產權性質、控制權和現金流權分離與企業過度投資行為

陳 倩 宋從濤

（重慶大學經濟與工商管理學院 重慶400030）

一、引言

自La Porta發現世界上大多數國家公司的股權結構是股權集中以來，許多學者都對上市公司的股權結構做出了研究，研究結果顯示在世界范圍內股權集中是一種更為普遍的現象（Claessens，Djankov and Lang，2000；Faccioand Lang，2002；施東暉，2000）。此后，學者們進一步關注股權集中下的公司治理問題，研究控股股東與中小股東之間的委托代理問題。在集中的股權結構下，控股股東掌握著公司的實際控制權，能夠通過決定并參與公司的各項經營決策來為自身謀取利益，而且還能夠通過關聯交易、資金占用、關聯擔保、多元化投資等形式轉移公司資源，侵占中小股東的利益（Bae etal．2002；Cheung etal．2006；李增泉、孫錚和王志偉，2004；賀建剛和劉峰，2005；魏明海和鄭國堅，2008）。控股股東對中小股東利益的侵占是建立在控股股東掌握一定的控制性資源的基礎之上的，而投資作為形成控制性資源的重要手段，作為企業資源配置的一種重要形式，其決策的合理與否直接影響控股股東對中小股東的利益侵占情況，進而影響企業價值的高低。我國上市公司最主要的特征是金字塔形式控制結構，其控制權和現金流權分離的特征是否會造成企業投資偏離最優的投資規模？最終控制人通過金字塔形式對集團下屬公司進行控制，國有企業受政府直接干預較多，這對控制權和現金流權分離與過度投資的關系是否會產生顯著的影響？本文將針對這些問題進行探討。

二、研究設計

（一）研究假設 投資作為企業三大財務決策之一，是形成控制性資源的重要手段，并直接影響著企業的股利政策與融資政策。控制權和現金流權分離對企業價值的影響實際上是終極控股股東在利用較小的現金流權獲得企業較大的控制權后作出利己投資決策的結果。Holmen and Hogfeldt（2005）首次提出金字塔結構內存在控股股東以過度投資的方式損害外部股東利益的行為。Almeidaand Wolfenzon（2006）研究發現，控制權和現金流權分離的程度越大，控股股東將可分配利潤轉移為固定資產投資資金的擴張動機越明顯，增大了過度投資的可能性。俞紅海（2010）與唐蓓等（2011）也研究發現控股股東控制權和現金流權分離加劇了公司過度投資行為。本文認為，控制權和現金流權分離作為金字塔結構的重要特征，使控股股東有動機攫取控制權私有收益，進行擴張性投資以控制更多的資源，而控股股東因為能夠獨享控制權私有收益，其降低了投資收益門檻，投資一些凈現值為負的項目，造成了過度投資。因此提出假設：

假設1：在其他條件相同的情況下，控制權和現金流權分離度越大，企業過度投資越嚴重

不同產權性質的企業具有不同的債務融資能力，受到不同程度的預算約束，對國有企業的貸款支持和預算軟約束影響國有企業投資預期，而對民營企業的金融歧視和預算硬約束使民營企業的融資約束更大。鐘海燕等（2010）、唐雪松等（2010）都從政府干預和企業非效率投資的角度進行了論述，發現政府干預直接導致投資過度。本文認為，金字塔結構下的國有企業與民營企業由于在經營目標與資金約束方面存在顯著的差異，因此產權性質不同將會影響控制權和現金流權分離與過度投資的關系，進而提出假設：

假設2：相對于民營企業，國有企業隨著控制權和現金流權分離程度加大，過度投資更嚴重

（二）樣本選取與數據來源 本文使用中國滬深股市2007年至2010年所有制造業上市公司為初始樣本，剔除了如下公司：（1）同時有發行B股或H股的公司；（2）研究窗口期內被ST、PT處理的公司；（3）資產負債率大于等于1的公司；（4）有海外公司控股的公司及終極控制人不詳的公司；（5）數據不全的公司；（6）存在異常值的公司。經過篩選后，本文最終得到了1829個年度觀察值。本文企業特征數據包括財務數據、控制權與現金流權數據，財務數據來源于CSMAR數據庫查詢系統，控制權與現金流權數據是通過從上市公司年報“公司與實際控制人之間的產權及控制關系方框圖”部分計算整理而得。

（三）變量定義 本文選取如下變量：（1）控制權和現金流權分離。對控制權與現金流權的計算方法參照La Porta etal．（1999），Claessensetal.（2000），La Porta（2002）等的做法。終極控制人對上市公司的控制權以控制鏈上最小的持股比例來度量，如果終極控制人與上市公司之間存在著多條控制鏈，則把每條控制鏈上計算出來的控制權相加求和作為最終控制權。現金流權以控制鏈上所有持股比例的乘積來度量，如果終極控制人與上市公司之間存在著多條控制鏈，則把每條控制鏈上計算出來的現金流權相加求和作為最終現金流權。（2）過度投資。Richardson（2006）運用一個模型估算出企業正常的投資支出水平，本文也借鑒這一模型來估算企業正常的投資支出水平。（3）產權性質。本文根據最終控制人的性質將樣本區分為國有企業和民營企業。本文還涉及其他相關變量，具體定義如表（1）所示。

