大股东控制理论

大股东控制理论（精选7篇）

大股东控制理论 篇1

分散的股权结构曾经被视为现代企业制度和公司治理机制必须遵循的金科玉律 (Berle和Means, 1932) 。传统的委托代理理论认为, 公司治理要解决的主要问题是所有权分散模式下股东与经理人之间的利益冲突和经理人的自利行为。这种研究体系假设股东具有同质性, 即所有股东的目标利益函数都保持一致。但实践和理论成果不断表明, 企业所有权结构呈现出集中的趋势。La Porta (1999) 股权结构集中度进行了国际比较研究 (以49个国家最大10家公司为样本) 表明, 股权结构在世界范围内都呈现出集中趋势。随着实践中大股东问题的不断显现, 所有权集中条件下的大股东控制问题逐步成为理论界研究的热点。

一、所有权集中、大股东成因及控制权私有收益的实现途径

(一) 所有权集中、大股东成因

股权集中和大股东现象目前的研究主要集中在经济因素和法律因素两个方面。 (1) 经济因素。Grossman和Hart (1988) 的研究发现, 控制权收益的存在是大股东出现的首要经济动因。他们认为控制权收益是指控制性股东通过对控制权的占有和使用所获取的全部价值之和。在市场化条件下, 当控制权收益超过分散投资的利益时, 所有权集中和投资者成为公司大股东就成为必然现象。大股东有动力获取小股东无法分享的控制权私有收益 (Private Benefit) 。他们的研究起源于公司接管过程中的金钱收益, 所以将控制权私有收益定义为收购者获得的协同效应溢价, 包括以低于市场价格排斥小股东的能力、额外的控制权以及对公司资源的转移权。Demsetz和Lehn (1985) 的研究表明, 控制权私有收益包括货币收益和非货币收益 (职员的任命、与雇员的人际关系、社会地位和声誉等) , 并进一步认为非货币收益也是企业股权集中的动因。Bebhuk&Kahan (1990) 和Coffee (2001) 等人也认为, 控制权私有收益是“控制公司的人”获得的排他性的收益。Shleifer和Vishny (1986) 从企业利益的视角进行了研究。他们认为大股东有动力和能力来监督、激励管理层, 甚至更换管理层, 从而降低代理成本, 提高公司绩效。而且大股东控制有利于解决中小股东“搭便车”的问题。因此, 他们认为控制权收益符合企业利益相关方的共同利益, 是股权集中和大股东出现的经济动因。Grossman和Hart (1988) 将这种因大股东控制和监督所增加的收益称为控制权共享收益。综上所述, 控制权私有收益和控制权共享收益是所有权集中和大股东出现的两个主要经济动因。 (2) 法律因素。La Porta et al.认为, 股权集中和大股东的出现除了微观层面上的经济动因外, 还与宏观层面上一个国家的法律对投资者的保护程度密切相关。La Porta et al. (2000) 对五个西欧经济体、Stijn Claessens et al. (2000) 对九个亚洲经济体的上市公司分别进行研究, 发现当投资者法律保护程度低时, 投资者有的动机谋求自己成为大股东, 追求控制权私利, 从而导致出现股权集中和大股东控制趋势。La Porta et al. (2002) 发现, 与普通法系的国家相比, 民法系国家对中小投资者的保护程度相对较弱, 这些国家的上市公司的大股东“隧道”行为也相对更加严重。

(二) 控制权私有收益的实现途径

Cofee (2001) 指出, 控制权私有收益是控股股东转移公司资产行为所获得的收益, 其控制权私有收益的具体实现形式包括低价转移资产、过度报酬和关联担保等。La Porta et al. (2002) 以27个发达国家公众公司为样本, 对大股东获取控制权私有收益的途径进行了研究, 他们发现大股东获取控制权私有收益的途径包括资产买卖、内部关联交易、收购、信用担保、转移定价和过高的管理层报酬等经济交易形式, 通过这些经济交易转移资产。由于这些交易行为是大股东操纵下的自我交易, 因此具有很强的隐蔽性。Johnson et al. (2000) 形象地把控制权私有收益表示为“隧道效应 (Tunneling) ”。而Claessens, Djankov, Fan和Lang (2002) 认为, 控制性大股东通过企业的控制权和现金流权分离, 来实现这些转移性交易。国内相关研究也发现, 我国上市公司的大股东获取控制权私有收益的主要途径是转移性交易行为 (主要包括资产替代和转移、内部关联交易和转移定价等) 。

二、大股东控制、控制权收益对公司治理的影响

(一) 大股东控制公司治理的影响

大股东参与治理的行动可以解决中小股东的集体行动的难题, 消除了股权分散下的小股东“搭便车”现象, 并弥补有效监督供给不足的问题。Grossman和Hart (1980) 较早关注分散股权下监督供给不足问题。Shleife和Vishny (1986) 的研究进一步表明, 在股权集中下, 大股东依靠其投票权和控制权, 可以控制或者影响公司的决策, 从而获得监督带来的好处, 所以, 大股东有较强的动机提供监督。Gorton和Schmid (1999) 的研究也表明:大股东的存在不仅可以改善企业绩效, 而且可以解决股权分散条件下中小股东“用脚投票”和“搭便车”问题, 从而克服股东集体行动的难题, 在企业绩效不良时, 甚至可以更换不称职的经理人。另一方面, 大股东参与治理同样带来了新的问题。大股东对控制权私有收益的追求有可能产生更为严重的公司治理问题和代理成本, 甚至对小股东直接侵占 (Shleife和Vishny, 1986) 。在控制权与现金流量权分离的情况下, 大股东以较少的现金流量权就可以获得公司的控制权。大股东在掌控了公司的控制权后, 就可以各种渠道和手段侵占公司的资源。Bebchuk, Kraakman和Triantis (1999) 分析了控股股东分离控制权和现金流量权的三种方式:金字塔结构、交叉持股结构和二元股份结构。在现金流量权和控制权分离的情况下, 控股股东以较小的股权 (现金流权) 就可以牢固地掌控公司的投票权。大股东常常通过关联交易和转移利润等方式侵占小股东财富, 非效率地选择投资项目、投资规模和非效率地进行控制权转让。LLSV (2002) 研究表明, 控股股东的现金流权与对小股东的掠夺负相关, 与企业价值正相关;法律对小股东权利的保护与小股东的掠夺负相关, 与企业价值正相关。相对于直接侵占而言, 大股东基于控制权私有收益的追求而产生的非效率财务决策行为, 尤其是非效率的资本配置行为, 对公司价值和对小股东利益带来的损害, 可能更为严重和更值得关注 (Martin和Peter, 2007) 。如Dyck和Zingales (2004) 指出, 大股东掌握的控制性资源的规模越大, 就越有动机和能力进行有利于自身利益的财务决策, 从而越有利于大股东获取控制权私利。由于法律的限制以及侵占成本, 控制性股东对中小股东的直接利益侵占行为一旦被发现, 其声誉将遭受损失, 这将加大控制性股东的外源融资成本 (Gomes, 2000) , 从而使利益直接侵占行为受到一定的节制, 致使大股东愿意通过非效率的财务决策追求控制权私利。

(二) 控制权收益对公司治理的影响

基于控制权私有收益的大股东非效率财务决策行为, 主要表现为过度投资和投资不足行为。Albuquerue和Wang (2008) 的研究发现, 在投资者保护程度薄弱的情况下, 由于控制权私有收益与公司规模正相关, 控制性股东趋于过度投资。Erwan和Neng Wang (2004) 的研究发现, 相对于最优投资时点, 控制性股东会提前投资, 这样大股东可以更早地获得控制权私利, 这是另一种形式的过度投资行为。Filatotchev et al. (2007) 认为, 控制权私有收益导致所有权集中度与外部股权融资之间呈现出“驼峰型”非线性关系, 而这种非线性关系是导致企业投资不足问题的原因。刘星等 (2011) 发现, 当地方政府作为上市公司终极控制人时, 控制权与现金流权分离表现出“堑壕效应”, 但是当地方政府持有的现金流权较大时, 以过度投资攫取控制权私利的成本加大, 这种“堑壕效应”会有所收敛。杨柏, 彭程和代彬 (2011) 以2001年至2009年附属于企业集团的中国上市公司为对象, 结合上市公司产权特性, 实证检验了内部资本市场对公司投资行为的影响。研究发现, 国有企业内部资本市场会加剧过度投资, 同时也会对投资不足起到缓解作用;而民营企业的内部资本市场会弱化过度投资问题, 也会导致投资不足变得更加严重, 从而表明内部资本市场运作在不同的产权特征下会表现出不一样的经济后果。郭胜、张道宏 (2011) 考察了股权分置改革后上市公司大股东控制与非效率投资及公司治理之间的关联。研究表明:中国上市公司非效率投资现象严重, 且总体表现为投资不足;控股大股东与非效率投资之间呈现非线性关系;第二大股东能抑制过度投资行为, 但也进一步导致投资不足;股权集中度与非效率投资呈正向关系。综上可见, 大股东参与治理改变了传统公司治理问题的本质。大股东的积极监督, 有利于缓解股东和经理之间的代理问题, 但大股东出于对私人收益的追求, 带来了新的代理问题, 即对公司和小股东利益的侵占。因此, 基于控制权收益的的大股东行为特征, 越来越受到理论界的关注。

三、大股东掏空行为与支持行为

(一) 大股东掏空行为

控制性股东为了对控制权私利的追求, 可能将企业的资源和利润转移到自身, 从而损害中小股东的利益的侵占行为被Johnson et al. (2000) 形象地称为“掏空” (Tunneling) 。 (1) 掏空方式。国内外文献主要从大股东并购行为、资金占用、关联交易和现金股利等角度研究大股东掏空行为。Bae et al. (2002) 研究发现, 在1981年至1997年间韩国集团公司并购活动中, 资源从并购发起方转移到了集团内部的其他公司中, 从而验证了韩国企业集团控制性股东内部通过并购活动实现掏空行为。Chang (2002) 则发现, 韩国上市公司的大股东常常分离所有权和控制权, 通过关联交易的形式将上市公司的资源转移到持股比例更大的公司里, 损害上市公司业绩, 侵害小股东利益。李增泉等 (2004) 把关联交易中的资金占用作为掏空行为的替代变量实证分析了所有权安排与掏空行为之间的关系。Jiang, Lee和Yue (2010) 把关联担保和关联借贷作为中国企业集团最终控制人侵占上市公司的主要形式, 发现大股东资金占用已成为我国资本市场上的普遍现象。此外, 控制性股东通过股利政策来掠夺小股东, 甚至投资于那些产生负收益的项目来榨取高额的控制权收益 (La Porta et al., 2000) 。阎大颖 (2004) 通过对我国上市公司的派现行为研究发现, 股利政策倾向与公司股权结构集中度具有显著联系, 非流通的控制性股东利用现金股利进行“圈钱”。杨颖 (2010) 利用2003年至2008年的数据研究发现, 现金股利的支付与公司价值成负相关关系, 现金股利政策成为最终控制人谋利的工具。 (2) 影响因素。关于大股东掏空行为的影响因素, 国内外学者主要从投资者法律保护制度和大股东持股比例和性质等方面来研究。La Porta et al. (1997, 1998) 发现, 投资者法律保护是影响大股东掏空行为的一个主要因素。他们发现投资者法律保护程度越高, 大股东掏空程度越低。我国学者沈艺峰等 (2009) 分别建立了中小投资者法律保护指数和投资者保护执行指数, 对中小投资者法律保护与控制权私利关系进行实证检验, 都得到了La Porta类似的结论。投资者权益保护的法律制度越完善, 政府干预越少, 大股东的掏空程度也越低。除投资者法律保护程度外, 大股东持股比例是影响大股东掏空行为的重要因素。La Porta et al. (2002) 的研究均证实了控股股东的现金流权越大, 其掏空程度就越低, 公司价值就越高。贾明等 (2010) 的数理模型表明, 控股股东的掏空程度与其持股比例、违规成本、社会声誉水平及约束机制等因素相关。刘峰和贺建刚 (2004) 的实证结果也证明了控股股东持股比例越高, 其通过资金占用和非正常关联担保方式侵害中小股东利益的倾向性就越低。李增泉等 (2004) 的实证分析发现, 控股股东对上市公司的资金占用与第一大股东持股比例之间存在先升后降的非线性关系, 与其他股东的持股比例却表现出严格的负相关关系。刘运国等 (2009) 和Jiang et al. (2010) 关于控股股东性质对掏空行为影响的研究发现, 当最终控制人性质为自然人时, 上市公司被掏空较为严重;当最终控制人为国家控股时, 掏空有所缓解。 (3) 经济后果。对于大股东掏空行为的经济后果, Johnson et al. (2000) 认为, 控股股东的掏空行为是导致1997年亚洲金融危机的重要原因。Morck et al. (2000) 的研究证明, 大股东“掏空”行为会降低资本市场的资源配置效率。类似地, Bertrand et al. (2002) 研究也认为, 大股东的“掏空”行为可能加剧信息的不对称程度, 进而降低了整个经济的透明度。姜国华等 (2005) 研究表明, 大股东占用上市公司资金越严重, 上市公司未来股票回报率就越差;大股东资金占用程度和上市公司未来年度的盈利能力和持续性呈显著的反比关系, 表明资金占用对上市公司经营有显著的负面影响。Jiang et al. (2010) 研究表明, 大股东资金占用比例越大的公司被ST的可能性越大, 其市场价值也越更低。冉茂盛和钟海燕等 (2011) 运用通径分析方法, 就大股东控制对投资效率影响的作用”机制及其效应进行实证分析。结果表明:大股东控制对投资效率具有“激励效应“和“损耗效应”的两面性, 并且其“损耗效应”大于“激励效应”。

