实际控制人、两权分离程度与品牌投入

韦 华

一、引言

近年来，在经济全球化日益加深以及国际竞争日趋激烈的情况下，我国与外部世界的经济关系愈趋复杂。随着我国国际经济地位的提高，我国的经济主权也面临越来越多的国际干扰，国外跨国公司对我国经济安全的影响日益明显。与发达国家相比，我国在整体技术实力和品牌领域处于弱势地位，发达国家更多地利用技术壁垒和品牌战略抑制我国的经济发展（汤湘希，2010）。改革开放以来，由于贸易壁垒的逐步取消，大量外企进入我国，并在汽车、啤酒、碳酸饮料、管理咨询等行业中超常规发展，在实现外资和合资品牌迅速普及的同时，某些民族品牌则归于消亡（汪海粟、吴祺，2013），这不仅影响了我国的经济自主权，还使得我国品牌在实现国际化发展的道路上阻碍重重。从世界各国GDP排名来看，2010年开始我国的GDP就已经超过日本成为全球第二大经济体，同时，我国的制造业产值也超过美国，位居世界第一。但在全球品牌顾问公司Interbrand评出的2016年全球最具价值品牌100强中，中国企业无一上榜。因此，有必要通过加强自主品牌建设来打造我国企业国际竞争力，维护和提升我国经济安全。在这一背景下，面对我国企业缺乏优秀自主品牌的问题，本文将从会计学视角，从品牌投入的角度出发，对企业自主品牌的培育活动进行研究，以期对企业自主品牌的培育和发展形成更为清晰全面的认识，并提供指导。

二、理论分析与假设提出

（一）实际控制人控制权与品牌投入关系

由委托代理理论可知，经营权与所有权的分离为企业的经营发展带来了两类代理问题：在股权分散的情况下，股东（委托人）与管理者（代理人）之间的第一类代理问题，以及集中的股权结构下，控股股东（代理人）与中小股东（委托人）之间的第二类代理问题。20世纪80年代后，众多学者发现，集中的股权结构在世界范围内更具普遍性（Shleifer and Vishny，1986；Morck and Yeung，1991；La Porta et al.，1999），在这一背景下，企业中大小股东之间的利益冲突（第二类代理问题）成为主要矛盾。

在过去的研究中，控股股东被认为具有双向效应。一方面，集中的股权结构赋予了控股股东过多的企业控制权，而由于控股股东与其他外部投资者的目标函数不完全一致，在缺乏法律与制度监管的情况下，控股股东往往倾向于谋求尽可能大的私人收益，从而产生“侵占效应”（Entrenchment Effect）。La Porta et al.（1999）发现，控股股东集中的股权容易造成其随意挪用、掏空上市公司资源来谋求私利的行为。而另一方面，集中的股权结构使得控股股东有较强的积极性去监督管理者，解决了“搭便车”问题，有利于缓解管理者与外部股东之间的委托代理冲突，提升公司价值，从而产生“激励效应”（Incentive Effect）。Fan and Wong（2002）发现，当控股股东持有的股份比例非常大时，其自身的利益与企业利益会逐步趋同（Alignment Effect）。这种情况下，控股股东的“隧道行为”（Tunneling Behavior）会减少。因此对于集中的股权结构而言，控股股东作为重要的治理力量存在“激励”与“侵占”双重效应的制衡。

La Porta et al.（1999）发现在股权集中的背景下，上市公司经营管理的最终决策者不是直接控股的大股东，而是大股东背后的实际控制人，因此，控股股东本质上是代替实际控制人行使控制权，因此激励与侵占双重效应其实是由实际控制人带来的。在此背景下，本文认为，由于实际控制人壕沟防御效应（侵占效应）与利益趋同效应（激励效应）的交替作用，我国上市公司实际控制人控制权与品牌投入存在着先下降后上升的“U 型”关系。由此提出如下假设：

假设一：实际控制人的控制权与企业的品牌投入呈U型关系。

（二）实际控制人现金流权与品牌投入关系

Claessens et al.（2000）研究了东亚九个国家和地区中上市公司的所有权和控制权的分离情况，发现实际控制人往往通过金字塔结构和交叉持股的方式，使其对控制链底端公司的控制权（投票权）超过了他们的现金流权（所有权）。

