最终控制人性质（共4篇）
最终控制人性质 篇1
一、引言和文献综述
内部控制作为企业的内部活动,外界很难判断其执行的有效性,若企业因为低质量的内部控制导致破产,会直接影响投资者对资本市场的信心,打乱资本市场的资本配置效率。于是在安然的财务丑闻出现以后,萨班斯法案出台,要求上市公司对内部控制的有效性作出评价,我国随后也颁布了《企业内部控制基本规范》和配套指引,要求上市公司对内部控制的有效性进行自我评价并披露自评报告,1希望投资者借此来判断企业的风险,调整投资策略,以调整资本市场上的融资效率,即改变股权资本成本的大小。本文试图探讨内部控制的有效性与权益资本成本之间的关系。国内学者一般采用内部控制信息披露来衡量内部控制的有效性,上交所自2011年开始要求境外上市公司披露审计报告,在2012年要求境内外所有的公司同时披露自评和审计报告,而深交所对于内部控制自评报告是强制披露的,对于内部控制审计报告并没有强制要求;权益资本成本是指投资者投入于该公司的权益资本所要求的预期回报率。
对于内部控制信息披露与权益资本成本之间的关系研究,国外主要是以内部控制缺陷披露作为切入点,Ogneva等指出内部控制存在缺陷会提高管理层实施机会主义的风险,对于内控缺陷的披露投资者会要求溢价,因此当企业内部控制存在缺陷时公司会面临较高的权益资本成本。[1]Ashbough-Skaife等研究内部控制缺陷、公司风险和资本成本之间的关系,认为在控制其他公司风险后,披露缺陷的公司资本成本较高。[2]Beneish等研究表明,在SOX302条款下披露内部控制自我评价缺陷会降低财务报告的可信度,使得权益资本成本提高,但是在404条款下披露内控缺陷没有显著影响权益资本成本。[3]
国内学者吴益兵对上市公司内部控制与股权资本成本关系进行研究,结果发现在未经独立审计的情况下,投资者认为内控所披露的信息可信度低,不能降低权益资本成本,在经过独审后认为信息披露能够增强会计信息的价值相关性,内控信息披露能够降低企业的资本成本。[4]施继坤发现自愿性内部控制鉴证信息能够发挥信号的功能,降低权益资本成本,且审计师的声誉越高其权益资本成本越低。[5]张然等研究发现,当公司披露内控自评报告时资本成本会降低,经审计师鉴证后更能降低权益资本成本。[6]袁放建等认为披露内控鉴证报告能够给投资者传递积极信号,进而降低权益资本成本。[7]郭雪萌等的研究结果表明公司在披露内部控制缺陷后会提高权益资本成本,同时机构投资者持股比例也会对权益资本成本产生影响。[8]但是孙文娟在研究内部控制报告的披露对资本成本的关系时发现,无论出具内部控制评价报告还是由独立第三方出具内部控制审计报告,均未对资本成本产生影响。[9]
综上所述可以发现研究结果并不完全相同,存在的争议是内部控制信息披露的衡量指标选取不同或者是权益资本成本的核算模型不同导致的。本文采用PEG的模型计算权益资本成本,以2011—2012年上市公司数据探讨内部控制审计报告与权益资本成本之间的关系,同时从实际控制人的角度去检验权益资本成本的高低是否会受其影响。
二、研究假设和设计
(一)内部控制审计报告对权益资本成本假设
信息不对称是企业与投资者之间最大的障碍,会增加企业的融资成本,企业为了降低融资成本,就会披露相关的信息使投资者获得企业的增量信息进而能对企业的风险价值有全面的预测,调整权益资本成本。在自愿披露阶段,基于信号传递理论,内部控制质量越高的企业越愿意披露自评报告;在强制披露阶段,虽然所有企业都会披露内部控制自评报告,但在缺乏第三方监督的情况下,投资者对于所披露出的内部控制信息的可信性可能存在疑虑,因此内部控制审计在内部控制信息披露中起着重要作用,内部控制质量高的企业可以将内部控制审计报告作为内部控制有效的信号传递给投资者,能够给投资者带来信心,降低投资者的预期报酬率。于是提出假设1和假设2。
