股权结构的高度集中导致了上市公司中大股东的普遍存在性, 而大股东与中小股东间存在的利益分歧又使得大股东经常利用其自身对公司资源的控制优势, 以牺牲中小股东利益为代价来攫取专属于他们自己的私人收益。大股东获取私利的行为既不利于企业的可持续发展, 也同时损害了资本市场的有效性。通过对大股东私人收益影响因素进行深入剖析, 本文将提出更适合的方案来有效地控制大股东的私人收益, 从而提升上市公司的整体治理水平。

国内外学者针对控制权私人收益的影响因素问题已经进行了很多实证研究。在国外的实证研究中, Dyck & Zingales(2004)分别从法律及法律外环境两方面因素来研究控制权私人收益的影响因素, 他们发现当法律执行力越强、市场的竞争环境越激烈、社会舆论的影响力量越大, 相应地, 大股东获取私人收益的难度也会随之加大^[1]。从公司内部层面来分析, Barclay & Holderness(1989)的实证结果显示, 控制权私人利益与公司的规模呈正相关^[2]。Filatotchev & Mickiewicz(2001)则发现控制权私人收益随着股权集中度及企业债务利息率的提升而有所下降^[3]。Muravyev, Berezinets & Ilina (2014)则从董事会角度阐述了董事会规模与私人收益的关系, 他们认为中等规模的董事会(大约11个董事)将是控制私人收益的最优选择^[4]。

在国内方面的研究中, 大多学者都是从公司内部层面出发, 选择变量诸如控股股东持股比例、企业规模、财务杠杆及盈利指标等来进行相关的实证分析^[5-9]。近几年, 也有国内学者将影响因素的研究扩展到董事会结构上, 如张建明(2014)认为董事长与总经理的二职合一将降低董事会的独立性与监督功能, 使得控股股东更有机会攫取私人收益^[10]。但既有的国内研究没有考虑控制权性质对大股东私人收益产生的影响。当控制权主体性质不同时, 大股东攫取私人收益的影响因素、影响方式及影响强度都可能存在差异。本文的创新之处在于, 从不同控制权主体性质的角度出发, 对大股东私人收益的影响因素将作出进一步的解释。具体地, 本文将以发生控制权转移的国有控股上市公司为总样本, 根据转移后控股股东性质将总样本分为民营控股和国有控股两个分样本, 用以检测不同控制权主体下的私人收益水平及其影响因素, 特别是在影响私人收益的变量选择上, 将从企业内部与外部两个方面进行分析筛选, 不仅包括持股比例、净资产收益率、公司规模和债务资产比率等企业内部因素, 还将对诸如行业因素、法律制度及会计准则等外部因素进行回归分析。

本文把私人收益的潜在影响因素归纳为两大部分:企业内部因素和外部环境因素。具体来说, 企业内部因素包括大股东所持股份占比、企业规模、盈利水平及财务杠杆等, 而企业外部环境因素包括了行业差别、法律制度及会计准则等。

首先是控股股东的持股比例。Jensen & Meckling(1976)研究发现, 当大股东持股比例低于阈值时, 由于壕沟效应影响, 这种利益侵占程度将随大股东持股份额的增加而加大; 而当持股达到一定比例后, 利益协同效应将开始显著, 自身利益逐渐与企业利益趋同, 大股东的利益侵占反而会随着其持股比例的继续提升而逐渐降低^[11]。我国上市公司大股东持股比例相对集中, 虽然还不能确定这种股权集中度是否已经充分实现了协同效应, 但很多国内学者的实证并未发现控股股东持股比例与其私人收益之间的显著相关性^[5,12]。由此, 本文提出假设1:大股东私人收益与其持股比例之间无显著相关性。

其次, 关于私人收益与企业盈利水平的关系, 学术界得到的实证结果并不一致。一方面, 以净资产收益率反映企业的盈利能力, 那么收益率越高, 则意味着企业资源相对更充足, 控股股东预期的私人收益水平也会增高^[13-14]; 另一方面, 财务不佳的上市公司在公司治理与经营管理中往往存在很多漏洞, 控股股东可以藉此为借口对企业进行掏空^[7-8,15]。

笔者认为, 控制权主体性质不同, 私人收益与企业盈利能力之间的关系也会呈现不同的状态。当控制权主体为民营部门时, 收购净资产收益率较低的上市公司的主要目的即为获得壳资源, 进入资本市场, 获取超额回报; 而当控制权主体为国有部门时, 则会更注重企业未来的价值增长而减少对企业资源的侵占。由此提出假设2:民营大股东私人收益与企业净资产收益率负相关; 国有大股东私人收益与企业净资产收益率正相关。

