中国上市公司控制权私利与公司绩效实证研究

周 怡

(中央财经大学经济学院,北京 100081)

一、问题的提出

上市公司中分散的股权结构很容易产生委托代理问题，在缺乏有效约束与信息不对称的情况下，很难避免控股股东控制权私利行为。当处于信息不对称、监督机制不力的情况下，代理人(管理者)很可能在自利动机下，因所负责业务的执行及信息上的优势，产生自利动机。控制权私利不仅会侵占中小股东的利益，还可能导致上市公司整体业绩下滑。无论是资本市场成熟的发达国家，还是资本市场尚未成熟的发展中国家，控制权私利行为都较为普遍，是资本市场的一大顽疾。自2005年中国证券市场实行股权分置改革以来，基于股权结构的公司治理水平虽然有了极大提高，但上市公司管理层及控股股东利用控制权采用关联交易、直接占款、恶意融资和利润操纵等手段掠夺攫取私利现象仍十分突出。

学术界将控制权私利行为产生的原因归结为两种：一是基于股东“经济人”属性，为了追求自身利益最大化而进行私利行为；二是公司治理机制不健全，缺乏对股东应有的监督与约束。Dyck和Zingales[1]认为，控制权私利行为与大股东的精神享受、利益追求密切相关。控股股东往往通过权力和信息优势提升自身控制权力，获得更多利益。徐细雄[2]认为，中国上市公司普遍存在大股东为谋求公司控制地位而承担额外风险的风险补偿收益现象。冉戎等[3]发现，为谋求权力和经济利益，大股东会选择一个能使中小股东保持沉默的水平来获取可持续的控制权私利。对于控制权私利的后果，国内外很多学者的研究也取得了一些共识。如Johnson等[4]认为，控股股东对公司资源有决定性的支配权，能够通过关联交易、资源转移和低价合同等方式掏空上市公司、侵占公司利益。Dyck 和Zingales[1]发现，大股东往往通过金字塔持股、交叉持股及发行多种股票的方式获取控制权私利，侵害中小股东利益。白云霞等[5]也发现，大股东通过金字塔型控股结构获取超额控制权是挖空公司资源、损害中小股东利益的一种手段。

控制权私利具有多样性、隐蔽性的特征，很难直接观察和测量。因此，国内外产生了众多控制权私利测量的方法。其中，较为典型的有两种：控制权交易溢价法和投票权溢价法。控制权交易溢价法是通过测量上市公司股权协议转让时的交易价格溢价来反映控制权私利水平。只要股权协议转让价格高于市场价格，即可判定为存在控制权私利行为。Dyck和Zingales[1]采用控制权交易溢价法对39个国家的控制权私利水平进行度量，发现巴西的控制权私利水平最高，股权协议转让交易价格高于市场价格65%。Reese和Weisbach[6]也发现，控股股东在关联交易中通过支付更少的现金股利，从中操纵股票溢价，攫取控制权私利。Amel等[7]认为，在控制权竞争过程中投票权的强弱起着决定性作用。控股股东通过操纵投票权来谋求私利在资本市场上也较为常见。因此，通过比较投票权股票交易价格与市场价格，也是测量控制权私利水平的一种手段，即投票权溢价法。Nenova[8]利用投票权溢价法对多个国家的控制权私利水平进行了比较，研究发现莫斯科证券市场投票权股票交易价格高于市场价格50%，存在较高的控制权私利现象。

关于如何约束控制权私利行为，国内外学者也从不同角度提出了一些建议和对策。Tu和Yu[9]研究发现，加强制度建设、提高执法效率可有效抑制控制权私利的隧道行为。徐光伟和刘星[10]研究发现，加大对实际控制人掏空行为的处罚，可有效降低实际控制人与中小股东的代理问题，提高企业价值，且掏空风险高的公司价值提升得更为显著。刘少波[11]认为，加大公司内部治理，可有效抑制大股东资金占用行为，降低盈余操纵机会。王书林等[12]认为，独立董事可有效抑制大股东隧道行为。陈红和杨凌霄[13]认为，发挥大众传媒的上市公司信息披露功能，能够有效制约大股东的利益掏空行为。

本文借鉴上述文献的研究方法，运用2007—2016年中国沪深两市A股上市公司的数据，对上市公司控制权私利与公司绩效进行实证研究，以期探讨降低控制权私利规模以提高公司绩效的具体路径。

二、研究设计

(一)研究假设

Cullinan等[14]认为，控制权私利包括两种形式：金钱性的薪金、津贴和资源收益等；非金钱性的社会地位、人际关系和影响力等。其中，金钱性私利的直接后果是中小股东应得利益被侵害，公司利益被掏空。Wang和Xiao[15]认为，大股东的掏空行为严重损害了公司利益，在短期内降低了公司绩效，在长期内对公司持续发展产生极大的破坏。基于此，笔者提出如下假设：

