股权集中与制衡

股权集中与制衡（精选7篇）

股权集中与制衡 篇1

随着全球经济一体化进程不断加速, 科学技术飞速发展, 技术创新对于企业生存与发展越来越重要。代表企业技术创新能力的Research and Development (以下简称“R&D”) 活动能够为企业带来技术竞争优势, 为企业经济效益的提高产生巨大的促进作用。可以说, 企业的技术进步和技术创新都离不开R&D活动的有效执行。决定公司投资策略的重要因素是公司的股权结构构成, 也是公司治理结构的基础, 反映着公司绩效情况。本文从股权集中度和股权制衡两个维度对企业研发投资过程中, 股权结构对研发支出与企业绩效的关系是否起到调节作用展开探讨。

一、文献回顾及假设提出

R&D的投入和产出关系到国家经济的增长与企业核心竞争力水平的提升, 国内外大部分学者认为企业的研发支出与绩效呈正相关关系。Lev, B.和T.Sougiannis (1996) 选取了1975年至1985年的样本实证得出结论:研发支出与企业绩效之间呈显著的正相关关系, 但具有明显的滞后性。梁莱歆、张焕凤 (2005) 以高科技上市公司为研究对象, 赵心刚、汪克夷 (2012) 则用制造业上市公司的面板数据进行分析, 两者的研究数据年份分别为2001年至2003年和2007年至2011年, 结果均表明我国上市公司的研发投入显著的正向影响了滞后两年的绩效。另外有研究显示, 所选样本行业区域的不同也会对研究结果造成一定的影响, 甚至有少部分研究结果表明二者不相关或反向相关。上述研究结论表明, R&D支出作为企业不断掌握核心技术和研发核心产品的过程中形成长期有效的特殊经营能力的一种途径, 能有效地、可持续地提升企业的绩效。基于以上分析, 提出以下假设:

H1:上市公司R&D支出对企业绩效呈正相关关系。

不同的公司治理机构会导致其选用不同的技术创新策略, 也同样使企业的R&D支出有所差别。本文选择股权集中度和股权制衡水平来探讨公司治理结构对企业R&D支出与企业绩效关系的调节作用。在股权集中度方面, 其与公司R&D支出的关系没有公认的结论。Hill和Snell研究发现对于大型高新技术来说, 企业股权集中度与企业的技术创新投入存在较强的正相关性关系。有些学者认为股权集中度与R&D支出呈非线性关系。例如刘胜强 (2011) 研究2004年至2009年A股制造业和信息技术业上市公司数据得出, 第一大股东持股比例与企业R&D投资间为显著的U型关系;文芳 (2008) 、胡娟 (2009) 研究证明, 两者之间为N型关系。冯根福、温军 (2008) 的研究则表明, 并非股权集中度越高就越有利于企业技术创新, 当达到临界点时, 较高的股权集中度开始反向影响技术创新水平, 使之呈下降趋势, 所以两者之间呈“倒U”型关系。还有一些学者认为股权集中度与R&D支出呈负相关关系或不相关。笔者认为, 由于股权集中在一定程度上缓解了股东和经理人之间的代理问题, 公司的治理效率受到因股权集中度不同而产生的不同代理成本的影响, 最终企业的投资决策也将受到影响。在股权适度集中的情况下, 使股东利益和经营者利益趋于一致, 当大股东持股比例继续增加时, 大股东和企业的利益紧密联系, 大股东会为增加企业价值而努力, 此时企业倾向于增加R&D投资活动。基于以上分析, 提出以下假设:

H2:股权集中度对R&D支出与企业绩效有正向调节作用。

股权制衡方面, 相关学者对其与R&D支出的关系也众说纷纭。Jacobs (1991) 研究发现:当企业存在多个大股东时能够产生有效的制衡作用, 或管理层持股比例较高, 则激励作用较为明显, 企业的研发支出会明显高于其他较低水平的企业。胡娟 (2008) 的研究表明, 国有上市公司股权制衡度的提高效果越明显, 越有利于R&D支出的增加。任海云 (2010) 研究发现, 一定程度的股权制衡能够显著的正向影响R&D支出, 其样本来源于我国A股制造业上市公司。孙兆斌 (2006) 选取1999年至2004年全样本数据研究表明, 股权制衡度对提高上市公司技术效率毫无益处, 二者之间存在显著负相关关系, 大股东不存在“掏空”行为, 股权制衡反而降低了股东的“支持效应”, 阻碍了企业效率的提高。笔者认为, 理想的股权结构需要多个大股东同时存在, 这样既可以分散“一股独大”的风险, 使股东之间形成相互监督和约束的关系, 有效地抑制大股东对中小股东的利益侵占, 又可以使股东意见中和, 制定有利于企业长期发展的路线, 要求管理层决策符合企业价值最大化。所以合理分散股权, 集体决策保证了研发决策的科学合理, 能有效地降低研发投资活动的潜在风险, 促进研发投资带来企业绩效。基于以上分析, 提出以下假设:

H3:股权制衡水平对R&D支出与企业绩效有正向调节作用。

二、研究设计

(一) 样本选择与数据来源

本文从国泰安数据库选取了沪深两市A股上市公司作为研究对象。为了确保数据的有效性, 剔除了金融类上市公司、B股上市公司、ST类公司及缺省或者存在明显错误的数据。得到R&D支出观测样本值共计896个, 2009年至2011年分别为211、306和379个, 选取滞后一年的净资产收益率数据的期间为2010年至2012年。本研究中的R&D支出为“支付的其他与经营活动有关的现金”中披露的“研究支出”和“开发支出”。

(二) 变量定义

1. 被解释变量。

本文选取净资产收益率作为衡量企业绩效的指标。净资产收益率是杜邦分析系统中的核心指标, 用以衡量上市公司盈利能力, 以自有资本获得净收益, 反映股东资金的使用效率。该指标越高, 说明投资带来的收益越高;反之所有者权益的获利能力越弱。本文中该指标为滞后研发支出一年的净资产收益率。

2. 解释变量。

由于R&D支出的选取决定了R&D的流量性质, 所以本文选取R&D强度进行衡量, 由于企业总资产相对于营业收入和公司规模来说相对稳定, 故采用研究开发支出与总资产期末余额的比值进行计算。

3. 调节变量。

为明确企业绩效与股权集中度之间的关系, 本文参照以前学者研究选用前五大股东持股比例之和作为股权集中度的衡量指标;同时选用第二到第十大股东持股之和与第一大股东持股的比值表示股权制衡度水平。

4. 控制变量。

Griliches在研究熊彼特假说后, 强调应关注企业规模与企业绩效即R&D产出间的关系, 不仅仅是与R&D投入之间的关系。一般而言, 企业规模越大, 越需要制定长期的可行性发展战略, 使企业尽可能多的获得创新性资源, 开展更多的R&D活动并使之有效执行, 这会影响到企业R&D支出与绩效的关系。本文以总资产的自然对数表示企业规模。资本结构为公司负债总额与权益总额之比。当企业负债增加时, 股东可能向债权人转移风险, 将有助于提高企业的长期赢利能力, 这种情况能够刺激技术创新的投资。本文采用滞后R&D强度一年的负债权益比率作为代理变量。上述变量的说明, 详见表1。

(三) 模型的建立

模型1用来检验R&D支出与企业绩效的相关性;模型2和模型3分别引入股权集中度、股权制衡度作为调节变量, 检验其对R&D支出与企业绩效相关性的调节作用。

三、实证结果

(一) 描述性分析

描述性统计的结果详见表2。其中净资产收益率ROE的最小值为-0.608, 最大值为0.617, 标准差为0.092, 表明虽然最大值和最小值的差异较大, 但是样本总体较为均衡。R&D强度最大值为0.160, 与最小值相差显著, 表明不同的样本企业间的研发支出差异较大, 标准差为0.017, 表明样本数据分布较为均匀。前五大股东持股比例均值为53.949, 表明企业股权掌握在少数股东手中, 其持股比例偏高。第二到第十大股东比例之和/第一大股东比例的均值为0.943, 如果样本公司中存在股权制衡, 则均值越大制衡效果越明显。

(二) 回归结果分析

1. R&D支出与企业绩效的实证检验分析。

回归结果如表3所示。在进行回归分析前, 笔者估计了模型中变量的方差膨胀因子VIF值, 结果均小于10, 表明变量间不存在多重共线性问题。回归方程的方差检验量F值为18.813, 在1%水平下显著, 本文拟合的方程存在统计学意义。R&Dz的系数为0.505, 说明研发支出与滞后一年的企业绩效存在显著的正相关关系, 假设一成立。

2. 股权集中度对R&D支出与企业绩效的调节效应。

回归结果如表4所示。变量间不存在多重共线性的问题。模型F值为6.380, 并通过显著性检验。回归结果表明CR5的系数为0.001, 在1%水平上显著。股权集中度与R&D强度的乘积为交互项, 系数为0.018, 通过显著性检验。股权集中度对R&D支出与滞后一年企业绩效间的关系起正向调节作用, 假设二成立。这说明随着股权集中度的提高, 大股东也会积极地提高对管理层的监督力度, 使大股东利益与企业整体利益趋于一致, 只有企业可持续发展, 股东才能从中获得长远利益, 这有利于企业开展长期的R&D投资活动, 并使之长期有效的执行, 促进企业绩效的增长。

3. 股权制衡水平对R&D支出与企业绩效的调节效应。

回归结果如表5所示。变量的方差膨胀因子VIF值最大为4.321, 小于标准值10, 变量间不存在严重的多重共线性的问题。模型F值为3.848, 并通过显著性检验。股权制衡度CAB的系数为正且显著, 表明CAB与滞后一年的企业绩效是正相关关系。股权制衡度与R&D强度乘积的交互项系数为负, 通过显著性检验, 表明股权制衡水平对R&D支出与企业绩效的关系起到反向调节作用, 回归结果与假设三相反。