假设1:在强制披露阶段,企业披露内部控制自我评价报告不会影响权益资本成本。
假设2:在强制披露阶段,披露内部控制审计报告的企业权益资本成本较低。
(二)实际控制人性质与权益资本成本假设
企业融资成本的高低会因实际控制人的不同而有差异。国有企业由于得到国家的相关支持在融资方面能够降低企业的权益资本成本,投资者认为国有控股企业的内部控制制度相对于非国有控股企业更加完善。公司的性质直接影响着投资者对投资回报的评估。于是提出假设3。
假设3:披露内控审计报告的国有控股企业的权益资本成本可能比披露内控审计报告的非国有控股企业的低。
(三)资本成本的度量
资本成本是指企业为筹集资金付出的成本,也就是投资者投资索取的报酬,是投资者的期望报酬率。估算权益资本成本的模型有很多,李超在检验股权融资成本的可靠性中发现,采用PEG模型计算出的资本成本更具可靠性,也更适合中国资本市场。[10]因此本文采用PEG模型,假定企业的资本成本,其中,P0为当期的股价,eps1与eps2分别为一年、两年后的预期每股收益。
(四)模型构建和变量说明
本文基于曾颖和陆正飞、[11]张然[6]关于股权融资成本的文献研究成果,构建如下模型:
变量说明详见表1。
三、数据来源及实证结果
本文以2011-2012年沪深两市A股非金融类上市公司为研究样本,数据主要来源于国泰安数据库、Wind数据库。在样本筛选过程中对数据进行了如下处理:(1)金融保险业和ST类上市公司的观测值未被引用;(2)在计算Rpeg公式时要求eps2-eps1>0,因此剔除eps2-eps1<0或等于0的公司;(3)剔除数据不全的公司;(4)对有缺失变量观测值的进行剔除,最终获得1508家公司的数据。本文运用Stata12.0对数据进行处理和分析(见表2)。
(一)描述性统计分析
对1508个研究样本按是否披露内部控制审计报告分组进行描述性统计,结果见表3。由表3可看出,披露内部控制审计报告的企业有822家,占总数的54.5%,两组样本的各个变量在均值、中位数、标准差、最大值和最小值之间都存在差异,其中披露内部控制审计报告的企业权益资本成本的均值为0.115,低于未披露企业的均值0.125,标准差0.087也低于未披露的企业的标准差0.102,这与我们预期的结果是吻合的。
再按实际控制人性质将1508家企业分成国有控股企业和非国有控股企业,结果见表4。从ICA的均值数据中可以发现,披露内部控制审计报告的企业数在国有企业中所占的比例高于非国有控股的企业数。由于数据较少的原因,国有企业的权益资本成本与非国有企业相差不大,此外资产负债率、公司规模、公司的成长、盈利能力以及账面市值比在国有和非国有控股企业两个样本组中均有差异。
(二)相关性分析
从表5可以发现各变量之间的相关比较小,说明变量之间不存在自相关性,可以看出披露内部控制审计报告的企业其权益资本成本相对较低。控制变量均与权益资本成本显著相关,因此有必要对这些变量进行控制。
注：***、**、* 分别表示 1%、5%、10%的显著性水平，下表同。
(三)多元线性回归分析
为了检验权益资本成本是否受所披露的内部控制审计报告的影响,以2011—2012年的上市公司为样本进行回归分析,结果见表6。