根据企业控制权理论，企业的剩余控制权（控制权）应当与剩余索取权（现金流权）相匹配，这样才能实现效率最大化。如果两者不匹配，即拥有剩余控制权的人无法得到剩余索取权，那么他就不用承担公司的经营风险，也不可能有积极性为公司做出好的决策（张维迎，1996）。而实际控制人以较低的现金流投入来获取较高控制权比例的行为，使其所需承担的经济责任和义务远低于实际控制股东在上市公司中的经营管理决策权力和资金调配运作等控制力，从而激发实际控制股东谋取控制权私利和侵占中小股东利益的冲动（第二类代理问题），而企业投资活动便是其获取控制权私有收益的重要来源。

表1 变量定义表

表2 各变量描述性统计表

表3 实际控制人控制权与品牌投入（广告）的回归结果

在既定的控制权水平下，实际控制人现金流权越高，企业的剩余控制权（控制权）与剩余索取权（现金流权）就越匹配，实际控制人的利益趋同效应就越明显，利益侵占动机就越弱，那么其提升企业竞争能力的动机就越大，进行品牌投入的意愿就越大。由此提出如下假设：

假设二：既定的控制权水平下，实际控制人的现金流权与企业品牌投入水平呈正相关关系。

（三）实际控制人两权分离程度与品牌投入关系

与上述推理过程类似，在既定的控制权水平下，实际控制人的两权分离程度越小，企业的剩余控制权（控制权）与剩余索取权（现金流权）就越匹配，实际控制人的利益趋同效应就越明显，利益侵占动机就越弱，那么其提升企业竞争能力的动机就越大，进行品牌投入的意愿就越大。而当两权分离程度较大，即当实际控制人的控制权远高于现金流权时，实际控制人从公司分红所得到的收益远远小于通过对公司进行利益侵占所获取的收益，此时掏空收益远远高于掏空成本，壕沟防御效应（侵占效应）显现。由此提出如下假设：

假设三：既定的控制权水平下，实际控制人的两权分离度与企业品牌投入水平呈负相关关系。

假设四：既定的控制权水平下，实际控制人两权分离度低的企业比两权分离度高的企业倾向于更多的品牌投入。

三、研究设计

（一）数据来源与样本选择

表4 实际控制人现金流权与品牌投入（广告）的回归结果

表5 实际控制人两权分离度（DEV1）与品牌投入（广告）的回归结果

本文以深圳及上海证券交易所的上市公司为研究对象，选取2008～2018年间的企业数据作为研究样本进行分析。其中品牌投入的数据（包括广告支出和R&D支出）均通过查阅各公司年报手工收集整理，实际控制人控制权及现金流权信息来源于国泰安数据库（CSMAR），其他财务数据来源于万得（WIND）数据库。本文的数据筛选及处理原则如下：

（1）剔除部分数据缺失的样本；（2）剔除金融行业样本、剔除ST和PT类公司样本；（3）剔除控制权小于现金流权的样本。如前文所述，大多数情况下，两权分离时实际控制人的控制权会超过其相应的现金流权，故本文不考虑控制权小于现金流权的情况。（4）剔除实际控制人控制权不足10%的样本。如在前文概念界定中所述，本文将采用10%的有效控制权作为标准，对实际控制人控制权不足10%的上市公司样本进行剔除。（5）将样本按照实际控制人的性质分为国有和非国有两组，若实际控制人为政府及相关机构，则为国有组，否则为非国有组。众多学者研究发现，不同企业产权性质的差异会带来研发投入（品牌投入）水平的不同（Jeffers，2004；武海花，2012；梅波，2013），因此本文将样本分组回归，以便更加直观呈现国有和非国有两个样本组之间的差异。分组后，对两个组均按照5%和95%分位剔除异常值，以消除极端数据对研究的影响。

通过以上筛选和处理操作之后，共得到3963个有效样本数据，其中国有组包含2588个样本，非国有组含1375个样本。本文使用统计分析软件STATA12.0对数据进行分析和处理。

