我國大股東控制權(quán)私有收益的實證研究

李俊毅，李 敏

（1.普華永道咨詢(深圳)有限公司上海分公司，上海 200021；2.東北財經(jīng)大學(xué) 數(shù)學(xué)與數(shù)量經(jīng)濟(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025）

1 引言

由于我國證券市場起步較晚、發(fā)展不完善、企業(yè)治理結(jié)構(gòu)不完備以及我國法律對投資者保護(hù)機(jī)制的不足等問題，我國上市公司存在著較為嚴(yán)重的大股東控制問題.

而對于控制權(quán)私有收益的界定，是一個不斷發(fā)展?jié)u進(jìn)的概念.國外學(xué)者對于控制權(quán)私有收益的研究起步較早，但早期的研究多側(cè)重于管理層與股東的委托代理，私有收益的概念具有一定的局限性，僅描述了公司管理層對于公司運營的實際控制，與大股東的控制存在著較大程度上的差異.Grossman和Hart[1]的研究，可以視為對于“控制權(quán)私有收益”研究的學(xué)術(shù)開端，明確了控制權(quán)私有收益和證券收益.控制權(quán)私有收益,是指當(dāng)前公司的經(jīng)理或收購方自身占用的，并且是被收購公司股東所不能獲得的公司利益，如收購方實現(xiàn)的事例效應(yīng)、控股股東的額外津貼、向關(guān)聯(lián)公司的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移等等；而證券收益，則是公司股票的市場價值.Bebchuk和Kahan[2]從控制權(quán)競爭的角度，對控制權(quán)私有收益給出了定義，“在控制權(quán)競爭后，由最后控制公司的人所獨占的，包括高薪、關(guān)聯(lián)交易、改變公司政策滿足個人利益在內(nèi)的任何價值”.

我國直到1992年才有了真正意義上在公開市場，企業(yè)控制權(quán)和經(jīng)營權(quán)的分離在彼時才開始出現(xiàn).唐宗明和蔣位[3]的研究，是國內(nèi)較早出現(xiàn)的對控制權(quán)私有收益的探索，對于控制權(quán)私有收益的定義為：控股股東往往會利用控制權(quán)為自己謀求私利，從而得到與其持股份比例不相稱的、多于其他股東的額外收益.施東暉[4]認(rèn)為，控制權(quán)私有收益的受益形式包括既貨幣收益和精神收益，并由控股股東獨自享有.葉康濤[5]認(rèn)為控制權(quán)私有收益，又可稱作隱性收益，因為其獲取極為隱蔽.

綜合國內(nèi)外的眾多研究結(jié)果，筆者認(rèn)為，當(dāng)公司的控股股東發(fā)生變更時，會同時出現(xiàn)控制權(quán)公共收益和控制權(quán)私有收益兩種控制權(quán)收益.由于控股股東的變化，可能導(dǎo)致新的管理層的出現(xiàn)，存在改善公司業(yè)績的可能性，從而實現(xiàn)公司價值的提升，這種收益可以在各個股東之間，依據(jù)其所占股份進(jìn)行分配，被稱為控制權(quán)公共收益；而大股東憑借其對于公司的特殊控制地位，利用所有股東的公共資源而獲取的其它中小股東所不能獲取的利益，則被稱為控制權(quán)私有收益.

2 控制權(quán)私有收益的實證分析

2.1 樣本選擇

2.1.1 數(shù)據(jù)來源

本文選取了2004年到2012年滬深兩市發(fā)生的68宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓案例作為研究的樣本，數(shù)據(jù)的主要來源為中國上市公司財務(wù)數(shù)據(jù)庫查詢系統(tǒng)CSMAR和CCER中國經(jīng)濟(jì)研究服務(wù)中心數(shù)據(jù)庫，其中股權(quán)轉(zhuǎn)讓事件相關(guān)的數(shù)據(jù)來自于CSMAR，財務(wù)指標(biāo)數(shù)據(jù)全部來自于CCER數(shù)據(jù)庫.