(二) 大股东支持行为

与“掏空”行为相对应的, Friedman et al. (2003) 通过构建支持行为的动态模型, 提出了“支持 (Propping) ”行为, 即公司大股东通过各种手段 (包括正式的和非正式的、合法的和非合法的、公开的和隐蔽的向上市公司转移资源的各种行为) 向上市公司转移各种资源, 以支持上市公司的行为。如当上市公司遇到财务危机时大股东也会注入资产予以帮助。当然, 他们认为出现支持行为的原因是控制性股东希望公司持续生存以保留未来掏空中小股东的机会。类似地, Riyanto和Toolsema (2008) 也认为, 控制性股东的支持行为为小股东的投资提供了激励, 实际上为小股东提供了一种保险机制。控制性股东对公司的“支持”这种行为在中国的资本市场上很普遍, 当配股和增发需求, 或者面临退市风险时, 其控股股东通过非正常的关联交易支持上市公司 (Jian和Wong, 2008) 。

四、结论与展望

本文对大股东控制理论的相关文献进行了回顾。目前关于大股东控制问题的研究仍处于不断完善和发展之中, 未来可以从以下三个方面展开研究:第一, 由于中国公司控制权市场不完善, 大股东对公司控制权转移的研究还不多见。结合中国特殊的制度背景, 尝试对大股东控制权私利方式、控制权私有收益的度量、影响因素、经济后果的研究是今后研究值得关注的一个问题。第二, 大股东控制对企业决策行为和企业价值的影响路径和机理、大股东控制权配置等问题的进一步探究, 是非常有必要的, 对我们全面的认识大股东在公司治理中的作用极为重要。第三、针对我国特殊的制度背景下, 从投资者法律保护机制角度去探讨大股东出现的深层次原因, 建立一个全面的大股东约束机制是中国目前一个迫切而现实的问题。

大股东市值管理理论和模式研究 篇2

当前,我国强调“优化金融资源配置,用好增量、盘活存量”,大股东应该盘活存量资本,创造现金流,满足自身发展的资金需求, 股权市值管理就是盘活存量资本的一个新方向。 大股东如果能够合理地开展市值管理,将能有效地盘活存量股权,实现可持续发展。 大股东市值管理是资本经营的新内容,是市值管理研究的新发展。

一、文献回顾

市值管理的西方理论基础是价值管理。 价值管理的思想渊源可以追溯到20世纪初Fisher (1906)的资本价值理论和Modigliani、Miller(1958)的MM理论(资本结构理论)。 Rapaport (1998) 在著作 《CreatingShareholder Value》中,首次提出以股东价值为中心的管理方法和程序1。 麦肯锡顾问公司Copeland等(2000)和波士顿咨询公司Knight(1997)明确提出价值管理的概念和模型, 标志着价值管理理论的正式形成。 与以往的利润最大化目标不同,价值管理的目标就是要实现企业价值的最大化。

股权分置改革以后, 市值管理的概念在中国首次被提出。 市值管理的内涵首先得到了学术界和实务界的广泛讨论。 早期的研究通常将从上市公司的角度定义市值管理, 认为市值管理是上市公司的经营和管理行为(施光耀,2008)。 学者们指出,市值管理的目标要实现公司价值创造最大化、 价值实现最优化、价值经营最优化、政策效应最优化、风险最低化(蓝天祥等,2011)。 不仅上市公司,股东也有市值管理的需求, 于是市值管理的内涵有了新发展。 毛永春(2012)指出,股东市值管理是指股东基于市值信号,根据自身需求,主动管理影响股权市值的因素,以实现股权市值最大化和股权效用最优化,实现手段是在资本市场和外部因素及变量之间找到动态平衡2。

对于市值管理的方式和途径, 学者们也展开了广泛的讨论。 刘国芳(2007)指出,上市公司市值管理不仅要追求股东价值最大化, 还要进行投资者关系管理。 巴曙松等(2007)指出,上市公司可以从主业溢价、 管理溢价和投资者偏好溢价三个维度获得市场溢价3。 张济建等(2010)从价值创造、价值经营和价值实现出发构建市值管理框架。 除了上市公司市值管理模式,也有少量的文献讨论了股东市值管理模式。徐军(2011)指出,主要股东市值管理更多是通过公司治理、战略决策、资源配置等途径,此外还可以通过现金注入、 优质资产部分或整体上市的方式支持公司价值的外延式增长。 综合上述文献,上市公司市值管理的研究相对较多,股东市值管理的研究较少。股东市值管理是大股东资本经营的重要内容, 研究相对较少,其理论和模式值得我们深入的研究。

二、大股东市值管理的内涵和特征

要构建大股东市值管理理论, 首先要对大股东市值管理的内涵进行详细的定义, 其次要明确大股东市值管理的特征。

(一)大股东市值管理的内涵

市值管理是我国资本市场特有的概念, 股权分置改革带来的全流通,是市值管理出现的时代背景。2005年9月,施光耀首次提出市值管理是“管好股东、管好股价、管好股本、以促进公司市值的可持续稳健增长”。 此后,学者们也纷纷从上市公司的角度对市值管理进行了不同的定义。 综合相关定义,上市公司的市值管理是上市公司基于市值信号, 综合运用价值经营方法和手段,以达到公司价值创造最大化、价值实现最优化的一种战略管理行为。 学者们普遍认同市值管理是在特定的外部环境中, 上市公司基于市值信号进行的经营管理行为,通过价值创造、价值经营,完成价值实现。 在股价的波动中,股东的财富随之增减, 上市公司股东也开始有了市值管理的需求。与之相对应,学者开始讨论股东市值管理的定义。

在对现有市值管理内涵认真研读和分析的基础上,本文认为大股东市值管理的内涵是:大股东在满足监管要求和保证持股地位的前提下, 基于上市公司的市值信号, 综合考虑国家的宏观经济政策和公司所属行业环境,根据自身的资金需求,科学规划和研究,运用相关交易工具,盘活存量股权,在波动的资本市场中取得现金流, 实现股权效用最优化的战略管理行为。

国家宏观经济政策影响了上市公司市值的波动,大股东需要通过研究宏观政策将其转化成效益,实现政策效应最优化。 除了国家宏观政策,上市公司的经营也受行业环境的制约, 因此大股东市值管理还需注意分析行业特征。 与普通投资者不同,大股东对股权进行市值管理获利的同时, 还需要保证自身的持股地位。 大股东市值管理不是简单的增持和减持股权, 而是在不影响战略控制地位的前提下的股权增减交易。 大股东在二级市场的增减持行为通常会引起上市公司股价的波动,因此应该科学规划,在合适的时机进行市值管理, 从而既能满足自身资金需求,也能保证上市公司股价的相对稳定。

因此, 国家宏观经济和行业发展环境是大股东市值管理的外部环境, 保证持股地位是大股东市值管理的前提, 盘活存量股权实现股权效应最优化是大股东市值管理的目标。

(二)大股东市值管理的特征

大股东市值管理不同于上市公司市值管理,也不同于中小投资者的市值管理, 大股东市值管理有如下的特征。

1. 大股东市值管理需要保证持股地位

大股东进行市值管理取得现金流的过程, 涉及所持股权的减持。 当大股东减持股权以后,持股比例减少,这就可能会影响持股地位,以及在董事会和股东大会中的话语权,使得控制权旁落。 这种情况对于战略控股的大股东来说是不允许的。 因此,大股东市值管理的内容不仅是通过减持股权取得现金流,还包含增持以保证股东地位的稳定。 也就是说,大股东市值管理是减持和增持的完整交易过程, 这就对大股东市值管理的操作提出了挑战。

根据我国《证券法》规定,持有上市公司股份百分之五以上的股东, 不允许将其持有的该公司的股票在买入后六个月内卖出, 或者在卖出后六个月内又买入。 大股东减持股权后六个月内持股地位是否会受到影响, 大股东在减持六个月以后如果想要增持股权以保证持股数量的时候上市公司的股价是否比减持的时候要高, 这都是大股东在市值管理过程中的风险。 因此,大股东在减持股权之前,需要合理确定减持的股权数量和比例,选择适当的方法,以保证既能在波动的市场中取得增量现金流, 又能保证持股地位相对稳定。

2.大股东市值管理需注意对上市公司的价值分析

股价的驱动因素应该是上市公司股权价值和投资者情绪,在投资者积极和消极情绪的驱动下,股价可能大幅高于内在价值也可能小于内在价值。 长期看,作为上市公司的大股东,不能简单地跟随股价的波动而增持和减持股权, 而应该以股权内在价值为基础,利用估值理论,科学合理的评估内在价值,基于股权内在价值进行市值管理决策, 实现股权效用最优化。

3. 大股东市值管理需要关注外部经济环境

国民经济是一个有机整体, 企业是整体中的微观体。 上市公司的股价不仅跟内在价值有关,还受到宏观经济环境的影响。 比如,国家宽松的财政政策增加人们的收入,将增加投资需求,引起股价上涨。 宽松的货币政策增加了社会的货币供给, 也能提升股价。 因此,大股东在进行市值管理决策的时候,应该注意分析宏观经济环境对上市公司股价的影响,对于不同的宏观调控政策, 适当的选择合理的市值管理方案。

特别值得指出的是, 大股东需要关注国家宏观政策和监管政策的调整。 一方面,大股东需要在合法合规的前提下进行市值管理;另一方面,大股东应该关注和分析国家的监管政策, 在合适的时机进行市值管理。 比如,证监会出台新规定鼓励大股东增持公司的股份4, 原本限制大股东的一些条款变的有利于大股东增持,大股东应该根据自身实际情况,利用相关政策的优惠,有选择的增持上市公司股权。

三、大股东市值管理的模式

大股东市值管理理论要有应用性, 需要有相应的实现模式予以协助。 大股东市值管理的模式主要有:确定市值管理股权比例;股权价值评估;选择交易工具。

(一)确定市值管理股权比例

大股东市值管理的最主要特征之一就是需要保证持股地位稳定, 上市公司董事会成员的分配往往是根据股东持股比例确定的, 如果大股东在市值管理过程中影响了持股地位, 那么大股东在董事会中的控制力将减弱, 因此大股东在市值管理的时候首先需要确定一个合理的股权比例, 以保证不影响控制权。 比如,大股东A持有上市公司B的股权30%,上市公司B的第二大股东C持有股权20%,那么大股东A市值管理的股权比例最多不能超过10%,才能不影响对上市公司B的控制力。 除此之外,大股东市值管理还需要合规合法。比如,持股比例超过5%的股权减持或者增持都需要公告等。

(二)股权价值评估

大股东在进行市值管理决策时, 需要基于股权价值进行判断。 作为上市公司的大股东,不能仅看股价的表面现象去炒作, 而应该在认真评估股权价值的基础上进行价值经营。 股价体现了市场参与者对上市公司未来经营业绩的预期, 股价往往不等于公司股权价值。 大股东增持股权不应该简单的依据股价下跌,减持股权也不应该简单的依据股价上涨。 大股东应该在股价远小于股权内在价值的时候增持,在股价远高于股权内在价值的时候减持, 这也是巴菲特的价值投资理论。 企业价值评估方法主要有折现现金流模型、相对估值法、期权定价模型等,不同的模型有不同的适用条件, 大股东应该结合实际情况选择合适的模型进行股权估值。

(三)选择交易工具

大股东在确定了市值管理股权比例以后, 可选择的交易工具有很多,如大宗交易、二级市场交易、转融通等。 大股东增减持股权通常是通过大宗交易平台,我国规定股东1个月内只能自由减持上市公司总股本的1%,超过1%的部分必须通过大宗交易市场进行减持。 大宗交易的价格经交易双方协商确定,通常折价成交比较多。 由于实际交易中,大宗交易的交易对手和成交价需要双方进行协商, 部分股东选择二级市场交易作为交易途径。 二级市场交易比大宗交易更容易成交,但是受到交易量的制约,而且容易对二级市场股价造成冲击。 实际操作中,大宗交易、大宗交易和二级市场交易综合利用、 二级市场交易三种方式都有所应用。 如果说大股东通过增减持股权进行市值管理可能影响股权比例, 那么转融通就给大股东提供了风险相对较小的市值管理模式。 转融通就是证券金融公司向银行、 基金和保险公司等金融机构借入证券,融得资金以后,再转借给证券公司,为证券公司开展融资融券业务提供资金和证券。对于持有大规模市值, 股权比例不能轻易变动的股东来说,转融通是非常受欢迎的市值管理工具。

四、结论与展望

大股东市值管理理论研究包含基础理论研究和应用理论研究,两者相辅相成。 现有的研究对上市公司市值管理的理论和应用进行了探索, 然而对于大股东市值管理的研究相对较少。 本文在详细分析大股东市值管理的内涵和特征的基础上, 提出了大股东市值管理的实现模式。 本文的研究能够指导大股东在实际应用中更好的开展市值管理工作, 实现资本增值。 本文的主题拓展了市值管理的内容,有助于市值管理研究的完善和发展。 相信经过实际应用经验的丰富和学术研究的探讨, 大股东市值管理研究将更加成熟。

摘要：全流通时代,大股东市值管理有助于盘活存量股权资源,提升资本配置效益,实现保值增值,是公司资本经营的新领域。基于价值管理理论,研究大股东市值管理的基础理论和应用模式,期望为应用提供理论支持。

大股东控制理论 篇3

股权激励政策一直是证券市场十分关注的问题,学术界对此有两种观点,即“最优契约论”和“管理者权利论”,二者都是建立在股权分散的单一委托代理关系基础之上。前者认为股权激励可以解决管理层与股东之间的代理问题(Jensen and Meckling,1976),后者认为股权激励是代理成本的一部分(Beckhuk and Fried,2003)。

我国上市公司股权结构高度集中,单一代理关系已经演变为双重委托代理关系,即演变为股东与经理人员之间的代理冲突和中小股东与控股股东或大股东之间的代理冲突。而高度集中的股权结构使控股股东扮演了双重角色:它一方面承担着对管理层进行监督的角色;另一方面它又利用控制权侵占中小股东的利益,成了侵占角色。为协调各利益主体之间的利益冲突,公司治理机制既要发挥激励作用,又要发挥约束作用。股权激励作为公司治理的一项政策,在其发挥治理效应过程中,与具有双重角色的大股东之间是否具有交互作用?这种交互作用在不同股权性质的公司又有怎样不同的表现呢?