（二）变量定义

1.被解释变量

本文从品牌投入的角度来验证实际控制人对企业品牌培育活动的影响。如前文概念界定中所述，广告投入和研发投入是品牌投入的两个最主要因素，因此本文采用广告费和R&D投入来衡量品牌投入的力度，用BIad和BIrd表示。鉴于过去已有较多文献对R&D投入进行研究，故本文主回归中只利用广告投入BIad作为品牌投入的代理变量，而R&D投入将放在稳健性检验中对主回归结论进行验证。

2.解释变量

为了验证前文中的四个假设，本文采用控制权、现金流权及两权分离度三个代理变量作为解释变量。其中控制权（CR）表示各有效控制链上最小持股比例之和，现金流权（CFR）表示有效控制链上各层级控股股东持股比例的乘积之和。两权分离度的代理变量则分为两权分离度连续变量（DEV）和两权分离度虚拟变量（SEP），以对不同的假设进行验证，而这两种代理变量又因为两权分离度计算方法的不同（控制权与现金流权之比CR/ CFR，以及控制权与现金流权之差CR-CFR）而各自细分为DEV1和DEV2，以及SEP1和SEP2，其中，DEV1和SEP1在主回归中使用，而在稳健性检验中使用DEV2（代替DEV1）和SEP2（代替SEP1）。

表6 实际控制人两权分离度（SEP1）与品牌投入（广告）的回归结果

表7 实际控制人控制权与品牌投入（研发）的回归结果

3.控制变量

根据Cohenand Levin（1989）、贾雷（2006）可知，股权集中度对企业研发投入有影响，因此本文采用“赫芬达尔”指数（HERFINDAL）来对其进行衡量。除此之外，企业规模（SIZE）、资产负债率（LEV）、自由现金流（FCF）、企业成长性（GROWTH）、企业年龄（AGE）以及年度（Year）和行业（Industry）等均对企业研发投入有影响。本文认为，广告投入与研发投入具有相似性质，因此可采用相同的控制变量。各变量具体含义见表1。

（三）模型设定

基于上述理论分析，为了验证实际控制人的控制权与企业品牌投入的“U型”关系（H1），构建如下多元回归模型，对国有和非国有组分别进行回归检验：

对于假设二，本文构建了回归模型2来检验实际控制人现金流权与品牌投入的关系（H2），并使用回归方程3及4来验证两权分离程度与品牌投入的关系（H3、H4）。

四、实证检验与结果分析

（一）描述性统计及分析

从表2对各变量的描述性统计中可以发现，国有企业样本中品牌投入BIad的平均值为15.7860，略高于非国有企业样本的15.4732，而国企样本中品牌投入的最大值和最小值也均高于非国企样本的相应统计值，说明国有企业样本的品牌投入水平与非国有企业样本相比略高。与品牌投入类似，国有企业样本中控制权CR以及现金流权CFR的平均值均高于非国企样本，比非国企样本的相应统计值分别高出9.13%和11.82%，二者的最大值和最小值也都呈现较高水平。在两权分离度方面，无论是从连续变量DEV1还是虚拟变量SEP1来看，国企样本两权分离度的平均水平低于非国企样本，再结合国企样本较高的品牌投入水平来看，两权分离度与品牌投入水平之间已呈现出负向的关系，但这一结论是否成立还有待进一步检验。

国企样本中企业规模SIZE的平均值为22.05，高于非国企样本的21.48，说明国企样本中的企业具有较高的规模水平，而非国企的规模则相对较小，这与我国不同性质企业各自的特征现状是相符的。从资产负债率LEV来看，国企样本中资产负债的平均水平较高，达到了54.07%，而非国企样本中资产负债率的平均值为51.33%，表明国企样本中的企业具有更强的债权融资能力，这可能跟我国企业的债权融资方式有关，目前银行贷款仍是债权融资的主要方式，而在现有的银行贷款政策下，银行资金大部分都流向国有、大中型企业，民营和中小企业借入资金则比较难。国企样本自由现金流FCF的平均值为-7.77，大幅低于非国企样本的-1.56，尽管两组企业都呈现出自由现金流短缺的局面，但国企相比而言更为严重，这可能源于政府干预导致的国有企业的过度投资行为。国企样本和非国企样本的股权集中度HERFINDAL均值分别为0.18和0.12，二者相差0.06，国企表现出更为集中的股权结构，这与我国企业股权结构的普遍情况一致，国企中往往存在“一股独大”的现象，导致国有企业的股权集中度更高。在成长机会GROWTH和企业年龄AGE方面，两个样本组的平均值差异不大，成长率均在16%左右，企业年龄均在5.4年左右。

