大股东控制--股权制衡与公司绩效

第20卷第5期2007年10月管 理 科 学

J OURNAL OF MANA GE MENT S C IENCES Vo. l 20No . 5

Oc t ober , 2007

大股东控制、

股权制衡与公司绩效

朱 滔

暨南大学经济学院, 广州510632

摘要:在La Porta 等的研究模型基础上引入股权制衡等因素, 在最终所有权框架下探讨大股东控制和股权制衡对公司绩效的影响。研究结果表明, 公司绩效与最终控制股东现金流权正相关, 与控制权和现金流权的分离程度负相关, 股权制衡的作用并不是简单地存在或不存在, 而是取决于控制股东的最终所有权状态。在控制权和现金流权分离程度较高的公司中, 股权制衡对大股东剥削行为的约束作用显著; 但在控制权和现金流权分离程度较低的公司中, 股权制衡可能因为导致大股东之间讨价还价而带来精力耗散, 表现出更差的公司绩效。此外, 股权制衡作用在相对控股、政府控制和低竞争行业公司中最为显著。

关键词:最终所有权结构; 股权制衡; 绩效; 竞争

中图分类号:F270文献标识码:A 文章编号:1672-0334(2007) 05-0014-08

Large Sharehol d ers C on trolli ng ,

O u tsi de B lock 2hol der s and F irm P erform ance

Z HU Tao

Coll ege of Econo m ic , Ji nan Uni vers it y , Guangz hou 510632, Ch i na

Ab stra ct :The pape r i nvestigates the u lti m a te o wnership and outsi de b l ock 2hol ders , and the ir e ffect o n fir m

pe rf or m ance . Em pir i ca l resu lts sho w tha t there exist sig n ificant cash fl o w r i ght i ncenti ve effec t , and entrench 2m ent e ffect when cash flo w ri ght i s separated form control rig h t(S R ) ; t he e ffect of o utsi de b l ock 2hol ders re lies on the u lti m a te o wne rsh i p . A m ong co m paratively controlli ng fir m s , gove rn m en t 2controlled fir m s and lo w co m 2pe ti tive i ndustries fir m s , t he effect of o uts i de b l ock 2hol ders is most i m portant .

K ey wor ds :u lti m ate o wners h i p ; outs i de b l ock 2hol ders ; perfor m ance ; co m pe titio n

出, 一股一票制度最能反映资本民主原则[4], 但随后

的研究发现, 现代股份公司大股东通过金字塔结构、交叉持股等方式获得超过现金流权的控制权, 从而违背一股一票原则, 控制股东有动机通过非公允关联交易等隧道行为谋取控制权私有利益, 形成对其他股东利益的侵占, 产生大股东壁垒效应[5,6]。总之, 大股东控制下的公司治理问题是目前公司治理研究的核心内容之一。2 文献综述

在大股东控制的公司中如何有效地约束大股东

1 引言

Berle 和M eans 指出高度分散的股权结构是现代股份公司的基本特征之一, 由此引发了对股东与管理者之间利益冲突的广泛探讨[1]。近年来的研究表明, 除美、英等具有发达资本市场的国家外, 集中的所有权模式才是世界范围内公司所有权结构的常态[2, 3], 大股东控制与利益侵占问题逐步成为公司治理研究关注的新焦点。相关研究深入剖析了股票的内在含义, 股的含义是现金流权, 即股东对公司未来现金流的要求权; 票的含义是控制权, 即股东对公司经营决策、利益分配等的控制权[4]。G ross m an 等指

收稿日期:2007-05-22

基金项目:暨南大学金融研究所项目和暨南大学引进人才项目

作者简介:朱滔(1976-), 男, 四川巴中人, 毕业于中山大学管理学院, 获博士学位, 现为暨南大学经济学院讲师, 研究方

向:公司金融、资本市场等。

第5期 朱滔:大股东控制、股权制衡与公司绩效行为, 学者们强调股权制衡力量对约束控制性大股东剥削行为的重要作用。国外研究普遍认为, 股权适度集中且具有一定股权制衡特点的所有权结构既可以起到对大股东的激励效应, 又可以在一定程度上约束大股东对公司利益的侵占。Go m es 等在公司存在多个大股东情况下, 对大股东之间事后的讨价还价行为进行探讨, 通过理论模型证明多个大股东之间的互相约束和监督能有效限制控制股东的侵占行为, 减少损害中、小股东利益的决策行为, 从而有效保护中小股东利益[7]。Lehman 、Volpin 和Ben j am i n 等利用不同国家上市公司数据证实, 存在股权制衡15