尽管已有文献在对股权激励有效性的经验分析中考虑了大股东控制权与管理层激励之间会产生冲突,从而对股权激励产生影响,但是却没有考虑大股东扮演监督和侵占两种不同角色时控制权与股权激励的关系。虽然在不同角色下,大股东控制权与股权激励都有可能存在冲突,但是,产生冲突的原因是不同的。当大股东扮演监督角色时,给管理层的激励越强,管理层会越关心决策的正确性,管理层若与大股东对决策存在不同认知时,则坚持自己的观点、拒绝大股东命令的可能性会越高,大股东控制权与管理层激励之间就有可能产生冲突。当大股东扮演侵占角色时,大股东自利行为本身和股权激励目标冲突,会降低股权激励效果,而且大股东为了获取更多控制权私人收益,会对管理层采取赎买手段,旨在赎买管理层推出的股权激励政策,激励效果自然不佳。

鉴于此,本文首先理论分析大股东监督与侵占角色下控制权对股权激励的影响,然后以2010~2012年沪深两市A股上市公司为研究样本,以管理层持股为解释变量,引入大股东控制权与管理层持股的交互作用作为解释变量,实证分析大股东控制权对股权激励政策的影响,以及这种影响在不同股权性质公司中的不同表现。

二、理论分析和研究假设

1. 双重委托代理关系下大股东的双重角色。

我国上市公司股权结构高度集中,单一代理关系已经演变为双重委托代理关系。在双重委托代理关系下,存在三方面的利益主体,即大股东、中小股东与经营者。在此中,大股东扮演了双重角色:一方面,它对管理层进行监督,缓解由股权分散所导致的“搭便车”行为,产生激励效应;另一方面,它利用控制权侵占中小股东的利益,以获取私人收益,产生侵占效应。根据Claessens等(2000)的观点,大股东的所有权与控制权之间的差异越大,大股东越有动机去进行利益侵占,如隧道行为、机会主义行为。可见,控制权与现金流权的分离程度影响了大股东的价值取向,而两权分离程度越高,大股东侵害行为的动力就越大。

2. 当大股东扮演监督角色时,大股东控制权对股权激励政策的影响。

Van den Steen(2005)认为,当委托人与代理人对正确行动的先验判断存在冲突时,委托人的控制权与代理人激励之间就可能产生冲突。对于大股东而言,由于持股比例上升而使公司价值与自身财富之间的关系日趋紧密,从而会提高大股东对经理人员的监督水平。但同时也会因介入公司经营决策而与管理层产生冲突,积极监督可能会变成消极干预,影响到企业的正常经营活动。管理层与大股东关系的紧张自然不利于股权激励目标的实现。基于以上理论分析,本文提出如下假设:

H1a:当大股东扮演监督角色时,大股东控制权与股权激励之间存在冲突。

大股东扮演监督角色时,控制权对股权激励政策的影响与股权性质有关。国有企业管理层具有很强的政治色彩,其经理一般同政府官员保持更为紧密的联系,因此更加会关注其政治前途,反映在其行动上,则可能表现为对上级政府指令的服从和对自身机会主义行为的节制,管理层不会因为政府目标与企业目标不一致而与大股东产生冲突,往往会选择与政府妥协。而我国民营上市公司并非全部由家族团体指派公司高管,其中会外聘部分职业经理人打理企业,管理层独立于大股东,与大股东产生冲突的可能性更大。一个现实的例子是国美电器的控制权之争,以陈晓为首的职业经理人把股权激励作为对抗大股东的统战工具,这显然不是股权激励的应有之意。基于以上理论分析,本文提出如下假设:

H1b:当大股东扮演监督角色时,上市公司的国有产权性质会减缓大股东控制权与股权激励之间的冲突。

3. 当大股东扮演侵占角色时,大股东控制权对股权激励的影响。

虽然集中的股权结构使得大股东有较强的积极性去监督管理者,但是当拥有控制权的大股东持有公司现金流权比例较低时,出于个人收益最大化动机的驱动,大股东往往更倾向于进行公司财富掠夺,而不是提供更高的监督水平。

孔兵(2007)研究发现,当控制权和现金流权之间出现较大差距时,大股东会觉得这是谋取私有收益的好机会,于是想方设法进行隧道挖掘。这种自利行为与管理层股权激励政策所追求的目标产生了冲突,影响了管理层决策的制定及实施,降低了股权激励的效果。夏纪军(2008)运用模型说明,如果大股东可以将管理层的专用性投资挪用于其私人收益高而公司收益低的项目,然后再将专用性投资所产生的剩余占为私人所有,那么,委托人的控制权越强,代理人进行这种专用性投资的激励就会越弱,这会导致委托人控制权与代理人事前投资激励发生冲突,从而会影响股权激励效果。另外,陈仕华(2012)提出大股东赎买观点,认为股票期权正是合法性的赎买工具,与其他激励方式相比,股票期权的激励额度大,强度高,且辅助花样繁多,如缩短行权有效期,降低行权条件等。因此,当大股东扮演侵占角色时,旨在赎买管理层而推出的股票期权,其激励效果注定要大打折扣。基于以上理论分析,本文提出如下假设:

H2:当大股东扮演侵占角色时,大股东控制权与股权激励会产生冲突。

三、研究设计

1. 样本选择及数据来源。

本文使用中国沪深两市A股2010~2012年所有上市公司为初始样本,并做技术处理:①剔除金融行业的上市公司和ST公司;②剔除在3年中没有连续披露相关数据或者数据缺失的上市公司;③为消除极端值的影响,对处于0~1%和99%~100%之间的极端值样本进行了winsorize处理。

本文所使用的上市公司数据主要来自深圳国泰安公司开发的CSMAR数据库。

2. 变量设计。

(1)被解释变量的选取。国内外研究者通常选取市场指标或会计指标衡量股权激励的有效性。但由于国内证券市场的不成熟性以及高度的波动性和高换手率使得托宾Q很难真实地反映企业的绩效(徐莉萍,2006),因此本文选取每股收益率(Eps)来衡量公司的绩效。

(2)解释变量的选取。选取管理层持股比例(Gshare)作为股权激励的计量指标,依照证监会发布的《上市公司股权激励管理办法(试行)》中关于股权激励对象的界定,将“管理层”界定为公司的董事、监事、总经理、副总经理、财务负责人、董事会秘书和公司章程规定的其他人员。

本文选取第一大股东持股比例(First)衡量大股东控制权,大股东控制权对股权激励政策的影响用管理层持股比例与第一大股东持股比例的乘积项表示。

(3)控制变量的确定。借鉴夏纪军(2008)的研究方法,用第一大股东与第二大股东持股比例之比即Z指数,表示股权制衡度。用总资产对数值lnsize和资产负债率lev分别作为公司规模和资本结构的控制变量。

(4)大股东监督角色和侵占角色的定义标准。控制权与现金流权的分离程度影响了控股股东的价值取向,两权分离程度越高,控股股东侵害行为的动力就越大。因此,本文以两权分离度为标准来划分控股股东的不同角色。由于目前对两权分离程度的高低并没有一致的划分标准,因此本文借鉴李凯(2010)的方法,以样本公司两权分离程度的均值1.33作为临界值,两权分离度大于1.33的公司大股东更倾向扮演侵占角色,而两权分离度小于1.33的公司大股东更倾向扮演监督角色。

3. 描述性统计。

主要变量描述性统计如表2所示。进一步来分析主要变量差异,用国有与民营控股上市公司进行比较,具体如表3所示。

注:①均值比较报告的是T检验的t统计量;②∗、∗∗、∗∗∗分别表示在10%、5%和1%的水平上显著。下同。

由表2可知,管理层持股比例(Gshare)呈上升趋势,均值6.6%比前期研究样本中的管理层持股比例有了很大的提高。肖星(2013)以2006~2008年为研究窗口的管理层持股比例平均值为1.65%。这可能是由于2009年以后我国资本市场环境有了很大的改善,上市公司对于推出股权激励政策有了更大的热情。2010~2012年推出股权激励方案的上市公司共300家,比2006~2009年的135家的两倍还要多。第一大股东持股比例(First)较为稳定,基本保持在36%左右,说明“一股独大”现象仍然很突出。

表3比较了国有与民营控股上市公司的主要变量。国有控股上市公司管理层持股比例的平均值为0.003,而民营控股上市公司管理层持股比例的平均值为0.116,两组均值差的T检验说明,民营控股上市公司管理层持股比例的平均值显著大于国有控股上市公司,这表明与国有控股上市公司相比,民营控股上市公司更加注重对管理层的长期激励。国有控股上市公司第一大股东持股比例的平均值为0.395,民营控股上市公司第一大股东持股比例的平均值为0.344,可见国有控股上市公司第一大股东持股比例的平均值显著大于民营控股上市公司,这表明与国有控股上市公司存在明显的“一股独大”的现状相比,民营控股上市公司的股权较为分散。

四、实证分析模型

式中:Control表示控制变量向量;标i为样本公司;t为时间;ε为误差项。

模型(1)考察管理层持股比例(Gshare)与企业经营业绩(Eps)的线性关系。

模型(2)考察控制大股东对管理层实施股权激励政策的效果。引入股权激励力度与第一大股东持股比例的交互项进行检验,若交互项回归系数为正,则一个变量的边际效应随着另一变量的增加而递增,即两者之间存在一种互补关系;反之,若交互项回归系数为负,则一个变量的边际效应随着另一变量的增加而递减,即两者之间存在一种冲突关系。

五、回归结果分析

1. 当大股东扮演监督角色时,大股东控制权对股权激励政策的影响。

经回归分析,得到大股东控制权对股权激励政策的影响结果如下页表4所示。

表4中,第Ⅰ列是对上市公司总体进行回归,第Ⅱ列与第Ⅲ列分别是对国有控股及非国有控股上市公司进行回归的结果。每一列分别对模型(1)与模型(2)进行检验。在第Ⅰ列对模型(1)的检验中,管理层持股比例系数显著为正,说明股权激励政策的效果较好。在对模型(2)的检验中,拟合情况更好,管理层持股比例系数显著为正,第一大股东持股比例与管理层持股比例交叉项的系数显著为负。说明当大股东扮演监督角色时,大股东控制权与股权激励存在冲突,股权激励政策的效果会随着大股东控制权的增加而减弱,假设H1a得到证实。

表4中,第Ⅱ列是对国有控股上市公司的回归分析结果。在模型(1)中,管理层持股比例系数显著为正,说明股权激励政策的效果较好。在模型(2)中,加入了“大股东持股比例与管理层持股比例乘积”这一交互变量,实证分析结果显示,企业业绩与交互项之间呈显著正相关关系,说明国有控股上市公司大股东控制权与股权激励存在互补关系。第Ⅲ列是对非国有控股上市公司的回归分析结果,模型(1)中的管理层持股比例系数显著为正,说明股权激励政策的效果较好。模型(2)中的交互项系数显著为负,说明非国有控股上市公司中的大股东控制权与管理层股权激励之间存在冲突,股权激励政策的效果会随着大股东控制权的增加而减弱。假设H1b得到证实。

注:表中数据为各自变量的回归系数,括号内的数值为T值。下同。

2. 当大股东扮演侵占角色时,大股东控制权对股权激励政策的影响。

表5列示了回归分析结果,其中第Ⅰ列是对上市公司总体进行回归,第Ⅱ列与第Ⅲ列是分别对国有控股及非国有控制上市公司进行回归,每一列分别对模型(1)和模型(2)进行检验。由第Ⅰ列模型(1)可知,管理层持股比例系数显著为正,说明股权激励政策的效果较好。在对模型(2)的检验中,管理层持股比例系数显著为正,第一大股东持股比例与管理层持股比例交互项系数显著为负,说明两者之间存在明显的冲突,即股权激励的治理效应随着第一大股东持股比例的增加而递减,H2得到证实。

第Ⅱ列对国有控股上市公司的回归分析模型(1)中,管理层持股比例系数为正但不显著。在模型(2)中,管理层持股比例系数显著为负,第一大股东持股比例与管理层持股比例的交互项系数显著为正。说明随着第一大股东持股比例的增加,股权激励的治理效果有所改善。产生这种效果的原因可能是大股东依赖的政府主管部门采取了支撑措施(张光荣,2008)。由于国有控股上市公司的大股东需要承担一定的政治责任、政绩压力与社会责任,因而当其控制的上市公司出现经营困境时,政府不仅会给予财政补贴,而且会运用行政手段改组公司管理层,从而产生较强的支撑效应。因此,当大股东扮演侵占角色时,股权激励效果会随着大股东控制权的增加而增加。但是,争取政府政策支撑只是大股东获取更大利益的一个手段,通过隧道行为攫取公司利益才是大股东的最终目标。所以从长期来看,当大股东扮演侵占角色时,股权激励与大股东控制权存在冲突。

