现金流量权（共5篇）
现金流量权 篇1
一、引言
股权结构对企业的影响一直是公司治理研究的课题。Berle和Means在1932年提出了所有权分散的概念, 指出了美国公司的所有权和控制权相分离, 股东和管理层的矛盾是公司治理的根本问题。是由于管理层掌握了公司的控制权, 在信息不对称的影响下, 股东处于相对弱势地位, 管理层为追求自身利益最大化, 可能会利用其所拥有的控制权做出损害公司和股东利益的行为, 于是管理层和股东之间便产生了代理成本。之后的半个多世纪中, 西方经济学家们又进行了大量研究, 几乎都是围绕着这种“强管理者、弱股东”的分散所有权的研究模式。在这一前提下, 相关的理论模型主要包括:委托代理模型、信息不对称模型, 以及外部大股东监督模型等。20世纪80年代以后, 随着研究的深入, 人们发现在大多数国家的公司中股权集中是一个普遍现象 (Laporta, 1999, Clasessens, 2000) , 而且股权集中是解决股东和管理层之间代理成本问题的最有效方法, 因为股权集中使得大股东更关注企业的利润最大化, 从而加强对公司的监督和管理, 抑制管理层的自利行为, 维护公司的价值。然而, 股权集中也会带来不利影响, 即控股股东可能为了牟取个人利益而肆意操纵其所掌握的控制权, 从而损害其他中小股东的利益, 最终导致公司绩效下降。因此, 公司治理的主要问题不再是管理层与股东之间的代理问题, 而是终极控股股东与其他中小股东之间的代理问题 (Laporta, 1999) 。此后, 学者们开始从终极所有权的视角对股权结构问题进行更广泛的研究。公司的终极控制人通过金字塔结构、交叉持股和多重投票权股票等方式取得终极控制权, 实现终极控制权与现金流量权的分离 (Claessens, Djankow, Lang, 2000) 。在这种情况下, 由于终极控制人以较少的现金流量取得了较多的控制权, 所以将会导致上市公司的代理成本急剧上升, 公司价值下降。2002年, Claessens等进行的相关研究表明, 现金流量权与公司绩效存在正向关系, 终极控制权与公司绩效存在负向关系, 而且两权的偏离程度越大, 公司绩效越低。由于我国股权集中的现象普遍存在, 因此终极控制人与其他中小股东之间的利益冲突也成为我国公司治理的主要矛盾, 而且在民营或家族上市公司中这一冲突更为严重 (韩亮亮、李凯, 2008) 。所以我国民营上市公司的股权市场还存在很多值得人们进一步关注的问题。然而目前国内部分学者虽然已经开始尝试采用终极所有权的方法进行研究, 但大多仍是从直接控股股东即第一大股东的角度来进行的, 并没有真正追溯到上市公司的终极控制人, 而终极控制人才是真正掌握上市公司财务政策的主体, 所以从终极控制人的角度出发来检验其对公司绩效的影响是非常必要的。另外, 在我国证券市场上, 由于法制建设滞后, 导致对处于信息劣势的中小投资者的利益缺乏有效的保护, 从而造成终极控制人侵占其他中小股东利益、“掏空”上市公司的现象屡见不鲜, 因此, 如何有效抑制终极控制人对其他中小股东的掠夺也成为当前国内讨论的热点。
纵观目前国内学者对于控股股东攫取行为约束机制的研究, 大都是从公司治理机制的角度进行, 从其他方面进行的研究成果少见, 本文尝试从自由现金流量约束机制这一新的视角来进行研究, 将在一定程度上深化对终极控制人掠夺的约束机制的探索。从实践角度, 以终极控制人与其他中小股东的利益冲突为基础来研究终极控制人对公司绩效的影响, 也具有重要的现实意义。我国的证券市场虽然正逐渐走向成熟, 但是终极控制人“掏空”上市公司的案例却层出不穷, 从较早的ST猴王、ST托普、ST科健, 到近两年发生的南京新百、创兴科技以及国美电器的控制权之争等事件, 都说明了我国上市公司的控制人侵占中小股东利益的情况非常严重。此外, 上市公司的终极控制人及其控制权和所有权的问题很早也受到了我国证券监管部门的关注, 2004年底, 中国证监会发布的公告中要求上市公司在年度报告中按照控股股东的披露内容披露实际控制人的情况, 此外, 上市公司还应当以方框图的形式披露公司与实际控制人之间的产权和控制关系。因此, 从公司治理角度以及政策监管角度来看, 终极控制人及其终极控制权、现金流量权等都是一个值得深入探讨的问题。现阶段, 我国民营上市公司的发展非常迅速, 许多民营上市公司具有家族企业的特征, 而且与国有控股企业相比, 民营上市公司中终极控制人与其他中小股东的利益冲突更为严重, 终极控制权与现金流量权的偏离程度也更高。所以, 揭示民营上市公司终极控制人股权结构的内在机理, 对于理解民营上市公司的公司治理的模式、防止终极控制人的掠夺、加强对广泛中小投资者的保护以及维护我国证券市场的健康和稳定发展等都具有重要的现实意义。
二、西方国家相关研究综述
(一) 终极所有权概念的提出
自1932年Berle和Means提出了所有权分散的观点以来, 国外学者的研究都是围绕着股东和管理层之间的代理问题而进行的 (Jensen和Meckling, 1976) , 然而随着研究的深入, 人们发现股权集中和家族控制才是全球企业的所有权结构的主导形态 (Shleifer和Vishny, 1988) 。直到1999年La Porta等人提出了终极所有权的概念, La Porta等 (1999) 沿着上市公司的控制链向上层层追溯至上市公司的终极控制人, 他们通过对27个东亚发达国家进行研究后发现, 大部分公司都存着在终极控制人, 而且终极控制权和现金流权的偏离现象较为普遍, 终极控制人更多地采用金字塔持股结构。这种研究方法克服了以前仅基于直接控制权进行研究的局限, La Porta等开创了一个新的研究视角和领域。此后, 各国学者开始从终极所有权的角度进行更为广泛的研究, 研究内容包括金字塔持股结构的特征、影响因素和经济后果等。Friedman, Johnson和Mitton (2003) 和Almeida, Wblfenzon (2004) 分别对La Porta等 (1999) 提出的控制权和现金流权偏离的理论提出了质疑, 也有学者从其他角度对金字塔持股结构进行了有意义的理论研究, 然而均未形成一个完整的理论体系, 控制权和现金流权偏离的理论依旧处于主流地位。
(二) 金字塔持股结构的普遍性
自La Porta等 (1999) 提出终极所有权的概念以后, 相关研究结论通过实证研究所证实。Claessens, Djankow和Lang (2000) 对东亚国家的经济实体进行研究后表明, 终极控制人主要采用金字塔持股结构以及交叉持股方式实现了以较少现金流权掌握终极控制权的目标, 这种控制权和现金流权偏离的现象在家族控制的公司中更为常见。Faecio等 (2002) 针对西欧13个国家的上市公司进行研究后发现, 上市公司大多采用金字塔持股结构、双重投票的方式实现终极控制权与现金流权的偏离。这些研究都进一步说明, 终极控制人普遍存在, 并主要采用金字塔持股结构的方式实现终极控制权与现金流权的偏离。
(三) 终极控制人控制对公司绩效影响
