大股東特征、董事會特征與控制權私利的相關性研究*——基于非流通股控股轉讓與非控股轉讓的分析

寧波大紅鷹學院工商管理學院　陳東華

大股東特征、董事會特征與控制權私利的相關性研究*——基于非流通股控股轉讓與非控股轉讓的分析

寧波大紅鷹學院工商管理學院陳東華

文章以1999-2006年滬深兩市A股市場發生非流通股控股轉讓與非控股轉讓的上市公司為樣本，測算了我國上市公司控制權私利水平，并對大股東特征、董事會特征與控制權私利的相關性進行研究。研究發現：（1）大股東持股比例與控制權私利呈現一種倒U型非線性曲線關系；（2）大股東國有股權性質與控制權私利呈現正相關但不顯著；（3）大股東股權制衡度與控制權私利呈現負相關但不顯著；（4）兩職合一與控制權私利呈現顯著性正相關；（5）獨立董事比例與控制權私利呈現負相關但不顯著。研究結論表明，大股東持股比例、股權性質、受制衡程度以及兩職兼任情況決定了大股東攫取控制權私利的能力。

大股東特征董事會特征控制權私利非流通股轉讓

一、引言

相對于英美發達國家，我國上市公司存在股權結構高度集中、內部人控制問題嚴重等現象，外部法律與證券市場監管體系還不完善。在這種制度背景下，掌握企業控制權的創始大股東（控股股東）（Controlling Shareholder）或內部經理人通過多種“隧道”（Tunneling）攫取控制權私利，嚴重侵蝕著中小股東和外部債權人等利益主體的利益。

自Grossman&Hart于1980年提出控制權概念（Control Rights）以來，控制權私人收益（Private Benefits of Control）就成為現代公司治理研究的核心問題。關于大股東或控股股東控制權私利的度量、影響因素及大股東攫取控制權私利行為對公司價值或績效的影響方面，國內外學者進行了大量的相關研究。在已有的研究文獻中，大股東特征及其治理的相關研究主要集中在上市公司大股東控制與公司價值或績效的相關研究，對于大股東控制與控制權私利相關性研究方面還不夠系統，忽視了大股東特征與控制權私利的內生性問題，即大股東特征與控制權私利的相關性問題研究。文章將基于非流通股控股轉讓與非控股轉讓的視角對大股東特征與控制權私利相關性進行實證研究，即大股東持股比例與控制權私利的關系、大股東股權屬性與控制權私利的關系以及大股東制衡程度與控制權私利的關系。

二、理論分析與研究假設

Grossman&Hart（1988）提出控制權的共享收益（Public Benefits of Control）和控制權的私有收益（Private Benefits of Control），控制權的共享收益是公司全體股東所得到的股息流量的現值，而控制權的私有收益是管理者所享有的私人收益，即控制權私利。并指出，當控制權私有收益存在并可以攫取時，控股股東（大股東）傾向于通過各種手段侵害中小股東的利益。Denis&McConnell（2003）指出，通過侵害中小股東的利益進而攫取控制權私有收益是控股股東掌握控制權的主要目的之一。國外學者并對控制權私利度量展開了大量的實證研究，從現有研究文獻來看，控制權私利度量主要包括三種度量方法：如Barclay和Holdemess（1989）開創了大宗股權溢價法（Large Equity PremiumMethod），通過對紐約證券交易所1978-1982年上市公司63項私下協議大宗股權交易價格進行實證研究分析，發現該交易價格明顯高于轉讓公告宣告后的市場價格；Lease,Moconnell和Mikhalson（1983，1984）提出投票權溢價法（Voting Premium Method），利用具有相同分紅權、不同投票權的股票的價差（即投票權溢價）估算控制權私利，并通過對美國1940-1978年發行雙層級股票的26家上市公司進行實證研究，研究發現，管理者私有收益是投票權價值的重要來源；Hanouna，Sarin和Shapiro（2002）提出配對樣本法（Paired Samples Method），以控制權交易價格和小額股權交易價格的差額度量控制權私利，并通過西方七國1986-2000年發生的9566宗收購案例研究，研究發現，控制權交易價格平均比小額股權交易價格高出18%左右。國內學者對大股東或控股股東控制權私有收益進行了大量的相關的實證研究（唐宗明，蔣位，2002；葉康濤，2003；馬磊、徐向藝，2007）。如部分學者以上市公司大宗股權轉讓數據為樣本，實證分析了我國上市公司大股東或控股股東對中小股東的侵害程度（唐宗明、蔣位，2002），以上市公司國有股協議轉讓股權交易為樣本，對我國上市公司控股股東攫取控制權私有收益的行為進行了實證研究（馬磊、徐向藝，2007）；葉康濤（2003）以我國非流通股權轉讓事件樣本對公司控制權的隱形收益進行實證研究，研究發現，控股股東一般會利用控制權獲取隱形收益。然而，把控制權私人收益定性為侵害，有可能扭曲控制權私有收益的實質，并不能真正反映控制權私人收益的內涵。

