

3.本文不仅从整体上考虑终极控制人对资本结构的影响，还从更具体的债务期限结构决策观察其影响：终极控制人更倾向于通过短期负债融资谋取控制权私利；终极控制人的两权分离程度越高，资本结构中就会有较大比重的短期债务[9]；在了终极控制人两权分离的情况下，比起国有终极控制人，非国有终极控制人更有通过短期负债而非长期负债获取控制权私利的动机。

参考文献：

[1]La Porta， Rafael， Florencio Lopez-de-Silanes， Andrei Shleifer and Robert Vishny.Corporate ownership around the world.Journal of Finance. 1998，54，471～517

[2]Julian Du and YiDai. Ultimate Corporate Ownership Structures and Capital Structures： Evidence from the East Asian Economies. Cororate Governance，2005， （13）

[3]向延勋.中国上市公司终极控制权与资本结构关系的实证研究（D）.哈尔滨工业大学，2009：43-45

[4]孙健.终极控制人与资本结构的选择—基于中国上市公司的研究[J].东南大学，2006

[5]刘峰，贺建刚，魏明海.控制权、业绩与利益输送.基于五粮液的案例研究[J].管理世界，2004（8）：108-118

[6]赖建清.《所有权、控制权与公司绩效》.北京大学出版社，2007

[7]曹廷求，孙文祥.股权结构与资本结构：中国上市公司实证分析[J].中国软科学，2004，（1）：32-36.

终极控制权篇6

关键词：终极股东 控制权 现金流权 资本结构

一、引言

中国上市公司普遍存在着控股股东,而且控股股东的持股比例较高,对上市公司有较强的控制力。大量国内外相关研究表明,控股股东利用其对上市公司的控制权掏空上市公司,直接表现为控股股东对上市公司财务决策的决定。资本结构决策又是企业典型的财务决策,其与控股股东的关系已经得到了充分的研究。但是,本文研究终极控制权两权分离是否对企业的资本结构决策产生影响。

二、相关文献评述

近些年,La Porta等学者发现,世界各国很多上市公司受终极股东的控制,终极股东通过金字塔股权结构、交叉持股和一股多票等方式控制上市公司。因此终极股东与其他股东间的利益分歧成为公司治理的主要矛盾,围绕这一矛盾国外学者进行了深入研究。Lins以18个国家1433个公司为样本,发现当终极股东控制权超过现金流权时,公司市场价值下降;Cleassens S和Djankov S等的研究认为,终极股东控制权与现金流权的偏离导致公司成本上升、公司绩效下降;由以上研究可以看出,终极股东与其他股东的利益分歧是目前世界范围内公司治理的主要矛盾。中国学者刘芍佳等率先开始对中国上市公司终极股东控制问题进行研究;苏启林、戴璐、邓建平、李善民、王鹏和谷祺等围绕终极控制产生的控制权与现会流权的偏离对公司价值、股利政策和公司绩效等影响进行广泛研究。这些研究表明,终极股东与其他股东的问题是目前中国公司治理中的核心问题,在民营或家族上市公司中终极股东与其他股东的利益冲突更为严重。因此,本研究选择中国民营上市公司为样本,从控股股东两权分离出发研究公司资本结构的选择问题。

三、理论分析

Berger等认为公司资本结构选择本身存在问题,但当时的问题主要是指经理人员出于自身利益的考虑会选择偏离公司价值最大化的资本结构。而目前,在终极股东控制的分析框架下,问题则是指终极股东对资本结构选择的影响。本研究采用资产负债率衡量资本结构,主要从股权稀释与破产威胁两方面分析终极股东对资本结构选择的影响。

1.控制权、资本结构与股权稀释

为了分析终极股东控制权对资本结构选择的影响,本研究对终极股东的绝对控制权和相对控制权加以区别。绝对控制权与学术界常用的控制权含义相同,用终极股东的投票权衡量;相对控制权的提出主要是考虑受控公司其他大股东对终极股东控制产生的影响,用终极股东制衡度衡量。

在绝对控制权的基础上,本研究提出控制权真空概念,只要终极股东控制权超过有效控制权比例20%,那么无论终极股东实际控制权是2l%还是25%,甚至更大,他们对公司的控制几乎相同,本研究把终极股东控制权与有效控制权之差称为控制权真空。它的存在意味着股权稀释不会或很难改变终极股东的控制地位和控制能力,因此它会导致终极股东采用股权融资方式,股权融资既没有削弱终极股东的控制力,又不会受到债务融资带来的潜在破产风险,也不会影响终极股东对自由现金流的使用。控制权真空的大小显然与终极股东控制权相关,终极股东控制权越高,控制权真空越大,说明终极股东浪费的实际控制权越多,可以采用更多的股权融资,压缩控制权真空,因此认为终极股东控制权与公司资产负债率负相关。

2.现金流权、资本结构与破产威胁

在很多关于终极股东问题的研究中都把现金流权的高低作为衡量终极股东与其他股东利益是否一致的一个关键变量,当终极股东的现金流权较高时终极股东的行为更多地会考虑公司的整体利益。简单的解释是,如果公司经营较差,终极股东获得的利益相应较少;如果公司面临较大的风险,终极股东所承担的风险也较高。资产负债率的高低与公司破产威胁紧密相关,在终极股东控制的框架下,终极股东现金流权越高,承担的破产风险越大,规避破产风险的动机越强,终极股东会倾向选择较低的资产负债率;相反,终极股东现金流权越低,承担的破产风险越小,终极股东会倾向选择较高的资产负债率,因此认为终极股东现金流权与公司资产负债率负相关。

四、结论

终极股东对资本结构的治理效应有主动性反应,影响受控公司资本结构决策,当终极股东控制权比例较高时,倾向于利用其控制力影响受控公司选择股权融资方式,形成较低的资产负债率;当终极股东现金流权较低时,终极股东会影响受控公司选择较高的资产负债率。

参考文献:

[1]La Porta Rafael,Flowrencio Lopez-de-Silanes,Andrei Shleifer.Corporate Ownership around the World[J].Journal of Finance,1999,54(2):471-517.

[2]Lins K V.Equity Ownership and Firm Value in Emerging Markets[J].Journal of Financial and Quantitative Analysis,2002,38(1):159-184.

[3] Cleassens S,Djankov S,J P H Fan,L H P Lang.Disentangling the incentive and Entrenchment Effects of Large Shareholding[J].The Journal of Finance,2002,57(6):2741-2771.

[4]刘芍佳,孙霈,刘乃全.终极产权论、股权结构及公司续效[J].经济研究,2003,(4):5l一62.

终极控制权篇7

关键词：终极控制人 控制权 信贷规模

引言

除了美英等少数国家，世界上大多数公司的所有权与控制权主要集中在一个或少数几个股东手中，表现为绝对控股或相对控股（LLS，1999）。在金字塔的股权结构下，终极控制人能以高于所有权比例的控制权来有效控制公司。这种控制权与所有权不对等的权利真空，是终极控制人的灰色权利空间。信贷机构是终极控制人侵占行为的监督方之一，将全面考虑上市公司的股权结构。终极控制人是否存在利用灰色权利空间以攫取私利，将会反映在银行信贷的利率和规模上。

故本文以信息不对称为理论框架，以一个全新的视角——上市公司获得信贷机构的信贷规模，来描述终极控制人对公司价值的影响路径。

理论分析与假设形成

终极产权论的相关研究表明，股权集中和相对集中是大多数国家公司中的一个普遍现象——大股东的控制权与所有权的偏离在世界范围内广泛存在（La port et al，1999）。终极控制人的“侵占效应”和“激励效应”并存（Claessens，2002）。

企业融资理论的研究是以信息不对称和企业的成本为前提假设的。Bernanke、Gertler（1989）提出，问题会使外部融资成本高于内部融资成本。终极控制人可以通过上市公司负债融资来达到自身目的，进而影响公司价值。而资金供给者，则通过提高利率来作为风险溢价补偿，或减少信贷规模来避免更大的风险。

