家族企業(yè)大股東侵占與股權(quán)制衡

摘要：家族企業(yè)中大股東對(duì)小股東的利益侵占是否更為嚴(yán)重？文章以我國(guó)家族類(lèi)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件為研究樣本，量化了大股東對(duì)小股東的利益侵占水平，并分析了相關(guān)影響因素。研究發(fā)現(xiàn)：較非家族企業(yè)而言，家族企業(yè)中的大股東利益侵占問(wèn)題更為嚴(yán)重，而股權(quán)制衡對(duì)抑制大股東侵占能夠起到積極作用。

關(guān)鍵詞：家族類(lèi)上市公司；控制權(quán)私有收益；投資者保護(hù)

一、 引言

隨著家族企業(yè)的迅猛發(fā)展，其在增加稅收、解決就業(yè)等方面的積極作用越來(lái)越突出，同時(shí)，由家族企業(yè)表現(xiàn)出股權(quán)更加集中的特點(diǎn)，相應(yīng)的負(fù)面影響也逐漸特出出來(lái)。現(xiàn)有的研究認(rèn)為，家族股東掠奪中小股東的概率更高（Bebchuk等，1998和Wolfenzon，1999）、程度更深（La Portra，1998；Claessens等人，2000；Yeh等，2001；蘇啟林，2003）。那么，家族企業(yè)中控股東的利益侵占究竟是什么樣的數(shù)量水平呢？有哪些辦法可以抑制控股股東的利益侵占呢？對(duì)這些問(wèn)題的回答，不僅可以督促家族企業(yè)提高公司治理水平和投資者保護(hù)水平，更能夠使家族企業(yè)獲得持續(xù)發(fā)展的基礎(chǔ)，為我國(guó)國(guó)民經(jīng)濟(jì)的發(fā)展做出更大貢獻(xiàn)。

本文從控制權(quán)私有收益理論出發(fā)，以家族類(lèi)上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)讓事件為樣本，更直接地度量家族控股股東對(duì)中小股東的利益侵占程度，并分析股權(quán)制衡所起到的作用。

控制權(quán)私有收益源于股權(quán)集中產(chǎn)生的控股股東和小股東之間的利益沖突。控制權(quán)私有收益的概念首先由Grossman and Hart。他們認(rèn)為，控股股東可以享受到通過(guò)提高公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效而帶來(lái)的共享收益（Shared Benefits of Control），還可以通過(guò)轉(zhuǎn)移公司資源而獲得侵害小股東所帶來(lái)的私有收益（Private Benefits of Control），控股股東集中持股的動(dòng)機(jī)即與兩種收益有關(guān)（Clifford G. Holderness，2003）。20世紀(jì)初19世紀(jì)末興起的“法與金融”學(xué)派將控制權(quán)私有收益同投資者保護(hù)聯(lián)系起來(lái)。正如Shleifer和Vishny（1997）所指，控股股東更傾向于利用控制權(quán)侵占中小股東利益，攫取控制權(quán)私有收益。LLSV（2000）將控股股東與經(jīng)理人員共同視為公司的“內(nèi)部人”，并且指出，在很大程度上，法律制度和公司治理是關(guān)于如何保護(hù)外部投資者權(quán)益免受“內(nèi)部人”侵占的機(jī)制安排。Dyck and Zingales（2002）聲稱(chēng)：事實(shí)上，有關(guān)投資者保護(hù)及其對(duì)金融市場(chǎng)的作用的文獻(xiàn)的焦點(diǎn)，是控股股東究竟從他所掌控的公司中獲取了多少控制權(quán)私有收益。在我國(guó)，唐宗明和蔣位（2002）則直接將控制權(quán)私有收益定義為“控股股東侵害度”，抑制控股股東獲取控制權(quán)私有收益因此成為我國(guó)公司治理的主要目標(biāo)（唐英凱，趙洪宇，2006）。因此，控制權(quán)私有收益的數(shù)量表明了控股股東直接獲得的利益侵占水平，而股權(quán)制衡機(jī)制則有可能抑制控股股東的利益侵占。

二、 研究方法

1． 數(shù)據(jù)來(lái)源。本文以滬深兩地股票市場(chǎng)1997年～2006間發(fā)生的2858起大宗股權(quán)交易為基礎(chǔ)，參照趙昌文、蒲自立和楊安華（2004）的樣本篩選方法，提出以下7個(gè)樣本選取標(biāo)準(zhǔn)：（1）衡量上市公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移的標(biāo)準(zhǔn)為控股股東發(fā)生變化，并且此交易后買(mǎi)方成為控股股東；（2）大宗股權(quán)交易發(fā)生在A股市場(chǎng)，且已成功完成；（3）控制權(quán)的轉(zhuǎn)移必須有公開(kāi)的交易價(jià)格，并按照市場(chǎng)規(guī)則，自愿進(jìn)行；（4）為避免因每股凈資產(chǎn)為負(fù)值而導(dǎo)致的負(fù)控制權(quán)私有收益，剔除了每股凈資產(chǎn)為負(fù)值的樣本；（5）模型中每股凈資產(chǎn)為調(diào)整后的值；（6）進(jìn)行控制權(quán)轉(zhuǎn)移交易的買(mǎi)方不包括外資股權(quán)；（7）剔除了兩家金融類(lèi)上市公司的交易樣本。