四、结论

本文研究表明, 我国上市公司当年的R&D支出有效地正向影响滞后一年的企业绩效, 为了进一步分析R&D支出与企业绩效之间的关系, 引入了调节变量进行研究。作为决定公司治理结构基础的股权结构, 在R&D活动中发挥着重要的作用, 股权集中度、股权制衡度都对R&D投资与企业绩效关系具有调节作用。其他条件不变时, 股权集中度对R&D支出与企业绩效的关系有正向调节作用, 股权制衡则未能发挥理论上应有的作用, 反向调节了R&D支出与企业绩效的关系。究其原因, 一方面可能由于现阶段我国上市公司股权集中度过高, 其他大股东无法有效地发挥其监督、约束作用。另一方面股权制衡在一定程度上分散了大股东的决定权, 股权制衡在中和股东意见时有效地防止控股股东侵占的行为, 同时更有可能因为小股东希望快速的实现企业价值, 获得回报, 而制约了大股东希望企业长期发展而做出的R&D投资决策, 不能有效的提高企业绩效。

因此, 企业在配置股权结构时, 既要充分发挥股权集中度的正向调节作用, 又要防止由于股权过度集中产生的代理问题, 实现适当的股权制衡, 从而减少经营者投资短视行为, 使企业能够立足长期发展, 从研发创新中提高企业价值。

摘要：国家科技实力的提升和经济的快速发展都依赖于R&D支出发挥的重要作用。相对集中的股权和有效的制衡能使代理问题得到有效的缓解, 益于维持良好的利益相关者关系, 为提高R&D项目执行力打下良好的基础, 从而为企业带来相应的绩效。本文采用2009年至2011年的上市公司R&D支出数据, 选取滞后一年的净资产收益率衡量企业绩效对该问题进行研究。实证结果 表明, 我国上市公司当年的R&D支出与滞后一年的绩效有显著的正向关系;其他条件不变时, 股权集中度能够正向调节这一关系, 股权制衡则对这一关系有负向的调节作用。

关键词：R&,D支出,股权集中度,股权制衡,调节作用

参考文献

[1] .冯根福, 温军.中国上市公司治理与企业技术创新关系的实证分析[J].中国工业经济, 2008, (7) .

[2] .胡娟.股权结构与企业R&D投资的关系研究[D].重庆:重庆大学, 2009.

[3] .刘胜强.股权结构对企业R&D投资行为的影响及经济后果研究[D].重庆:重庆大学, 2011.

[4] .赵心刚, 汪克夷, 孙海洋.我国上市公司研发投入对公司绩效影响的滞后效应研究[J].现代管理科学, 2012, (8) .

股权集中与制衡 篇2

关键词：创业板,股权集中度,股权制衡度,内部控制

一、问题的提出

创业板自09年在我国创建以来, 一直受到大家的广泛关注。创业板不仅为一些高成长性的新兴技术企业提供了融资平台, 解决了这些企业融资难的问题, 也为广大民众提供了新的投资途径。但是自09年开市以来, 创业板指数始终呈现出大起大落的状态, 企业上市后出现业绩下滑、高管套现等现象, 这些都表明了企业在内部控制方面存在着不足。而股权集中度、制衡度又对内控有着直接的影响。为了进一步加强企业的内部控制建设, 规范相关制度的实施, 财政部等5部委制定并相继出台了相关的规范与配套指引, 并在上市公司范围内试行, 至此, 上市公司的内部控制问题成为大家关注的焦点。

二、研究假设

(一) 股权集中度与内部控制

股权集中度是对股权分布情况的简要概括, 用来衡量股东对企业的控制程度。股权过度集中, 企业由一个或者少数几个人控制, 企业的各项事务也都会受到少数人的影响。股权集中度高, 控股股东基于对自身利益的维护, 更倾向于优先考虑自己的利益, 在内控制度的制定、内控相关信息的披露等方面受到控股股东意识操控的概率就会增加。由此, 相关的内部控制制度的制定与实施可能也只是因某个人或者某些人的利益而存在, 不会把公司的利益放在首位。因此, 提出本文的第一个假设:

H1 :股权集中度与内部控制之间是负相关关系

(二) 股权制衡度与内部控制

股权制衡度是持股比例最大的股东与其他大股东持股比例的关系, 股权制衡度越高, 表明相较于第一大股东而言其他大股东的持股越多, 受制程度越深。在公司进行重大决策时, 各股东之间互相监督, 彼此制约, 不再仅仅是一家之言。其他股东出于对自身利益的保护, 就会加强监督, 要求公司披露更多相关信息。信息披露的越多, 透明度越高, 中小股东对企业的参与度就会越高, 相应就会减弱某位股东对公司的操控力度。因此, 提出本文的第二个假设:

H2 :股权制衡度与内部控制之间是正相关关系

三、研究设计

(一) 研究样本与数据来源

本文选取了创业板上市公司从09年上市以来至2014年的数据作为研究样本, 但是在整理数据的过程中剔除了相关数据缺失的企业。2009年选取55家;2010年选取186家;2011年选取292家;2012年选取355家;2013年选取368家;2014年选取410家。最终的样本总数为1666。本文的数据大多通过手工收集, 上市公司的年报来自巨潮资讯网, 其他一些相关数据来自于国泰安数据库, 计算与分析通过EXCEL和SPSS进行。

(二) 变量设计

本文是关于股权集中度、制衡度与企业内部控制的关系研究, 企业的内部控制为因变量, 股权集中度、股权制衡度为自变量。

1. 被解释变量

被解释变量是企业内控制度的替代变量, 本文基于内控制度质量度量的目标观为基础, 依据《企业内部控制基本规范》, 从经营目标、资产安全目标、报告目标、合规目标以及战略目标五个方面来考虑, 在每个目标之下又选出具体的衡量指标, 如表1所示:

其次进行因子分析, 提取出相关的主成分因子, 进而求得内控评价的总得分, 因子分析是用较少几个数据来说明原本数量庞杂的变量的主要信息。要做到化繁为简, 变量之间的相关程度要比较高, 所以在对变量进行因子分析之前要进行相关性的检验 (如表2) , 而且为了保证分析数据的一致性, 首先进行标准化处理。相关的过程通过SPSS完成。

由表2可以看出, 除了审计报告类型和处罚情况相关性不高外, 其他指标的相关性程度还是比较高的, 最高的相关系数达到了0.779。初步判断用这些指标做因子分析是可行的。

通过SPSS做KMO和Bartlett检验, 得出表3的结果, KMO的值为0.713, 同时Bartlettde球形度检验的卡方统计值也通过了显著性检验, 由此认为所选指标做因子分析是合理的, 也是适合的。

因子分析之后系统自动提取出特征值比1大的公共因子。由表4可以看出, 有三个公因子的特征值大于1, 累积贡献率达到了66.482%, 基本上包括了全部指标所具有的信息, 因此提取了前三个公共因子来进行后续的分析。图1是分别以指标成分数和特征值为X、Y轴的碎石图, 从图中可以清楚直观的看到各因子对总方差贡献率的大小, 前三个因子的特征值明显大于1, 进一步证实了上表中提取三个公共因子进行分析的正确性。

由表5的成分矩阵可以看出, 净资产收益率、营业净利率、基本每股收益、总资产净利率和资产减值损失率在第一个主成份中所占比重超过了50%, 所以主成份1代表经营目标和资产安全目标;主成份2包含了管理费用率和总资产周转率, 即主成份2表示战略目标;主成份3包含了审计报告类型和处罚情况, 代表了报告目标和合规目标。由此, 提取出的三个主成份因子包含了所有变量的相关信息。

运用SPSS对相关变量进行因子分析, 系统会自动得出主成份因子的值, 分别命名为FACT1-1、FACT2-1、FACT3-1, 表6是成份得分的相关系数矩阵, 由此可以求出提取出来的各主成份因子的因子值。以各主成份因子的贡献率占总体贡献率的比重为权数, 求出三个因子的加权平均数即是企业内部控制的综合得分值ICI。

2. 解释变量

(1) 股权集中度

股权集中度是一个企业股权分布情况的综合反映, 是股权集中程度的衡量指标, 通常是用前几位股东的持有股份数的总和进行衡量。一个公司的股份越是被少数股东所控制, 说明企业的股权越集中, 某位或者某几位股东对公司的控制程度越强。总体来说, 我国创业板公司的股权还是相对比较集中的, 大多数企业的最大股东的股份数都在20% 以上, 达到了相对控股, 有些甚至持有公司总股份的半数以上, 有绝对的领导地位。依据本文的样本以及整理的相关数据, 选取持股最多股东的持股比例数CR1与前五位股东的持有股份比例之和CR5来衡量创业板公司的股权集中度。

(2) 股权制衡度

长久以来, 关于股权制衡度的衡量指标, 各位学者也是众说纷纭, 没有相对统一的结论。但是最常用的是赫芬德尔指数, 这一指数是几位股东持股比例的平方和, 其值越接近于1, 股东持有股份数相差的越远, 股东之间相互制衡越弱, 反之, 数值越接近于0, 约束力越强。其次是Z指数, 即两位股东持股的比值, 这一相对数指标更加凸显了两位股东持有股数的悬殊。数值越大, 差别越大, 相对约束能力就会越弱, 持股最多的股东对公司的控制力越强, 其权力越大。通过分析比较, 本文选取Z指数以及持股最多的第二至第五位股东的持有股份与持股最多的股份数的比值Z (2-5) 来对股权制衡度进行度量。

(三) 模型的建立

本文主要研究上市公司股权集中度、制衡度与内部控制的关系, 所用数据来自于创业板上市公司, 采用回归分析的方法来对前文所提出的假设进行检验, 进而验证其正确性, 基本的回归模型:

ICI=α0+α1CR1+α2CR2+α3Z+α4Z (2-5) +ε

在此模型中, α0是回归方程常数项, α1、α2、α3和α4是其中自变量 (即解释变量) 的系数, ε 为方程误差项。

通过上述模型, 运用SPSS中逐步多元回归的方法来分析我国创业板上市公司股权集中度、制衡度与内控制度的关系, 并对上文的假设进行检验。

四、实证检验

(一) 描述性统计

我国创业板是为高新技术中小企业开辟的新的板块, 它主要针对成长初期的企业, 规模都不是很大, 而且刚开始时大多数企业还是采取家族联合经营的模式, 这样就导致了股权的相对集中, 由表7的数据可以看出, CR1的平均值都在30%-35% 之间。总体来说, 第一大股东的持股比例相对较高, 控制能力比较强, 股权相对集中。虽说CR5的平均值都在55% 以上, 但是这六年此比例一直都处于下降的趋势, 说明集中度稳中有降, 但是每年的标准差都很大, 说明各企业之间在股权集中方面差距比较悬殊。

