中國上市公司控制權私利與公司績效實證研究

周 怡

(中央財經大學經濟學院,北京 100081)

一、問題的提出

上市公司中分散的股權結構很容易產生委托代理問題，在缺乏有效約束與信息不對稱的情況下，很難避免控股股東控制權私利行為。當處于信息不對稱、監督機制不力的情況下，代理人(管理者)很可能在自利動機下，因所負責業務的執行及信息上的優勢，產生自利動機。控制權私利不僅會侵占中小股東的利益，還可能導致上市公司整體業績下滑。無論是資本市場成熟的發達國家，還是資本市場尚未成熟的發展中國家，控制權私利行為都較為普遍，是資本市場的一大頑疾。自2005年中國證券市場實行股權分置改革以來，基于股權結構的公司治理水平雖然有了極大提高，但上市公司管理層及控股股東利用控制權采用關聯交易、直接占款、惡意融資和利潤操縱等手段掠奪攫取私利現象仍十分突出。

學術界將控制權私利行為產生的原因歸結為兩種：一是基于股東“經濟人”屬性，為了追求自身利益最大化而進行私利行為；二是公司治理機制不健全，缺乏對股東應有的監督與約束。Dyck和Zingales[1]認為，控制權私利行為與大股東的精神享受、利益追求密切相關。控股股東往往通過權力和信息優勢提升自身控制權力，獲得更多利益。徐細雄[2]認為，中國上市公司普遍存在大股東為謀求公司控制地位而承擔額外風險的風險補償收益現象。冉戎等[3]發現，為謀求權力和經濟利益，大股東會選擇一個能使中小股東保持沉默的水平來獲取可持續的控制權私利。對于控制權私利的后果，國內外很多學者的研究也取得了一些共識。如Johnson等[4]認為，控股股東對公司資源有決定性的支配權，能夠通過關聯交易、資源轉移和低價合同等方式掏空上市公司、侵占公司利益。Dyck 和Zingales[1]發現，大股東往往通過金字塔持股、交叉持股及發行多種股票的方式獲取控制權私利，侵害中小股東利益。白云霞等[5]也發現，大股東通過金字塔型控股結構獲取超額控制權是挖空公司資源、損害中小股東利益的一種手段。

控制權私利具有多樣性、隱蔽性的特征，很難直接觀察和測量。因此，國內外產生了眾多控制權私利測量的方法。其中，較為典型的有兩種：控制權交易溢價法和投票權溢價法。控制權交易溢價法是通過測量上市公司股權協議轉讓時的交易價格溢價來反映控制權私利水平。只要股權協議轉讓價格高于市場價格，即可判定為存在控制權私利行為。Dyck和Zingales[1]采用控制權交易溢價法對39個國家的控制權私利水平進行度量，發現巴西的控制權私利水平最高，股權協議轉讓交易價格高于市場價格65%。Reese和Weisbach[6]也發現，控股股東在關聯交易中通過支付更少的現金股利，從中操縱股票溢價，攫取控制權私利。Amel等[7]認為，在控制權競爭過程中投票權的強弱起著決定性作用。控股股東通過操縱投票權來謀求私利在資本市場上也較為常見。因此，通過比較投票權股票交易價格與市場價格，也是測量控制權私利水平的一種手段，即投票權溢價法。Nenova[8]利用投票權溢價法對多個國家的控制權私利水平進行了比較，研究發現莫斯科證券市場投票權股票交易價格高于市場價格50%，存在較高的控制權私利現象。

關于如何約束控制權私利行為，國內外學者也從不同角度提出了一些建議和對策。Tu和Yu[9]研究發現，加強制度建設、提高執法效率可有效抑制控制權私利的隧道行為。徐光偉和劉星[10]研究發現，加大對實際控制人掏空行為的處罰，可有效降低實際控制人與中小股東的代理問題，提高企業價值，且掏空風險高的公司價值提升得更為顯著。劉少波[11]認為，加大公司內部治理，可有效抑制大股東資金占用行為，降低盈余操縱機會。王書林等[12]認為，獨立董事可有效抑制大股東隧道行為。陳紅和楊凌霄[13]認為，發揮大眾傳媒的上市公司信息披露功能，能夠有效制約大股東的利益掏空行為。