从表6中可以看出,ICA的回归系数为-0.0102,与权益资本成本负相关,并且结果比较显著;ICI的系数为0.0017,结果不显著,因此假设1和假设2都得到了验证,即在强制披露阶段,企业披露了内部控制自评报告也不会影响其权益资本成本的大小,但是企业披露内部控制审计报告后,其权益资本成本会有显著的降低。F值为49.31,Adj.R2的值为0.1833,说明可能还存在一些控制变量没有被引入,Adj.R2拟合效果不太好。从控制变量来看,资产负债率与股权资本成本呈正相关,说明资产负债率越高的企业财务风险越大,因此投资者会要求高的投资回报,这与我们的预期是一致的;公司的规模与股权资本成本呈正相关,说明大型公司面临的风险比一般的小公司面临的风险要大,投资者也会相应要求高的投资回报,即权益资本成本会比较高,两者呈正相关关系;公司的成长性与权益资本成本负相关,虽然不是很显著,也在一定程度上说明投资者开始关注公司的成长性;公司的绩效与权益资本成本呈显著负相关,说明盈利能力高的企业信息透明度高,权益资本成本低;账面市值比权益资本成本呈正向相关,说明现阶段投资风险较大,投资者会要求高投资回报率。
为了验证假设3,我们按实际控制人性质将样本分成两组,并进行回归,结果如表7。在两组企业中,ICA的系数均为负数,说明企业的权益资本成本均会因为披露内部控制审计报告而降低,并且国有控股企业的ICA系数绝对值大于非国有控股企业,即在国有企业中这种负向关系更为显著,这说明一方面投资者认为国有控股企业内部控制制度完善,信息的透明度高,所要求的资本回报比较低,进而权益资本成本也较低,另一方面投资者信赖国有控股上市公司的声誉,认为企业的经营风险比较小,相比于非国有控股上市公司更加可靠,所披露出的内部控制审计报告更能够为内部控制的质量提供保证,进而投资者要求的回报就会少,企业的权益资本成本也比较低。假设3也得到了验证。
四、结论与建议
(一)研究结论
本文以2011—2012年的沪深两市A股上市公司的数据为研究样本,探究内部控制审计报告、实际控制人性质与权益资本成本之间的关系,结果表明:第一,在强制披露阶段,披露内部控制自评报告已经不能起到信号传递的作用,但披露内部控制审计报告可以,投资者认为内部控制审计报告能够为企业的内部控制质量提供保证,因此企业的权益资本成本会降低。第二,当企业的性质为国有控股企业时,披露内部控制审计报告的企业其权益资本成本比非国有控股上市公司的权益资本成本低,说明具有政治关联的企业能够获得政府的政策支持以及国有控股上市公司的声誉对投资者来说是一种积极的信号,投资者会比较放心对企业的投资,相应地会降低预期的投资收益率,证明了实际控制人性质这一因素会影响权益资本成本的大小。
(二)政策建议
既然披露内部控制审计报告能够发挥信号传递的作用,那么可提出以下建议:第一,企业需要完善内部控制的信息披露,监管部门应该规范企业的信息披露,以保证投资者能够面对披露出的信息作出及时的反应。第二,会计师事务所应提高审计质量,增强内部控制审计的能力,以确保所披露出来的信息的可信度高。
最终控制人类型对投资影响的研究 篇2
一、研究假设
从最终控制人类型与投资的关系来看,我国上市公司的最终控制人可以是国家、国有法人、社会法人和个人。国家和国有法人的最终控制方都是国家,在研究时可将这两类合并在一起,作为国有上市公司处理,其它作为非国有上市公司。国有上市公司由于所有者的缺位,管理者与所有者利益不一致,容易导致管理者去投资一些NPV为负的项目,导致过度投资。国家股和国有法人股上市流通条件的约束,也就限制了国有股东“用脚投票”的方式行使自己的控制权来对经营者进行外在约束,容易出现过度投资。如果上市公司的最终控制人是社会法人,他们投资公司的目的在于长期投资,随着法人股比重的上升,使得他们更有能力和意愿去监督经营者。在这种情况下,上市公司的投资行为就会更加合理科学。而且当他们对公司的未来收益不抱信心或者出现其它的情况使得他们想转让自己的股份时,虽然和国有股一样上市流通也有条件限制,但是转让的对象和条件相对国有股来说都放宽了许多,这使得他们可以“用脚投票”来行使其对经营者的监督权。