（二）实际控制人控制权与品牌投入的回归分析

表3的结果显示，国有样本回归方程的F值检验结果为31.93，在1%水平下显著，说明该组的回归方程中各解释变量对被解释变量的联合作用是显著的，被解释变量与解释变量之间的相关关系在总体上也显著成立。可决系数R2用于衡量回归模型对样本观测值的拟合程度，其值为0.215，表示回归模型对被解释变量的总体解释程度是21.5%。控制权平方项（CR_CR）的回归系数为-0.0006，，并且在1%水平下显著，说明实际控制人控制权（CR）与品牌投入（BIad）之间呈“倒U型”关系；控制权（CR）的回归系数为0.0506，且在1%水平下显著，说明“倒U型”关系的对称轴不为零，结合控制权平方项（CR_CR）的回归系数-0.0006计算可得，“倒U型”关系的对称轴为39.02%，即当控制权大于零时，品牌投入（BIad）与控制权（CR）之间并不是单调的负向关系，而是呈现正相关与负相关并存的多样相关关系。当0

非国有样本组的回归结果中，F值为15.53，回归方程在1%显著性水平下成立。可决系数R2为0.2105，各解释变量对被解释变量的总体解释程度是21.05%。与国有样本的回归结果不同，非国有样本中控制权平方项（CR_CR）的回归系数为0.0009，大于零并在5%水平下显著，这说明非国有样本中实际控制人的控制权（CR）与品牌投入（BIad）之间呈正向的“U型”关系。控制权（CR）的回归系数为-0.0556，且在5%水平下显著，说明“U型”关系的对称轴不为零，结合控制权平方项（CR_CR）的回归系数0.0009计算可得，“U型”关系的对称轴为31.26%，即当控制权大于零时，品牌投入（BIad）会随着控制权（CR）水平的提升呈现出先下降后上升的“U型”变化。当0

综合来看，实际控制人控制权与品牌投入之间的“U型”关系在国企样本组和非国企样本组中均存在，但只有非国企样本的结果是与前文假设一致的，呈现先下降后上升的正向“U型”，而国企样本呈现的则是先正相关后负相关的“倒U型”关系。对于国企和非国企样本间的这一差异，本文认为，该差异与我国特有的产权制度背景有关。国家作为国企的终极所有者，实际上是一个虚拟的产权主体，其对企业的控制作用是通过政府或国有资产管理公司实现的，而后者又要通过向国企委派管理者来完成控制链的搭建，由此导致了国企中所有权与经营权相分离（代理问题）以及“所有者缺位”的现象。因此总体上看，国企中实际控制人控制权与品牌投入之间呈“倒U型”关系。而在非国企中，由于不存在“所有者缺位”的问题，控股股东与中小股东之间的利益冲突仍为主要矛盾（第二类代理问题），因此在壕沟防御效应（侵占效应）与利益趋同效应（激励效应）的先后作用下，非国企中实际控制人控制权与品牌投入之间呈正向“U型”关系。

（三）实际控制人现金流权与品牌投入的回归分析

由于在之前对两个样本组的相关性分析中，控制权（CR）与现金流权（CFR）的相关系数均呈现较高水平，为了避免多重共线性问题可能带来的影响，本文在接下来的三个模型中将采用代表控制权高低的控制权水平（CRdum）哑变量来代替控制权连续变量（CR）。当控制权CR高于模型一中“U型”关系的对称轴取值时（国企为39.02%，非国企为31.26%），令CRdum=1，代表实际控制人的控制权处于较高水平，当CR低于“U型”关系的对称轴取值时，令CRdum=0，代表实际控制人的控制权处于较低水平。

表4的结果显示，国有样本回归方程的F值检验结果为33.97，在1%水平下显著，表示回归模型显著成立。可决系数R2=0.2256，说明回归模型对被解释变量的总体解释程度为22.56%。现金流权（CFR）的回归系数为0.0236，在1%水平下显著，说明国有样本中，品牌投入（BIad）与现金流权（CFR）显著正相关，实际控制人的现金流权越高，利益趋同效应就越明显，其越倾向于进行品牌投入，这与前文所提假设具有一致性。控制权水平（CRdum）的回归系数不显著，这可能跟控制权（CR）与品牌投入（BIad）之间的非线性关系有关。