本文借鑒上述文獻的研究方法，運用2007—2016年中國滬深兩市A股上市公司的數據，對上市公司控制權私利與公司績效進行實證研究，以期探討降低控制權私利規模以提高公司績效的具體路徑。

二、研究設計

(一)研究假設

Cullinan等[14]認為，控制權私利包括兩種形式：金錢性的薪金、津貼和資源收益等；非金錢性的社會地位、人際關系和影響力等。其中，金錢性私利的直接后果是中小股東應得利益被侵害，公司利益被掏空。Wang和Xiao[15]認為，大股東的掏空行為嚴重損害了公司利益，在短期內降低了公司績效，在長期內對公司持續發展產生極大的破壞。基于此，筆者提出如下假設：

假設1：控制權私利與公司績效負相關。

上市公司針對代理問題實施的各種制度安排就是公司治理結構。公司治理的目標在于降低代理成本，對控股股東與管理層進行監督，保護中小股東的利益。Marti和Berg[16]、江東瀚[17]與王奇和李四海[18]認為，政策環境、制度建設、執法水平、獨立董事和媒體監督均能提高上市公司治理水平，有效抑制控制權私利行為，提高上市公司績效。基于此，筆者提出如下假設：

假設2：公司治理水平與控制權私利負相關。

葉會和李善民[19]認為，受監管能力、治理水平的影響，不同產權性質的股東在控制權私利動機上存在差異，中央政府、地方政府與民營企業控股股東攫取私利的機會、動機有所不同。中央政府控股的上市公司除了實現公司利益最大化之外，還要面對稅收、就業等社會政治、經濟任務，而控股股東為追求控制權私利傾向于實施滿足控股股東利益訴求的多元化經營方式，這種行為可能有損于公司價值。現階段，由于對地方政府控股上市公司行為的監管極為有限，地方政府出于經濟發展的需要，一方面給予其控股公司相應的政策支持，另一方面占有公司利益，兩者相互交織、相互影響，即便發生控制權私利行為也以發展地方經濟為借口，因而其控制權私利行為很難被發現。相比較而言，中央政府控股上市公司以實現社會整體福利為目標，而地方政府控股上市公司以自身利益最大化為目標，民營企業控股的上市公司都沒有這些方面的考慮，因此，其私利行為會更大。基于此，筆者提出如下假設：

假設3：與中央政府控股相比，地方政府控股和民營企業控股的上市公司攫取私利的動機更強。

(二)模型構建

股權分置下控股股東持有非流通股票，股權協議轉讓時的控制權定價分為基準價格和私有收益兩部分，后一部分又稱為控制權價值。當非流通股票進行協議轉讓時，以股票的成本與收益作為定價基礎，交易雙方還要對控制權價值進行考慮，即：

Pm=Cn+Bn

(1)

Pc=Pm+Vc

(2)

其中，Pm表示非流通股票協議轉讓價格，Pc表示控制權協議轉讓價格，Cn表示非流通股票成本，Bn表示非流通股票收益，Vc表示控制權價值。

為便于研究，本文將控制權私利(PB)界定為控制權價值，因此，PB=Vc，為此得出：

Pc=Cn+Bn+PB

(3)

PB=Pc-Cn-Bn

(4)

為保障數據與研究的準確性，本文以協議轉讓3年后控制權增值與紅利之和作為非流通股票收益，得出控制權私利為：

(5)

其中，P表示每股交易價格，NASP表示每股凈資產，ENCF表示共享收益，[注]由于控制權私利行為中存在高管合謀掏空行為，所以存在共享收益。Nb表示股票交易分數，N表示普通股票分數。