假设1：控制权私利与公司绩效负相关。

上市公司针对代理问题实施的各种制度安排就是公司治理结构。公司治理的目标在于降低代理成本，对控股股东与管理层进行监督，保护中小股东的利益。Marti和Berg[16]、江东瀚[17]与王奇和李四海[18]认为，政策环境、制度建设、执法水平、独立董事和媒体监督均能提高上市公司治理水平，有效抑制控制权私利行为，提高上市公司绩效。基于此，笔者提出如下假设：

假设2：公司治理水平与控制权私利负相关。

叶会和李善民[19]认为，受监管能力、治理水平的影响，不同产权性质的股东在控制权私利动机上存在差异，中央政府、地方政府与民营企业控股股东攫取私利的机会、动机有所不同。中央政府控股的上市公司除了实现公司利益最大化之外，还要面对税收、就业等社会政治、经济任务，而控股股东为追求控制权私利倾向于实施满足控股股东利益诉求的多元化经营方式，这种行为可能有损于公司价值。现阶段，由于对地方政府控股上市公司行为的监管极为有限，地方政府出于经济发展的需要，一方面给予其控股公司相应的政策支持，另一方面占有公司利益，两者相互交织、相互影响，即便发生控制权私利行为也以发展地方经济为借口，因而其控制权私利行为很难被发现。相比较而言，中央政府控股上市公司以实现社会整体福利为目标，而地方政府控股上市公司以自身利益最大化为目标，民营企业控股的上市公司都没有这些方面的考虑，因此，其私利行为会更大。基于此，笔者提出如下假设：

假设3：与中央政府控股相比，地方政府控股和民营企业控股的上市公司攫取私利的动机更强。

(二)模型构建

股权分置下控股股东持有非流通股票，股权协议转让时的控制权定价分为基准价格和私有收益两部分，后一部分又称为控制权价值。当非流通股票进行协议转让时，以股票的成本与收益作为定价基础，交易双方还要对控制权价值进行考虑，即：

Pm=Cn+Bn

(1)

Pc=Pm+Vc

(2)

其中，Pm表示非流通股票协议转让价格，Pc表示控制权协议转让价格，Cn表示非流通股票成本，Bn表示非流通股票收益，Vc表示控制权价值。

为便于研究，本文将控制权私利(PB)界定为控制权价值，因此，PB=Vc，为此得出：

Pc=Cn+Bn+PB

(3)

PB=Pc-Cn-Bn

(4)

为保障数据与研究的准确性，本文以协议转让3年后控制权增值与红利之和作为非流通股票收益，得出控制权私利为：

(5)

其中，P表示每股交易价格，NASP表示每股净资产，ENCF表示共享收益，[注]由于控制权私利行为中存在高管合谋掏空行为，所以存在共享收益。Nb表示股票交易分数，N表示普通股票分数。

大股东持有非流通股的份额越多其控股能力越强，控制权私利行为的成本越低，因为他们的行为很难受到监督。独立董事和公司治理能够在很大程度上增强对控股股东的制约，减少其控制权私利行为。因此，构建模型如下：

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

(6)

其中，Govern表示公司治理水平，Featute表示公司产权属性，Control表示控制变量，ε表示随机误差项，i和t分别表示公司和时间。

(三)样本选取

本文选择2007—2016年沪深两市A股市场发生非流通股交易及财务重述的459家上市公司作为考察对象，参考Dyck和Zingales[1]有关控制权私利度量必须遵循的基本原则，确定了本文研究样本所需满足的条件：(1)股权转让后第一大股东发生变更，并且受让方受让股权后成为第一大股东。(2)公告披露显示为非关联交易并公布转让价格。(3)交易双方以自愿方式进行股权转让协商。(4)样本中国有股的转让得到有关政府管理部门的批准和确认。为了避免对一家上市公司在同一交易日公告的多笔股权转让交易记录重复计算，笔者对样本来源中涉及股权转让的所有上市公司两笔及两笔以上的交易记录进行了合并。经过上述处理，最后确定了220个样本。

(四)变量说明

被解释变量为公司绩效。笔者将公司绩效具体化为财务绩效，以直观地显示控制权私利对公司绩效的影响。

核心解释变量为控制权私利(PB)。本文将有财务报表重编的公司控制权私利设为1，未发生财务报表重编的公司控制权私利设为0。为了进一步深入分析，引入两个虚拟解释变量：公司治理水平和产权属性。