非国有样本组的回归结果中，F值为19.209，回归方程在1%显著性水平下成立。可决系数R2为0.2381，即各解释变量对被解释变量的总体解释程度是23.81%。与国有样本的回归结果相同，现金流权（CFR）对品牌投入（BIad）也呈现出正向促进作用，其回归系数为0.0398，在1%水平下显著，再次验证了前文假设。在控制变量方面，不论是国企样本还是非国企样本，各变量回归系数的方向以及显著性均与模型一的回归结果相同，在各样本组中具有一致性。

（四）实际控制人两权分离程度与品牌投入的回归分析

表5的结果显示，国有样本回归方程的F值检验结果为31.75，在1%水平下显著，表示回归模型显著成立。可决系数R2=0.2140，说明回归模型对被解释变量的总体解释程度为21.4%。两权分离度（DEV1）的回归系数为-0.1029，在1%水平下显著，说明国有样本中，品牌投入（BIad）与两权分离度（DEV1）显著负相关，实际控制人的两权分离程度越高，利益侵占效应就越明显，企业品牌投入就越少，这与前文所提假设具有一致性。

非国有样本组的回归结果中，F值为18.6495，回归方程在1%显著性水平下成立。可决系数R2为0.2328，即各解释变量对被解释变量的总体解释程度是23.28%。与国有样本的回归结果相同，两权分离度（DEV1）对品牌投入（BIad）也呈现出负向抑制作用，其回归系数为-0.2314，在1%水平下显著，再次验证了前文假设。

在控制变量方面，不论是国企样本还是非国企样本，各变量回归系数的方向以及显著性均与模型一的回归结果相同，在各样本组中具有一致性。

表6的结果显示，国有样本回归方程在1%水平下显著，表示回归模型显著成立。且说明国有样本中，品牌投入（BIad）与两权分离度（SEP1）显著负相关，实际控制人的两权分离程度越高，利益侵占效应就越明显，企业品牌投入就越少，这与前文所提假设具有一致性。

非国有样本组的回归结果中，回归方程在1%显著性水平下成立。与国有样本的回归结果相同，两权分离度（SEP1）对品牌投入（BIad）也呈现出负向抑制作用，其回归系数为-0.4856，在1%水平下显著，再次验证了前文假设。在控制变量方面，不论是国企样本还是非国企样本，各变量回归系数的方向以及显著性均与模型一的回归结果相差不大。

（五）稳健性检验

为使研究结论更具有说服力，本文使用企业研发投入BIrd作为品牌投入的代理变量，以两权分离度DEV2代替DEV1，SEP1代替SEP2进行稳健性检验。

表7的结果显示，国有样本中实际控制人的控制权（CR）与品牌投入（BIrd）之间呈“倒U型”关系，实际控制人的控制权对品牌投入具有先促进后抑制的影响，验证了主回归中的结论，且对称轴为38.01%，与主回归中的39.02%非常接近。非国有样本组的回归结果中，非国有样本中实际控制人的控制权（CR）与品牌投入（BIrd）之间呈正向的“U型”关系，实际控制人的控制权对品牌投入具有先抑制后促进的影响，验证了主回归中的结论。该“U型”关系的对称轴为37.17%，稍高于主回归中的31.26%。

实际控制人现金流权（CFR）与两权分离度（BIrd）之间正相关关系的稳健性回归结果显示，国有样本中，品牌投入（BIrd）与现金流权（CFR）显著正相关，实际控制人的现金流权越高，利益趋同效应就越明显，其越倾向于进行品牌投入，这与主回归中的结论具有一致性。非国有样本组的回归结果中，与国有样本的回归结果相同，非国有样本组中现金流权（CFR）对品牌投入（BIrd）也呈现出正向促进作用，在1%水平下显著，再次验证了主回归中的结论。