再次, 在财务杠杆方面, Jensen(1986)认为债务将使公司的现金流被迫持续流出, 控股股东可占用的企业资源也会相应逐渐减少^[16]。此外, Aghion & Bolton (1992)认为债务赋予出借方对企业货币收益的索取权, 这在某种程度上体现为控股股东对该企业控制权的削弱^[17]。笔者认为, 企业资产负债率会对大股东的私人收益产生负向影响。由此, 提出假设3:私人收益与企业资产负债率负相关。

最后, 从公司规模上来说, 标的公司规模越大, 控股股东可侵占的资源也会越多; 但另一方面, 外界对大公司监管更严与关注更多, 这直接导致攫取私人收益的成本大大提升。在这里, 本文假设公司规模对私人收益水平的影响是不明确的。由此, 提出假设4:私人收益与上市公司规模无显著相关性。

行业差别因素主要体现在各行业的竞争度水平方面。当某个行业的竞争度越高, 市场价格越为透明, 控股股东想通过关联交易等方式攫取私人收益的难度也会随之增大^[1,18]。由此, 提出假设5:私人收益与上市公司所处行业竞争度负相关。

在法律环境方面, Dyck & Zingales (2004)认为对中小投资者法律保护程度高的国家, 其大股东私人收益水平相对较低^[1]。而在我国, 法制环境已经得到了初步改善, 2005年修订了《中华人民共和国证券法》与新《公司法》, 2007年实施了新《企业会计准则》。这些法律法规的出台和完善标志着我国对中小股东利益保护日益重视, 对上市公司操作的监管力度在不断加强。由此, 提出假设6:私人收益与法律环境负相关, 即法律越完善, 私人收益水平越低。

在数据选择方面, 总样本来源于两部分, 即国有控股上市公司将控制权转移给民营买家的121个样本数据(样本1)及国有企业间的并购重组的样本数据94个(样本2), 样本总数为215个公司数据。本文选择的样本为1998-2014年间我国A股市场中通过股权协议转让方式实现控制权转移的上市公司, 股权转让前样本公司控股股东性质为国有股或国有法人股, 控制权转移后样本公司所处行业并未发生变更, 并且股权转让有公开的交易价格。所有研究样本数据均基于CCER的股权协议转让数据库和国泰安国有股拍卖与转让数据库。样本描述详见表 1及表 2。

表 1( Tab. 1)

表 1样本年度分布 年度 样本1 样本2 1998 6 6 1999 7 8 2000 10 5 2001 3 4 2002 9 8 2003 28 11 2004 19 11 2005 7 13 2006 16 11 2007 8 4 2008 4 8 2009 1 4 2010 0 1 2011 1 0 2012 1 0 2013 0 0 2014 1 0 总计 121 94

表 1样本年度分布

表 2( Tab. 2)

表 2样本行业分布 行业分类 样本1 样本2 农林牧渔 3 2 采矿业 1 1 房地产 10 5 制造业 68 60 水电煤气供应 4 3 传播与文化 2 0 建筑业 3 2 社会服务 5 2 批发零售 15 11 信息技术 5 1 交通运输仓储 0 3 综合 5 4 总计 121 94

表 2样本行业分布

本文选取的被解释变量为大股东的私人收益水平。Dyck & Zingales(2004)指出, 控制权私人收益本身很难直接量化, 因为控股股东一般都在不易被发现时才会为私利占用公司资源^[1]。同时, 控股股东攫取私利的途径也是多种多样的, 常见的方式比如关联交易和资金占用。因此, 大多数学者都是通过间接的方式来对私人收益水平进行度量的, 如Barclay & Holderness提出以市面股票价格为溢价参照的度量方法^[2]; Lease, McConnell & Mikkelson(1983)指出投票权不同的股票价格也有所不同, 可以将有差异投票权的股票价格作为溢价参照来进行估算^[19]; Hanouna, Sarin & Shapiro (2013)提出利用大额股权交易与小额股权交易的价格差异来间接估算控制权私人收益水平的度量方法^[20]等。国外学者的度量模型大多基于成熟的资本市场, 无法直接适用于中国, 因此, 国内学者在度量中国上市公司的私人收益时往往对外国模型进行修正。本文就将沿用韩德宗和叶春华的修正模型来估算私人收益水平:

其中PBC表示控制权溢价水平;ω为在控制权转移交易中的股份转让比例;P表示在控制权转移交易中的每股支付价格;V为上市公司每股净资产值。

本文选取的解释变量包括控股比例、净资产收益率、资产负债率、公司规模、行业指标、法律环境、新会计准则及控制权买方性质。其中, 行业指标、法律环境、新会计准则及控制权买家性质为哑变量。各变量定义描述详见表 3。