Claessens等 (2002) 对金字塔持股结构中的终极控制人对公司绩效的影响进行了分析, 指出由于终极控制人采用了金字塔持股结构, 从而实现了控制权与现金流权的分离, 使得终极控制人不仅拥有足够的能力为自己牟取个人利益, 也有动机去攫取其他中小股东的利益, 并且终极控制权与现金流权的偏离程度越大, 终极控制人的掠夺动机也就越强, 对公司绩效的损害也越大, 这种现象被称为终极控制人的“堑壕防御效应”。同时他们还指出, 如果终极控制人所拥有的现金流权越高, 就意味着终极控制人在牟取个人私益时所承担的成本将会更大, 即现金流权存在着“利益趋同效应”。Yeh (2005) 研究指出, 由于终极控制人拥有较多的控制权, 从而使他们有足够的能力去侵占其他中小股东的利益, 从而降低公司绩效。而较少的现金流权则会增加控制人采取攫取行为的成本, 从而减少其对其他中小股东进行掠夺的动机。Bozec and Laurin (2008) 研究表明, 股权的集中是终极控制人掠夺行为的必要条件, 而非充分条件。如果终极控制权与现金流量权是等价的, 那么终极控制人就不会有明显的动机去侵占其他中小股东的利益, 进而损害公司的价值。上述理论分析的结果也得到了很多实证研究的支持, La Porta等 (2002) 以27个国家的539家公司为样本进行研究后发现, 终极控制权与现金流权的分离程度与公司绩效呈负相关关系, 而现金流权与公司绩效则呈正相关关系。Lins (2003) 对18个国家的1433家上市公司进行研究后发现, 66%的上市公司的终极控制人采用了金字塔持股结构, 终极控制权与现金流权的偏离程度与公司绩效呈负相关关系。Jon (2003) 以韩国5829个所有权集中的上市公司为样本进行研究后也发现, 控制权与现金流权的偏离程度与公司绩效之间呈负相关关系。Vo Plin (2002) 对意大利的上市公司进行研究后也得出了类似的结论。
三、我国相关研究综述
(一) 终极控制权与现金流量权偏离情况
在我国, 关于控制权和所有权问题的研究起步较晚, 大多数对于股权结构的研究都只停留在大股东层面, 并没有真正追溯到终极控制人。刘芍佳、孙需和刘乃全 (2003) 应用终极产权论重新划分了我国上市公司的控股主体, 他们对2001年1160家上市公司的股权结构进行调查研究后发现, 我国有16%的上市公司是由非政府控制, 84%的上市公司最终仍由政府控制, 其中由政府直接控制的上市公司仅占8.5%, 而75.6%的上市公司则是由国家采用金字塔型控股的方式间接控制。在我国, 终极控制人主要通过金字塔持股的方式实现对公司的控制, 在这样的方式下, 终极控制人的控制权和所有权可能会出现偏离, 许多学者对这种偏离程度也进行了相关研究。宋春霞 (2007) 详细解读了“两权偏离度”的概念及其核算方法, 并针对我国上市公司终极控制人的两权偏离状况进行了描述性统计分析。谷祺、邓德强等 (2006) 选取了121家家族上市公司, 对终极控制权、终极所有权和两权分离率进行了描述性统计分析, 得出两权偏离率平均为62.11%, 进行了国际比较后得出了我国家族上市公司的两权分离程度较高的结论。由于我国上市公司的终极控制人可以区别为国有控股和民营控股等不同类型, 因此有些学者也按控制人的不同类型对两权偏离程度进行了比较。赖建清和吴世农 (2004) 以1182家上市公司进行分析后指出, 不同类型的终极控制人所采用金字塔持股结构的比例也不尽相同, 自然人的采用比例最高, 达到了95.7%, 终极控制权与现金流量权的偏离程度为2.35, 国有资产管理公司的采用比例最低, 仅为15.7%, 两权偏离度为1.072, 几乎没有偏离。叶勇、胡培等 (2005) 以2003年1260家上市公司为样本进行了研究, 发现终极控制人的控制权平均值为43.67%, 而其现金流权的平均值仅有39.33%, 即控制人所投入的现金流要小于其所拥有的控制权。研究还指出, 由国家控股的上市公司, 其终极控制权与现金流权的偏离程度要远小于家族型企业。大部分终极控制人为国家的上市公司, 其控制权与现金流权并未发生偏离。宋献中和李源 (2006) 对335家民营上市公司进行研究后也得出了类似的结论, 他们发现终极控制人主要采用金字塔持股结构实现控制权与现金流权的偏离, 两权偏离度的平均值为2.59, 然而, 国有控股的上市公司的两权偏离度很低, 仅为1.29, 几乎没有发生偏离。毛世平、吴敬学 (2008) 以2004-2005年涉农上市公司为样本进行了研究, 结果表明相对于其他类型的金字塔结构, 涉农上市公司的终极控制人由于采用多链条金字塔结构来达到对上市公司的控制, 因此拥有较低的所有权与较高的控制权, 而且两权偏离程度较高。冯旭南、李心愉 (2009) 对我国上市公司的终极控制权和现金流量权进行研究后发现, 家族作为终极控制人在我国上市公司中所占比例较大, 而且终极控制人的性质会显著影响控制权和所有权结构的分布, 与政府作为终极控制人的上市公司相比, 家族上市公司中的现金流量权与终极控制权偏离的程度更高。
(二) 终极控制人控制对公司绩效影响实证检验两权偏离的现象出现以后, 由于契约的不完全性, 拥有较少现金流权的终极
控制人就会做出有损其他中小股东利益的私利行为, 从而影响公司价值的实现。苏启林和朱文 (2003) 对2002年的128家家族控制的上市公司进行了研究, 发现控制权与现金流权偏离程度越大, 家族控制的公司的价值反而越低, 即控制人对其他中小股东利益的侵害程度越高。张华, 张俊喜和宋敏 (2004) 以民营上市公司为样本进行了研究, 发现与东亚其他国家和地区的公司相比, 我国民营上市中终极控制权与现金流权的偏离程度更高, 此外, 我国民营上市公司的两权的偏离程度与公司绩效是呈反向变动关系。王鹏、周黎安 (2006) 对2001年至2004年中国A股市场的数据进行研究后发现, 终极控制人的控制权具有“侵占效应”, 而现金流权则具有“激励效应”, 而且控制权的“侵占效应”比现金流权的“激励效应”更强, 两权偏离程度与公司绩效呈负相关关系, 同时他们还从资金占用的角度证实了上述结论。武立东、张云和何力武 (2007) 以民营上市公司进行了实证研究, 他们发现在集团治理条件下, 随着终极控制权与现金流权的偏离程度的增加, 终极控制人采取侵占中小股东利益行为的动机会越强, 然而合理的公司治理结构则能够对这种情况起到抑制作用。王力军 (2008) 以2002年至2004年上市公司为样本, 研究后发现, 国有和民营上市公司的绩效水平并没有显著的差异, 国有上市公司的绩效随着政府层级的上升而提高, 民营上市公司的金字塔结构会损害公司的绩效水平。杨淑娥和苏坤 (2009) 选择了2002年至2006年共1214家民营上市公司为研究对象, 结果表明:现金流权与公司绩效呈显著正相关关系, 即现金流权对终极控制人具有“激励效应”;控制权与现金流权的偏离则与公司绩效呈显著负相关关系, 即终极控制人对公司有“堑壕效应”, 而且当现金流权越高时, 越能抑制终极控制人的掠夺行为。研究还发现较少的自由现金流量也能够对控制人的侵占行为起到约束作用。
(三) 其他观点
除上述观点外, 也存在着一些不同观点, 杨忠诚、王宗军 (2007) 以2003年至2006年制造业上市公司为样本进行了实证研究, 结果表明终极控制权与净资产收益率、资产收益率无显著关系, 而与经营现金流量比率和市值账面价值比呈显著的倒U型关系。刘绵红 (2009) 以2004年至2007年的147家民营上市公司为样本进行了研究, 结果发现, 终极控制人的控制权与公司绩效呈负相关相关, 终极控制人的现金流权比例与公司绩效呈负相关关系, 终极控制人的两权偏离程度与公司绩效也呈负相关相关。