对于最终控制人是个人的上市公司来说,由于他们所持有的股份很少,而且这部分股票可以上市流通,他们可以在股票价格的波动中获益,因而他们通常所作的不是投资而是投机,持有股票也是短期行为,为的不是获取长期利益而是为了短期利益。而当流通股股东是控股股东时,单个流通股东由于持股比例低,没有动机监督公司的经营者,容易产生“搭便车”行为;若为机构投资者,由于本身的专业知识,为了获得收益,更有动机和能力去监督公司的经营者,使得投资更科学。综上所述,上市公司最终控制人是个人时,投资决策一般是比较科学的,因此提出假设:在其它条件相同的情况下,最终控制人是国家或者国有法人时,企业容易出现投资扭曲行为,而最终控制人不是国家或者国有法人的,企业投资不容易出现投资扭曲行为。
二、实证分析
(一)变量选取及其描述性统计
在构建投资模型时,通常我们认为,企业的投资同时受到短期投资机会和长期投资机会的影响。另外,企业的内外部融资成本显然会影响到投资决策。此外,为了控制规模因素,我们将被解释变量和控制变量用其除以期初总资产的相对数表示。由于本文选取的数据全部来自于制造业,故本文的投资我们就用固定资产投资来表示。变量描述如表1。
综合以上因素,我们选取了在沪深两市上市的A股制造业企业2001-2004年的数据,剔除了PT和ST公司,数据缺损的公司以及在四年内股权性质不一致的公司。最终满足条件的上市公司共有359家,所得样本观察值为1 436个。所选数据全部来自于CCER数据库。
有关变量的描述性统计如表2。
描述性分析结果表明,359家公司中,国有上市公司有322家,占到总数的90%左右,而非国有上市公司仅为37家,仅为总数的10%。由此看来,国有控股的现象在中国非常严重。
(二)模型设计及实证结果分析
通过分析影响投资的因素,为了检验不同类型的最终控制人下投资的差异,建立模型:
按照最终控制人类型是国有控股和非国有控股,本文将样本分为两组,分别进行回归计算。实证检验时,我们建立5个模型进行分析。回归结果见表3。
注:表中表示回归结果在1%的概率内显著,表示回归结果在5%的概率内显著,*表示回归结果在10%的概率内显著。
通过表3观察到回归方程都是显著的。对整体样本的回归分析,观察到托宾Q值、现金流流量、资产负债率对投资都有显著的影响,其中资产负债率的影响系数最高,表明上市公司整体的投资所需资金可能更依赖于外部资金。对比国有控股上市公司和非国有控股上市公司两组回归结果,发现两者整体方程仍然是显著的。然而,国有控股上市公司负债率的影响系数高于现金流,而非国有控股上市公司却存在着相反的结果,表明国有控股上市公司投资更依赖于外部资金而非国有控股上市公司更依赖于内部资金流。可能的原因是国有控股上市公司面临的市场软约束,可以获得国家政策从银行贷款筹集资金,因此对现金流的敏感度降低。非国有控股企业由于存在较大的融资约束,只能更多的依赖内部资金流。加入交叉项后,国有控股上市公司的交叉项系数为正且显著,而非国有控股上市公司却为负且显著,这证实了国有控股上市公司存在着过度投资而非国有控股上市公司却存在着投资不足,因此假设成立。
三、结论分析及建议
根据本文理论推导加实证检验结果分析,针对国有上市公司容易出现过度投资的问题,我们建议优化治理结构并加大对管理层的监督力度。针对非国有上市公司容易出现投资不足的问题,我们建议努力解决其融资难的问题,加大国家对其的支持力度,保证其经济增长。
参考文献
[1]黄福广,周杰,刘建.上市公司股权结构对投资决策的影响实证研究[J].现代财经,2005(10):21-25.
[2]席敏.上市公司股权结构各类投资的影响分析[J].生产力研究,2006(6):211-212,219.
[3]陈晓,江东.股权多元化、公司业绩与行业竞争性[J].经济研究,2000(8):28-35.
[4]孙永祥,黄祖辉.上市公司的股权结构与绩效[J].经济研究,1999(12):23-30.
[4]王化成,胡国柳.股权结构与企业投资多元化关系:理论与实践分析[J].会计研究,2005(8):56-62.