十大股东之间常存在关联关系, 几个大股东属于一致行动人的现象并不少见, 必须从最终控制人的角度来度量公司控制股东的持股比例、股权制衡等指[11]标。最后, 胡一帆等研究发现, 竞争与公司治理结构之间存在一定的替代关系[21], 而以往研究股权制衡的文献大多没有考虑行业竞争性等因素的影响。

本研究在克服上述3方面问题基础上, 在最终所有权结构框架下, 进一步深入考察大股东控制、股权制衡与公司绩效之间的关系。3 理论模型与研究假设

的所有权结构有利于约束控制性股东的剥夺行为, 从而提高上市公司价值[8~10]。

中国有关股权结构与公司绩效间经验关系的研究非常多, 研究内容主要涵盖3个方面, 一是研究第一大股东持股(或股权集中度) 对公司绩效的影响; 二是研究股权性质(如国有股比例) 对公司绩效的影响; 三是股权制衡作用对公司绩效的影响。

第一大股东持股与公司绩效关系研究方面。孔翔、徐莉萍等研究发现第一大股东持股比例与公司绩效正相关[11, 12]; 徐晓东等研究发现第一大股东对公司绩效的影响与第一大股东的所有权性质有关, 非国有股东有更高的企业价值和更强的赢利能力[13]; 宋敏等发现第一大股东持股比例与公司绩效呈U 型曲线关系[14]。

股权性质与公司绩效关系研究方面。陈晓等发现国家股比例与公司业绩在高竞争性行业中负相关[15]; 刘小玄研究发现国有企业对于效率有明显的负作用, 民营企业对于效率则有正面的作用[16]; 朱武祥等研究发现在竞争激烈的家电行业中, 两者之间无显著的相关关系[17]; 叶勇等研究发现不同终极控制股东控制的上市公司, 绩效(净资产收益率) 没有显著差异[18]; 田利辉发现国有股比例与公司绩效呈左高右低的非对称的U 型关系[19]。

股权制衡作用与公司绩效关系研究方面。宋敏、王奇波等研究认为, 股权制衡对控制股东具有显著的监督和制衡作用, 有利于提高公司价值[14, 20]; 徐莉萍等研究表明, 整体而言股权制衡并没有起到正面的作用, 而且过高的股权制衡程度对公司的经营绩效有负面影响[12]; 孔翔等研究也表明, 股权制衡的力量越强, 公司绩效越差[11]。

可见, 中国学者的研究结论远没有达成一致, 本研究认为这种混乱局面的形成与以下几方面有关。首先, 公司绩效评价方法不一致。一些研究使用价值型指标, 如Tobin c sQ; 一些研究则使用财务指标。价值型指标是否适合中国现阶段的资本市场尚存争议, 孔翔、徐莉萍等指出, 由于股权分置、二级市场不成熟等原因, 中国股票市场价格发现功能非常有限, Tobi n c sQ 并不适合评估上市公司的绩效[11, 12]。其次, 第一大股东持股、股权制衡等指标的度量存在缺陷。之前的研究中第一大股东持股比例是直接持有上市公司股权的比例, 孔翔等指出, 公司年报中公告的前