在我国资本市场中，机构投资者、债权人（如银行、保险公司）等才是上市公司终极控制人侵占行为的监督方。Chen Lin 等（2010）对全球22个国家3468家公司进行调查，研究发现终极控制人两权分离度越高的公司，其负债融资成本显著高于其他公司。当信贷机构发现债务人公司的终极控制人可能利用两权分离的灰色权利侵占上市公司资源时，信贷机构往往会通过提高减少信贷规模、提前收贷，提高利率等方式规避自身风险。因此终极控制人是否存在侵占行为而影响公司价值，可以部分反映在上市公司的信贷规模中。

假设1：我国上市公司信贷规模与终极控制人的控制权负相关，与两权分离度负相关。

本文将终极控制人划分为中央国有、地方国有和民营三类，以观察不同性质的终极控制人与其所在上市公司的信贷规模的关系。在以国有银行为主体中国特色金融体制下，民营上市公司融资约束普遍高于国有上市公司。1994 年银行商业化改革以来，国有商业银行受到中央政府的干预越来越少，他们所受到的干预主要来自地方政府（林毅夫、李志 ，2004）。王鲁平等（2011）指出，由于中央政府可以控制的资源比较多（如财政政策、货币政策），所以通过干预央企来实现政府目标的动机比较弱。而到省市一级政府，政府财力越弱，其通过干预实现政府利益的动机越强。因此，信贷机构面对不同程度的信息不对称，对不同性质的上市公司所提供的贷款规模也将不同。

假设2：中央国有上市公司的信贷规模与终极控制人的控制权负相关，与控制权和现金流权分离度负相关。

假设3：地方国有上市公司的信贷规模与终极控制人的控制权负相关，与两权分离度正相关。

假设4：民营上市公司的信贷规模与终极控制人的控制权负相关，与两权分离度负相关。

研究设计

（一）模型及变量

为检验以上假设，本文构建如下计量模型：

（1）

（2）

本文采用了LLSV 研究的范式，根据Claessens、Djankov and Lang（2000）的计算终极控制人控制权和分离度的方法，得到本文自变量。由于上市公司公布数据有限，我们选取反映信贷能力的信贷规模作为因变量。该指标剔除了负债中的长期债券、长期应付款等，充分反映了当前以间接融资占绝对比重的融资格局。变量说明见表1。

（二）样本选择

本文选择2006-2008年具有金字塔结构的A股上市公司作为研究样本。在剔除金融行业、缺失数据和ST公司后，共1196个观察值。本文所有数据都来自于CSMAR数据库。

本文选取货币政策相对稳定的区间（2006-2008年）作为样本区间，最大程度上保障数据的稳定性，检验上市公司终极控制人的控制权和所有权分离与其信贷规模的关系。

实证结果与分析

（一）描述性统计

从金字塔结构上市公司两权分离的描述性统计（见表2）来看，民营上市公司两权分离比例远高于国有上市公司，其股权安排更倾向于将控制权和所有权分离。国有上市公司的股权结构很大程度是受国企改制的影响，国有上市公司相比民营上市公司较少采用控制权与现金流权分离的股权结构。而民营上市公司的终极控制人最终受益主体明确，在选择股权结构上有很大的自主性，从而可以采取复杂的隐蔽手段分离控制权与所有权，终极控制人谋取控制权私有收益的可能性高于国有上市公司。

（二）多因素分析

为进一步考察，本文利用回归分析检验以上的研究假设。经hausman检验，本文样本可选用固定效应模型，利用虚拟变量最小二乘法（LSDV） 进行估计。表3为本文模型1、模型2的实证结果。

本文首先对样本总体进行检验。方程（1）对模型1的回归结果表明，在1%的显著性水平上，控制权和信贷规模呈显著负相关关系。方程（2）终极控制人的两权分离度的回归系数为负，表明在5% 的显著性水平上， 两权分离程度和信贷规模呈显著负相关关系。这说明终极控制人的控制权越大，两权分离度越高，其对上市公司的信贷能力的负面影响越大。这与我们的假设1一致。实证研究的结果表明信贷规模与两权分离度在5%的显著水平上负相关，即终极控制人的两权分离度越大，信贷规模越小。实证结果支持中央国有上市公司的信贷规模与终极控制人的与控制权和所有权分离度负相关的假设。

从地方国有上市公司的回归结果来看（如表3（5）、（6）所示），地方国有上市公司的信贷规模与控制权在1%显著水平上呈负相关关系，与两权分离度不存在显著关系。地方国有上市公司的终极控制人两权分离度越大，作为资金提供方的商业银行应该越“惜贷”。但由于我国地方国有上市公所受中央管制相对较少，且目标函数具有地方发展目标性。银行在当地政府的压力下，存在政策导向放贷的可能性。地方政府的潜在支持稀释了两权分离度的影响。

民营上市公司的信贷规模与控制权在10%显著水平上为负相关关系，与两权分离度在5%水平上呈负相关。说明民营上市公司终极控制人持股比例越高，两权分离度越大，信贷能力越小。这进一步验证了本文的假设4。本文的结果在一定程度上支持了众多学者关于终极控制人两权分离降低了公司价值的研究结果。且银行等信贷机构对民营上市公司的信贷行为不受行政影响，对其信用审查更为独立、严格。由于终极控制人两权分离存在侵害效应，加之信用等级相比国有企业较低，民营上市公司获得信贷的难度更大。因此，从根本上降低民营上市公司的负债融资难度，应该更多的从改善公司治理入手。

稳健性分析

本文对上述研究结果进行稳健性分析。被解释变量用短期借款与资产总值的比来衡量。主要研究结论与假设基本保持稳定，没有实质性改变。

结论

本文以2006-2008年具有金字塔股权结构的上市公司为样本，对其终极控制人、两权分离和信贷规模关系进行研究。实证结果发现，我国A股上市公司的信贷能力受其终极控制人行为的影响。不同性质的终极控制人在一定程度上影响了上市公司的外部融资能力。在信息不对称下，终极控制人的侵占行为最终形成了其所在上市公司信贷的风险溢价，这将降低上市公司的信贷能力。信贷能力下降最终影响上市公司价值，也会抑制终极控制人的侵占行为。在我国治理机制缺乏或运行不利的转型经济制度背景下，研究发现有助于约束终极控制股东攫取行为机制的建立。

本文的研究结果以终极控制权的持股比例作为控制权的衡量标准，忽略了其余股份的持股差异。且由于数据收集困难，我们无法使用借款利率作为被解释变量来研究本问题。因此，本文研究具有一定的局限性，随着我国资本市场的完善，仍需对终极控制与债务融资的关系进一步深入研究。

参考文献：

1.La Porta， R.， F.Lopez de Silanes， A. Shl eifer， and Vishny， R. ，1997， " Legal Determinants of External Finance"， Journal of Finance ， 52

2.Claessens， S （Claessens， S）； Djankov， S （Djankov， S）； Lang， LHP （Lang， LHP），2000，The separation of ownership and control in East Asian Corporations，Journal of Financial Economics，58

3.Bernanke， B. and M. Gertler 1989， "Agency Cost， Net Wrorth， and Business Fluctuations"， American Economic Review，79

4.Lin， C.， Lin， P.， Song， F.， 2010. Property rights protection and corporate R&D： evidence from China. Journal of Development Economics 93

5.林毅夫，李志 .政策性负担、道德风险与预算软约束[J].经济研究， 2004（2）

终极控制权篇8

关键词：金字塔结构；关联交易；两权分离度；企业绩效

中图分类号：F830.9 文献标识码：A

一、引言

La Porta、Shleifer等诸多学者研究发现世界各地大多数的企业都采用由终极控股股东控制的结构[1-2]。这种由家族或个人来控制的企业形态多为家族企业集团（family business groups），且集团内的企业大多构成金字塔结构。金字塔控制结构是由终极控制人通过控制公司A，同时公司A再控制集团内公司B，以此类推，以一系列的所有权关系链条达到“一控多”的集团体系结构。传统的公司治理理论多采用股东直接持股比例来衡量所有权结构，并不区分控制权与现金流权二者的差异性。然而，在股权集中型的公司中，控制人通过构建金字塔控制结构、交叉持股和发行双重投票权等方式，使现金流权和控制权发生分离现象，既控制人通过较少的现金流投入获得较多的控制权，偏离了“一股一票”的原则。当公司所有权结构属于集中型时，控制性股东在公司居于控制地位且能够有效控制公司，问题由股东与经营管理者之间的利益冲突转向控制性股东与与其他社会中小投资者之间的利益冲突（Shleifer and Vishny，1997）[2]。