四、结语
综上所述, 国外关于股权结构问题的研究, 经历了从Berle和Means提出的以所有权分散为基础的研究范式到La Porta提出的终极所有权为视角的研究范式的演变, 前者的研究重点是股东和管理层之间的矛盾、管理者持股的激励以及外部大股东的监督等问题, 而后者的研究重点则是公司终极控制人的激励、控制人掠夺行为的约束以及对其他中小股东的保护等。关于终极控制人对公司绩效的影响, 国外学者的主流观点是现金流权能抑制控制人的掠夺行为, 从而提升公司绩效, 而控制权与现金流权偏离程度则与会对公司绩效产生负面影响。国内学者对于控制权和所有权问题的研究起步较晚, 而且大多数研究者都以第一大股东的持股比例作为控制权来进行研究, 而追溯至终极控制人的研究则为数不多, 而且得出的研究结论也不一致, 而终极控制人才是上市公司的最终决策人, 因此追溯上市公司的最控制人, 检验其相关特征对公司绩效的影响是非常有意义的。
现金流量权 篇2
关键词：物流量预测,灰色GM(1,1)模型,最优定权
1 物流量预测的特点
物流量预测是指根据过去和现在的市场信息,对未来的物流量,采用科学的、定性或者定量的预测方法,进行分析、评估和进一步的推断,以达到指导和调节物流活动的目的,有利于制定出科学有效的物流策略,从而实现利润最大化。
物流量的预测表现出以下特点:
1.1 预测方法的适用性
物流量预测是一个复杂的过程,仅仅通过单纯的定性或者定量分析不足以达到准确的预测,人们往往更多的只注重了定量预测,片面追求定量预测使得误差最小化,而忽视定性预测的全面性和实际性。因此,对于物流量的预测,有必要采取多种预测方法相结合的方式,只有结合使用,才能取得良好的预测效果。
1.2 数据的真实性
对于一项预测过程,关键的基础依据就是准确的数据来源,但很多预测进行过程中,往往因为数据不好收集,或者因为某一年的数据缺失,导致预测不能正常进行,在这种情况下,很多人都会采取主观臆测的方式,填补空缺,这样就失去了做预测的意义。因此,要始终保持数据来源的准确性和真实性,严格把关,不能松懈。
1.3 学会类推和概率推测
根据各种历史数据表现出来的特点,我们可以发现并归纳这些数据的变化规律,使用这一类推原则可以使预测过程大大简化,比如趋势外推法就是以这种类推方法为理论依据;在预测过程中经常会出现随机变化的不确定性因素,这时候就需要使用概率推测方法,将这种随机因素简化到最小。
2 物流量预测方法
区域物流量的预测方法有很多,其中定性预测方法在社会中应用最广泛,常见的几种定性预测方法有:德尔菲预测法,主观概率法,头脑风暴法,专家评估法,市场调查法等;定量预测方法相对于数据的分析有更直观更准确的优势,主要包括线性回归预测模型、灰色预测模型、指数平滑预测模型、趋势外推法、神经网络模型等。
2.1 定性预测方法
定性预测方法是人们最常用的预测方法之一,主要依据预测者的经验、知识及综合分析能力,对预测对象的未来发展变化趋势做出定性的判断和分析,定性预测方法常被用来分析缺乏历史资料且不需要进行大量计算的数据。目前常用的定性预测方法主要有:
2.1.1 德尔菲预测法
德尔菲法是20世纪40年代首先被用于技术预测的,后来随着发展,主要是为了克服专家会议法的缺点而产生的一种专家预测方法。在预测过程中,专家彼此互不认识,可以独立地发表意见,避免了受权威或者熟知人员的意见影响。
2.1.2 主观概率法
主观概率法是适用性很强的统计预测方法,适用于众多领域,其优点是预测简单、快捷、经济,相对来说,其预测结果更加准确可靠。实施步骤主要分为:准备相关资料、编制主观概率调查表、汇总并整理预测结果、经分析给出最终数据。
2.1.3 情景分析预测法
情景分析预测法又称为前景描述法或脚本法,指通过对外部环境进行分析、推测,并分析模拟可能发生的多种情景。其预测范围广,结果相对客观、全面,直观,有利于研究者及时发现未来可能出现的困难,并能快速做出反应。
2.2 定量预测方法
2.2.1 趋势外推法
趋势外推预测法是指通过对所研究对象的过去和现在进行全面分析,根据模型研究数据的变化规律和特征,再依此规律进行外推,主要应用在经济、社会预测等领域。如果所研究的对象对季节或其他因素没有特别明显的波动和反应,而且可以找到合适的函数去描述和反映其变化趋势,即Y=f(X),对未来的某个X值,根据此函数,便可以预测出其相应时序的未来值。在实际中最常用的函数模型包括线性模型、指数曲线、生长曲线、包络曲线等。
①线性模型
线性模型是最简单的外推模型,可以用来研究随时间稳定变化的事物。应用线性外推法,首先要收集所研究对象的动态数列,然后勾画数据分布图,如果散点所构成的形状非常接近直线,就可以按直线规律外推。把时间数列中的时间顺序作为自变量,把数列中的每项数值作为因变量,按照某种函数关系,求出线性方程,并根据此方程进行未来预测,函数通式可以表示为:Y=A+B(t),其中:Y代表趋势值,t代表时间,A、B是待定的参数。常用的方法有分段平均数法和最小平方法。在使用直线外推预测时,应先根据时间数列计算逐年的增长量,并绘出大致曲线图,以方便随时观察期变动情形,以确定适不适合这种方法进行预测。
②指数曲线
当某一客观事物的指标或参数随着时间的推移近似地按等比数列增长,即经济序列的环比近似于一个常数,该经济变量yt与时间参数t的函数关系可以表示为yt=a+bt。其中t表示时间序列中的时期数,即自变量;yt是t时刻的预测值,即因变量;a、b是两个待定的参数。通常使用最小二乘法来确定a和b的值。
研究结果表明,社会发展的许多变量的经济特性往往表现为按指数规律或近似指数规律增长,任何经济现象都不可能长期稳定地按既定量的变化增长,或者一直保持稳定的增长速度,所以指数曲线预测法和直线预测一样,只适用于中短期预测。
2.2.2 灰色GM(1,1)模型
灰色系统是1982年由中国学者邓聚龙教授提出的,是研究缺少数据、信息贫乏等不确定性问题的新方法。所谓灰色系统,指的是信息不完全的系统,信息不完全通常指系统因素不完全明确、因素关系不完全清楚、系统结构不完全清楚。一般情况下,社会系统、生态系统、经济系统都是灰色系统。
灰色预测是基于GM模型作出的定量预测,是灰色理论的主要应用之一,在灰色理论中应用最广泛的是灰色GM(1,1)模型,其采用的是五步建模的思想,包括语言模型、网络模型、量化模型、动态模型、优化模型,它是只含有一个变量的一阶微分方程预测模型,适用于时间序列的预测,其建模步骤如下:
设原始数列为X(0)=(x(0)(1),x(0)(2),……,x(0)(n)),对原始数列做一次累加生成,得到累加数列为X(1)=(x(1)(1),x(1)(2),……,x(1)(n)),其中undefined
此累加数列是一条单调增加的曲线,增加了原数据列的规律性,弱化了数据的波动性。
对累加数列建立一阶微分方程undefined,其中a,b为待定系数 (2)
使用最小二乘法求出参数a,b的值undefined
其中,B是由累加数列构成的累加矩阵,Yn是原始数据列构成的矩阵:
,其中;
将求出的a,b的值代入公式(2)得到一阶微分方程,并求解得出GM(1,1)模型为:
