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终极控制股东两权偏离与企业绩效:公司治理的中介作用
更新时间:2012-2-16 11:21:37 作者:张耀伟 来源:中国公司治理网 阅读:4904次

    摘要:基于2004-2006 年中国上市公司截面数据,应用回归分析的方法,系统考察了终极控制股东两权偏离、公司治理与企业绩效间的互动机理,检验了公司治理在两权偏离与企业绩效关系中的中介效应。结果显示:1.终极控制股东两权偏离对公司价值具有显著的负面效应,其负面效应随着终极控制股东现金流权比例的提高而趋于降低;2.终极控制股东两权偏离对公司治理具有显著的负面效应,其负面效应随着终极控制股东现金流权比例的提高而趋于降低;3.公司治理对公司价值具有显著的正向效应,其在终极控制对公司价值的作用机制中具有显著的中介效应,中介效应占总效应的比例超过50%;终极控制股东现金流权比例的提高会降低公司治理的中介效应。基于实证分析结果,最后为优化公司治理提出了相应的政策建议。
    关键词:终极控制; 两权偏离; 公司治理; 现金流权

    1 引言
    随着公司治理理论和实践的发展,公司治理研究的逻辑起点已从Berle 和Means(1932)[1]及Jensen 和Meckling(1976)[2]的分散股权、Shleifer 和Vishny(1997)[3]的控股结构发展到La Porta 等(1999)[4]更为复杂的终极控制权和现金流权分离的终极控制模式。鉴于终极控制问题的普遍存在及其引发的公司治理问题的复杂性和独特性,终极控制股东两权偏离与公司治理及企业价值间的互动机理就成为公司治理研究的关键命题。
    随着中国公司治理改革的深入,包括引进外部董事和推进股权激励在内的各种相关措施陆续出台。在中国的市场环境下,终极控制股东两权偏离影响公司绩效的机理是什么?公司治理会产生中介效应吗?即终极控制股东两权偏离、公司治理与企业绩效间存在何种互动关系?目前,国内尚未出现针对上述问题进行系统研究的文献。基于此,本文重点探讨终极控制、公司治理与企业价值间的互动关系。通过引入公司治理综合指数,本文的研究规避了治理机制间替代效应可能对研究结论带来的影响。

    本文其他部分的安排如下:第二部分对研究终极控制、公司治理和企业价值的相关文献进行述评;第三部分阐述实证研究的思路;第四部分进行实证结果分析;第五部分为研究结论与政策启示。

    2 已有相关研究述评
    自Berle&Means(1932)[1]提出“所有权与控制权分离”的著名论题和“管理者主导企业”的假说以来,公司治理理论经由Jensen&Meckling(1976)[2]、Grossman&Hart(1986)[5]等众多学者的努力而得到长足的发展。已有公司治理理论的核心在于如何构筑一套有效的公司治理机制,以最小化公司股东与经营者之间的代理成本。这种分析框架以股权分散为现实基础,适于分析以股权分散为主要特征的上市公司治理问题。然而,包括中国在内的许多国家与地区的上市公司并非普遍存在股权分散现象,而是以股权集中并存在终极控制股东为主要特征。股权集中虽然增强了对管理层的控制,解决了股权分散条件下的外部公众股东难以监督内部管理层的问题。但在股权集中型企业中,控制权与所有权并非完全分离,公司的控制权实际上掌握在拥有最多股份的控股股东手中。控股股东凭借所拥有的绝对或相对控制权,可以通过牺牲或剥削外部中小股东获取自身利益,这引发了控股股东与中小股东的利益冲突问题,而经理与股东的潜在冲突可能并不像传统研究中所说的那么严重(Baraclay 和Holderness,1989[6];Shleifer 和Vishny,1997[3];Johson 等,2000[7];南开大学公司治理评价课题组,2008[8])。有关控股股东与中小股东之间利益冲突的研究,考虑到了公司股东之间的委托代理关系,但主要集中在公司第一层直接控股股东与中小股东之间的利益冲突,缺乏对其根源即终极控制股东行为特征及其与中小股东之间的复杂利益冲突的研究,其局限性显而易见。比如,尽管两个上市公司第一层直接控股股东持股比例相同,但如果其背后的终极控制股东所拥有的现金流权和控制权关系不同,其行为也就存在差异,而这会对上市公司的治理特征和绩效表现产生重要影响。

