時間：2022-06-06 15:50:18
開篇：寫作不僅是一種記錄，更是一種創造，它讓我們能夠捕捉那些稍縱即逝的靈感，將它們永久地定格在紙上。下面是小編精心整理的12篇終極控制權，希望這些內容能成為您創作過程中的良師益友，陪伴您不斷探索和進步。
我國證券市場出現的許多不規范行為主要癥結就在于終極控制權意識的缺失。中國證券市場上中小股東信息和資本處于劣勢地位，而且缺乏相應的保護機制，導致持有控制權的大股東侵害中小股東利益現象嚴重。所以加強對中小投資者權益的保護，于我國證券市場的發展而言，具有重大意義。
（一） 國外研究
對于國外研究主要進行以下幾個分類：
（1） 現金流量權與控制權分離現象的存在
1932年，Berle和Means在《現代公司和私有財產》一書中提出所有權和控制權高度分散：大部分的小股東掌握著公司的所有權，而管理者擁有控制權，造成了控制權與現金流量權分離的現象。這也是傳統公司治理研究的邏輯起點。此后Jensen & Meckling（1983），Grossman &Hart（1986）分別對該觀點進行了進一步的發展。
然而，自1980年以來，很多學者的研究結果卻顯示出與Berle& Means不同的觀點。根據Demsetz（1985），Shleifer and Vishny（1986）等的研究結果表明，所有權集中的情況在美國也存在著普遍性，而且大都為機構以及家族持有著企業的控制權。
La Porta et al在2000年針對全世界27個富有經濟體的上市公司進行研究，最終研究結果表明，在所有樣本中，只有美國、英國及日本三個國家的上市公司呈現出不同程度的股權分散現象，而其他國家大都存在著終極控制人，并且很多企業都是家族控股。
2000年，Claessens et al參考La Porta et al的研究方法，選取東亞地區的九個國家總共2980家上市公司進行研究，得出了同La Porta相類似的結果。
（2） 兩權分離對公司績效的影響
1924年，Thorstein Veblen在他的中預言到控制權會從資本擁有者手中轉移到工程管理者手中，而且這種現象會導致企業的控制權逐漸分散。然而，工程管理者的專業素質會以犧牲壟斷利潤來獲取效率的提高。
1932年，Berle & Means 提出作為資源分配的導向，控制權的分散會使利益最大化受到破壞，同時也會使得產權所有者在對公司進行管理時威信力受到抑制。
1967年，作為Thorstein Veblen的學生，John Kenneth Galbraith提出在控制權分散的企業中，擔任管理者的技術人員會犧牲企業所有者的利潤來提高產出；通過大量的廣告投放吸引消費者來購買，這會導致公共部分的減少以及私人部分的過速增長。
以上三種觀點雖然對所有權分散結構都有不同的評價，但是他們都一致認為所有權集中度與利潤率是正相關的。
La Porta等，2002年選取了539家公司為樣本進行研究后發現，兩權的分離程度越高，終極控制人侵害中小股東的動機越強烈，導致公司績效越低，而現金流量權對公司績效存在著積極的刺激效應。
2002年，Claessens等進行的相關研究也證實了La Porta的觀點。
Claessens等（2002）對存在金字塔持股結構對公司績效的影響進行了分析，指出由于金字塔結構的存在，使得終極控制人不僅能為自己獲得個人利益，也有動機去侵占其他中小股東的利益，并且兩權的偏離程度與這種掠奪動機呈正相關，與公司績效呈現出負相關關系，這種現象被稱為終極控制人的“塹壕防御效應”。同時現金流量權對公司績效呈現出了積極效應被稱為現金流量權的“利益趨同效應”。
2005年，Yeh對臺灣的企業為樣本研究指出，當終極控制人擁有較多的現金流量權，即所有權，由于積極的激勵效應，從而使他們有足夠的動力去增加企業的價值。而較少的現金流量權則會使得消極塹壕效應變得明顯，從而增加其對其他中小股東進行掠奪的動機。而且在家族控制的企業中，如果終極控制人通過交叉持股等方式增大了他們投票權，企業價值就會顯著降低。
（二） 國內研究
國內基于終極控制論對股權結構的研究發展較晚，且對于現金流量權、控制權分離與公司績效的研究較少，但是在我國進行股權改革之后也開始出現一些研究。
2002年，劉芍佳等在對我國1160家上市公司進行股權研究后，提出在國有控股的上市公司中，國家間接控股，由同行同專業的公司控股以及，并且整體上市的公司，效率最低。
2005年，葉勇、胡培、黃登仕分析了我國1260家上市公司的終極控制權、現金流量權與其偏離狀況，研究發現兩權之間相差5%左右，而在家族企業中，兩權相差比例較大。
2009年，馮旭楠、李心愉經研究發現，金字塔結構在我國企業集團中具有普遍性，但大多數終極控制人的所有權和控制權并不存在著嚴重的分離現象，只有家族上市公司才存在著明顯的兩權分離現象。
關鍵詞：終極控制股東；控制權結構；控制權強化方式
中圖分類號：F271 文獻標識碼：A 文章編號：1008-4428（2016）10-14 -04
優化投資回報，維護投中小投資者權益，是當前我國資本市場深化改革的一個重要目標，這需要規范在資本市場處于強勢地位的控制股東的行為。而在我國資本市場上，多數上市公司直接控制股東的背后存在終極控制股東（李偉和于洋，2012），終極控制股東通過股權控制鏈條實際掌控著上市公司各項戰略和決策的制定（王化成等，2007）。所以相對于限制控制股東占款、關聯交易等顯，規范控終極制股東在上市公司中的控制權配置和行使方式更具有基礎性意義。相關主題的研究文獻主要關注上市公司終極控制股東現金流權與控制權分離導致的公司價值下降（馮旭南等，2011），并且發現終極控制股東使用金字塔結構（Fan等，2013）、董事會席位超額控制（陳德球等，2013）等多種方式強化控制權。但是在較長時間內全面分析上市公司終極控制權配置和調整行為的研究比較缺乏。與本文最相關的研究是李偉和于洋（2012）對2004、2008和2010年上市公司終極控制權結構的統計分析，他們發現國有終極控制呈現放松控制而私有終極控制呈現增強控制的動態趨勢，但是他們僅關注了金字塔控制的影響而沒有對比分析其他控制權強化方式。
針對這些不足，本文將控制權強化方式擴展到金字塔結構、單一控制和董事會超額控制三種，使用更為全面的統計指標分析2007～2013年股權分置改革完成以來國有和私有兩類上市公司終極控制權配置和調整行為。論文后續部分安排如下：第一部分，從終極控制權多維度及其與控制權強化方式有機聯系的理論出發，設計終極控制權結構各指標的計算方法并確定研究樣本；第二部分，對上市公司國有和私有性質終極控制權配置結構和動態調整進行統計分析和差異比較；第三部分總結研究結論并探討相關政策含義。
一、理論基礎、方法設計和樣本選擇
（一）終極控制權多維度理論
建立在不完全契約理論基礎上的企業控制權理論認為，剩余索取權和剩余控制權是企業控制權的基本構成，掌控這兩種權力實際就擁有企業控制權。剩余索取權是指扣除企業各種契約規定的固定索取權后剩余部分的分配權，在正常經營的現代公司中通常表現為現金紅利分配權，也簡稱現金流權。剩余控制權則是指對于先前合同、慣例或法律所確定事項決定權之外未決事項的決定權，在正常經營的現代公司中通常表現為股東大會的投票表決權。
但是公司終極控制股東掌握的投票權能否真正決定股東大會投票結果，不僅與其持有的投票權比例正相關也與投票權在其他股東間的分布有關，由此產生投票能力（voting power）概念，是指給定贏得投票所需的投票權比例與投票權在其他投票人間的分布情況，持有一定投票權比例的投票人決定投票結果的能力。與此同時，出于決策效率與信息分布的考量，剩余控制權除了在股東大會中的配置外還會通過向下授權而涉及到董事會席位和高級管理崗位的安排（Fama和Jensen，1983）：股東大會在保留選擇董事、監事與審計師、決定兼并和發行新股等等核心剩余控制權，將對企業重要決策批準和監督的“決策控制權”授予董事會，董事會進一步將重要決策的提議和執行等“決策管理權”授予公司高管團隊。通過上述理論分析，可以發現企業剩余控制權具有多重維度，包括投票權、投票能力、董事會席位控制權、高管崗位控制權等。將這種企業剩余控制權多維度理論應用到分析終極控制股東控制權，可以較好地分析終極控制股東在公司的多重角色和多層次的影響。
根據公司治理理論，現金流權也表示承擔公司決策風險后果的程度，而剩余控制權也代表在公司中做出風險決策的能力，二者的對應表明了風險制造與風險承擔的有機聯系，是理想的公司治理模式（張維迎，2014）。但是，公司終極控制股東可以使用多種方式使其在不擁有對應現金流權的情況下放大剩余控制權，例如超權股、金字塔結構和交叉持股等等（Bebchuk等，2000），這些方式被稱為控制權強化方式（Control-Enhancing Mechanisms）。不同類型的控制權強化方式能夠放大的終極控制權維度也不相同，根據這種對應關系可以設計分解計算每種控制權強化方式導致的現金流權與剩余控制權分離程度的方法。
（二）各維度終極控制權計算方法設計
結合我國資本市場發展初期的特征，上市公司終極控制股東通常使用金字塔結構、單一控制和董事會超額控制三類控制權強化方式，結合上一部分理論分析并進一步借鑒和整合相關文獻的方法，設計本文分析所使用指標的計算和統計方法。
1.金字塔結構與終極控制股東現金流權、投票權計算
金字塔結構是我國上市公司終極控制股東使用最為廣泛的控制權強化方式。Claessens等（2000）確定了金字塔結構下終極控制股東現金流權、投票權的計算方法。運用到我國上市公司中的具體做法是，查閱上市公司年報中披露的“公司與實際控制人之間的產權及控制關系的方框圖”，明確終極控制股東與上市公司之間的控制層級、控制鏈條和具體持股比例，每個鏈條各層級持股比例乘積的加總為終極現金流權CF，每個鏈條各層級持股比例最小值的加總為終極投票權V，二者的差額（V-CF）為金字塔結構導致兩權分離度。
2.單一控制程度與終極控制股東的投票能力計算
控制股東一股獨大也在我國上市公司中普遍存在，說明“單一控制”這種控制權強化方式也是終極控制股東使用的控制權強化方式，這能夠放大它們的投票能力。Claessens等（2000）最先將“單一控制”定義為一類控制權強化方式，描述公司第一大股東持股超過50%或第二大股東持股小于10%的情況，但是他們只是通過啞變量進行分析而沒有量化其放大的投票能力。本文借鑒劉偉（2008）方法計算終極控制股東在上市公司的投票能力VP。
具體做法如下，通過上述步驟得到終極控制股東在上市公司的投票權以后，進一步查閱上市公司年報“前十名股東持股情況表”和其中“股東關聯關系或一致行動說明”信息。重點進行以下兩步調整，一是如果上市公司十大股東中有與終極控制股東沒有股權投資關系但是與終極控制股東控制的直接持股股東屬于一致行動人的，其投票權合并計算到V中，得到VLO，表示終極控制股東在上市公司實際掌控的名義投票權；第二是與上市公司終極控制股東無關的第二大股東及其一致行動人持股總合為VSLO，VO表示除第一、第二大股東外的其余股東投票權比例。代入下式（1）計算終極控制股東在上市公司的投票能力VP，VP-V的差額表示“單一控制”導致的兩權分離程度。
（1）
3.董事會席位超額控制與終極控制股東的董事會席位控制權計算
我國上市公司中也存在控制性股東控制的董事會席位超出其股權比例的情形（Chen等，2006；孫健，2008），這是能夠放大終極控制股東在上市公司的決策控制權的控制權強化方式。Villalonga和Amit（2009）在研究美國家族企業時，將終極控制股東的家族成員董事占上市公司董事會席位的比例超出終極投票權的情況定義為“董事會席位超額控制”控制權強化方式。鑒于本文研究的樣本將包含國有公司，結合Chen等（2006）使用“曾經或正在為控制股東工作的董事”衡量控制股東控制董事的做法，本文采用以下步驟計算終極控制股東董事會席位。
首先查閱上市公司年報“董事、監事、高級管理人員和員工情況”部分，確定現任董事名單和人數，然后重點閱讀其中“在股東單位任職情況”、“最近5年的主要工作經歷 ”信息，計算在終極控制股東及其控制鏈條上的公司任職或曾經任職、與終極控制股東存在親屬關系的董事人數之和占董事會總人數的比值D，D-V的差額表示“董事會席位超額控制”導致的兩權分離程度。
（三）樣本選擇與數據來源
以2007年末上海和深圳主板市場A股公司1551家為基礎，首先通過CSMAR“股東研究數據庫”中“上市公司實際控制人文件”查找2007年數據，依次減除無實際控制人或實際控制人名稱等同直接控制股東名稱公司、金融保險行業公司；然后對剩余公司搜集2008-2013年實際控制人數據，再依次減除后續年份退市或被吸收合并公司、終極控制股東發生變更公司、經過吸收合并等重大資產重組而缺乏可比性公司、出現終極投票權小于10%情形公司，最終確定本文研究樣本共計上市公司964家。選擇2007年以來終極控制股東沒有發生變更的上市公司作為研究樣本，可以排除終極控制股東變更的影響，便于分析一段時期內終極控制權調整的規律。
由于終極控制權結構發生變動較為緩慢，借鑒相關文獻做法本文采取隔年統計的辦法統計樣本公司2007、2009、2011和2013年終極控制權結構數據（Wintoki等，2012），數據來源主要通過查閱上市公司年度報告按照上述方法設計手工整理和計算得到。
二、國有與私有性質終極控制上市公司控制權結構與調整特征差異分析
大型公司中國有終極控制的比例較高是我國經濟制度的一大特征，所以在我國制度背景下研究終極控制權問題必須注重國有性質與私有性質異質性的影響。從理論上分析，國有終極控制股東為了維持對國有資產的控制會在國有企業中保持較高的控制權，對國有企業放權讓利、執行國有資產投資和管理制度是影響其運用控制權強化方式的主要因素，所以其終極控制權配置動態調整更多受政府行為、國有資金投放政策影響。而私人終極控制股東作為一類目標函數較為單一的利益主體，能夠內化終極控制權配置的成本和收益，控制權結構調整的主動性更強。在我國制度背景下，私有性質終極控制股東采用各類控制權強化方式放大控制權的動機可以概括為以下三點：一是作為私有產權的自我保護機制，二是作為獲取控制權私利的機制，三是用于建立內部市場替代外部制度缺陷。隨著外部投資者保護制度的發展完善，上述三個動機減弱，控制權強化方式使用程度與控制權集中程度都會下降。
這些理論分析有助于預測上市公司中兩類終極控制權結構的差異。國有性質終極控制股東在上市公司的控制權會更高；但是私有性質終極控制股東調整控制權結構的主動性會更靈活，在投資者保護制度不斷完善的情景下會降低股權集中度和控制權強化方式使用程度。下面使用我國上市公司數據驗證這些理論推論，本文研究樣本中657家公司的終極控制人可以追溯到各級國有資產管理委員會或政府部門，定義為國有性質終極控制；而其余307家公司的終極控制人可以追溯到自然人或私有企業，定義為私有性質終極控制。差異比較主要包括終極控制權配置總體特征和動態調整變化兩個方面。
（一）國有與私有性質終極控制權配置的總體差異
表1列示了2007～2013年國有和私有終極控制權結構各指標的總體均值，并對二者均值差異做了獨立樣本T檢驗，可以發現兩類性質之間的終極控制權結構存在顯著差異。除此之外，還統計了通過金字塔結構分離度、單一控制分離度和董事會超額控制程度大于零的觀測值占總體觀測值的比例，作為使用頻數衡量各類控制權強化方式的使用程度。具體結論可以概括為以下幾點：
1.國有性質終極控制權四個維度均顯著高于私有性質終極控制
表1的1～4行統計了終極控制權的四個具體維度，數據顯示在現金流權、投票權、投票能力和董事會席位控制權四個指標上國有終極控制均顯著高于私有終極控制，均通過1%的顯著性水平檢驗。
2.國有性質終極控制下金字塔結構層級更長但導致兩權分離度更低
表1的5～8行列示了兩類終極控制股東使用金字塔結構這一控制權強化方式的數據對比。統計數據顯示，國有終極控制下金字塔結構的層級更長但鏈條數更少，導致的投票權與現金流權之間的兩權分離程度更低，與私有終極控制的差異均通過1%顯著性水平檢驗。國有性質終極控制下只有32.5%公司通過金字塔結構獲得超額控制，而私有性質終極控制下有83.23%公司通過金字塔結構獲得超額控制權。
這些數據差異說明國有性質終極控制下金字塔結構運用的特殊性，層級更長但是導致的兩權分離度更低，表明其主要是國有性質終極控制股東向國有企業高管“放權讓利”的分權工具（Fan等，2013），而非用于獲得超額控制。而私有性質終極控制下，金字塔結構被用于強化投票權、放大終極控制股東控制財富的能力，使用范圍更廣，導致的兩權分離度顯著更高，這也與馮旭南和李心瑜（2009）的研究結論一致。