表 3( Tab. 3)

表 3变量描述 变量名称 变量符号 变量描述 控制权溢价水平 PBC 发生控制权转移时, 每股转让价格减去净资产值, 除以净资产值, 再乘以转让股份比例。 控股比例 SHARE 控制权转移后大股东控股比例。 净资产收益率 ROE 控制权转移前一年与当年净资产收益率的平均值。 资产负债率 DEBT 控制权转移当年值。 公司规模 SIZE 控制权转移当年公司总资产的自然对数值。 行业指标 INDx 该指标为哑变量,x为行业类别, 在《上市公司行业分类指引》13大类中, 样本选定11类(剔除金融类公司, 无采掘业公司), 如样本公司属于该类别则INDX取值为1, 否则为0。以制造业为参照基准。 法律环境 LAW 哑变量, 控制权转移发生在2005年之后, LAW为1, 否则为0。 新会计准则 ACC 哑变量, 控制权转移发生在2007年之后(含2007年), ACC取值为1, 否则为0。 买家性质 BYR 哑变量, 当控制权买方为民营部门时, BYR为1;否则, BYR为0。

表 3变量描述

表 4比较了民营化样本与国有重组样本的溢价水平, 其中民营化样本股权溢价的均值为22.41%, 而国有重组样本则仅为7.26%。

表 4( Tab. 4)

表 4两样本控制权溢价水平的统计性描述 分类 数量 最小值 最大值 均值 标准偏差 民营样本 121 -53.12 1 112.78 22.41 105.98 国有样本 94 -20.81 138.12 7.26 25.26

表 4两样本控制权溢价水平的统计性描述

从表 5可知,F值为3.075, 对应p值为0.081, 在10%的显著性水平下, 可拒绝两样本的同方差假设。从而转入第二行, 我们看到t统计量的观测值为1.517, 对应的p值为0.132, 在单侧10%的显著性水平下, 可以认为国有样本所在的总体均值明显小于民营样本所在的总体均值, 说明民营控股企业的控制权私人收益水平显著高于国有控股企业私人收益水平。

表 5( Tab. 5)

表 5两样本控制权溢价水平的均值比较 假设条件 同方差测试 同均值T测试 F值 P值 T值 自由度 P值(双侧) 均值差 标准误差差异 95%置信区间差异 下限 上限 假设方差相同 3.075 0.081 1.355 213 0.177 15.140 11.175 -6.888 37.169 假设方差不同 — — 1.517 137.240 0.132 15.140 9.981 -4.596 34.877

表 5两样本控制权溢价水平的均值比较

第一, 两分样本及总样本的回归结果支持假设1, 即没发现控股股东控股比例与私人收益之间的显著相关性。这或许是因为, 我国上市公司的股权已达到高度集中, 大股东持股比例很高, 这时, 大股东一方面有动机利用控制权侵占公司的资源, 但另一方面, 获取私人收益的成本随着所持股份比重的提升而加大。

表 6( Tab. 6)

表 6回归结果 自变量 样本1(民营) 样本2(国有) 总样本 模型1 模型2 模型3 模型4 模型5 模型6 常数 3.049* 2.930* 1.054*** 1.131*** 3.310*** 3.440*** 控股比例 -0.136 -0.123 -0.032 -0.034 -0.228 -0.211 净资产收益率 -1.102*** -1.119*** 0.110* 0.158** -0.895*** -0.903*** 公司规模 -0.145* -0.139* -0.057*** -0.059*** -0.156*** -0.162*** 资产负债率 0.020 0.016 0.264*** 0.283*** 0.044 0.042 法律环境 -0.016 -0.051 0.027 0.027 0.003 -0.017 新会计准则 0.046 0.068 0.080 0.082 0.090 0.098 买家性质 — — — — 0.161* 0.102 批发零售行业 — -0.067 — -0.123** — -0.095 社会服务行业 — -0.006 — -0.208* — -0.111 综合行业 — -0.108 — -0.306*** — 0.177 其他行业 — — — — — — Adj-R2 0.615 0.586 0.315 0.318 0.482 0.462 F值 32.967 11.004 8.129 3.713 29.391 11.190 注: ***、**、*分别表示相应统计量在5%、10%及20%水平上显著, 因除批发零售业、社会服务类和综合类外的其他行业统计值均不显著, 故省略其回归结果。