根據(jù)上述標(biāo)準(zhǔn)，本文共選取230個(gè)有效的交易樣本，之后，我們以買(mǎi)方是否為家族股東作為劃分標(biāo)準(zhǔn)，將230個(gè)交易樣本分為兩類(lèi)，得到104個(gè)發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移后成為家族類(lèi)上市公司的樣本，和126個(gè)非家族公司類(lèi)的樣本。

2．變量選擇。Barclay Holderness（1989）、Zingales（1994）、La Porta et al.（1999）、Dyck Zingales（2001）和Nenova（2001）等人都對(duì)公司控制權(quán)私有收益的度量進(jìn)行過(guò)研究，提出的模型也不盡相同。國(guó)內(nèi)一些學(xué)者對(duì)我國(guó)上市公司控制權(quán)私人收益也進(jìn)行了相關(guān)研究（唐宗明、蔣位，2002；葉康濤，2003；趙昌文等，2004；鄧德強(qiáng)、譚婕，2007），得出了與世界發(fā)達(dá)國(guó)家相比，我國(guó)存在較高的控制權(quán)私有收益的結(jié)論。

本文沿用趙昌文等（2004）提出的修正BH模型來(lái)度量控制權(quán)私有收益。其中，Pex為涉及控制權(quán)轉(zhuǎn)移的大宗股權(quán)交易的協(xié)議價(jià)格，Naps為目標(biāo)公司的每股凈資產(chǎn)，?琢為交易股數(shù)占總股數(shù)的比例。

白重恩等（2005）認(rèn)為，如果公司內(nèi)存在持股比例較大的其他股東，那么大股東對(duì)公司的控制行為就會(huì)收到制約，股權(quán)制衡機(jī)制因此形成，本文以是否存在持股比例達(dá)10%的股東作為家族公司內(nèi)股權(quán)制衡的變量，即SS10為虛擬變量，當(dāng)存在持股比例大于10%的第二大股東時(shí)，取1，反之取0。

其余控制變量依次為：IND0，獨(dú)立董事比例；TRAN，它等于轉(zhuǎn)讓股權(quán)時(shí)，流通股占總股本比例；EXCH為變更股權(quán)比例；AFTER為轉(zhuǎn)讓股權(quán)后，控股股東的持股比例；PE為每股交易價(jià)格；用凈資產(chǎn)收益率（ROE）和調(diào)整后每股凈資產(chǎn)（POE）代表公司的財(cái)務(wù)狀況；SIZE代表公司規(guī)模，它等于資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)；LEV表示財(cái)務(wù)杠桿水平，等于負(fù)債與資產(chǎn)的比值。

三、 實(shí)證分析結(jié)果

1． 研究變量的描述統(tǒng)計(jì)。

從表1 Panel A看出，在1997年～2006年十年間發(fā)生的控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件中，控制權(quán)私有收益的平均值為0.064。與亞洲國(guó)家(地區(qū))的控制權(quán)私人收益相比，我國(guó)處于亞洲一般水平，但我國(guó)上市公司控制權(quán)私人收益的最大值達(dá)3.000，遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于其他國(guó)家（地區(qū)），這意味著，我國(guó)個(gè)別上市公司的控股股東對(duì)中小股東的侵害是極為嚴(yán)重的。另外，資本市場(chǎng)發(fā)達(dá)國(guó)家（地區(qū)）（如日本、中國(guó)香港和新加坡）的控制權(quán)私人收益明顯小于資本市場(chǎng)不發(fā)達(dá)的國(guó)家（地區(qū)）（如泰國(guó)、菲律賓），說(shuō)明在資本市場(chǎng)不發(fā)達(dá)的國(guó)家（地區(qū)），由于缺乏法律對(duì)控股股東侵害行為的有效限制，并且亞洲國(guó)家普遍存在股權(quán)高度集中的特點(diǎn)，控股股東對(duì)中小股東的利益侵占程度更為嚴(yán)重。