undefined
因为x(1)(1)=x(0)(1),将undefined的计算值做累减还原,便可得到原始数据的预测值为:
undefined
2.3 本文使用的区域物流量预测模型
本文通过趋势外推法、灰色GM(1,1)模型预测之后,综合利用其各单项预测方法提供的信息,以其预测结果的组合误差平方和最小为原则,求得各单项预测方法的最优加权系数,提出最优定权组合预测模型,通过此模型能进一步地提高预测精度。
加权系数的求解可以通过以下步骤:
步骤1 建立非线性规划模型
目标函数为 Min J=KTEK
约束条件为 s.t. RTK=1
K≥0
其中,K=(K1,K2,...Kn)T,Rm=(1,1,...1)T, (1)
undefined
其中undefined为第m种预测方法
t=1,2......n, n为第n期
步骤2对K进行求解
满足目标函数的最优加权系数向量为undefined,其中E-1为E的逆矩阵 (3)
步骤3 根据公式进行预测
undefined
其中undefined是t时刻各单项预测方法的预测值,Xt是t时刻的实际观测值,undefined表示最优定权组合预测值。
3 案例分析——土默特右旗物流园区物流量预测
3.1 土默特右旗市场环境分析
土默特右旗位于内蒙古自治区包头市的东南部,南临黄河,北靠阴山,地处呼和浩特、包头和鄂尔多斯的“金三角”腹地,是包头市最大的农业旗县,也是内蒙古自治区 50 个重点工业发展区旗县之一。优越的地理环境,便利的交通成为促进土默特右旗经济发展的有利自然因素。该地区土地资源丰富、用地成本低廉,除现有的 130 万亩耕地和部分林地外,还有大量的闲置土地可供开发利用,现已沿交通干线规划建设用地 50 平方公里,特别是总占地 30 平方公里的支柱产业区已实现“四通一平”;水资源充沛、利用方便,为农林牧副渔和经济发展提供了有利的条件;该旗境内北部大青山矿产资源丰富,且具有种类多、储量大、口位高、易开采等特点,其中以煤炭最多,已探明的煤炭储量9.6亿吨,可开采量5.3亿吨,现年生产能力525万吨。
综上,土默特右旗优越的地理环境、交通设施建设、适宜的气候、再加上得天独厚的自然资源为土右旗经济的快速发展奠定了坚实的基础。
3.2 土默特右旗物流量预测
根据2001年到2010年土默特右旗货运量实际完成情况,采用指数曲线趋势预测法、灰色GM(1,1)模型预测法,并进行最优定权组合预测,预测出未来几年的物流量并进行分析,为后期的用地规模设计做准备。
土默特右旗2001年到2010年统计年鉴及国民经济和发展统计公报中得到有关数据下:
3.2.1 指数曲线趋势外推预测模型
首先,根据这十年来的货运量数据,使用SPSS软件中的曲线拟合分析方法,结果如下图:可以看出该组数据和指数曲线的拟合程度相当高,R平方值为0.996,因此可以说明指数曲线趋势外推预测模型的数据是接近于真实值的。
其次,使用指数曲线趋势外推预测法,见下图,可以得出其预测拟合公式为:
yt=148.17e0.3492t,其中t为年份所表示的期数,yt为当期的预测值;由此便可得出未来8年的货运量预测值,见表3。
由表4可以看出,使用指数曲线趋势外推预测法得出的货运量相对误差绝对值的平均值为4.3%,但从逐年的预测相对误差可以看出此预测模型进行预测的相对误差不稳定,尤其是到了后几年数据偏差较大,因此此预测模型需要进一步改进。
3.2.2 灰色GM(1,1)预测模型
原始数列为X(0)(203.76,291.97,418.36,599.47,858.98,1230.9,1763.8,2816.2, 3267.9,4363.9),累加之后的数列为X(1)=(203.76,495.73,914.09,1513.56,2372.54,3603.44,5367.24,8183.44,11451.34,15815.24)。
其中,;;
因此,将a,b的值代入公式(2)得到一阶微分方程,并求解GM(1,1)模型为:
undefined
因为x(1)=x(0)(1),将undefined的计算值做累减还原,便可得到原始数据的预测值为:
对GM(1,1)模型进行残差检验,一般要求相对误差绝对值不大于20%,最好不大于10%。由表6可以看出,使用灰色GM(1,1)预测模型得出的相对误差绝对值的平均值为17.28%,虽然在可接受范围之内,但仍旧不是最理想的预测方法。
3.2.3 最优定权组合预测模型
在使用指数外推趋势预测法、灰色GM(1,1)模型预测之后,求得这两种方法的最优加权系数,进一步通过最优定权组合预测模型来提高预测精度,经计算得出,
undefined
所以
undefined
根据公式进行预测:undefined由此,使用最优定权组合预测模型计算出的预测值表7所示:
对最优定权组合预测模型得出的预测值进行残差分析,由表8可以分析得出,各年的相对误差绝对值平均值为5.83%,此误差率已在最优范围之内,由此可以看出,最优定权组合预测模型是一种相对最优的预测方法,其得出的预测值也可以作为参考。
4 结论
使用最优定权组合预测模型,充分利用了各种预测方法的优势,弥补了不足,可以得出相对准确的物流量,为用地规模的确定提供了依据,为物流园区的规划和建设做出了贡献。
参考文献
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现金流量权 篇3
怎样对公司进行治理以克服其内在的不足?围绕这一问题,历史上众多学者进行了深入的探讨。Berle和Means(1932)认为,现代公司的本质是所有权与控制权的分离,公司的股权被大量股东分散持有,任何一个股东都不能单独对公司施加影响,公司的控制权实际上掌握在管理层的手中。然而,越来越多研究表明Berle and Means(1932)所描述的股权高度分散的现象在全世界并不广泛存在。即使在英美这样高度发达的国家也存在一定程度上的股权集中情况,而在发展中国家和某些发达国家股权分布则高度集中。在股权分布集中的情况下,股东与管理者之间的代理问题变得不再重要,因为控制性股东往往参与公司的经营管理。但是,控制性股东会利用控制权获取控制权私利,从而损害公司和外部中小股东的利益,控制性股东与外部中小股东之间的代理问题才是股权集中公司中最需要解决的难题。大量研究认为控股股东侵占中小股东利益会降低公司价值,控股股东自身也受到损失,随着控股股东自身现金流权的增加这一损失越大,此时控股股东会减少侵害行为,现金流权具有正的“激励效应”;当通过金字塔结构或交叉持股方式使控制权偏离现金流权时,较大的控制权将使得控股股东有更大能力去侵占其他股东的利益,而较小的现金流权降低了侵占带来的损失,控股股东侵占行为将更严重,即负的“侵占效应”(La Porta et al.,1999;Claessens et al.,2002)。准确地说,具有侵占效应的是终极股东的控制权,控制权与现金流权的偏离只是加大了侵占效应与激励效应的差距,从而加剧了终极股东的侵占行为。从以往研究的实证结果来看,学者们大都支持现金流权的激励效应,认为企业价值、绩效与现金流权呈负相关关系(Claessens et al.,2002;王鹏和周黎安,2006;邹平和付莹,2007;俞红海等,2010)。