普遍存在于中国上市公司的金字塔结构是终极控股股东对上市公司进行控制最为常用的方式，中国公司治理的核心问题也存在于终极控制人和中小投资者之间的利益冲突问题。大量研究发现控股股东会通过关联交易方式来侵占中小股东利益，这一现象在新兴市场尤其是那些对投资者法律保护较弱的地方显得尤为明显。Jian和Wong（2004）研究发现我国现行的经济制度、法制体系、企业结构等环境因素更容易导致关联交易的发生[3]。余明桂、夏新平等人（2004）通过实证研究表明控股股东借助关联交易转移公司资源达到侵占小股东利益的目的[4]。尽管关联交易某种程度上节约了公司间交易成本，进而降低交易费用最终提高了企业的运营效率（Coase，1937）[5]。

关联交易是一把双刃剑，大多数非公平的关联交易对上市公司经营业绩造成极大损害，同时对资本市场正常运作和投资者投资信心带来严重打击。相比成熟市场，我国上市公司关联交易的频率和规模更大，这可能与我国上市公司所有权高度集中、股权分置、国有股主导等结构性因素有关。因此，如何看待中国资本市场上的终极控股股东进行的关联交易，本研究将从这一视角出发，探索金字塔结构下家族企业中关联交易情况以及对企业绩效产生的影响，从而对中国上市公司的公司治理改革实践提出相关建议。

二、理论分析与研究假设

关联交易本身是一种上市公司的正常经营行为，但是在中国监管法律不健全的现实背景下，处于金字塔顶层的终极控制人往往会通过一些显失公平的关联交易行为来转移和掏空上

市公司资源，从而获取控制权私有收益，进而降低了公司绩效。以下本文将从金字塔结构下控制权和现金流权的偏离、金字塔控制结构与关联交易行为、关联交易对公司绩效的关系等三个方面对现有的研究成果进行简要回顾。

（一）金字塔结构下控制权和现金流权的偏离

金字塔结构是终极控制人对上市公司实施控制的主要方式。分离型金字塔控制结构使控制人控制权超过现金流所有权，即能以较少的资金取得较多的控制权，而这两种权力的分离导致终极控制人利用其控制权牺牲其他社会社会中小投资者的利益从而最大化自身的利益（Bebchuk et al.，1999）[6]。终极控制人对中小投资者的掠夺往往是通过金字塔控制结构实现的。控制权与现金流权的分离指终极控制人对上市公司重大决策的投票权超过其对其公司净资产所有权投资的部分。

现代公司产权理论认为剩余索取权来自对公司的所有权，即将公司经营成果支付给债权人后剩余利益的索取权，也就是现金流权。完善的公司产权安排强调剩余索取权和剩余控制权的配比，然而在中国资本市场的实践中，中小股东通常依其所有权享有剩余受益权，即现金流权；终极控制人不仅享有其现金流权，同时还享受公司资源的控制权，表现为中小股东被动转让的控制权。因此，在终极控制人存在的条件下容易产生剩余索取权和剩余控制权相分离的状况。

本研究基于终极控制人的角度来考察上市公司的控制权和现金流权。控制权表现为终极控制人利用其持股比例对公司重大决策事项的表决权，其中包括直接控股和间接所拥有的控制权。现金流权则指终极控制人按其实际投入公司的资本占总资本的比例所享有的剩余收益权利，即来自股东实际投入资本取得的股份。所谓控制权与现金流权的偏离是指终极控制人对重大决策或事项的投票权超过其对被控制公司净资产所有权的部分，通常用控制权与现金流权之差或现金流权与控制权之比表示。如图1所示，刘永好家族采用金字塔股权结构控股民生银行。刘永好家族通过新希望集团共持有民生银行10.18%的控制权，而现金流权为7.78%，控制权与现金流权分离的差额为2.4%。

（二）金字塔控制结构与关联交易行为

金字塔结构下终极控股股东可以对企业的重大经营项目和交易作出最终决策，即控股股东同时可以对公司的关联交易进行最后决议。La Porta.et al（1999、2002）研究发现，控股股东构建金字塔结构进行关联交易侵占其他股东利益的同时也会损害整个上市公司的利益[1，7]。金字塔控制结构使得终极控制人控制权和现金流权发生分离，终极控制人只承担低于其控制权的现金流成本，两权分离程度越大，产生的成本越大，由此现金流所有权和控制权的的分离会降低公司价值（Bebchuk，Lucian Arye，1999）[6]。

国内学者余明桂和夏新平（2004）对1999-2001年中国上市公司关联交易实证结果发现，控股股东持股比例与控股股东在董事会中的席位比例越高，关联交易规模越大，即巩固股东确实能通过关联交易转移公司资源，进而侵占小股股东利益[4]。陈晓和王琨（2005）的研究也发现上市公司关联交易规模与第一大股东的持股比例显著正相关。识别与控股股东获取控制权私有收益有关的关联交易能得到更加可靠的研究结论[8]。王力军（2006）通过对中国资本市场2002-2004年间329家民营上市公司的样本进行实证研究金字塔控制结果、关联交易与公司价值三者之间的关系，结果表明民营上市公司构建的金字塔控制不利于公司价值；同时也发现民营上市公司终极控制人主要通过关联方资金占用、关联方担保和与关联方的商品购销活动来达到侵占小股东的目的[9]。佟岩和王化成（2007）把所有直接涉及控股股东利益的关联交易作为研究对象，并以控股股东持股比例50%为划分标准，研究发现无论是持股低于50%还是超过50%时，上市公司发生关联交易的概率都与其持股比例有显著正相关关系。同时发现，当控股股东持股低于50%时，控股股东主要通过关联交易追求控制权私人收益；而当控股股东持股超过50%时，控股股东偏好通过关联交易获取控制权共享收益[10]。而刘建民和刘星（2007）通过划分 “利益输送（ROE≥6%）”和“利益侵占（ROE

中国法律规定上市公司不允许发行“一股多票”的股份，因此股票在中国全是“一股一票”形式。并且，中国的上市公司控股股东大多通过构建金字塔达到分离控制权和现金流权的目的。股东的控制权大小即代表股东的投票权大小，因此，可推出控股股东的持股比例越大，意味着其投票权越大，相应的对该上市公司各方面的控制能力也越强，进而导致上市公司的关联交易将受到控股股东较大的控制。基于上述讨论可提出假设：

假设1：相对于金字塔结构下现金流权和控制权不分离的公司，现金流权与控制权分离的公司，控股股东更倾向于进行关联交易。

假设2 ：金字塔结构下上市公司终极控制人控制权比例越高，关联交易规模相对越大。

假设3 ：金字塔结构下上市公司终极控制人现金流权比例越高，关联交易规模相对越小。

假设4 ：金字塔结构下上市公司两权分离度越高，关联交易规模越大。

（三）关联交易对公司绩效的关系

目前，关联交易已经成为我国上市公司非常普遍的经济行为（陈晓、王琨， 2005）[13]。企业控股股东往往在投资者法律保护不健全、公司治理环境较差的市场环境下，在母公司与子公司之间转移利润或掩盖亏损，并通过与控股股东控制的子公司进行频繁高额关联交易以获取控制权私有收益，进而损害了公司价值。与非金字塔控制结构相比，终极控制人构建分离型金字塔结构会产生更高的成本，特别是在治理机制不完善的情况下，进一步加剧终极控制人与中小股东之间的问题，进而降低公司价值。