实际控制人两权分离度连续变量（DEV2）以及两权分离度哑变量（SEP2）与品牌投入（BIrd）之间负相关关系的稳健性回归结果显示，国有样本中，品牌投入（BIrd）与两权分离度（DEV2、SEP2）显著负相关，实际控制人的两权分离程度越高，利益侵占效应就越明显，企业品牌投入就越少，这与主回归中的结论具有一致性。非国有样本组的回归结果显示，与国有样本的回归结果相同，非国有样本组中两权分离度（DEV2、SEP2）对品牌投入（BIad）也呈现出负向抑制作用，主回归中的结论再次得到了验证。

综合来看，稳健性检验的结论与主回归中的完全一致，四个模型均通过了稳健性检验。

五、研究结论与政策建议

本文以2008～2018年我国深圳及上海证券交易所的上市公司作为研究对象，探讨了企业实际控制人对品牌投入的影响。通过研究，本文得出如下主要结论：

1. 国有企业中，实际控制人控制权与品牌投入之间呈“倒U型”关系，“倒U 型”关系的临界点为39.02%，即当控制权水平介于0～39.02%之间时，实际控制人主要表现出利益趋同效应（激励效应），控制权水平越高，其进行品牌投入以提升企业价值的意愿就越强，利益趋同效应就越明显，企业品牌投入也越多；而当控制权超过39.02%达到较高水平时，实际控制人的“隧道行为”增加，壕沟防御效应（侵占效应）显现，控制权越高，其将资金用于品牌投入的意愿就越低，并且更倾向于以侵占中小股东利益的方式谋取控制权私利，企业品牌投入就会随着控制权水平的升高而下降。

2. 非国有样本中，实际控制人的控制权与品牌投入之间呈正向的“U型”关系， “U型”关系的对称轴为31.26%，即当控制权水平介于0～31.26%之间时，实际控制人主要表现出壕沟防御效应（侵占效应），控制权愈高，其进行品牌建设投资的意愿就愈低，并可能出现侵占中小股东利益的行为，品牌投入与控制权之间呈现显著负向相关关系；当控制权水平高于31.26%时，实际控制人进行品牌投入的意愿渐强，利益趋同效应（激励效应）占主导，企业品牌投入会随着控制权水平的升高而增加。

3. 对于国企和非国企样本间实际控制人控制权与品牌投入关系的差异（国企样本呈现的是先正相关后负相关的“倒U型”关系，非国企呈现先下降后上升的正向“U型”），本文认为该差异与我国特有的产权制度背景有关。国企样本在两权分离（所有权与经营权分离）以及“所有者缺位”的背景下，国企管理者可能获得过多的管理层权力，成为企业的“内部控制人”，并有机会利用其职位及信息方面的优势和决策权力来获取控制权收益，最终导致对股东利益的侵害。因此总体上看，国企中实际控制人控制权与品牌投入之间呈“倒U型”关系。而在非国企中，由于不存在“所有者缺位”的问题，控股股东与中小股东之间的利益冲突仍为主要矛盾（第二类代理问题），因此在壕沟防御效应（侵占效应）与利益趋同效应（激励效应）的先后作用下，非国企中实际控制人控制权与品牌投入之间呈正向“U型”关系。

4. 不论是国有样本还是非国有样本中，企业品牌投入与实际控制人的现金流权显著正相关，与两权分离度显著负相关。实际控制人的现金流权越高，利益趋同效应就越明显，其越倾向于进行品牌投入，而实际控制人的两权分离程度越高，利益侵占效应就越明显，企业品牌投入就越少。

5. 不论是国有样本还是非国有样本中，企业规模与品牌投入有显著的正相关关系。研究结果表明，大公司相对于中小企业更有能力和意愿进行品牌投入，这与品牌建设需要大量的资金和人力支持并伴随着极大的不确定性密切相关，与中小企业相比，大公司具有雄厚的资金资本和人才智力资本来支持企业的品牌发展，此结论与实际情形完全相符，同时也验证了熊彼特（Schumpeter）假说的正确性。

根据以上结论，本文提出以下建议：第一，在国有企业中引进战略投资者，优化股权结构，对国企高管产生制衡效应，同时拓宽国企高管激励渠道，建立完善薪酬激励体系。第二，在非国有企业中，充分完善及发挥企业内外治理机制的作用，加强中小投资者权益保护力度，并重点治理两权分离程度较高的企业。第三，加大国家政策扶持力度，引导民营和中小企业积极培育优良自主品牌，促进中小企业品牌建设投入。