然而,他们的研究具有一个共同的不足,那就是单一地考虑现金流权的激励效应,没有同时考虑到控制权的侵占效应。马忠和陈彦(2008)表明,现金流权“激励效应”的体现是需要一定条件的,终极股东对上市公司的控制能力会影响到其与中小股东的代理关系。这进一步证明终极股东最终的侵占程度、企业的价值和绩效等外部表现是现金流权的激励效应和控制权的侵占效应共同作用的结果。若同时考虑现金流权的激励效应和控制权的侵占效应,企业的价值与绩效与终极股东的现金流权、控制权也许不是单一的线性关系,本文将对这一问题进行研究,以期对终极股东的治理动机和影响有更为准确地理解。从目前的研究情况来看,国内对上市公司过度投资的研究主要在于是否存在过度投资(张功富和宋献中,2009;周伟贤,2010),以及过度投资的影响因素(徐晓东和张天西,2009;杨兴全等,2010;钟海燕等,2010),其中有部分文章考虑到了终极控制人的性质,但并没有涉及到终极股东现金流权、控制权和两权分离。公司的投资决策权归根结底掌握在终极控制人的手中,对终极控制人的探讨将更有利于理解公司的投资行为。因此,该研究无论对控股股东侵占问题还是过度投资问题都提供了一个新的视角,起到了补充和丰富的作用。
本文以下部分的结构安排如下:第二部分为理论分析与研究假设,第三部分为研究设计,第四部分给出了实证结果并进行了分析,最后为本文的结论及相关的建议。
二、理论分析与研究假设
(一)终极股东与公司治理
La Porta et al.(1999)发现,终极股东通过金字塔结构和参与发行双重股票等方式使其拥有的控制权和现金流权出现分离,较低的现金流权使得控股股东更有动机实施侵占行为。Claessens et al.(2002)表明,公司的绩效与控股股东的现金流权正相关,与控制权和现金流权的分离度呈负相关,从而证明了现金流权正的“激励效应”和两权分离度负的“侵占效应”。
王鹏和周黎安(2006)研究表明,控股股东控制权有负的“侵占效应”,现金流权则有正的“激励效应”,控制权的“侵占效应”强于现金流权的“激励效应”;随着两者分离程度的增加,公司绩效将下降,并体现出递增的边际效应。马忠和陈彦(2008)研究发现,当终极股东处于相对控股水平(控制权为30%-50%)时,终极股东尽管存在所有权的正向激励作用,但最终控制权与所有权的分离度及出任公司高管强化了最终控制性股东谋求控制权私利的动机,形成与小股东之间代理冲突,并使最终控制性股东显现盘踞效应;当终极股东处于绝对控股(控制权大于50%)时,有能力谋求控制权私利,但作为最大的利益相关者,企业价值受损,最终控制性股东自身利益的受损程度也很大,因此终极控制人与小股东之间表现出利益趋同的联盟效应。由此可见,终极股东所体现出来的侵占行为是两种效应综合作用的结果。当终极控制人的现金流权较小时,现金流权的激励效应较弱;而较小的现金流权也意味着侵占的成本较小,终极股东进行侵占的动力较大,导致控制权的侵占效应较强,终极股东主要表现出控制权的侵占效应。随着现金流权和控制权的提高,终极股东对公司的控制也进一步加强,因此对中小股东的利益侵占行为越严重。相反,当终极控制人现金流权较高时,他们的利益与上市公司更趋于一致,现金流权的激励效应较强而控制权的激励效应较弱,因此此时主要表现出现金流权的激励效应。基于以上分析,若综合考虑现金流权的激励效应和控制权的侵占效应,终极股东侵占程度与现金流权和控制权应该呈现出一种先上升后下降的倒U型关系,而不是单一的线性关系。
(二)过度投资与终极股东侵占
Jensen(1986,1993)认为,管理者倾向于通过过度投资来构建“资产帝国”,非效率投资归因于管理者没有拥有公司的全部股权。控股股东除了采用非公允关联交易、资金占用和贷款担保等“隧道挖掘”(Tunneling)方式外,还可能通过过度投资来侵占中小股东利益。刘星和窦炜(2009)从大股东获取控制权私利的角度来解释了非效率投资问题,不过他们的研究仍然停留在直接控股股东的层面。终极股东往往从自身价值最大化出发,投资于对自身来说NPV为正而对上市公司来说为负的项目,这样做有利于其以后通过资产转移的方式将该资产转移到自己名下,也有利于扩大关联交易的规模以便实施更多侵占行为。据此,本文提出以下假设:
假设1:过度投资水平随终极控股股东现金流权增加而增加,当现金流权增加到一定程度时,过度投资水平开始下降,过度投资与现金流权呈倒U型关系
假设2:当终极控股股东控制权低于一定程度时,过度投资水平随控制权增加而增加,当控制权增加到一定程度时,过度投资随控制权增加而下降,过度投资与控制权呈倒U型关系
假设3:控制权偏离现金流权越大,过度投资越严重,过度投资与两权分离度呈负相关
三、研究设计
(一)样本选择与数据来源
本文所研究的时间跨度为2007-2013年,为了滞后变量的需要选择2006-2013年的数据。样本公司包括2006-2013年我国制造业A股上市公司,并按照如下标准进行筛选:(1)剔除在此期间被ST和PT的公司,因为这些公司经营状况出现异常,不具有代表性;(2)剔除同时发行B股或H股的公司,以避免同时发行多种股票影响到公司的投资决策;(3)考虑到投资的连续性,剔除终极控制人发生变化的公司;(4)剔除数据缺失的公司。经过筛选后,最终得到352家制造业上市公司共2464个公司-年度数据。终极控制权数据来自CSMAR数据库,相关财务数据来自聚源数据库。
(二)变量定义与模型构建
本文采用Richardson(2006)和辛清泉、林斌和王彦超(2007)的模型对上市公司预期投资进行估计。Richardson(2006)将公司的投资分为维持性投资和新投资,而新投资包括预期投资部分和过度投资部分。预期投资为投资机会和融资约束的函数,新投资与预期投资的差值即为方程的残差,若残差为正则说明过度投资,若残差为负则表示投资不足。本文仅考虑残差为正的情况,即过度投资问题。预期投资模型如下:
模型(1)各变量含义如下:Inew表示新增投资支出,等于总投资减去维持性投资;Lev为资产负债率;Size代表公司规模,采用总资产的自然对数表示;Cash为年末现金与短期投资之和同总资产的比值;Growth表示公司的投资机会,采用营业收入增长率代替,并Tobin-Q值进行稳健性检验;Return为股票年度回报率;Age为公司上市的年数;Industry和Year分表代表行业虚拟变量和年度虚拟变量,以控制行业不同和年份不同所带来的影响。本文利用模型(2)估计过度投资与终极控制变量之间的关系,以检验假设1:
其中Iover代表过度投资,Cashflow代表现金流权,Control代表控制权,Level代表两权分离度。参考之前的研究(Richardson,2006;辛清泉等,2007;杨兴全等,2010;俞红海等,2010),我们加入了自由现金流、管理费用率和大股东占款率作为控制变量,分别用FCF、Mfee和Occupy表示。同样,我们控制了行业和年份的影响。随后,本文将全体样本分成分离型和非分离型两个子样本,利用模型(2)-(4)检验假设2和假设3。各变量的具体说明见表1。
四、实证分析
(一)描述性统计