表1 Panel B顯示，在第1欄中，家族類(lèi)上市公司的控制權(quán)私有收益的平均值為0.097，顯著低于第2欄中的非家族類(lèi)上市公司的平均值0.036，兩者相差62.89%，通過(guò)了10%的顯著性水平檢驗(yàn)，說(shuō)明家族股東利用對(duì)上市公司的控制權(quán)，侵占中小股東利益的現(xiàn)象也更為嚴(yán)重，中小股東受到的保護(hù)更弱。

另外，我們還發(fā)現(xiàn)在樣本中共有93項(xiàng)交易的控制權(quán)私人收益為負(fù)值，大約占總樣本的40.43%。其中，發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移后成為家族類(lèi)上市公司的負(fù)值樣本有46項(xiàng)，占家族類(lèi)上市公司樣本的44.23%，同樣高于非家族類(lèi)上市公司。由于我們?cè)谶x取樣本時(shí)剔除了每股凈資產(chǎn)為負(fù)值的樣本，所以交易價(jià)格小于每股凈資產(chǎn)是造成控制權(quán)私人收益為負(fù)的直接原因。但此中的深層原因可能是因?yàn)椋趾χ行」蓶|也需要發(fā)生成本，此中可能包括侵害的組織成本、稅負(fù)的增加、聲譽(yù)的損害以及可能招致的法律訴訟等。由于家族股東對(duì)中小股東的侵害程度更大，他們可能對(duì)這些成本的預(yù)期大于其從控制權(quán)中獲取的私有收益，因而表現(xiàn)為負(fù)的控制權(quán)私人收益。

*** 表示在5%的水平上顯著（2-tailed）。

3． 回歸分析。表2列示了普通最小二乘法下控制權(quán)私有收益、股權(quán)制衡與控制變量之間的關(guān)（下轉(zhuǎn)第119頁(yè)）系。

回歸結(jié)果顯示，調(diào)整后的決定系數(shù)為0.447，回歸方程的F值在1%的水平上顯著，說(shuō)明這些變量有足夠的能力來(lái)解釋控制權(quán)私有收益的變化，且所有自變量回歸后的方差膨脹因子VIF均小于10，即通過(guò)了多重共線性的檢驗(yàn)。

代表股權(quán)制衡的變量SS10與PBC顯著負(fù)相關(guān)，且通過(guò)了10%的顯著性檢驗(yàn)，表明由于有持股比例大于10%的第二大股東對(duì)家族控股股東的權(quán)利進(jìn)行制衡，控制權(quán)私有收益能夠得到有效抑制，投資者保護(hù)得以增強(qiáng)。另外，轉(zhuǎn)讓時(shí)流通股比例與控制權(quán)私有收益在5%的水平上顯著負(fù)相關(guān)，表明公司流通盤(pán)越大，對(duì)抑制控制權(quán)私有收益越有積極作用。這是因?yàn)椋魍ü杀壤酱螅鳛榉橇魍ü傻目毓晒蓶|利用控制權(quán)賺取私有收益的機(jī)會(huì)越小。其他控制變量的回歸結(jié)果與已有研究大致相同，例如，公司凈資產(chǎn)收益率和每股凈資產(chǎn)與控制權(quán)私有收益呈顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系是顯而易見(jiàn)的。

四、 結(jié)論及建議

本文根據(jù)1997年～2006年間230起發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件的公司為樣本，首先以買(mǎi)方是否為家族企業(yè)為樣本劃分標(biāo)準(zhǔn)，比較了家族類(lèi)上市公司和非家族類(lèi)上市公司的控制權(quán)私有收益的均值，發(fā)現(xiàn)前者顯著高于后者，說(shuō)明家族股東對(duì)中小股東的利益侵占更加嚴(yán)重。進(jìn)一步，我們從投資者保護(hù)的角度，對(duì)中國(guó)家族類(lèi)上市公司控制權(quán)私有收益的影響因素進(jìn)行了分析，發(fā)現(xiàn)股權(quán)制衡機(jī)制能夠有效抑制家族控股股東的控制權(quán)私有收益。因此，本文認(rèn)為在加強(qiáng)家族企業(yè)的投資者中，加強(qiáng)股權(quán)制衡機(jī)制的加強(qiáng)將是提高投資者保護(hù)水平的有效手段之一。

參考文獻(xiàn)：

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基金項(xiàng)目：2006年教育部高等學(xué)校博士學(xué)科點(diǎn)專(zhuān)項(xiàng)科研基金項(xiàng)目（20060610048）。

作者簡(jiǎn)介：鄒暉，四川大學(xué)工商管理學(xué)院博士生，四川大學(xué)金融研究所研究人員。

收稿日期：2008-03-18。

注：本文中所涉及到的圖表、注解、公式等內(nèi)容請(qǐng)以PDF格式閱讀原文。