第Ⅲ列对非国有控股上市公司的回归分析结果与全样本的分析结果类似:模型(1)中股权激励系数显著为正,模型(2)中第一大股东持股比例与股权激励交互项的系数显著为负。这说明股权激励的治理效应随着第一大股东持股比例的增加而递减,大股东控制权与管理层股权激励之间存在冲突。

六、结论与启示

本文基于双重委托代理关系,以2010~2012年沪深两市A股上市公司的财务数据为样本,首先从理论上分析了大股东监督和侵占的双重角色,然后实证检验了大股东控制权对股权激励政策的影响。研究结果表明:①当大股东扮演监督角色时,大股东控制权与股权激励之间存在冲突,其中国有控股上市公司的冲突要小于非国有控股的上市公司,这主要是因为国有控股上市公司管理层更关注其政治前途,反映在其行动上,表现为对上级政府指令的服从和对自身机会主义行为的自我节制,不会与政府目标产生冲突。②当大股东扮演侵占角色时,大股东控制权与股权激励之间存在冲突,其中国有控股上市公司的冲突要小于非国有控股的上市公司,这是因为国有控股上市公司大股东承担了政治责任和政绩压力,从而获得了政府主管部门给予的支撑。

本文的结论带来两点启示:①尽量在股权结构相对分散的上市公司实施股权激励政策;②如果要在股权结构较为集中的上市公司引入股权激励政策,应在强化对大股东的监督机制的同时,寻求更为有效的监督管理层的方式,尽量减少大股东与管理层之间的冲突,并且要能够很好地抑制大股东的侵占行为。

摘要：本文基于双重委托代理关系,首先从理论上分析了在大股东扮演监督角色和侵占角色的情况下,大股东控制权对股权激励政策的影响;然后运用我国沪深两市A股上市公司2010~2012年的财务数据对这一影响进行经验检验。研究结论表明:要使股票期权有效发挥激励作用,这一激励政策最好在股权分散型公司实施,如果在股权集中型公司实施,则必须考虑大股东扮演的不同角色,从而采取不同对策。

大股东控制理论 篇4

近年来, 我国上市公司非效率投资问题严重, 引起了人们的广泛关注。许多学者指出非效率投资主要表现为过度投资 (将自由现金流投入净现值为负的项目) , 并认为这种现象是由于我国上市公司股权高度集中, 尤其是第一大股东持股比例较高而引发的 (张翼、李辰, 2005) 。

目前, 国内学者就上市公司股权结构、公司治理机制及大股东性质对过度投资行为的影响所开展的研究较多, 而对大股东控制对过度投资行为的影响所进行的研究较少。

西方许多学者认为, 由于大股东存在着最大化其持股价值的动力, 因此大股东可能帮助解决管理层与股东之间的代理问题。传统代理理论认为, 中小股东由于“搭便车”问题很难对经理进行监督, 因此所有权集中有利于抑制经理的机会主义行为, 从而产生“利益协同效应”。但是大股东控制也可能引发“壕沟效应”, 从而导致大股东的代理问题。

La Porta, Lopez-de-Silanes和Shleifer (1998) 研究发现, 在世界各地的大型企业中都存在大股东侵占中小股东利益的问题。Clasessens, Djankov, Fan和Lang (2002) 研究发现, 公司价值随着第一大股东的现金流所有权的增加而增加, 持股比例具有正向的激励作用;但是当第一大股东的控制权超过现金流所有权时, 公司价值会下降。陈小悦、徐晓东 (2001) 的研究结果表明, 在非保护性行业, 企业业绩与第一大股东的持股比例为正相关关系。孟祥霞 (2008) 以2001~2005年在我国内地上市的公司为研究对象进行实证检验, 发现大股东控制和公司价值呈倒U形关系。

投资行为是影响公司价值的一个重要因素, 因此大股东控制对企业过度投资行为的影响很可能呈现出非线性的变化趋势。本文借鉴Hadlock (1998) 的研究方法, 试图对大股东控制与企业过度投资行为之间的关系进行探索。

二、研究设计

1. 样本及数据来源。

本文采用2000年以前在沪深两市上市的公司作为样本, 剔除了曾经被ST或PT的公司, 并且剔除了金融类上市公司。本文的数据选用2001~2007年我国沪深两市上市公司A股的非平衡面板数据。考虑到2005年开始进行的股权分置改革对我国上市公司的股权结构尤其是对大股东的持股比例产生了比较深刻的影响, 因此在实证分析中进行了分时段对比。本文使用的数据来自锐思金融数据库, 进行了非平衡面板数据的GLS回归。

2. 变量及模型选择。

西方学者主要通过考察投资与现金流的相关性来验证企业是否存在过度投资行为。Jensen (1986) 提出以自由现金流假说来解释投资—现金流敏感性。他认为由于所有权和经营权分离, 当代理方拥有公司的投资决策权时, 委托方与代理方之间的利益不一致会引发代理方的机会主义行为, 从而导致企业出现过度投资行为。他认为自由现金流充足的企业更有可能出现过度投资行为。

本文运用模型1检验了样本公司投资与自由现金流之间是否存在显著的相关性。根据托宾Q理论, 公司的市场价值决定了投资支出, 因此托宾Q值是企业评估投资机会的市场价值的一个基本依据。本文将托宾Q值作为衡量企业潜在投资机会的指标。同时, 由于企业的产出刺激了投资, 因此本文引入主营业务收入增加值作为控制变量。

其中, Ii, t为当期投资;Fcfi, t为自由现金流;Ki, t-1为总资产;Lagged-salesi, t-1为t-1期的主营业务收入相对上一期的增加值;Qi, t-1, Q值= (股票市值+净负债) /有形资产现值。

但是, 投资—现金流敏感性并不必然由过度投资引起。本文借鉴Fazzari (1988) 和Vogt (1994) 的模型, 在模型 (1) 的基础上引入交叉项Q×Fcf来检验投资—现金流敏感性是否由过度投资引发。如果交叉项的系数显著为负, 则表明随着投资机会的减少, 投资—现金流敏感性逐渐增强, 企业存在过度投资行为 (Vogt, 1994) 。

本文借鉴Hadlock (1998) 的研究方法来分析大股东不同的持股比例对公司过度投资行为产生的不同影响。

Hadlock (1998) 考虑了内部人与中小股东利益一致性对投资—现金流敏感性的影响。如果投资—现金流敏感性是由过度投资造成的, 那么随着内部人持股比例的增加, 利益一致性逐渐增强, 内部人就会减少损害中小股东利益的非理性投资, 从而削弱投资对内部现金流的敏感性。而随着内部人持股比例的进一步增加, 由于存在“壕沟效应”, 内部人和中小股东的“利益协同效应”可能会被逐步削弱, 而投资—现金流敏感性会随之增强。

我国上市公司的治理特征不同于西方国家, 股权集中度较高, 中小股东在公司的权力架构中处于弱势地位 (孟祥霞, 2008) 。管理者的任命、升迁、收入等个人利益与第一大股东的利益密切相关。大股东控制了公司的经营决策权, 因此大股东与中小股东之间的代理问题日益突出。本文以第一大股东的持股比例作为大股东与中小股东之间利益一致性的代理变量, 研究大股东控制对过度投资行为的影响。

首先设计两个指标:

其中:owner表示第一大股东的持股比例。x表示待研究证实的第一大股东的持股比例, 当第一大股东持股比例低于这一比例时, 大股东的存在能够抑制经理的机会主义行为, 减少过度投资;而当第一大股东持股比例超过这一比例时, 大股东将损害公司价值, 产生“壕沟效应”。因此笔者在模型 (2) 的基础上再引入两个交叉项:ownl×Fcf、owng×Fcf, 以建立模型 (3) 来检验大股东控制对过度投资行为的影响。

笔者预期, 如果大股东可以抑制经理的机会主义行为, 则β5显著为负;如果“壕沟效应”存在, 则β6大于β5, 且β6可能为正。

孟祥霞 (2008) 研究发现, 当大股东持股比例低于38%时, 公司价值随着其持股比例的增加而增加, 体现出明显的“利益协同效应”;超过38%以后, 随着其持股比例的不断增加, 大股东对中小股东利益剥夺的可能性随之增大, 公司价值随持股比例的增加显著下降。因此本文初步选择38%为临界点。

三、实证回归结果与分析

1. 描述性统计分析。

表1显示了2001~2007年、2004年以及2007年我国上市公司第一大股东持股比例的分布情况。在2001~2007年, 90%的公司第一大股东持股比例在20%以上, 其中81.02%的公司超过了25%, 表明第一大股东处于优势表决权地位。第一大股东持股比例均值为41.1%, 标准差为16.94%, 表明股权分布比较分散。比较2004年与2007年两列样本可以发现, 第一大股东持股比例在2004年的横截面分布与整个样本期间的分布大体一致;而2007年第一大股东持股比例明显下降, 这表明股权分置改革后上市公司的股权趋于分散。

表2列示了2004年样本公司的相关变量和财务指标的中位数。

表2中的数据依据2004年524家上市公司披露的会计信息计算得到。其中:LD表示本期期末的长期负债的账面价值;K为本期期末总资产的账面价值;Cash Sect-1为本期期初资产负债表中货币资金与金融资产之和;Dividentst-1表示上一期因分配股利或利润而支付的现金。

由表2可以看出, 随着第一大股东持股比例的增加, 投资、自由现金流和托宾Q值都呈现出非单调性变化。然而, 从描述性统计结果简单推断自由现金流代理问题是否存在是武断的, 还需要进行进一步的回归分析。

2. 过度投资行为的回归检验。

表3报告了利用2001~2007年整个样本期数据对模型 (1) 、模型 (2) 进行回归的结果。由模型 (1) 的检验结果可知, 托宾Q值的系数为正且在1%的水平上显著, 表明样本公司在股票市场的表现越好, 投资规模越大。主营业务收入增加值的系数为正且在5%的水平上显著, 表明对我国上市公司而言, 产出对投资有刺激作用, 前期产出越多, 投资规模越大。自由现金流项目的系数为正且在1%的水平上显著, 表明约有12.9%的投资来自于企业内部现金流, 说明我国上市公司的投资对现金流十分敏感。这与以往学者的研究结果一致。

从模型2的检验结果可知, 托宾Q值与自由现金流的交叉项的回归系数为-0.024, 在5%的水平上显著。根据Vogt (1994) 的分析可知, 投资与现金流的敏感性是由经理的机会主义行为所导致的, 从而证实了上市公司中过度投资行为的存在。这一结论与唐清泉、周晓苏、马如静 (2007) 的研究结果一致。

注:***、**分别表示显著性水平为1%、5%, 下同;上述回归都控制了公司的水平固定效应。

3. 大股东控制对过度投资行为的影响分析。

由于自2005年开始的股权分置改革对大股东持股比例产生了巨大影响, 因此本文将整个样本期分为2001~2005年、2006~2007年两个阶段, 对股权分置改革前后大股东控制对公司过度投资行为的影响进行了对比分析。

注:上述模型中的控制变量包括年度虚拟变量、公司规模、公司年龄。

表4报告了利用2001~2005年这个子样本期的数据对模型3进行回归分析的结果。自由现金流项目的系数为0.719, 显著性水平为1%。这表明, 对于不存在大股东控制的公司而言, 投资对现金流具有显著的敏感性。ownl与自由现金流的交叉项的回归系数为-0.344, 说明随着大股东的持股比例逐步上升, 投资对现金流的敏感性显著减弱, 表现出“利益协同效应”。而owng与自由现金流的交叉项的回归系数为0.125, 在5%的水平上显著, 说明当第一大股东持股比例超过38%以后, 随着大股东持股比例的上升, 投资对现金流的敏感性将显著增强。可见, 第一大股东持股比例与投资—现金流敏感性之间存在非线性相关关系。当大股东持股比例低于某一比例时, 上市公司中的代理问题主要存在于股东和经理之间, 而大股东控制有利于抑制经理的过度投资行为。当大股东持股比例超过某一比例时, 代理问题转变为大股东与中小股东之间的冲突, 大股东可能通过过度投资来谋取私利, 表现出“壕沟效应”, 导致公司价值下降。这与孟祥霞 (2008) 的研究结论一致。

由于2005年开始进行股权分置改革, 这使得我国上市公司中原本不能流通的部分国有股、法人股也开始上市流通, 我国资本市场与上市公司都发生了根本性的变化。另外, 随着限售股的上市流通, 我国上市公司的股权分布更加分散, 第一大股东利用其掌握的控制权通过过度投资谋取私利的持股比例临界值将有所下降。因此本文对2006~2007年这个子样本期考虑了两个临界值, 一个是38%, 另一个是30%。回归结果表明, 如果仍使用孟祥霞 (2008) 得出的38%的临界值, 则交叉项的系数不符合预期;而在将临界值降为30%时, ownl与自由现金流交叉项系数显著为负, owng与自由现金流交叉项系数显著为正。这说明当第一大股东的持股比例从0增加到30%时, 大股东能够发挥监督作用, 过度投资行为受到一定抑制, 投资—现金流敏感性减弱, 表现出“利益协同效应”。而当其持股比例超过30%以后, 由于“壕沟效应”的产生, 第一大股东利用其对公司的控制权开始谋取私人利益, 过度投资行为增加, 投资—现金流敏感性增强。

这一回归结果说明, 股权分置改革后, 我国上市公司的股权分布更为分散, 从而大股东获得控制权的持股比例相对下降, 所以其可能在更低的持股水平上控制上市公司, 甚至出现通过过度投资谋取私利的行为。