相关研究变量的描述性统计分析结果如表2、表3所示(Cashflow、Control和level为原始值)。从表2可以看出,终极控制人所持有的现金流权平均为33.17%,控制权平均为39.88%,可见我国上市公司股权分布较为集中,使得终极控制人有能力去侵占中小股东利益。其中宝钢股份的终极控制人现金流权和控制权最大,均达到了85%,而现金流权和控制权最小的上市公司为金路集团,该公司股权分布较为分散,终极股东只用4.55%的控制权便控制了公司,其现金流权只有0.53%。两权分离度平均为6.71%,最大达到了42.93%,可见控制权与现金流权发生了较为明显的偏离。
(二)预期投资模型的估计
表4报告了预期投资模型的估计结果。调整后的R2为0.3741,F值在1%的水平上显著,说明模型对数据进行了较好的拟合。用营业收入增长率代表的投资机会为正且在1%的水平上显著,说明投资水平受到投资机会的显著影响。所有变量的符号均与预期相同,除了公司上市年数之外,其它变量都在1%的水平上显著,意味着这些变量对新增投资水平具有较强的解释能力。预期投资模型所得到的正残差即为过度投资,接下来将其作为模型(2)-(4)的被解释变量,与终极控制变量进行回归以探索两者的关系。
(三)过度投资与终极控制变量的回归分析
表5列出了主要变量之间的相关系数。从表5可以看出,在经过中心化处理后,现金流权和控制权分别与其二次项的相关系数较小,各个控制变量与进入相应方程的解释变量的相关系数也不超过0.6,说明模型不存在共线性问题。
表6为过度投资与现金流权、控制权和两权分离度的回归结果。模型(2)中现金流权和现金流权的平方项系数均为负且在1%的水平上显著,说明上市公司过度投资水平与终极股东现金流权呈倒U型关系,验证了假设1。模型(3)中控制权的系数为负但是不显著,控制权的平方项在1%的水平上显著为负,意味着过度投资与控制权之间是倒U型关系,假设2得到了验证。模型(4)考察过度投资与两权分离的关系,两权分离度系数为正,在1%水平上显著,说明控制权与现金流权偏离越大,终极股东侵占效应越强,上市公司过度投资越严重。因此,证明了假设3。
从控制变量的回归结果来看,自由现金流与过度投资水平呈正相关,说明上市公司自由现金流越多,越容易出现过度投资行为,该结果与Jensen(1986,1993)、Richardson(2006)、辛清泉等(2007)和钟海燕等(2010)一致。模型(2)和(3)中管理费用率与过度投资负相关,但只在10%的水平上显著,在模型(3)中并不显著,说明管理费用率与过度投资负相关的关系并不强烈。大股东占款率与过度投资显著负相关,这可能是大股东占款导致上市公司资金紧张,从而削减了投资支出所致(辛清泉等,2007;钟海燕等,2010)。
五、结论与建议
在股权集中的上市公司中,控股股东与外部中小股东之间的代理问题成为最需要解决的难题。本文从过度投资的角度,利用2007-2013年制造业上市公司的数据对这一代理问题进行了研究。结果表明,终极控股股东现金流权、控制权和过度投资存在倒U型关系,控制权与现金流权的偏离与过度投资呈正相关。本文认为这是这是现金流权的激励效应和控制权的侵占效应共同作用的结果。控制权的侵占效应强于现金流权的激励效应,并且当现金流权低于一定程度时,现金流权增加所带来的边际激励效应小于控制权增加所带来的边际侵占效应,上市公司过度投资行为越严重;当现金流权达到一定水平时,边际激励效应大于边际控制效应,过度投资水平开始下降。控制权与现金流权的偏离度越大,激励效应与侵占效应差距越大,从而加剧了过度投资行为。
本文为解决控股股东的侵占问题提供了一定的思路。由于上市公司的重大决策是由终极控制人来决定的,因此在研究控股股东的侵占问题时应该追踪到终极控制人(La Porta et al.,1999),这样才能更好地理解侵占行为背后的深层次原因。由于终极控股股东与上市公司实现利益趋同是需要一定水平的现金流权和控制权为条件的,因此在金融市场不够发达、法律保护不够完善的情况下,股权适度集中和培养制衡性大股东不失为一种好的选择。同时,政府监管应该加强对两权分离程度严重公司的监管,加强对终极控制人和上市公司相关交易信息的披露,规范终极控股股东的行为。只有从政府和企业的角度出发,双管齐下,才能从根本上削弱控股股东对中小股东的利益侵占,保护中小股东的利益。
摘要：本文选用2007-2013年制造业上市公司的数据为样本,分析了终极股东现金流权、控制权与过度投资的相关性。研究表明:终极控股股东现金流权、控制权和过度投资存在倒U型关系,控制权与现金流权的偏离与过度投资呈正相关关系,这是现金流权的激励效应和控制权的侵占效应共同作用的结果。
现金流量权 篇4
对现代企业股权结构的研究可以追溯至Berle和Means (1932) , 他们明确指出高度分散的股权结构是现代企业的基本特征之一。在此后的几十年里, 两权分离下的所有者与管理者之间的委托代理关系一度成为公司治理领域的研究主流。然而近年来的研究表明, 股权分散并非现代企业的普遍特征。La Porta (1999) 等考察了世界上27个富裕国家的公司所有权结构, 发现企业的股权集中程度多数较高。所有权集中或相对集中是一个普遍现象, 且多数公司都存在一个最终控制人, 其控制权超过现金流权造成的超额控制现象广泛存在。由此也引发了学者们对企业核心代理问题即大股东控制与剥削问题的浓厚兴趣。
Lins (2002) 以18个国家的1 433家公司为样本研究发现, 当控制性股东控制权超过其现金流权时, 公司的市值下降。Cleassens S (2002) 等认为, 终极控制股东现金流权与控制权的偏离导致代理成本上升、公司绩效下降。Marchica (2005) 发现, 终极控制股东现金流权与控制权的偏离对公司绩效产生负面影响。Julan Du和Yi Dai (2005) 对公司财务杠杆和最终所有权结构的关系进行研究发现, 两权分离往往导致控股股东选择高风险的资本结构。以上研究表明, 控制性股东与中小股东间的矛盾是目前世界范围内公司治理的主要矛盾。国内非常重视控股股东对上市公司影响的研究, 但更多的将控股股东定义为第一股东, 并没有追溯到上市公司的最终控制人。自2001年资本市场公布上市公司终极控制股东资料以来, 从最终控制权角度进行的研究逐渐展开。刘芍佳等率先对我国上市公司控股股东的控制问题进行了研究, 苏启林和朱文、邓建平和曾勇、戴璐和孙茂竹、王鹏和周黎安、谷祺、李善民和王德友等围绕终极控制产生的两权分离对公司绩效、股利政策和公司价值等进行了广泛和深入的研究。研究表明, 我国控制性股东与中小股东间的利益分歧同样是公司治理的主要矛盾。
二、研究假设的提出
上市公司存在终极控制股东, 虽然能在一定程度上减少委托代理问题, 但控制性股东谋取控制权收益, 从而损害上市公司和其他中小股东利益的问题却增加了。他们一方面有动机监督经营者, 使其制定正确的经营策略, 提高公司绩效;另一方面也有动机侵占公司利益, 损害公司业绩。La Porta等指出, 控制性股东的激励效应源于其现金流权。终极控制股东在侵占中小股东的利益时亦在损害其自身财富, 进而产生侵占成本, 较大的现金流权将会导致较大的侵占成本、较少的侵占, 有利于提高公司绩效, 这种效应称为正的激励效应。Yeh (2005) 研究了台湾地区404家上市公司后发现:公司绩效与控制性股东的现金流权正相关, 从而支持了正的激励效应。因此, 我们提出如下假设:
假设1:终极控制股东拥有的现金流权越大, 公司的业绩越好。