    实践的发展推动着公司治理研究的不断深入,越来越多的研究者开始关注终极控制及其引发的公司治理问题。在以终极控制为主要特征的上市公司中,实际上存在着双重委托代理问题:一类是股东特别是终极控制股东与经营者之间的委托代理问题;另一类则是终极控制股东与中小股东之间的委托代理问题。在终极控制和两权偏离条件下,终极控制股东可以用相对较少的现金流控制一家上市公司,其获取的控制权远远超出所付出的现金流,而控制权本身是非常有价值的(唐宗明,蒋位,2002[9])。控制权的价值主要体现在股权转让溢价和对公司的主导权方面,当然也包括内部交易、转移上市公司资产等行为,这在中国都有很好的体现,如格林柯尔、德隆集团等。

    当然,由于终极控制股东在上市公司中投入了现金流,具有支持上市公司发展以获取现金流收益的动力。但在两权偏离条件下,这种收益与其付出存在不对称性。而一旦终极控制股东实施利益侵占行为,相比于其实施侵占行为造成的公司市场价值下降而给控制股东带来的损失而言,终极控制股东所获取的收益就大的多了,而这种收益主要来自于对广大中小股东权益的侵蚀。可见,终极控制股东两权偏离进一步加剧了股东之间的代理问题。La Porta等(1999)[4]、Claessens,Djankov 和Lang(2000)[10]、Faccio 和Lang(2002)[11]等分别从实证角度分析了终极控制股东对中小股东利益的侵害机理和程度,并提出了相应的公司治理机制设计。Fan、Wong 和Zhang(2005)[12]、刘芍佳等(2003)[13]、叶勇等(2007)[14]和苏启林等(2005)[15]针对中国股票市场进行的实证研究,也发现了金字塔股权结构等终极控制现象的普遍存在,终极控制股东与中小股东间存在严重的利益冲突。Johnson 等(2000)[7]、Almeida 和Wolfenzon(2006)[16]以及Durnev 和Kim(2005)[17]则从理论视角逐步提出并发展了终极控制股东侵占中小股东利益的侵占模型,定性分析了终极控制股东利益侵占行为的影响因素,认为在终极控制型公司中,存在着严重的终极控制股东恶意侵占中小股东利益的现象。

    总之,自La Porta 等(1999)[4]首次提出终极控制权概念以来,有关的研究主题主要集中在三个方面:一是终极控制股东两权偏离与公司绩效的关系(Johnson 等,2000[7];Almeida 和Wolfenzon,2006[16];Durnev 和Kim,2005[17];苏启林等,2005[15];等);二是特定治理机制(如股权结构、董事会构成、经营者激励等)与公司绩效的关系(王华,黄之骏,2006[18];张耀伟,2008[19];王鹏,2008[20];等);三是不同治理机制间的替代效应(Rediker和Seth,1995[21];等)。已有研究的不足显而易见:第一,往往将终极控制与公司治理及企业价值的关系割裂开来进行分析,仅仅对终极控制与企业价值,以及公司治理与企业价值间的关系进行单独探讨,而缺乏对终极控制影响公司价值的内在机理、公司治理在其中发挥着何种作用等问题的系统研究;第二,部分文献对公司治理机制间的替代效应做了分析,但在研究公司治理与企业价值的关系时,仍然以各种治理机制为变量进行多元回归分析。显然,这种分析往往导致实证研究中会存在遗漏变量或多重共线性问题,实证结果也难以纳入一个统一的分析框架进行解释,从而导致有关结论的不一致性甚至相互矛盾。