本研究发展了La Porta 等的模型[6], 在他们的模型中引入股权制衡等因素。假设控制股东的现金流权为CF R, CF R I (0, 1), 控制权为CR, CR I (0, 1), 次大股东的制衡力量为B, B I (0, 1), 控制股东由于掌握了公司的控制权, 可以通过隧道行为转移公司赢利, 较多的公司赢利比率为S, S I (0, 1), 但转移公司赢利时面临一定的成本, 即C (S ), 假定C (S ) 的一阶导数C S >0, 即转移的赢利越多成本越高, 并且C (S ) 的二阶导数C S S >0, 即具有递增的边际成本。简单起见, 将公司的总赢利标准化为1, 在不考虑股权制衡条件下, 控制股东的总收益为CFR (1-S ) +S -C (S ), 控制股东需要决定的是最优转移比率为S **, 在最优转移比率S **下, 公司绩效为P **, P **=1-S **。进一步, 考虑存在股权制衡力量情况下控制股东的总收益。本研究认为次大股东制衡力量的存在会一定程度上约束控制股东的行为, 假定存在次大股东情况下, 控制股东转移赢利的成本存在一个乘数H (B, CR ) \1。假定H CR 为H (B, CR ) 对CR 的一阶偏导数, H CR 0, 即股权制衡的力量越强转移赢利的成本越高。此外, 当公司存在股权制衡结构时, 控制股东必须付出精力与外部大股东讨价还价, 因此精力的分散会导致经营公司的精力降低。正如徐莉萍等指出的, 外部大股东与第一大股东之间存在着争夺控制权的现象, 而这种争夺往往会导致公司价值下降, 同时也会给公司经理层造成一定的可乘之机, 产生更大的代理矛盾[12]。因此, 假定在外部股东制衡力量为B 的情况下, 公司的总赢利为(1-B ), 而不是标准化的1。在考虑股权制衡因素后, 控制股东的总收益为CF R (1-S ) (1-B ) +S -C (S)H (B,CR ), 控制股东通过选择最优的转移比率S *使总收益最大化, 此时公司绩效P *=(1-S *) (1-B ) 。当设定B =0时, 上述总收益最大化问题退化为CF R (1-S) +S -C (S ) 。

在上述假设条件下, 控制股东试图最大化的目标函数U 可表示为

U =m ax [CFR (1-S ) (1-B ) +S -C (S )H (B,CR ) ](1)

(1) 式对S 求偏导, 得到一阶条件为

-CFR (1-B ) +1-C S H (B, CR ) =0

(2)

(2) 式对CF R 求偏导, 并结合最优转移比率S *

与公司绩效P *的关系, 可得

16

5S *B -15P *(1-B ) 2

=05CF R C SS H 5CF R C S S H

管理科学 2007年10月

再次利用一阶条件((2) 式) 对B 求偏导, 整理得

CFR -C S H B 5P *5S *5S *=]=(B -1) +(S *-1) (5) S S 其中, (B-1)

再利用(5) 式对CFR 求偏导得

(B -1) [2H +(1-B )H B ]52P *

=

5B 5CF R C SS H 2

其含义是, 现金流权越高, 股权制衡对公司绩效的影响作用越弱。据此提出研究假设3。

假设3 现金流权越高, 股权制衡对公司绩效的影响作用越弱。

4 数据来源、样本选择与变量、模型设定4. 1 数据来源和样本选择

现金流权、控制权等数据根据上市公司年报资料整理计算得到, 上市公司年报来自巨潮财讯网, 上市公司财务指标数据、公司治理结构数据等均来自香港大学中国金融研究中心和国泰安信息技术有限公司开发的CS MAR 数据库。本研究以2004年沪市全部上市公司为原始样本, 根据研究需要, 按如下标准对原始样本进行筛选。¹剔除属于金融和保险业的公司; º剔除不能计算公司现金流权和控制权的公司; »剔除不能计算公司绩效的公司。最终得到594家上市公司为本研究的有效样本。

将上市公司划分为4类, 即政府控制、家族控制、广泛持有和其他。政府控制的公司最终控制人包括政府、国有资产管理局、国有资产经营公司、国有独资公司、高校和军队; 家族控制的公司最终控制人包括自然人和有亲缘关系的家族; 广泛持有的上市公司是指最终控制人控制权比例小于设定的控制权水平, 处于无实际控制人状态的上市公司; 其他类包括由一般社会法人、职工持股会和集体企业控制的上市公司。表1是按最终控制人不同控制权水平分类的上市公司数量和百分比数据。

表1表明, 中国上市公司家族控制的比例较低, 这与中国资本市场设立之初的制度安排有关, 政府控制的公司占据主导地位, 同时说明中国上市公司股权结构的内生性问题可能并不严重。4. 2 变量和模型设定

本研究采用综合指标评价方法来评估上市公司

(3)