最终控制人性质 篇3
关键词：上市民营企业,政治关联,企业绩效,制度背景
中国当前经济环境下, 政府对还经济存在着较强干预, 企业如果没有建立有效的经营管理机制和公司治理结构, 却关注于通过政治关联来获取收益, 那么企业的生产经营将会面临很严重的问题。本文将深入探讨在我国不同的制度环境下, 上市民营企业最终控制人政治关联会如何影响企业绩效。
1 理论分析和研究假设
研究政府背景会涉及到寻租, 寻租指的是通过非生产性的活动获得资源的能力, 为提高巩固垄断地位, 努力获取垄断利润为寻求权利掌握者的庇护。本文基于寻租理论、沃纳菲尔特资源基础理论、社会资本理论为基础展开分析, 拟通过研究我国上市民营企业政治关联寻租, 政治关联资源差异和制度环境, 进一步分析其对企业绩效的影响作用。以下为本文建立的主要理论模型及提出的假设:
H1:我国上市民营企业最终控制人整体的政治关联与其企业绩效之间存在正相关的关系。
H2:我国上市民营企业最终控制人地方政府政治关联对上市民营企业绩效的影响要远大于中央政府对上市民营企业绩效的影响。
H3:制度环境越弱地区的上市民营企业“政治关联的公司绩效效应”越显著。
H3a:市场化程度越低, 最终控制人政治关联的公司绩效效应越显著。
H3b:政府干预越严重, 最终控制人政治关联的公司绩效效应越显著。
H3c:法制水平越低, 政治关联的公司绩效效应越显著。
2 研究设计
本文以在上海证券交易所上市的2008~2012年5a上市民营公司为样本, 通过检索国泰君安数据库、新浪财经和wind数据库来确定公司最终控制人及其具体情况。本文对样本的筛选过程具体如下:在上市公司年报数据比较成熟;剔除了最终控制人不明确的公司;剔除了金融类上市公司, 由于不同金融类上市公司的会计处理方法和会计准则不同, 所以此类公司的数据不具有可参考性;剔除了被特殊处理的公司, 如ST、*ST上市公司。被特殊处理的企业大多是连续亏损的企业, 不能反映所研究企业的真实情况。经过上述步骤的筛选, 最终本文共得到944个样本数据。
通过查阅相关文献结合前文的分析, 我们定义了各个变量的含义、名称以及计算方法, 并将其关系列在下表中, 如下表1、表2:
2.2 模型设定
2.2.1 政治关联影响模型
我们考虑整体政治关联对企业绩效的影响, 抛开上市民营公司的政治背景, 并且不论背景所属中央政府亦或地方政府。
2.2.2 地方政府背景与中央政府背景分组影响模型
通过虚拟变量来检测何种背景下的企业绩效更大, 是具有中央政府背景还是具有地方政府背景?该模型中我们剔除了具有两个背景的企业, 以保证数据的客观性, 同时加入了CF—Y1和CF—Y2两个变量, 分别代表具有地方政府背景和具有中央政府背景。
2.2.3 制度环境影响模型
为了进一步证明外部因素对企业政治关联的影响, 本文在考察制度环境对企业绩效的影响时, 加入了市场化指数、政府干预程度和法制环境3个调节变量。
3 上市民营企业最终控制人政治关联对企业绩效的影响
本文主要首先对样本上市民营企业政治关联情况、全样本因变量与控制变量进行描述性统计分析, 实证检验假设后对研究结果进行了详细的分析, 总结本文的实证结果。
3.1 样本描述性统计分析
3.1.1 最终控制人的政治关联描述性统计
本文对上市民营公司最终控制人的政治关联情况进行了分类, 主要从政治类型、年度对样本数据进行了描述性统计分析, 如表3。
从表3可知:参考5年内的有政治关联的企业将占总数的40%, 将收集的数据进行分类再整理, 可得知有地方政府背景的上市民营企业是中央政府背景的2倍。
3.1.2 全样本因变量与控制变量的描述性统计
表4可以看出全部样本的因变量和控制变量的描述性统计结果, 结果如下:
从表4中可看出, 样本数据中的上市民营企业各个数据波动较大。比较表中的第一大股东持股比例, 最高最低分别为73.18%、4.27%。可知第一大股东对上市民营公司的控制力较差, 这可能是由于不同的公司存在不同的投资策略, 根据不同的投资策略和目的导致上市民营公司第一大股东对企业缺乏控制力。
为了能找出具体导致上述差异存在的原因, 我们将上市民营公司分成两组, 一组是有政治关联的, 一组则是没有政治关联的。我们将分别对其进行描述性统计分析, 如下表5和表6所示。