關于大股東或控股股東控制權私人收益的影響因素及大股東攫取控制權私利行為對公司價值或績效的影響方面，國內外學者進行了大量的實證研究，但研究結論尚不統一。

（1）大股東持股比例與控制權私利相關性。LLSV（2002）實證分析了掏空、法律保護和控股大股東現金流權對公司價值的影響，研究表明，控股大股東持股比例越高，其掏空就越少，公司的價值就越高。控股大股東持股比例與掏空行為之間并不是呈現出一種簡單的線性關系（Morck等，1988），控股大股東持股比例與公司價值呈現倒N型三次非線性曲線關系，大股東控制權行為呈現“掏空-利益協調”雙面效應（謝軍，2007）。大股東持股比例對公司價值的影響具有區間特征（饒育蕾等，2008），呈現出一種“N”型三次曲線關系（羅進輝、萬迪昉，2010）。張學洪、章仁俊（2011）以滬市民營上市公司2007-2009年關聯交易數據為樣本對大股東持股比例與掏空行為的關系進行了實證分析，研究結果表明，第一大股東持股比例與掏空行為呈現出典型的倒U型曲線關系，且占優控股型大股東掏空行為更為嚴重。上述文獻研究表明大股東持股比例與掏空行為呈現倒U型曲線關系，與公司價值呈現倒N型三次曲線關系，但大股東持股比例與控制權私利關系如何有待實證檢驗。基于上述分析，本文提出如下假設：

H1：大股東持股比例與控制權私利呈現一種倒U型非線性曲線關系

（2）大股東股權性質與控制權私利相關性。我國上市公司大部分是原國有企業經過改制、資產重組之后上市，具有國有股份高度集中的特點。國有企業由政府控制，實際控制人是政府官員，而掌握實際控制權的政府官員卻幾乎不持有任何股份。在這種特殊的現實背景下，掌握實際控制權的政府官員很有可能利用其掌握的控制權去追求私人收益，并導致了嚴重的“內部人控制”現象（Shleifer A, Vishny R，1994；陳冬華等，2005）。國內學者相關的實證研究也驗證了這一點，國有上市公司被控股大股東掏空程度更高，可能緣由是我國國有上市公司在改組上市之前母公司及其下屬企業之間存在很大的關聯交易關系（饒育蕾等，2008）。吳冬梅、莊新田（2008）以2001-2006年滬深兩市A股市場94家上市公司股權轉讓事件對股權集中度、股權制衡度、股權性質與控制權私人收益的關系進行實證研究發現，國有法人控制權私人收益最高，私人控股控制權私人收益次之。葉會、李善民（2011）以2006-2010年大宗股權交易數據對大股東獲取控制權私利行為進行實證分析，結果表明，與非國有股東相比，國有性質的股東更傾向于以私有收益的方式實現控制權私利。田立軍、宋獻中（2011）研究發現，國有企業大股東與中小股東的代理沖突與企業投資顯著正相關，民營企業上市公司大股東與中小股東的代理沖突與企業投資負相關但不顯著。曹國華、林川（2012）認為，掏空是大股東減持的重要原因，并通過以2007-2010年深市199家上市公司753個減持樣本數據進行了實證檢驗，研究發現，大股東持股比例及國有背景對大股東減持產生顯著的正向影響，股權制衡程度對大股東減持產生負向影響。上述文獻研究表明大股東股權國有性質與掏空行為正相關，但大股東股權國有性質與控制權私利關系如何有待實證檢驗。基于上述分析，提出如下假設：