(3) 式表明, 控制股东的CFR 越高, 转移的赢利越少, 公司绩效越好。再利用(2) 式对CR 求偏导得

C H (1-B ) C S H CR dS *dP *

=-S CR >0]=

(4) 式表明, 在现金流权不变的情况下, 控制股东的控制权越大, 转移赢利越多, 公司绩效越差。设

CR

定分离系数SR =SR 为控制股东控制权和现金

流权的分离程度, 结合(3) 式和(4) 式, 表明SR 越大的公司, 控制股东最优转移比率越高, 公司绩效越差, 因此提出研究假设1。

假设1 CF R 与公司绩效正相关, SR 与公司绩效负相关。

进一步, 考察股权制衡力量对公司绩效的影响。假设转移成本C (S ) 具有二次函数形式, 即C (S ) =S 2[6]

。可验证, 在没有股权制衡条件下, 公司绩效P **

2

=(1-S **) =CFR; 而存在股权制衡的条件下, 公司1-CF R (1-B )

](1-B ) 。在上述假设

H

(1-B ) (H-1)

条件下, 当02

H -(1-B )

(1-B ) (H-1)

P *; 当CFR >时, P **

H -(1-B )

当控制股东的CF R 较高时(具有较低剥削动机) , 存绩效P *=[1-在股权制衡的公司绩效更差, 这时股权制衡的力量主要表现为控制股东与外部大股东之间因讨价还价而带来的精力损耗; 而当CFR 较低时(具有较强剥削动机) , 没有股权制衡的公司绩效更差, 这时股权制衡的力量主要表现为约束控制股东的隧道挖掘。可见, 股权制衡力量的作用并不像之前学者认为的那样, 即存在或不存在, 而是取决于控制股东最终所有权结构的状态。假定CR 不变, 上述分析表明存在一个SR 的临界点SR 0, 当SR >SR 0时, 股权制衡起到约束控制股东隧道行为的作用, 公司绩效较好; 而当SR

表1 不同控制权水平下上市公司的分类统计结果

Tab le 1 C la ssifica ti on of L isted C o m p an i e s under D iffer en t C ontr ol R i gh t

控制权水平

10%20%30%50%

61. 6%

[3]

全部样本

[1**********]4

广泛持有2(0. 34%) 32(5. 39%) 146(24. 58%) 330(55. 56%)

家族控制146(24. 58%) 130(21. 88%) 67(11. 28%) 26(4. 38%)

政府控制431(72. 56%) 419(70. 54%) 372(62. 63%) 235(39. 56%)

其他15(2. 52%) 13(2. 19%) 9(1. 51%) 3(0. 50%)

注:家族控制公司的比例(分类依据20%的控制权水平) 在中国香港、印尼、韩国和泰国依次为66. 7%、71. 5%、48. 4%和

。

第5期 朱滔:大股东控制、股权制衡与公司绩效绩效, 评价指标选择和权重的确定依据财政部颁发的5企业绩效评价操作细则6, 所有变量均根据2004年数据计算, 详见表2。

表2 综合绩效评估的指标、指标权重和计算方法Tab le 2 Indexes andW eights for C o m puting P er form ance 指标类别(权重) 财务效益(38%)

指标细分(权重) 净资产收益率 (25%) 总资产报酬率 (13%) 资产营运(18%)

(9%)

流动资产周转率

(9%) 资产负债率

(12%) 已获利息倍数

(8%) 销售增长率

(12%) 资本积累率

(12%)

计算方法

净利润

息税前利润总额平均资产总额主营业务收入净额平均资产总额主营业务收入净额平均流动资产总额负债总额资产总额

息税前利润总额利息支出

主营业务收入增长额上年主营业务收入总额所有者权益增长额年初所有者权益

17

本研究对原始数据进行了如下处理。首先, 剔除指标大于1000的样本公司, 然后按3倍标准差剔除指标存在异常值的公司样本; 其次, 对数据做标准化处理, 消除量纲的影响; 最后, 根据表2的权重计算公司的综合得分, 即公司绩效。

研究中使用的全部变量整理列于表3中。

由于解释变量CF R 和SR 具有高度相关性, 不适合放入同一个回归方程, 同时还需要考察股权制衡的作用, 因此, 本研究设定以下3个回归模型。 P =C +A 1CFR +C 1ln TA +C 2L TF L +C 3MOE +

C 4B oa rd +C 5ID +C 6P ay +C 7Age +C 8Tobin c s Q +

E K I ND

i

i

+L (6)