另外, 终极控制股东通过金字塔结构、交叉持股以及发行双重股票等方式使其控制权和现金流权出现分离, 从而实现超额控制。高控制权与低现金流权的不匹配, 使得终极控制股东采取多种手段如占用上市公司资金、通过上市公司担保取得贷款或者迫使上市公司投资于不盈利但有利于自己的投资项目等侵占上市公司和其他股东利益, 实现超控制权收益 (刘少波, 2007) 。当控制权较大时, 控股股东将有较大的动力去侵占中小股东的利益, 而较小的现金流权则降低了该行为带来的损失。控制性股东超额控制现象的存在会对公司绩效产生负面影响, 超额控制程度增加时, 控制性股东获取企业控制权所需的现金流权比例随之降低, 控制权私有收益对控制权共享收益的抵消作用随之下降, 如此, 控股股东对其他股东实施利益侵占的动机增强, 出现侵占后果也就不可避免, 该效应被称为负的堑壕效应。
Claessens等 (2002) 从最终控制人的角度出发, 在分析了东亚8个经济体、1 301家上市公司的数据后指出:控制权、超额控制程度皆与公司绩效负相关, 从而支持了负的堑壕效应。因此, 我们提出如下假设:
假设2:终极控制股东拥有的控制权越高, 公司的业绩越差。
假设3:终极控制股东超额控制程度越高, 公司的业绩越差。
三、研究设计
1. 研究样本与数据来源。
公司现金流权与控制权数据根据上市公司年报资料计算得到, 上市公司年报来自上交所和金融界, 而上市公司财务数据、股票收益率数据等均由手工整理而成。本文以2004~2008年沪市所有民营上市公司平衡面板数据为原始样本, 并按照下列标准进行筛选:①剔除控制权比例低于10%的公司;②剔除被ST、PT的公司与金融保险类公司;③剔除存在异常值和资料不全的公司;④剔除无法确定终极控制股东的公司。最终得到865个观察值。
2. 模型和变量定义。
基于上述假设, 我们建立研究模型如下:
其中:X代表一组解释变量;con代表一组控制变量。国外学者在研究公司治理问题时, 多采用托宾Q来衡量公司绩效。近年来, 国内学者也开始将托宾Q作为衡量公司绩效的指标。但由于我国股票市场的特殊二元结构, 托宾Q很难真实反映公司的绩效。因此, 本文以总资产收益率和每股收益作为被解释变量, 解释变量包括终极控制股东的控制权、现金流权和超额控制程度, 同时引入公司规模、资产负债率、业务增长率和行业特征等控制变量。各变量界定如表1所示:
四、实证分析
1. 描述性统计分析。
表2描述了控制性股东拥有的现金流权和控制权的区间分布。从表中显示的数据来看, 控制权集中于20%~30%区间内, 现金流权较均匀地分布在30%以下的区域。另外, 控制权属于20%以上的各个区间的样本量均多于现金流权。从这些数据可以直观地看出我国民营上市公司存在超额控制股东的普遍性。
表3显示, SQ中有51%的样本量落于1~2之间, 即控制权大多在现金流权的2倍以内。总体而言, 控股股东的控制权多在现金流权的3倍之下 (78%的样本) 。
表4对主要研究变量进行一般描述性统计发现, 终极控制股东对上市公司平均控制权为0.367 6, 最高达1.000 0, 最低为0.103 2, 说明两极分化严重;现金流权平均值为0.232 1, 最高达0.876 6, 最低为0.012 5。样本公司之间的超额控制程度差异较大, 标准差达到1.560 5和0.876 6。最大值与平均值相差甚远, 表明终极控制股东拥有较大的超控制权。此外, 样本公司的每股收益、公司规模差异也较大。
2. 多元回归分析。
为了准确把握终极控制股东的现金流权、控制权以及超额控制程度与公司绩效之间的关系, 本文采用面板数据下的固定效应回归。同时, 为了消除截面数据造成的异方差的影响, 我们采用可行的广义最小二乘法。表5提供了回归结果, 其中, 虚拟变量的回归结果没有汇报。
表5显示, D.W值统计量都接近2, 证明模型不存在序列相关性现象。表中控制权的系数为负, P值分别为0.010和0.021, 总资产收益率与终极控制股东的控制权在1%水平上显著负相关, 每股收益与终极控制股东的控制权在5%水平上显著负相关, 假设1成立。说明在给定现金流权的情况下, 控制权比例越高, 控制性股东获取超控制权收益的可能性越大, 此时控股股东往往会以牺牲中小股东利益为代价, 以最大化个人收益。同样, 表中现金流权的系数为正, P值分别为0.074和0.009, 表明总资产收益率、每股收益与终极控制股东的现金流权分别在10%、1%水平上显著正相关, 假设2成立。反映了控制性股东的现金流权越大, 其促使经营者采取正确的经营策略、从而提高公司绩效的动机就越强, 证明了控制性股东正的激励效应的存在。超额控制程度系数为负, SR的P值皆小于0.05, SQ的P值分别为0.083和0.014, 表明总资产收益率、每股收益与超额控制程度显著负相关, 假设3成立。反映了控股股东超额控制现象的存在增强了其侵占广大中小股东利益的动机, 从而损害公司绩效。超额控制程度越高, 控制性股东的这种行为倾向就越严重, 公司绩效也就越差, 证明了控制性股东负的堑壕效应的存在。
注:***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。括号中的数值为显著性水平 (Sig.) 。
我们也发现了其他一些影响公司绩效的因素。在控制其他变量后, 公司绩效与公司规模正相关, 且在1%的水平上显著, 表明规模大的公司成长性可能更好。业务增长率与公司绩效正相关, 并且在1%的水平上显著。资产负债率与公司绩效显著负相关, 表明我国民营上市公司负债的财务危机效应大于税盾效应, 过多的负债损害了公司绩效。
3. 稳健性检验。
在LLS和Lang (1999) 及Zhang (2005) 等一些有代表性的研究中, 控制性股东有效控制比例常常被界定为10%或20%。结合我国上市公司股权较为集中的特点, 本研究以20%为终极控制股东有效控制的临界比例, 对以上研究结论进行稳健性检验。结果表明, 以20%为有效控制权的临界值回归效果更好, 终极控制股东的控制权、超额控制程度均与总资产收益率、每股收益显著负相关, 终极控制股东的现金流权与总资产收益率、每股收益显著正相关, 因此以上研究结论具有良好的稳健性。
五、小结
本文以2004~2008年沪市民营公司的865个观察值作为样本, 沿着每一家公司的控制链层层向上追溯, 辨认了终极控制股东。考察了控股股东现金流权与控制权的结构及两权偏离的状况, 并实证检验了对公司业绩和资本结构的影响。结果表明:民营上市公司中现金流权比例与公司绩效正相关;控制权比例与公司绩效负相关;随着超额控制程度的增加, 公司绩效将下降。
上市公司终级控制股东利用其控制权, 通过各种掏空行为损害中小股东利益, 获取超控制权收益。现金流权与控制权的分离, 更加大了代理成本, 降低了企业价值, 并对上市公司的资本结构造成了不利的影响。因此, 我国上市公司治理结构进一步完善的方向之一是适当提高控股股东持股比例, 降低两权分离程度, 减少内部人对外部人特别是广大中小股东利益的侵占, 以提高上市公司的绩效。要实现这一目标, 需要优化上市公司的治理结构和股权结构, 增强上市公司的独立性, 加大政府监管力度, 提高监管水平。
参考文献
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现金流量权 篇5