3.1.3 总体政治关联组样本因变量与自变量描述性统计分析
无政治关联组样本的描述性统计结果, 分析结果如下表5:
表6给出了政治关联组样本的描述性统计结果, 结果如下所示。
从表5、表6可以看出具有政治关联的上市企业对提升企业绩效有正向影响, 第一个假设得以验证。
3.1.4区分政治组样本因变量与控制变量的描述性统计
在对整体数据进行了全面的描述性统计分析之后, 我们对政治关联再次进行了分类, 具体分类见表7:
在表8中分类了地方政府背景下的样本数据描述性统计分析, 如表8所示:
为更好的研究政治关联与企业绩效之间的关系, 我们引入了控制变量, 从表7和表8中, 我们可以看出地方政府关联企业所在地区的各项指数略高于与中央存在政府关联的企业。由此可以看出企业在与地方政府又关联的背景下, 所得的企业效率更好, 但所得出的结论与之前的假设不符, 我们进一步进行研究检验。
3.2 简单相关系数检验
为使本文的数据更加真实有效, 我们对所得的样本数据进行了Pearson相关系数检验, 具体结果如下表9。
注:**表示在0.05水平 (两侧) 上显著相关, *表示在0.1水平 (两侧) 上显著相关;系数下面的括号为P值。 (下同)
从表9中可知, Pearson系数最大为0.0289, 最小的为0.021, 均超过了0.5, 说明这些数据之间不具有多重线性关系, 我们可以进一步对此进行回归分析。
3.3 实证结果分析
3.3.1 整体政治关联对公司业绩的影响
表10中我们可以看出, 我国上市民营企业最终控制人的整体政治关联对企业存在正相关影响, 经检测我们可知CF的系数为0.01, 在5%的水平上显著, T值为2.198。我们可通过观察得知具有与没有政治关联的企业, 与政府就有关联的企业绩效明显较高, 我国的企业与政治关联有明显的正相关关系。
根据表10, 可知所构建的模型拟合度较高, 是因为从图中我们可以看出除了企业成长的数据外, 所有变量的数据都在5%水平上显著, 上市民营公司最终控制人的整体政治关联对企业有正向影响。
3.3.2 地方政治关联与中央政治关联对企业绩效的影响
依据前文提出的假设2, 并针对企业设计的模型2、3、4, 我们将分别对具有地方政府政治关联和中央政府政治关联的企业分别进行实证检验, 如下表11、表12、表13所示。
通过观察以上3个实证检验模型可知:
观察实证结果发现模型显著性很高, 解释变量CF, CF-Y1, CF-Y2的回归系数都在10%的水平显著正相关。说明所研究的解释变量对政治关联对上市民营企业绩效呈显著提升作用。
在表11中解释变量CF和CF-Y的偏回归系数在10%的水平呈现显著为正。说明具有地方政府背景的上市民营公司与具有中央政府背景的企业相比来说对企业更具有促进作用。
对比分析表12和表13。CF-Y1的系数为0.023, 在1%的水平下显著, CF-Y2的系数为0.014, 在10%的水平下显著。而且CF-Y1的系数是CF-Y2的2倍, 说明上市民营企业最终控制人地方政府关联的背景要比具有中央政府的背景有优势。我们可通过验证得知上市民营公司如果在资金充足的情况下, 可与地方政府建立多元化联系。
3.3.3 制度环境对政治关联绩效效应的影响
通过实证检验可知道, 上市民营企业的政治关联二者是存在正向相关性的, 但为了更加全面的解释知道环境对企业绩效的影响, 本节有针对企业所处的制度环境对企业进行进一步实证研究, 以期考虑到在制度差异下, 我国上市民营企业最终控制人政治关联对企业绩效的影响。
从上表中我们可知:制度环境与企业绩效显著正相关。
模型 (a) 、 (b) 、 (c) 中的IMAR、IGC、ILAW的系数为负, 并且分别在5%、10%、1%的水平上显著, 并且通过交叉相乘后, 结果显著为正, 这说明在制度环境较差的地区, 上市民营企业提高企业绩效的途径是可以通过与当地政府建立政治关联。
4 研究结论与局限
由于我国目前处在经济转型的特殊时期, 政府对上市民营企业外部经营环境具有非常大的影响力。因此为了使上市民营企业能够更好的发展并且维护好自身利益, 政府就必须为其创造良好的政治环境, 只有这样才能使上市民营企业顺利实施企业各项经营决策, 保证各项战略规划的实施。通过本文实证结果得出政治关联对企业绩效具有重要意义:
我国上市民营企业的政治关联会明显的影响企业绩效, 企业具备政治关联会给自身发展带来有利条件及资源, 进而转化为企业绩效的提高。
我国上市民营企业不同类型的政治关联对企业绩效的影响有差异性。
本文对中央政治关联企业与地方政治关联企业展开回归分析, 有地方政府背景的比有中央政治背景的对企业绩效的影响力大。而且地方政治关联系数要远大于中央政治关联系数。约为中央政治关联系数的2倍左右。
由此可见, 若上市民营企业经营状况良好, 构建政治关联就变得十分必要。国家要加快各地区市场化建设速度, 提升经济活动的规范性, 推进经济市场向更积极的趋势发展。
最终控制人性质 篇4
相对于美国和英国的资本市场, 中国资本市场的上市公司有几点主要的不同。首先, 许多上市公司都由政府最终控制, 即国有上市公司占据了相当一部分比例;其次, 在2005年的股权分值改革之前, 有很大一部分股份是不可流通的。最后, 不管是国企还是私企, 很大一部分都呈现出金字塔股权结构。本文的研究正是基于以上的不同点展开。
相对于已有的研究, 本文引入“最终控制人”, 并着重研究其股份性质和其实际持有所有权和控制权以及基于此计算的两权分离度对于公司现金股利的影响。结果显示, 当最终控制人为国有性质时, 公司的现金股利支付水平更高;两权分离度越大时, 现金股利支付水平越低。
1 假设发展
在中国, 公司之间的公开债券市场非常小, 大多数的公司在有融资需要时都向银行借款, Brandt and Li (2003) 的配对研究发现, 在中国私企比国企更难获得贷款, 即使获得了贷款, 其规模也受到很大限制, 而且它们贷款的条件也更加苛刻。不仅仅是负债融资, 在向证监会申请发售新股时, 国企凭借其雄厚的实力和其政治关联, 更容易获得新股的发售权。所以, 在负债融资和权益融资都受到更大限制的情况下, 私企的内源融资显得尤其重要。
La Porta, Lopez-de-Silanes, and Shleifer (2000) 的研究发现, 少数股东影响公司的可能性更大时, 他们会对公司内部管理者分配现金施加更大的压力。但是在中国, 相比于私企, 国企的少数股东对于公司决策的影响程度更低, 因为政府拥有国企, 所以国企的少数股东对于可能威胁到自身利益的决策和行为能够施加的影响很小。因此, 私企少数股东的影响更能导致公司多发股利。本文的研究将对着两种冲突的结果做出进一步验证。基于此提出假设1:
H1:国企的现金股利支付水平比非国企更高。
在中国, 不管是国企还是私企都呈现一定的金字塔股权结构。通过金字塔股权结构, 公司控制人能够以较少的所有权获得较大的控制权收益。在法律环境发展不完善和经济欠发达地区, 金字塔股权结构更容易出现。通过控制有其他公司控制权的子公司, 最终控制人能够实现层层控制。相对于面临外部融资约束的公司来说, 金字塔股权结构能够建立起内部的资本市场, 这样会减少对于外部高资本成本市场的依赖度。关于金字塔股权结构和现金股利政策的文章较少, 之前有关于内部资本
市场的研究认为金字塔股权结构能够创造一个更加高效的内部资本市场, 在这个市场中投资资金能够更加高效地被分配。金字塔式股权结构所产生的直接影响在于, 使终极大股东的控制权与现金流权出现了分离, 终极控制股东的现金流权与控制权的分离程度越大, 其对中小股东利益侵害的动机就越大。这主要是由于随着控制权与现金流权分离的加大, 终极大股东通过对管理层进行控制实施侵占行为所获取的控制权私人收益将越来越大于控制权共享的收益, 故终极控制股东更有动力自己或者通过控制管理层以减少现金股利的方式将企业收益进行自有投资, 以实现利益侵占。因此提出假设2:
H2:最终控制人两权分离度越大, 现金股利支付水平越低。
2 研究设计
2.1 数据来源
本文选取的是2010~2013年中国上市公司的数据, 其中, 现金股利分配数据来源于WIND数据库, 公司最终控制人两权分离度及其他数据来源于CSMAR数据库。在剔除了现金股利及两权分离度未披露公司和金融行业公司后, 本文最后得到了4559个观测公司。
2.2 变量描述
本文选用的主要变量如表1所示。
2.3 描述性统计