3.國有終極控制下單一控制程度更高而董事會席位超額控制沒有顯著差異
表1的9～12行列示了兩類終極控制股東使用單一控制和董事會席位超額控制的統計指標。數據顯示，無論國有性質終極控制還是私有性質終極控制，“單一控制”的使用程度及其導致投票能力超出投票權的分離度都較高；國有終極控制下投票能力超出投票權的分離度平均達到26.97%，私有終極控制這一指標也達到20.58%，二者的差異通過1%顯著性水平檢驗。這些數據表明，單一控制程度高才是我國上市公司中兩類終極控制股東最為主要的控制權強化方式。相比之下，兩類終極控制股東在上市公司董事會控制的席位權平均值還略低于其投票權。但是從使用頻數看，兩類終極控制下仍然有40%左右的上市公司存在董事會控制席位超出投票權的情形，兩類終極控制股東之間沒有顯著差異。
綜上所述，國有性質終極股東在上市公司各維度控制權更高，這符合理論預測。而本文的統計結論還進一步明確國有性質終極控制股東主要使用單一控制擴大控制權，而將金字塔結構作為分權工具使用；私有性質終極控制股東主要使用單一控制和金字塔結構兩類控制權強化方式放大在上市公司中的控制權。
（二）國有與私有終極控制權動態調整差異比較
表2列示了兩類終極控制權結構各指標在2007、2009、2011和2013年的年度均值，并使用各公司相關指標標準差的均值se衡量不同性質終極控制股東調整控制權結構的變化程度。數據揭示的基本結論總結如下：
1.兩類終極控制均表現出股權控制降低而董事會席位控制提升趨勢
表2中數據的變化趨勢顯示，兩類終極控制下四個維度控制權指標總體變化呈現現金流權、投票權和投票能力輕微下降，而董事會席位控制程度明顯上升。這種變化趨勢說明，在股權分置改革完成后，上市公司控制股東的減持行為導致持股比例下降，但是為了維持控制力，它們對上市公司董事會席位的控制程度卻有所增強。國有和私有終極控制下的一個明顯差異是，除了董事會控制程度標準差指標外，私有性質終極控制權其他三項指標的標準差均值都高于國有性質終極控制，說明私有性質終極控制股東調整控制權結構的自主性更強。
2.兩類終極控制均表現出控制權強化方式替代性組合運用趨勢
兩類終極控制下三種控制權強化方式使用上呈現出此消彼長式的替代性組合運用調整趨勢。具體而言，在國有終極控制下，單一控制導致的分離度不斷下降，但是金字塔結構復雜程度及其導致的分離度、董事會超額控制程度都在提升；私有性質終極控制下，金字塔結構的復雜性有所增加但是其導致兩權分離度不斷下降，單一控制導致的分離程度也有所下降，而董事會超額控制程度呈現提升趨勢。對比而言，私有終極控制股東在控制權強化方式上的組合調整更顯著地表現為降低使用負面效應大的控制權強化方式而使用更為隱蔽的控制權強化方式特征。這種調整變化符合投資者保護理論的預測，即隨著投資者保護制度的完善，終極控制股東將降低負面經濟后果嚴重控制權強化方式的使用程度而提高隱蔽性高負面經濟后果小的控制權強化方式。與本文結論相似，Intrisano（2012）對意大利1999～2007年的數據分析也發現類似結論，隨著投資者保護制度增強，意大利公司超權股應用下降、金字塔結構簡化而股東投票權協議應用穩中有升。
綜上所述，關于私有性質終極控制股東控制權結構調整的結論符合理論預測，同時本文的數據分析還進一步指出，隨著投資者保護制度的完善，私有性質終極控制股東降低了金字塔和單一控制使用程度而提高了董事會超額控制的使用程度。
三、研究結論與政策建議
研究終極控制股東在上市公司中的終極控制權結構和調整行為對于合理約束終極控制股東行權方式、提高資本市場中小投資者保護具有重要意義。本文把上市公司終極控制權依次分解為現金流權、投票權、投票能力和董事會席位控制四個維度，設計了計算金字塔結構、單一控制程度和董事會超額控制三種控制權強化方式導致兩權分離程度的方法，然后以964家A股上市公司為研究樣本對比分析私有性質與國有性質終極控制權結構與動態調整差異。
主要研究結論如下：1.國有終極控制下四種維度控制權指標顯著高于私有性質終極控制，單一控制程度高是最主要控制權強化方式，而金字塔結構更多被作為分權工具使用；在動態調整上，國有終極控制下現金流權、投票權和投票能力下降，而董事會席位控制程度提高，單一控制使用程度下降，而金字塔結構和董事會超額控制程度提高。2.私有終極控制股東主要使用單一控制和金字塔結構強化控制權，其中金字塔結構導致的兩權分離度顯著高于國有終極控制；在動態調整上，私有性質終極控制股東控制權結構調整變動程度更高，體現出更強的自主性；2007～2013年間隨著投資保護制度的完善，降低了金字塔結構和單一控制這兩類負面影響較大控制權強化方式的使用程度，而增大了更為隱蔽的董事會超額控制這一控制權強化方式的使用程度。
這些結論的政策啟示如下，首先，兩類終極控制股東之間的差異表明在資本市場治理終極控制股東行為要區分其不同產權性質采取不同措施，國有終極控制股東使用各類控制權強化方式主要受到國有資產管理制度、國有資金投資政策影響，對其治理應采取頂層設計策略。而私有性質終極控制股東控制權結構調整更為靈活，控制權強化方式應用隨著市場化進程改革自主調整，對其應采取市場化治理策略，通過公司內外部投資者保護制度建設引導私有性質終極控制股東合理行權。最后，單一控制程度較高是兩類終極控制股東控制權配置的最主要問題，也應該是當前階段治理的重點。
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關鍵詞：終極股東 控制權 現金流權 資本結構
一、引言
中國上市公司普遍存在著控股股東,而且控股股東的持股比例較高,對上市公司有較強的控制力。大量國內外相關研究表明,控股股東利用其對上市公司的控制權掏空上市公司,直接表現為控股股東對上市公司財務決策的決定。資本結構決策又是企業典型的財務決策,其與控股股東的關系已經得到了充分的研究。但是,本文研究終極控制權兩權分離是否對企業的資本結構決策產生影響。
二、相關文獻評述
近些年,La Porta等學者發現,世界各國很多上市公司受終極股東的控制,終極股東通過金字塔股權結構、交叉持股和一股多票等方式控制上市公司。因此終極股東與其他股東間的利益分歧成為公司治理的主要矛盾,圍繞這一矛盾國外學者進行了深入研究。Lins以18個國家1433個公司為樣本,發現當終極股東控制權超過現金流權時,公司市場價值下降;Cleassens S和Djankov S等的研究認為,終極股東控制權與現金流權的偏離導致公司成本上升、公司績效下降;由以上研究可以看出,終極股東與其他股東的利益分歧是目前世界范圍內公司治理的主要矛盾。中國學者劉芍佳等率先開始對中國上市公司終極股東控制問題進行研究;蘇啟林、戴璐、鄧建平、李善民、王鵬和谷祺等圍繞終極控制產生的控制權與現會流權的偏離對公司價值、股利政策和公司績效等影響進行廣泛研究。這些研究表明,終極股東與其他股東的問題是目前中國公司治理中的核心問題,在民營或家族上市公司中終極股東與其他股東的利益沖突更為嚴重。因此,本研究選擇中國民營上市公司為樣本,從控股股東兩權分離出發研究公司資本結構的選擇問題。
三、理論分析
Berger等認為公司資本結構選擇本身存在問題,但當時的問題主要是指經理人員出于自身利益的考慮會選擇偏離公司價值最大化的資本結構。而目前,在終極股東控制的分析框架下,問題則是指終極股東對資本結構選擇的影響。本研究采用資產負債率衡量資本結構,主要從股權稀釋與破產威脅兩方面分析終極股東對資本結構選擇的影響。
1.控制權、資本結構與股權稀釋
為了分析終極股東控制權對資本結構選擇的影響,本研究對終極股東的絕對控制權和相對控制權加以區別。絕對控制權與學術界常用的控制權含義相同,用終極股東的投票權衡量;相對控制權的提出主要是考慮受控公司其他大股東對終極股東控制產生的影響,用終極股東制衡度衡量。
在絕對控制權的基礎上,本研究提出控制權真空概念,只要終極股東控制權超過有效控制權比例20%,那么無論終極股東實際控制權是2l%還是25%,甚至更大,他們對公司的控制幾乎相同,本研究把終極股東控制權與有效控制權之差稱為控制權真空。它的存在意味著股權稀釋不會或很難改變終極股東的控制地位和控制能力,因此它會導致終極股東采用股權融資方式,股權融資既沒有削弱終極股東的控制力,又不會受到債務融資帶來的潛在破產風險,也不會影響終極股東對自由現金流的使用。控制權真空的大小顯然與終極股東控制權相關,終極股東控制權越高,控制權真空越大,說明終極股東浪費的實際控制權越多,可以采用更多的股權融資,壓縮控制權真空,因此認為終極股東控制權與公司資產負債率負相關。
2.現金流權、資本結構與破產威脅
在很多關于終極股東問題的研究中都把現金流權的高低作為衡量終極股東與其他股東利益是否一致的一個關鍵變量,當終極股東的現金流權較高時終極股東的行為更多地會考慮公司的整體利益。簡單的解釋是,如果公司經營較差,終極股東獲得的利益相應較少;如果公司面臨較大的風險,終極股東所承擔的風險也較高。資產負債率的高低與公司破產威脅緊密相關,在終極股東控制的框架下,終極股東現金流權越高,承擔的破產風險越大,規避破產風險的動機越強,終極股東會傾向選擇較低的資產負債率;相反,終極股東現金流權越低,承擔的破產風險越小,終極股東會傾向選擇較高的資產負債率,因此認為終極股東現金流權與公司資產負債率負相關。
四、結論
終極股東對資本結構的治理效應有主動性反應,影響受控公司資本結構決策,當終極股東控制權比例較高時,傾向于利用其控制力影響受控公司選擇股權融資方式,形成較低的資產負債率;當終極股東現金流權較低時,終極股東會影響受控公司選擇較高的資產負債率。
參考文獻:
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[4]劉芍佳,孫霈,劉乃全.終極產權論、股權結構及公司續效[J].經濟研究,2003,(4):5l一62.
一、研究設計
（一）研究假設終極控制人股權對公司治理的影響存在兩方面假說，一是“利益協同效應”假說，二是“利益侵害效應”假說。當終極控制人控制權比例較低時，較高的股權集中度提高了終極控制人在公司治理中的參與度。隨著終極控制人控制權的增加，其所有權也增大，為了保護自己的投資，終極控制人有動機控制管理層的機會主義行為，此時隨著終極控制人控制權的增加，盈余管理會降低。但隨著終極控制人控制權比例的增加到一定程度，終極控制人可能沉溺于非公司價值最大化行為中。因此假設：假設1:其他條件相同，盈余管理與終極控制人的控制權比例呈現U形關系。即盈余管理先隨終極控制人控制權比例的增加而降低，而后隨著終極控制人持股比例的增加而增大如果控制性股東擁有現金流量權越低，控制性股東對上市公司享有的共享收益就越少，控制性股東通過盈余管理等手段攫取控制權私有收益的動機就會越強。許永斌、鄭金芳（2007）的研究表明終極控制人的現金流權越大，就越有動力去經營好公司，而會減少降低企業價值的盈余管理行為。基于以上分析，本文提出假設：假設2:其他條件相同，盈余管理程度與終極控制人的現金流權比例負相關西方學者研究認為，終極控制人與小股東之間問題產生的根源是終極控制人的控制權與現金流權的分離。這使得終極控制人能夠逃避其不利決策給公司帶來的影響，最小化自己的損失，而且復雜的所有權結構下，現金流權與控制權的分離使終極控制人有手段和能力采取利己的行為。終極控制人為了掩飾其侵占行為，會實施盈余管理，增加信息不對稱程度，從而使小股東、外部投資者更難對企業的財務狀況進行評價。基于以上分析，本文提出假設：假設3:其他條件相同，盈余管理程度與終極控制人現金流權與控制權背離程度正相關
（二）樣本選擇與數據來源本文以2008年在深圳和上海證券交易所掛牌的制造業所有A股上市公司為實證研究樣本，研究選取數據主要包括終極控制人現金流權數據、控制權數據、股權分離度數據以及上市公司會計指標數據。在具體選擇研究樣本的過程中，實施了以下的步驟：為了規避新上市公司盈余管理的動機，以及考慮到Jones模型需要采用上一年的財務數據，樣本中不包括2008年當年首發上市的公司。剔除被ST的公司，將這類公司從樣本中剔除，因為這些公司的績效數據可能存在異常會縱。剔除無法從深圳國泰安信息技術有限公司開發的CSMAR數據庫（以下簡稱CSMAR數據庫）獲得研究數據的樣本。經過以上選擇，共得到研究樣本723個。本文有關上市公司的主要財務數據資料來源于CSMAR金融數據庫。此外，上市公司2008年的年報下載于中國證券監督管理委員會網站（）和巨潮資訊網站（.cn）
（三）變量定義和模型建立本文選取如下變量：（1）被解釋變量。夏立軍（2003）對國外主要的盈余管理計量方法及其調整模型在中國股票市場進行了檢驗，結果表明，在中國使用截面Jones模型能較好地計量盈余管理的程度。因此，本文認為，在目前情況下，針對中國上市公司的盈余管理研究最好使用截面模型。同時，在公司利潤表中，對于會計信息的使用者來講，線下項目的利潤操縱要比線上項目的更容易識別（Chen和Yuan，2004；Hawetal.，2005），在我國，通過操縱線下項目的盈余管理行為并不少見（如：上市公司與終極控制人進行直接的關系資產交易形成營業外收入），因此，本文使用基于線上應計的截面Jones模型和線下項目損益兩種方法來計算可操縱性應計利潤衡量盈余管理的程度。（2）解釋變量。現金流權是指上市公司股東通過付出現金流而取得的權利，有的文獻稱之為所有權。控制權是與投票權相對應的，有多大的投票權就有多大的控制權（包括直接控制權和間接控制權）。現金流權和控制權偏離是指控制權超過現金流權，導致兩者不相等。當一位股東實際持有A公司股票，則可稱之為“直接持股”；但如果這個股東轉而投資另一家B公司，而這家公司又再投資A公司，這就形成了“間接持股”。因此本文定義的終極控制人為沿著控制鏈條追溯至最頂端的終極控股股東，該股東不再為其他股東所控制。終極控制人的現金流權終極控制人的現金流權（CashfolwRights，CR）通過所有控制鏈累積持有上市公司的所有權比例之和表示，其中每條控制鏈頂端終極控制人對上市公司的所有權比例等于該條控制鏈上各層股東持股比例之積。即CR=∑∏ait，其中ait為第i條控制鏈的各層級之間所有權比例。終極控制人控制權控制權包括直接控制權與間接控制權（Control），等于各條控制鏈上的控制權比例之和，每一條控制鏈中，有效的控制權為終極控制人對上市公司的各環節持股比例的最小值。即Control=∑min（ai1ai2……ait），其中ait為第i條控制鏈的各層級之間所有權比例。現金流權與控制權分離度現金流權與控制權的分離度（SeparationRate，SR），定義為控制權與現金流權之差，即SR=Control-CR，SR越大，表明現金流權與控制權的分離程度越大。（3）控制變量。獨立董事比例。本文采用公司獨立董事占董事會全部董事人數的比例表示對終極控制人的監督力度。第二至十大股東的股權制衡度。本文采用變量SI來表示上市公司第二至十大股東的股權制衡度，SI的取值用公司第二大股東至第十大股東持股比例之和來衡量。資產負債率。本文選用上市公司當期的資產負債率作為控制變量，用以檢驗上市公司對待盈余管理的態度。公司的總資產報酬率，公司的總資產報酬率影響了公司的盈余管理動機和空間。成長性，企業通常經過初創期、成長期、成熟期和衰退期四個階段，當公司面臨著好的成長機會時，推遲轉移資產會使終極控制人獲得很大的控制權私利，此時終極控制人是不愿意從上市公司轉移資產的，所以，不同成長階段會對盈余管理產生不同的影響。因此，本文采用主營業務收入增長率來表示上市公司的成長性。規模。通常，大公司的管理層擁有等廣闊的空間進行盈余管理，本文選用上市公司當年的員工人數的自然對數來控制公司規模的影響。具體變量定義見表（1）。本文將盈余管理程度用兩個研究變量表示|DA|和|Below|，所以將同一個模型分成兩個類別。針對研究假設1，建立模型1：
二、實證檢驗分析