2.1.2 數(shù)據(jù)篩選說明

為了研究的嚴(yán)密性和數(shù)據(jù)的可取性，在篩選樣本的過程中，嚴(yán)格按以下標(biāo)準(zhǔn)選取本文所需的研究樣本：

（1）首先從CSMARS數(shù)據(jù)庫中選取股權(quán)變更方式為除無償劃撥之外的其他七中類型，包括協(xié)議轉(zhuǎn)讓（有償）、抵債、合并重組、股權(quán)出資、拍賣、間接變更和委托管理或授權(quán)經(jīng)營.

（2）為了研究控制權(quán)私有收益的溢價水平，本文選取的交易樣本都是以控制權(quán)轉(zhuǎn)移作為控制閥進(jìn)入研究樣本的，控制權(quán)轉(zhuǎn)移以交易規(guī)模大于等于30%為標(biāo)準(zhǔn).選取30%作為閥值的依據(jù)是2002年實施的《上市公司收購管理辦法》對“實際控制權(quán)”進(jìn)行的界定“名義上的第一大股東和持有或控制上市公司表決權(quán)達(dá)到30%的，除非有相反的證據(jù)證明有人持有或控制的表決權(quán)超過自己可以視為取得了上市公司的控制權(quán)”.同時《上市公司章程指引》的四十一條也規(guī)定，“只要此人單獨或者與他人一致行動時，可以行使公司百分之三十以上的表決權(quán)或者可以控制公司百分之三十一以上表決權(quán)的形式的即可視為控股股東”.因此選擇交易規(guī)模超過30%的作為樣本符合本文控制權(quán)私有收益的概念.

（3）為了能獲得相關(guān)公司全面的財務(wù)信息，在選取數(shù)據(jù)的過程中剔除了數(shù)據(jù)庫中沒有交易單價以及交易單價為零的轉(zhuǎn)讓事件.

（4）同時，所選取的樣本都為已經(jīng)成功完成交易的.

（5）考慮到樣本的股權(quán)交易時間分布在一年中的不同時間段，而股權(quán)交易需要一段時間的談判過程，一般持續(xù)時間為8到24個月.因此本文公司的財務(wù)數(shù)據(jù)均選取股權(quán)轉(zhuǎn)讓前一年的，在全部數(shù)據(jù)搜集完成之后，刪除了缺失某些數(shù)據(jù)缺失的樣本，最終得到68個樣本.

2.2 溢價分析

2.2.1 溢價標(biāo)準(zhǔn)的選取

本文溢價的衡量方法沿用唐宗明的溢價衡量方法，即采用每股凈資產(chǎn)作為標(biāo)準(zhǔn)價格與轉(zhuǎn)讓價格比較.采用每股凈資產(chǎn)作為衡量溢價的標(biāo)準(zhǔn)有以下幾點原因：（1）每股凈資產(chǎn)是世界上公認(rèn)的被普遍采用的衡量股票價值的主要指標(biāo)之一，研究結(jié)果更具有可比性；（2）對國有股的轉(zhuǎn)讓價格，在《股份有限公司國有股股東行使股權(quán)行為規(guī)范意見》中也有規(guī)定：“轉(zhuǎn)讓股份的價格必須依據(jù)公司的每股凈資產(chǎn)、凈資產(chǎn)收益率、實際投資價格(投資回報率)、近期的市場價格以及合理的市盈率等因素來確定，但不得低于每股凈資產(chǎn).”

2.2.2 溢價模型的定義

為了從多個角度衡量我國股權(quán)轉(zhuǎn)讓過程中的溢價情況，本文定義了三個衡量溢價的模型，分別為溢價比例、溢價水平和溢價規(guī)模.

模型一：溢價比例＝（每股轉(zhuǎn)讓價格－每股凈資產(chǎn)）/每股凈資產(chǎn)×100%

模型二：溢價水平＝溢價比例×股權(quán)轉(zhuǎn)讓規(guī)模①

模型三：溢價規(guī)模＝（每股轉(zhuǎn)讓價格－每股凈資產(chǎn)）×轉(zhuǎn)讓股數(shù)

股權(quán)溢價比例反映了溢價的比率，僅僅反應(yīng)對每只股票轉(zhuǎn)讓對于每股凈資產(chǎn)的溢價情況.溢價水平是一個比較綜合的測度，考慮轉(zhuǎn)讓規(guī)模對溢價的影響.而溢價規(guī)模是一個絕對量，反映了控股股東私有收益的貨幣水平.