H2：大股東國有股權性質與控制權私利正相關

（3）大股東股權制衡程度與控制權私利的關系。股權集中能使大股東有效地激勵和監督管理層，減少中小股東相互搭便車的問題；而股權制衡能有效抑制大股東攫取控制權私利（Shleifer A,Vishny，1986）。相關實證研究也證實了這點，股權集中度與公司經營績效之間呈現顯著的正向線性關系，而過高的股權制衡程度對公司的經營績效有負面影響（徐莉萍等，2006）。吳冬梅、莊新田（2008）通過實證研究表明，股權集中度、股權制衡度對國有股控制權私利具有一定的抑制作用，而對私人股份控制權私利作用有限。而吳紅軍、吳世農（2009）通過實證研究發現，股權制衡度與大股東的掏空之間呈現倒“U”型，與企業價值之間呈現“U”型。高自由現金流量的公司傾向于進行過度投資，第一、二大股東分屬不同性質對過度投資具有抑制作用（黃本多、干勝道，2009）。現金流權、控制權與公司價值負相關，股權制衡可以弱化兩權特征對公司價值的不利影響（高楠、馬連福，2011），金字塔結構特征與大股東利益侵占正相關（陳紅、楊凌霄，2012）。大股東之間存在著互相監督和制衡，第二至第五大股東的持股比例和制衡度會在一定程度上抑制大股東定向增發的隧道行為（李傳憲、何益闖，2012）。上述文獻研究表明大股東股權制衡程度與公司經營績效、企業價值正相關，對大股東掏空、控制權私人收益具有一定的抑制作用，但大股東股權制衡程度與控制權私利關系如何有待實證檢驗。基于上述分析，提出如下假設：

H3：大股東股權制衡程度與控制權私利負相關

（4）董事會特征與控制權私利的關系假設。大股東或控股股東攫取控制權私利行為決策還須通過董事會表決通過，如果董事長和總經理兩職合一，委托代理機制將會失效，從而降低董事會的獨立性及其監督功能，董事會成了大股東或控股股東攫取控制權私利的傀儡。與代理理論不同，管家理論認為董事長與總經理兩職合一有利于提高公司績效。所以本研究對大股東或控股股東董事長和總經理兩職是否合一條件下，驗證大股東特征與控制權私利的關系。基于此，提出如下假設：

H4：兩職合一與控制權私利正相關

董事會有效履行對經理層的監督職能的關鍵在于董事會的獨立性，董事會的獨立性水平越高，董事會對經理層的監督越有效。而董事會的獨立性水平依賴于外部獨立董事的比例和履行監督職能的專業技能。基于此，提出如下假設：

H5：獨立董事比例與控制權私利負相關

三、研究設計

（一）樣本選取與數據來源根據研究需要，本研究選取1999-2006年滬深兩市A股市場發生股權轉讓的上市公司為樣本，數據主要來源于CCER和GTA中國上市公司數據庫。樣本選取按以下標準：（1）股權轉讓是市場行為，不包括無償轉讓；（2）股權轉讓是非流通股的轉讓，并且是同一年發生非流通控股轉讓和非控股轉讓；（3）公告披露不屬于關聯交易；（4）公告披露轉讓交易價格；（5）股權轉讓得到財政部門批準；（6）剔除非現金交易和被中止的交易；（7）剔除資料不全的上市公司；（8）剔除ST、ST*和PT處理的上市公司；（9）剔除金融類上市公司。經過篩選最終得到有效樣本共有88家上市公司、99個觀測值、289筆交易。