P =C +A 2SR +C 1l n TA +C 2LTFL +C 3MOE +

C 4B oa rd +C 5ID +C 6P ay +C 7Age +C 8Tobin c s Q +

E K I ND

i

i

+L (7)

偿债能力(20%)

P =C +A 3SR +A 4SD +A 5SR #SD +C 1l n TA +

C 2L TF L +C 3MOE +C 4B oard +C 5I D +C 6P ay +

C 7Age +C 8Tobin c s Q +

E K I ND

i

i

+L (8)

发展能力

(24%)

其中, C 为常数项, A 1~A 5、C 1~C 8和K i 均为回归系数, L 为随机误差项。(6) 式主要考察CF R 对公司绩效的影响, (7) 式主要考察SR 对公司绩效的影响, (8) 式主要考察股权制衡对公司绩效的影响。

表3 变量定义及计算方法

Tab le 3 Va r iab les and C a lcu la te M ethod s

变量分类因变量

变量名称公司绩效现金流权控制权

自变量

分离系数

股权制衡虚拟变量公司规模长期财务杠杆高管持股比例董事会规模独立董事比例

控制变量

高管、董事薪酬公司年龄

SR SD l n TA L TF L MOE Boa rd ID P ay Age

度量控制权与现金流权的分离程度, SR =

符号P CFR CR

定义和计算方法

根据表2中指标和权重计算出的综合绩效

最终控制股东每条控制链条上的持股比例乘积之和最终控制股东每条控制链条上最低的持股比例之和

CR

当公司存在持股5%以上的次大股东时取1, 否则取0ln (总资产) 长期负债总资产高管持股公司总股本公司董事会人数

独立董事董事会总人数

ln (高管和董事薪酬总和)

l n (公司规模) ln (公司成立的年限) 控制公司增长或投资的机会,

托宾Q Tobin c sQ

流通股市值+非流通股市值+负债-短期资产

, 其

总资产

中, 非流通股市值=非流通股股数@每股净资产T obin c s Q =

控制行业效应, 制造业细分到次类, 其他行业细分到门类, 共21个行业。

行业虚拟变量

I ND i

18管理科学 2007年10月

表4 最终所有权结构、股权制衡与公司绩效的回归分析结果

Tab le 4 R egr ession R es u lt of U lti m a te Owner sh i p, O utsi d e B lock 2hol d er s and F irm P er form a nce

全样本

子样本:CFR 小于中位数

模型3-3. 253***

(-6. 43)

模型4-2. 761***(-3. 47) 0. 006**(2. 07)

-0. 051**

(-2. 32)

-0. 121***

(-3. 20) -0. 201***(-2. 73) 0. 134***

(2. 88)

控制5750. 1496. 06***

控制5750. 1496. 03***

控制5750. 1885. 29***

控制2830. 0852. 39***

-0. 120**

(-2. 54) -0. 155(-1. 37) 0. 106*(1. 88) 控制2830. 0872. 28***

*

子样本:CFR 大于中位数模型6-3. 861***

(-5. 68) 0. 001(0. 24)

0. 046(0. 20) 1. 528*(1. 76) -1. 567*(-1. 85)

控制2920. 1643. 85***

控制2920. 1723. 76***模型7-3. 836***(-5. 45)

自变量

模型1

C CF R

-3. 359***

(-6. 77) 0. 002**(2. 41)

模型2-3. 277***

(-6. 56)

模型5-2. 525***

(-3. 08)

SR

SD SD #SR CV N A d j . R 2F

注:回归样本剔除了SR 值大于S R 均值+3@S R 标准差的7家公司; 括号中是T 值; 量; 限于篇幅未列出回归系数; 下同。

为显著性水平(双尾) P

显著性水平(双尾) P

5

实证研究结果与分析

本研究首先考察了最终所有权结构和股权制衡

对公司绩效的影响; 在此基础上, 进一步考察了不同控制权水平、不同竞争环境和不同控制股东类型条件下, 最终所有权结构和股权制衡对公司绩效影响的不同作用, 以期对股权制衡问题进行较为细致和系统的实证检验。

5. 1 最终所有权结构、股权制衡与公司绩效表4中模型1、模型4和模型6对应(6) 式, 是控制股东现金流权对公司绩效影响的回归结果; 模型2对应(7) 式, 是分离系数对公司绩效影响的回归结果; 模型3、模型5和模型7对应(8) 式, 是股权制衡对公司绩效影响的回归结果。