2.2.3 樣本的描述性統(tǒng)計

2.2.3.1 綜合統(tǒng)計分析

從總體上看，我國的溢價比例平均值為41.04%，溢價水平平均值為18.81%，溢價規(guī)模占股東權(quán)益比例平均水平為18.05%，大大高于唐宗明和蔣位[3]6%的水平，比齊偉山和歐陽令南[6]17.42%以及韓德宗、葉春華[7]14.10%都高出許多.產(chǎn)生差異的原因可能是本文把樣本的范圍限定為轉(zhuǎn)讓股份的比例在30%以上，而唐宗明和蔣位沒有對此做出限制，后幾位學(xué)者都把轉(zhuǎn)讓的規(guī)模規(guī)定位20%以上，因此可以推測出股權(quán)轉(zhuǎn)讓的溢價比例可能會隨著轉(zhuǎn)讓規(guī)模的擴(kuò)大而增大.同時，我國上市公司控制權(quán)私有收益規(guī)模較大，控股股東因為擁有公司的控制權(quán)可以在股權(quán)轉(zhuǎn)讓中獲取平均為6564.88萬元的額外收入，最高的控制權(quán)私有收益為11.59億元.

2.2.3.2 行業(yè)分布特征

為了考察我國上市公司控制權(quán)私有收益現(xiàn)象與行業(yè)類型的相關(guān)性，以下將樣本按照行業(yè)類型進(jìn)行分類統(tǒng)計和描述.參照中國證監(jiān)會指定的行業(yè)分類方法，本文所選樣本公司主要涵蓋制造業(yè)、綜合類以及其他三種類型.

通過分析可知，我國上市公司控制權(quán)私有收益現(xiàn)象在各行業(yè)之間的表現(xiàn)有所差異.制造業(yè)的溢價比例、溢價水平略高于綜合類行業(yè)，而由于受到行業(yè)股權(quán)轉(zhuǎn)讓價款與轉(zhuǎn)讓規(guī)模的影響，制造業(yè)的溢價規(guī)模低于綜合類行業(yè).除制造業(yè)、綜合類之外的其他行業(yè)，其溢價比例和溢價水平遠(yuǎn)遠(yuǎn)高于所有行業(yè)的平均水平，同時由于行業(yè)特點以及大盤股市對該行業(yè)股權(quán)轉(zhuǎn)讓價款的嚴(yán)重影響，可以看出該行業(yè)的大量股票存在著以每股轉(zhuǎn)讓價格低于每股凈資產(chǎn)的價格進(jìn)行交易的現(xiàn)象.

2.3 影響因素分析

2.3.1 研究假設(shè)

（1）企業(yè)的規(guī)模：企業(yè)的規(guī)模越大，控股股東獲得額外收益的可能性就越大，可供控股股東獲得的私有收益就可能越大.企業(yè)的總資產(chǎn)和主營業(yè)務(wù)收入均為衡量企業(yè)規(guī)模的指標(biāo)，因此本文利用總資產(chǎn)和主營業(yè)務(wù)收入的自然對數(shù)的平均數(shù)來衡量企業(yè)的規(guī)模.

（2）流動資產(chǎn)分布：流動資產(chǎn)是企業(yè)日常經(jīng)營最可以控制的資產(chǎn)，流動資產(chǎn)的分布情況在一定程度上可以反應(yīng)控股股東的私有收益情況.本文利用貨幣資金和短期投資占流動資產(chǎn)的比例以及其他應(yīng)收款占流動資產(chǎn)的比例來衡量企業(yè)的流動資產(chǎn)分布情況.

（3）負(fù)債水平：負(fù)債水平高的企業(yè)相對財務(wù)風(fēng)險較高，可供操縱的利潤空間有限，同時債權(quán)人也會對企業(yè)有更高的關(guān)注度，大股東獲取私有收益的行為可能會被遏制，而更加地關(guān)注經(jīng)營，因此負(fù)債水平高的企業(yè)獲取的私有收益可能會比較小.本文用流動比例和債務(wù)資產(chǎn)比例來反映企業(yè)的負(fù)債水平.