（一）描述性統計描述性統計結果見表（2）。總樣本組為723家上市公司，其中國有組386家，非國有組337家。首先對線上項目盈余管理值|DA|進行描述性統計分析。叢下表可以看出DA的數據分布特征，|DA|的均值為0.518916，中位數為0.332729，標準差為0.64649，最大值為5.6394，最小值為0.0014；均值略高于中位數，最大值與最小值相差較大，數據分布較不集中。此外1/4位數是0.1423053/4位數是0.639994。線下項目盈余管理|BELOW|的均值為0.034791，中位數為0.027323，標準差為4.84638，最大值為1.0827，最小值為0；均值高于中位數，最大值與最小值相差較大，數據分布較不集中。此外1/4位數是0.015322，3/4位數是0.043002。終極控制人控制權的均值為37.564%，中位數為36.69%，標準差為0.14617，最大值為1，最小值為3.94%，最大值為100%。可見，我國上市公司的控制權比例普遍偏高.終極控制人擁有的所有權比例的平均值為30.548%，中位數為28.31%，標準差0.16282，最大值為92%，最小值為23.9%，此外1/4位數是18.614%，3/4位數是41.349%。終極控制人兩權分離度的平均值為0.0701，中位數為0.00744，表明一半以上的企業兩權分離情況較小，最大值0.4234表明部分企業的兩權分離度較高。獨立董事所占比例平均值為0.3609，表明絕大部分公司的獨立董事比例己經達到證監會所要求的標準（獨立董事占董事總數的1/3以上）。用來衡量股權制衡程度的SI的平均值僅為0.1892，說明第二至十大股東所持股份較少，其余的大股東很難對終極控制人形成制衡作用，一股獨大現象非常嚴重。
（二）相關性分析變量的相關性檢驗結果見表（3）。結果顯示，線上項目盈余管理程度|DA|與現金流權比例、控制權比例、控制權比例的平方、兩權分離度、獨立董事比例、股權制衡度、資產負債率、ROA、成長性和企業規模等變量正相關。線下項目盈余管理程度|BELOW|與現金流權比例、資產負債率、ROA正相關，與控制權比例、控制權比例的平方、兩權分離度、股權制衡度、獨立董事比例、成長性和企業規模等變量負相關。有些變量之間存在著嚴重的共線性問題。現金流權和控制權比例（控制權比例的平方）之間，相關系數為0.835（0.830）；控制權比例與控制權比例的平方之間，相關系數為0.972;其余變量之間的相關系數都在0.8以下，對于模型的建立沒有不利影響。本文將考察終極控制人現金流權、控制權、兩權分離度與上市公司盈余管理影響，為避免現金流權與控制權的共線性問題，本文將現金流權比例與控制權比例、控制權比例的平方項納入不同的模型。為避免終極控制人擁有上市公司控制權比例與其平方項之間的共線性問題，模型中將終極控制人擁有的控制權比例進行標準化，標準化過程為控制權比例減去均值后除以標準差。
（三）回歸分析本文進行以下回歸分析：（1）終極控制人控制權與公司盈余管理回歸結果見表（4）。第一，終極控制人控制權與公司線上項目盈余管理。列1表示終極控制人控制權與公司線上項目盈余管理程度多元OLS回歸的結果，回歸方程的F值為10.663，顯著性概率為0.000，，說明該方程整體有意義。從回歸結果來看，控制權比例的平方（SqrControl）與上市公司線上項目盈余管理|DA|在10%水平上顯著正相關。這與假設1相符，即盈余管理與終極控制人的控制權呈現U形關系，盈余管理首先隨著終極控制人所有權的增大而降低，而后隨著終極控制人所有權的增大而增大。這表明在公司治理中，終極控制人在擁有較低控制權時，終極控股人沒有較大動力和能力通過線上項目操縱盈余。當終極控制人擁有超過其現金流權較高的控制權時，有動機有能力通過線上項目謀求控制權私利。獨立董事比例與公司盈余管理程度在5%的水平上呈顯著正相關，這與預期正好相反。說明在我國上市公司，或者至少在本文的研究樣本中，獨立董事并沒有發揮人們預期的代表廣大中小股東利益對上市公司終極控制人進行監督的職能。公司的股權制衡與盈余管理正相關，這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能，但這一結論得不到統計意義上的證據支持。公司的ROA與盈余管理程度正相關，且在1%的水平上顯著，這與預期的符號相反。但這也說明，上市公司的應計利潤受到其財務業績的影響，作為衡量企業財務業績的ROA，當其不斷提高時，公司高管可操控的非正常應計利潤項目數與絕對值更多，也即公司非正常的應計利潤與其財務業績之間存在正相關關系。公司的成長性與盈余管理在5%水平上顯著正相關，這與預期的符號一致。首先，處于成長期的公司，有較多的不確定因素，公司的成長機會越多，約有壓力迎合盈余預期增長，而且公司成長機會越多，意味著公司需要進一步的支持，可能存在較大的融資需求等，公司也越有動機進行盈余管理進行“包裝”。公司規模與盈余管理程度在10%的水平上顯著正相關。說明當公司規模越大，組織復雜程度越高，實施盈余管理行為的隱蔽性越大，內外部相關利益者均不易直接察覺，從而導致發生盈余管理的可能性增大。資產負債率與盈余管理程度在10%的水平上呈顯著正相關。這說明在資本結構方面，負債越高的企業違反債務契約的可能性越大，管理層有通一方面有為了獲得配股降低資產負債率的盈余管理動機，另一方面也有通過盈余管理避免違約的強烈動機。第二，終極控制人控制權與公司線下項目盈余管理。列2是終極控制人控制權與線下項目進行多元OLS回歸的結果，回歸方程的F值為32.616，顯著性概率為0.000，，說明該方程整體有意義。從回歸結果來看，控制權比例的平方（SqrControl）與上市公司線下項目盈余管理|BELOW|在1%水平上顯著正相關。這與假設1相符，即盈余管理與終極控制人的控制權呈現U形關系，盈余管理首先隨著終極控制人所有權的增大而降低，而后隨著終極控制人所有權的增大而增大。這表明在公司治理中，終極控制人在擁有較低控制權時，終極控股人沒有較大動力和能力通過線下項目操縱盈余。當終極控制人擁有超過其現金流權較高的控制權時，有動機有能力通過線下項目謀求控制權私利。在線下項目法下，獨立董事比例與公司盈余管理程度正相關，這與預期正好相反，但是與上述線上項目盈余管理程度回歸的結果相同。說明在我國上市公司，或者至少在本文的研究樣本中，獨立董事確實沒有發揮人們預期的代表廣大中小股東利益對上市公司終極控制人進行監督的職能，由于多種原因，獨立董事可能無法有效控制通過操縱線下項目發生的盈余管理行為在線下項目法下，公司的股權制衡對與盈余管理正相關，且在10%的水平上顯著，這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能，甚至迫于終極控制人的壓力，或者與終極控制人相互勾結操縱盈余。在線下項目法下，公司的ROA與盈余管理程度負相關，不顯著，這與上述線上項目盈余管理回歸的結果正好相反，但是預期的符號一致。可能是由于線下項目盈余管理比向上項目盈余管理更好識別，公司財務業績越高，通過線下項目進行盈余管理的程度就越低。在線下項目法下，公司的成長性與盈余管理負相關，不顯著，這與上述線上項目盈余管理回歸的結果正好相反，但與預期的符號一致。可能由于線下項目盈余管理比向上項目盈余管理更容易識別，處于成長期的公司為了吸引市場的參與者對其關注、避免聲譽受損，會盡量避免采用隱秘性較差的線下項目手段操縱盈余，而更多地采用線上項目的盈余管理。在線下項目法下，公司規模與盈余管理程度在1%的水平上顯著正相關。資產負債率與盈余管理程度在10%的水平上呈顯著正相關。這與上述線上項目盈余管理程度的回歸結果均一致，說明公司規模越大，發生盈余管理的可能性增大。在資本結構方面，負債越高的公司有實施盈余管理的強烈動機。（2）終極控制人兩權分離度對公司盈余管理影響的回歸分析結果見表（5）。第一，終極控制人兩權分離度與公司線上項目。盈余管理模型2的回歸結果如上表所示。列1表示終極控制人兩權分離度與公司線上項目盈余管理程度多元OLS回歸的結果，回歸方程的F值為10.248，顯著性概率為0.000，說明該方程整體有意義。從回歸結果看，終極控制人的現金流權與上市公司線上項目盈余管理|DA|在1%的水平上顯著正相關，假設2未得到驗證。本文認為可能的原因是：當終極控制人現金流權比例在較低范圍時，其對上市公司盈余管理影響的能力受到限制，相應上市公司出現較低的盈余管理幅度。隨著控制人現金流權比例的上升，其在上市公司的現金流權受到較大的影響，因而其對上市公司的盈余更敏感，受到的限制越小，盈余管理更多。而且，隨著現金流權比例的上升，控制權比例也在上升，終極控制人對現金流權的關注程度小于控制權，此時兩權分離度加大，終極控制人有較大的動機和能力實施盈余管理。從回歸結果來看，終極控制人的兩權分離度（SR）與上市公司線上項目盈余管理|DA|在10%水平上顯著正相關。這與假設3相符，即盈余管理程度與終極控制人現金流權與控制權背離程度正相關。當終極控制人控制權和現金流權分離度較高時，終極控制人利益和公司整體利益偏離度較高，終極控制人有動機有能力通過線上項目謀求控制權私利。終極控制人實施盈余管理最深層次的原因是終極控制人現金流權與控制權相分離。獨立董事比例與公司盈余管理程度在5%的水平上顯著正相關，這與預期正好相反，與模型1線上項目盈余管理回歸結果一致，說明在我國上市公司，或者至少在本文的研究樣本中，獨立董事可能無法有效控制通過操縱線上項目發生的盈余管理行為。公司的股權制衡對與線上項目盈余管理正相關，這與預期正好相反，這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能，但這一結論得不到統計意義上的證據支持。公司的ROA與盈余管理程度正相關，且在1%的水平上顯著，這與預期的符號相反，與模型1線上項目盈余管理回歸結果一致。公司的成長性與盈余管理在5%水平上顯著正相關，這與預期的符號一致，與模型1線上項目盈余管理回歸結果一致。公司規模與盈余管理程度在10%的水平上顯著正相關，與模型1線上項目盈余管理回歸結果一致。資產負債率與盈余管理程度在10%的水平上呈顯著正相關，與模型1線上項目盈余管理回歸結果一致，表現出較高的穩定性。第二，終極控制人兩權分離度與公司線下項目盈余管理。回歸方程的F值為30.378，顯著性概率為0.000，，說明該方程整體有意義。從回歸結果來看，終極控制人的兩權分離度（SR）與上市公司線下項目盈余管理|BELOW|在10%水平上顯著正相關。這與假設3相符，即盈余管理程度與終極控制人現金流權與控制權背離程度正相關。在公司治理中，當終極控制人控制權和現金流權分離度較高時，終極控制人利益和公司整體利益偏離度較高，終極控制人有動機有能力通過線下項目謀求控制權私利。終極控制人現金流權與上市公司線下項目盈余管理|BELOW|在1%水平上顯著正相關，與線上項目盈余管理回歸結果一致。本文認為可能的原因是：當終極控制人現金流權比例在較低范圍時，其對上市公司盈余管理影響的能力受到限制，相應上市公司出現較低的盈余管理幅度。隨著控制人現金流權比例的上升，其在上市公司的現金流權受到較大的影響，因而其對上市公司的盈余更敏感，受到的限制越小，盈余管理更多。而且，隨著現金流權比例的上升，控制權比例也在上升，終極控制人對現金流權的關注程度小于控制權，此時兩權分離度加大，終極控制人有較大的動機和能力實施盈余管理。在線下項目法下，獨立董事比例與公司盈余管理程度正相關，這與預期正好相反。說明在我國上市公司，或者至少在本文的研究樣本中，獨立董事可能無法有效控制通過操縱線下項目發生的盈余管理行為，但這一結論得不到統計意義上的證據支持。在線下項目法下，公司的股權制衡對與盈余管理正相關，且在10%的水平上顯著，這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能，甚至迫于終極控制人的壓力，或者與終極控制人相互勾結操縱盈余。在線下項目法下，公司的ROA與盈余管理程度負相關，不顯著，與模型1線下項目盈余管理回歸結果一致，公司的成長性與盈余管理負相關，不顯著，與模型1線下項目盈余管理回歸結果一致，公司規模與盈余管理程度在1%的水平上顯著正相關。資產負債率與盈余管理程度在1%的水平上呈顯著正相關，這與模型1線下項目盈余管理程度的回歸結果一致，表現出較高的穩定性。
三、結論
基于前述分析，可以得出以下幾點結論:第一，盈余管理程度與終極控制人擁有的控制權比例在形態上呈U型關系。在公司治理中，終極控制人在擁有較低控制權時，終極控制人沒有較大動力操縱盈余。當終極控制人擁有超過其現金流權較高的控制權時，有動機和能力謀求控制權私利。第二，終極控制人的現金流權與盈余管理程度正相關，本文認為，可能的原因是，當終極控制人現金流權比例在較低范圍時，終極控制對上市公司盈余管理影響的能力受到限制，相應上市公司出現較低的盈余管理幅度。隨著控制人現金流權比例的上升，終極控制在上市公司的現金流權受到較大的影響，因而其對上市公司的盈余更敏感，受到的限制越小，盈余管理更多。而且，隨著現金流權比例的上升，控制權比例也在上升，終極控制人對現金流權的關注程度小于控制權，此時兩權分離度加大，終極控制人有較大的動機和能力實施盈余管理。第三，目前，我國上市公司的獨立董事并沒有發揮人們預期的代表廣大股東利益對上市公司董事會進行監督的職能。一方面可能由于獨立董事所占比例偏小，不能對公司決策產生實質性影響；另一方面可能是我國獨立董事任免程序的缺陷使其獨立性大打折扣。目前我國獨立董事主要是通過股東大會選舉產生，且以一股一票的方式居多，這就產生了終極控制人控制獨立董事的可能性，而且，獨立董事的提名也多由控股股東提出，獨立董事迫于壓力等問題，難以發揮正常職能，也就無法有效控制可能發生的盈余管理行為。公司的股權制衡對與盈余管理正相關，盡管在統計上得不到支持，但這說明上市公司的第二至第十大股東可能沒有很好地發揮參與公司治理的職能。
作者：劉勝 單位：四川建筑職業學院
Research on the Relation between Characteristics of UltimateController & Corporate Financing Decision
ZHU Naiping1，2， TIAN Lixin2， CHEN Na1
（1.School of Finance and Economics， Jiangsu University， Zhenjiang 212013， China； 2.Faculty of Science， Jiangsu University， Zhenjiang 212013， China）
Abstract： The ultimate controlling shareholders not only affect the distribution pattern of control right and residual claim， but also enormously affect the behavior choice of the corporate financial decisions. This paper， with a firmlevel dataset 1112 observations of private listed companies from 2004～2011 based on ultimate shareholder’s views， empirically examines the relationship between the characteristics of ultimate shareholder’s controlling rights， cash flow rights and corporate governance and the preference of corporate financial decisions. The findings are as follows： the ultimate controlling shareholders are not sensitive to the bankrupt threat effect when the separation between control right and cash flow right reaches a high level. And in the meantime they prefer to infringe the interests of the other shareholder by high debt financing in order to seize the super control gains. Key words： financing mode； behavior choice preference； interest infringing； super control gains
1 引言