表1 變量定義

表2 過度投資計量模型的回歸結果

表3 發生過度投資的上市公司有關變量描述性統計（N=707）

表4 發生過度投資的上市公司有關變量的Pearson 相關系數

（四）模型建立 Richardson（2006）運用模型估算出企業正常的投資支出水平，然后用模型回歸的殘差代表投資過度與投資不足。Richardson（2006）的投資支出模型在Biddle etal.（2009），辛清泉、林斌與王彥超（2007）等的研究中得到了應用，本文也借鑒這一模型來估算企業正常的投資支出水平。本文模型如下：模型1：Inew，t=α1+α2Leveraget-1+α3Sizet-1+α4Casht-1+α5Growtht-1+α6Returnt-1+α7Aget-1+α8Inew，t-1+∑Year+∑Ind+ε

由于模型中需要使用滯后一年的數據，通過使用2007——2010年在A股上市的制造業樣本的數據對模型1進行回歸，就可以得到各個企業在第t年的預期投資支出，然后用各個企業在第t年的實際投資支出減去預期投資支出，就可以得到各個企業在第t年的投資扭曲程度。如果投資扭曲程度大于0，則定義為過度投資，并用符號OverI表示。假設1預測在其他條件相同的情況下，控制權和現金流權分離度越大，企業過度投資越嚴重。本文通過模型2來進行檢驗。模型2：OverIt=β0+β1Divt+β2Fcft+β3Mfeet+β4Occupyt+∑Year+∑Ind+η

在模型2中，因變量過度投資OverIt為模型1回歸的正殘差；解釋變量Div為控制權和現金流權的分離度，用控制權與現金流權之差度量。如果假設1成立，那么在模型1的回歸結果中，本文預期回歸系數顯著為正，即控制權和現金流權分離度越大，企業過度投資越嚴重。為了檢驗產權性質對控制權和現金流權分離與過度投資關系的影響，即假設2，本文構建模型3：模型3：OverIt=β0+β1Divt+β2OwnStrut+β3Divt×OwnStrut+β4Fcft+β5Occupyt+β6Mfeet+∑Year+∑Ind+η

在回歸檢驗中，通過檢驗交乘項系數β3來衡量產權性質對企業過度投資行為的增效作用。如果β3顯著為負，則說明隨著控制權和現金流權分離度的加大，民營企業過度投資增加程度要顯著低于國有企業。

三、實證檢驗分析

（一）描述性統計 表（2）報告了過度投資計量模型的回歸結果，被解釋變量為本期實際新增投資支出，其目的是為了根據回歸殘差得到公司的投資不足與投資過度的估計值。從表（2）可以看出，除年初的資產負債率（Leverage）外，其余解釋變量的回歸系數均顯著，AdjR2達0.206，說明模型1能夠較準確地估計出公司正常的投資水平，模型回歸的殘差能夠較好地反映公司投資扭曲的程度。回歸結果中殘差大于0的樣本共有707個，即算出過度投資的樣本為707個，本文以這707個樣本作為研究對象，研究控制權和現金流權分離對企業過度投資行為的影響。表（3）報告了發生過度投資的上市公司有關變量的描述性統計結果。實際投資支出和預期投資支出之差與總資產之比也即過度投資OverIt的均值為0.049，控制權和現金流權之差Divt的均值為0.058，最小值為0，最大值為0.286，說明不同公司之間存在著較大的差異。自由現金流Fcft的均值為0.023，表明樣本公司普遍擁有一定的自由現金流，這為過度投資創造了條件。管理費用率Mfeet和大股東占款Occupyt的均值分別為0.102和0.016。

（二）相關性分析 表（4）報告了發生過度投資的上市公司有關變量的相關系數。從表可知，過度投資OverIt與控制權和現金流權之差Divt呈正相關關系，并且在1%的水平上顯著，這表明企業控制權和現金流權分離程度越大，企業過度投資程度越大，初步驗證了假設1。從各變量之間的相關系數來看，自變量之間的相關系數均較小，說明模型中的自變量不存在多重共線性的問題。