大股東持有非流通股的份額越多其控股能力越強，控制權私利行為的成本越低，因為他們的行為很難受到監督。獨立董事和公司治理能夠在很大程度上增強對控股股東的制約，減少其控制權私利行為。因此，構建模型如下：

PB=α+β1Governi,t+β2Featutei,t+∑Controli,t+εi,t

(6)

其中，Govern表示公司治理水平，Featute表示公司產權屬性，Control表示控制變量，ε表示隨機誤差項，i和t分別表示公司和時間。

(三)樣本選取

本文選擇2007—2016年滬深兩市A股市場發生非流通股交易及財務重述的459家上市公司作為考察對象，參考Dyck和Zingales[1]有關控制權私利度量必須遵循的基本原則，確定了本文研究樣本所需滿足的條件：(1)股權轉讓后第一大股東發生變更，并且受讓方受讓股權后成為第一大股東。(2)公告披露顯示為非關聯交易并公布轉讓價格。(3)交易雙方以自愿方式進行股權轉讓協商。(4)樣本中國有股的轉讓得到有關政府管理部門的批準和確認。為了避免對一家上市公司在同一交易日公告的多筆股權轉讓交易記錄重復計算，筆者對樣本來源中涉及股權轉讓的所有上市公司兩筆及兩筆以上的交易記錄進行了合并。經過上述處理，最后確定了220個樣本。

(四)變量說明

被解釋變量為公司績效。筆者將公司績效具體化為財務績效，以直觀地顯示控制權私利對公司績效的影響。

核心解釋變量為控制權私利(PB)。本文將有財務報表重編的公司控制權私利設為1，未發生財務報表重編的公司控制權私利設為0。為了進一步深入分析，引入兩個虛擬解釋變量：公司治理水平和產權屬性。

控制變量包括：資產報酬率(ROA)，計算公式為：稅后凈利+利息費用(1-稅率)/平均總資產。控股股東持股比率(SRM)，指經理人持股數占企業所有流通在外普通股股數的比率。董監事持股比率(DIR)，指全體董事監事成員年底持股數除以該公司年底流通在外的普通股股數。董事會規模(BSIZE)，為董事和監事的人數總和。董事長兼任總經理(BOSS)，有兼任為1，沒有兼任為0。獨立董事比重(INRAE)，獨立董事和監事人數占董事會總人數的比重。董監事股權質押比率(PLE)，當董監事股權質押比率過高時，可能造成董監事無法發揮應有的功能。股份控制權(CORE)，指最終控股者持股率，用直接持股+間接持股計算，以控制鏈最末端持股率為間接持股。負債比率(LEV)，比率越小，企業資本結構越建全，企業的價值越高。公司規模(SIZE)，以總資產取自然對數衡量。

三、實證研究

(一)描述性統計分析

各變量的描述性統計分析結果如表1所示。

表1 描述性統計結果

由表1可以看出，有控制權私利行為公司的均值為0.658，大于無控制權私利行為公司的均值，有控制權私利行為公司規模相較于無控制權私利行為公司小。有控制權私利行為公司資產報酬率(ROA)均值為-3.378，而無控制權私利行為公司資產報酬率(ROA)均值為5.801，表明在公司績效差的情況下，董監事酬勞正常發放甚至更多。有控制權私利行為控股股東持股比率(SRM)和董監事持股比率(DIR)均值為1.146和20.946，而無控制權私利行為公司控股股東持股比率(SRM)和董監事持股比率(DIR)均值為1.292和24.600。有控制權私利行為公司的董事會規模(BSIZE)和獨立董事比重(INRAE)均值為9.500和2.337，而無控制權私利行為公司董事會規模(BSIZE)和獨立董事比重(INRAE)均值為10.381和3.619。有控制權私利行為公司獨立董事比重(INRAE)均值較低，顯示獨立董事比重越高越能有效監督。股權質押比率(PLE)均值差異不大，與控制權私利行為并無關聯。而有控制權私利行為公司股份控制權(CORE)和負債比率(LEV)的均值為27.591和48.711，無控制權私利行為公司股份控制權(CORE)和負債比率(LEV)的均值為31.809和43.313，控股股東會有誘因去控制或監督管理者，以提高自己的報酬，而負債比率高的公司，其財務報表或許可以隨意篡改，無控制權私利行為公司的董事長兼任總經理(BOSS)的均值和標準差為3.150和26.531，亦即在公司有兼任的情況下，控股股東私利行為進行的財務報表重編的機率較高， 而董事長沒有兼任總經理的情況下，因為監督力度較高，由控股股東私利行為進行的財務報表重編的機率較低。