Claessens， Djankov， Fan[1]，La Porta， LopezdeSilanes， Shleifer等[2]學者研究發現，世界上很多上市公司實質上并不為第一大股東所控制，而受終極控制性股東的影響，終極股東往往通過一股多票、交叉持股、金字塔股權結構等方式操縱公司。所謂終極控制性股東是企業最終的控制人，即無法再追溯其控制權的控制人。終極控制人包括兩部分：一是終極控制人依其所擁有的股份而獲得的控制權；另一部分是終極控制人控制董事會和股東大會所獲得的控制權。在“股權相對集中”的公司，終極控制性股東與其他股東之間的利益沖突是主要矛盾。近年來，圍繞這種矛盾國內外學者進行了廣泛研究：Lins[3]對18個國家的1433家公司研究發現終極控制人的控制權（即表決權）超過所有權（現金流權）時，其市價會隨之下降；Claessens等[1]也認為企業成本上升和績效下滑是因為終級控股性股東控制權與所有權的分離； Du，Dai[4]在對上市公司最終所有權結構和財務杠桿的關系進行實證分析后發現，現金流權與表決權的分離往往導致最終控制人傾向較高風險的融資決策；Marchica，Mura[5]發現最終控制人現金流權與表決權的分離會對企業價值產生負面作用。國內，劉芍佳等[6]將控股股東按照國有、民營兩類進行對比我國最終控制人問題；王鵬和周黎安[7]，劉少波[8]，鄧建平和曾勇[9]，戴璐和孫茂竹[10]，朱文和蘇啟林[11]等圍繞實際控制人所有權與表決權分離對企業價值、股利政策方面進行了廣而深的研究。Claessens等[1]界定實際控制人的特征變量是現金流權與表決權比（SQ）。賴建清等[12]進一步研究了實際控制人對董事會的控制行為，并創設了變量SR，SR=1-獨立董事比例-其他股東代表所占比例-終極控制人控制的表決權比例。SR度量了控股性股東在董事會中所占比例（SP）和其擁有的表決權二者的差異。如果SR>0，代表終極控制人在董事會所占比例過多過高。筆者認為SR不能同時反映出實際控制人面對的成本（現金流權）和收益（控制權收益），即無法反映出控股股東的實際特征，我們認為終極控制人擁有的現金流權/終極控制人在董事會中所占比例的比（CQ）度量二權分離更科學。CQ與SQ的區別是：SQ是名義上的分離度，CQ是實質上的分離度。因為董事會實際擁有公司剩余表決權，終極控制人在董事會中所占比例更加能反映其對企業影響的實際掌控力。從理論意義上講，在考察實際控制人現金流權與表決權的偏離程度時CQ優于SQ。因此本文設計了這兩個范疇的特征變量進行對比分析研究。也有學者指出可用表決權和現金流權差額的絕對值（SU）來替代二者的偏離程度，本文實證部分也對SU進行了分析以對比。
現金流權與表決權分離確實在一定程度上影響了實際控制人行為后果[13，14]，因此深入分析實際控制人的行為表現特征對公司更深層次更深刻的影響，會給公司治理帶來啟示和借鑒價值[15]。本文以民營上市公司為研究對象，通過層層追溯，尋找上市公司的最終控制人，并從終極控股性股東的角度考察表決權、現金流權及二者的偏離程度和公司治理等因素對融資決策行為的影響。
2 理論分析與假設形成
在上市公司里，控股股東想要取得表決權就需要持有相當數量的股份，這一最低持股比例我們稱之為有效控制權（投票權）。實際控制人以較小的現金流權獲取較大的表決權，超過有效控制權的部分稱作“控制權真空”。顯然，實際表決權的比例越高，控制權真空就越大，其存在使股權融資帶來的控制權稀釋效應不會對實際控制人的表決權構成威脅，不影響他們對自由現金流的使用，也不影響其取得控制權私利[8]。于是，最終控制人便會充分利用“控制權真空”，采取股權融資以避免負債的破產威脅效應和利益轉移限制效應的發生，且“控制權真空”越大，股權融資的動機就越強。對實際控制人而言，實際控制權的比例越大，終極控制人的“控制權真空”越大，終極控制人為了壓縮“控制權真空”，偏向采用更高比例的股權融資；反之，實際控制權比例較低時，終極控指出，實際控制人會借助董事會對其控制行為提供保障。董事會結構只是實際控制人為保證對融資決策的制定權而采取的措施，不會直接影響最終控制人對融資決策的選擇，所以本文將董事會結構變量稱為實際控制人的行為能力變量，將股權結構變量（包括實際控制人的特征變量，即表決權與現金流權的偏離）稱作實際控制人的行為特征變量。實際控制人在董事會中所占比例為其負債行為的選擇作出能力上的保障，從此形式來說就是直接放大了假設3或假設4的效應，無論是假設3或假設4通過驗證，引入最終控制人在董事會中所占比例這一特征變量都能加強正向或反向效應。因此提出假設5：
H5 終極控制人在董事會中的比例越高，則H3或者H4中的被證實的效應就會得到放大。
3 實證研究總體設計
3.1 數據來源
筆者選取2004～2011年公布年報和相關公司治理信息的民營上市公司作為研究樣本。對于樣本選擇和數據選取，筆者依據如下原則進行了調整和篩選：（1）剔除數據不全的上市公司，包括年報數據、控制鏈、終極控制人等信息不全。（2）剔除新上市或次新上市公司，即剔除了2004年以后新上市的公司。（3）剔除同時發行B股或H股的公司。（4）剔除金融類上市公司。（5）剔除終極控制權低于10%的上市公司。（6）剔除ST和PT的上市公司。（7）剔除資產負債率超過100%的上市公司，即資不抵債的公司。基于上述原則，筆者最終選取了139家于2004～2011年間連續公布年度財務報表的非金融類A股民營上市公司作為研究對象，樣本量合計1112個。
3.2 模型及變量
公司融資行為最終形成公司的資本結構狀態，而資產負債率是學者研究資本結構的常用指標，所以本研究也以資產負債率作為因變量。自變量包括最終控制人的控制權、現金流權、兩權分離度、終極控制人的派出人員在董事會的比例。根據Titman等[21]的資本結構變量和相關文獻，本文把業務增長率、公司規模、資產擔保能力、贏利能力、行業特征等變量作為控制變量。變量定義如表1。
4 計量檢驗結果
4.1 描述性分析
全樣本下描述性統計分析顯示，民營上市公司的資產負債率平均值為50.06%，雖然不太理想，但是總體還是低于國有上市公司。現金流權和控制權相同的樣本只有184個，而控制權高于現金流權的樣本數有928個，說明終極控制人的控制權和現金流權呈現嚴重分離的特征。此外，為了更好地闡釋現金流權與表決權分離程度對融資決策的影響，筆者按現金流權與表決權是否存在分離對民營上市公司進行分組，結果表明，相較于其他企業，控制權超過現金流權的上市公司負債比例稍高，初步顯示“兩權分離”狀況下其更傾向于負債融資。
衡量終極控制人現金流權與表決權分離程度的解釋變量SQ最小值低至0.0634，均值為0.6454，SU最大值為48.74%，均值為12.82%，同西歐13個國家及東亞9個國家和地區的民營公司比較而言，我國民營公司終極控制人現金流權與表決權的分離程度偏高；CQ出現了3.00這樣的特殊值，表明存在現金流權很大但最終控制人在董事會所占比例很小的公司，很大程度上是因為終極控制人對董事會的控制力度不夠。但是SP的中值和均值皆大于50%，表明我國民營上市公司實際控制人多數對公司董事會擁有絕對控制力，且幾乎有百分之百的話語權，保障了其掏空行為。
4.2 相關性分析
通過各變量的相關性分析發現（由于篇幅所限，皮爾遜相關系數矩陣沒有在此列出），現金流權與表決權偏離程度的兩個變量之間具有較高的相關性，變量SQ與資產負債率呈負相關關系，SP與資產負債率呈正相關關系，初步支持了終極控制股東兩權偏離程度與公司資本結構正相關的假說。另外，考慮到SU=VR-CR，CQ=CR/SP，表中SU與VR、CQ與CR的相關系數較高實屬正常范疇。因此，我們是分別把它們放入方程進行回歸分析的。而其他各自變量的相關系數均較小（絕對值小于0.4），于是我們可以認為上述模型的各自變量之間基本不存在多重共線性問題，可以放入同一個方程進行回歸分析。
4.3 回歸分析
樣本的資本結構直方圖基本符合正態分布（資本結構直方圖略），其為采用普通最小二乘法對樣本進行回歸系數估計提供了科學的依據。通過現金流權、控制權與資本結構的回歸分析（限于篇幅，各自的回歸結果表未列出）發現二者與資本結構都呈現顯著負相關。
隨著逐漸控制資本結構的其他影響因素，表決權與資產負債率在10%水平顯著負相關，說明控制變量增強了檢驗效果。F檢驗結果說明模型整體擬合度較好。假設1得到證實，表明控制人擁有的表決權越高，公司融資決策行為偏向于股權融資，形成低負債的融資結構。反映在負債融資可能引發的破產風險與股權融資的控制權稀釋風險面前，終極控制人擁有的表決權越高，越偏向于進行低負債的融資行為，因為他們害怕債務的破產效應導致表決權的喪失。
現金流權與資產負債率在1%水平顯著負相關，而且隨著逐漸控制資本結構的其他影響因素，顯著性得到增強，驗證了假設2。終極控制人擁有公司的現金流權越高，其自身利益與公司整體利益越趨于一致，對控股股東的正向激勵效應增強，其規避破產風險的動機也越強。為了規避負債可能帶來的破產風險，避免過多現金流出，實際控制人在融資決策中偏向于較低的負債水平。
我們還發現了其他一些影響公司資本結構狀態的因素：（1）業務增長越快，資產負債率越高。這是因為高成長型公司的內部留存收益往往無法滿足其投資所需，另外高成長型公司往往有著良好的發展前景，股東不想把股東財富轉移給其他股東，因而通常不愿過多地發行新股，以免分散老股東控制權和稀釋每股收益。當具有較多的融資選擇時，這類公司一般會首選債務融資來滿足外部資金需求。（2）我們還發現公司隨著贏利能力的提高，資產負債率反而下降。通過實踐觀察，贏利能力強的公司，往往通過留存收益方式得到所需資金的滿足，因而負債水平下降。（3）公司規模越大的公司，資產負債率越高。因為大公司實力強，所以債權人愿意向他們提供貸款、同時減少監督成本，因此大型公司資產負債率反而高。（4）資產擔保能力越強的公司，越有機會獲得較高的借款。因為公司可用于貸款擔保的資產越多，債權人的放貸資金越安全，債權人越樂意提供更多的借款。
4.4 穩健性分析
由于西方國家上市公司股權比較分散，關于終極控制性股東等一些頗具代表性的研究中常常看到實際控制人的有效控制權被界定在10%或20%。鑒于國內上市公司股權較集中的特點，本文選擇20%作為有效控制比例，對以上研究結論進行穩健性檢驗（篇幅所限，回歸結果未列）。研究發現在提高了終極控制人的表決權后，解釋變量對被解釋變量資本結構的解釋程度還得到增強，模型的整體效果要優。另外，表決權提高時表決權與現金流權二者分離程度與資產負債率相關關系的顯著性亦得到增強。因此我們可以認為本文的實證研究結果具備良好的穩健性。本研究表明基于負債的非股權稀釋效應的考慮，控制人傾向債務融資而非外部權益融資的方式來籌措資金，其有利于控制人維持其對公司的表決權。
5 結論與啟示
【關鍵詞】企業價值 終極控制權 終極所有權
一、引言
公司治理問題是企業在實踐中不可回避的話題，因此，公司治理在理論界當中一直是熱門的話題之一。而問題作為公司治理的核心問題，其重要性尤為突出。Berle與Means（1932）認為公司中的問題主要是股東與管理者、股東與債務人等等利益相關者的利益沖突，然而隨后的大量研究發現，問題中終極控制人與中小股東的利益沖突才是其中最具代表性的。因此，從20實際80年代開始，以LLSV（La Porta，Lopez-de-silanes，shleifer與Vishny）為代表的關于終極控制人與中小股東的沖突研究成為公司治理研究的前沿。與此同時，由于我國經濟體制是由計劃經濟向市場經濟過渡而成的。所以，在上市公司以及大型企業中，股權相對都比較集中，終極控制人與中小股東的沖突顯得尤為突出。另外，我國的股票市場表現近期一直萎靡，這與終極控制人對中小股東的利益侵占有著一定的關系。因此，為了完善我國的資本市場，維護中小投資者的合法利益，引導我國資本市場健康發展，研究終極控制人的所有權特征與企業價值的關系顯得尤為重要。
二、文獻回顧
如上文所述，公司治理中的問題可以分為兩個部分，一類以Berle與Means為基礎的（B-M）委托關系，該類只要是研究股東與管理者、股東與債務人等等利益相關者的利益沖突。而另一類就是以LLSV為代表的關于控制性股東與中小股東的沖突問題。下文分別對這兩個方面的文獻分別進行綜述。
（一）（B-M）委托關系研究綜述
在英、美、日企業所有權廣泛分散、股權集中度不高的背景下，Berle與Means1（1932）在《the modern corporation and private property》中，首次提出了控制權與所有權分離這個創新觀點。隨后詹森與麥克林2（1976）提出的委托理論對兩權分離研究進一步發展。根據他們對委托關系的定義，要緩解兩者的沖突，就必須給予管理者一定的股權，即管理者持股。此后學術界紛紛對管理者持股的行為進行了大量的研究并提出了利益一致假說與壁壘效應假說。
所謂的利益一致假說，就是指當管理者的持股比例增加時，管理者的利益就與股東的利益逐漸趨于一致，在這種情況下，管理者的個人利益就與公司股東的利益捆綁在一起。使得管理者也以企業價值最大化為目標。但是當管理者的持股比例過高的時候就可能產生相反的效果。Fama和Jense（1983）3指出當管理者的持股比例過大時，他們將會對企業進行控制，為他們實現非企業價值最大化目標提供便利。這就是壁壘效應假說。
（二）（LLSV）委托關系研究綜述
B-M委托關系是以英、美、日企業所有權廣泛分散為背景而創立的。但是隨著經濟的發展，以東亞、西歐部分國家上市公司為代表，股權集中度相對較高且存在控制性股東的公司逐漸出現在歷史舞臺。控制性股東與中小股東的問題，即LLSV委托關系逐漸成為重要的研究熱點之一。
Shleifer與Vishny4（1997）研究表明，B-M委托關系下的成本可以通過所有權集中有效降低，但是終極控制人的出現也帶來了終極控制人侵占其他股東利益的成本，而且國家對投資者的法律保護越完善該成本就越小。隨后，La Porta等（1999）5發現終極控制人的控制權超過所有權的現象在27國家600家大公司樣本中普遍存在，這種現象導致其他股東無法有效監督控制性股東，進而令終極控制人有動機與權力去實施侵占中小股東權益的戰略或者項目。Claesens、Djankow6 （2000）對九個東亞國家（地區）的2980家上市公司的所有權特征進行分析發現，公司價值與終極控制人所有權存在顯著的正相關，但是公司價值與控制權比例卻呈顯著負相關，而隨著兩權偏離程度的增大，其對企業價值的負面影響也就越大。La Porta等人（2002）以及Joh7（2003）分別以27個國家前20大企業和5829家韓國公司為樣本進行實證分析也得出與上述學者類似的結論。
國內學者方面由于中國證監會到2004年才要求上市公司披露終極控制人的產權與控制關系，相關研究04年以前相對較少。
賴建清、吳世農（2005）研究發現，受我國股權分置現象的影響，兩權分離度與公司價值沒有顯著關系。王鵬、周黎安（2006）8以2001～2004年中國A股市場數據為基礎，研究發現，終極控制人的控制權對企業價值有顯著的負影響，而所有權則有顯著的積極影響，而且兩權分離程度越大，公司價值下降越多，并出現邊際遞增現象。但是谷祺9（2006）以121家家族企業為研究對象，卻發現所有權與控制權比例都對企業價值有顯著負向影響。葉勇（2007）10通過整理分析2003年深圳證券交易所上市的505家上市公司終極控制權、所有權發現，我國上市公司主要通過金字塔結構等方式使其終極控制權與所有權產生偏離，且其偏離幅度與上市公司的市場價值負相關。陳獻一（2011）11選用2007年至2010年滬深A股上市公司數據為研究對象也得出類似結論。
綜上所述，我們可以看出，我國大部分的上市公司股權都比較集中且由國家控制，而國家控制的上市公司容易出現主體缺位的現象，控制權實際掌握在有關人員的手中，這令中小股東利益更容易受侵害。因此研究終極控制人所有權特征與企業價值的關系顯得十分必要。另外，從上文可知現有的實證研究數據相對比較舊，而且沒有通過比較得出國有與非國有兩種特征的公司終極控制人所有權特征與企業價值的關系異同。因此，本文將應用2010與2011年的上市公司數據，分國有與非國有兩類樣本進行回歸分析并進行比較。
三、研究假設
Claesens（2002）指出，終極控制人的所有權權對企業的市場價值具有“激勵效應”，終極控制人的所有權正越大，就越有動力去提高的企業價值，他通過侵害公司利益而最大化個人利益的動力就越小。因為他采取上述行動的成本會隨著所有權的上升而上升。
因此提出假設1：終極控制人的所有權與企業價值成正比。