（三）模型構建本研究構建如下回歸模型：（1）為了考察大股東特征與控制權私利的相關性，建立模型1：

（2）為了考察董事會特征與控制權私利的相關性，建立模型2：

上述模型中，α為常數項，βj為系數，ε為殘差項。

表1　變量定義及計量方法

四、實證分析

（一）描述性統計運用stata10.0“summarize”命令對樣本數據進行描述性統計，樣本數據的描述性統計詳見表2。可以看出，相對于英美等發達國家，我國上市公司股權集中度較高，第一大股東持股比例平均值達到28.82%，最高值達到66.4%；第一大股東受制衡程度不高，制衡程度平均值為1.219，最大值為3.135，最小值為0.0232；第一大股東董事長、總經理兩職兼任比例為12.1%，獨立董事比例為19.6%，這說明我國上市公司治理結構中，兩職兼任情況并不嚴重，獨立董事比例較為合理。運用stata10.0“tabstat”命令對大股東控制權私利進行分類度量，大股東控制權私利的分類度量見表3。表3分別從第一大股東股權國有性質、非國有性質對大股東控制權私利進行度量。結果顯示，大股東股權為國有性質時，其控制權私利平均水平為0.1276；大股東股權為非國有性質時，其控制權私利平均水平為0.0975；可以看出，國有性質的大股東更傾向于利用掌握控制權謀取私利，這點也正好與假設2相吻合。從樣本數據總體來看，大股東控制權私利的平均水平為0.11268，最高控制權私利水平為2.0739，最低控制權私利水平為-0.55714。從國內外控制權私利水平的比較來看，由于各國在公司治理模式、治理結構以及法律對投資者的保護程度、信息披露制度、資本市場發達程度等方面的差異，使得各國上市公司大股東對中小股東的侵害程度有所不同（Dyck and Zingales,2003）。如在投資者保護較好、信息披露制度嚴格、資本市場發達的英美等國家，大股東控制權私利水平不足0.05；而在一些南美洲和亞洲國家，由于資本市場不發達、缺乏投資者保護的法律條款、信息披露制度的不嚴格以及上市公司股權的高度集中，其各國上市公司大股東控制權私利水平為0.13左右。本文研究測算出的大股東控制權私利的平均水平為0.11268，與一些南美洲和亞洲國家上市公司大股東控制權私利水平基本持平，但遠高于英美等資本市場發達國家。

（二）回歸分析運用stata10.0“vif”命令對模型1進行多重共線性的檢驗，從結果可以看到，“share”和“share2”的“vif”都大于10，自變量的平均“vif”大于1，因此，自變量之間存在嚴重的多重共線性問題。而把模型1中自變量“share2”去掉，再對模型1進行多重共線性的檢驗，從結果可以看到，所有自變量的“vif”都小于10，則不存在多重共線性問題。這主要是因為模型1中同時使用同一個變量“share”的一次項和二次項做自變量產生的。而模型1中加入“share”的二次項是為了研究假設1的需要，并且可以得到更好的預測模型。對模型2進行多重共線性的檢驗，從結果可以看到，所有自變量的“vif”都小于10，結果表明，模型2自變量之間不存在多重共線性問題。運用stata10.0“ovtest”命令分別對模型1和模型2進行內生性的檢驗，從“ovtest”命令結果可以看出，模型1和模型2內生性檢驗的P值都大于0.05，結果表明模型1和模型2都不存在內生性問題。運用stata10.0“hettest”命令分別對模型1和模型2進行異方差的檢驗，從“hettest”命令結果可以看出，模型1和模型2異方差檢驗的P值都小于0.05，結果表明，模型1和模型2都可能存在異方差問題。對于模型1和模型2可能存在異方差的問題，本文研究采用“robust”命令對其進行修正，從而得到穩健的方差。模型回歸結果詳見表4。（1）大股東特征對控制權私利的影響。從模型1回歸結果可以分析出，大股東持股比例與控制權私利呈現一種倒U型非線性曲線關系（share2的系數在10%水平下顯著為負），這說明隨著第一大股東持股比例的增加，控制權私利呈現先升后降的趨勢，假設一得到驗證。大股東股權性質（propty）的系數為正，沒有通過顯著性檢驗，這說明大股東國有股權性質與控制權私利正相關但不顯著。假設二沒有通過顯著性檢驗，這可能是因為掌握實際控制權的政府官員一方面利用其掌握的控制權去追求私人收益，而另一方面出于自身政治前途的顧慮，傾向于采取必要的措施抑制控制權私利的攫取（吳冬梅、莊新田，2008）。大股東股權制衡程度（h25）的系數為負，沒有通過顯著性檢驗，這說明大股東股權制衡度與控制權私利負相關但不顯著。假設三沒有通過顯著性檢驗，這可能是由于家族上市公司中家族成員擔任董事長、CEO等職務，從而使得股權制衡效應失效（吳冬梅、莊新田，2008）；也有可能是由于上市公司大股東之間相互勾結共同攫取控制權私利（楊淑娥、王映美，2008）。（2）董事會特征對控制權私利的影響。從模型2回歸結果可以分析出，上市公司董事長、總經理兩職合一與控制權私利顯著性正相關（ceo的系數在5%水平下顯著為正），假設四得到驗證。獨立董事比例（dir）系數為負，沒有通過顯著性檢驗，這說明獨立董事比例與控制權私利負相關但不顯著。假設五沒有通過顯著性檢驗，可能是由于大股東通過選擇自己的親信占據董事會的多數席位，或者選擇跟自己有一定潛在關聯的人選擔任公司獨立董事，使得董事會的決議體現大股東的意志，從而使得外部獨立董事制度失效（楊淑娥、王映美，2008）。