全样本回归结果表明, 现金流权的增加可以显著提高上市公司绩效, 说明控制股东CF R 的增加存在显著的正向激励效应(见表4) 。而SR 越高, 即控制权和现金流权分离程度越高, 公司绩效越差, 存在显著的大股东壁垒效应, 支持假设1。

检验股权制衡作用的SR 、SD 和SR #SD 的回归系数至少在5%水平下显著, 表明存在和不存在次大股东, SR 与公司绩效的关系差异显著。假定其他条件相同(不考虑控制变量的影响, 并在回归方程中省去控制变量) , 当不存在股权制衡时(SD =0), SR 对公司绩效P **的回归方程为P **=-3. 253-0. 121@SR; 当存在股权制衡时(SD =1), SR 对公司绩效的回归方程为P *=-3. 253-0. 121@SR -0. 201+0. 134@

SR 。容易计算出, 使P *=P **的SR 的临界值SR 0=

0. 201

=1. 5。并且, 当SR >1. 5时, 存在股权制衡的公0. 134

司绩效更好(P*>P **) ; 相反, 当SR

考察按CF R 中位数分组的回归结果, 在CF R 高的组中, 股权制衡的存在不仅不能提高公司绩效, 反而对公司绩效产生负面影响(SR #SD 系数为-1. 567), 但在CF R 较低的组中, SR 超过1. 46时, 存在股权制衡的公司绩效更好, 支持研究假设3。5. 2 不同控制权水平下所有权结构、股权制衡与公

司绩效

本研究按上市公司最终控制股东的控制权水平将样本公司分成3组, 即分散控制(0

第5期 朱滔:大股东控制、股权制衡与公司绩效

表5 不同控制权水平下所有权结构、股权制衡与公司绩效的回归结果

R egr essi on R esu lt of Owner sh i p, O utsi de B l ock 2hol d er s and F irm P er form a nce under D iffer en t CR

分散控制

模型1C CF R SR SD

SR #SD

19

T ab le 5

相对控制

模型3-1. 932(-1. 03)

模型4-3. 144***(-3. 70) 0. 004*(1. 66)

模型5-2. 880***(-3. 40)

模型6-2. 700***(-3. 17)

模型7-3. 647***(-5. 04)

0. 002(1. 08)

绝对控制模型8-3. 558***(-4. 88)

模型9-3. 543***(-4. 88)

模型2-1. 222

(-0. 71)

-0. 217

(-0. 13) -0. 016*(-1. 91)

0. 100**(2. 15)

0. 224

(1. 59) 0. 345(1. 08) -0. 129(-0. 93)

-0. 092***(-2. 72)

-0. 233***(-3. 55) -0. 275**

(-2. 18) 0. 194**(2. 50)

-0. 034(-0. 67) -0. 073

(-1. 32) -0. 360*(-1. 95) 0. 261*(1. 91)

CV N

Adj . R

2

控制610. 2441. 77*

控制610. 2621. 85**

控制610. 2441. 72*

控制2550. 1262. 26***

控制2550. 1432. 47***

控制2550. 1592. 55***

控制2590. 2644. 43***

控制2590. 2624. 39***

控制2590. 268

***

4. 25

F

5中模型1、模型4和模型7对应(6) 式, 模型2、模型5和模型8对应(7) 式, 模型3、模型6和模型9对应(8) 式。

从表5可以看出, SR #SD 的回归系数在3组公司中依次为-0. 129、0. 194、0. 261, 表明CR 越高, 股权制衡的作用越重要。在分散控制公司中, CFR 的回归系数为负, SR 的回归系数为正, 与假设1预测的方向正好相反, 表明过低的控制权水平下不存在大股东激励效应, 股权制衡的作用也不显著。在相对控股和绝对控股公司中都存在SR 的临界值(分别为1. 42和1138), 当SR 大于临界值时, 股权制衡的作用才会超过因为大股东间的讨价还价带来的效率损失, 使公司表现出更好的绩效, 支持研究假设2。5. 3

