中国上市家族企业控制权私人收益问题研究

鲁苒怡

【摘要】 大股东的控制权私人收益与企业的运营状况、客观限制条件强弱及其道德素养有关。本文研究了中国上市家族企业的控制权私人收益问题，通过实证分析得出控制权私人收益与企业的运营状况及其掏空的难易程度显著相关，但是大股东掏空行为与其情感因素关系并不显著，这表明我国家族企业的监管仍然要注重制度的建設，而不是单纯的口号式教育。

【关键词】 大股东 家族企业 控制权私人收益

一、理论回顾和分析

1、控制权私人收益研究分析

所有权与经营权的两权分离产生了第一类委托代理问题（股东与高管的委托代理），然而近年来以La Porta et al（1999）等为代表的一系列研究显示，传统意义上的经理人与股东之间的利益冲突已经不是大型公司最主要的代理问题，控股股东利用各种手段牟取控制权收益，侵占中小股东和其他利益相关者利益的问题更令人关注，由此控制权收益问题逐渐成为研究的焦点。控股股东由于拥有公司较大的股权份额，一般被认为有动力监督公司的管理和运营，从而降低代理成本。所以人们认为对投资者的法律保护和一定的股权集中是良好的公司治理的重要因素（Shleifer和Vishny，1997）。但股权集中同时也带来另一种代理问题，即大股东和小股东的代理问题。正如La Porta等所说的在很多国家的大公司中最主要的代理问题不是股东和管理者的冲突，而是大股东和小股东的代理问题。因此许多学者研究了影响控制权私人收益的因素。

首先是企业外部因素方面，法律环境是影响控制权私人收益水平的重要因素。Nenova（2003）的研究表明，在股东利益保护变量（执法环境、投资者保护程度、并购法和公司章程等）观测值最低的国家，控制权价值为48%，而在观测值最高的国家，控制权价值仅为5%。Dyck和Zingales（2004）证实了对少数股东较高水平的法律保护和法律执行力度将导致较低的控制权收益水平。此外，Stulz和Williamson（2001）从文化的视角研究了它们与控制权收益之间的关系。

其次，国内外学者就企业层面上影响控制权收益水平的因素进行研究的也比较多。Igor Filatotchev和Tomasz Mickiewicz（2003）发现控制权私人收益大小与所有权集中度、债务利息率负相关，与控制性股东出资额、项目折旧率正相关，债务融资对控制权私人收益的约束作用有限，并且当控股股东通过关联交易给公司提供贷款时还会激发侵占行为以提高控制权私人收益水平。Claessens et al（2002）基于九个东南亚国家（地区）的市场公开数据，实证研究发现控制权私人收益与控制权和现金流量权的分离程度正相关。我国学者的实证研究表明，控制权溢价水平与转让股份的比重呈正相关关系，上市公司企业规模与控制权溢价水平之间呈现出负相关关系。蒲自立（2004）的研究则表明上市公司的资产负债率与公司控制权私人收益之间显示出了显著的负相关关系。蒲自立的研究还表明净资产收益率和每股净资产都会影响控制权的私人收益。

2、家族企业的控制权私人收益研究

家族企业有着明显区别与其他企业的特点：第一，在家族企业内部，创业家族成员往往兼有企业所有者和经营者双重身份，企业决策权、执行权和监督权均由创业家族内部成员所掌控。第二，企业的行为机制不规范，“人治”色彩浓厚，随意性较大。企业的约束机制和激励机制在内外部成员之间不对称，企业内没有统一的标准来约束其家族成员，主要靠亲情关系来维系。第三，家族企业的存续对家族来说十分重要，他们将更关注公司长期价值的最大化。这样，家族成员可能会比其他股东更看重公司的长远利益。

简单来说，家族企业的行为机制不规范，“人治”色彩浓厚，可能削弱对大股东掏空行为的限制能力。但从另一方面讲，相比较于普通企业的大股东，家族成员可能对企业更有感情，更加关注公司长期价值的最大化，这样反而会降低控制权私人收益水平。已有学者研究家族企业的经营绩效问题（如朱卫国，2004），然而关于家族企业的控制权私人收益问题的研究却比较少见。雷星晖（2011）研究了我国家族上市公司控制权私人收益的影响因素问题，发现我国家族上市企业的控制权私人收益水平达到30.56%。控制权私人收益水平与资产负债率显著正相关，与企业规模显著负相关，与控股股权转让比例存在不稳定的正相关关系，与股权离散度和大股东制衡不相关。然而该研究考虑的影响因素不够全面，没有考虑企业规模等控制变量，因此有必要对家族企业控制权私人收益的机理做进一步分析，并通过实证进行检验。

二、理论分析与模型构建

从上述分析可以得出，控制权私人收益水平与外部监管及企业运营情况有很大关联，而家族企业的特殊性导致所有者对企业的情感因素影响也更加突出，因此本文认为家族企业控制权私人收益水平的形成机理可以用图1中的模型一解释。