(二)回歸分析

筆者將公司績效具體化為財務績效，以直觀地顯示控制權私利對公司績效的影響，控制權轉讓后控股股東的攫取私利行為對財務績效的影響表現為盈利能力、擴展能力、管理能力和成長能力等方面的變化。具體回歸結果如表2所示。

表2 控制權轉讓前后財務績效的變化

注：(0，+1)、(0，+2)、(0，+3)、(-1，+1)、(-1，+2)和(-1，+3)分別表示控制權轉讓當年與轉讓1年、當年與轉讓兩年、當年與轉讓3年、控制權轉讓前1年與轉讓后1年、轉讓前1年與轉讓后兩年和轉讓前1年與轉讓后3年。*、**和***表示在10%、5%和1%水平下顯著，括號內為P值。下同。

從表2可以看出，控制權轉讓1年的凈資產收益率和每股未分配利潤提升了2.61%和0.01%，控制權轉讓前1年和轉讓后1年的凈資產收益率提升了7.22%，但這種現象僅發生在控制權轉讓后的第1年和第2年，轉讓后第3年的凈資產收益率和每股未分配利潤又明顯降低，表明控制權轉讓兩年后公司的盈利能力上升，而第3年盈利能力開始下降。同時，根據表2還發現，在控制權轉讓后公司應收賬款周轉率明顯提升，但資產負債率也同時上升，表明上市公司的資產管理能力提高而償債能力下降，面臨著融資約束的情況。融資約束意味著公司流動性增強，能夠掌握更多的現金流，而這正是控制權私利的重要形式。大股東具有較強的持有現金的意愿，這是因為持有現金增加能夠增強資產處置權，便于其利益侵占與攫取行為。也就是說，控制權轉讓以后上市公司資產流動性增強，這為控制權私利提供了便利條件，控股股東更容易侵占公司利益，進一步降低公司績效，因此，控制權私利與公司績效呈顯著負相關關系。

為進一步研究控制權私利通過何種途徑影響公司績效，本文選取兩種方式對控制權私利與公司績效之間的進一步影響途徑進行了回歸分析。

1.公司治理水平對控制權私利的影響

在上述變量基礎上，具體引入以下變量：Enrich表示董監事私利行為；lnSIZE表示公司總資產取自然對數； Enrich×ROA表示董監事私利行為與資產報酬率的交乘項；Enrich×DIR表示董監事私利行為與董監事持股比率的交乘項。具體結果如表3所示。