（4）資產(chǎn)管理能力：資產(chǎn)管理能力好的企業(yè)往往企業(yè)的效益高，可供大股東或取得利益相應(yīng)會高出.本文利用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和凈資產(chǎn)收益率兩個指標(biāo)來作為企業(yè)的資產(chǎn)管理能力.

（5）股權(quán)結(jié)構(gòu)：當(dāng)股權(quán)相對比較集中時，企業(yè)的大股東操縱公司的能力就上升，獲取私有收益的可能性就越大.本文用股權(quán)集中度、第一大股東的性質(zhì)和流通股的比例來表示企業(yè)的股權(quán)結(jié)構(gòu).

2.3.2 模型及變量設(shè)置

根據(jù)上面的假設(shè)，進(jìn)行控制權(quán)私有收益的影響因素分析，建立如下模型1：

PP＝C+∑iXi(其中 PP表示溢價比例，C是常數(shù)項，i＝1，2……10即10個解釋變量)

根據(jù)上述的假設(shè)，本部分選取了10個指標(biāo)作為溢價比例的解釋變量，各指標(biāo)設(shè)置如表1.

2.3.3 回歸分析

2.3.3.1 模型的初步建立和回歸結(jié)果分析

基于上述的模型和解釋變量，我們利用OLS回歸分析： （見附表1）

表1 指標(biāo)變量設(shè)置及預(yù)測

根據(jù)附表1 OLS回歸分析結(jié)果③，即可得出回歸的方程為：

2.3.3.2 回歸方程的檢驗

為了檢驗指標(biāo)的解釋能力，對方程（1）進(jìn)行檢驗，首先是方程的擬合優(yōu)度檢驗.方程（1）的R2為85.36%，調(diào)整的R2為82.80%，可以看到，判定系數(shù)較大，擬合優(yōu)度較高.然而，擬合優(yōu)度會隨著解釋變量的增加而增加，由于模型涉及到10個因素之多，因此，擬合優(yōu)度的高水平可能存在一定虛高，需要進(jìn)一步對方程進(jìn)行參數(shù)假設(shè)檢驗.得到參數(shù)b1—b10的t檢驗結(jié)果（見附表2）.

由附表2參數(shù)t檢驗結(jié)果可見，所有的t值并不顯著.利用Chow檢驗來檢測這個模型的穩(wěn)定性.

其殘差平方和SSE=7.1659

其殘差平方和SSE1=7.7111

其殘差平方和SSE2=1.4131

又由 m=10，n=68，n1=34，n2=34，得到 F統(tǒng)計量為 -0.8975

嫁給小蟲，玉敏一直覺得委屈，至少長相上委屈。玉敏是美女，小蟲卻與高富帥不沾邊，所以玉敏一直不很看得上小蟲，何況小蟲還粗俗。小蟲沒多少文化，勉強(qiáng)在老家混了個初中畢業(yè)，姑媽把他弄到了凌州。小蟲是姑媽唯一的侄子，姑媽看小蟲書沒念出來，就讓小蟲來凌州打工了。初中畢業(yè)能干什么呢，不是工地上的瓦工，就是車間里的操作工。姑媽心疼小蟲，便讓姑父給小蟲安排工作。姑父是地稅分局局長，找個工作自然不費吹灰之力。可姑媽不想小蟲進(jìn)廠，說小蟲這點文化，進(jìn)了廠在車間干一輩子重活，幾時能熬出頭？姑父說他那點文化，你還想他混出名堂來？讓他做白領(lǐng)，他也得有那能耐呀。姑父說得沒錯，小蟲的確沒那個能耐，連名字都寫得跟蟹子爬似的。

又 F(0.05,11,46)=2.06，F(xiàn)(0.95,11,46)=0.377

所以有，F(xiàn)<0.377，說明這個模型結(jié)構(gòu)不很穩(wěn)定.