不同竞争程度下所有权结构、股权制衡与公司绩效

可以预计, 在高竞争行业中, 由于竞争性的产品市场将淘汰业绩差的公司, 即使公司存在有利于控制股东剥削的所有权结构(SR 较高) , 由于竞争控制股东也将降低对公司赢利的隧道挖掘。通常认为行业的竞争程度与行业的利润率呈负相关关系[22], 本研究分行业计算了2000年~2004年共5年内总资产净利润率的平均值, 以平滑随机因素的影响, 并将其从高到低排序, 平均总资产净利润率最低的7个行业被划分为高竞争性行业, 最高的7个行业被划分为低竞争性行业, 其他7个行业被划分为中等竞争行业。不同竞争程度下所有权结构、股权制衡与公司绩效的回归结果见表6, 模型1、模型4和模型7对应(6) 式, 模型2、模型5和模型8对应(7) 式, 模型3、模型6和模型9对应(8) 式。

表6表明, 在高竞争行业中CFR 激励效应和股权

制衡作用均不显著, SR 值较小且不显著(t =-0. 16), 说明竞争在一定程度上削弱了控制性大股东的剥削行为, 或者说竞争与公司治理之间存在一定的替代性[21]。在低竞争行业中, 现金流权越高公司绩效越好(t =3. 08), 提高最终控制股东的CF R 可以起到显著的激励效应, SR 对公司的负面影响在10%的水平下显著。考察S D 和SR 的交互效应, 在SR 超过2. 94之后, 股权制衡才能发挥作用, SR 的这一临界点在高竞争和中等竞争行业中分别为1. 35和1. 10。也就是说, 在低竞争行业中, 只有公司具有较强的剥削特征时, 股权制衡才能发挥作用, 这可能是因为只有在剥削达到相当程度时, 次大股东才存在激励去约束控制性股东的行为。在中等竞争行业中, 股权制衡的作用最为显著, SR #SD 的系数值也最大。不存在股权制衡时, SR 的回归系数为-0. 197, 而存在股权制衡时, SR 的系数为0. 042。5. 4

不同最终控制股东类型下所有权结构、股权制衡与公司绩效

表7考察了在不同最终控制股东类型下, 所有权结构、股权制衡对公司绩效影响的差异, 模型1、模型4、模型7和模型10对应(6) 式, 模型2、模型5、模型8和模型11对应(7) 式, 模型3、模型6、模型9和模型12对应(8) 式。

表7表明, 就家族控制的上市公司而言, CF R 产生的激励效应在家族相对控制(家族控制, 同时25%[CR

20管理科学 2007年10月

有限。由于家族相对控制是中国家族上市公司的主要形态, 因此提高现金流权可能是解决家族控制股东利益侵占的有效方式, 尤其应当避免家族控制公司具有控制权与现金流权高度分离的公司治理结构。

成员直接担任董事长、董事或CEO 的方式加强对上市公司的控制。不仅如此, 由于上市公司通常是控制性个人或家族财富的主要部分, 因此控制性家族有远比政府控制公司更强的争夺控制权的动机, 以维持对上市公司的控制, 所以股权制衡的作用非常

表6 不同竞争程度下所有权结构、股权制衡与公司绩效的回归结果

Ta b l e 6 R egr ession R esu lt of Owner sh i p, O utsi de B l ock 2ho l der s

and F irm P er form ance under D iffer en t C o m p etition Level

高竞争行业中的公司样本

模型1C CF R SR SD

-2. 010*(-1. 97) 0. 001(0. 60)

-0. 007(-0. 16)

-0. 025

(-0. 32) -0. 035(-0. 24) 0. 026(0. 28)

控制141

2

中等竞争行业中的公司样本模型4-3. 243***(-3. 68) -0. 001

(-0. 84)

-0. 022(-0. 59)

-0. 197***(-2. 92) -0. 264**(-2. 17) 0. 239***

(2. 97)

控制2510. 1523. 98***

控制2510. 1503. 95***

控制2510. 1774. 17***

模型5-3. 327***(-3. 80)

模型6-3. 150***(-3. 63)

低竞争行业中的公司样本模型7-3. 289***(-3. 96) 0. 005***(3. 08)

-0. 068*(-1. 75)

-0. 107*(-1. 85) -0. 329***(-2. 66) 0. 112(1. 50)

控制1830. 2136. 46***

控制1830. 1845. 56***

控制1830. 262

***

5. 03

模型2-2. 027**(-1. 98)