四、结论

本文利用沪深两市上市公司2001~2007年A股的非平衡面板数据, 对大股东控制对过度投资行为的影响进行了研究。研究结果表明, 我国上市公司存在过度投资行为。大股东控制在大股东持股比例相对较低的水平上能够起到抑制过度投资行为的作用;而当其持股比例超过一定水平时, 大股东就会谋取私人利益, 过度投资行为随之增加。

通过比较分析发现, 股权分置改革使得上市公司的股权趋于分散, 大股东通过过度投资谋取私利的持股比例临界值有所下降。

参考文献

[1].陈小悦, 徐晓东.股权结构、企业绩效与投资者利益保护.经济研究, 2001;36

[2].孟祥霞.大股东控制:利益协同效应还是壕沟防御效应.经济理论与经济管理, 2008;4

大股东控制理论 篇5

财务重述是为了纠正或补充已公布的财务报告信息。根据近因效应理论,这类信息往往对投资者的决策有着重要影响。愈演愈烈的财务重述现象带来的经济后果也相当严重,它意味着先前的财务报告质量低下、可信度不高,并引发投资者对公司管理能力和诚信的质疑。研究表明,财务重述可能导致公司市值下滑,既损害了投资者利益,也严重打击了投资者对证券市场的信心。西方学者较早关注财务重述问题,并针对财务重述的动因、经济后果、重述公司的治理特征等相关问题展开研究。关于财务重述的动因,众多学者将其视为公司盈余管理的结果,并尝试将盈余管理动机细化,从股权结构(Beasley,1996)、股权集中度(Gorton和Schmid,2000)、资本市场财务预期和融资需求(Abarbanell和Lehavy,2000)、管理者薪酬契约(Beneish,1999;Li和Wang,2006;Burns和Kedia,2006;Efendi,Srivastava和Swanson,2007)等视角探讨公司财务重述的动机,但研究结论存在较大分歧。本文认为,除了不同国家上市公司的制度背景差异之外,导致这些分歧的原因在于现有研究不够全面和深入。例如:当研究者观察到上市公司的财务重述可能是盈余管理的结果时,往往直接将其归结为管理者的自利行为,而忽视了控股股东为了侵占中小股东利益而与公司管理层合谋进行盈余操纵的可能。此外,公司的薪酬激励也可能促使经理层形成对控股股东的有效制衡,从而遏制大股东侵占现象,这意味着管理者的自利动机并不必然引发财务重述。因此,对控股股东利益侵占、管理层自利动机与公司财务重述的内在影响机制的研究亟待深入。

二、理论分析与研究假设

(一)基于双重代理冲突的财务重述分类

上市公司普遍存在双重代理冲突:第一类代理冲突主要表现为外部股东与经理层之间的利益冲突。Jensen和Meckling(1976)指出,两权分离会使得公司外部股东与管理者之间产生信息不对称,管理者有可能利用这一点进行过度投资或在职消费,从而损害外部股东利益。管理者为了掩盖他们侵蚀公司财富的行为会操纵会计信息,从而引发财务重述。我们将这类财务重述定义为第一类财务重述,它根源于管理层自利目的,重述内容涉及虚列资产、虚构公司利润、虚假陈述、故意重大遗漏等。近年来,来自股东内部的利益冲突逐渐引起学术界关注,股权集中度、持股比例大小等因素事实上导致外部股东对公司重大决策的参与程度不同,这使得外部股东之间产生信息不对称。高股权集中度使得代理冲突由外部股东与经理层之间的冲突转移到外部股东之间的利益冲突。控股股东利用其优势,借助隧道行为实现公司资源的转移,会形成对中小股东利益的侵害,此类代理冲突被称为第二类代理冲突(Claessens,Djankov和Lang,2000;Faccio和Lang,2002)。控股股东为了掩饰其隧道行为而操纵公司财务信息披露,从而引发财务重述。本文将这类财务重述定义为第二类财务重述,它根源于大股东对公司资产的侵占或违规为其控制的公司提供担保,重述内容涉及资金占用、过度负债、现金股利支付、关联交易等。

(二)大股东控制与财务重述

(1)大股东治理对财务重述的影响。Shleifer和Vishny(1988)认为,独立外部大股东可以有效监督和约束管理层,因此提高股权集中度可以抑制管理者的机会主义行为,这时大股东的作用表现为监督和治理效应。Gorton和Schmid(2000)的研究也证实,股权集中度与公司业绩显著正相关,说明大股东对公司的治理作用显著。Beasley(1996)通过对股权结构与财务重述关系的研究也发现,外部大股东能显著降低财务重述的可能性。Friedman、Johnson和Mitton(2003)发现,股权高度集中的公司,其股权结构普遍表现为交叉持股和金字塔型控股,大股东能以较低的代价获取较大的控制权,因此有强烈动机对公司资源进行超强控制,并实施“掏空”行动,而降低盈余信息的传递质量就是其所借助的手段之一。屈文洲和蔡志岳(2007)认为,大股东的掏空程度越大,公司就越有可能在信息披露方面违规。Faccio和Lang(2002)发现,控股股东的持股比例越高,其侵占中小股东利益的可能性就越大。Fan和Wong(2002)的研究也发现,股权高度集中的公司可能诱发第二类代理问题,控股股东出于侵占目的而扭曲会计信息,从而导致会计信息的可信度下降。雷光勇和刘慧龙(2007)则发现,公司操纵应计利润的程度与其从中小股东手里筹集资金的规模正相关,而频繁的盈余管理使得会计信息差错在所难免,财务重述也就成为必然。综上所述,本文认为大股东治理对上市公司财务重述行为的影响表现了两面性,一方面,外部大股东可以有效监督和约束管理层,促使其规范经营,从而抑制管理层自利动机引发的财务重述,即第一类财务重述;另一方面,大股东有能力也有动机对管理层施加影响以操作会计利润,并借助财务重述逃避监管和惩罚。大股东对公司的控制力越强,盈余管理与财务重述就越容易发生,此为第二类财务重述。据此,我们提出以下假设:

假设1:大股东治理降低了第一类财务重述的可能性,而增加了第二类财务重述的可能性

(2)所有权与控制权分离对财务重述的影响。鉴于股权集中会同时产生激励效应和壕沟效应,单纯从大股东治理的角度(如持股比例)来研究公司的财务重述行为有失偏颇,而将所有权与控制权分离度纳入考量非常必要。与持股比例比较,两权分离度指标更能反映公司最终控制人对中小股东利益侵占的动机。La Porta等(2000)发现,上市公司的主要代理问题集中体现在控制股东与少数股东之间,在股权集中的公司,大股东与小股东产生利益冲突的根本原因是控制权与现金流量权的分离。当大股东拥有的控制权超过其现金流量权时,就有强烈动机来获取隐性收益,造成对中小股东的侵害。Morck和Nakamura(2005)构筑了金字塔股权模型以验证大股东侵占中小股东利益的问题,研究发现,在金字塔结构的底层公司由于现金流权与控制权分离程度大,代理问题十分严重,侵占效应也更为明显。Claessens、Djankov和Lang(2000)发现,具有金字塔结构的企业(尤其是控制权和现金流权分离程度严重的企业)具有较低的托宾Q值,而类似的结果也被Mitton(2002)所证实。Young,Tsai和Hsu(2008)认为,西方学者对公司治理与财务重述之间关系的研究是基于美国公司股权分散的基础上,而在台湾等许多新兴市场中,上市公司的股权相对集中。因此,他们利用来自台湾106家上市公司的数据,检验了超过董事会席位的控股股东控制权与财务重述之间的关系,结果发现当控股股东的控制权与所有权分离越大时,公司越容易发生财务重述。综上所述,所有权与控制权的分离程度高的公司,控股股东基于侵占中小股东利益的动机,有能力对管理层施加影响以扭曲上市公司的信息披露,从而增大公司财务重述的可能性,此为第二类财务重述。汪昌云和孙艳梅(2010)针对中国上市公司的研究发现,所有权与控制权分离程度显著正向影响基于第二类代理冲突的财务欺诈。据此,本文提出以下假设:

假设2:所有权与控制权分离度越高,则公司发生第二类财务重述的可能性越高

(三)管理层激励与财务重述

(1)管理层薪酬激励对财务重述的影响。传统委托代理理论认为,以公司业绩等可验证的指标为基础的薪酬激励计划可以促使经理人按照投资者的利益行事,从而减少经理人和股东之间的冲突,发挥积极的治理作用。但是Frieder和Subrahmanyam(2006)认为,以公司业绩为基础的经理人报酬计划虽能减少经理人的道德风险,但提高了他们通过操纵财务报告获取额外报酬的可能性。Beneish(1999)也认为,管理层的自利动机会促使其采取激进的会计政策以提高股价并从中谋利,进而导致公司的财务重述。杨蓉(2009)研究了公司高管利用财务重述增加其薪酬的可能性。她认为,我国国有垄断企业对高管实施股权激励的比重很小,因此高管倾向于通过提高关键会计年度的财务业绩来增加薪酬,过后再通过财务重述将虚增的业绩还原。据此,本文提出以下假设:

假设3:高管薪酬对财务重述有显著正向影响

(2)管理层股权激励对财务重述的影响。股票期权及其他股票报酬虽然能使管理者获得激励,促使管理者与股东利益趋于一致(Jensen和Meckling,1976)。但它可能激励管理者采取激进的会计政策甚至是违法手段(如盈余操纵)来提高股价和盈利,以实现自身利益最大化,从而导致公司财务重述。Efendi、Srivastava和Swanson(2007)的研究显示,被授予股票期权的管理者,为了获得更高的行权收益,有动机通过盈余管理操纵股票价格。Burns和Kedia(2006)的研究证实,持有股票期权的CEO为了增加个人财富,有动机通过财务重述来影响股价。Elayan、Li和Meyer(2008)研究发现,发生财务误报的公司主要表现为虚增公司收益。与配对公司相比,这些公司财务信息的透明度和清晰度均较低,对管理层的报酬计划也更多地采用股权激励,这类公司具有违规的便利条件和强烈的意愿。杜兴强(2002)认为,股权激励会强化管理者的盈余管理动机,为了获取股票期权带来的巨额收益,他们可能会操纵公司利润来影响股价,并通过行使期权来中饱私囊。胡国强和彭家生(2009)研究发现,相比未实施股权激励的公司,实施了股权激励的公司更可能发生财务重述;而基于股价的股权激励模式比基于业绩的股权激励模式导致了更高的财务重述倾向。据此,本文提出以下假设:

假设4:公司实施股权激励会显著提高财务重述的可能性

在行使股票期权方面,Li和Wang(2006)发现,公司内部人会利用其信息优势,在财务重述公布前行使期权,以减少股价即将下跌造成的损失。Burns和Kedia(2008)针对发生财务重述的大公司高管行使股票期权的情况做了进一步的研究,他们发现,在一些财务重述情况严重的子样本中,财务重述公司高管与对照组公司高管相比多行权20%-60%,而且财务重述对盈余的影响幅度与高管执行期权的数量正相关。重述公司CEO比没发生重述公司CEO在错误报告期间行使了更多的股票期权。本文由此提出假设:

假设5:管理层行使股票期权与财务重述的可能性正相关

三、研究设计

(一)样本选择与数据来源

本文以中国A股上市公司为研究对象,通过检索国泰安经济金融研究数据库(CSMAR),筛选出2011-2013年进行了财务重述的上市公司。样本的选择参考了何威风和刘启亮(2010)的方法,通过手工方法对上市公司的年报逐一进行检查以获取初始数据,并采用以下方法对初始数据进行筛选:(1)剔除已经退市的公司;(2)剔除金融保险类上市公司;(3)剔除公司治理以及相关财务数据无法获得的公司。考虑到某些公司在此期间连续数年都进行了财务重述,如将每一年度的财务重述行为都作为单独样本处理可能高估企业财务重述的可能性,因此,本文仅将这些公司在数据期间第一次财务重述的行为列为样本。最终获得财务重述公司样本427个。本文另选取427家未进行财务重述的上市公司作为配对样本,为了确保配对公司与财务重述公司具有可比性,诸多学者认为资产规模、行业、上市地点等因素必须被纳入考量(Beasley,1996)。一般要求两者处于同一行业,公司实力接近,市场地位相当。本文参照Beasley(1996)的标准选取配对样本,并做如下限定:(1)无财务重述;(2)同所交易;(3)同一行业;(4)公司规模相近;(5)可以获得相关研究数据。