表 6回归结果

第二, 回归结果支持假设2。通过两个分样本的比较, 我们更清晰地看出不同控制权主体下的私人收益与标的公司盈利水平的关系。回归模型1和2显示在5%的显著性水平下, 民营主体的私人收益与净资产收益率负相关。这是因为, 在我国壳资源不充足的情况下, 民营买家的主要购买动机很可能就是通过购买盈利不佳的壳公司, 以进入资本市场, 并通过资本市场的操作来获取私利。当控制权主体为国有部门时, 在10%的显著性水平下, 私人收益与净资产收益率显著正相关, 这说明当企业盈利能力差时, 国有控股会更多地考虑企业未来的成长, 从而减少当前对企业资源的占用行为。

第三, 回归结果否定了假设3。从总样本的回归来看, 我们并没有得到私人收益与资产负债率之间的显著性关系。但在国有重组样本(样本2)的回归中, 在5%的显著性水平下, 显示出私人收益与上市公司的资产负债率正相关。可以理解为国有企业的债务融资在一定程度上可以提升国有控股股东对企业未来价值的预期, 因此资产负债率对控制权溢价水平有促进作用。而当第一大股东为民营部门时, 则未呈现任何显著关系, 这或许表明, 债权管理机制尚未完善, 无法有效抑制民营股东获取私人收益行为。

第四, 回归结果否定了假设4。基于模型5、6的回归结果, 我们发现在5%的显著性水平下, 控制权私人收益与其上市公司规模负相关, 可能因为随着上市公司规模的增大, 其受关注度也越大, 相应的舆论监督也更为严格, 这也增加了控股股东谋取私人收益的成本。同样, 比较分析两个分样本可知, 当控制权主体为民营企业时, 私人收益与公司规模的负向关系被扩大, 这说明民营企业更容易成为监管的对象, 相应地, 民营企业控股人也更需要收敛自己的行为。

第五, 部分回归结果支持了假设5。在国有企业重组样本(样本2)的回归中, 显示出批发零售业、社会服务业与综合类上市公司的私人收益小于制造业的私人收益水平。可以认为上述国有控股行业的竞争度高于国有制造业的竞争度, 增加了攫取私人收益的成本。然而, 民营化样本(样本1)却没有得到私人收益与行业竞争度之间的显著关系。

第六, 回归结果没有支持假设6。为了考察法律法规在控制私人收益方面的作用, 本文选取了2005年、2007年两个时间点作为分界点, 设置3个哑变量, 分别对应2005年修订的《中华人民共和国证券法》与《新公司法》及2007年实施的《新企业会计准则》。结果意外发现, 控股股东的私人收益水平并没有因为新法律及准则的引入而显著降低。推测有两个原因:其一, 这涉及到法律法规的执行力度问题, 即使新法律与准则本来能够更好地规范上市公司行为, 但如果没有切实地贯彻执行, 则很难达到预期效果; 第二, 这与股权分置改革的实施有关, 法律及准则的出台恰逢国内股权分置改革时期, 因此, 这一时期控制权溢价水平除了反映大股东的私利水平之外, 很大程度上还体现了大股东对全流通后巨大资本增值的预期。

私人收益的度量与控制一直是公司治理研究中的一个热点问题。本文对两个不同控制权主体的样本进行私人收益水平的度量与比较, 并进一步对控制权私人收益的影响因素进行了分析与检验, 结果显示, 民营化企业的控制权私人收益水平要高出国有企业, 民营控股与国有控股在其私人收益的影响因素及影响强度上也存在差异。国有控股企业的私人收益水平与净资产收益率及资产负债率正相关, 与企业规模负相关; 而民营控股企业的私人收益则与净资产收益率和上市公司规模负相关。结合民营化企业的控制权私人收益均值水平高于国有企业的结论, 我们作出两点猜测:第一, 国有控股公司实现控制权转移的过程中, 民营买方的主要购买动机可能是为了获取私人收益, 因而愿意付出较高的支付溢价; 第二, 我们也应意识到, 国有企业在并购重组的过程中, 更多地受到行政干预, 以溢价水平来代替控制权私人收益水平, 可能存在低估风险。在私人收益的控制方面, 笔者认为, 国有控股企业的私人收益可以通过外部有效监管, 比如完善的立法、执法力度的加强、社会舆论及行业竞争等得到有效控制。而民营企业私人收益的控制不仅需要企业外部的有效监管, 更需要来自企业内部, 即需要董事会的有效监管。如果董事会被大股东控制, 董事会就会沦为大股东谋取收益的工具, 从这个意义上讲, 控制民营大股东私人收益和有效实施公司治理的关键就在于董事会制度的改进。