但是當終極控制人通過金字塔結構或者其他方式使得控制權遠遠超過所有權時，就會產生很強的壁壘效應。終極控制人就能夠輕松通過投資項目、控制權轉讓以及投資政策等手段侵害中小股東的權益，獲取控制權私人權益。
因此提出假設2：終極控制人的兩權分離程度與企業價值成反比。
根據國內外學者相關研究表明，家族控制、規模較小的企業比國有控制的企業所有權與經營權的分離程度大。在我國由于非國有企業相對于國有企業來說融資途徑相對比較狹窄，獲得直接上市的機會較少，其往往通過借殼上市的方法進入股市。而且為了節省資金非國有企業通常傾向采取金字塔機構來控制一家或者多家上市公司，因此非國有企業的兩權分離程度較大。而王鵬、周黎安（2006）指出兩權分離程度越大，公司價值下降越多，并出現邊際遞增現象。
因此提出：
假設3：終極控制人為國有的企業比非國有的企業兩權分離程度較小，分離系數較大。
假設4：終極控制人為非國有的企業與國有的企業相比，其兩權分離系數對企業價值的影響較大，其回歸系數比國有要大。
四、研究設計
（一）樣本選取與資料來源
本文選取滬深A股上市公司2010與2011兩年數據作為研究對象，并根據前人的研究經驗作了以下調整：1）對金融類企業進行剔除，因為其資本結構以及營業模式與傳統行業差異較大。2）剔除了數據不全的企業。在此基礎上根據國泰君安的終極控制人資料，其將終極控制人分為國有與非國有企業。其中屬于國有的終極控制人有國有企業、非企業單位、機關事業單位、機關、國務院、省、地區級政府，級政府，縣級政府，縣級及以下政府，事業單位，院校等，屬于以上類別的均歸類為具有國有性質和背景的終極控制人，其余則為非國有性質背景的終極控制人。調整后共有樣本3323個，其中國有樣本1350個，非國有樣本1973個。所有數據均來自國泰安數據庫。
（二）變量設計
根據本文的研究目的，本文選取了企業價值作為因變量，終極控制權、終極所有權以及兩權分離度作為自變量，而根據前人的研究成果，本文將年份變量，盈利能力以及資本結構作為控制變量。
變量的具體定義如下表1所示：
表1 變量定義表
其中，衡量兩權分離程度的指標遵循Claessens、Djankov、Lang（2000）計算分離度的方法，將所有權與控制權的比率作為分離系數，其越小說明所有權與控制權的分離程度越大。而終極控制權與所有權的相關定義與國內外學者基本一致，我們將現金流量權作為衡量終極所有權的指標，而終極控制人的現金流權等于最終控制人通過所有控制鏈條累計持有上市公司所有權之和，每條控制鏈的所有權比例等于該控制鏈各個環節控制比例的乘積。而終極控制權比例為每條控制鏈上最弱的表決權相加之和。
五、實證回歸結果與分析
（一）變量的描述性統計
表2 變量描述性統計
從表2看，全樣本中企業價值的變異系數較大達到2.14，證明樣本中企業價值參差不齊，差異較大。而國有樣本與非國有樣本的對比中我們可以發現，非國有企業的企業價值比國有企業的企業價值均值要高，這可能是國有股在公司治理中的攫取之手效應大于幫助之手效應所導致的。另外，從兩權分離系數來看，非國有樣本中的兩權分離系數均值為0.8095比國有的0.8918要大，假設3得到驗證，這與Claesens（2000）的實證結果相一致。
表3 變量間的皮爾遜相關系數
從表3可以看出除了control與ownership兩者之間的相關性較大外其余變量之前的相關性都比較小。因此，為了分別揭示控制權與所有權對企業價值的關系，我們需將兩者分開進行回歸。
（二）OLS回歸結果分析
表4 OLS回歸結果
表5 共線性情況
根據上述情況本文將分7個模型進行回歸，如表4所示模型1～3是以總體為樣本進行研究的，而考慮到control與ownership的相關關系，為了分別揭示控制權與所有權對企業價值的關系，我們分別將control與ownership分開放入模型2與模型3中進行回歸分析。模型4與5，模型6與7是國有樣本與非國有樣之間的對比。
從整體上看，模型1至7的F值都比較大，其對應的P值都是0，證明總體上看，7個模型的解釋程度都比較高。從總體樣本上看，模型1的F值比模型2與模型3的要小，這是受control與ownership兩者共線關系影響所致。7個模型中D.W值都比較適中，表明所有模型都通過了序列自相關檢驗，不存在序列自相關問題。而從表5可知除了模型1以外其余6個模型各變量VIF值都小于3，表明6個模型都不存在多重共線性，通過多重共線性檢驗。
從總體樣本上看，由模型1可以看出，由于control與ownership有很強的共線關系，所以終極控制權、終極所有權以及兩權分離系數對企業價值的影響并不顯著。因此我們需要通過模型2與模型3分析，通過分析可以發現：首先，終極控制人的所有權對企業價值有顯著的負影響，與原假設1不一致，這可能是掠奪性分紅現象的存在而導致的。其次，終極控制權與企業價值是負相關關系，這與Claessens（2002）所得出的結論是一致的，終極控制人的控制權對企業價值有“壁壘效應”。最后，在模型2與模型3中兩權分離度與企業價值都有顯著的正相關關系，這與假設2相符，兩權分離程度越大，兩權分離系數越小，企業價值越小。
從國有樣本與非國有樣本的比較上看，通過對模型4-7分析發現，非國有樣本的兩權分離系數的回歸系數比國有的要高出一倍。表明非國有企業的企業價值對兩權分離系數的敏感性比國有企業的要高。這與假設4相一致，假設4得證。另外，非國有樣本中的終極控制權與終極所有權的回歸系數的絕對值都比國有樣本的要大，表明非國有企業的企業價值對終極所有權與終極控制權的敏感程度較高。這可能是非國有企業中掠奪性分紅現象與“壁壘效應”比國有企業更為嚴重所導致的。這與非國有企業在資金等各方面資源相對緊缺有很大關系。
六、結論與建議
通過上述的實證分析我們可以得出以下結論：
首先，終極所有權對企業價值有顯著的負影響，而且非國有企業的負面影響比國有企業更為明顯。這表明我國企業中可能存在著掠奪性分紅的現象，而且非國有企業的掠奪性分紅現象比國有企業更為嚴重。因為所有權越大，掠奪性分紅所得的利益越多，進而使得企業價值下降得越多。
其次，終極控制權對企業價值有顯著的負效應，兩權分離程度與企業價值也有顯著負相關關系，這也表明我國的確存在著終極控制人侵害中小股東權益的現象，而且非國有企業比國有企業更為明顯。這是因為兩權分離程度越大，兩權分離系數這個指標就越小，終極控制人侵害中小股東的收益就越大，成本就越低。而非國有企業比國有企業更為明顯的原因則可能是非國有企業的公司內部治理規范程度比國有企業的相對要低，其通過兩權分離這種手段去掠奪上市公司的資源以及中小股東的利益所受到得限制相對較少。
最后，非國有企業的兩權分離程度比國有企業的兩權分離程度要高。這是因為非國有企業相對于國有企業來說資金相對緊缺而且融資途徑相對比較狹窄，獲得直接上市的機會較少，因此其往往通過借殼上市的方法進入股市。而為了節省資金非國有企業通常傾向采取金字塔機構來控制一家或者多家上市公司，以滿足自己發展的需求。
根據上述結論本文提出以下建議：
首先，完善相關法規，加大對資本市場的監管力度，保護好中小股東的合法利益。雖然近年來，相關法律制定對于終極控制人侵害中小股東的行為起到了一定的限制性作用，但是由于懲罰力度不足，違規操作頂風作案的事件時有發生。因此，本文認為政府應該加大違規的懲罰力度，一來可以提高違規者的違法成本，二來可以調動中小股東的監督的積極性。
其次，提高相關信息披露水平，盡可能消除終極控制人與中小股東之間的信息不對稱性。終極控制人能夠侵害中小股東利益的一個重要原因就是因為兩者之間的信息不對稱。因此，政府應該在這方面進行努力，為中小投資者提供一個良好的投資環境，保護好中小股東的合法權益。
最后，加大對非國有企業的支持力度。由結論可知，非國有企業的中小股東利益侵占現象比國有企業更為嚴重，其中重要原因之一就是其資源相對缺乏，尤其是融資問題。政府應該拓寬非國有企業的融資途徑，這樣既能滿足企業發展需求促進經濟進一步發展，也能夠對保護中小投資者利益起一定作用。
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[11]陳獻一.最終控制人的所有權、控制權與企業價值[D].東北財經大學（2011）.
關鍵詞：所有權結構 終極產權 公司價值
所有權結構是公司治理的一至最為重要的內部治理機制，是控制公司的權利基礎。所有權結構的調整實際是公司產權的重新分配，分配的結果直接影響到資源配置的效率。自1933年Bede和Means發表《現代公司和私有產權性質》以來，有關所有權結構的討論一直是經濟學領域經久不衰的話題。最近幾年隨著終極產權概念的興起，所有權結構再次成為眾多學者的研究熱點。
一、分散所有權與集中所有權結構研究
(一)分散所有權結構研究 Berle和Means在1933年發表的《現代公司和私有產權性質》被認為是最早研究分散所有權結構的文獻，作者提出了美國盛行分散的所有權結構。Berle和Means有關分散所有權結構思想影響了理論界學術研究多年。Jensen和Meckling(1976)和Hart(1980)的理論也都是建立在分散所有權結構理論基礎上。此后在所有權分散的理論文獻里，研究的主要議題是如何有效地激勵和約束經理，以解決所有權與經營權分離帶來的問題。但實際上只有在對小股東法律保護較為完善的國家里，Bedel和Means所闡述的分散所有權結構才較為普遍，這些國家通常是實施普通法系的國家(LaPort等1997，1998)。
(二)集中所有權結構研究 Berlel和Means關于分散所有權結構的研究范式在1988年被Holderness和Sheehan的一項研究所打破。Holdemess和Sheehan(1988)對美國100多家公司的研究發現，這些公司均存在股權高度集中的現象。研究表明，即使在美國等發達國家，除了存在大量的所有權分散的公司外也存在著眾多所有權相對集中的公司。從此，有關集中所有權的研究逐漸增多。LaPorta等(1998)認為，在新興經濟中所有權是高度集中的。Lins(2003)研究認為，在22個新興市場上58％的公司至少有一個控股股東。Faccio和Lang(2002)發現，在13個西歐國家中，除英國和愛爾蘭外其他國家的股權均高度集中，在5232家上市公司中有44.29％的公司由家族控制，新興資本市場的控股股東往往比英美等國家的控股股東享有更多、更強的控制權。在意大利和瑞典大部分上市公司都處于控股股東的嚴密控制之下(Zingales，1994)。在所有權集中的公司里控股股東能夠強化對經理的監督，從而可以有效地降低分散股東的“搭便車”行為。所以，控股股東的存在是解決經理與股東之間沖突的一種行之有效的方法。但所有權集中也產生了另一種問題――控股股東與中小股東之間的問題，即控股股東可能利用所擁有的控制權牟取私人收益。所有權的集中為控股股東憑借自身力量剝削和掠奪中小股東的利益成為可能。因此，針對所有權集中的公司經營行為，有些學者專門研究控股股東與中小股東的問題。Shleiferg和Vishny(1997)指出，在所有權集中的股權結構下，公司的控股股東與小股東之間存在問題，控股股東一旦控制了企業的決策權經常會以犧牲其他股東和利益相關者的利益為代價謀取私利。因而他們認為，現代公司的主要沖突存在于控制公司內部大股東與外部分散小股東之間。Johnson等(2000)使用“掏空(Tunneling)”一詞來描述控股股東轉移公司資源對其他股東利益進行侵占的行為。控股股東轉移資源進而取得控制權私利，這些收益不但不會與小股東分享，而且還直接損害小股東的利益。
二、所有權性質與終極產權研究
(一)所有權性質研究 所有權性質體現了所有權的身份，并在很大程度上決定了公司的經營策略。即使在同一時期處于相同的經濟和制度環境下，政府控制的公司和民營控制的公司采取的經營策略有可能大不相同。公有產權與私有產權優劣一直是許多學者關注的話題。Alchian(1965)首先提出私有產權的公司治理優于公有產權，后來又有許多學者研究認為私有企業的績效優于國有企業(Megginson和Netter，2001；Djankov和Murrel，2002)。然而，國外也有許多學者認為沒有發現所有權性質與企業績效之間存在顯著的相關關系(cayes和Chfistensenn，1980；Kole和Mulherin，1997；Hoh，2002)。國外有關所有權性質研究之所以未達成一致的結論，其中很重要的原因就是在研究過程中被選擇的樣本公司所處地區的經濟形態比較單一，很少存在國有產權與私有產權大量共存的經濟制度。此外，在選取以韓國、日本以及印度等亞洲國家的公司作為研究樣本時，這些國家樣本公司的所有權結構鏈條過長也會影響到研究結論的可靠性。
(二)終極產權研究La Porta等在1999年首先提出了終極產權(Ultimate ownership)的概念，由此所有權結構的研究不再局限于所有權的分散與集中方面，終極產權方面的研究也層出不窮，成為最近幾年學術界研究的熱點。終極產權觀點的興起是集中所有權結構研究的突破性發展。終極產權包括控制權和現金流權兩個方面。終極控制人是上市公司的第一大股東沿著控制鏈向上逐級追溯的最終控股股東。控制權是終極控制人對上市公司的投票權，現金流權是終極控制人對上市公司的所有權。實際上將控制權和現金流權兩者結合起來研究，可以更加客觀和全面地反映公司所有權結構的特征。控制權和所有權的偏離程度可以反映終極控制人追逐私利的意愿和驅動力。Grossman和Hart和1988年就曾提出控制權與現金流量權的區別，并認為當控制權的私人利益較高時“一股一票(One share-onevote)”的偏離較大。然而，在所有權結構的研究文獻中真正開始系統研究終極控產權的問題出現于20世紀90年代末。LaPorta等在1999年發表了有關終極產權研究的論文《全球的公司所有權》。LaPona等(1999)通過所有權關系鏈條層層往上追溯公司的終極控制人研究后表明，在27個高收入的國家中大約有64％的大企業存在控股股東，這些企業的大股東擁有超過現金流權的控制權，而且大部分是通過金字塔結構來實現的。Claessens等(2000)將LaPorta等(1999)的分析方法適當改進后考察了東亞2980家公司的所有權與控制權的分離后發現，在這些國家中投票權總是通過金字塔控制結構和交叉持股方式超過了現金流權。所有權和控制權的分離在家族控制公司和小公司尤為突出，有超過三分之二的公司被單一股東獨家控制。Shleifer和Wolfenzon(2002)認為，在股東保護比較弱的國家里金字塔型結構應該更為普遍。Claessens等(2002)也認為，大多數國家控股股東掠奪小股東是非常嚴重的委托問題，并認為當控股股東通過金字塔結構和交叉持股方式分離所有權與控制權，或擔
任公司的高級管理者，以及當法律對小股東的保護不到位時，這種侵占行為更加嚴重。現金流權的作用還會受到投資者保護機制的影響。Lemmon和IJins(2003)及Nenova(2003)從不同角度得出了相同的結論，發現在投資者保護機制比較完善的地區現金流權的多少并不重要。
三、所有權結構與公司價值研究
關鍵詞：民營上市公司 終極控制人 現金股利分配
自LaPorta，Lopez-de-Silanes和Shleifer(1999)提出上市公司終極控制人方法來分析控制性股東與小股東之間的問題以來，終極控制人控制作為公司內部治理機制的基本特征，不僅決定了公司剩余索取權和剩余控制權的分配格局，而且深刻地影響著公司的財務決策行為。本文基于終極控制人框架，討論民營金字塔股權結構上市公司終極控制人特征對現金股利分配的影響。
一、文獻綜述