(二)变量定义

(1)被解释变量。本研究的被解释变量包括两个:第一,样本公司有无财务重述行为(RS,虚拟变量),如果发生了财务重述行为,则该变量取值为1,否则取值为0;第二,财务重述类别(RT,虚拟变量),第一类财务重述则取值为1,第二类财务重述则取值为0(对该变量的分析只涉及发生财务重述的公司,故不存在无财务重述的类别)。(2)解释变量。本研究的解释变量包括5个:第一,大股东治理(SG)。依据大股东持股比例来测算;第二,两权分离度(SE)。即所有权与控制权分离程度,测算方式为控制权与所有权之差(该数据可直接从CSMAR读取);第三,高管薪酬(EC)。依据前三大高管薪酬的平均值来测算;第四,股权激励(SI,虚拟变量)。公司实施了股权激励,则取值为1,否则取值为0;第五,行使期权(EO,虚拟变量)。管理层行使了股票期权,则取值为1,否则取值为0。(3)控制变量。通过文献检索我们发现,控股股东性质、上市流通年限、公司财务特征(负债权益比、公司规模)、有无特别处理、有无审计委员会等因素对公司财务重述会产生影响。因此本文将其列为控制变量,以剔除这些变量可能导致的研究偏差。第一,控股股东性质(SN)。诸多学者认为,国有化的控股性质普遍存在效率低下的问题。杜莹和刘立国(2002)指出,国有产权的特殊性使得行政代理很难对其进行有效的保护,这为管理层操控公司财务信息披露提供了可能。因此我们有理由认为,当上市公司第一大股东为国资局时,公司更有可能操纵盈余而引发财务重述。本研究通过设置“控股股东性质”这一变量来剔除该项干扰因素的影响。当控股股东为国有时,取值为1,否则取值为0。第二,上市流通年限(CP)。公司在上市前后普遍存在过度“包装”现象,当公司业绩下降时,管理层有动机操纵会计报告,因此公司的上市年限与财务重述行为正相关。第三,公司财务特征。在财务特征方面,我们引入负债权益比(DE)和公司规模(CS)两个控制变量。一般来说,公司的负债权益比越高,管理层就越有可能将未来期的盈余移至当期来报告,之后再通过财务重述的方式予以修正。而Chow和Wong-Boren(1987)的研究也显示,公司规模等因素也会影响上市公司通过会计披露操纵盈余的动机。第四,特别处理(ST)。我国证券市场的退市制度和退市风险警示制度使得上市公司有强烈的动机进行盈余管理,以避免被特别处理,而那些已经被特别处理的公司,盈余管理的动机势必更加强烈。因此,上市公司有无特别处理对财务重述存在正向影响。我们在实际操作中引入该虚拟变量,当上市公司被特别处理,则该变量取值为1,否则取值为0。第五,审计委员会(AC)。诸多研究表明,审计委员会的设置能显著提高上市公司财务报告的质量(Chen和Zhou,2007),因此它对上市公司的财务重述行为会产生显著的反向影响,我们通过设置一个虚拟变量来剔除该影响,当上市公司设置有审计委员会时,该变量取值为1,否则取值为0。各变量定义如表1所示。

四、实证分析

(一)描述性统计

本文首先通过描述性统计分析考察财务重述公司与对照组公司在各解释变量及公司规模方面的数据,初步观察两组样本的差异(表2),并对两组样本进行配对样本T检验(表3)。结论表明,财务重述公司在公司规模上与对照组没有显著差异(t=-3.894,P>0.05),说明该对照组的选取具有代表性,满足配比要求。而在各解释变量方面,两组数据均存在显著差异(P<0.05)。

(二)条件Logistic回归分析

本文引入控股股东性质、上市流通年限、负债权益比、公司规模、有无特别处理、有无审计委员会等控制变量,采用配对样本条件Logistic回归检验各解释变量对公司财务重述与否的影响。各模型如下:

上述各式中,定义Logit(P)=In[P/(1-P)],其中P为财务重述概率,β为回归系数(下同)。检验结果汇总如表4所示。

模型1数据表明:大股东治理与公司是否进行财务重述的相关性并不显著(P=0.867>0.05);模型2数据表明:两权分离度与公司是否进行财务重述显著正相关(Wald=9.902,B>0,P<0.05);模型3数据表明:高管薪酬与公司是否进行财务重述显著正相关(Wald=9.169,B>0,P<0.05),假设3得到验证;模型4数据表明:针对管理层的股权激励与公司是否进行财务重述显著正相关(Wald=7.296,B>0,P<0.05),假设4得到验证;模型5数据表明:管理层行使期权与公司是否进行财务重述显著正相关(Wald=6.258,B>0,P<0.05),假设5得到验证。

(三)Logistic回归分析

我们采用财务重述样本组数据,引入控股股东性质、上市流通年限、负债权益比、公司规模、有无特别处理、有无审计委员会等控制变量,运用Logistic回归分析分别检验大股东治理和两权分离度对公司财务重述类别的影响。各回归模型如下:

检验结果见表4。模型6数据表明:大股东治理与公司财务重述的类别显著负相关(Wald=6.761,B<0,P<0.05)。即:大股东治理降低了公司第一类财务重述的可能性,而增加了第二类财务重述的可能性。假设1得到验证。模型7数据表明:两权分离度与公司财务重述的类别显著负相关(Wald=5.974,B<0,P<0.05)。即:两权分离度越高,则公司发生第二类财务重述的可能性越高,假设2得到验证。

(四)稳健性检验

为检验本研究结论的可靠性,我们对关键的数值型解释变量和控制变量进行以下稳健性检验:(1)用机构投资者持股比例替换第一大股东持股比例,用以衡量大股东治理;(2)用控制权与所有权之商替换控制权与所有权之差,用以衡量两权分离度;(3)用前五大高管薪酬平均值替换前三大高管薪酬平均值,用以衡量高管薪酬激励;(4)用总营业收入自然对数替换总资产自然对数,用以衡量公司规模。回归结果显示,各变量系数大小略有变化,但显著性水平不变,相关系数的正负方向也未发生改变(限于篇幅,未能列示回归分析数据)。

五、结论与展望

(一)结论

本文的研究结论表明:虽然大股东治理(大股东持股比例)对上市公司是否进行财务重述的影响并不显著,但它与公司财务重述的类别显著负相关。这表明大股东治理降低了第一类财务重述的可能性,而增加了第二类财务重述的可能性(假设1)。这印证了众多学者的观点:大股东治理对公司的影响具有两面性,一方面,外部大股东能监管和约束管理者行为,抑制其自利动机,从而降低公司财务重述行为;另一方面,它也能催生外部大股东自身的侵占动机,从而引发公司财务重述。因此本文认为,大股东治理对上市公司是否进行财务重述的影响是否显著,取决于外部大股东的哪种倾向占据上风,因此还必须结合其产权性质、公司治理的规范性程度等因素综合考虑,外部大股东的个人因素(如企业家特质、法治精神等)也可能需要被纳入考量。本文的数据分析结果之所以不显著,可能是因为本文的样本在上述因素上并无显著差异。鉴于股权集中会同时产生激励效应和壕沟效应,单纯从大股东治理的角度(如持股比例)来研究公司的财务重述行为有失偏颇,本文认为,与持股比例比较,所有权与控制权的分离程度更能反映公司最终控制人对上市公司利益侵占的动机,因此将所有权与控制权分离度纳入考量非常必要。研究结论显示,两权分离度与公司是否进行财务重述显著正相关;两权分离度与公司财务重述的类别显著负相关,说明两权分离度越高,则公司发生第二类财务重述的可能性越高(假设2)。这意味着控股股东通过交叉持股、金字塔持股,能实现控制权和现金流权的分离,其分离程度越大,控股股东侵占其他中小股东利益的动机就越强烈。对管理层的股权激励作为解决代理问题的另一重要举措也值得关注。关于管理层激励制度对上市公司财务重述的影响,研究表明:高管薪酬激励与公司是否进行财务重述显著正相关(假设3);针对管理层的股权激励与公司是否进行财务重述显著正相关(假设4);管理层行使期权与公司是否进行财务重述显著正相关(假设5)。显然,管理层薪酬激励虽然能使管理者和股东的利益趋同,但这可能激励管理者采取不当手段来抬高股价以达到自利目的,财务重述就是可借助的手段之一(Frieder和Subrahmanyam,2006)。而股权激励作为当前普遍存在激励模式,虽然能激发管理者的工作热情,提升公司业绩,但也增加了管理层盈余管理的动机,进而引发财务重述现象。

(二)展望

大股东控制理论 篇6

委托代理问题聚焦的中心是股权集中度:股权如果过于分散, 会产生第一类代理问题, 即股东与管理层间的代理问题;股权如果过于集中, 会产生第二类代理问题, 即大股东与中小股东间的代理问题。

我国资本市场起步较晚, 对中小投资者的保护较弱, 而且上市公司股权较为集中, 管理层持股的公司较少, 因此资本市场主要面临第二类代理问题, 即大股东与中小股东间的代理问题。为了加强对中小股东权益的保护, 我国实施了股权分置改革, 引导非流通股股东将关注重点转向二级市场股价, 希望大小股东间形成共同的利益基础 (屠光绍, 2005) 。目前股权分置改革已基本完成, 定向增发将是当前和今后一段时期内我国上市公司再融资的一种主要方式。股权分置改革后, 大小股东之间的冲突是否能够得到有效缓解, 大股东是否仍享有控制权私利, 股权分置改革后的定向增发为这类问题的研究提供了契机。

会计信息作为记录及监督契约执行的重要变量 (Watts、Zimmerman, 1986) , 既能有效降低代理成本, 又有可能被大股东操纵, 使大股东获得控制权私利, 从而使盈余质量下降。

本文以2006年我国证券市场实施定向增发为背景, 探究以下问题:定向增发前大股东是否进行盈余管理使得定向增发更加容易进行;定向增发时, 仅向大股东的定向增发是否使大股东通过折价获得了控制权私利;定向增发折价与哪些因素相关;定向增发后的盈余质量如何;仅向大股东定向增发公司的盈余质量是否比其他公司的盈余质量更差。

二、制度背景、文献回顾与研究假设

(一) 我国实施定向增发制度的背景

定向增发, 是指上市公司采用非公开形式, 向特定的对象 (应不超过10名) 发行股票募集资金的融资行为。2006年5月证监会出台的《上市公司证券发行管理办法》 (简称《办法》) 规定, 定向增发是上市公司可以利用的三种股权再融资方式之一, 并锁定了定向增发的期限, 但未对其提出盈利能力要求。定向增发发行价格不得低于定价基准日前20个交易日公司股票均价的90%, 但对定价基准日未做出规定。2007年证监会又出台了《上市公司非公开发行股票实施细则》, 规定定向增发基准日可以在董事会决议公告日、股东大会决议公告日或发行期首日三个时点中选择, 显然, 这为发行定价的选择提供了操纵空间。

(二) 文献回顾

1. 有关大股东与中小股东间代理问题的文献。

对于中小股东而言, 大股东较为集中的股权结构能够缓解股东与管理层之间的信息不对称, 降低股权代理成本, 提升公司价值, 使中小股东免费享受大股东控制的“激励效应”。但是如果大股东股权过于集中, 中小股东可能需承受大股东控制的“堑壕效应” (Claessens等, 2002) 。除英、美等少数国家外, 大部分发达国家公司的股权都集中在大股东手中, 在法律保护机制不完善的情况下, 大股东对中小股东利益的侵占更为严重 (LLSV, 2000) 。我国上市公司也普遍存在着大股东控制股权现象, 且大股东对公司的控制力越强, 公司控制权的隐性收益越高 (叶康涛, 2003) 。

大股东可能因控制权和现金流权分离侵占中小股东利益。Reese等 (2002) 认为, 大股东通过金字塔控股结构、交叉持股等方式获取比其名义控制权更大的控制权, 并诱发各种侵占中小股东利益的行为。大股东常常将上市公司的资产和利润转移到自己控制的企业中, 就是凭借其持股比例从上市公司获取利益的, 其侵占利益的主要方式包括资金占用、关联方交易等。大股东也可能通过关联方交易获得控制权私利 (Chang, 2003;Jian、Wong, 2003;王化成等, 2006) 。

2. 有关定向增发的文献。

定向增发的核心问题之一是如何确定增发发行价格, 许多文献曾讨论定向增发折价的影响因素。上市公司定向增发的折价水平与大股东认购的比例相关, 而机构投资者的参与显著提高了发行价格 (郑琦, 2008) 。增发规模、机构投资者认购比例是影响定向增发预案公告后公司股票超额收益的主要因素 (魏立江、纳超洪, 2008) 。

定向增发的定价基准日有三种选择, 并且董事会的融资权、定价决策权及选择发行对象权很大, 为寻租者的利益输送提供了可乘之机 (黄建中, 2007) 。朱红军等 (2008) 的案例研究显示, 大股东通过低价非公开发行稀释了其他股权的权益, 并且注入上市公司所谓优质资产最终结果可能是摊薄而不是增厚公司的业绩。

3. 有关筹资动机诱发盈余管理的文献。

外部筹资动机可能诱发管理者进行盈余管理, 以使自己的权益被高估, 或以低成本获得外部融资或促使投资者尽可能地认购股票 (Dechow等, 1995) 。增发公司的操控性应计利润在增发当年达到极大值后下降, 增发公司比配对的不增发公司的现金流和盈余质量更差 (Choi、Paik, 1999) 。许多增发公司在增发完成后股票收益都表现不佳, 这可能是因为投资者和分析师在增发前并未识别管理者的盈余管理动机, 也未将异常的操控性应计利润纳入盈利预测和股价预测中 (Chen、Cheng, 2002) 。

通过以上回顾, 我们可以看到已有文献认为大股东控制的上市公司可能通过各种方式侵占中小股东利益。在大股东控制下, 定向增发可能为大股东提供控制权私利, 但是已有文献仅进行逻辑推理或案例研究, 未进行大样本检验;实施增发的公司有动机进行盈余管理, 增发后公司股票的长期收益表现较差, 但是已有文献提到的增发主要是向不特定对象的增发, 并未探究作为我国新融资方式的定向增发是否在增发前进行了盈余管理;已有文献主要研究了增发后股票长期收益表现较差, 却较少研究增发后会计收益表现如何, 以及会计收益的盈余持续性如何;已有文献也未将定向增发、大股东控制权私利和盈余管理结合起来研究, 没有完整展示它们之间相互关联的图景及引发的经济后果。