    3 实证研究的思路
    3.1 研究假设
    La Porta 等(1999)[4]和Fan、Wong 和Zhang(2005)[12]等均发现终极控制股东会通过金字塔结构和交叉持股方式对目标公司实施控制,因而造成控制权与现金流权的偏离,并成为引发剥削的诱因。当终极控制权和现金流权发生偏离时,终极控制股东既有动机又有能力去追求自身利益而侵害中小股东的利益。在此情况下,终极控制股东仅需承担一部分成本,就可获得相对较多的收益。因此,终极控制权与现金流权偏离的幅度越大,终极控制股东侵害中小股东利益的动机和能力越强,从而导致公司价值相对越低。另一方面,当终极控制股东的现金流权比例较高时,其利益与公司利益更加紧密,此时其不正当行为所造成的企业损失,会更多地由其自身承担,因此决策行为会更加谨慎。此时终极控制股东与中小股东之间的利益更趋一致,因而会更有动力采取措施扶持公司的发展。据此,提出本文的假设1:

    H1 终极控制股东控制权与现金流权偏离幅度会对公司价值产生负面效应,但其现金流权比例的提高有助于减轻这种负面效应。
    在存在终极控制的条件下,终极控制股东对中小股东利益的侵害程度,必然会受目标公司治理水平的制约。在终极控制权与现金流权偏离度一定的条件下,良好的公司治理有助于抑制终极控制股东的利益侵占行为、降低代理成本,从而有助于公司价值的提升(Johnson等,2000[7];南开大学公司治理评价课题组,2008[8]);而较差的公司治理水平会进一步加剧终极控制股东的利益侵占行为。因此,在两权偏离的条件下,终极控制股东为了实施利益侵占行为,必然首先对目标公司治理施加影响,藉此来达到获取私有收益的目的,即公司治理是终极控制与公司绩效间的中介变量。但当终极控制股东的现金流量权比例较高时,其侵占动机较低,因而对公司治理的干预会趋于降低。由此可以提出假设2 和3:

    H2 终极控制股东两权偏离会对公司治理产生负面效应,但其现金流权比例的提高有助于减轻这种负面效应。

    H3 在终极控制股东两权偏离对公司价值的作用机制中,公司治理具有中介效应,终极控侠客站群技巧直觉蒙蔽了判断力“朋客。”制股东现金流权比例的提高会降低公司治理的中介效应。

    3.2 研究样本的选择和变量设定
    本文的研究样本包括2004-2006 年间在上交所和深交所上市的可以找到完整终极控制权数据的所有上市公司。在研究中,我们对数据进行了处理,剔除了出现奇异值的样本,同时由于某些公司数据的缺省,最后得到当期模型的样本量为2514 个。本文的研究数据来源于国泰安数据库、CCER 上市公司治理结构数据库和南开大学公司治理数据库。我们对数据进行了抽样核对,以确保数据的可靠性。
    根据以上的研究假设,构造以下研究变量:
    (1)关于公司绩效指标。总资产收益率(ROA)是企业净利润与总资产的比率,反映了公司运用全部资产获取收益的能力,可以弥补净资产收益率不能有效反映财务杠杆不同形成的财务风险差异的缺陷。而市价净值比(P/B)是普通股权益市值与普通股权益账面价值的比率,可以显示公司的权益价值。在资本市场上,投资者的利得来自于两方面,一是公司所分配的盈余,另一则为市场的资本利得。当公司具有较好的公司治理机制时,外部投资者预期公司经营越稳健,相对就会给予较高的权益价值因此,市价净值比指标可以反映公司治理对公司价值的影响。基于此种考虑,本文选择总资产收益率(ROA)和市价净值比(P/B)作为反映公司治理绩效的因变量指标。
    (2)关于终极控制指标。衡量终极控制特征的常用指标是两权偏离度(La Porta 等,1999[4];Almeida 和Wolfenzon,2006[16])。本文用终极控制权CON/现金流量权CF 指标来衡量终极控制股东的两权偏离度DR。按照La Porta 等(1999)[4]提出的计算方法,在存在层层控制的情况下,终极控制权为CON=min(α1,α2,、、、,αn),α1,α2,、、、,αn 分别为控制链上各公司间控股比例。有多重持股时,终极控制权比例等于所有的每条控制链投票权最小值之和。现金流权CF=Παi(i=1、2…n)。若有多重持股,则终极控制股东的现金流权等于所有每条控制链现金流权之和。本文将采用此种方法计算终极控制权和现金流权。
    (3)关于公司治理指标。为了规避回归分析中因治理机制间存在的替代效应而导致多重共线性问题,本文以南开大学公司治理数据库中的公司治理指数(CG)作为衡量上市公司治理水平的综合指数,依此进行实证分析。该指数从股东权利、董事会治理、经理层激励与约束、监事会治理、信息披露和利益相关者治理等六个纬度设置了一系列的评价指标,基于公开信息对上市公司治理状况进行了科学客观的评价,可以准确衡量上市公司的治理水平。