2.3.3.3 方程的修訂

上述方程擬合度較高，但回歸系數(shù)的t值不顯著且方程穩(wěn)定性差，這是方程存在共線性的特征，因此，我們得到10個解釋變量間的相關(guān)系數(shù)矩陣：（見附表3）

由附表3解釋變量間相關(guān)系數(shù)矩陣可以看到，X2和X4,X1和X6這兩組解釋變量間相關(guān)系數(shù)較大.

因此剔除掉X2和X6這兩個對方程貢獻(xiàn)較小的解釋變量，得到修訂后新方程的統(tǒng)計結(jié)果.

表2 修訂后新方程的統(tǒng)計結(jié)果

擬合優(yōu)度與VNOVA檢驗結(jié)果為：原R2=0.8533，調(diào)整后的R2=0.8334，F(xiàn)值為42.9095，P值為0.0000.可以看到，由于解釋變量的減少，判定系數(shù)有很小幅的下降，但是，真正可靠的修正判定系數(shù)則有較大的上升，說明修訂后的方程的擬合度上升.

2.3.4 對方程的解釋

通過偏回歸系數(shù)與p值我們可以看到，在X1—X10這八個解釋變量中，X4的解釋能力最弱，X1,X3,X5,X9的解釋能力相對較弱，而X7,X8和X10的解釋能力較強(qiáng).

（1）控制權(quán)私有收益與企業(yè)的流動比率的相關(guān)性較小，其系數(shù)-O.08.也就是說，企業(yè)的現(xiàn)金流動性的好壞對其大股東的控制權(quán)私有收益的大小影響不明顯.

（2）企業(yè)規(guī)模，它與控制權(quán)私有收益的大小呈現(xiàn)一個負(fù)相關(guān)關(guān)系,系數(shù)為-0.184，這與韓德宗、葉春華[7]以1998年到2001年間88家第一大股東變更的上市公司作為研究樣本所得到的結(jié)論一致.然而，這種相關(guān)關(guān)系并不顯著.

（3）企業(yè)的債務(wù)資產(chǎn)比率,它的偏相關(guān)系數(shù)為-0.216.與Jensen[8]的研究結(jié)果相一致.也就是，債務(wù)還本付息的強(qiáng)制性約束會導(dǎo)致企業(yè)持續(xù)的現(xiàn)金流流出，這會減少企業(yè)持有的自由現(xiàn)金流，使大股東無法把更多的現(xiàn)金投向有利于他獲取私利的項目上，從而相對減少其控制權(quán)私有收益.但是二者的相關(guān)性不很明顯，這也說明Raviv和Stulz[9]認(rèn)為的管理層通過增加負(fù)債來提高其對公司的控制，因此兩者呈正相關(guān)關(guān)系的理論也具有一定的道理.

（4）股權(quán)性質(zhì)與控制權(quán)私有收益呈現(xiàn)正相關(guān)關(guān)系，其系數(shù)為0.346，也就是說，如果轉(zhuǎn)讓的股權(quán)為國有法人股，會導(dǎo)致溢價較高.原因可能在于，我國的上市公司中，國有法人股占有一定的比例，因此在并購交易中，如果轉(zhuǎn)移的是國有股，那么它的轉(zhuǎn)移規(guī)模一般要比流通股大，因此，控制權(quán)轉(zhuǎn)移得更加徹底，溢價也就更高.

（5）其他應(yīng)收款比例，這一指標(biāo)在以前的研究中并沒有被提到，統(tǒng)計結(jié)果顯示二者呈現(xiàn)出了負(fù)相關(guān)關(guān)系，相關(guān)系數(shù)為-0.486.可以理解為，如果企業(yè)的其他應(yīng)收款項目較為龐大，說明其真實資產(chǎn)質(zhì)量存在較大問題，因此在轉(zhuǎn)讓的過程中，收購方會降低對目標(biāo)企業(yè)的定價.而在企業(yè)的經(jīng)營過程中，過高的其他應(yīng)收款項目常常是由于關(guān)聯(lián)方交易等不正常的資產(chǎn)轉(zhuǎn)移所致，這也就是大股東對于公司的侵害，使其控制權(quán)私有收益的集中體現(xiàn).