(一)國外文獻現金股利成本理論源于公司股權高度分散的現實背景，但自從理論和實證研究表明上市公司的股權不是分散而是集中的，對現金股利的研究則轉移到控制性股東與小股東之間問題理論框架下，其基本的觀點認為，公司的問題更多的表現為控制性股東與中小股東之間的利益沖突(Johnson，etaL，2000)。從控制性股東的“掏空”動機來看，控制性股東具有通過股利政策實施公司資源轉移的傾向，因此現金股利是控制性股東用來侵害小股東權益的一種工具，并在此領域出現了大量的文獻。Shleifer和Vishny(1997)認為在上市公司中，大股東對上市公司資源的侵害度和侵害方式會因其他小股東現金流索取權的差異而有所不同。當大股東對上市公司的控制權力越大，而且控制權與現金流權也趨于一致的時候，大股東實現自己利益的成本也越小。因此，在控制權與現金流權一致的情況下，大股東應當會傾向于選擇成本最低目受法律保護的方式來實現自己的利益。于是，上市公司高派現就成為其必然選擇。股權越集中，大股東持股比例越高，則派現成本就越低，大股東就越有動機按正常途徑分派股利，而不是通過侵占小股東利益的非正常途徑來獲取收益。LaPorta，Lopez Shleifer和Vishney(2000)開始了從終極控制權視角研究股利政策的嘗試，將股利的模型分為結果模型(Outcome Model)和替代模型(Substitute Model)兩類。結果模型認為：股利政策是內部股東與外部小股東之間沖突的結果。對于那些小股東權利保護弱的國家，內部大股東與外部小股東之間的問題更加嚴重，企業的股利支付率低于投資者保護強的國家(如英國和美國)。替代模型認為：較高的股利支付可以起到緩和內部股東與外部小股東之間沖突的作用。他們通過對33個國家4000家公司進行實證研究后發現，股東權利保護弱的國家，由于控制性股東與外部股東之間的問題更嚴重，小股東利益得不到有效保護，所以股利支付低于投資者保護強的國家。對普通法系國家和大陸法系國家的公司進行了比較后，發現前者的股利支付率較高，對小股東權益保護較好；后者股利支付率較低，對小股東權益保護較差，其結論支持了結果模型。他們進一步的研究還發現，在中小股東權益保護較好的國家里，中小股東可以利用法律來迫使上市公司派發更多的現金股利，減少公司資源被濫用的可能性。之后，在終極控制人對現金股利的影響方面出現了大量的文獻，如Cronqvist和Nilsson(2000)、Maury和Pajuste(2002)對芬蘭的研究、Faccio，Lang和Young(2001)對東亞和西歐上市公司股利政策的研究、Carvalhal-da-Silva和kal(2003)對巴西的研究以及Gugler和Yurtoglu(2003)對德國的研究等。從西方國家的研究文獻來看，關于大股東對股利政策的影響研究大部分都證明了控制性股東持股比例越高，其利益趨同效應越明顯，殷利支付率越高；而在金字塔結構中，現金流權越高，分離程度越小，利益趨同效應越明顯，股利支付率越高。
(二)國內文獻在我國也有一些文獻基于終極控制權概念，研究金字塔股權結構下終極控制人現金流權、控制權對上市公司現金股利政策的影響。鄧建平、曾勇(2005)對我國家族上市公司的股利政策的研究得出結論：我國家族控制的上市公司股利決策并不是為了解決經理濫用自由現金流的風險，而是與控制性家族自身利益最大化有關。當終極控制人擁有的現金流權越高時，公司越傾向于分發較高比例的股利，非理性分紅的欲望也越強；同時，其控制權與現金流量權分離程度越大時，公司越傾向于不分配或者分配較低比例的股利，非理性分紅的欲望越弱。張學勇(2007)的研究表明，家族終極控制上市公司的金字塔股權結構并沒有對其現金股利政策有顯著影響，而政府終極控制上市公司的金字塔式股權結構對現金股利有明顯的影響，且當現金流權對控制權偏離程度越大時，現金權利就越少。王化成、李春玲、盧闖(2007)的研究表明上市公司終極控制人所有權和控制權的分離度越大，股利分配傾向和分配力度越低；國家控股上市公司的分配傾向和分配力及低于民營控股上市公司。從特征變量的聯合影響來看，當控制性股東對上市公司的控制具有集團控制性質時，國家控股的公司分配傾向和分配力度低于民營控股的上市公司；當控制性股東對上市公司的控制不具有集團控制性質時，國家控股和民營控股的分配傾向和力度沒有顯著差別；在控制性股東不具有集團控制性質的情況下，所有權和控制權的差異越大，控制性股東的分配傾向和分配力度越大，即控制性股東在不具備通過關聯交易轉移資金的客觀基礎和條件下，當其有權利決定公司的分配政策時，派發現金股利就成為其獲得投資收益的現實選擇。宋玉、李卓(2007)實證檢驗了終極控制人的特征對上市公司現金股利政策的影響。結果表明，上市公司現金股利政策與終極控制人的侵害動機成反比，現金股利的支付率隨著終極控制人控制權比例的增加呈先減少后增加的U型變動；現金流權與控制權的分離程度越小，派發現金股利的水平就越大，但這種影響主要來自于較高的現金流量權。現金流權比例越大，派發現金股利的概率和水平也越大；終極控制人性質為政府尤其是地方政策時，上市公司派發現金股利的概率和水平更高。可見，從終極控制人視角來分析其對上市公司現金股利政策的影響，依然有不同的結論。
二、研究設計
(一)研究假設本文從終極控制人角度來考察現金股利問題，現金流權越高，其激勵效應越大，更有可能通過控制權共享收益即股利分配的方式來獲取投資收益。同時在我國特殊的股權結構下，控制性股東持有的非流通股無法通過股價的上漲獲得收益，正常的利益獲取只能通過股利分配的形式，因此，現金流權越大，現金分紅的激勵越大。而當現金流權較低時，同時由于控制權超過了現金流權，控制性家族股東通過股利分配所能獲得的共享收益很低，而超強的控制權使得其獲取私人收益的成本和難度降低。因此，當終極控制人的現金流權和控制權的
偏離程度較高時，更傾向于將現金留存于企業中，并通過其他方式來轉移。因此發放現金股利的激勵較低。基于以上分析，本出如下假設：
假設1a：終極控制性股東擁有的現金流權越高，股利分配概率和股利支付率越高
假設1b：終極控制性股東現金流權與控制權的分離程度越大。股利分配概率和股利支付率越低
股東與管理者之間問題理論下的現金股利理論把低現金股利政策視為管理者對股東利益的侵占，管理層控制性的上市公司傾向于低派現政策，控制性股東控制型的上市公司更傾向于高股利支付率政策。如果指定管理者，表示民營上市公司董事長或者總經理是控制性股東的直接代表，因此管理者的利益與控制性股東的利益高度一致，此時，股東和管理者之間的問題相對而言不是特別嚴重，控制性股東控制了上市公司。控制性股東對管理層的監督力度加大，這都會驅使管理層不會私吞自由現金流，管理者也傾向于派發高比例現金股利。因此本出如下假設：
假設2a：相對于未指定管理者民營金字塔上市公司，指定管理者的民營金字塔上市公司股利分配概率更高
假設2b：相對于未指定管理者民營金字塔上市公司，指定管理者的民營金字塔上市公司股利支付水平更高
當上市公司具有集團控制性質時，控制性股東在客觀上具有與上市公司之間進行關聯交易的條件和基礎，同時，當集團控制時，終極控制性股東在上市公司中的分離程度也廈大，更傾向于將現金留存于企業中，并通過其他方式來轉移。因此發放現金股利的激勵較低。基于以上分析，本出假設3：
假設3a：相對于集團控制上市公司。非集團控制上市公司的股利分配概率更高
假設3b：相對于集團控制上市公司，非集團控制上市公司的股利支付水平更高
相對于非創始民營上市公司錯綜復雜的股權控制結構來說，創始民營上市公司的控制結構比較清晰，較容易找到終極控制人。伴隨此類民營上市公司的治理問題是終極控制人利用法人股和流通股巨大的成本差異實施大比例分紅，從上市公司套取現金，然而該種現象主要是由于我國證券市場所特有的股權分置所造成，該行為本身并不違反法律，而且流通股股東確實取得了投資收益，相對于其它侵害流通股股東利益的行為侵害程度較輕(李康、楊興君、江藝，2005)。而非創始民營上市公司往往通過買殼上市，MBO等方式獲得上市公司的控制權，這種取得上市公司控制權的方式為此類民營上市公司留下了巨大的治理隱患。首先，這類民營企業可能需要支付很高的買殼成本，買殼成本的存在必然導致作為控制性股東的民營企業侵犯中小股東利益，不斷將上市公司利益輸送回自身公司；其次，買殼類民營上市公司終極控制人一般比較隱蔽，加大了監管部門的監管難度。一方面民營上市公司普遍使用的金字塔控股結構延長了控制的鏈條；另一方面為了降低收購成本，規避要約收購義務，民營收購主體往往會將控股比例控制在30％以內，然而為了獲得絕對控制權，民營控制人往往還會秘密構建其它控制鏈以加強控制力度；此外，有些民營企業通過“黑箱操作”的方式獲得上市公司的控制權以逃避監管，這些做法最終目的在于使上市公司的終極所有權或者所有者并非清晰可見，民營控制性股東可以充分享受控制權帶來的種種收益。因此，非創始民營上市公司中，有更多非合理的手段套取上市公司資源，股利支付率較低。因此，本出如下假設：
假設4a：相對于非創始家族上市公司。創始家族上市公司的股利分配概率更高
假設4b：相對于非創始家族上市公司，創始家族上市公司的股利支付水平更高
(二)樣本選擇本文選擇2002年至2004年在深圳證券交易所和上海證券交易所交易的非金融行業民營上市公司，按照以下標準剔除：終極控制人不是自然人或家族的上市公司；采用直接控制方式而不是采取金字塔持股結構的上市公司；終極控制性股東的控制權比例在20％以下的上市公司；ST或PT的上市公司；2004年在深圳中小板上市的上市公司；相關數據缺乏公司。經過剔除，共獲得628個樣本，其中分配股利樣本259個，不分配股利樣本369個。
(三)變量定義本文選擇了如下變量：(1)被解釋變量。現金分紅概率(Ifdiv)，即公司現金分紅的概率大小，每股現金紅利大于0時，現金分紅概率取值為1，否則為0。股利支付水平，國內外對股利支付率的研究大都采用每股現金股利作為替代變量，本文用代表投資者股權收益的兩種指標每股股利(Div)和股利與股價之比(D_P)分別來表示股利支付水平。(2)解釋變量。根據假設，本文選擇以下變量作為解釋變量：終極控制性股東的現金流權(0)、終極控制性股東現金流權與控制權的分離系數(Cv)、是否指定管理者(Manage)、是否集團控制(Group)、是否創始家族上市公司(Ipo)。(3)控制變量。本文還選擇了如下的控制變量：公司規模(Size)、資產負債率(Lev)、每股期初現金余額(Cash)、每股經營現金流量(Fef)、凈資產收益率(Roe)、托賓Q以及盈余管理啞變量(Emg)等作為控制變量。并控制了年度和行業的影響。變量符號及描述如(表1)所示。
(四)模型建立根據以上研究假設，本章建立了如下的回歸模型：
模型1采用Logistic回歸工具來分析上市公司是否愿意分紅的影響因素。模型2選擇分配現金股利的上市公司作為分析樣本，分析影響現金股利支付水平的因素。模型中因變量Y分別表示每股現金股利Div和股利收益率D_P。
三、實證結果分析
(一)描述性統計股利分配樣本分幫情況見(表2)，樣本主要變量的描述性統計及差異檢驗見(表3)。可以看出，分配現金股利的樣本占全部樣本公司的比例為41.24％，還不到一半。可見我國民營上市公司中，大部分民營上市公司不分配股利。
(二)Logistic模型回歸分析Logistic模型回歸結果見(表4)。可以看出，現金流權的回歸系數在(1)(3)(4)(5)(6)列的回歸中均顯著為正，分離系數在(2)(3)(4)(5)(6)(7)列的回歸中均顯著為正。(表5)的回歸結果表明，終極控制人的現金流權越大，發放現金股利的概率越高，現金流權與控制權的分離系數越高，分離程度越小，發放現金股利的概率越高，從而在一定程度上驗證了假設1a和假設1h。同時，是否指定管理者在(4)(7)列的回歸中系數均為正，并通過了顯著性水平檢驗，說明指定管理者是影響現金股利分配概率的A"重要因素，結果驗證了假設2a。而是否集團控制啞變量在(5)(7)列中回歸系數顯著為負，說明集團控制民營上市公司的現金股利分配概率低于非集團控制民營上市公司的現金股利分配概率，結果驗證了假設3a。是否創始家族啞變量在(6)(7)回歸系數為正，但沒有通過顯著性水平檢驗，說明創始家族控制和非創始家族控制對現金股利分配的概率沒有顯著影響，結果沒有驗證假設4a。公司規模、凈資產收益率以及盈余管理啞變量的系數顯著為正，表明公司規模、凈
資產收益率以及盈余管理動機顯著影響了現金股利分配概率。資產負債率的系數顯著為負，說明資產負債率越
大，現金股利分配概率越小。每股期初現金余額和每股經營現金流量的回歸系數為正，但沒有通過顯著性水平檢驗，說明期初現金余額和每股現金流量對現金股利分配概率沒有明顯影響。綜合Logistic模型的回歸結果，可以看出，現金流權越大，現金股利分配概率越大，分離程度越大，股利分配概率越小。指定管理者的上市公司，現金股利分配概率越大；集團控制的上市公司，現金股利分配概率越小。是否創始家族對現金股利分配概率沒有明顯影響。結論在一定程度上驗證了前面的假設1a、假設1b、假設2a和假設3a，但沒有驗證假設4a。
(三)控制人特征對股利支付水平影響回歸分析 Logistic模型檢驗終極控制人特征對現金股利分配概率的影響，但不能說明對現金股利支付水平的影響。為了分析終極控制人特征對現金股利支付水平的影響，本部分采用分配現金股利的公司樣本，分別采用每股現金股利以及股利／股價作為因變量進行回歸分析。回歸結果見(表5)、(表6)。(1)以每股現金股利為因變量進行回歸分析。在(表5)以每股現金股利作為因變量的回歸中，可以發現：第一，現金流權在六次回歸中的系數均顯著為正，意味著在其他條件相同的情況下，終極控制人在上市公司的現金流權越大，每股股利越高。分離系數在六次回歸中的系數均顯著為正，意味著在其他條件相同的情況下，終極控制人現金流權和控制權的分離系數越大，分離程度越小，則每股股利越高。以上結果表明，在民營金字塔上市公司中，現金流權較高時，終極控制人傾向于通過分紅這種合法的共享收益來獲得收益，而分離程度越大時，則侵占效應越高，終極控制人的分紅幅度小，可能通過其他方式來獲取私人收益。以上結果驗證了假設1a和1b。第二，是否指定管理者在兩次回歸中的系數均顯著為正，表明指定管理者的上市公司更愿意派發較高比例的現金股利。結果驗證了假設2b。第三，是否集團控制啞變量的回歸系數在兩次回歸中的系數均顯著為負，表明非集團控制民營上市公司相對于集團控制民營上市公司具有更高的現金股利支付水平，回歸結果驗證了假設3b，表明集團控制民營上市公司中，控制性股東在客觀上具有和上市公司之間進行關聯交易的條件和基礎，同時，在集團控制民營上市公司中，終極控制性股東在上市公司現金流權與控制權的分離程度也更大，他們更傾向于將現金留存于企業中，并通過其他方式來轉移。因此發放現金股利的激勵較低。第四，是否創始家族啞變量在兩次回歸中的系數均不顯著，說明無論是創始家族和非創始家族在股利支付水平的高低上沒有明顯差別，結果沒有驗證假設4h。第五，公司規模在六次回歸中系數均為正數，而且有五次通過了顯著性水平檢驗，表明現金股利支付水平與公司規模呈正相關關系；資產負債率在六次回歸中系數均為負數，并且均通過了顯著性水平檢驗，說明資產負債率越高，股利支付水平越低，資產負債率是影響現金股利支付水平的重要因素；每股期初現金余額和每股經營現金流量的回歸系數在六次回歸中均顯著為正，表明充足的期初現金余額確實影響到企業現金股利支付水平，而產生經營現金流量的能力也實際上有助于現金股利的發放；代表盈利能力的凈資產收益率的回歸系數在六次回歸中均顯著為正，說明公司盈利能力越強，股利支付水平越高；而代表成長能力的托賓Q的回歸系數基本為負數，但不顯著，表明其對現金股利支付水平沒有顯著的影響；代表盈余管理動機變量的回歸系數為正，而且均顯著，說明控制性家族存在通過現金股利的支付來調控凈資產收益率的現象。(2)以每股股利，每股股價為因變量進行回歸分析。在(表6)以每股股利侮股股價為因變量的回歸結果中，現金流權的系數在六次回歸中都為正數，而且有四次通過了顯著性檢驗，部分驗證了假設1a。同時，分離系數的回歸系數在所有回歸中均顯著為正，進一步驗證了假設1b。是否管理者持股在兩次回歸中均顯著為正，也進一步驗證了假設2a，但是否集團控制啞變量以及是否創始家族啞變量的回歸系數不顯著。公司規模、資產負債率、每股經營現金流量的回歸結果同表4基本一致，托賓Q值的回歸系數為負數，但變得顯著。凈資產收益率、每股期初現金余額以及盈余管理啞變量的回歸系數變得不顯著。總體上看，在以股利／股價作為因變量時，對前述假設的驗證結論大致不變。
一、企業集團內部資本市場金字塔結構及其功能
（一）金字塔結構 內部資本市場最早存在于M型企業之中。M型組織結構即事業部制，其特點是單一法人，因此M型企業內部資本運作存在于企業事業部之間。我國國有上市公司脫胎于傳統的計劃經濟體制，自改革開放以來，國有企業改革從擴大企業自、調動企業生產經營積極性，到轉換企業經營機制、建立現代企業制度，經歷了放權讓利、兩權分離、承包經營、租賃經營、經濟責任制、“利改稅”以及股份制改造多個發展階段。國有企業的改制路徑決定了國有上市公司和母公司存在“天然”的千絲萬縷的聯系。而民營企業通過買殼上市，形成了“事實性”的企業集團或者系族集團。因此，在我國，內部資本市場不僅存在于傳統的M型企業和純粹的企業集團之中，而且更多地存在于“事實性”的企業集團之中，控股股東通過各種方式在上市成員企業之間、上市成員企業和非上市成員企業之間進行大量的內部資本配置。