 

    其中,行业分类是在证监会和深交所行业分类的基础上,进行一定的调整,最终分成了13 个行业。为了排除多重共线性问题,在此我们在模型中加入了12 个行业虚拟变量。数据年度为3 年,在回归中则以虚拟变量形式加入2 个年度控制变量。对于外生性控制变量,我们从企业自身财务特征、终极控制股东性质等方面设置控制变量,具体定义见上表。

    3.3 模型设定
    基于在相关理论分析和研究假设部分所提及的研究现状,我们选择2004-2006 年上市公司数据为样本,构建回归模型验证我们提出的研究假设,具体探讨终极控制、公司治理与企业价值间的互动关系。La Porta et al(1999)[4]和Classens et al(2006)[22]的研究发现,控制股东会通过金字塔结构和交叉持股方式,使其拥有比现金流量权较多的控制权,并因此造成控制权与现金流量权偏离的不合理现象。而当控制权和现金流量权发生偏离时,就会引发剥削的动机,因为在此情况下,控制股东仅需承担一部分成本,却可以享受相对较多的收益。因此,当控制股东的控制权和现金流量权偏离幅度越大时,将导致公司价值越低(Johnson 等,2000[7];Almeida 和Wolfenzon,2006[16];Durnev 和Kim,2005[17])。
    在两权偏离的背景下,终极控制股东侵占行为的实施,必然以对目标公司的治理安排施加影响为基础。在一个治理机制完善的公司中,终极控制股东的侵害行为是难以发生的。因此,终极控制股东对公司价值的影响是通过对公司治理的控制来实现的,即公司治理对终极控制与公司价值之间的关系具有中介效应。为了探讨终极控制对公司价值的作用机理及公司治理的中介效应,本文按照Wen Z, Chang L, Hau K T 和Liu H(2004)[23]对中介效应的验证方法,分别构建以下三个回归模型进行实证分析。考虑到在不同的股权结构下控股股东持股比例对公司绩效影响上的差异性,有必要按控股股东持股比例进行分组回归。国际上通常将控股股东持股比例低于10%作为分散型股权结构的临界值(La Porta 等,1998[24]),而有效控制权的控股比例通常在20%左右(Claessens 等,2000[10]);同时,我国上市公司股权结构的一个显著特征是一股独大。由此,在此将样本公司按照终极控制股东现金流量权低于10%、介于10%-30%之间和高于30%进行分组,样本数分别为357、927 和1230,分别进行回归分析。为了避免公司治理机制间的替代效应带来的多重共线性问题,模型的治理指数是一个综合治理指数。同时,因回归所用数据为年度数据,在回归中加入了相应的年度控制变量。为了控制行业、负债和公司规模对公司治理及其绩效的影响,在回归模型中分别加入了行业、资产负债率和规模等控制变量,具体模型如下:
    模型1 P/B(ROA)= C+c*DR+β* Debt +α*S+βLnA+θiΣYeari +αiΣIndusi+ε
    模型2 CG= C+a*DR+β* Debt +α*S +βLnA +θiΣYeari +αiΣIndusi +ε
    模型3 P/B(ROA)=C+b1*DR +b2*CG+β* Debt +α*S +βLnA +θiΣYeari +αiΣIndusi+ε
    通过对因变量和自变量的标准化,对以上模型依次进行回归即可检验因终极控制而导致的两权偏离对公司价值的作用机理和公司治理的中介效应。其中C,c,β,α,β,θi,αi,a,b1,b2 等分别为相应变量回归系数,ε为随机误差项。按照Wen Z, Chang L, Hau KT 和Liu H(2004)对中介效应的度量方法,其中c 即可衡量终极控制对公司价值的总效应,a×b2 即可衡量中介效应的大小。