Z指数是一个相对数指标, 比值的大小表明前两位股东之间制衡力度的强弱。由表8可以看出, 11年和13年的极大值达到了145和123, 还不足十分之一, 说明两大股东之间的持股相差比较悬殊。近些年, Z指数的均值逐年上升, 说明公司的股权集中于某位股东的手中。Z (2-5) 数值越大, 说明其他大股东的相对持股比例越高, 对持股最多股东的抗衡度越强。由表8可以看出Z (2-5) 的均值最近几年逐年下降, 13年和14年该值小于1, 更进一步说明最近几年我国创业板上市公司在对大股东的股权抗衡方面有所增加。

(二) 回归分析

本文为了更好的对解释变量进行分析, 在对相关替代指标进行选取时, 都选取了两个指标来对其进行衡量。因此, 为了避免指标间多重共线性的问题, 本文选用前向与后向逐步回归相结合的方法对相关的变量指标进行多元回归分析。

把CR1、CR5、Z和Z (2-5) 指数共同带入本文的回归模型中逐步回归分析, 表9是回归问题中的方差分析表, 可以看出, 回归的平方和项的数值随着回归模型的改变有所增加, 从31.729增大到33.576, 回归模型的改进, 使得已解释变差值逐步增加。表9的最后一列说明回归模型都通过了假设性检验, 因此, 这些模型的建立都是合适的。

从这两个模型的T检验情况来看 (表10) :CR5指数与内控制度 (ICI) 在0.01的显著性水平上正相关, 这表明前五大股东的持股之和对内部控制是有正向影响的。Z (2-5) 指数与内部控制 (ICI) 在0.05的显著性水平上正相关, 说明前几大股东持股比例之和对持股比例最大的股东的抗衡度与内部控制之间也是同向变动的。

五、主要结论

(一) 以上回归模型检验使假设2得到了验证, 但是, 却得出了与假设1相反的结论。这可能是因为随着创业板公司股权逐渐集中于某一股东, 公司被某一或者某些股东所绝对控制, 为了使企业更好的发展, 为自己带来更多的经济利益, 第一大股东更愿意去对公司进行更好的管理;其次就是我国创业板上市公司以家族企业为主, 一般公司的前几大股东都具有亲属关系, 如兄弟关系、夫妻关系等。这种关系使他们的利益趋于一致, 在进行决策或者对公司进行管理时, 不太可能出现各股东因为自身利益问题意见不统一, 也不会出现大股东损害其他股东利益的问题, 股权的集中使他们更关注于公司治理和发展方面的相关问题。

由以上的回归分析可以看出, 公司持股最多的五位股东的持股总和对内部控制有着正向的影响, 而二至五大股东的持股比例的和对内部控制也有正向的影响。因此, 股权的相对集中对企业的内部控制是有益的, 但是这一集中也是有条件的, 不能只是多者更多, 增加某位大股东的股权比例, 股权的集中与制衡要两者兼顾。也就是说, 在股权相对的集中度有所增加时, 也要同时增加股东之间的制衡力度。

(二) 与西方国家相比, 我国关于上市公司内部控制的研究起步比较晚, 相关法制法规不是很健全。现阶段, 我国关于上市公司内部控制的建设还处于试运行阶段, 创业板还不是强制实施的范围。但毋庸置疑的是, 上市公司的内部控制越来越受到大家的重视, 强制实施也只是时间早晚的问题。内部控制的建设应是未来上市公司建设的重点, 为了加强内控制度, 提高内控质量, 需要企业内外部的一致配合。

对于企业外部, 相关的监管主体应该对上市公司进行连续性的监督检查, 应该加大外部主体的监管力度。上市公司的监管主体通常包括会计师事务所, 审计署, 证监会等相关的部门。目前我国关于内部控制审计报告没有一个统一的格式, 报告的内容也存在重大差异, 这不利于企业的横向比较以及改进。在企业的内部, 应建立内部控制管理委员会, 该委员会对内部控制质量进行评价, 提出本企业存在的问题并提出相应的改进措施, 以确保内部控制的高效运行。

参考文献

[1]Kim, J., B.Y.Song and L.Zhang.2011.Internal Control Weakness and Bank Loan Contracting:Evidence from SOX Section 404 Disclosures.The Accounting Review, 86 (04) :1157~1188

[2]Bargeron, L.L., K.M.Lehn and C.J.Zutter.2010.Sarbanes-Oxley and Corporate Risk-Taking.Journal of Accounting and Economics, 49.

[3]朱颐和, 张娥.股权结构对内部控制有效性影响的实证研究——来自2012年深市主板A股截面数据[J], 风险与内控, 2014年1月

[4]卢立芹, 王东林.股权结构与内部控制信息披露质量实证研究[J].管理荟萃, 2013 (08) .

[5]张鸿, 兰琳.公司治理结构对企业内部控制影响的实证研究[J].商业会计, 2013 (08) .

[6]王太林.农业上市公司内部控制有效性与公司绩效相关性研究[J].中国乡镇企业会计, 2014 (12) .

股权集中与制衡 篇3

1 企业生命周期对股权制衡与企业价值关系的影响

股权制衡可以预防控股股东以权谋私的行为, 并实现对经理的有效监督, 从而提高企业价值, 但同时也可能会造成企业投资不利、决策效率下降或者引起大股东间权力争夺, 从而降低企业价值。这种差异化结果的关键原因之一就是企业所处的生命周期不同。企业所处的具体发展阶段会对企业经营运作和各项重大决策的抉择产生重要影响, 因此不同的阶段应该匹配不同股权安排模式和组织结构。

1.1 成长期企业股权制衡与企业价值

成长型企业就是在一个时间期间内具有持续挖掘资源能力、表现整体扩张态势、未来发展良好的企业, 是有潜力、有扩张性能、有后劲的企业。其领导者具有很高的战略思维能力, 企业未来发展潜力很大;企业发展速度很快、增长率很高, 产品市场空间很大, 市场扩张能力很强。同时, 企业还存在缺乏系统完整的战略规划, 员工素质远远跟不上企业快速发展的要求;组织结构和管理制度不够完善, 企业文化趋向于老板文化;资金与人才制约企业发展等问题。

成长型企业成长速度快是它显而易见的特征, 首先必须认识到, 企业之所以快速成长和发展是靠企业领导的个人魅力, 是靠简单的口头授权来实现“人管人、人盯人”简单管理方式, 使企业的决策流程简便、高效, 表现出强大快速的执行力。企业在成长期, 市场对产品的需求迅速增加, 规模经济有效。因而, 处于成长阶段的企业, 公司治理的重心在于提高企业的决策效率, 使得销售和资产能够快速增长。因此成长期的企业需要能够独当一面、力排众议、敏锐快速决策的领导人。另外, 第一大股东在各种重大经营决策的表决中具有绝对的压倒性优势, 能够左右企业的发展战略。随着公司股权的分散化, 持股未达到半数以上的相对控股股东也能有效地控制公司董事会及公司的经营行为。同时, 成长期的大股东凭借其拥有的大比例股权得到其决策产生的充分收益, 从而因利益的驱动具有较好的激励作用。反之, 股权制衡模式中数名制衡股东互为约束, 进行重大决策时容易出现反复沟通、博弈甚至互相扯皮的现象, 错过成长阶段的发展机会。而且即使最终做出决策, 分散的股权使得股东们各自收益均有限, 不利于激励其敢于追求成长阶段可观的风险收益。因此, 在成长阶段的企业, 大股东的股权安排有利于提高企业价值。

1.2 成熟期企业股权制衡与企业价值

在成熟期, 初创者在度过了多次的危机后, 逐渐确立了各项健全的规章制度。职业经理人进入企业参与管理。企业从以量获利转向以质创优, 此时企业的可控性和灵活性达到平衡。企业运作凸现了一些理想化特征, 如企业的制度和组织结构完善;企业的创造力、开拓精神得到制度化保障;企业对未来发展趋势的判断能力增强:企业开始分化出新的事业。这一时期企业会出现管理困境、利润水平降低等问题。

经历了艰难的创业期和高速发展的成长期后, 企业的组织结构已经趋于稳固, 各项制度也日臻完善, 企业程序化运作逐步步入正轨。然而, 企业往往也是此时出现管理困境, 高层管理者的能力得到业内普遍承认。一些中下层管理者可能为着不同的目的, 开始故意隐瞒一些事实, 高层领导者的思路开始僵化, 官僚主义、经验主义以及拍脑袋决策等现象较为普遍。另外, 由于市场竞争的加剧导致产品价格的大幅度下降、市场份额减少等原因导致本企业市场销售收入和利润均呈大幅度下降趋势。

2 优化股权结构, 提高企业价值的政策建议

2.1 优化股权结构, 保持适度的股权集中度

在我国资本市场机制不完善的情况下, 股权分散容易致使中小投资者选择搭便车而使企业为内部人所控制。为了解决这一问题, 就应该构造几个大股东共存的模式, 把第一大股东的持股比例界定为相对持股, 而不应是绝对集中或者过度分散的状态, 使上市公司的股权结构向着股权适度集中、有相对控股股东存在, 同时存在其他大股东与之相制衡的方向发展。显然更有利于我国公司治理的改善和公司业绩的提升。

2.2 完善上市公司薪酬激励制度

考虑薪酬制度是为了尝试解决当企业家陷入股权集中还是分散的两难境地时的折衷方式, 对于降低代理成本应该有一定作用。在市场经济中, 人的创造性、能动性需要足够的量化利益驱动, 在当下由于通货膨胀导致物价上涨, 而全民要求增加薪酬的呼声日高, 也正说明了这一点。管理者的才能是稀缺的, 所以经济学中将企业家才能也列为企业资本, 在吸引优秀公司高管方面, 公司面临激励的竞争, 薪酬是吸引公司高管的重要手段。虽然“高薪养廉”有其自身的逻辑矛盾, 但是不失为当下公司治理理论施加于理性人的激励手段之一。至少激励能够解决两个方面的问题:防止经理不作为和激励经理按股东利益作出公司运营决策。