Gordon、Henry和Palia（2004）将2000-2001两年间112家美国上市公司做为研究对象，发现上市公司经行业调整后的市场回报率与关联交易的次数和金额都显著负相关[14]。基于中国仅发行A股的875家非金融类上市公司1999年的关联担保数据，Berkman，Cole和Fu（2009）研究发现，有关联交易担保行为的上市公司具有明显较低的每股收益、ROA和Tobin′s Q[15]。国内研究学者郭思永（2008）、李姝、叶陈刚等（2009）、刘白兰等（2009）等相关研究结果也表明，上市公司的关联交易行为的确显著降低了公司的经营绩效、市场回报和市场价值[16-18]。朱至文、马浩（2009）经过实证研究发现关联交易行为在中国局统一明显的负价值效应，同时显著降低企业价值，从而进一步验证了关联交易的“掏空”假设。控股股东通过非公允关联交易必然会对上市公司的经营活动造成负面影响，使上市公司逐渐失去生存独立性，同时造成资源的低效配置，最终降低了上市公司的绩效。因此，提出假设5：

假设5：两权分离的金字塔结构下上市公司关联交易规模越大，公司绩效越低。

根据以上论述可知，上市公司控股股东构建分离型的金字塔结构，获取控制权私有收益是目的，进行关联交易是获取私利的重要方式，导致企业绩效的降低是这些经济活动的结果（见图2）。

三、实证研究设计

（一）终极控制人的界定

终极控制人是以拥有其他公司的多数股权为基础，通过持有其他公司绝对多数或者相对多数表决权的股份，来实现对其实际控制以最大化自身利益的最终股权持有者。本研究追溯终极控制人遵循“最大股东的最大股东”原则，同时参照La Porta， et al.（1999）[1]、王鹏和周黎安（2006）[19]、毛世平（2009）[20]等学者的研究，最终采用20%作为临界值来确认终极控制人。首先，根据上市公司财务报表中公布的实际控制人链条图逐层追溯，若第一层存在一个或一个以上的终极控制人，则向上一层追溯直接控制股东的控制人，直至追溯到实际控制人图的最顶层为止。

（二）样本选择和数据来源

本文研究样本取自中国A股2007-2010年上市民营企业的面板数据，样本的筛选过程为：（1）根据CSMAR数据库中实际控制人性质选择实际控制人为民营企业和自然人的上市公司；（2）将终极控制权低于20%的样本删掉；（3）由于本研究对象为两权分离的民营上市公司样本，需剔除大样本中终极控制权和现金流权未发生分离的样本；（4）剔除两年内被ST的公司；（5）由于金融业上市公司在企业性质及会计准则上的特殊性，因此将它们从样本中剔除；（6）剔除样本中控制权和现金流权不全的样本；（7）剔除样本中关联交易数据存在异常的样本。最后得到1 239个“公司-年度”数据。

本文采用的上市公司终极控制人数据来自CSMAR数据库，其他财务数据来自于CSMAR数据库、RESSET数据库和巨潮咨询网站。

（三）变量设计

1.公司绩效衡量指标。不同的学者采用不同的方法：王鹏和周黎安（2006）分别采用三种方法计算的托宾Q来衡量公司价值[19]；谢军（2006）采用市净率来衡量被控制公司的绩效水平[21]。由于我国股票市场上非流通股、法人股和限制流通股的流通问题、定价问题不明确，另外我国股票市场不够成熟，定价体制没有完善的建立，因此，选用上述指标没有从根本上反映问题的本质。基于本文的理论分析，本文参照武立东等（2007）的做法选用每股收益（EPS）来衡量上市公司绩效[22]，同若上市公司终极控制人关联交易行为对每股收益显著负相关，即可验证关联交易行为损害了公司绩效。

2.其他变量。为了分析金字塔结构下终极股东的两权分离与企业绩效的关系，本文控制了已被证实的对每股收益和关联交易产生影响的变量。其中包括：营业收入规模（SIZE）、资产负债率（LEVE）、营业收入增长率（GROW）、总资产增长率（GRTH）、股权制衡度（SHRS）、年度变量（YEAR）。其中，YEAR年度虚拟变量。

（四）回归模型

为检验本研究提出的四个假设，本文构建以下面板数据计量模型：

计量模型（1）体现了终极控制人的控制权和现金流权对关联交易的影响，可用来验证假设2和假设3。若假设2成立，则关联交易水平和控制权应为显著正相关；若假设3成立，则关联交易水平和现金流权应为显著负相关。

计量模型（2）体现了终极控制人采用的两权分离控制结构对关联交易的影响，可用来验证假设4。若假设4成立，则关联交易水平和两权分离度呈显著正相关关系。

计量模型（3）体现了上市公司在受终极控制人控制下的关联交易对公司绩效的影响，若假设5成立，即终极控制人的关联交易侵害了中小股东的收益，关联交易水平和每股收益以及净资产收益率应为显著负相关。

四、实证分析

（一）描述性统计

为了更加精确的分析金字塔结构下终极股东采用两权分离的控制结构与关联交易行为的关系，本文描述性统计选择终极控制人采用两权分离的控制结构样本企业和非分离的样本企业数据，为此选择民营上市公司控制权和现金流权没有发生偏离的615个“年度-样本”数据作为对比样本，具体的描述性统计见表2。

从样本的描述性统计可以看出，分离型的控制权均值为39.81%，非分离的控制权均值为40.01%，而分离型的现金流权均值仅为26.60%，终极控制人运用两权分离的控制结构能够以较少的现金流权获取更多的控制权。分离型的样本企业关联交易水平均值为21.32，远高于非分离型样本的8.451，金字塔结构下分离型的终极控股股东更愿意采用更多的关联交易。分离样本企业每股收益均值为0.377元，低于非分离型的0.539元，即分离型的中小股东收益水平低于非分离型的。这些数据表明，分离型的控制权和现金流权分离现象严重，而且其关联交易水平较高，每股收益水平较低。所以，本文推测终极控制人的关联交易行为侵害了中小股东收益，进而损害了公司绩效，而且这种特殊的分离型控制结构体系在一定程度上利于关联交易的实施。从分年统计的关联交易中可以看到，从2007到2009这三年期间，关联交易水平逐年增加，均值不断变大。而2010年关联交易水平明显降低，这可能是由于国家对于关联交易出台一系列法律政策进行控制的结果，如国税发〔2009〕2号出台的关于关联交易申报的相关办法等。但是，为什么终极控制人普遍会选择两权分离的形式来控制上市公司，而且从描述性统计中可以看出，两权分离的上市公司关联交易水平明显高于未分离的上市公司，分离型的关联交易水平均值为21.32，远远高于非分离的关联交易均值水平8.451。因此，可以合理推断控制权和现金流权的分离能够显著提高关联交易水平。间接证明假设1，对于控制权和现金流权不分离的公司，两权分离的公司，控股股东更倾向于进行关联交易。

（二）回归分析

本文首先运用回归分析验证终极股东构建的两权分离结构对其关联交易行为的影响，即检验了终极股东控制权和现金流权对关联交易的影响。

第一，控制权、现金流权对关联交易影响分析。

1.相关性检验。终极控制人的控制权、现金流权和两权分离度对关联交易影响分析的各变量Pearson相关系数如表3所示，表中的现金流权在5%水平上与关联交易水平显著正相关，两权分离度在1%水平上与关联交易水平显著正相关，初步验证了假设2和假设4。控制权和关联交易水平之间的关系不显著，由于没有控制其他变量的影响，因此需要采用多元回归作进一步研究。

2.多元回归分析。表4是计量模型（1）终极控制人的控制权和现金流权对关联交易的回归结果。模型的调整R2为0.253，说明模型满足经济意义上的较好的拟合度要求，此外，模型中的t值绝对值均大于2，说明模型中的各变量具有较好的预测效果。从表4中可以看出控制权和关联交易水平在1%水平上显著正相关，假设2得到验证，说明终极控制人的控制权在一定程度上促进关联交易发生。现金流权和关联交易水平在5%水平上显著负相关，假设3得到验证。表5是模型（2）的实证结果，检验了控制权和现金流权的偏离对终极控制人控制的上市公司关联交易的影响。从表5中可以看出两权分离度和关联交易水平在5%水平上显著正相关，说明控制权和现金流权的分离程度和关联交易水平显著正相关，控制权和现金流权的偏离程度越大，关联交易水平越高，假设4得到验证。