1、模型解释

（1）企业营运情况。企业营运情况是影响控制权私人收益水平的直接因素。规模越大的企业控制权私人收益水平可能越高，而营运状况的好坏与控制权私人收益水平的关系不确定，当企业状况比较差时，大股东可掏空的机会比较小，但是意愿可能更强烈。

（2）监管环境的强弱或掏空的难易程度。大股东控制权（所有权）的比例、董事长是否兼任总经理、董事会人员数量及股权分散程度等客观因素可以影响或制约大股东的掏空行为。一般来说，监管环境越强，控制权私人收益水平越低。但是家族企业所有者所面临的监管力量可能过于薄弱，这会使得其控制权私人收益基本不受该因素的影响。

（3）所有者的道德素养及对企业的感情。大股东的掏空行为是对小股东利益的侵占，是一种“合法但不合理”的行为，在法律法规监管不力或存在空白的情况下，大股东的道德水平及其对企业的忠诚会影响到其掏空行为。家族企业的所有者尤其是创始人往往对企业感情很深，把经营好企业当成毕生的事业，这时候其谋取控制权私人收益的动机会显著降低。

（4）控制权私人收益水平。控制权私人收益是控股股东通过掌握控制权所能获得的额外收益，因此比较隐蔽，难以度量。为了度量控制权私人收益，只能采用间接的方法。目前控制权私人收益水平的计量方法有多种，本文借鉴韩德宗（2004）的模型，采用的控制权私人收益的计量模型为：

PBC=W？鄢（P-V）/P

其中，W为股权转让比率，P为每股转让价格，V每股净资产。

由于能够影响到控制权改变的股权价格与那些对控制权无关紧要的股权的价格是显著不同的，因此本文在搜集数据时只选择了那些影响到第一大股东控制权变化的股权交易，这就弥补了上述模型的不足。

2、模型假设

假设一：控制权私人收益与目标公司营运状况整体负相关：与目标公司规模既可能正相关，也可能负相关，与净资产报酬率及每股净资产负相关。

目标公司的规模越大，家族能够控制的现金流和其它资源越丰富，能够占有的货币性收益也就越多。但是规模越大，其规章制度可能更加完善，从而增加大股东掏空的难度。当公司的营运状况比较差时，大股东的注意力可能会从“做大蛋糕”转移到“抢蛋糕”上，这会增加其掏空的风险。

假设二：控制权私人收益水平与大股东家族受到的监管强度负相关。即与大股东的控制权比例先是正比關系，当比例达到一定水平时，再成反比关系，与大股东兼任高管与否成正比。

家族大股东的控制权比例越高，家族企业越容易形成“一股独大”的局面，从而更容易攫取控制权私人收益。而家族外大股东的制衡能力越强，家族就越难通过在职消费、“隧道”输送等形式获取控制权私人收益。然而当家族大股东的控制权比例超过一定水平，家族可能将企业视为自己的财产而对其加以保护。

假设三：控制权私人收益水平受家族对企业情感强弱的影响，情感越深，水平越低。

当家族成员把经营好企业当成毕生的事业或家族延续的保障时，其谋取控制权私人收益的动机会显著降低。

三、实证检验与分析

本文将家族上市企业的标准确定为最终实际控制人为自然人或家族的上市企业。通过国泰安数据库，分析了2009—2011年三年间的上市家族企业股权交易行为，通过剔除关联交易并只选择影响到第一大股东控制权改变的股权交易，最后共得到71个样本。

1、样本的描述统计

针对表1，可以得出如下结论：

第一，家族企业平均需要收购16.94%的股份才可以获得上市企业的控制权。这一结果与英美相对分散的股权结构相比明显过高。在英国和美国，一般5%～10%的股权转让交易即可实现控制权转移。

第二，上市家族企业规模不大，总资产在9亿左右。值得注意的是总资产的方差很大，说明我国上市家族企业之间存在很大差距。财务状况较差，平均净资产收益率为-4.7%，表明后金融危机时代家族企业营运困难。

第三，在2009—2011年三年期间，中国上市家族企业的控制权私人收益水平为8.92%，这比雷星晖研究的30.56%显著降低，表明金融危机后中国家族企业的监管环境和营运状况显著改变。

2、对模型假设合理性的验证

（1）基本回归模型。下面通过实验数据验证模型一的假设能否说明实际情况。首先建立如下回归模型：

PBC=？茁1×ROE+？茁2×LNA+？茁3×w+？茁4×B+？茁5×D+？着

其中，ROE指净资产收益率，LNA指总资产的对数，这两个变量衡量了企业的营运状况；w指所有者控制权比例，B是董事长兼任总经理情况，1为兼任，0为不兼任，这两个变量可以衡量外部监督力量强弱（由于已有研究证明股权分散程度可以影响到控制权私人收益，因此本文不再考虑这一因素）；D衡量企业获得方式，0表示自有家族企业直接上市，1表示家族控股的企业是通过入股已有上市企业实现的，这一变量可以一定程度上衡量大股东对企业的情感强弱，一般来说D=0时感情较深。