    4 实证研究的结果
    表2 是对模型1 的回归结果。全样本实证结果显示,市价净值比P/B 和资产收益率ROA与两权偏离度DR 之间均呈现负相关关系,且在5%的显著性水平上具有统计显著性,说明控制权和现金流量权的偏离度越大,对中小股东的利益侵害程度也越大,相应地公司市场价值越低,验证了本文的假设1。分组回归结果表明,两权偏离度对公司价值的影响系数随着现金流权的提高而降低,表明随着终极控制股东现金流权的提高,其利益侵占效应趋于降低,这可能与其侵占行为导致自身的直接损失趋于增加有关。在两权偏离度一定的条件下,终极控制股东现金流量权越高,其对上市公司绩效的正向效应越强,即扶持上市公司发展的动机越强;而在现金流权一定的条件下,终极控制股东两权偏离度越高,其对上市公司绩效的负面效应越强,即利益侵占动机更强。市价净值比P/B 和总资产收益率ROA 与资产负债率Debt之间基本呈负相关关系,其系数随着现金流量权的提高而趋于降低,但显著性水平均不高,这可能表明尽管负债对公司价值产生负面效应,但这种负面效应随着现金流量权比例的提高而趋于降低。市价净值比P/B 和总资产收益率ROA 与S 在整体上呈现负相关关系,分组回归系数随着现金流权的提高而趋于提高,但显著性水平不高。这种结果可能意味着家族作为终极控制股东比政府具有更强烈的利益侵占效应,从而导致公司价值越低,但侵占效应随着现金流权的提高而趋于降低。当现金流权比例较高时,家族作为终极控制股东可能会更加支持上市公司的发展,从而可提升公司价值。

 注:数据进行了标准化处理;*,**,***分别代表在10%,5%和1%水平显著,括号内为显著性水平;行业和年度控制变量回归结果未在表中列出。

    表 3 是对模型2 的分组回归结果。全样本回归结果显示,公司治理指数CG 与两权偏离度DR 之间呈现负相关关系,且在10%的显著性水平上具有统计显著性,表明两权偏离度越大,公司治理状况越差。从各子样本回归结果看,公司治理指数CG 与两权偏离度DR 之间均呈现显著负相关关系,其系数随着现金流量权的增加而趋于降低。这表明终极控制股东的两权偏离度越大,其对上市公司的利益侵占动机越强烈,因此必然会对公司的治理安排施加影响,以实施其利益侵占行为。终极控制股东对治理的过度干预导致上市公司治理状况不佳。但是这种干预随着终极控制股东现金流量权的提高而趋于降低。公司治理指数CG 与负债融资Debt 在全样本和中、高样本中均呈现正相关关系,但只在中组样本中具有统计显著性;公司治理指数CG 与负债融资Debt 在低组样本中呈负相关关系,但不显著。这可能表明负债作为一种硬约束,在现金流权较高的公司中具有更强的正向治理作用。公司治理指数CG 与终极控制股东性质S 的分组回归系数表明,相对于政府而言,终极控制股东为家族时上市公司的治理状况更差,这可能与家族控制股

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