在我國，企業集團普遍采用金字塔式的股權結構。深交所胡經生2007年的一份內部研究報告統計指出，2007年深滬證券市場共有各類“系”123個，涉及上市公司367家，占同期深滬上市公司總數的27%。實際控制人與上市公司之間至少有一個中間層級，一般為兩到三個層級，少數“系”的中間控制層級達4層（胡經生，2007）。本文依據內部資本市場層次和運作主體的不同，界定我國企業集團內部資本市場的外延與邊界，如圖1所有示，內部資本市場存在于四個層面：第一個層面是企業集團終極控制人與子公司之間的內部資本市場，它是整個企業集團的核心，控制著整個企業集團的運作。第二層是由終極控股股東絕對控制的非上市成員企業，這一層次的非上市企業成員眾多，彼此之間關系錯綜復雜，由于非上市企業信息不對外披露，因此，這一層次內部資本市場運作具有很強的隱秘性。第三層是終極控制人控制的上市公司與非上市成員企業，上市公司往往由第二層的非上市企業及終極控制人聯合控制，由于上市公司是連接外部資本市場的重要窗口，第三個層面的內部資本市場成為企業集團內部資本運作的主要平臺。第四層是上市公司與其子公司之間的內部資本市場。無論是企業集團母公司與子公司之間的內部資本市場、集團內子公司與其他關聯企業之間的內部資本市場、還是上市公司與其子公司的內部資本市場，都圍繞上市公司進行資本配置活動。
這種具有層次性特征的金字塔股權結構存在三個顯著特點：第一，存在一個實際控制人在內部資本市場中居于支配者的地位。在實際控制人的主導下，與外部資本市場通過資金交換配置（如圖1右半部分所有示），在各個成員之間進行資金配置。第二，終極控制人在企業集團內各個成員中的利益關系不一致。越是處于金字塔下層的公司，終極控制人的現金流權和控制權分離程度越大，這也意味著終極控制人在上層企業中的股權更大，有動機從下層企業轉移資源到上層企業中。第三，企業集團復雜的層級結構為終極控制人借口集團戰略需要，運用內部資本市場的各種隱秘的渠道進行利益輸送提供了方便。
（二）企業集團內部資本市場的功能 內部資本市場具有層次性，不僅在總部層面存在內部資本市場，而且在子公司層面也存在不同程度的內部資本市場。而且不同層次的內部資本市場存在不同的運作主體。內部資本市場的層次和運作主體，直接影響到內部資本市場功能的發揮和內部資本市場運作的主要目的。
企業集團內部資本配置的功能取決于內部資本市場的層次和運作主體的利益導向。不同層面的內部資本市場有不同的運作主體，運作主體的不同，內部資本配置范疇、運作方式和目的都會不同。不同的層次和主體會導致不同的內部資本配置結果。例如，如果內部資本運作的主體為終極控股股東，由于所有權和現金流權的高度分離，內部資本市場可能會淪為終極控股股東進行利益輸送的場所；以企業集團作為主體的內部資本市場，內部資本運作的主要目的是通過提升配置效率以提高整個企業集團整體的價值，是基于整個公司戰略層面的財務戰略；上市公司內部的資本配置可能就會以上市公司的利益為導向。
二、企業集團內部資本市場控制特征分析
公司控制權是公司治理理論的核心問題，而股權結構很大程度上是公司控制權配置決定因素，Johnson和La Pota et al.（2000）指出，當一個國家的投資者權益保護制度不能有效發揮作用時，公司所有權結構就顯得尤為重要。由于我國特殊的制度背景和轉型以及新興的市場經濟特征等方面的原因，我國企業集團有著不同于西方國家聯合大企業的獨特而又復雜的股權結構和控制權結構，使我國企業集團內部資本市場的股權結構和控制權結構具有如下典型特征：
（一）股權結構特征 在市場化改革的初期，國有企業是我國的主體經濟組織，早期的上市公司絕大多數是由原有的國有企業改制而來，因此大部分上市公司附屬于企業集團之中。對于上市公司的股權安排具有多種分類方式。按所有制形式，分為國有股和非國有股；按照股權性質，分為法人股和非法人股；而按照流通性，可以分為流通股和非流通股。
（1）上市公司股權流動性特征。從表1可見，我國上市公司非流通股逐年成下降趨勢，相反流通股成上升趨勢，非流通股由2003年的64.60%下降到2010年的23.82%，流通股則由2003年的35.40%上升到2010年的76.18%。特別是隨著股權分置改革的完成，非流通股和流通股發生急劇變化，非流通股由2008年的55.85%下降到2009年的30.73%，進而到2010年的23.82%。在非流通股中，國有股占的比例最大，即使是2010年國有股占非流通股的比例仍為75.99%。
（2）上市公司第一大股東的持股特征。從表2可見，各年第一大股東持股比例的均值都超過了36%，超過了30%的相對控股的經驗比例，而第二至第五大股東持股比例之和只有16%左右。總體而言，我國上市公司大股東制衡度比較低，股權結構高度集中，表現出“一股獨大”的特征。目前我國上市公司的股本結構仍然是國家主導型的。而且大部分上市公司附屬于企業集團之中，集團公司為上市公司大股東的比重最大。從我國的發展現實看，可以肯定地說，在相當長的時間里，我國上市公司的股權結構不可能達到如Berle和Means（1932）所描述的英、美模式下高度分散的股權結構模式。
在上述基礎上，進一步采用2010年底我國1919家上市公司（包括滬深A股和中小板塊）為研究樣本，對上市公司第一大股東持股比例以及前五大股東持股比例總和的區間分布情況進行進一步的分析，結果見表3和表4。截止2010年底，我國上市公司前五大股東持股比例之和在50%以上的公司數量占公司總數的56.23%，其中，第一大股東處于絕對控股地位的上市公司比例達22.51%，這說明我國上市公司的股權結構“一股獨大”式的股權高度集征，它有別于英美式的股權分散模式，也不同于德日式的交叉持股的股權集中模式。
（二）控制權配置特征 具體如下：
（1）大股東超強控制。從表1、表2和表3和表4綜合看出，我國上市公司非流通股股東中的國有股東占據著絕對控股的地位，掌握著控制權。由于第一大股東持股比例均值達到36%以上，而第二至第五大股東持股比例之和只有16%左右，因此，股權制衡我國上市公司很難發揮作用。獨特的股權結構決定了我國上市公司第一大股東超強的控制權，第一大股東憑借其在股東大會上擁有的重大決策權掌控公司的經營方向，同時，依靠其在選舉董事上擁有絕對的控制權控制董事會，掌控公司的戰略決策和日常運營。因此，我國上市公司控制權配置具有向大股東高度集中的特征，上市公司處于大股東的超強控制之中。
（2）“內部人控制”現象嚴重。“內部人控制”是指由于企業外部成員（股東、債權人）監督不力，企業內部成員（經理人）掌握了企業實際的控制權。從理論上分析，在分散的股權結構條件下，中小投資者在實施監督時傾向“搭便車”，公司管理層擁有對公司的實際控制權，從而引發內部人控制，造成對整個股東群體利益的侵害。在股權集中的情況下，由于大股東有很強的動力和能力監督公司管理層，因此，“內部人控制”很難形成，但從我國的實踐上看，在股權高度集中的上市公司中“內部人控制”現象仍然非常嚴重。王韜和李梅（2004）選取的766家上市公司為樣本進行研究，結果表明我國上市公司的“內部人控制”現象相當嚴重，平均內部人控制程度達到68.05%。
青木昌彥（1995）指出，內部人控制是體制轉軌過程中所固有的一種潛在可能。我國上市公司絕大多數是由國有企業改制而成，由于國有股代表缺位，董事會成員擁有委托人和人的雙重身份，在這種情況下，經理人被賦予了控制權，從而形成內部人控制的狀況。而且在我國上市公司特有的股權安排和治理結構下，大股東代表與上市公司內部人身份高度重合，上市公司的董事會成員和其他高級管理人員在股東單位相互兼職的現象非常突出，客觀上使得上市公司的董事具有了雙重任職和雙重身份，成為了擁有實際控制權的內部人。從表5可以看出，董事會規模平均為9.65人，在第一大股東任職的董事平均2.63人，董事長在第一大股東任職比例平均66%，總經理在第一大股東任職比例18%。表5的數據有證實了這種內部控制人現象。
（3）終極控制特征明顯。從表6可知，我國上市公司現金流權平均33.53%，控制權平均39.27%，分別高于它們相應的中值，而現金流權與控制權比例的均值達到1.45。說明我國上市公司現金流權與控制權分離程度很大。劉芍佳、孫霈和劉乃全（2003）應用終極產權論對中國上市公司的控股主體重新進行分類，結果發現，中國上市公司實際上由政府控制，政府控制的比例達到84%，而非政府控制的上市公司比例僅為16%。王化成等（2007）認為，按照終極控制權的傳導機制，終極控制人才是實際掌握我國上市公司財務政策的真正主體。綜上，我國上市公司表現出明顯的終極控制特征。
三、結論
本文首先分析了我國企業集團內部資本市場的金字塔結構及其功能，然后對企業集團內部資本市場的股權結構特征和控制權特征進行了描述性統計。研究表明，中國企業集團內部資本市場的股權結構表現出“一股獨大”式的股權高度集征，而控制權結構表現出大股東的超強控制和內部人控制并存的現象，同時呈現控制權和現金流高度分離的終極控制特征。
參考文獻：
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[4]王韜、李梅：《論股權泛化條件下的內部人控制》，《金融研究》2004第12期。
【關鍵詞】 所有權結構； 金字塔控股結構； 利益侵占方式； 措施
較早研究利益侵占的是La Porta等人，他們（1999）研究發現，在投資者保護相對較弱的經濟體中，具有控股性地位的股東普遍存在利益侵占現象。在我國，由于上市公司普遍存在這種股權過于集中現象，且對控股股東的制衡機制尚不完善，以致于控股股東以各種方式侵吞上市公司利益。這種情況不利于上市公司的發展，更不利于資本市場的健康發展，合理安排改善所有者結構必將成為促進企業健康發展的重要因素。
一、樣本選取與來源
文章選擇的研究樣本包括滬市內所有A股上市公司2008年的數據。根據研究的目的，對樣本做以下篩選：一是剔除銀行金融類上市公司的數據，因為這類公司的業務有其特殊性，因而其財務特征與其他行業相比有重大差異；二是剔除當年度審計報告為非無保留意見的公司，因為會計師事務所對上述公司報表不能夠發表無保留意見，意味著其財務數據存在虛假性，將其選入樣本做統計分析，容易導致出現錯誤的結論；三是剔除S、ST、*ST和S*ST類上市公司，這些公司的財務狀況異常，或已連續虧損兩年以上，若這些公司納入研究樣本中將影響研究結論；四是剔除數據有遺漏或不全的公司數據。
篩選后最終得出的樣本數為854家。所有研究數據根據上海證券交易所公告的上市公司年報手工整理而來，另有部分來自于清華金融研究數據庫（http：//terminal.省略/system/tsinghua.actiont）和銳思金融研究數據庫（http：//www1.省略/product/）。
我國利益侵占的所有權結構以金子塔控股結構為主，二元控股結構在我國上市公司中幾乎不存在，而交叉控股結構主要依附于金字塔控股結構而存在，是基于金字塔控股結構之下的交叉控股結構。這對我國上市公司金字塔控股結構現狀的分析更加有意義，在文章所分析的851家樣本中，具有絕對金字塔控股結構的公司有642家，占總數的75.44%。
對2008年滬市A股642家具有金字塔控股結構的上市公司控制權與所有權及偏離程度進行計算。
文章用CRR表示控制權，用CFR表示所有權，則所有權與控制權的計算公式如下：
其中，n為間接控制鏈的個數，m為某一控制鏈條中層級的個數，Ik1為第k條控制鏈上第t個層級的持股比例。
例如，控制鏈上A1、A2、A3、A4四家公司的控股關系如圖1，A1對A4公司的控制權為Min（50%，30%，60%）=30%；A1對A4的所有權為50%×30%×60%=9%。當出現多條鏈時，則分解為多個此類簡單的一條鏈進行相加即可。
所有權與控制權的偏離程度計算公式如下：
學術上用來衡量所有權與控制權的偏離程度的指標一般有三個：SEP1、SEP2和SEP3。
SEP1=（CRR-CFR）/CRR
SEP2=CFR/CRR（SEP2≤1）
SEP3=CRR/CFR（SEP3≥1）
其中，SEP1=1-SEP2，SEP3=1/SEP2，因此，SEP1與SEP3的值越大，SEP2的值越小，表示兩權分離度越高，即控制權超出所有權的比例就越大。
根據控制權與所有權的計算公式，文章對2008年滬市A股642家具有金字塔控股結構的上市公司控制權與所有權分離程度進行計算。
通過計算發現，我國上市公司中普遍存在所有權與控制權分離現象，642家上市公司中，存在所有權與控制權分離的公司有269家，為了具體分析上市公司所有權與控制權分離程度，本文對金字塔控股結構下存在兩權分離的269家上市公司兩權分離程度做進一步計算。
由表2和表3對比以及圖2可以看出，我國具有金字塔控股結構的上市公司中所有權與控制權分離情況普遍存在，但在所有權基本相同的條件下，出現所有權與控制權分離的公司，其分離度更大，這將導致其收益與權力出現嚴重不對等現象，終極控制人往往會利用其控制權較高，控制權力較大，對上市公司實施利益侵占，以達到其目的。
二、我國上市公司利益侵占方式分析
金字塔結構下終極控制人對上市公司的侵占行為主要通過關聯交易中的關聯業務、關聯擔保、資金占用以及派發現金股利等行為實現。本節將通過對兩權分離條件下，上市公司關聯交易中與其控制人、同一控制人控制下的子公司（下文簡稱關聯公司）的業務往來項目對目前我國上市公司中的利益侵占方式進行分析。
（一）利用關聯交易進行利益侵占方式分析
通常終極控制人可以利用表決權優勢，對上市公司的關聯交易作出安排。具體講終極控制人可以利用不公平的商品交易、資金借貸等關聯交易。比如，向上市公司出售資產以實現融資、進行商品購銷、讓上市公司為控股股東承擔費用、讓上市公司為其提供勞務及服務等等，將屬于上市公司的資源從上市公司轉移到他們所控制的其他公司，據為己有；利用轉移價格將利潤向關聯方轉移；通過關聯交易讓公司為采購品和勞務支付更多的資金。表4主要從商品交易等利益侵占角度出發，對上市公司利益侵占行為進行統計分析。
從表4可看出，國有上市公司資產租賃及租金支出指標占交易總額的98.34%，說明國有上市更傾向于利用資產租賃及租金支出等方式對其控制企業進行利益侵占，而從民營上市公司角度來說，則傾向于利用更直接的辦法，即表4中顯示的提供資金支出的方法，這是由我國上市公司的經營性質決定的。由于我國民營上市公司以經營輕工業為主，涉及固定資產租賃交易的上市公司主要為國有上市公司，因此，國有上市公司資產租賃及租金支出幾乎占被分析樣本中資產租賃及租金支出的全部金額。
通過購買商品和提供勞務指標（即公司對關聯公司的支出）與銷售和接受勞務指標（即公司從關聯公司得到的收入）對比可以看到，無論是國有上市公司還是民營上市公司，上市公司對關聯公司的支出金額均大于上市公司從關聯公司得到的收入。這說明，終極控制人通過購買商品和提供勞務的方式對上市公司進行利益侵占的現象在國有上市公司和民營上市公司中普遍存在。
（二）利用關聯擔保進行利益侵占方式分析
上市公司融資能力較強，信譽良好，因此終極控制人就以其所控制的上市公司的信譽為其關聯公司擔保，到銀行去申請貸款，進行利益侵占。
根據表5的數據統計，利用關聯擔保方式進行利益侵占在上市公司中普遍存在。從上市公司向關聯公司提供擔保角度看，國有上市公司的侵占比例為3.92%，而民營上市公司的利益侵占比例為10.17%，國有上市公司的侵占比率明顯低于民營上市公司，說明民營上市公司更傾向于利用關聯擔保方式進行利益侵占。
但是，從擔保金額上看，國有上市公司要明顯高于民營上市公司，一般來說，我國國有上市公司與民營上市公司相比規模較大，可見在發生利益侵占時，國有上市公司的侵占程度一般會高于民營上市公司。
（三）利用資金占用進行利益侵占方式分析
當終極控制人以不合理的高價將其劣質資產或產品出售或置換給上市公司以換取上市公司的現金，或以不合理的低價從上市公司購買資產或產品時，會形成資產負債表上的應收賬款、預付賬款等科目。而非正常手段占用資金在資產負債表上主要體現為其他應收款。本文主要側重于對應收賬款、應付賬款、其他應收款、其他應付款、預收賬款、預付賬款等項目中與關聯方交易的金額對終極控制人無償占用資金的利益侵占方式進行統計分析，統計結果見表6、表7、表8及表9。
通過表6、表7、表8及表9可以看出，上市公司資金占用在應收賬款中的侵占比例為40%以上，在預付賬款中的侵占比例為60%左右，在其他應收款中的侵占比例為30%以下，而在應收票據及股利中體現為50%～65%之間。這說明對于上市公司來說，其利益侵占方式更傾向于通過正常的經營性往來，進而在應收款和預收款中體現，不傾向于通過其他應收、暫付款項（如與主業經營不直接相關的預付的備用金、應收的各種賠款、罰款、應收的租金、存出的保證金等）以及控制人或其關聯方的拖欠等方式進行無償的資金占用。