第二，关联交易对企业绩效影响验证。

1.相关性检验。关联交易与企业绩效各变量Pearson相关系数如表6所示，关联交易水平和每股收益在0.01的水平上显著负相关，初步验证了假设5。另外其他控制变量，企业营业收入规模越大，其每股收益通常越大，股权制衡度越高每股收益越高，资产负债率越高，每股收益越低。资产负债率与每股收益显著负相关，与孙健（2008）[23]等的观点相同，即终极控制人将负债作为可控制资源，并且在两权分离情况下终极控制人更倾向于用负债获取更多可控资源，从而获取控制权私有收益。另外，模型（3）中除解释变量和被解释变量之间，其他变量之间的相关系数均小于0.3，呈现出弱相关关系，因此模型中各变量之间不存在多重共线性问题。

2.多元回归分析。变量间的相关性检验没有控制其他变量对每股收益的影响，结果可能存在一定的误差，需要用多元回归作进一步的检验。表7是关联交易对每股收益影响的多元回归结果。另外，模型的调整R2值为0.273，说明模型有较好的拟合度。

从表7中可以看出关联交易和每股收益在1%水平上显著负相关，假设5得到验证，说明采用两权分离结构控制的上市公司终极控制人的关联交易行为侵害了公司的收益水平，关联交易是终极控制人进行利益侵占的主要表现形式。

五、结论

本研究从我国民营上市企业的终极控制人角度出发，研究终极控制人普遍采用两权分离的控制结构下的关联交易对公司绩效的影响，得出以下结论：（1）我国民营上市公司普遍采用两权分离的控制结构，其中两权分离的企业达到66.83%，分离型的企业关联交易明显高于非分离的企业，同时非分离企业的每股收益明显高于分离型企业；（2）从上市民营企业的控制权和现金流权角度，根据数据进行实证得到，终极控制人控制权比例与关联交易规模正相关，而终极控制人现金流权比例与关联交易规模负相关，并且随着两权分离程度的增加，关联交易规模将增加；（3）从关联交易与企业绩效角度，本文通过实证验证得到，两权分离下上市公司关联交易规模越大，公司绩效越低。另外，本文还发现股权制衡度对缓解终极控制人运用关联交易手段进行利益攫取具有重要作用，股权制衡度越高，越不利于终极控制人实施关联交易行为，因此，民营上市公司治理过程中应该多引入更多的制衡性股东，通过股东之间的制衡来保护公司整体的利益。

参考文献：

[1] La Porta， Rafael， Florencio Lopez-de-Silanes， and Andrei Shleifer. Corporate Ownership around the world[J].Journal of Finance， 1999，54（2）：471-517.

[2] Shleifer A， Vishny R. A Survery of Corporate Governance[J].Journal of Finance， 1997，52（2）：737-783.

[3] Jian， M.， T. J. Wong. Earnings management and tunneling through related party transactions：evidence from Chinese corporate groups. SSRN Working Paper，2004.

[4] 余明桂，夏新平. 控股股东、问题与关联交易：对中国上市公司的实证研究[J].南开管理评论， 2004，7（6）：33-38.

[5] Coase，R.H. The firm， the Market and the Law[M].Chicago：University of Chicago Press，1937.

[6] Bebchuk，Lucian Arye，”A Rent-protection Throry of Corporate Ownership and Control”， national bureau of economic research （NBER） working paper No.7203，1999.

[7] La Porta R， Lopez-de-Silanes F， Shleifer A et al. Investor Protection and corporate valuation[J].Journal of Finance， 2002（57）：1147-1170.

[8] 陈晓，王琨. 关联交易、公司治理与国有股改革—来自我国资本市场的实证证据[J]. 经济研究， 2005（4）：77-86.

[9] 王力军. 金字塔控制、关联交易与公司价值——基于我国民营上市公司的实证研究[J]. 证券市场导报， 2006（2）：18-24.

[10]佟岩，王化成.关联交易、控制权收益与盈余质量[J]. 会计研究， 2007（4）：75-82.

[11]刘建民，刘星.关联交易与公司内部治理机制实证研究——来自沪深股市的经验证据[J]. 中国软科学， 2007（1）：79-89.

[12]李增泉，孙铮，王志伟.“掏空”与所有权安排——来自我国上市公司大股东资金占用的经验证据[J].会计研究，2004（12）：3-13.

[13]陈晓，王琨. 关联交易、公司治理与国有股改革——来自我国资本市场的实证证据[J]. 经济研究， 2005（4）：77-86.

[14]Gordon， E. A. Henry， E. and Palia， Darius. Related Party Transactions：Associations with Corporate Governance and Firm Value[R].Working Paper， 2004.

[15]Berkman，H. Cole， R. A. and Fu，L. J. Expropriation through Loan Guarantees to Related Parties：Evidence from China[J]. Journal of Banking & Finance， 2009，33：141-156.

[16]郭思永. 关联交易、公司治理与企业绩效[J]. 山西财经大学学报， 2008，30（6）：70-76.

[17]李姝， 叶陈刚， 翟睿. 重大资产收购关联交易中的大股东“掏空”行为研究[J]. 管理学报， 2009， 6（4）：513-519.

[18]刘白兰，邹建华.关联交易、冲突与中小投资者保护[J]. 证券市场导报， 2009， 6：55-63.

[19]王鹏，周黎安.控股股东的控制权、所有权与公司绩效——基于中国上市公司的证据[J]. 金融研究，2006（2）：88-98.

[20]毛世平. 金字塔控制结构与股权制衡效应——基于中国上市公司的实证研究[J]. 管理世界， 2009（1）：140-151.

[21]谢军.第一大股东、股权集中度和公司绩效[J].经济评论，2006（1）：70-75.

[22]武立东，张云，何力武. 民营上市公司集团治理与终极控制人侵占效应分析[J]. 南开管理评论，2007（4）：58-66.

[23]孙健. 终级控制权与资本结构的选择[J].管理科学，2008，21（2）：18-25.

Pyramidal Structure， Related Party Transaction and Corporate Performance

ZHOU Ying，LI Li

（Department of Management and Economics， Dalian University of Technology，Dalian 116024，China）

终极控制权篇9

关键词：金字塔控制结构 最终控制权 现金流权

一、引言

La Porta et al.（1999）通过追溯上市公司的最终所有权，发现世界上大多数上市公司都存在一个终极控股股东，并且终极控股股东主要通过金字塔控制结构控制目标公司，这种结构的典型特征是最终控制权和现金流权出现分离，并引致隧道行为，这一研究成果开创了公司治理研究的新的分析框架――金字塔控制结构分析框架。终极控股股东通过金字塔控制结构以资产出售、转移定价、现金盘剥等内部交易方式转移资源，谋取控制权的私有收益，侵害金字塔结构底层公司社会公众股东的利益。从本质上讲，隧道行为就是把资产和收益向上输送给金字塔控制结构上层公司，把损失和债务向下转嫁给金字塔控制结构下层公司，损害社会公众股东的利益。

相对于传统的直接所有权理论，金字塔控制结构分析更加公平、全面地揭示企业的真实股权、控股权结构以及终极控股股东侵占社会公众股东利益的问题，更加适宜于研究“系族”企业的公司治理，成为国内外研究“系族”企业或企业集团公司治理问题的普遍范式，尤其是在新兴市场国家和地区（Faccio M.，Lang，2002）。如果相关研究过分依赖国际文献中的概念框架和研究范式，就可能会导致不同研究者的研究结论不同，甚至大相径庭。因此，需要追根溯源，透过现象看本质，从根本上分析问题。笔者认为，中外家族上市公司的金字塔控制结构特征不同，我国家族上市公司控制权和现金流权的分离程度较小。