(三) 研究假设

股权分置改革使一些大股东的控股比例下降, 定向增发不仅未动摇大股东的控制地位, 而且有利于大股东重新夺回控制权。定向增发过程中, 一方面, 如果大股东参与认购, 则大股东可能借其控制权压低发行价, 以获得控制权私利;另一方面, 如果大股东不参与认购, 大股东和增发前其他股东的股份都会被稀释, 定向增发的发行价格相对较高。因此增发过程中纯大股东认购的发行价相对较低, 大股东易形成控制权私利;非关联股东参与认购能够在一定程度上抑制发行价格折价, 制约大股东控制权私利, 发行价格较高;大股东如果不参与认购则不会形成大股东的控制权私利, 发行价格最高。

基于上述分析本文提出以下假设:

假设1:定向增发过程中, 纯大股东认购的发行价格比没有大股东认购的发行价格低。

定向增发过程中, 增发对象若以现金认购方式认购, 可能为大股东日后“掏空”现金提供条件;增发对象若以资产方式认购, 可能因其注入的资产非“优质资产”而使定向增发后的盈余持续性比定向增发前的下降, 如驰宏锌锗相对于增发前, 增发后的总体矿资源和每股矿资源均明显下降 (朱红军等, 2008) 。因此, 定向增发为大股东获得控制权私利提供了条件, 定向增发后公司的会计业绩可能会下降。

基于上述分析本文提出以下假设:

假设2:定向增发后的盈余持续性弱于定向增发前。

定向增发对象仅有大股东时, 大股东可能获得较大控制权私利。其他股东参与认购在一定程度上能够抑制大股东通过定向增发获得控制权私利, 因此相对于仅向大股东定向增发的公司而言, 其他股东参与认购可能使定向增发公司会计业绩下降的速度减慢。

基于上述分析本文提出以下假设:

假设3:定向增发后仅向大股东定向增发的公司的盈余质量下降得更快。

假设2和假设3实际上都假设定向增发可能是大股东获得控制权私利的工具, 从而使上市公司定向增发后会计业绩和盈余质量下降。

三、研究设计

1.样本选择与数据来源。本文选取2006~2008年已经完成定向增发且于2009年年底以前已上市的公司为样本, 剔除以两种不同的价格分两次对大股东定向增发和对其他非关联股东定向增发的公司样本以及数据缺失的公司样本, 最后获取191家有效的公司样本。相关数据主要来源于天相投资数据库和锐思数据库, 其他数据来源于相关样本公司《非公开发行股票发行结果及股本结构变动公告》和《非公开发行股票的发行情况报告书暨上市公告书》等公告性文件。

2.变量定义。主要变量包括发行折价、操纵性盈余、纯现金认购、纯大股东认购、息税前利润等, 详见表1。

3.模型设定。为验证假设1, 本文建立发行折价影响因素的回归模型 (1) , 既考察纯大股东认购对发行折价的影响, 又考察发行数量、发行量比例、认购方式等对发行折价的影响。

为了验证假设2, 即定向增发后的盈余持续性是否弱于定向增发前, 需建立模型 (2) 至模型 (4) 。首先建立模型 (2) , 计算定向增发前的盈余持续系数;然后建立模型 (3) , 计算定向增发后的盈余持续系数;最后建立模型 (4) , 考察增发前的盈余持续系数与增发后的盈余持续系数是否有显著差异。

模型 (2) 至模型 (4) 如下所示:

验证假设3时仍沿用假设2的模型, 并在回归时加入纯大股东是否认购的条件, 依次产生模型 (5) 至模型 (8) 。其中, 模型 (5) 考察纯大股东认购下, 定向增发前的盈余持续性;模型 (6) 考察纯大股东认购下, 定向增发后的盈余持续性;模型 (7) 考察没有大股东认购下, 定向增发前的盈余持续性;模型 (8) 考察没有大股东认购下, 定向增发后的盈余持续性 (由于篇幅有限, 模型 (5) 至模型 (8) 已省略) 。

四、实证分析

(一) 描述性统计

从表2可看出:发行折价 (FPP) 的平均值是0.709 9, 最大值是1.37, 因为其中两个样本发行当日没有收盘价, 故发行折价用0表示。

发行对象个数 (FSN) 最小值是1, 最大值是10, 平均值是7.434, 说明平均有7个定向增发对象参与认购, 定向增发受到认购者的追捧;发行量比例 (FP) 的平均值是17.781 4, 最小值是3.23, 最大值是72.24, 说明不同公司的发行量比例差异较大。

纯现金认购 (CRG) 的平均值是0.880 5, 说明定向增发以获得现金为主;纯大股东认购 (CHD) 观测值是99个, 比其他变量的观测值少60个左右, 这是因为该变量为0和1, 变量生成后自动剔出了既有大股东认购又有非关联股东认购的60个观测值。

定向增发前的操纵性盈余 (RES) 平均值大于0, 这说明为了使定向增发顺利进行, 定向增发公司会在增发前通过向上操纵盈余进行盈余管理。

(二) 回归结果分析

1. 假设1的回归结果分析。定向增发过程中, 影响发行折价的因素的回归结果见表3。

纯大股东认购 (CHD) 的回归系数为-0.621 2且在1%的显著性水平上显著, 说明纯大股东认购与发行折价负相关, 即纯大股东认购的发行价格比没有大股东认购的价格要低, 这与假设1一致;本文以定向增发公司的上市折价作为发行折价的替代变量, 检验纯大股东认购对上市折价的影响, 回归结果仍然支持本文的结论。

另外, 从几乎同时向大股东和其他非关联股东定向增发且两种发行价格相差较大的数据来看, 定向增发公司有借此发行方式向大股东进行利益输送的嫌疑。

注:***表示在1%的置信水平上显著;**表示在5%的置信水平上显著。下同。

纯现金认购 (CRG) 的系数为-0.429 1, P值为0.005, 既说明纯现金认购的发行价格相对较低, 也说明包含非现金资产认购方式的发行价格较高, 定向增发认购对象偏向于追捧“资产”, 倾向认为大股东注入的“资产”为优质资产, 未来会带动上市公司业绩增长, 但实际上大股东注入的“资产”的价值可能被高估, 从而影响公司未来盈利。同时, 资产规模越大、资产收益率越高, 定向增发的发行价格也越高, 这与常理相符。

2. 假设2的回归结果分析。定向增发前与定向增发后的盈余持续性分别见表4。

从表4的回归系数可看出, 定向增发前的盈余持续系数为1.437 8, 定向增发后的盈余持续系数为1.005 3, 均在5%的显著性水平上显著, 说明定向增发前的盈余持续性大于增发后的盈余持续性。定向增发前后盈余持续性变化的比较情况见表5。

从表5可看出, 定向增发前盈余持续性的均值为1.66, 定向增发后盈余持续性均值为1.2, 定向增发后公司的盈余持续性下降, 与假设2和表4的结果一致, 这说明定向增发可能是大股东获得控制权私利的工具。

3. 假设3的回归结果分析。

大股东认购对定向增发盈余持续性的影响见表6, 其中模型 (5) 和模型 (6) 验证纯大股东认购对定向增发盈余持续性的影响, 模型 (7) 和模型 (8) 验证没有大股东参与认购下定向增发盈余持续性的变化。

从表6可看出, 对于纯大股东的定向增发, 增发前盈余持续性系数为3.308 4, 增发后盈余持续性系数为1.104, 盈余持续性下降了2.2;而对于没有大股东参与的定向增发, 增发前盈余持续性系数为1.173 1, 增发后盈余持续性系数为1.137 6, 盈余持续性下降了0.03。由此可见, 对纯大股东的定向增发, 盈余质量下降得更快, 这验证了假设3, 也说明大股东可能通过定向增发获得控制权私利。

五、结论与启示

通过以上实证分析, 本文得出以下研究结果:定向增发前大股东通过操纵盈余进行盈余管理;定向增发过程中, 纯大股东参与认购的发行价格比没有大股东认购的发行价格要低;定向增发为大股东获得控制权私利提供了条件, 故定向增发后的盈余持续性弱于定向增发前, 仅向大股东的定向增发的公司的盈余持续性下降得更快;定向增发对象较追捧非现金资产认购方式, 非现金资产认购的发行价格较高, 但实际上大股东注入的“资产”可能并非优质资产, 从而影响公司的未来盈利能力, 从而导致公司盈余持续性下降;资产规模和资产收益率与定向增发的发行价格正相关。

综上所述, 笔者认为定向增发为大股东盘剥中小股东利益提供了便利, 因此广大中小投资者应明辨定向增发的各种动机, 慎重投资。在政策监管方面, 证券监管机构应加强对“纯大股东认购”、“定价基准日选择”、“定向增发公告宣告的规范性”等方面的监管, 并完善与定向增发相关的各项法规制度, 抑制大股东借定向增发牟取私利。

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大股东控制理论 篇7

在我国, 伴随2006年5月《上市公司证券发行管理办法》的出台, 定向增发迅速成为再融资主流方式, 并一度超过了公开增发的融资规模。为此, 本文从大股东控制的角度来分析控制权对增发方式选择的影响, 这是因为:在我国几乎每个上市公司都有一个掌握公司控制权并有机会藉此获取控制权私利的大股东 (Gul, Kim和Qiu, 2010;Jiang, Lee和Yue, 2010) , 近期国外文献证实大股东会出于自身利益来左右公司股权再融资决策, 但是却得出不同结论, 例如Barclay, Holderness和Sheehan (2007) 发现美国公司的内部人利用定向增发来巩固自身控制性地位, 而Cronqvist和Nilsson (2005) 却发现通过定向增发可以制约大股东获取控制权私利。由于我国公司与国外公司在控制权结构方面的差异, 可能使上述问题在中国有不同表现, 因此本文的研究问题是:不同增发方式如何影响我国上市公司大股东控制权?大股东在选择增发方式时如何考虑上述影响来做出决策?

二、文献综述

(一) 信息不对称与公司增发方式选择

在理论研究方面:尽管Myers和Majluf (1984) 发现经理与外部投资者之间的信息不对称会使公司放弃增发新股为项目融资、从而导致投资不足, 但定向增发却能够缓解信息不对称程度、解决投资不足问题 (Hertzel和Smith, 1993) 。随后的实证研究, 例如Wu (2004) 、Krishnamurthy, Spindt和Subramaniam (2005) 、Cronqvist和Nilsson (2005) 以及Chen, Dai和Schatzberg (2010) 均证实信息不对称程度越大, 则公司在选择增发方式时更倾向于定向增发而不是公开增发。Wu (2004) 、Cronqvist和Nilsson (2005) 发现信息不对称程度越高的公司会通过定向增发来降低信息制造成本;Gomes和Phillips (2012) , 以及Chen等 (2010) 则认为定向增发传递了公司价值被低估的信号。

(二) 代理理论与公司增发方式选择

基于代理理论的“监督假说”指出, 定向增发能从两方面提升监督水平:定向增发新股在一定时期限售, 从而产生持股在一年以上的、更有激励监督经理的“长期”股东 (Kahn和Winton, 1998) ;向数量集中的投资者进行定向增发能增加股权集中度并促进监督 (Wruck, 1989) , 此类发行往往伴随显著为正的市场反应。总之, 监督假说认为定向增发可能是由公司的监督需求所推动。基于代理理论的内部人“侵占效应”假说指出:管理层会选择不会威胁其控制权的消极投资者作为发行对象、以巩固自身地位并获得控制权私利 (Barclay, Holderness和Sheehan, 2007) 。Wu (2004) 也证实经理自我交易动机导致经理参与的定向增发价格与市价相比存在更大折价, 她认为经理可以藉此来谋取私利。Cronqvist和Nilsson (2005) 发现当存在大量控制权收益时, 大股东会选择配股来避免采用定向增发而引入的外部股东对其控制权私利的削弱、防止再融资后对控制权的稀释。总之, 虽然定向增发在美国有助于经理巩固控制地位, 而瑞典和香港的公司出于维持控制的考虑却选择了配股而不是定向增发, 可见定向增发未必有助于内部人维持控制权, 特别是在像瑞典和香港上市公司股权已经比较集中的资本市场上。

三、研究设计

(一) 研究假设

基于现有文献, 本文在信息不对称的框架下讨论大股东代理问题。当控股股东与其他股东之间利益冲突成为公司核心代理问题时, 大股东兼具“监督效应”和“侵占效应”, 而大多数中国公司通常股权高度集中 (Jiang, Lee和Yue, 2010) 、且已经存在一名既有能力又有激励去监督经理的控股股东 (Chen, Jian和Xu, 2009) , 因此公司不大会因监督需求去定向增发;而另一方面, 独占控制权私利的动机激励着大股东去抵御外部监督, 很难想象他们会利用定向增发引入大宗持股者来监督自己, 可见, 用监督假说来解释我国公司的增发方式选择缺乏现实基础。相比之下, 用大股东维护控制权动机来解释我国公司增发方式选择可能更加合理, 公开增发在以下方面有利于控股股东:大股东现金流权与控制权相分离促使控股股东去获取更多控制权私利, 而公开增发同时稀释了所有股东的股权, 在客观上有助于大股东在降低现金流权的同时维持对公司的控制权 (管征, 卞志村和范从来, 2008) ;公开增发对所有股东持股的稀释在客观上还可能减少持股超过5%的股东数量, 而定向增发则可能引入新的大宗持股者或是增大现有非控股大宗持股者的所有权, 会制约控股股东获取控制权私利 (Berkman, Cole和Fu, 2010) 。基于上述预期, 提出假设:

假设1:其他条件相同时, 控股股东控制权优势较低的公司更倾向于选择公开增发

此外, Bloch和Hege (2001) 发现多个大股东并存的股权结构在约束控股股东获取控制权私利方面发挥着重要的治理作用, 张光荣和曾勇 (2008) 也发现股权制衡机制可以制约大股东的侵占行为。由于非控股的其他大股东的存在能够约束控股股东谋私行为, 还可能削弱控股股东对公司的控制, 这种股权结构下的控股股东在进行公司筹资决策时, 更有可能选择那些有助于维护自身控制地位的再融资方式, 从而避免控制权的进一步削弱。本文据此提出假设:

假设2:其他条件相同时, 多个大股东并存的公司更倾向于选择公开增发

(二) 样本选取与数据来源

本文样本期间为2006年至2011年, 最初样本包含了在这一期间进行了首次公告、并在当年或以后年度成功实施的774个定向增发样本和97个公开增发样本。随后, 剔除了发行股份购买资产的289个样本, 这是因为打算将资产注入上市公司的控股股东不大可能利用公开增发、而只能选择定向增发来实施。最终样本包括485个定向增发和97个公开增发样本。股票交易数据和公司财务数据来自国泰安CSMAR数据库, 首个公告日数据从巨潮资讯网站手工收集得到。根据对样本在各个行业和年份中的分布、以及各年度增发类型统计 (限于篇幅未报告) , 超过65%的样本来自制造业, 随后是房地产业占7.4%, 交通运输仓储业占4.45%和综合类公司占4.15%。由于80%以上的样本来自上述四个行业, 有必要在研究中控制可能存在的行业效应。另一个值得注意的现象是公告公开增发的公司数量在2007年大幅增加、在2008年和2009年又迅速减少, 说明市场状况较好时 (例如2007年) 公司更偏好公开增发。

(二) 变量定义与模型建立

本文用下式 (1) 中的模型检验影响公司增发方式选择的因素, 其中因变量CHOICE是虚拟变量, 当公司选择定向增发时该变量等于1, 否则为0。

在稳健检验部分的模型设定如下式 (2) , 所有变量的具体定义如表 (3) 所示:

式 (1) 中的测试变量X包括了四个代表控制权优势的变量, 其中三个虚拟变量CTRL_MARGIN, CTRL_MARGIN2以及MULTIPLE和一个连续变量DIFF。定义如下: (1) 当控股股东的控制权超过公司第2~10大股东控制权之和时, CTRL_MARGIN等于1, 当控股股东的控制权超过公司第2~5大股东控制权之和时, CTRL_MARGIN2等于1, 上述两个变量定义参照了Cronqvist等 (2009) 。在定义CTRL_MARGIN和CTRL_MARGIN2中度量非控股的大股东控制权时, 本文参照Berkman等 (2010) , 将第2~10大股东的控制权之和定义为第2~10大股东的持股比例之和。 (2) 虚拟变量MULTIPLE度量公司是否存在多个大股东, 该变量的设定参照赵景文和于增彪 (2005) 的定义, 当公司股权结构同时满足以下三个条件时, 该变量等于1:控股股东的现金流权处于[10%, 50%]区间;第二大股东的现金流权大于10%;控股股东的现金流权低于第2~5大股东现金流权之和。 (3) 控制权优势变量DIFF等于控股股东控制权减去公司第2~10大股东控制权之和。根据假设1, 变量CTRL_MARGIN, CTRL_MARGIN2以及DIFF预期与变量CHOICE正相关;根据假设2, 变量MULTIPLE与变量CHOICE负相关。在式 (2) 的稳健性检验模型中, 当控股股东的控制权 (ULTI_CTRL) 高于样本中位数时, 变量DM_CTRL等于1, 其他变量定义同式 (1) 。 (4) 控制变量选取。本文根据现有文献选取五个变量来控制其他因素对增发方式选择的影响:参照Wu (2004) 设定信息不对称水平替代变量SPREAD, 等于公司首次公告增发预案前160天至前21天 (即[-160, -21]) 期间内股票的日平均相对买卖价差。公司信息不对称程度越高则更可能选择定向增发, 因此该变量预期符号为正。经营业绩:Chen等 (2010) 表明经营业绩差的公司常选择定向增发, 同时, 由于《上市公司证券发行管理办法》规定了公开增发须利润达标、却没有给定向增发加以相关约束, 不满足公开增发条件的经营业绩差的公司可能选择定向增发。设定经营业绩变量 (EBITD/TA) , 该变量的分子 (EBITD) 是公告前一年的经过行业中位数调整后的息税折旧前利润, 分母 (TA) 是上年末总资产。该变量的预期符号为负。财务困境:现有文献认为财务困境公司更可能选择定向增发 (Gomes和Phillips, 2012) , 本文据此设定财务困境变量 (DISTRESS) , 当公司的Altman’s Z计分小于1.81时, 该变量等于1, 预期该变量符号为正。市场状况变量 (MKTBHR) 等于首次公告日之前六个月内股票市场的买入持有回报率。Gomes和Phillips (2012) 认为股市处于上升期时, 公司更可能选择公开增发, 因此MKTBHR的符号预期为负。公司规模变量 (SIZE) 等于公司首次公告增发预案之前一年末总市值的自然对数。现有文献发现定向增发公司通常规模较小 (Wu, 2004) , 故变量预期符号为负。

四、实证检验分析

(一) 描述性统计

(1) 两种增发方式的发行特征比较。表 (1) 报告了两种增发方式的发行特征:定向增发具有成本优势:定向增发承销费占发行总收入的比例平均为2.76%, 而公开增发的这个比例达到3.46%, 显著高于定向增发;定向增发具有时间优势:从首次公告到最终完成增发耗费的时间看, 定向增发平均耗时259天, 显著少于公开增发过程的292天, 而根据De Angelo, De Angelo和Stulz (2010) , 短期内急需现金是公司股权再融资的主因, 其间任何延误都可能使公司丧失投资机会或面临财务危机。 (3) 定向增发预案首次公告日周围三天窗口的平均累计超常收益率 (CAR[-1, +1]) 为4%, 而公开增发预案公告效应为-1%, 这表明市场对定向增发的首次公告做出积极反应, 而公开增发在首次公告时常会遭到市场“惩罚”。 (2) 增发前后公司控制权结构的变化。管征等 (2008) 指出, 由于公开增发虽然降低了控股股东的现金流权但并不影响控股股东的控制性地位, 因此, 控股股东在能获得同样的私人利益的情况下, 会首选能够降低其持股比例的公开增发。为此, 本部分首先考察两种增发方式下的控制权结构变化, 表 (2) 报告了两种增发方式对控制权的影响:三个控制权优势变量CTRL_MARGIN、CTRL_MARGIN2和DIFF在定向增发完成后均显著降低, 而公开增发之后并未出现类似结果:公开增发前后CTRL_MARGIN和CTRL_MARGIN2变量没有明显改变, 且变量DIFF在发行后显著增加, 这表明公开增发有助于控股股东保持控制权优势。控股股东控制权与现金流权分离度 (EXCESS_CTRL) 通常被视作控股股东获取控制权私利的标志, 定向增发显著降低了EXCESS_CTRL, 而公开增发对这一变量的影响并不显著, 相比定向增发而言, 公开增发更有助于保护控股股东控制权私利。公开增发伴随着持股5%以上股东数量 (NUM_BLK) 的显著减少, 而定向增发则使这个数量微增 (不显著) 。此外, 第2~10大股东持股比例之和 (H2_10) 、第2~5大股东的持股比例之和 (H2_5) 在定向增发后均显著增加, 显然定向增发有助于增加非控股的大宗持股者控制权。相反, 上述两个变量在公开增发前后有所降低 (但不显著) 。总之, 上述结果说明公开增发有助于维持控股股东的控制地位和控制权私利, 因此, 尽管定向增发具有表 (1) 所述优势, 但控股股东出于对自身控制权可能被稀释的考虑、仍可能选公开增发。 (3) 单变量检验。表 (3) 报告变量描述统计结果, 并在Panel B对两类增发样本进行了分组均值比较和中位数比较。结果显示, 定向增发组两个控制权优势变量CTRL_MARGIN和CTRL_MARGIN2的均值显著高于公开发行组, 第三个控制权优势变量DIFF的均值和中位数在两组样本之间差异显著, 这表明定向增发组的控制权优势显著高于公开发行组。同时, 定向增发组平均有8%的样本公司存在多个大股东, 而这个比例在公开增发组平均为21%, 且组间差异显著, 这说明存在多个大股东的公司更偏好公开增发。上述证据初步表明:控股股东的控制权优势显著影响着公司的增发方式选择。从控制变量看, 公开增发公司在首次预案公告前六个月期间的买入持有收益率 (MKTBHR) 和公司规模 (SIZE) 无论是在均值还是中位数上都显著高于定向增发公司, 这初步表明公司在股市上升期、或是规模较大公司更倾向公开增发。此外, 公开增发公司有着更好的经营业绩 (EBITD/TA) , 以及预案公告前更低的信息不对称水平 (SPREAD) 、并且更不可能面临财务困境 (DISTRESS) 。

注:***和**分别表示双尾检验在1%和5%水平上显著;"a", "b"和"c"分别表示双尾检验在1%, 5%和10%水平上显著异于零。

注:***, **和*表示在1%, 5%和10%的水平上显著。下同。

(二) 回归分析

本文按照前述回归模型进行了如下回归: (1) 大股东控制权对公司增发方式选择的影响。本部分考察控股股东的控制权能否影响公司增发方式选择。表 (4) 报告了控制行业和年度效应之后的Logistic回归结果:首先, 控制权优势变量CTRL_MARGIN、CTRL_MARGIN2和DIFF的系数显著为正, 表明控股股东控制权优势更大的公司偏好定向增发 (支持假设1) 。存在多个大股东变量 (MULTIPLE) 与定向增发的概率显著负相关, 表明存在多个大股东的公司更可能进行公开增发 (支持假设2) , 上述结果均表明:控股股东控制地位越稳固的公司更可能选择定向增发。此外, 除公司规模变量 (SIZE) 不显著之外, 控制变量的回归系数符号与现有文献基本一致:经营业绩 (EBITD/TA) 越差, 公司就越可能选择定向增发 (Chen等, 2010) ;信息不对称水平 (SPREAD) 越高的公司更可能选择定向增发 (Wu, 2004) ;面临财务困境的公司偏好定向增发 (Gomes和Phillips, 2012) ;公司在股票市场回报率 (MKTBHR) 更高时可能进行公开增发 (Chen等, 2010) 。总之, 在控制上述变量影响后, 本文的两个研究假设均得到经验证据支持。

(三) 稳健性检验

影响增发方式选择的因素可能是控股股东的控制权本身而不仅仅是控制权优势, 因此本文采用两个控制权变量ULTI_CTRL和DM_CTRL、来检验增发方式选择是否与控股股东的控制权有关。表 (5) 显示, 没有证据表明这两个变量对增发方式选择存在显著影响。不过, 控股股东的控制权优势变量 (DIFF) 、以及它与DM_CTRL的交互变量 (DM_CTRL×DIFF) 均具有显著影响:首先, DIFF与公司选择定向增发的概率显著正相关, 表明控股股东的控制权优势越大, 公司越倾向于选择定向增发;更重要的是, 交互变量 (DM_CTRL×DIFF) 回归系数符号显著为负, 意味着当控股股东控制权高于样本中位数时 (DM_CTRL=1) , 控股股东控制权优势与定向增发概率之间的正相关关系减弱了 (依然显著) 。换言之, 当控股股东控制权较小 (低于样本中位数) 时, 控股股东相比其他大股东的控制权优势是推动公司选择定向增发的重要因素;而控股股东控制权较高 (高于样本中位数) 时, 控股股东的控制权优势对公司选择定向增发的促进作用减轻了。总之, 上述结果进一步说明:控股股东的控制权优势———而不是控制权本身, 对公司增发方式选择有重要影响。

注:1.括号中报告的是Logistic回归结果中的z统计量;2.***, **和*表示在1%, 5%和10%的水平上显著。

五、结论

本文研究结果表明:尽管定向增发相比公开增发具有成本和时间上的优势, 而公开增发却有助于加强控股股东的控制地位、维护控股股东控制权私利。控股股东控制权优势较大的公司倾向于选择定向增发, 但控股股东控制权优势较弱时公司更可能选择公开增发。控股股东的控制权越小, 其控制权优势对公司选择增发方式的影响就越大, 而当控股股东控制权较大时, 其控制权优势对增发方式选择的影响会大幅减弱, 而控制权本身并不显著影响增发方式的选择。总之, 本文研究表明, 控股股东从维护自身控制权考虑是影响公司增发方式选择的重要因素。而且, 虽然美国公司的内部人需要维护控制权私利时更倾向于选择定向增发, 而瑞典公司的内部人出于维持控制私利的考虑会选配股而不是定向增发, 但在我国, 控制权优势较弱的控股股东会规避定向增发而倾向于选择公开增发, 这些结果表明:在不同的制度背景和不同的股权结构特征情况下, 担心控制权旁落的经理或控股股东会做出不同的股权再融资方式选择。本文结论对于定向增发服务于大股东利益侵占动机还是发挥利益协同效应给出了证据支持, 丰富了这一领域的理论成果;同时, 还证实定向增发可被视作一种对股权结构的内生的调整工具, 借助定向增发可以实现对股权结构进行实质性调整和选择、特别是调整大股东的激励水平, 这为我国上市公司如何利用定向增发来改善公司治理和保护中小股东利益提供了思路。

摘要：本文采用2006年至2011年增发上市公司为样本, 分析了控股股东控制权对公司选择增发方式的影响, 结果表明:公开增发有助于维护控股股东的控制权优势和控制权结构稳定, 而定向增发降低了控股股东的控制权优势、并减少了控股股东的现金流权与控制权的分离度。控股股东的控制权优势越高时, 公司更倾向于选择定向增发, 而且控制权较小的控股股东在控制权优势越高时更可能推动公司进行定向增发。