控制变量包括：资产报酬率(ROA)，计算公式为：税后净利+利息费用(1-税率)/平均总资产。控股股东持股比率(SRM)，指经理人持股数占企业所有流通在外普通股股数的比率。董监事持股比率(DIR)，指全体董事监事成员年底持股数除以该公司年底流通在外的普通股股数。董事会规模(BSIZE)，为董事和监事的人数总和。董事长兼任总经理(BOSS)，有兼任为1，没有兼任为0。独立董事比重(INRAE)，独立董事和监事人数占董事会总人数的比重。董监事股权质押比率(PLE)，当董监事股权质押比率过高时，可能造成董监事无法发挥应有的功能。股份控制权(CORE)，指最终控股者持股率，用直接持股+间接持股计算，以控制链最末端持股率为间接持股。负债比率(LEV)，比率越小，企业资本结构越建全，企业的价值越高。公司规模(SIZE)，以总资产取自然对数衡量。

三、实证研究

(一)描述性统计分析

各变量的描述性统计分析结果如表1所示。

表1 描述性统计结果

由表1可以看出，有控制权私利行为公司的均值为0.658，大于无控制权私利行为公司的均值，有控制权私利行为公司规模相较于无控制权私利行为公司小。有控制权私利行为公司资产报酬率(ROA)均值为-3.378，而无控制权私利行为公司资产报酬率(ROA)均值为5.801，表明在公司绩效差的情况下，董监事酬劳正常发放甚至更多。有控制权私利行为控股股东持股比率(SRM)和董监事持股比率(DIR)均值为1.146和20.946，而无控制权私利行为公司控股股东持股比率(SRM)和董监事持股比率(DIR)均值为1.292和24.600。有控制权私利行为公司的董事会规模(BSIZE)和独立董事比重(INRAE)均值为9.500和2.337，而无控制权私利行为公司董事会规模(BSIZE)和独立董事比重(INRAE)均值为10.381和3.619。有控制权私利行为公司独立董事比重(INRAE)均值较低，显示独立董事比重越高越能有效监督。股权质押比率(PLE)均值差异不大，与控制权私利行为并无关联。而有控制权私利行为公司股份控制权(CORE)和负债比率(LEV)的均值为27.591和48.711，无控制权私利行为公司股份控制权(CORE)和负债比率(LEV)的均值为31.809和43.313，控股股东会有诱因去控制或监督管理者，以提高自己的报酬，而负债比率高的公司，其财务报表或许可以随意篡改，无控制权私利行为公司的董事长兼任总经理(BOSS)的均值和标准差为3.150和26.531，亦即在公司有兼任的情况下，控股股东私利行为进行的财务报表重编的机率较高， 而董事长没有兼任总经理的情况下，因为监督力度较高，由控股股东私利行为进行的财务报表重编的机率较低。

(二)回归分析

笔者将公司绩效具体化为财务绩效，以直观地显示控制权私利对公司绩效的影响，控制权转让后控股股东的攫取私利行为对财务绩效的影响表现为盈利能力、扩展能力、管理能力和成长能力等方面的变化。具体回归结果如表2所示。

表2 控制权转让前后财务绩效的变化

注：(0，+1)、(0，+2)、(0，+3)、(-1，+1)、(-1，+2)和(-1，+3)分别表示控制权转让当年与转让1年、当年与转让两年、当年与转让3年、控制权转让前1年与转让后1年、转让前1年与转让后两年和转让前1年与转让后3年。*、**和***表示在10%、5%和1%水平下显著，括号内为P值。下同。

从表2可以看出，控制权转让1年的净资产收益率和每股未分配利润提升了2.61%和0.01%，控制权转让前1年和转让后1年的净资产收益率提升了7.22%，但这种现象仅发生在控制权转让后的第1年和第2年，转让后第3年的净资产收益率和每股未分配利润又明显降低，表明控制权转让两年后公司的盈利能力上升，而第3年盈利能力开始下降。同时，根据表2还发现，在控制权转让后公司应收账款周转率明显提升，但资产负债率也同时上升，表明上市公司的资产管理能力提高而偿债能力下降，面临着融资约束的情况。融资约束意味着公司流动性增强，能够掌握更多的现金流，而这正是控制权私利的重要形式。大股东具有较强的持有现金的意愿，这是因为持有现金增加能够增强资产处置权，便于其利益侵占与攫取行为。也就是说，控制权转让以后上市公司资产流动性增强，这为控制权私利提供了便利条件，控股股东更容易侵占公司利益，进一步降低公司绩效，因此，控制权私利与公司绩效呈显著负相关关系。