从表2可以得出，控制权私人收益与董事长与总经理兼任情况、实际控制人所有权与控制权比例、每股净资产和总资产在5%的水平上显著相关。

（2）调节效应的显著性验证。如图2所示，企业营运状况X与企业总资产、净资产收益率、每股净资产有关，即后三者是前者的标识变量。首先在SPSS中令X=（Ln总资产/20+净资产收益率+每股净资产）/3，所有者感情因素U用企业获得方式（民营化方式）表示，控制权私人收益水平为Y，监管环境强弱为M，M=（实际控制人控制权比例+实际控制人所有权比例）/2。

从表3可以得出，控制权私人收益与企业营业状况X显著相关，但是是否存在中介效应或调节效应需进一步讨论。将家族企业所有者的情感因素U作为控制变量进行检验，T检验结果0.21218<1.96，所以调节效应不显著。如果将U作为中间变量进行检验，则Sobel检验结果0.693219<0.9，表明U作为中间变量也不显著，因此，情感因素U对控制权私人收益的影响并不显著。

（3）中间效应的显著性检验。下面对模型一的下半部分（如图3所示）进行检验。

从表5可以得出，M与X在10%的水平上回归关系显著，系数a为0.211。最后考虑M和X对Y的回归检验，结果如表6所示。

从表6看出，控制权私人收益与中间变量M回归关系在5%水平上显著，系数b为0.233，因此中间效应显著，即模型一下半部分通过检验。

3、回归结果分析

针对回归结果，可以对前文所提出的三个假设进行检验，并有如下几点讨论。

（1）回归分析结果支持假设一。回归结果显示，家族企业的控制权私人收益与企业运营状况显著相关，与代表运营状况的三个指标（总资产、净资产收益率、每股净资产）均在5%的置信水平下显著相关。但是与总资产正相关，与净资产收益率及每股净资产负相关。这表明当企业规模比较大时，家族能够控制的现金流和其它资源越丰富，能够占有的货币性收益也就越多。

（2）回归分析结果部分支持假设二。回归分析结果通过了监管环境强弱作为中间变量的检验，表明企业运营状况不仅直接影响到控制权私人收益水平，还会通过大股东所面临的监管程度去影响其决策行为。值得注意的是，家族企业的控制权私人收益水平与大股东的控制权比例正相关，但是与大股东的所有权比例负相关，从而体现了控制权与所有权的区别：通过所有权带来的收益和损失是与企业的营运状况息息相关的，而控制权收益和损失的弹性则要大得多。

（3）回归分析结果不支持假设三。本文将大股东对企业的情感因素分别作为控制变量和中间变量进行了验证，结果都不显著。但是这并不意味着大股东的道德水平和情感因素与其掏空行为无关，而可能是因为这一因素难以用数据衡量。本文通过区分家族掌控的企业是其白手起家还是半途参股得来这一因素来辨别大股东的情感因素有着明显的不足之处，因此这一假设仍需后续完善验证。综合上述分析，可以将模型一简化为图4中的模型二。

四、结论和政策建议

1、结论

当家族利益与上市企业利益相分离时，家族有动机攫取控制权私人收益。家族上市企业的控制权私人收益水平与企业的经营状况及监管环境（掏空的难易程度）有关。随着一系列完善公司治理结构法律法规的出台，我国家族上市企业的控制权私人收益水平出现明显的下降，2009—2011年三年期间，中国上市家族企业的控制权私人收益水平为8.92%。针对控制权私人收益的影响因素的回归结果显示，我国家族上市企业的控制权私人收益与目标企业的总资产正相关，与目标企业的净资产收益率、每股净资产显著负相关，与掏空难易程度负相关。

2、建议

实证结果说明：我国家族上市企业尽管已经建立起完整的公司治理结构，但是控制权并未在治理结构内部进行合理的配置，家族成员侵占非家族成员中小股东的行为时有发生。结合上述结论，本文认为有必要注意以下几点：

（1）对于营运状况比较差的家族企业要加强监管。家族企业的控制权私人收益与企业的营运状况显著负相关，表明当企业陷入泥潭时家族有着掏空企业的风险。由于家族企业长期“人治”色彩浓厚，这会加大家族的掏空动机。

（2）合理分配企业的控制权和所有权。相关数据表明控制权和所有权二者可能存在很大的偏离，这在家族企业中更加明显。家族企业由于其特殊性导致家族成员对企业的控制权可能远大于其所有权，而控制权比例与私人收益是正相关的，所有权比例与私人收益却负相关，因此保持家族企业控制权和所有权比例的协调可以有效减少掏空行为。

（3）对大股东掏空行为的约束要“文攻武备”。中国企业对高层的监管往往只注重喊口号，忽视了制度的完善和建设。本文的研究表明虽然大股东对企业的情感因素与其掏空行为并不相关，但监管的强弱（掏空的难易程度）却会显著影响到其掏空行为，因此对大股东掏空行为的防治不仅要使其道德上不想，还要使其制度上不敢。

【参考文献】

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[10] 韩德宗、叶春华：控制权收益的理论与实证研究[J].统计研究，2004（2）.

（责任编辑：刘冰冰）