從上市公司性質上對比，國有上市公司資金占用侵占比例在應收賬款、預收預付款和其他應收款中的體現均高于民營上市公司，說明國有上市公司的利益侵占更傾向于使用應收賬款、預收預付款和其他應收款方式，而民營上市公司則偏重于使用應收票據及股利等方式，其應收票據及股利的侵占比例達到63.64%，明顯高于國有上市公司的50%。
從表10可以看到，國有上市公司的侵占百分比為41.95%，民營上市公司的侵占比率為34.57%，說明從總體來看，上市公司中對國有上市公司的利益侵占更傾向于使用資金占用的方式。
三、分別所有權性質，抑制利益侵占的建議
通過上述分析可以看出，通過購買商品和提供勞務的方式進行利益侵占的現象在國有上市公司和民營上市公司中普遍存在；利用擔保方式進行利益侵占大多存在于民營上市公司；對國有上市公司的利益侵占更傾向于使用資金占用的方式。針對于此，審計部門對所有上市公司，都應更加關注關聯交易，對與民營上市公司和國有上市公司分別關注擔保和資金占用方式，并在審計報告中予以披露，同時建立公開、公正、透明的市場體系，加強市場監管，完善法制，要加強股市市場情況的信息及時披露終極控制人利益侵占方式，使中小股東不僅要行使用腳投票的權利，而且應該增強防范利益侵占的意識，同時發揮銀行等債權人有能力監督企業的優勢，通過債務契約抑制利益侵占，國家也應在上市公司所有權結構方面有所限制，以減少公司的層級，減小利益侵占的可能，切實保護中小股東及其他投資者的利益，推進資本市場健康發展。
【參考文獻】
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【關鍵詞】 民營上市公司;少數股權控制結構;控制權人收益;公司價值
自20世紀80年代市場化改革以來,隨著我國政府對民營經濟扶持力度的加強,我國民營企業在數量、規模等方面都有極大的發展,越來越多的民營企業經過改制成為公眾公司,并在我國及海外證券市場掛牌上市,為我國資本市場注入了新的活力,成為推動我國證券市場發展和現代企業制度改革的重要因素。但在這一發展過程中,我國法律對投資者權益的保護嚴重不足,民營上市公司的最終控制人利用其控制地位,肆意侵害中小股東的利益,攫取控制權人收益(private benefits of control)。
通過這種控制方式,最終控制人實現了控制權與現金流權(所有權)的分離,使得最終控制人對中小股東的侵害行為更加隱蔽、侵害程度更加嚴重。為了準確把握我國民營上市公司的最終控制人所擁有的控制權比例以及控制權與現金流權的分離程度對公司績效有何影響,本文采用La Porta(1999)等人提出的終極所有者的概念,首先進行理論分析和研究假設,然后進行實證檢驗。
一、理論分析和研究假設
由于我國特殊的經濟體制背景,我國民營上市公司的典型特征是股權集中度高,民營上市公司絕大部分是通過中間層的公司法人形式,以金字塔結構或少數股權控制結構來實現對上市公司的控制權。La Porta等人(1999)認為,金字塔結構必須同時滿足兩個條件,即存在終極控制人和控股股東至少通過一家上市公司行使控制權。由此可以定義金字塔結構控制是指最終控制人首先控制一家公司,然后再由這家公司控制另一家公司,依次類推,層層持股實現最終控制目標上市公司。Claessens, S.、S. Djankov 和 L.H.P. Lang (2002)對東亞8個國家和地區的1 301家上市公司的研究結果表明,公司的價值與終極控制人的現金流權比例呈正向關系,但與現金流權與控制權的分離程度呈負向關系。Bebchuk等(2000)認為,在現金流權和控制權分離的情況下,在公司投資項目、公司規模擴張以及公司控制權轉移三方面存在成本,控制股東可能為了掠取控制權私人收益而對中小股東進行利益侵害。其中,控制權是指控股股東對公司重大決策或事項的投票權;而現金流權是指控股股東按實際投入公司的資金占總投資額的比例所享有的分享剩余的權利。
據以上分析,最終控制人所持有的現金流權與控制權分離程度越小,其與上市公司其他股東的利益就越一致,“隧道效應”(tunneling)的可能性就越小;反之,最終控制人與其他股東的利益就越背離,“隧道效應”產生的可能性就越大。因此筆者提出研究假設H1:最終控制人所持有的現金流權比例與公司價值正相關;H2:控制權比例與公司價值負相關;H3:控制權與現金流權的比值與公司價值負相關。
二、樣本選取及變量描述
(一)樣本選取
本文以年報披露的最終控制人為自然人、家族以及民營企業的上市公司為民營上市公司的樣本。由于到目前為止,學術界對民營上市公司的最終控制人持有的股權達到多少份額才算控制了該公司還沒有公認的數量標準,因此許多學者對家族類民營企業的研究借鑒了La Porta等(1999)的以超過20%或10%的投票權為最終控制形態的劃分標準。雖然La Porta等(1999)的實證研究表明,在家族企業中不存在其他能夠制約與監督家族控股股東的大股東,但是家族控股只是民營企業的一部分,在某些情況下,控制權還取決于其他股東的持股情況。因此本文所定義的最終控制人就是能夠實質性地影響一家公司經營決策的股東,而不考慮其持有該公司股權的具體份額。而其中“實質性”標準的體現就是控制人為上市公司的第一大股東。
樣本選擇的標準:1.必須同時具有2006年的數據,即樣本公司在2006年前上市;2.樣本期間公司最終控制人未發生變更;3.樣本公司為金字塔結構控制,交叉持股、雙重股權等其他控股形式被排除;4.不考慮金融類上市公司,國際上這方面的研究多因金融類上市公司的自身特性而將其剔除;5.為確保樣本數據的可比性,不考慮發行B股和H股的公司,同時剔除數據有缺失的上市公司;6.剔除ST、SST以及一些具有特殊值的公司。根據以上標準,筆者最終從滬、深交易所選取了196家民營上市公司。所有數據來源于CCER“中國證券市場治理結構數據庫”和“中國民營上市公司數據庫”、CSMAR治理結構數據庫和財務數據庫、上市公司年報、大智慧股票行情分析軟件以及新浪財經等網站。
(二)主要變量定義
3.現金流所有權與控制權的分離度,以控制權與現金流權的比例作為分離度(Separation Rate, SR)。SR越大,表明控制權與現金流權的分離程度越大。
4.公司價值。托賓Q值是西方學者普遍采用的衡量公司價值的指標(Morck et al 1988)。我國上市公司存在流通股與非流通股,而非流通股的價值由于完全沒有市場化的數據,且其轉讓價格通常以凈資產為標準。因此筆者參考國內外學者的計算方法,設托賓Q值=(可流通股的市場價值+非流通股數×每股凈資產+負債賬面價值)/(所有者權益+負債賬面價值)。其中可流通股每股市價用2006年末最后一個交易日的收盤價。
5.負債規模。LA=公司負債總額的自然對數,用來控制財務杠桿對公司價值的影響。
6.公司規模(SIZE)。以LnSIZE,即公司總資產的自然對數,來控制公司規模對公司價值的影響。
三、實證分析
(一)描述性統計
根據2006年196家民營上市樣本公司的數據資料,筆者對控制權比例、現金流權比例、現金流權與控制權的分離率等變量進行了描述性統計說明,見表1:
從表1可以發現,我國民營上市公司現金流權的平均比例為23.3564%,而控制權的平均比例卻為34.9645%,這說明民營上市公司最終控制人平均掌握了上市公司1/3以上的重大事項的投票權,而且現金流權與控制權的分離倍數超過了兩倍,平均達到2.1797。由此可知,我國民營上市公司金字塔式的股權結構使得現金流權與控制權分離,最終控制股東平均一個單位的現金流權就可以獲得2.1797個投票權,偏離了“一股一權”的原則。筆者認為,這是中國長期以來體制方面的限制所造成的,民營企業在中國股市發展13年,獲得直接上市融資的機會很少,上市指標成為證券市場的“稀缺資源”。民營企業要想進入股市,往往必須通過“借殼”的途徑。這種運作方式使得一些民營企業在連續的資本運作中,開始從控制單一的上市公司,變成控制超過一家上市公司,逐步形成了所謂的“金字塔式結構”的股權結構,少數股權控制權成倍數地放大,從而導致現金流權與控制權出現較高程度的分離。
表2檢驗的是各主要解釋變量之間的多重共線性。從表中數據可以看出,現金流權與控制權的簡單相關系數達到0.7823,表明二者在很大程度上可能存在多重共線性,因此在回歸模型中應引入模型進行回歸。
(二)多元回歸的分析
在初步分析的基礎上,筆者構建以下回歸模型來檢驗本文提出的假設:
TobinQ=β0+β1CR+β2VR+β3SR +β4 LA +β5 LnSIZE +u(其中 β0為常數項)
具體回歸模型為:
TobinQ1=β0+β1CR+β4 LA +β5 LnSIZE +u
TobinQ2=β0+β2VR+β4 LA +β5 LnSIZE +u
TobinQ3=β0+β3SR+β4 LA +β5 LnSIZE +u
模型一(見下頁)說明了在控制了公司規模以及負債規模對公司價值的影響的條件下,現金流權與公司價值呈顯著的負相關,這與筆者前面提出的假設相反。谷祺等(2006)認為,這可能與我國民營上市公司控制股東的“掠奪性分紅”有關。Shleifer和Vishny(1997)認為,問題來自控制性股東與中小股東之間的沖突,企業擁有控股股東的代價是高昂的,控股股東可能以有效率或無效率的方式重新分配公司的資源。Fuerst和Kang(1998)以美國1992～1993年間的947家上市公司為樣本進行研究,以了解股權集中度與公司績效之間的關系。結果發現,對于存在控制性股東(持股比例在50%以上)的公司,控股股東的持股比例對公司的市場價值具有負向作用。可見,這一結論間接支持了Johnson等(2000)提出的“隧道挖掘”說,即在股權集中度高的公司里,上市公司的控制性股東將上市公司的資源從小股東手中轉移到自己控制的企業中,從而損害了公司的價值。
模型二(見下頁)表示在5%的顯著性水平下,控制權與公司價值呈顯著負相關,t檢驗值為-1.97,也比較顯著,從而與原假設相一致,即控制權越大,公司價值越低。控制權每增加1個單位,公司價值就降低0.43個單位。
模型三(見下頁)說明現金流權與控制權的比例與公司價值呈顯著負相關,t檢驗值為-1.97,比較顯著,符合原假設。即現金流權與控制權的分離程度與公司價值負相關,兩權分離程度越大,公司價值越低。
而模型四反映了負債規模與資產規模都與公司價值分別在5%和1%的顯著性水平下呈顯著負相關關系。這表明,公司的規模越大,公司的價值越低;公司的資產負債率越大,公司的價值越低。
模型四
四、小結
本文以我國2006年前上市的年報披露的最終控制人為自然人、家族以及民營企業的196家上市公司為樣本進行了實證檢驗。研究發現:最終控制人所擁有的控制權比例越大,公司價值越低;控制權與現金流權的分離不利于公司價值的提升,“兩權”的分離程度越大,公司價值越小,并發現我國民營上市公司的價值與現金流權比例顯著負相關。這間接證明了我國民營上市公司的控制性股東利用其控制地位來謀取“控制權私人收益”(Grossman和Hart,1988),嚴重損害了中小股東的利益。這一研究結論的政策含義是鼓勵民營企業整體上市,加強對大股東的法律監督,提高法律機制對投資者的保護程度,從而降低成本,提高公司價值。
【主要參考文獻】
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【關鍵詞】大股東侵害，控制權，現金流權
現代公司治理的研究已經從所有者與管理者之間的第一類轉變為大股東與中小股東之間的第二類。持有不同股權比例的股東對公司治理有著不同程度的參與動機和參與能力， 隨著股權的進一步集中和大量控股股東的形成，可能形成不同股東間的利益沖突。
一、大股東侵占行為發生機理分析
我國上市公司一股獨大的特定導致多數公司具有實際控制人，即大股東客觀存在。而大股東的控制權收益來源于公共收益和私人收益兩方面。一方面，大股東加強管理，提高公司業績，使所有股東都可以獲得新增收益，這就是控制權公共收益。另一方面大股東獲得控制權后，利用公司內部信息為大股東的關聯公司獲取超額利潤，轉移公司資源以及利用大股東的聲望等方式為大股東獲取其他股東無法獲得的收益叫做私人收益。
大股東侵害中小股東利益的最基本條件是控制權與現金流權的分離。控制權即投票權，各控制權大小主要取決于公司治理結構及其對公司財務、經營決策權的分布結構；現金流權即按持股比例享有的剩余索取權[1]。控制權與現金流權分離以后，控制權通常大于現金流權。將現金流權與控制權分離并使后者大于前者，大股東以較小的成本達到控制公司重大決策的目的。一旦掌握了公司的控制權，大股東就可以以各種合法或非法的渠道將上市公司的資源輸送給自己。這樣，上市公司淪為大股東侵占中小股東利益，攫取控制權私有收益的工具。
一些研究表明，交叉持股、二元股份結構和金字塔結構提高了控制權與所有權的分離程度。控制權與現金流權的分離越大，公司的市場價值越低，從而提供了大股東侵害中小股東利益的間接證據。
1.交叉持股結構。交叉持股是指在不同的企業之間互相參股，以達到某種特殊目的的現象。通過交叉持股，可以控制股權分散的集團內各個企業。企業數越多，控制權和現金流量權分離度越大。
2.二元股份結構。二元股份結構指的是不同類型的股票，即投票權不同而收益權相同。控股股東轉讓的是沒有投票權或投票權較小的股份，在得到利益的同時，仍維持著對公司的控制。最典型的二元股份是普通股與優先股。
3.金字塔結構。控股股東居最上層，一個或多個企業在中間層，上市公司通在最下層，俗稱成金字塔結構。中間層持續性增加越多，現金流權與控制權就會被分離幅度就越大。數據顯示，金字塔最頂端的控股股東通常都是一些比較有影響力的家族，散布世界各地，通過這種金字塔的權力結構掌控底部上市公司，輸送利益。終極股東就可以利用其對上市公司的終極控制權為自己謀私利，這是終極股東控制與剝奪問題產生的根本原因。
二、大股東侵害小股東利益主要方式
大股東侵害手段和方式很多，這些方式都會注重隱蔽性，主要包括以下幾種：
1.上市公司資金占用。上市公司中有相當部分由國有企業分拆資產發行上市，他們與控股股東之間存在著千絲萬縷的關系，因此在銷售過程中通過關聯交易形成金額巨大的應收賬款，為控股股東侵占上市公司資金提供了便利。有些上市公司控股股東向上市公司“借用”巨額資金并長期拖欠，形成上市公司巨大的其他應收款數額。而作為債權人的諸多上市公司，也對大股東欠款逆來順受，在討債方面并不積極。應收賬款與其他應收款之和，計提壞賬準備之后為應收款凈額，從某種程度上也反映出上市公司資金被占用的情況。
2.上市公司資產轉移與利潤轉移。所謂利益轉移，是指通過捐送、贈與、抵押、擔保、免費占用等方式將某企業的財產、利益轉移給該企業的大股東或某一特定利益相關方。據深圳證券交易所綜合研究所的一份研究報告稱，我國境內約70%的上市公司存在關聯交易，且其中70%以上的關聯交易金額是在上市公司與其控股母公司之間發生的。
3.操縱上市公司業績獲得再融資資格。上市公司為了達到證監會的配股或增發要求，存在普遍的盈余管理行為。孫錚和王躍堂（2000）的研究結果表明，其操縱盈虧的動機直接源于監管部門的配股政策、特別處理政策和招牌政策[4]。控股大股東大肆掏空、侵占上市公司資源，使上市公司盈利能力喪失殆盡。為避免 ST 或者 PT，進一步掠奪中小股東，控股股東通常會利用其地位，指使、策劃、幫助上市公司進行盈余管理。這種行為表明看來是大股東對上市公司的“支持”，而實際上卻是大股東對上市公司實施再侵害行為所作出的假象。
三、約束大股東侵害行為的對策建議
首先，企業內部應完善股權結構，建立內部股東、機構投資者和社會公眾股相互制衡的局面，實施股權制衡，消除一股獨大的局面；同時進一步促進獨立董事制度的完善，目前我國獨立董事并未真正發揮其監督權。其次，應加強企業外部環境，首先要建立嚴格的投資者民事訴訟制度，完善法律制度；其次，建立健全債務約束機制，包括完善信用評估制度、債務合同、揭開面紗制度等，以發揮債務融資的治理作用，使債權人參與公司治理，發揮有效的監督作用。最后，加強媒體和輿論監督。對上市公司及其大股東聲譽機制的形成有著重要而積極的作用，對于大股東的侵害行為具有很好監管效果。
參考文獻：
[1]賴建清.我國上市公司最終控制人的現狀研究[J].公司治理，2004，（3）.
[2]劉少波.控制權收益悖論與超控制權收益-對大股東侵害小股東利益的一個新的理論解釋[J].經濟研究，2007，（2）.