2.3.1 现金股利。
本文使用现金股利支付率div来衡量公司现金股利支付水平。该指标等于每股现金股利除以每股盈余, 排除了现金股利净值大小和与不同盈利水平在公司间的差异。表2展示了对于该指标的分组描述性统计结果。通过表2可以看出, 从平均水平来看, 4年间国企比非国企的现金股利支付水平普遍要高。
2.3.2 控股权性质和两权分离度。
本文设置了虚拟变量来控制控股权性质的影响, 当公司为国企时, 该变量取值为1, 否则为0。而两权分离度的衡量主要是用控制权和现金流权的差值大小来表示。表3展示了对于两权分离度的描述性统计结果。从表3可以看出, 从平均水平来看, 4年间国企比非国企的两权分离度普遍要高。
2.4 回归模型
div=α+β1state+β2ownership prop ortion+β3seperation+β4asset+β5FCF ratio+β6LEV+β7ROE+β8sales growth+β9management salesratio+β10independent proportion+β11director+β12Σyears+β13Σinds
3 回归结果
3.1 相关性分析
表4展示了对所有主要变量的相关系数分析。可以看出, 企业的国企性质与现金股利政策正相关, 两权分离度与现金股利政策负相关, 这与前面的假设相一致。对于所有参与回归的变量来说, 之间的相关系数都不超过0.41, 说明不存在严重的共线性问题。
3.2 基本回归
表5展示了对主要变量的OLS回归结果。第一列展示的是没有加入公司治理特征的控制变量的回归结果, 第二列展示的是加入了公司治理特征的控制特征的回归结果, 第三列在第二列的基础上加入了最终控制人的特征变量。
通过回归结果可以看出, state的系数为正且在0.01的水平下显著, 说明国企比非国企支付了更高的现金股利, 假设1得到了验证。两权分离度Separation的系数为负且在0.01的水平下显著, 说明两权分离度越大, 现金股利支付水平越低。假设2得到了验证。
3.3 进一步分析
为了探究不同最终控制人性质下两权分离度的影响, 本文区分了国企和非国企进行分别回归, 结果如表6所示, 无论是国企还是非国企, Separation的系数都为负且基本都显著, 进一步验证了假设2, 而且这种显著性在国企表现得尤为明显, 也说明在国企内部, 两权分离度对于股利支付水平的影响更为显著。
4 稳健性检测
鉴于中国证监会对于增发股票规定了需要连续三年分派股利的条款, 企业派发股利也可能会受到该增发政策的影响。所以, 本文进一步增设了虚拟变量来控制样本期间后续三年是否有增发股票对于现金股利支付的影响。进一步稳健性测试结果表明, 在控制了满足股票增发的条件后, state和Separation的系数同之前回归结果一致, 说明最终控制人股权性质和两权分离度对于现金股利的影响依然显著。
5 结论
本文从最终控制人股权性质和两权分离度两个维度研究了公司的现金股利政策, 研究发现, 在其他条件相同的情况下, 国企比非国企支付的现金股利更高, 因为非国企在获得负债融资和外部权益融资时面临更多的限制。本文还研究了中国上市公司中的金字塔股权结构对于现金股利的影响。结果发现, 最终控制人两权分离度越大, 公司支付的现金股利水平越低。本文的研究说明, 在理解中国上市公司的现金股利政策时, 除了基本的会计和财务指标之外, 我们还需要关注公司所有权结构方面的信息。中国公司调整股利政策以达到管理要求的时间和程度有自己的特色, 之后的研究可以围绕这些调整和变化的执行过程具体展开。
摘要：选用20102013年中国上市公司数据, 研究了公司最终控制人特征, 即控制权性质和公司最终控制人两权分离度对于现金股利政策的影响。研究发现, 相比于非国有控股公司, 国有控股公司分配了更高的现金股利。公司最终控制人的两权分离程度越大, 公司分配现金股利程度越低。
关键词：现金股利,最终控制人,两权分离度
参考文献
[1]党红.关于股改前后现金股利影响因素的实证研究[J].会计研究, 2008 (06) :63-96.
[2]邓建平, 曾勇, 何佳.利益获取:股利共享还是资金独占[J].经济研究, 2007 (04) :112-123.