二、我国家族上市公司金字塔控制结构的界定

大多数企业都存在一个终极控股股东，终极控股股东一般通过金字塔控制结构组成企业集团，控制上市公司（La Porta et al.，1999；Claessens，Djankov and Lang，2000；Almeida and Wolfenzon，2005）。金字塔控制结构的概念，不同研究者基于不同的研究对象和目的采用的界定不同。大多数研究者将其界定为：终极控股股东通过直接控制一家或几家上市公司，后者又控制另一家上市公司，如此类推，位于顶层的终极控股股东与底层的上市公司间形成的一套由多条控制链和多个层级构成的控制结构。标准的终极所有权结构分析框架是以La Porta et al.（1999）为代表的学者构造的，目的是追踪所有者背后的终极所有者。在一个n×m的金字塔控制结构下（n为间接控制链的条数，m为某一控制链条中的层级数），“一股一权”原则中的“股”是指现金流权，它是以股东实际投入目标公司的资本占总投资额所决定的最终所有者享有的分享剩余的权力。“一股一权”的“权”是指控制权，代表了最终所有者对目标公司未来重大决策的实际投票权。十多年来，国内外学术界几乎都遵循了这种研究范式对“系族”企业终极股权结构进行了经验实证研究。

在我国，近几年随着国家政策对民营经济的扶持力度不断增强和资本市场进一步完善，越来越多的家族上市公司有机会通过资本市场融资，许多家族企业通过上市进一步扩大了规模，越来越多的家族上市公司通过公开发行或者买壳上市，已经发展成为我国证券市场上的一个重要板块。家族上市公司独特的治理结构，决定了股东大会、董事会、监事会以及管理层的行为都体现着家族特色，一些治理结构和机制具有显著的优势。优势体现在：家族上市公司的成本和监督成本较小；家族上市公司具有显著的文化资本优势。但是，能够符合La Porta et al.（1999）严格界定的家族上市公司凤毛麟角。所以我国学者在研究过程中放松了对金字塔控制结构的界定，认为只要是终极所有者对上市公司实施间接控制就视同金字塔控制结构，如李增泉等（2008）。随着家族上市公司数量的快速增加，其所有权结构也开始变得复杂，出现了单个家族控制多家上市公司的系族公司。这些系族公司除了包括狭义家族金字塔控制结构以外，还包括通过非上市公司平行地控制多家上市公司的家族上市公司集团。

我国家族上市公司大多由最终控制人间接控制，这种控制结构的形成与我国处于新兴市场和转轨经济转轨双重背景下的特殊制度安排密切相关。控制性家族构建金字塔控制结构的目的主要是为了满足相关法律法规的要求，而不是分离最终控制权和现金流权。对比图1中刘绍喜家族和瑞典瓦伦堡家族的金字塔控制结构，可以看出：前者的中间层是股权集中的非上市公司，后者中间层是上市公司；刘绍喜家族的核心成员直接、分散持有中间层控股公司全部的股权，瓦伦堡家族对中间层核心控股公司的股权主要由家族基金会持有；在瓦伦堡家族金字塔控制结构的每一个环节都使用了双重股票，而双重股票是我国法律所禁止的。图1中的刘绍喜家族的控股结构是我国金字塔控制结构的典型代表。总而言之，中外家族上市公司金字塔控制结构构成上的这些差异导致了最终控制权和现金流权分离形式和程度的不同。

三、我国金字塔结构中最终控制权与现金流权的分离

金字塔控制结构通过分层链条实现了最终控制权和现金流权的分离，这样终极控股股东就以较小的代价获得了对目标公司更多的控制权。国际实证研究表明，金字塔控制结构造成了控制权和现金流权的高度分离，构成东亚新兴市场国家和地区企业的一个重要特征。其中，在所有国家或地区中（日本和新加坡除外），家族控股公司的控制权和现金流权分离程度最大（Claessens，Djankov and Lang，2000）。

由于法律禁止发行双重股票，并且交叉持股现象较少，因此，在我国家族上市公司金字塔控制结构中，中间层控股公司外部中小股东的存在是最终控制权和现金流权分离的唯一来源，中间层持股公司的股东构成又是决定最终控制权和现金流权分离程度的唯一因素。股东的所有权是指其依股权比例分享公司现金流量的权利，股东的控制权指基于所有权的投票权。因此具体计算时以现金流权代替所有权，以投票权代替控制权；最终所有权与最终现金流权、最终控制权与最终投票权在本文中是可以互换的。

家族或泛家族成员普遍在中间层公司持股。我国广义金字塔控制结构的中间层大多数都是非上市公司，股权较为集中，股东人数较少且具有封闭性。对于家族企业，金字塔控制结构一直被认为是在不降低控制权的基础上，解决融资约束的方式之一。在我国金融抑制，同时民营企业受到“歧视性”待遇的环境下，家族企业控制上市公司的最主要的目标就是获取稀缺资金。家族上市公司在股权融资时，外部中小股东主要是由实际大股东的亲戚、亲近的同学、同事和朋友等构成，这些外部股东主要是基于其与控股大股东的私人关系形成的私人信任进行投资决策的，他们与大股东在一种扩大了的家族规则下信守互助。因此，在中间层公司中，家族和泛家族成员持股的现象非常普遍。由于市场化和法制化程度低，控制性家族往往被迫将家族的范围扩大到同乡或同族，形成一种比欧美国家更庞大的家族组织。在这种庞大的家族组织中，控制性家族的整体持股情况要比欧美国家复杂得多。而且，家族成员之间表现“家文化”，有利于协调人际关系和组织活动的顺利进行，家族上市公司中的这种资本文化有助于克服员工间的“搭便车”行为，提高组织运行效率，使家族上市公司的文化资本优势表现得异常显著。

庞大的家族组织导致家族上市公司实际控制人利用家族或泛家族成员持股来增强控制具有普遍性，同时也具有很高的隐蔽性和模糊性。首先，我国家族上市公司的金字塔控制结构中实际控制人与其家族或泛家族成员分别以个人名义持股，并且相应信息披露缺失或不足。其次，我国家族和泛家族成员难以清晰界定，外人一般很难清楚知道控制性家族“自家人”的范围，很难从公开披露信息上发现家族上市公司金字塔控制结构中与实际控制人构成事实上的一致行动人的持股者。高闯、关鑫（2008）基于实际控制人普遍利用血缘连带及其他多重类型的网络连带关系获取或强化控制权的事实，指出La Porta et al.（1999）开创的最终所有权和控制权的计算方法难以深刻揭示我国终极股东的隐蔽性，因而无法系统地定量分析终极股东的所有权和控制权。

四、数据描述性统计

对于控制权与现金流权之间的偏离程度，一般用两种方式来描述。一是绝对偏离程度，用终极控股股东的控制权（VR）减现金流权（CF）来衡量，即VR-CF，差额越大，表明二者之间偏离程度越大；二是相对偏离程度，用最终控制权与现金流权分离系数（即最终控股股东的控制权与现金流权之比）来衡量，VR/CF，比值越大，表明二者之间的偏离程度越大。控制权与现金流权偏离程度越大，说明终极控股股东以较小的代价，获得了目标公司较大的实际控制权。

笔者手工搜集了2008-2012年沪深A股市场中最终控制人为自然人或家族的上市公司，搜集到了2 476家，剔除金融行业和数据不全的公司之后，共搜集到了2 395家样本公司。相关变量的定义和计算方法如下：VR是金字塔控制链条上各环节持股比例的最小值，CF是金字塔控制链条上各环节持股比例的乘积；（VR/CF）是VR和CF的比值；控制层级（Layers）是金字塔控制结构控制链的长度，当控制性家族直接控制上市公司时取1，通过一层中间企业控制取2，依此类推。例如某控制性家族持有M公司80%的股份，M公司持有N公司50%的股份，而N公司持有底层上市公司30%的股份，相关计算如下：

VR=min（80%，50%，30%）=30%，CF=80%×50%×30%=12%，VR/CF=30%÷12%=2.5，Layers=3

利用层级指标分析金字塔控制结构的总体构成。从表1不难看出，在2 395家样本公司中，不足10%的公司是由大股东直接控制的，其余的样本公司（90.4%）处于金字塔控制结构之中。其中，半数以上（51.1%）的样本公司是由控制性家族通过一层中间持股公司间接控制的，有25%的样本公司是通过两层中间持股中介控制的，而控制层级在5以上的样本公司不足5%。这说明我国金字塔控制结构中占主导地位的构成是通过一层持股中介对底层的上市公司进行控制，其次是通过两层或三层持股中介来控制。