为进一步研究控制权私利通过何种途径影响公司绩效，本文选取两种方式对控制权私利与公司绩效之间的进一步影响途径进行了回归分析。

1.公司治理水平对控制权私利的影响

在上述变量基础上，具体引入以下变量：Enrich表示董监事私利行为；lnSIZE表示公司总资产取自然对数； Enrich×ROA表示董监事私利行为与资产报酬率的交乘项；Enrich×DIR表示董监事私利行为与董监事持股比率的交乘项。具体结果如表3所示。

表3 回归分析结果

从表3可以看出，控股股东持股比率(SRM)显著正向影响控制权私利水平，而控股股东持股比率平方项(SRM2)与控制权私利呈负相关关系。在低持股比率情况下，控股股东私利水平较低，表现为盘踞效应；随着持股比率增加，控股股东的控制权私利行为逐渐严重，当持股比率达到一定程度时控制权私利水平呈逐渐下降趋势，表现出联盟效应。这是因为控股股东实际支配公司的情况下，股权增加不仅不能给其带来更多的收益反而会增加其私利获取成本，为此，随着控股股东持股比率的增加，控制权私利水平表现出先上升后下降的变化，表明控股股东持股比率与控制权私利呈倒U型关系。董事会规模(BSIZE)负向影响控制权私利，即董事会的规模越大对控股股东的监管越强，控制权私利行为的成本越高，控制权私利水平越低。资产报酬率(ROA)、董监事持股比率(DIR)、董事长兼任总经理(BOSS)和独立董事比重(INRAE)也是负向影响控制权私利。董监事股权质押比率(PLE)、负债比率(LEV)和公司规模(SIZE)的影响有正有负。Enrich×ROA 与Enrich×DIR 这两个交乘项的影响均为正。当董监事持股比率较高，对公司营运有信心，发生控制权私利的机率较低,同时也说明公司治理环境越好，控制权私利越能受到限制。由此可以判断，公司治理与控制权私利呈负相关关系。这与Faccio[20]的研究吻合。

2.产权属性对控制权私利的影响

本文将样本公司划分为中央政府控股、地方政府控股和民营企业控股3种类型，不同产权属性公司的控制权私利水平也明显不同，如195家民营企业控股上市公司的控制权私利水平为14.08%，39家中央政府控股上市公司控制权私利水平为7.59%，而87家地方政府控股上市公司控制权私利水平为9.05%。这充分说明了不同产权属性上市公司之间的控制权私利水平存在差异。为进一步明确产权属性对控制权私利水平的影响。本文对3种属性上市公司的公司绩效进行了比较分析，不同时期的表现结果如表4所示。

表4 不同产权属性公司控制权转让前后公司绩效差异

从表4可以看出，在控制权转让3年期间，中央政府控股上市公司的公司绩效皆显著上升；控制权转让两年期间，民营企业控股上市公司的绩效虽然有所上升，但表现不显著，且在第3年反而出现绩效下滑；地方政府控股上市公司的公司治理水平虽然弱于中央政府控股企业，存在较为显著的盘踞效应与联盟效应，但强于民营企业。一方面，表明民营企业由于现代公司治理制度欠缺，极易使股权过于集中；另一方面，也表明民营企业的控制权转让机制难以对控制权私利产生治理效应。所以，控制权转让对公司绩效的正向影响极为有限。

(三)稳健性检验

为验证上述研究结果是否稳健，本文采用敏感性分析方法进行进一步的检验。第一，采用控制权转让前1年至转让后3年的数据，其平均值、中位数都具有内生可控性，与前文结果一致。第二，将财务绩效替换为主营业务收入进行回归分析，结果同样表明控制权私利负向影响公司绩效。由此可见，本文的回归结果是稳健的。

四、结论与建议

(一)结论

本文运用2007—2016年中国沪深两市A股上市公司数据，构建多元回归模型实证研究中国上市公司控制权私利对公司绩效的影响，结果表明：控制权私利与公司绩效呈负相关关系；控股股东持股比率与控制权私利呈倒U型关系，董事会规模、资产报酬率、董监事持股比率、董事长兼任总经理和独立董事比重负向影响控制权私利，说明公司治理环境越好，控制权私利越能受到限制；产权属性不同的公司表现出差异性的控制权私利，与中央政府控股相比，地方政府控股和民营企业控股的上市公司攫取私利的动机更强。

(二)建议

为此，上市公司应加强内外部治理并降低控制权私利水平以提高公司绩效。首先，增强董事会、中小股东对控股股东的监督力度，公司应加强民主化管理，就相关提议进行充分讨论，保障董事会决议代表大多数股东的利益，而不仅仅是为控股股东服务。其次，提升监管部门的监督与管理效率，对控股股东的关联交易进行监督，特别是控股股东与母公司、子公司进行的交易要严格审查，通过审计监督等形式增加其关联交易成本。最后，政府应加强法律法规建设，为公司治理提供良好的制度环境，从而降低控制权私利水平。