三個解釋能力較強(qiáng)的因素為凈資產(chǎn)收益率，股權(quán)集中度和轉(zhuǎn)讓是流通股的比例，其偏回歸系數(shù)分別達(dá)到了-1.533,1.593和1.582.

（6）凈資產(chǎn)收益率與控制權(quán)私有收益有較高的負(fù)相關(guān)關(guān)系，可能在于那些績效較差的公司往往是收購公司追捧的熱點，因為這樣在其收購后績效可以得到大幅提升，因而從中獲益.

（7）股權(quán)集中度與控制權(quán)私有收益則呈現(xiàn)了較明顯的正相關(guān)關(guān)系.如果第一大股東持股份額足夠大，而其他的股東無法形成與其的競爭，那么該股東受到的限制則會較少，控制權(quán)私有收益的取得相對會更加容易，因此收益相對較大.

（8）轉(zhuǎn)讓時流通股的比例也會正向影響控制權(quán)私有收益，這與前述的預(yù)期相反，造成這種結(jié)果的原因可能是由于樣本的局限性所引起的，在后續(xù)的研究中會進(jìn)一步討論.

3 結(jié)論

本文分析了我國大股東控制的背景，控制權(quán)私有收益的獲取形式以及控制權(quán)私有收益的衡量方法和影響因素.并在一定的條件下搜集了2004～2012年我國股權(quán)轉(zhuǎn)讓的68宗交易，通過股權(quán)轉(zhuǎn)讓中的股權(quán)溢價來衡量我國控制權(quán)私有收益的規(guī)模.分析結(jié)果顯示，目前我國的控制權(quán)私有收益規(guī)模比較大，溢價比例平均高達(dá)41.04%，溢價水平平均為18.81%，溢價規(guī)模平均為6564.88萬元，溢價規(guī)模占股東權(quán)益的百分比平均為18.05%，由此可見我國大股東私有收益問題比較嚴(yán)重.進(jìn)一步的影響因素分析顯示，我國控制權(quán)私有收益的程度與企業(yè)的凈資產(chǎn)率顯著成反比.同時與股權(quán)集中度也較明顯成正比，此外企業(yè)規(guī)模、其他應(yīng)收款比例、債務(wù)資產(chǎn)比例、資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率和股權(quán)性質(zhì)對控制權(quán)收益也有一定的影響.

從影響因素的分析中發(fā)現(xiàn)公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)對企業(yè)的控制權(quán)收益有很大的影響，特別是股權(quán)集中度與控制權(quán)收益的規(guī)模有較顯著的正相關(guān)，也就是說公司的股權(quán)越集中，控制權(quán)私有收益的規(guī)模就越大，因而保持上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)的優(yōu)化勢在必行.

注 釋：

①股權(quán)轉(zhuǎn)讓規(guī)模是指變更股權(quán)的比例.

②預(yù)測符號 “＋”表示解釋變量值的增加會增大溢價比例，“－”表示解釋變量值的增大會減小溢價比例，“？”表示解釋變量值的變化對溢價比例的影響方向不明確.

③由于篇幅所限，本文部分統(tǒng)計表格未在正文呈現(xiàn)，讀者如有需要請與作者聯(lián)系.

〔1〕Grossman,Sanford,and Oliver Hart.One share one vote and the market for corporate control[J].Journal of Financial Economics,1988,20(2):175-202.

〔2〕Bebchuk,L.A.,and M.Kahan.A Framework for Analyzing Legal Policy Towards Proxy Contests[J].California Law Review,1990，（78）：1071-1135.

〔3〕唐宗明，蔣位.中國上市公司大股東侵害度實證研究[J].經(jīng)濟(jì)研究，2002（4）：44～50.

〔4〕施東暉.上市公司控制權(quán)價值的實證研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2003（6）：83～89.

〔5〕葉康濤.公司控制權(quán)的隱性收益——來自中國非流通股轉(zhuǎn)讓市場的研究[J].經(jīng)濟(jì)科學(xué)，2003（5）:61-69.

〔6〕齊偉山，歐陽令南.我國上市公司控制權(quán)收益的實證研究[J].金融教學(xué)與研究，2004（6）:41-43.

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