利用VR、CF、VR/CF等指标分析不同界定下金字塔控制结构的特征。由表2可知，不同界定下金字塔控制结构的特征显著不同。在2 395家样本公司中，符合广义金字塔控制结构界定的有2 157家，其中：318家被系族家族企业控制；84家符合狭义金字塔控制结构的界定。表2显示，三种不同界定下金字塔控制结构的VR、CF、VR/CF以及Layers的均值都存在较大差异。其中广义和狭义金字塔控制结构的最终控制权与现金流权分离系数相差最大。广义金字塔控制结构下控制性家族平均以21.90%的现金流权获得了34.87%的控制权，而狭义结构下控制性家族平均以11.57%的现金流权获得了28.03%的控制权，相差悬殊。国内学者的现有研究认为控制性家族构建金字塔结构的目的是为了使其最终控制权与现金流权出现显著分离并进行隧道行为，由前述分析可知，这一结论更适用于狭义金字塔控制结构，而在其他两种界定下的适用性不是很显著，需要进一步研究。很多实证研究以La Porta et al.（1999）的方式来计算现金流量权、控制权和两权分离系数，并以两权分离系数作为金字塔结构的主要指标。在我国家族上市公司现金流量权和控制权分离程度较小的情况下，直接应用现金流量权和控制权的分离系数作为变量，是不能全面和客观地反映我国家族上市公司金字塔股权结构特征的。

五、结论与启示

我国家族上市公司具有代表性的最终所有权结构是一种广义金字塔控制结构，其特征与国外文献中狭义金字塔控制结构的特征有很大区别。因此，我们在利用国外文献的研究方法和分析框架来研究我国上市公司等样本时，应该考察其假设前提在我国是否成立，否则就可能会在难以成立的前提假设下运用本土数据得出矛盾甚至错误的结论。我国的金字塔控制结构不符合国外文献中隧道行为的一些前提假定，事实上国内掏空上市公司的现象主要发生在系族家族企业之内，因此监管部门应该分别对待监管对象，分析现阶段我国家族上市公司金字塔控制结构的特征、成因及其经济后果，以期优化配置资源。S

参考文献：

1.程仲鸣，夏新平，余明桂.政府干预、金字塔结构地方国有上市公司投资[J].管理世界，2008，（9）：37-47.

2.高闯，关鑫.社会资本、网络连带与上市公司最终股东控制权――基于社会资本理论的分析框架[J].中国工业经济，2008，（9）：88-97.

3.李增泉，辛显刚，于旭辉.金融发展、债务融资约束与金字塔结构――来自民营企业集团的证据[J].管理世界，2008，（1）：123-135.

4.刘芍佳，孙霈，刘乃全.终极产权论、股权结构与公司绩效[J].经济研究，2003，（4）：51-62.

5.王明琳，周生春.控制性家族、双重三层委托关系与企业价值[J].管理世界，2006，（8）：83-93.

6.叶长兵，郭萍.中国家族上市公司金字塔控股结构特征分析[J].财经论丛，2010，（6）：91-96.

7.甄红线，史永东.终极所有权结构研究――来自中国上市公司的经验证据[J].中国工业经济，2008，（11）：79-85.

终极控制权篇10

关键词：金字塔控股结构；终极控制人；高质量审计需求

中图分类号：F239 文献标识码：A

原标题：终极控制人及其性质对高质量审计需求影响的实证研究

收录日期：2016年11月3日

一、引言

在我国新兴的资本市场中，终级所有权结构已经成为现代公司治理结构的主要特征。La Porta et al（1999）研究表明，公司股权并非由社会公众所广泛持有，而是通过控制链集中于终极控制人手中。位于金字塔顶层的终极控制人出于攫取私利的动机通常会利用其控制权来侵害中小股东及上市公司的利益，由此引起控股股东与中小股东间严峻的冲突。终极控制人对上市公司的财务、经营决策掌握着实质控制权，为了维持其隐蔽的利益输送链，终极控制人势必会对上市公司的审计师选择产生重大影响，进而影响着整个资本市场的审计需求。

审计质量受审计供给与审计需求两方面的共同影响，而审计需求在很大程度上决定着审计供给，因此从审计需求的角度研究终极控制人及其性质的变更对审计质量的影响，对健全公司治理结构、保护中小股东利益、引导上市公司高质量的审计需求、促进资本市场合理有效的资源配置具有重大现实意义。

二、文献综述

目前，有关终极控股结构对审计质量影响的研究，主要从终极控制人性质、控制权比例、现金流权利、控制权与现金流权的偏离程度及金字塔长度等方面开展研究，本文着重就有关终极控制人性质对审计质量影响的文献进行梳理。

陈东等（2009）通过分析我国上市公司的民营化进程，研究发现上市公司的控制权由国有性质转变为非国有性质时，外资终极控制人倾向于选择声誉较好的事务所，集体终极控制人通常会选择小事务所，个人或家族终极控制人倾向于选择小事务所，而终极控制人为中央政府的上市公司在民营化后通常会选择小事务所。Lin et al.（2011）研究发现，相对于国有性质的终极控制人，最终控制人为个人或家族企业的上市公司，存在更严重的对小股东利益进行侵占的现象。终极控制人为了实现其隧道行为会对上市公司的事务所选择进行干预，进而选择较小的事务所。赵宏亮（2015）研究发现，终极控制权性质会显著影响审计师选择。与国有性质的上市公司相比，非国有性质的上市公司更倾向于选择非国际四大，即国有性质的上市公司会有更高的审计需求。

综上可知，当前学术界有关终极控制人对审计需求影响的文献尚未形成统一结论。本文在现有研究的基础上，立足于我国资本市场的发展现状，将国有性质的上市公司进行细分，更深层次地探究终极控制人性质对高质量审计需求的影响机制。

三、理论分析与研究假设

中国证监会于2002年颁布的《上市公司治理准则》明确规定，上市公司的审计师选择权归股东所有。雷光勇、李淑君（2005）等大量学者均研究发现，在我国的审计实践中，普遍存在着内部高管掌控外部审计师聘任权的现象。此外，我国大部分上市公司由国有企业改制而成，金字塔控股结构在上市公司中普遍存在，位于金字塔顶端的终极控制人凌驾于企业的股东大会、董事会及管理层之上，对事务所的聘任拥有最终决策权。因此，上市公司的控制权转移及高管变更都会引起上市公司审计师选择的变化。基于以上分析，本文提出假设H1a：终极控制人变更会引起上市公司审计需求的变化。

终极控制人作为企业经营管理及财务决策的实质控制者引导着企业的资源配置。终极控制人性质的变更会引起上市公司的组织结构或治理结构产生新的调整，进而使上市公司产生新的审计需求。审计作为一种引导市场资源配置的外部治理机制，终极控制人出于其利益动机及政府约束变化的考虑，会基于现有的审计服务需求变更与原审计师之间的契约。因此，本文提出假设H1b：终极控制人性质变更会引起上市公司审计需求的变更。

终极控制人性质不同的上市公司在利益机制、融资约束、委托方式等方面存在不同的特征，因此上市公司对审计师的选择也具有不同的动机。从利益追求来看，终极控制人为国家的上市公司并非以企业价值最大化为经营目标，国有控股的上市公司更多地受政府干预，因此上市公司会更多地关注社会民生，信息披露也更及时可靠。从融资约束来看，国有控股的上市公司享有资源优先配置权，更容易在资本市场上融资，且更容易获得政府的财政支持。从委托方式来看，国有性质的终极控制人由于其政治身份的特殊性，一般不会直接参与上市公司的经营管理，国有控股股东的缺位，负有行政职能的政府机构受国家的委托成了人。可见，国有控股的上市公司具有较低的审计需求。综上分析，本文提出假设H2：与终极控制人为非国有的上市公司相比，终极控制人为国有的上市公司审计需求较低。