1932年, Berle和Means在《现代公司和私有财产》中提出了现代公司所有权分散以及所有权与控制权分离的问题, 认为公司的所有权大多分散在小股东之间, 而控制权则掌握在管理者手中, 因而造成了经营权与所有权分离的现象。基于此, Jensen和Meckling (1976) 提出了代理理论。
Bebchuk等 (1999) 的模型说明, 当控制权和现金流权分离时, 控制性大股东有更强的动机通过关联交易转移上市公司利润从而攫取控制权私利。经验研究中, Claessens等 (2002) 对东南亚9国的研究发现, 公司价值与大股东的现金流权正相关, 与控制权和现金流权偏离程度负相关。他们将正相关关系解释为大股东现金流权的“利益趋同效应”, 将这种负相关关系解释为大股东侵占小股东的证据, 即“利益侵占效应”。
公司内部治理结构作为一种内部监督机制, 对外部监督机制——外部审计应具有一定的替代作用, 良好的公司治理结构, 包括董事会的有效作用、独立董事的监督作用, 都能有效地控制大股东对公司和其他股东利益的侵占。上市公司的表现是否体现了理论分析结果, 笔者针对2006—2008年我国上市民营企业对以上问题进行了分析。
一、研究背景以及假说提出
(一) 文献回顾
代理理论认为, 审计需求产生于代理关系, 而不同的制度安排决定了不同的公司治理模式, 同时也决定了不同的审计需求。与英美等发达国家不同, 东亚等新兴市场国家的产权保护程度较弱, 代理问题与外部独立审计的作用也不同, 这已经引起了一些学者的注意。
Chow (1982) 首先运用代理成本理论分析了公司代理成本对审计需求的影响, 他通过与代理成本相关的公司特征指标, 例如管理层持股比例、财务杠杆、公司规模的等研究了代理成本如何影响公司接受外部审计的可能性;Francis (1988) 研究了公司代理成本的变化对审计需求的影响, 验证了代理成本与审计质量之间存在关联。
虽然西方学者对于代理成本与审计师选择的关系做了大量的研究, 但他们所依据的样本是较发达的资本市场, 股权较为分散。而我国的市场特征则明显不同。李树华 (2000) 通过对我国IPO公司的外部审计选择的行为研究, 发现资产规模大、有外资股的公司倾向于聘请我国的“十大”审计事务所;孙铮和曹宇 (2004) 考察了我国公司的股权结构对管理者选择审计师的影响, 发现境外法人股和境外个人股促使管理者选择高质量的审计师的可能性比较大, 而国有股、法人股的这种促进作用就比较小;李明辉 (2006) 研究发现第一大股东持股比例与审计师选择之间并不存在显著关系。关于大股东的控制权和现金流权分离对审计师影响的研究则比较少。王鹏与周黎安 (2006) 从最终控制人的角度, 通过分析其控制权和现金流权的分离程度研究表明控股股东产生的代理成本越严重, 上市公司越有可能选择审计质量高的“四大”。
从国内外关于代理成本与外部审计选择行为关系的研究看, 研究的结果并不一致, 甚至有相冲突的结论, 因此关于这个问题仍需进一步研究和探讨。本文主要是通过大股东的控制权和现金流权的分离度研究代理成本对外部审计的影响。
(二) 研究假说
从现代产权理论到Watts与Zimmerman都认为, 公司是由一系列合约构成的经济体, 即契约理论。公司的股东同时拥有控制权和现金流权。股东的控制权越大, 其侵占公司和其他股东利益的动机就越强;而现金流权是一种激励机制, 如果现金流权越大, 则股东的侵占动机就越小。
如果资本市场是成熟的, 公司的股权相对集中于几个股东手中时, 外部投资者会预期到大股东对公司利益的侵占, 他们对公司价值的预期会降低, 便会采用“用脚投票”的方式, 那么大股东对公司利益侵占所带来的成本最终还是由自己完全承担。因此, 大股东预期会有这种情况, 便会采用高质量的外部审计向市场传递一种信息, 即其自愿约束自己的行为.完善的市场接受这种信息, 外部投资者对公司的预期会提高, 公司的价值随即将提高。大股东有自愿选择高质量审计的动机。
根据以上理论分析和推理, 笔者提出以下假设:
控制权和现金流权的分离度与高质量的外部审计选择存在正相关关系。即, 控制权和现金流权分离程度越大, 民企越会聘请高质量的会计事务所。
二、研究设计
(一) 变量选择
1. 因变量:审计事务所质量——国内十大 (big10)
本文沿用国内外文献中的做法, 按照中国注册会计师协会给予会计事务所的综合排名 (分别为2007, 2008与2009年的排名) , 前十大事务所定义为国内十大, 其余定义为国内非十大。
2. 解释变量:控制权和现金流权的分离程度 (agency)
理论上一般按照现金流权 (Cashflow Rights) 与控制权 (Voting Rights) 的比率来度量其分离程度, 该比率最大值为1, 此时, 不存在现金流权与控制权的分离。该比率越小, 则现金流权与控制权的分离程度越大。为了便于理解回归结果, 本文取agency=1-CR/VR代表分离程度。这样, agency越大, 分离程度越大。
3. 控制变量:参考国外相关研究的实证文献来选择控制变量
借鉴Ayers et al (2002) , 采用公司规模 (SIZE) 总资产的自然对数, 负债水平 (LEV, 总负债/总资产) 、盈利能力 (ROA, 总资产收益率) 。
(二) 样本选择
针对2006、2007、2008三个年度, 本文选取三个样本各自回归, 分别以2005年12月31日、2006年12月31日, 以及2007年12月31日之前在沪深两市上市的所有A股民营公司作为样本选择范围。
(三) 回归模型
采用多变量回归模型:
(四) 实证结果
三、结论
从表1、表2、表3中可以看出, 控制权和现金流权的分离度与高质量的外部审计选择存在正相关关系, 这与假说相符。大股东的控制权和现金流权分离的程度越高, 公司对高质量外部审计的需求就越高。但这种关系并不显著。
国内外的众多理论研究证明, 大股东和小股东之间的代理成本越大, 公司对高质量外部审计的需求越高。本文通过股东控制权和现金流权的分离度度量此代理成本, 结果表明:代理成本的高低与外部审计的选择并不存在显著关系。这说明, 在我国的民营上市公司中, 公司的内部治理机制与外部审计之间并不存在明显的替代关系, 主要是因为我国民营公司的内部治理机制尚不完善, 其监督作用较差, 因此不能替代外部监督机制。
由于本篇研究的样本取自民营上市公司, 所以之后的研究可以拓展为研究国企。彼时, 对于国家控股企业, 我们用该上市企业属于中央政府控制还是地区政府控制及公司所在地的市场化进程水平进行度量 (TJ, Xia, 等, 2008) 。当国有上市公司处于市场化进程比较低, 同时又受地方政府控制时, 国有企业会因为受地方政府干预进行较多的向大股东企业利益输出行为。再结合国企的情况, 可以进一步加强研究的结果。
摘要：通过对我国2006-2008年间上市民营企业的实证分析, 发现我国民营企业控制权和所有权的分离程度对会计事务所选择会产生影响, 两者之间分离程度越大, 企业越会倾向去聘请审计质量更高的事务所。
关键词：上市民营企业,控制权,现金流权,外部审计
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