模型3

*

-2. 004

模型8-3. 569***(-4. 24)

模型9-3. 892***(-4. 69)

(-1. 87)

SR #SD

CV N

Adj . R

控制1410. 0791. 80**

控制1410. 0651. 57*

0. 0811. 83**

F

表7 不同最终控制股东类型下所有权结构、股权制衡与公司绩效的回归结果

Ta b l e 7 R egr ession R esu lt of Owner sh i p, O utsi de B l ock 2ho l der s

and F irm P er form ance und er D iffer en t K i nd s of Sha r eholder s

家族控制

自变量

模型1C CFR

-1. 298(-0. 78) 0. 001(0. 40)

家族相对控制

模型3

-1. 358(-0. 79)

政府控制

模型7

-3. 856

***

政府相对控制

模型9模型10模型11模型12

-3. 576

***

模型2

-1. 317(-0. 79)

模型4

-1. 865(-0. 89) 0. 019

***

模型5

-1. 184(-0. 56)

模型6

-0. 758(-0. 35)

模型8

-3. 774

***

-4. 649

***

-4. 403

***

-4. 221

***

(-6. 86) 0. 003

**

(-6. 70) (-6. 32) (-4. 31) 0. 005(1. 27)

(-4. 20) (-4. 06)

(2. 84) (2. 08)

SR

-0. 020(-0. 40)

-0. 062(-0. 81)

0. 026(0. 11) 0. 069(0. 68)

-0. 165

**

-0. 248

*

-0. 098

**

-0. 183

***

-0. 142

**

-0. 348

***

(-2. 33) (-1. 92)

-0. 144(-0. 41) 0. 124(0. 79)

(-2. 24) (-2. 68)

-0. 264

**

(-2. 53) (-3. 38)

-0. 386

**

SD

(-2. 38) 0. 158

*

(-2. 34) 0. 287

**

S R #S D

(1. 80) (2. 39)

CV N

A d j . R

2

控制1250. 0171. 08

控制1250. 0171. 08

控制1250. 0231. 10

控制790. 2001. 78**

控制790. 1641. 61*

控制790. 1501. 51*

控制4090. 2315. 37***

控制4090. 2325. 40***

控制4090. 2415. 32***

控制1670. 1462. 05***

控制1670. 1742. 30***

控制1670. 1972. 40***

F

第5期 朱滔:大股东控制、股权制衡与公司绩效就政府控制的公司而言, 股权制衡的作用更为重要。在政府相对控制(政府控制, 同时25%[CR

综上所述, 对家族控制的公司而言, 股权制衡作用并不明显, 而现金流权的激励效应更为重要; 政府[5]

21

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ge les :Penn CARESS Work i ng P apers fro m UCL A 控制的公司中, 股权制衡发挥了约束大股东侵占行为的重要作用。

6 研究结论

由以上分析可以得到一些主要研究结论。(1) 整体而言, 公司绩效随控制股东现金流权增加而提高, 存在正向激励效应; 控制权与现金流权分离程度越高, 公司绩效越差, 存在负向壁垒效应。

(2) 股权制衡的作用取决于控制股东的最终所有权状态, 在现金流权和控制权高度分离的公司中, 股权制衡能起到约束大股东剥削行为的作用, 但在分离程度较低的公司中, 股权制衡却会降低公司绩效。

(3) 考虑控制权因素, 股权制衡作用在相对控股的所有权结构下最为显著, 而且家族控制的公司随着控制权的提高公司绩效不断下降, 表现出较强的壁垒效应。

(4) 考虑产品市场竞争因素, 发现竞争可以在一定程度上约束大股东的剥削行为, 竞争与控制股东所有权安排之间存在一定的替代性, 股权制衡的作用在中等竞争或缺乏竞争的行业中更为显著。

(5) 考虑控制股东类型因素, 股权制衡的约束作用在政府控制的公司中比较显著, 说明可以通过引入适当的股权制衡机制改善政府控制的公司的绩效。在家族控制的公司中股权制衡的作用不明显, 但现金流权的激励效应却在家族相对控制的公司(主要形态) 中最为显著, 说明完善家族上市公司治理结构需要提高控制股东的现金流权, 并尽量避免控制权与现金流权的高度分离。

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