将国有性质的终极控制人进一步细分为中央政府和地方政府两类，相应的公司治理环境也存在很大差别，外部审计需求显著不同。Wang等（2008）研究发现：地方性小型会计师事务所因对当地企业比较了解且与地方政府建立了较好的政企关系，而颇受地方政府最终控股的上市公司青睐；中央政府最终控制的国有上市公司因普遍规模较大、业务较复杂更倾向于聘用全国性大型会计师事务所。因此，本文提出假设H3：相较于地方政府最终控制的上市公司，中央政府最终控制的上市公司具有更高的审计需求。

四、研究设计

（一）数据来源和样本选择。本文选取2013～2015年我国沪深两市金字塔控制结构安排下的A股上市公司为研究样本，且连续3年都在沪深两市挂牌交易，数据来源于CSMAR数据库。在样本筛选过程中剔除了控制权未达到10%的样本，此外，剔除数据缺失或无法获得数据的上市公司，剔除带有ST及PT符号的上市公司，剔除金融保险类的上市公司。最终，获得324家上市公司组成的平衡面板数据样本，有效观测值为1，620个。本文使用SPSS22.0对数据进行处理。

（二）变量设计。根据终极控制人与上市公司高质量审计需求这两个研究对象进行变量设计。

1、被解释变量：审计师变更（Auditor―CH），与上年相比，上市公司审计师发生变更取值为1，否则为0；审计师变更方向（Auditor―TP），与上年相比，上市公司的审计师由“四大”变更为“非四大”，取值为1，否则为0。

2、解释变量：终极控制人变更（UC―CH），与上年相比，终极控制人发生变更，取值为1，否则为0；终极控制人性质变更（UCC―CH），与上年相比，终极控制人性质发生变更，取1值，否则为0；终极控制人性质变更方向（UCC―TP），终极控制人性质由国家控制人变更为非国家控制人时，取1值，否则为0。

3、控制变量：审计费用变化率（R―FEE），上年度审计费用除以当年审计费用；上年度审计意见（Opinion），若上年度审计意见为“非标”审计意见，取1值，否则为0；地域特征（Area），上年度审计师业务覆盖地区与上市公司注册地不在同一城市，取值1，否则为0；高管变更（MN―CH），与上年相比，高管发生变更，取值1，否则为0；股权集中度（TOP1），第一大股东持股比例；控股股东资金侵占程度（Tunneling），应收账款、预付账款及其他应收款项之和与总资产的比值；公司规模（Size），总资产的自然对数；净资产收益率（Roe），净利润与总资产的比值；年度（Year），年度控制哑变量，用以控制2013～2015年数据的年度差异；行业（Industry），行业控制哑变量，以中国证监会2001年版《上市公司行业分类指引》为标准。

（三）模型设计。由于被解释变量是两分类变量，所以本文采用Logistic回归分析方法进行回归分析。

为验证假设H1a，本文建立模型1a：

若回归系数α1显著大于0，则表明最终控制人变更与上市公司的审计师变更显著正相关，即最终控制人变更很可能会引起上市公司的审计需求发生变化。

为验证假设H1b，本文建立模型1b：

若数β1显著大于0，则表明最终控制人性质变更与上市公司的审计师变更显著正相关，即最终控制人性质变更很可能会引起上市公司的审计需求发生变化。

为验证假设H2，本文建立模型2：

若回归系数？酌1显著大于0，则表明最终控制人性质由非国家控制人变更为国家控制人时，会倾向选择低质量的审计师。

在模型2的基础上加入交乘项UCC―TP*Gov构造模型3。若中央政府最终控制的上市公司审计需求高于地方政府控股的上市公司，则系数θ2预计显著为正。

（四）实证结果分析

1、终极控制人及其性质变更与高质量审计需求关系实证结果

（1）描述性统计分析。由表1可知，样本公司中，终极控制人变更的有356个观测值，审计师同时变更的有231个观测值，占终极控制人变更总数的37.92%，表明终极控制人发生变更的观测值中超过1/3的观测值发生了审计师变更，初步验证了假设H1a。（表1）

表2反映了终极控制人性质的变更对审计师变更的影响。由表2可知，样本公司中，终极控制人性质发生变更的有94个观测值，审计师同时发生变更的有43个观测值，占终极控制人性质变更总数的45.74%，表明终极控制人性质发生变更的观测值中将近1/2的观测值发生了审计师变更，初步验证了假设H1b。（表2）

（2）多元回归分析。表3中的Panel A反应了终极控制人变更对审计师变更的影响，终极控制人变更变量（UC―CH）的系数显著为正，进一步验证了终极控制人掌握着上市公司审计师选择的决策权，终极控制人的变更将导致上市公司的审计需求发生变化。Panel B反映了终极控制人性质变更对审计师变更的影响，终极控制人性质变更变量（UCC―CH）的系数显著为正，表明终极控制人的性质是影响上市公司审计需求的重要因素。由此，假设H1a、H1b得到验证。（表3）

为确保实证结果的可靠性，本文进行了多重共线性检验。结果显示：在模型1a与模型1b中，各变量间的容差均接近于1，且两模型的VIF最值远小于10。因此，两个模型中各变量间均不存在多重共线性对Logistic回归结果的影响。

2、终极控制人性质变更方向对高质量审计需求影响实证结果

（1）描述性统计分析。表4是验证终极控制人性质变更方向与高质量审计需求相关性所涉及变量的描述性统计分析。从变量TOP1的均值37.758、标准差18.549可知，我国上市公司的治理结构存在股权高度集中的现象，且各个上市公司之间差异很大；变量Tunneling的均值0.863及标准差0.092，表明我国上市公司控股股东对中小股东的侵占行为相当严重存在严重的大股东掏空行为。（表4）

（2）多元回归分析。表5说明了主要自变量与因变量间的回归结果。Panel A部分反映了终极控制人性质变更对审计师变更的影响，变量UCC―TP的系数显著为正，进一步验证了终极控制人性质由非国有控制人变更为国有控制人时，将导致上市公司的审计师选择由”四大“变更为”非四大“，即变更后的上市公司具有较低的审计需求。Panel B部分将国有性质的终极控制人进一步划分为中央政府控制人和地方政府控制人，变量UCC-TP*Gov的系数显著为正，反映了国家最终控制的上市公司中，中央政府最终控制的上市公司审计需求高于地方政府最终控制的上市公司。由此，假设H2、H3得到验证。（表5）

（五）稳健性检验。为了进一步验证以上实证分析结果的可靠性，本文尝试进行如下稳健性检验。本文进一步将国际“四大”和国内“十大”来衡量高质量审计，并对假设3的实证结果进行稳健性检验。结果表明：主要解释变量UCC―TP、UCC-TP*Gov的系数均分别在5%及1%水平上显著为正，与假设3的实证分析结果一致。

五、研究结论

本文以聘用国际“四大”审计师作为上市公司高质量审计需求的考量，从终极需求的角度探究了审计质量的影响因素。实证结果表明：终极控制人及其性质的变更均会引起上市公司审计师选择的变更；终极控制人的性质由国家控制人变更为非国家控制人时，会倾向于选择低质量的审计师。即终极控制人的国有性质会对审计需求产生负向影响；当终极控制人为国有性质时，与终极控制人为地方政府的上市公司相比，终极控制人为中央政府的上市公司更倾向于选择高质量的审计师。

主要参考文献：

[1]La Porta R，Lopez-De-Silanes F，Shleifer A，et al.Agency problems and dividend policies around the world[J].Journal Of Finance，1999.54.

[2]陈东，陈平，唐建新.实际控制人类型，法律保护与会计师事务所变更――基于国企民营化的经验研究[J].会计研究，2009.11.

[3]Lin，C.，Ma，Y.，Malatesta，P.，Xuan，Y.Ownership structure and the cost of corporate borrowing[J].Journal of Financial Economics，2011.100.1.

[4]赵宏亮.终极控制权与审计师选择[J].会计之友，2015.13.