2.3 提高银行的监督意识

股权集中与制衡 篇4

关键词：私募股权,股权制衡,IPO盈余管理,替代治理效应

一、引言

本文以IPO盈余管理为研究视角，研究私募投资者与公司股权制衡的关系。

上世纪末机构投资者在全球范围内兴起，被认为应该发挥股东积极主义参与上市公司的公司治理，对于各种机构投资者公司治理效应的实证研究和机制机理研究，成为当前公司治理的热点问题(伊志宏等，2009)。林伟、孙寅等(2012)对作为机构投资者的私募对盈余管理的治理效应做了实证研究，其研究表明：(1) 2003～2011年，有34.8%的上市公司在IPO之前存在私募股权进行投资，且私募持股比例占公司IPO股份的5.7%。这表明，私募机构作为一种专业的投资者，在企业上市发行前作为重要小股东被引入到董事会结构中，是一个普遍现象;(2)通过实证研究了私募机构投资者对基于IPO盈余管理的治理效应，发现长期的、本土的、单一的私募投资者相对于短期的、外资的、多个私募投资者，更能针对基于IPO的盈余管理问题发挥积极的公司治理效应。

股权制衡度(本文定义为第二～第五或第十大股东的股权比例之和)是影响公司治理机制的另一重要变量。股权制衡是指控制权由几个大股东分享，通过内部牵制，使得任何一个大股东都无法单独控制决策，达到大股东相互监督的股权安排模式，既能保留股权相对集中的优势，又能有效抑制大股东对上市公司利益的侵害。股权制衡是中小股东是否能够对第一大股东进行权力制衡、董事会是否具有独立性的治理环境的重要影响因素。如果董事会内股权制衡度较高(意味着第一大股东持股比例不具备绝对控股地位)，意味着公司治理架构合理，股东之间存在有效的制衡机制，但也可能存在“搭便车”和勾结现象，导致股东缺乏管理积极性。较低的股权制衡度，意味着股权高度集中于大股东，容易形成大股东一股独大，中小股东无法制衡大股东。上述关系见于Jensen和Meckling (1976) 、Grossman和Hart (1980)、Shleifer和Vishny (1986)、Laporta (1999)，国内学者如陈信元、汪辉(2004)，白重恩等 (2005) 等文献。

作为外部投资者的私募的公司治理效应，与被投资者企业的内部公司治理机制之间是何种关系?是相互替代、互为补充，还是彼此无关?是选择问题还是监管问题?简而言之，作为外部股东的私募机构的治理效应，在何种情况下更有利于发挥股东积极主义，抑制公司的盈余管理行为?这是本文研究的核心问题。

本文以2003～2011年在国内A股上市且数据完整的929家公司为研究样本，实证研究私募投资者与股权制衡度之间的关系。由于数据可得问题，国内鲜有文章研究私募投资者与内部公司治理变量对IPO盈余管理影响的关系研究，本文是首次对以上问题进行理论分析和实证研究，以期得到新的启示。

二、文献回顾

目前国内外的诸多文献已经表明，私募投资者为了保证投资的安全和获利，对于大股东的盈余管理行为的确可以发挥积极的治理效应。如Jain和Kini (1994)、Morsfield和tan (2006)、Cohen和langburg (2005)、国内学者张凌宇(2006)唐运舒、谈毅(2008)、陈祥有(2010)等通过实证方法均发现机构投资者能够对企业的盈余管理行为施加治理效应。

机构投资者虽然相对于一般中小股东来说，持股量更大，但与控股股东相比仍十分有限。邵少敏等(2005)研究发现，控股股东是制约公司治理结构改善的一个重要原因，控股股东持有过多的股份，使其更有可能构筑内部人壁垒，降低了独立董事等外部监督机制的效果。同样道理，如果大股东绝对控股，机构投资者参与公司治理的作用将受到较大的限制。尽管机构投资者作为外部股东对公司的监督是有利的，但也要花费相当的成本(Huddart, 1993;Shleifer&Vishny, 1986)，然而在控股股东掌控大局的状况下，当利益发生冲突时，机构投资者试图对上市公司实施的监督必然会受到控股股东的牵制，其积极监督成本则会大大增加，“用手投票”的机制受到严重阻碍。Qin tao Fan (2007) 研究发现，股权制衡度越低，即第一大股东持股比例越高，就越有可能迸行盈余管理。而一般认为，股权制衡度可以有效制约第一大股东的代理问题。换而言之，股权制衡度较高的公司应该更有利于机构投资者发挥股东积极主义。

三、假设提出与研究设计

（一）私募参与公司治理

IPO，是企业生命周期中最重要的一个环节，是发行上市企业在保荐人、会计师等中介机构联合作用下，追求价值最大的一个系统改制重组工程。对于中国企业公开发行上市而言，就是使企业上市前1～3年的各项指标(最重要的是业绩指标和公司治理指标)符合证监会公开发行上市标准。在这个价值链上的各主要利益相关方的收益，主要在IPO实现后从承销额度中实现。由于上市要符合证监会的基本要求，还要隐性承诺上市后的成长性和盈利性，基于满足监管的需要，上市公司一般对上市前的绩效指标进行综合的、系统的、持续的管理。一般而言，上市前绩效不好或一般的企业，就存在正向盈余管理的动机，即进行盈余增加的管理，以提高IPO股价(Teoh et al等，1998);以此推论，如果上市前绩效很好，为了保持上市后的增长和盈利的稳定性，就存在负向盈余管理的动机。

私募，或称为私募基金、私募股权基金，英文为Private equity, 是指参与企业公开上市发行前的股权投资的专业投资机构。由于非上市公司的股权不具备流动性，且没有公司信息披露的义务，因此这个投资过程充满风险，根据私募所偏好的企业生命周期投资阶段，具体又可分为天使投资、风险投资或创业资本投资、夹层资本、过桥资本、并购基金、重组基金等多种形式。私募起源于美国。国外私募股权投资基金经过30年的发展，成为仅次于银行贷款和股票市场公开发行(IPO)的重要融资手段。国外私募股权投资基金规模庞大，投资领域广泛，资金来源广泛，参与机构多样化。在本文中，基于研究的便利，不做具体机构的划分，而统称为私募机构投资者。

私募是以博取投资价格差为主要获利途径的专业投资机构。通常以较低的市盈率(p/e)进入某公司，然后通过该公司的首发上市IPO或通过并购手段，以较高的市盈率(p/e)在公开市场或其它私募市场卖掉，通过价差博弈和风险规避来获得巨额投资收益。

由于商务世界信息不对称的风险本质，以及处于对自身投资安全和绩效压力的考虑，私募投资者要么通过严格标准“选择”公司控制投资风险;要么必须采取积极地介入式管理，参与企业的公司治理和重大决策过程，并对管理者实施监管，这与lily Qiu (2009) , Harvord、Kaili (2007) 的文献是一致的。合理的股权结构和必要的股权制衡度是公司上市合规指标体系中的重要一个，被认为是完善的公司治理架构的代理变量。适度的股权分散但保持大股东的实际控制地位被认为是合理而必要的。对于股权多度集中或过于分散的股权结构，有理由认为，在这种架构下，外部中小股东的利益无法得到保障。

因此，本文认为，私募出于投资安全及通过IPO获利退出的考虑，会选择股权制衡度较高、公司治理结构已经相对完善、决策机制较好的企业，私募对于IPO企业的作用主要是提供资金，监管在其次。而在股权制衡度较低，一股独大的企业中，私募需要发挥股东积极主义的监管效应。因此，在治理结构相对完善的IPO企业中，私募投资者的治理效应不如那些本身公司治理架构存在缺陷的企业。私募投资者是有可能与企业本身的内部公司治理机制是相互补充或者相互替代的。因此，本文提出如下两个假设：

假设1：在其他条件相似条件下，私募投资者偏好于股权制衡度较高的公司。即在股权制衡度较高的拟上市公司中，私募机构出现的频率高于其他公司。因为股权制衡度较高意味着对一股独大的制衡。

本文把股权制衡度假定为公司内部治理独立性的替代变量，根据前文Jensen和Meckling (1976) 、Grossman和Hart (1980)、Shleifer和Vishny (1986)、Laporta (1999)，国内学者如陈信元、汪辉(2004)，白重恩等 (2005) 等文献，股权制衡度越高，公司治理效应越好。与此对应的，私募投资者应该与第一大股东持股比例负相关。

在股权制衡度较合理的企业中，私募的比较单纯，提供资金并激励绩效，以便较早实现IPO目标。而在股权制衡度较低的拟上市公司中，除了提供资金外，还需要考虑资金安全和经营绩效的可靠实现，因此需要私募机构发挥更多的监管治理效应。因此，提出假设2:

假设2：相对于股权制衡度较高的公司而言，私募投资者在股权制衡度较低的公司中发挥的治理效应更显著。

（二）数据

本文的研究样本是2003～2011年在国内A股上市且数据完整的929家公司。其中私募股权投资的持股比例、入股时间、承销商、会计师事务所等信息来自Morgan market、CV Source等数据库;其他财务数据、市场交易数据等来自WIND数据。承销商信息来自中国证券业协会、中国注册会计师协会网站以及其他互联网信息源，会计师事务所声誉排名来自CSMAR中国上市公司财务报告审计意见数据库。特别需要指出的是，与一般研究从公开市场报告中摘取前十大股东中的私募股权投资信息不同，考虑到有的夹层融资等与私募股权投资密切相关的融资安排。本文并没有只从前十大股东中考察私募股权投资，甚至也没有剔除比例很小的私募股权投资背景公司，从而确保了数据的完整性和真实性。

（三）变量定义

1. 盈余管理的度量

本文采用Dechow et al (1995)修正的横截面Jones模型，首先对公司i在年度t的总应计利润(Total accrual, TAi, t)进行以下回归分析

其中，，

△CAi, t为流动资产增加额，△Cashi, t为现金及现金等价物增加额，△CLi, t为流动负债增加额，△CLDi, t为一年内到期的长期负债增加额，DEPi, t为折旧和摊销成本;Ai, t为上年度总资产，△REVi, t为销售收入增加额，PPEi, t为固定资产。

其次，用估计得到的a^1、a^2和a^3估计公司i每年的非操控性应计利润(NDA)，△ARi, t为应收账款净增加额

则可操纵应计利润DAi, t:

2. 我国会计师事务所和保荐机构声誉等级排名的确定

本文对美国金融学家Carter和Manaster (1990) 提出的C-M法进行修正，对承销商、会计师事务所声誉进行排名。简要介绍如下：

承销商排名，根据中国证券业协会网站和Wind数据库2002～2011年的数据，剔除可转债发行和债券发行的承销数据，保留首发、增发和配股的承销数据，依据股票承销数量和金额按照如下公式分别计算名次1。

定义“n=数据年数=数据库记录的承销数据年数总和”。公式为：

根据“综合指数排名”和“数据年数”进行权衡，得到前十大承销商为中信证券股份有限公司、中国国际金融有限公司、国信证券股份有限公司、国泰君安证券股份有限公司、广发证券股份有限公司、平安证券有限责任公司、中国银河证券股份有限公司、招商证券股份有限公司、海通证券股份有限公司、光大证券股份有限公司。

西方的经济制度和市场条件造就了国际“四大”品牌事务所，他们在西方审计市场已是高审计质量的代名词，在价格和市场份额等方面具有绝对的竞争优势(漆江娜等，2004)。DeFond和Jiambalvo (1993)证明由“四大”审计的公司比由非“四大”审计的公司更少发生报告舞弊和违规现象。王咏梅和王鹏(2006)利用中国的数据也发现，“四大”审计的上市公司会计信息质量更可靠，更容易取得投资者信赖。因此，我们以公司上市时的会计师事务所是否属于国际“四大”在内地的合资所对事务所声誉进行度量。

其他控制变量参照表1，这里不再赘述。

四、实证结果

（一）描述性分析

表2报告了变量的描述统计情况。PE_Dummy的均值为0.348，表明有34.8%的上市公司在IPO之前存在私募股权进行投资。PE_Percent的均值为0.057，表明平均来看，私募持股比例占公司IPO前股份的5.7%。Shrs的均值为32.82，表明平均来看，公司第二大股东至第十大股东持股比例之和为32.82%。同时，Big4的均值为0.037，表明有3.7%的上市公司聘请了“四大”进行审计;而UNW_Top10的均值为0.474，表明前十大券商占据了承销市场47.4%的市场份额。此外，ROA、Size、Leverage和GOS等变量在样本公司中均存在较大差异。

（二）回归分析

1．私募股权偏好股权结构完善的上市公司吗

Logistic的回归结果如表3所示。从表3可见，Shrs的系数为0.025 9，并在1%的水平上显著，表明了第二大股东至第十大股东的持股比例越高，私募越愿意在IPO前进行投资。除了Shrs外，我们还研究了第一大股东持股比例First对私募股权投资的影响。可以发现，First的系数与Shrs相反，为-0.025 6，表明第一大股东持股比例越高，私募股权投资越不愿意在IPO前进行投资。以上结果充分验证了假设1，即私募股权投资偏好股权制衡度较高、股权制衡越好，股权治理结构完善的上市公司私募越愿意在IPO前进行投资。

从其他控制变量来看，只有UNW_top10的系数在10%的水平上显著，表明投行的声誉能够促进私募股权对上市公司进行投资。其他控制变量均没有通过显著性检验。

注：***, **, *分别代表1%、5%和10%的显著性水平。

2. 私募股权、股权制衡与公司治理效应

私募股权投资与股权制衡两种治理机制之间究竟是互补还是替代关系呢?为此，我们分别设置哑变量HShrs和连续变量Shrs，重点研究私募股权投资与股权制衡交叉项对盈余管理程度的影响。从表4第(1)列可见，PE_Dumy和HShrs的回归系数均显著为负，表明私募股权和股权制衡均能够有效地抑制公司IPO前的盈余管理水平，都是有效的治理机制;而PE_Dumy与HShrs的回归系数为0.045，且在5%的水平上显著，表明股权制衡越好，私募股权对盈余管理的治理效应越弱，二者呈现一定的替代关系。第(2)列PE_Dumy与Shrs交叉项的结果与第(1)列结果一致。此外，我们还考察了私募股权投资比例PE_Percent与两种股权制衡变量交叉项的结果，结论并未发生变化。

注：圆括号内为标准差;***, **, *分别代表1%、5%和10%的显著性水平。

由此，本文的假设2基本得到验证。即股权制衡本身就是一种有效的公司治理机制，在这种情况下，PE的治理效应和Shrs的治理效应存在一定的替代性。在股权制衡好的情况下，私募股权可以采取搭乘其他大股东便车的形式，同时，内部股权结构完善、公司治理水平高也可能导致私募发股权挥作用的余地降低。即在股权制衡度高、股权制衡较好的公司中，私募无需发挥其监管效应。

注：圆括号内为标准差;***, **, *分别代表1%、5%和10%的显著性水平。

为了保证上述关系的稳健，我们进行分组回归、稳健性检验。分组的原则是按照股权制衡度的中位数进行分组，分为高组和低组。从表5可以发现，无论从哑变量PE_Dummy还是连续变量PE_Percent来看，私募股权对盈余管理的抑制作用只在低组，即股权制衡较差(HShrs=0)的情况下显著，这与表4的结论相吻合。

五、结论

通过对2003～2011年在国内A股上市且数据完整的929家公司进行分析，本文检验了私募股权投资与股权制衡度之间的关系。实证结果表明，私募偏好投资于股权制衡度较高、股权制衡较好的公司;而在股权制衡度较低，中小股东无法制衡大股东的公司治理结构中，能够发挥显著的监管效应。分组的稳健性检验也支持本文的假设和实证结果。

本文对于深入探讨私募股权的股东积极主义，与股权制衡治理机制之间的关系提供了新的视角和证据。

参考文献

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[8]Lily Qiu, Hong wan, (2009) , Selection or influence?Institu-tional investors and acquisition targets

股权集中与制衡 篇5

资本投资的原理是, 在资本回报率较高的项目上加大投资, 在投资回收期长, 回报率少的项目上减少投资, 从而使项目的资本边际产出相等。根据Modigliani和Miller提出的MM定理, 在完美市场条件下, 公司应该只投资与净现值 (NPV) 为正的项目, 而与其他因素无关, 然而资本市场中资本投资的影响因素越来越多, 上市公司大股东凭借自身的控制地位通过所谓的“合理的关联交易”, “合理的关联交易价格”, “合理的关联交易信息披露”获取超额利润, 即大股东控制权私人收益, 大股东为了掩饰这种行为为进行盈余质量管理, 而管理层为了追求公司成长性的最大化, 当管理层的私人成本大于或者明显小于私人利益时, 会作出错误的投资决策, 从而导致非效率投资。Bushman (2001) 运用及时性指标研究了盈余质量与公司现金敏感度的关系, 并提出了盈余质量管理会从三种途径影响企业的投资, 生产效率和价值创造;Lambert, Leuz和Verrecchia (2005) 认为盈余质量管理下的会计信息对资本成本的直接影响会降低公司对其他公司现金流的合理评估, 从而改变了公司预期的未来现金流;Mcnichols (2005) 通过对20年间大量上市公司的固定资产投资数据分析上市公司过度投资的原因和经济后果;Biddle和Hilary (2006) 和Biddle et al. (2009) 通过对34个国家上市公司为研究样本, 发现会计信息质量会降低上市公司投资不足或者投资过量等非效率投资;Savov (2006) 运用联立方程的形式具体对上市公司盈余质量管理与公司投资的内生性进行检验, 发现上市公司的盈余操作与企业投资正相关, 而股利的变化与盈余质量管理负相关;Mc Nichols (2008) 通过研究发现当上市公司的会计信息质量较高时, 管理层容易对未来公司的投资回报率形成较为准确的推测, 从而降低了上市公司非效率投资的程度。国内的学者也对上述问题进行了研究, 蔡吉甫 (2008) 通过对上市公司大股东的非经营占用上市公司资金, 盈余管理程度, 融资后资金的使用效率三者之间关系的研究, 发现上市公司股权再融资过程中的盈余管理行为更多的体现了大股东的意愿;张圣利 (2010) 以我国金融类上市公司数据为样本, 发现上市公司的盈余质量管理降低了会计信息的质量, 增加了信息的不对称性, 从而加大了上市公司非效率投资的程度;任春艳 (2012) 从投资效率水平的角度检验了上市公司盈余质量管理的经济后果, 认为上述行为损害了市场配置的有效性, 误导了投资者的决策, 对上市公司的良性发展产生了较坏的影响。由于我国上市公司在发展的进程中经常出现投资不足, 投资过度等非效率投资, 同时由于上市公司对盈余质量进行管理, 导致了会计信息失真, 误导大量投资者的投资, 对资本市场的可持续发展造成了严峻的挑战, 然而, 国内的大多数学者仅研究上市公司的非效率投资, 或者单独研究上市公司的盈余质量管理, 对两者之间的关系, 以及结合现如今条件下上市公司的具体股权结构形式影响下出现的非效率投资问题的研究十分有限, 本文对此进行研究。

二、研究设计

(一) 研究假设

资本市场存在着大量投资不足和投资过量的非效率投资, 上市公司的管理层和大股东, 大股东与小股东之间存在着双层委托代理的关系, 管理层为了企业成长的最大化以及个人的私人利益有时会牺牲净现值为正的项目, 从而导致投资不足, 相反, 当管理层的私人利益大于项目的投资成本时, 管理层往往会投资净现值为负投资回报率较低的项目, 从而导致上市公司投资过量。上市公司存在大量的金字塔式的股权结构, 上市公司存在控制性大股东, 其他股东对于第一大股东的制衡能力较低, 公司的股权制衡度较低, 而由于现金流权与控制权的分离, 大股东有着较强的动机进行“掏空”公司优良资产, 当控制性大股东与管理层达成“竞争性合谋”后, 为了掩盖上市公司的具体财务状况, 会选择进行盈余质量管理, 大大损害了会计信息的质量, 从而不仅对外部投资者的投资造成了错误的引导, 同时在内部投资方面也会出现投资不足与投资过量等一系列非效率投资的情况。因此, 本文采取盈余质量管理程度, 上市公司股权制衡度为研究变量, 同时, 具体考虑上市公司负债水平, 公司经营业绩, 公司成长性以及上市公司经营规模等控制变量, 深入分析我国上市公司非效率投资的影响因素, 并提出以下假设:

假设1:盈余质量管理的程度越大, 则上市公司非效率投资越严重

盈余质量的管理在上市公司中具体体现为对公司财务信息质量的管理, 上市公司需要进行内外部融资从而发展壮大, 在我国, 大部分的上市公司采取的是股权再融资的形式, 在股权再融资的过程中, 公司的财务信息质量起着重要的作用, 同时, 大多数的上市公司将管理层的私人利益与企业的经营管理水平相链接, 这就会影响到管理层对于投资的决策, 当上市公司的盈余质量管理程度较大时, 这会误导外来投资者对于公司的投资行为, 而管理层为了自身私人利益的最大化, 也会承担道德风险进行盈余质量的管理, 这样会导致上市公司出现大量投资不足, 投资过度的现象, 使得上市公司的非效率投资现象严重。

假设2:上市公司股权制衡度越高, 则公司非效率投资的程度越低

当第一大股东的持股数与第二至第十大股东持股数之和的比例较低时, 意味着上市公司的大股东控制性能力不强, 其他大股东对于第一大股东有着较强的制约能力, 上市公司的股权制衡度较高, 这时大股东进行“隧道挖掘”的能力不强, 当上市公司大股东没有进行“掏空”行为时, 就没有必要对会计信息质量进行影响, 同时, 大股东的控制权私人收益较低, 公司的运营管理较为充分, 大股东与管理层的冲突较小, 上市公司的投资效率就越高, 因此, 公司的非效率投资水平较低。

(二) 样本的选取与数据来源

本文以2011年至2012年深交所主板A股部分上市公司为起点, 共550家, 由于金融保险类公司行业的特殊性以及在此期间部分样本公司数据缺失, 再加上有些样本公司上市时间不足三年, 为了消除异常值和极端值的影响, 因此对收集的样本公司进行剔除, 其中, 剔除终止上市公司56家, 金融保险行业的上市公司24家, 上市不足三年的公司11家, 暂停上市公司39家, ST类上市公司53家, 剩余367家。根据以上数据, 从中选取90%的公司作为样本, 最终获得有效样本公司330家。以上样本公司的年度财务数据来自CSMAR系列研究数据库, 部分样本公司年报数据来自中国证监会指定披露网站巨潮资讯网。

(三) 变量解释

(1) 被解释变量—非效率投资。国内外对于投资效率的变量定义主要集中于Richardson提出的投资期望模型, Hovakimian运用公司资本支出与行业内资本支出的中位数进行比较来估计公司投资效率的水平以及Titman, Wei和Xie利用当年投资与该年度之前三年投资的平均值的差异作为非正常投资衡量投资效率。然而, 由于我国上市公司大多数是通过股权分置改革而来, Richardson的投资期望模型存在衡量误差, 而Hovakimian估计投资效率的方法容易忽略影响投资决策行为的其他不同的因素, 因此, 本文主要采用Titman, Wei和Xie利用当年投资与该年度之前三年投资的平均值的差异作为非正常投资来衡量非效率投资的水平, 具体的定义如下:。其中, cei, t为上市公司t年度内投资除以t年的主营业务收入, 上市公司t年度内的投资主要用于购买固定资产, 无形资产和其他长期资产, 当ineffinvi, t>0时, 说明上市公司存在过度投资, 而当ineffinvi, t<0时, 说明上市公司存在投资不足。 (2) 解释变量—盈余质量管理, 股权制衡度。关于盈余质量管理这一变量的计量方法国外主要使用的是截面修正的Jones模型, 即应计利润分离法, 将企业的应计利润分为两部分, 一部分是企业管理层不能操控的非操纵性应计利润, 另一类则是管理层能够操控的操纵性应计利润, 一般情况下, 用操纵性应计利润作为上市公司盈余质量管理程度的替代变量, 具体的定义如下:首先, 上市公司t年度的应计总利润为:TACCi, t, 而TACCi, t=NIi, t-OCFi, t, 其中NIi, t为t年度净利润, OCFi, t为t年度经营现金流量。因此, 我们得到:。其中, Asseti, t-i为上期的资产总额, △Salesi, t为主营业务收入变动额, △Reci, t为应收账款变动额, FAi, t为股东固定资产原值, IAi, t为无形资产。其次, 上市公司的不可操控应计利润为:NDAi, t, 得到其统计公式为:。因此, 操控性应计利润, 最后本文利用DAi, t来估计上市公司盈余质量管理的程度, DAi, t越小, 则上市公司盈余质量管理程度越高。股权制衡度 (COUTEST) 的计量本文采用的是上市公司第一大股东持股数与第二至第十大股东持股数之和的比值来表示, 体现上市公司其他大股东对于第一大股东的制约能力。 (3) 控制变量。本文采用与上市公司有着密切关系的财务数据, 包括:上市公司经营规模, 成长性, 负债比例, 公司业绩。具体定义见表 (1) 。

(四) 模型建立

本文建立如下模型:ineffinvi, t=β0+β1DAi, t-i+β2COUTESTi, t-i+β3SIZEi, t-i+β4ROEi, t-i+β5FMi, t-i+β6LEVi, t-i+ΣY+ΣI+αt

回归方程中, β0为常数项, βi为解释变量和控制变量的待估系数, α为误差项。

三、实证检验分析

(一) 描述性分析

表 (2) 为描述性统计的分析结果。从表中可以看出, ineffinv的最大值为0.2974, 最小值为0.0001, 均值为0.0395, 说明我国的上市公司中, 非效率投资的程度在不同的上市公司中差异较大, 大体上都存在一定的非效率投资, 而DA盈余质量管理这一变量的最大值为1.1193, 均值为0.0031, 说明我国上市公司普遍存在一定的盈余管理, 意味着我国的上市公司整体上出现了盈余虚增的现象, 同时, 股权制衡度COUTEST的最大值与最小值的差异较大, 均值为3.1985, 说明我国普遍存在一股独大的现象, 金字塔式的股权结构较为明显, 而控制变量的LEV, SIZE, ROE和FM的最大, 最小值, 均值和方差都在下表中有所体现, 总体上看来, 盈余质量管理程度较高的上市公司, 非效率投资的值较高, 股权制衡度值较低, 同时, 上市公司的规模较大, 成长性较差。

a.单元格包含零阶 (Pearson) 相关。

a.已输入所有请求的变量。b.因变量:ineffinv

a.预测变量: (常量) , FM, COUTEST, DA, ROE, LEV, SIZE。

a.预测变量: (常量) , FM, COUTEST, DA, ROE, LEV, SIZE。b.因变量:ineffinv

a.因变量:ineffinv

(二) 相关性分析

针对非效率投资, 股权制衡度, 盈余质量管理三个变量进行偏相关分析, 分析结果如表 (3) 所示, 从表 (3) 可以看出, 不控制COUTEST时, 非效率投资和盈余质量管理的相关系数为0.902, 表明是正相关, 同时显著性水平较低, 当控制COUTEST后, 非效率投资和盈余质量管理的相关系数为0.899.显著性水平为0.023, 均低于设定的显著性水平5%, 由此看见, 上市公司的非效率投资与盈余质量管理之间有着显著的正相关关系, 而股权制衡度与上市公司非效率投资呈负相关。

(三) 回归分析

从表 (4) 至表 (7) 回归结果可以看出, 样本数据的拟合优度调整的为0.901, 而F值为189.351, 其双侧显著性水平为0.038, 低于设定的显著性水平5%。说明方程拟合度较好, 有一定的统计意义。从系数表中, 可以看出, 模型的变量DA的非标准化系数为0.064, t值为19.732, 通过了显著性水平的的检测, 说明了盈余质量管理的程度与被解释变量非效率投资有着显著的正相关关系, 而另一个解释变量, 股权制衡度的系数为-2.988, 其t值为3.228, Sig.值为0.047, 相对于5%来说较为接近, 但仍然通过了显著性检验, 由此可以看出, 上市公司的股权制衡度与非效率投资之间存在不是十分显著的负相关关系, 由于我国的上市公司大多是由国企改制而来, 其股权结构对于上市公司的综合影响不够凸显, 因此, 在这次的检验中, 显著性检验结果不是很高, 其次, 负债水平LEV和公司经营规模SIZE的系数均为正数, 然而, LEV的Sig.值超过了设定的显著性水平, 说明负债水平与非效率投资之间不存在显著的相关关系, 而公司的成长性FM和公司经营业绩ROE的系数均为负数, 说明非效率投资水平较高的公司其成长性和经营效益都会受到其影响, 但这两个控制变量的Sig.值相对较大, 接近5%的显著性水平。

四、结论

本文研究发现:盈余质量管理的程度越大, 则上市公司非效率投资越严重, 呈正相关关系, 同时, 上市公司股权制衡度越高, 则公司非效率投资的程度越低, 呈负相关关系。上市公司的投资效率的高低关系着我国上市公司的可持续发展, 然而在我国股权分置改革以来, 上市公司的发展进程中, 出现了一系列问题和状况, 如何缓解我国现阶段上市公司发展过程中非效率投资的严重性, 尤其是在结合上市公司具体规模, 成长性, 公司具体性质下研究上市公司的投资效率应当成为学术界研究的重点, 上市公司的会计信息质量, 股权结构的合理调整需要国家政府的政策引导和强力的监控, 需要国家司法制度的不断完善, 尤其是要加强执法监察, 上市公司要逐渐完善自身的股权结构和内部监控制度, 从而增强内外投资者信心, 促进我国上市公司的稳定发展。

参考文献

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股权集中与制衡 篇6

控制权竞争下的制衡股权结构是最优的股权结构。股权制衡是指控制权由几个大股东分享, 通过内部牵制使得任何一个大股东都无法单独控制企业的决策, 从而使大股东互相监督的股权安排模式。股权制衡能改善上市公司的治理结构, 它使得各大股东形成互相监督的态势。

制衡的股权结构下, 股东都有对稳健会计信息的需求, 稳健的会计信息对股东是有利的;同时, 制衡的股权结构下, 能形成稳健会计信息的有效供给。为了减少公司的代理成本, 大股东基于自身利益会起到抑制经理机会主义行为的作用。大股东会收集信息来监督经理, 利用投票权对经理施加压力, 甚至采取代理权竞争或者接管来剥夺经理的管理权。股权制衡促使企业提供稳健性较强的会计信息。股权制衡度较高的上市公司, 其会计信息具有较强的稳健性。

我们基于以上分析提出假设:

股权制衡度与会计稳健性正相关, 即其他条件不变时, 股权制衡度越高, 会计稳健性越强;股权制衡度越低, 会计稳健性越弱。

二、样本选择

本文将样本的选取期间定为2005~2008年。为了满足研究需要, 本文依据以下标准对初始样本进行了筛选: (1) 首先剔除2005~2008年被ST、PT的公司; (2) 剔除在2005~2008年新增的上市公司; (3) 剔除金融类上市公司; (4) 剔除关键财务数据缺失的公司。依据上述标准对样本进行筛选后, 最终获得样本4 346个。本文研究所用财务数据均来自上海万得咨询有限公司公布的上市公司年报, 本文采用SPSS13.0统计软件对相关数据进行处理和检验。

三、模型构建

Basu提出运用反向回归法估计会计盈余对收益等“好消息”和损失等“坏消息”的不对称确认程度, 并构建了如下回归模型 (简称“Basu模型”) :

Basu模型中, β1表示会计盈余对“好消息”的反应系数, (β1+β3) 表示会计盈余对“坏消息”的反应系数。会计稳健性可以用 (β1+β3) /β1来表示, 该指数表示会计盈余对“坏消息”的反应系数相对于其对“好消息”的反应系数的倍数。

我们不但可以运用Basu模型直接检验上市公司是否存在会计稳健性, 而且可以通过添加相关变量来检验这些变量对会计稳健性的影响。我们在Basu模型中加入股权制衡度及其与其他变量的交叉项, 从而构建以下模型:

其中:“Epsi, t/Pi, t-1”是“每股盈余/每股股价”, 为了减小异方差的影响, 本文研究使用“每股盈余/期初股价”;Ret是从t年5月至t+1年4月的年股票回报率;Dr是虚拟变量, 如果Ret<0, 取值为1, 否则为0;Bh为股权制衡度, 本文用第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例之比表示股权制衡度。

模型 (2) 主要考察β1、β3、β7这三个系数的关系。预计β1和β3的符号为正号。会计稳健性可以用 (β1+β3+β7) /β1来表示, 该指数表示会计盈余对“坏消息”的反应系数相对于其对“好消息”的反应系数的倍数。如果该指数大于 (β1+β3) /β1, 则表示股权制衡使会计稳健性增强;反之, 则表示股权制衡削弱了会计稳健性。

四、实证检验与分析

1. 变量的描述性统计分析。变量的描述性统计分析结果如表1所示:

从表1可以看出, Eps/P的均值大于中位数, 说明其值为右偏分布, 共有368家公司的EPS/P为负, 约占全部样本的8.47%, 样本上市公司中大部分为盈利公司, 而亏损公司较少。Ret<0的样本公司有1 514家, 约占全部样本的34.84%, 接近一半的上市公司的年度个股收益率为负值。从波动性来看, 全部样本的股票收益率Ret的标准差是1.291 73, 远大于Eps/P的标准差0.059 54, 市场波动率大于会计数据, 符合Ball等 (2000) 所预期的新兴国家的资本市场特点。

Bh的平均值为0.700 11, 中位数为0.486 134。Bh大于1的样本公司有1 143家, 占总样本数的26.3%。也就是说, 26.3%的样本公司的第二至第十大股东的持股比例之和超过第一大股东持股比例, 另有73.7%的样本公司的第一大股东持股比例超过第二至第十大股东的持股比例之和。

2. 多元回归分析。表2是股权制衡度与会计稳健性相关关系的回归结果。

注:括号内为各系数的t值 (双尾) ;*、**表示在1%和5%的水平上显著。

在不考虑股权制衡前, 会计的稳健性系数为: (β1+β3) /β1= (0.481 41+0.083 74) /0.481 41=1.174。也就是说, 会计盈余对“坏消息”的敏感性是“好消息”的1.174倍。另外, 从表2可知, 加入股权制衡度这一变量后, 会计盈余对“坏消息”的反应程度为: (β1+β3+β7) /β1= (0.481 41+0.083 74+0.173 983) /0.481 41=1.535。这是原来的会计稳健性系数1.174的1.307倍, 股权制衡度对会计稳健性具有显著的正向作用。这个结果验证了本文提出的假设, 即股权制衡度影响会计稳健性, 若股权制衡度较高, 则会计稳健性较强。

3. 敏感性分析。

前文分析将股票收益率设为原始收益率, 为使研究结果更具完整性, 我们根据调整后的收益率进行敏感性分析, 所得结果与原始收益率类似。将模型 (1) 和模型 (2) 中Eps/P值位于上1%和下99%分位的值剔除, 所得结果分别与原结论无实质性差异。

五、结论

本文运用Basu模型, 将会计稳健性定义为会计报告对“坏消息”的确认比对“好消息”的确认更及时。借鉴Basu模型, 以2005~2008年我国沪深两市的上市公司为样本, 对股权制衡度与会计稳健性之间的相关关系进行了实证研究, 研究结果表明:股权制衡度与会计稳健性之间具有显著的正相关关系。

我国上市公司的股权高度集中, “一股独大”现象普遍存在, “一股独大”削弱了会计稳健性。改善公司治理结构, 增强会计稳健性, 必须从股权结构这一源头抓起, 要建立制衡股权结构, 努力使代表不同利益主体的若干个法人或自然人股东共同形成相对的股权制衡局面。具体来说, 一方面, 大力发展机构投资者;另一方面, 必须保证企业的国有资本都由确定的、排他性的出资人机构持有, 并能够履行股东职责, 确保代理人到位, 在公司治理准则制定、上市首发、增发和配股过程中进行股权制衡的指引。

本文研究主要存在两点不足: (1) 本文研究使用的是静态分析方法, 而股权制衡度对会计稳健性的影响可能是动态变化的, 本文研究没有用动态分析方法研究股权制衡度对会计稳健性的影响。 (2) 会计政策选择或许是有行业差异的, 行业因素可能会影响上市公司的会计稳健性, 本文研究没有考虑行业影响。如果将行业因素纳入模型中, 就能丰富这一领域的实证研究。

摘要：本文利用2005～2008年沪深两市A股上市公司的样本数据, 对股权制衡度与会计稳健性的关系进行了实证研究, 研究结果表明:股权制衡度会影响上市公司的会计稳健性, 股权制衡度越高的公司, 其会计稳健性越强。

关键词：股权制衡度,会计稳健性,Basu模型

参考文献

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股权集中与制衡 篇7

控制权的存在使企业的大股东能够通过较小的资源投入获取最大的资本配置和资源支配,因此控制权成为企业大股东尽享追逐的主要对象。目前国内上市公司一般情况都由企业大股东或其内部代理人在资本配置上进行交替控制。这种制度使公司大股东更有可能获取控制性资源、攫取控制权收益。而实质上攫取控制权收益是公司大股东为了自身利益最大化,通过手中的控制权对控制性资源和中小投资者财富进行再分配。中小投资者将手中资本投入公司,公司大股东享有中小投资者的资本支配权,金字塔式的股权投资模式使取得的控制性资源远远超过现金流水平。大股东在享有控制权正常收益的同时,通过转移价格、非公允的关联交易等各种方法转移资源以获得自利收益,进而侵占外部中小投资者的利益。本文从获取企业股权并购行为出发,分析上市公司股东控制权收益的形成与其公司股权并购之间是否存在一定的关联关系以及股权并购规模在不同控制权收益水平下的差异程度。在此基础上,进一步探究企业股权制衡与控制性股东超额控制权收益之间的关系。以期发现公司大股东侵占外部投资者利益行为的根源以及为对控制性股东提供有效的监管提供经验依据。

二、理论分析与研究假设

Shleifer、Vishny(1997)指出,当控股股东几乎控制了公司的全部控制权时,他们更倾向于通过资本投入扩大企业的控制性资产,从而形成不为中小股东所共享的控制权私有收益。Tim Baldenius(2003)和Dyck、Zingales(2004)认为,控制权收益不仅源于公司资源,并在很大程度上影响着公司的财务决策行为。控制性股东通常对留存收益的投资比对常规资本预算中的项目投资要求更高的回报率,即使在大多数信息非对称的条件下,也能够与管理者形成共享控制权收益的内部分配机制。而国内学者刘星(2013)、徐光宇(2014)、陈天航(2014)发现,企业控制股东在就股权并购等一系列资本配置行为进行决策时,因超额的控制权收益的存在而忽视企业风险增大和投资回报较低等问题。通常只有控制权的交易实际发生以及控制权发生转移时,控制权收益才能通过溢价的形式表现出来。然而控制权收益并非一定随着控制权交易发生而立刻形成,它往往会随着控制性资源的获取逐步形成。因此,交易之前企业配置在该控制性资源上的资本规模与控制权转移时的溢价水平之间存在一定的依存关系。从资本配置的角度考虑,股权并购行为是资本配置行为中的一种。任何投资都响应着经济学中的边际效用递减效应,股权并购亦然,为获得控制性资源而进行的股权并购,其规模也会存在边际效用递减。因此,本文提出如下假设:

假设1:控制权溢价水平与交易前三年平均非关联股权并购规模正相关

假设2:增加等量的控制权收益所需的非关联股权并购规模与控制权溢价水平正相关

Johnson et al.(2004)和Edward et al.(2005)指出,企业的最终控制人可以凭借其对企业的实际控制权,利用各种类型的关联交易和不公允的内部转移价格,实现资源在母子公司之间和子公司之间的转移,即利用控制权攫取超控制权收益。这种超控制权收益的产生极有可能是在公司缺乏对控制股东有效监督和管控导致的,并且实证也证明多数情况下,这种控制性股东为获取超额收益侵害企业中小股东的行为都发生于金字塔控制型的企业中。随着控制链条的延长,控制层级增加,最终控制人可以通过很小的投入控制整个金字塔结构下所有公司的全部资产,不过从金字塔底层公司的现金流中所分享的收益,比例却逐渐变少;另一方面,其付出的控制成本却在逐渐增加,实施有效控制的难度也在增大,对其组织和整合资源的能力要求也不断提升。因此,如果对资源的整合能力不及预期,而仅仅依靠股利收益,则最终控制人将通过经营来获取收益,特别是在法律对小股东保护不足的情况下,通过隧道挖掘攫取超控制权收益可能是其作为经济人的理性选择。此时,在没有对最终控制人有效的制约措施下,控制层级越长,可供掠夺的资源就越多。因此,本文提出如下假设:

假设3:企业金字塔控制链长度与控制股东的控制权溢价水平正相关

企业股权制衡的有效性还体现股权集中度。虽然股权集中度越高,当大股东们达成有效共识,确实能提高企业决策的有效性,但是其弊端也是极其明显的,也即形成“一言堂”,当大股东形成利益共同体,就极易因超额控制权收益的存在,而忽略中小股东的利益,做出非理性的经营决策。这一现象在我国民营企业中体现的较为明显。侯宇,王玉涛(2010)研究发现,较高的股权集中度并不利于增大对投资者的保护,反而会因此损害投资者的利益。而朱东琴(2010)、刘伟(2014)也发现在民营企业中,股权的高度集中会显著增加企业的财务风险,影响企业的有效经营。在我国进行股权并购决策的企业中,股权集中度是否也是超额控制权收益以及超大规模股权并购行程的原因。因此,本文提出以下假设:

假设4:企业股权集中度与控制股东的控制权溢价水平正相关

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以沪深两市A股市场2013年至2015年期间发生非流通股交易的公司作为研究对象,剔除了股在同企业之间无偿划拨、抵债的样本,得到有效样本量为66个。本文所涉及的相关数据均来源于国泰安CSMAR数据库。

(二)控制权溢价水平的确定

首先,以回归模型确认各年度净资产收益率的比重构成。模型中因变量为控制权交易发生当年的净资产收益率,分别以交易前三年各年度净资产收益率为自变量进行回归分析;然后,分别以回归结果中前三年度各年度相关系数与三者之和的比值作为相应年度净资产收益率的权重;最后,以加权平均值来预估作公司的增长水平。对交易前三年的净资产收益率进行加权平均,其平均值用以估计公司未来的预期增长。具体模型和权重如下:

模型(1)中,CP表示控制权溢价水平;TP表示在控制权转移情况下大宗股权转让时的每股市价;NA表示被转让股份的每股净资产;EP表示并购方对目标企业的合理预期,以并购前三年的净资产收益率加权平均数来表示,模型(2)确定其权重。

模型中,i指交易前的1、2、3个年度,t为交易当年。通过模型(2)经过公式计算,前三年的净资产收益率的权重分别为0.21、0.142、0.177。将结果带入公式(1)中计算得出后续实证分析时所需要的样本数据。

(三)变量定义与模型构建

(1)控制权收益与股权并购规模关系模型。本文以并购规模为模型被解释变量,用股权转让交易前三年各年度非关联股权并购总额与资本存量之比(MA/K)的平均值来确定。目前前人大量的实证与理论研究证明,现金流(CF),主营业务增长率(ΔS/S)和总资产增长率(ΔTA/TA)等都是影响并购规模的重要因素,因此本文在设计模型时将上述因素作为模型中需要考虑的控制变量,变量定义如表1所示。

本文采用SPSS20.0软件,首先进行相关性检验。分析控制权溢价水平与交易前三年的平均股权并购规模之间是否具有相关性;然后进行样本分类。将样本按其控制权溢价水平划分为三类,分别以高、中、低三类加以区分。最后进行回归分析,在控制权溢价高、中、低水平的三类样本上,分别检验控制权收益与股权并购规模之间的敏感性。回归模型如下:

以上回归模型中,除自变量PBC(控制权溢价水平)外,其余控制变量均与因变量对应,取交易前三年的平均值,并以下标t-3表示。

(2)股权制衡与控制权收益的关系模型。本文使用前五大股东持股比例和金字塔链条长度共同表达企业的股权制衡效果。一个企业的股权集中度越高,金字塔控制链条长度越长,其股权制衡效果越差。同时,将公司规模、企业财务风险与增长潜力作为控制变量体现在模型当中。大股东的股权集中度越高,越容易形成一股独大的局面,其相应的超额控制权收益可能越大。金字塔链条长度越长,企业大股东受到的监督和限制就越有限,其资本配置的自由度就越大,因此相应控制权收益越大。公司规模越大,受到的外在舆论监督和关注就越多,股东大会的决策相应会越严谨,因此大股东想利用利己的资本配置获得超额收益的可能性相对越小。资产负债率越高,企业利用杠杆效应融得的资金就越多,大股东资本配置的资源也越丰富,因此,控制权收益越大;然而另一方面,资产负债率越大也意味着企业的财务风险在增大,企业在此时进行资本分配的决策也会更谨慎,可能导致大股东能获得的控制权收益变小。净资产增长率越大,意味着企业在未来的成长潜力越大,企业预期的良好发展信号也可能会扩大大股东资本配置的随意性,而企业向好的预测也可能会增加大股东能获得的超额收益。股权制衡与控制收益的关系模型中,各变量定义如表2所示。

综合以上变量,形成如下回归模型:

以上回归模型中,除自变量PBC外,其余控制变量均与因变量对应,取交易前三年的平均值,并以下标t-3表示。

四、实证分析

(一)描述性统计

(1)不同控制权溢价水平下的股权并购规模描述性统计和差异检验。首先基于不同控制权溢价水平,进行描述性统计。控制权交易前三年的非关联股权并购规模(MA/K)的分析结果如表3所示。由统计结果可知:总体而言,交易前的股权并购规模的均值随着控制权溢价水平的上升而呈整体攀势。溢价水平高一档次的样本公司比低一档次的样本公司,非关联股权并购规模分别高出:8.65%,5.40%。

(单位:%)

注:(1)按66个样本公司控制权交易溢价分组的PBC区间。PBC(低):-100.59%-13.57%;PBC(中):13.70%-100.84%;PBC(高):132.03%-542.26%。

本文为深入了解在不同股权溢价水平下,股权并购规模的差异性是否显著,对三类样本的股权并购规模进行了两两Mann-Whitney U检验(见表4)。通过表4可知:在该种两两比较中,仅PBC中组和PBC高组股权并购规模没有出现明显的差异,其余不同控制权溢价水平下的并购规模都在90%的显著性水平下存在差异。

(2)其他各变量描述统计。由表5的变量描述统计结果可以看出,在我国近三年进行股权并购的公司中,其控制权收益的均值在138.54%这样的水平,可以说控制权收益相当可观。而金字塔控制链条长度的差异性也较大,平均为2.718,控制层次相对较多。从股权集中度上看,其均值为12.515%,前五大股东持股比例的均值较为合理,然而内部差异依旧很大,从2.25%到65.54%的跨度巨大。

(二)回归分析

(1)控制权溢价水平与交易前三年平均非关联股权并购规模的回归分析。由表6可知:控制权溢价水平与交易前并购规模呈显著正相关关系,且不受到其他控制变量的影响。这反映出大股东控制下的企业并购规模、控制性资源的获取以及控制权收益的形成联系紧密。且控制权转让时的溢价水平每增加1个百分点,交易前三年的平均并购规模会相应增长0.431%。而从回归模型的拟合优度来看,交易时的控制权溢价水平对交易前企业并购规模的解释度达到了17.3%,显著高于引入其他变量后的联合解释度(14.1%-17.3%=-3.2%)。这说明控制性资源的获取和控制权收益的形成是解释企业股权并购规模的一个重要因素。

(2)分类样本控制权溢价水平与交易前三年平均股权并购规模的回归分析。从分类样本的回归结果可以看出(见表7):在三个控制权溢价水平类别不同的公司的回归结果中,三组样本的控制权溢价水平与交易前三年的企业股权并购规模均为正相关,且回归系数均在10%以上的水平显著。对交易前股权并购规模的解释度并不像想象中那样高,尤其是控制权溢价水平中间组解释度比较低。主要原因在于:随着股权并购公司控制层次的不断增加,控制性股东与新并购公司之间的代理问题也随之增多,这将影响控制性股东难以独占被并购公司控制权收益,导致其在新并购公司的控制权收益占有中存在一定程度的让度或利益损失。

注:括号内为T值,***、**、*分别表示在1%、5%、10%的水平显著。

(3)股权制衡与控制权收益的回归分析。由表8可知,企业金字塔控制链条长度与控制权溢价水平在0.05的水平显著正相关,这说明企业的控制链条越长,大股东能获得的控制权溢价水平越高。企业的金字塔控制链条长,其大股东们收到的监督和控制则弱,因为链条的长度导致管理的滞后和分散,使得控制股东的权利不受限。此结果最终验证了假设4的成立,同时说明减少管理的层级,加强控制和监督的紧凑性,是有利于降低企业的超额控制权收益的。

由表9可知,股权集中度与控制权溢价水平在0.01的水平显著正相关,这说明企业的前五大股东持股比例越大,大股东能获得的控制权溢价水平越高。而从控制变量看来,其与控制权溢价水平的相关关系也符合事先的预期。最终验证了假设4的成立。股权集中度越高,大股东们进行企业资本配置决策时所受到的阻力相对越小,而目前显著正相关的控制权溢价水平,会进一步刺激股东利己性的股权合并行为,从而进一步加剧企业的经营风险,同时也严重的伤害企业中小股东的利益。

(三)稳定性检验

通过多重共线性检验,各自变量的相关系数矩阵、容差值和方差膨胀因子、特征根以及条件指数如表6所示。由表10、表11、表12可以看出,各模型的容差值均大于0.1,方差膨胀因子均小于10,特征根均大于0,条件指数没有超过20的,因此可以判断在各模型中自变量之间不存在多重共线性问题,那么多元回归的结论则具有一定的稳健性。

五、结论与建议

由上述研究可知:(1)大股东的资本配置行为明显受控制权收益水平而驱动,呈现正相关关系;(2)控制权溢价水平越高,增加等量控制权收益,其所需的股权并购规模也越大;(3)企业金字塔控制链条越长,其控制权溢价水平越高;(4)企业股权集中度越高,其控制权溢价水平越高。

本文的政策性建议如下:(1)不断改善相对集中的股权分布结构,包括持股比例集中及性质集中,集中的股权会形成一股独大的一言堂局面,因此,有必要在控制权内部形成有效的制衡机制;(2)改善企业金字塔链条式的控制结构,缩短控制链条,提高监管效率,使企业管理结构更加集约紧凑;(3)进一步提高和改善监管水平及中小投资者法律保护体系,目前我国的证券市场法律体系不够完善,导致从外部很难控制证券市场的失控行为,而法律体系的健全将可有效的制约控制性股东及代理人过度自利性资本配置的行为。

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