表3 回歸分析結果

從表3可以看出，控股股東持股比率(SRM)顯著正向影響控制權私利水平，而控股股東持股比率平方項(SRM2)與控制權私利呈負相關關系。在低持股比率情況下，控股股東私利水平較低，表現為盤踞效應；隨著持股比率增加，控股股東的控制權私利行為逐漸嚴重，當持股比率達到一定程度時控制權私利水平呈逐漸下降趨勢，表現出聯盟效應。這是因為控股股東實際支配公司的情況下，股權增加不僅不能給其帶來更多的收益反而會增加其私利獲取成本，為此，隨著控股股東持股比率的增加，控制權私利水平表現出先上升后下降的變化，表明控股股東持股比率與控制權私利呈倒U型關系。董事會規模(BSIZE)負向影響控制權私利，即董事會的規模越大對控股股東的監管越強，控制權私利行為的成本越高，控制權私利水平越低。資產報酬率(ROA)、董監事持股比率(DIR)、董事長兼任總經理(BOSS)和獨立董事比重(INRAE)也是負向影響控制權私利。董監事股權質押比率(PLE)、負債比率(LEV)和公司規模(SIZE)的影響有正有負。Enrich×ROA 與Enrich×DIR 這兩個交乘項的影響均為正。當董監事持股比率較高，對公司營運有信心，發生控制權私利的機率較低,同時也說明公司治理環境越好，控制權私利越能受到限制。由此可以判斷，公司治理與控制權私利呈負相關關系。這與Faccio[20]的研究吻合。

2.產權屬性對控制權私利的影響

本文將樣本公司劃分為中央政府控股、地方政府控股和民營企業控股3種類型，不同產權屬性公司的控制權私利水平也明顯不同，如195家民營企業控股上市公司的控制權私利水平為14.08%，39家中央政府控股上市公司控制權私利水平為7.59%，而87家地方政府控股上市公司控制權私利水平為9.05%。這充分說明了不同產權屬性上市公司之間的控制權私利水平存在差異。為進一步明確產權屬性對控制權私利水平的影響。本文對3種屬性上市公司的公司績效進行了比較分析，不同時期的表現結果如表4所示。

表4 不同產權屬性公司控制權轉讓前后公司績效差異

從表4可以看出，在控制權轉讓3年期間，中央政府控股上市公司的公司績效皆顯著上升；控制權轉讓兩年期間，民營企業控股上市公司的績效雖然有所上升，但表現不顯著，且在第3年反而出現績效下滑；地方政府控股上市公司的公司治理水平雖然弱于中央政府控股企業，存在較為顯著的盤踞效應與聯盟效應，但強于民營企業。一方面，表明民營企業由于現代公司治理制度欠缺，極易使股權過于集中；另一方面，也表明民營企業的控制權轉讓機制難以對控制權私利產生治理效應。所以，控制權轉讓對公司績效的正向影響極為有限。

(三)穩健性檢驗

為驗證上述研究結果是否穩健，本文采用敏感性分析方法進行進一步的檢驗。第一，采用控制權轉讓前1年至轉讓后3年的數據，其平均值、中位數都具有內生可控性，與前文結果一致。第二，將財務績效替換為主營業務收入進行回歸分析，結果同樣表明控制權私利負向影響公司績效。由此可見，本文的回歸結果是穩健的。

四、結論與建議

(一)結論

本文運用2007—2016年中國滬深兩市A股上市公司數據，構建多元回歸模型實證研究中國上市公司控制權私利對公司績效的影響，結果表明：控制權私利與公司績效呈負相關關系；控股股東持股比率與控制權私利呈倒U型關系，董事會規模、資產報酬率、董監事持股比率、董事長兼任總經理和獨立董事比重負向影響控制權私利，說明公司治理環境越好，控制權私利越能受到限制；產權屬性不同的公司表現出差異性的控制權私利，與中央政府控股相比，地方政府控股和民營企業控股的上市公司攫取私利的動機更強。

(二)建議

為此，上市公司應加強內外部治理并降低控制權私利水平以提高公司績效。首先，增強董事會、中小股東對控股股東的監督力度，公司應加強民主化管理，就相關提議進行充分討論，保障董事會決議代表大多數股東的利益，而不僅僅是為控股股東服務。其次，提升監管部門的監督與管理效率，對控股股東的關聯交易進行監督，特別是控股股東與母公司、子公司進行的交易要嚴格審查，通過審計監督等形式增加其關聯交易成本。最后，政府應加強法律法規建設，為公司治理提供良好的制度環境，從而降低控制權私利水平。