表2　樣本數據的描述性統計

表3　大股東控制權私利的分類度量

表4　模型回歸結果

（3）控制變量的影響。模型1回歸結果中，公司規模（size）系數為負，沒有通過顯著性檢驗，這說明公司規模與控制權私利負相關但不顯著；模型2回歸結果中，公司規模（size）系數為正，沒有通過顯著性檢驗，這說明公司規模與控制權私利正相關但不顯著。造成上述結果的可能原因是一方面公司規模為大股東攫取控制權私利提供了更大的空間，但另一方面，大公司更容易受到外界的關注，從而阻礙了大股東攫取控制權私利行為。負債水平（size）系數在模型1、模型2回歸結果中都顯著為負，這個結果與唐宗明,蔣位（2002）、余明桂等（2006）研究結果一致。這說明上市公司負債水平越高，大股東攫取控制權私利水平越低，這從某種意義上說明上市公司外部債權人在一定程度上能夠監督和約束大股東謀取控制權私利行為。固定資產比例（tangle）系數在模型1、模型2回歸結果中都為正，但沒有通過顯著性檢驗，這說明固定資產比例與控制權私利正相關但不顯著。這也正說明了固定資產比例高的產業會提高內部人轉移資產的難度（林朝南、劉星、郝穎，2006）。

五、結論

本文研究結論如下：（1）大股東持股比例與控制權私利呈現一種倒U型非線性曲線關系，即隨著第一大股東持股比例的增加，控制權私利呈現先升后降的趨勢；（2）大股東國有股權性質與控制權私利正相關但不顯著；（3）大股東股權制衡度與控制權私利負相關但不顯著；（4）兩職合一與控制權私利顯著性正相關；（5）獨立董事比例與控制權私利負相關但不顯著。

研究結論表明，大股東持股比例、股權性質、股權制衡程度以及兩職兼任情況決定了大股東攫取控制權私利的能力。本文研究結論的啟示是：第一，通過引進機構投資者和法人股東，優化股權結構安排，充分發揮大股東之間的相互制衡效應，弱化第一大股東的控制權；第二，加大對國有控股上市公司的監察力度，抑制大股東的“隧道”行為，以保障中小股東的利益；第三，合理安排公司治理結構，避免董事長、總經理兩職合一；第四，完善上市公司獨立董事甄選、聘任、考核制度，增強獨立董事的獨立性，真正發揮其監督治理作用。

*本文系國家自然科學基金資助項目“基于策略互動實驗方法的大股東控制權私利形成機理研究：影響因素與倫理決策”（項目編號：71272143），教育部人文社會科學研究基金資助項目“基于S-C-P的控制權私人收益的形成機制及其市場效率研究”（項目編號：10YJA630053），浙江省哲學社會科學規劃課題“全流通背景下大股東控制權私利行為演進、成因及治理機制研究”（項目編號：15NDJC065YB）的階段性研究成果。

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（編輯文博）