（三）T檢驗 本文通過組間比較分析來考察控制權和現金流權分離與過度投資之間的關系，結果如表（5）所示。檢驗結果表明，控制權和現金流權發生分離的樣本過度投資的均值明顯高于控制權和現金流權未分離的樣本，均值的檢驗結果表明兩者之間的差異在1%的顯著性水平下顯著。為了檢驗假設2，本文按產權性質將全部樣本劃分為國有企業和民營企業兩個子樣本，在此基礎上分別檢驗各個子樣本中控制權和現金流權發生分離與控制權和現金流權未發生分離的公司在過度投資上的差異。表（6）中的檢驗結果顯示，無論是國有組樣本還是民營組樣本，控制權和現金流權發生分離的公司過度投資要高于控制權和現金流權未發生分離的公司；民營組樣本中，控制權和現金流權發生分離的公司與控制權和現金流權未分離的公司在過度投資上的差異在統計學上不顯著，而國有組樣本中，控制權和現金流權發生分離的公司與控制權和現金流權未分離的公司在過度投資上的差異比較顯著，均值檢驗的結果表明兩者之間的差異在5%的顯著性水平下顯著。這表明，控制權和現金流權分離對過度投資的影響在國有企業中更為顯著，為本文的研究假設2提供了初步的經驗證據。

（四）回歸分析 回歸結果見表（7）和表（8）所示。結果發現：（1）控制權和現金流權分離與過度投資。從表（7）回歸結果容易看出，控制權和現金流權的差值（Div）與過度投資（OverI）呈正相關關系，并且在10%的水平上顯著，說明控制權和現金流權分離程度越大，企業越容易出現過度投資行為。這一結果證實了本文的假設1，即在其他條件相同的情況下，控制權和現金流權分離度越大，企業過度投資越嚴重。控制變量方面，自由現金流量與過度投資顯著正相關，在1%的水平上顯著，說明自由現金流量越高，企業越容易出現過度投資行為，這與Jensen（1986）的理論分析和Richardson（2006）及辛清泉等（2007）、楊華軍等（2007）的經驗證據相一致。管理費用率與過度投資顯著正相關，說明管理層與股東之間的代理成本越高，企業越容易出現過度投資行為。（2）控制權和現金流權分離、產權性質與過度投資。為了考察不同產權性質的企業間控制權和現金流權分離與過度投資關系的差異性，模型3中加入了產權性質（OwnStru）以及產權性質（OwnStru）與控制權和現金流權分離（Div）的交乘項。表（8）報告了模型3的回歸結果。回歸結果顯示，在考慮產權性質這一因素下，控制權和現金流權的差值（Div）的回歸系數依然為正，且在1%的水平上顯著，再次驗證了本文的假設1。控制權和現金流權的差值（Div）與產權性質的交乘項的回歸系數為負，且在5%的水平上顯著，這說明隨著控制權和現金流權分離程度的加大，民營企業的過度投資增加的程度要顯著低于國有企業，這證實了本文的研究假設2，即說明相對于民營企業，國有企業隨著控制權和現金流權分離程度加大，過度投資更嚴重。

表5 組間比較分析：總體樣本

表6 組間比較分析：按產權性質劃分

表7 控制權和現金流權分離與過度投資回歸結果

表8 控制權和現金流權分離、產權性質與過度投資回歸結果

四、結論與啟示

本文研究發現，控制權和現金流權分離度越大，企業過度投資越嚴重。這表明控制權和現金流權的分離進一步加劇了控股股東與中小股東之間的代理沖突，增加了控股股東攫取控制權私有收益的動機，進而驅使控股股東通過投資擴張形成控制性資源，導致了過度投資。然后通過引入控制權和現金流權分離與產權性質的交乘項后發現，國有企業中控制權和現金流權分離對過度投資的影響更為嚴重。最終控制人控制權和現金流權分離的控制結構是控股股東侵占的主要原因，但其內生于企業存在的制度環境，短期內很難改變。對資本市場進行有效的監管并完善投資者保護法律法規建設，形成對大股東的外部約束，可以在一定程度上抑制終極控制人的利益侵占行為，提高企業投資效率。另外根據本文的研究結論，為減少企業非效率投資，就必須規范政府行為，加快由政府及其政策為主向市場推動為主的方向轉變，應進一步加快政企分離，減少政府對企業行為的干預，合理劃分和調整政府與市場之間的適宜邊界，堅持發揮市場在配置資源中的基礎性作用。

［1］ 唐蓓、潘愛玲、王英英：《控股股東對過度投資影響的實證研究———來自中國上市公司的經驗證據》，《經濟與管理研究》2011年第8期。

［2］ 唐雪松、周曉蘇、馬如靜：《政府干預、GDP增長與地方國企過度投資》，《金融研究》2010年第8期。

［3］ 辛清泉、林斌、王彥超：《政府控制、經理薪酬與資本投資》，《經濟研究》2007年第8期。

［4］ 楊華軍、胡奕明：《制度環境與自由現金流的過度投資》，《管理世界》2007年第9期。

［5］ 俞紅海、徐龍炳、陳百助：《終極控股股東控制權與自由現金流過度投資》，《經濟研究》2010年第8期。

［6］ Almeida，H.V.，and Wolfenzon，D.A Theory of Pyramidal Ownership and Family Business Groups．Journal of Finance，2006.

［7］ Claessens，S.，Djankov，S.，and Lang，L.H.P.The Separation of Ownership and Control in East Asian Corporations．Journal of Financial Economics，2000．

［8］ Richardson，S.Over-investment of Free Cash Flow [J]．Review of Accounting Studies，2006．