金字塔控制\\管理層持股與公司全要素生產率

摘 要:研究了金字塔控制結構對管理層持股與公司全要素生產率關系的影響。使用中國制造業國有上市公司的實證數據估計相應的面板數據模型，結果顯示:現金流權越高，終極控制股東監督管理層的動機越強，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響越大;終極控制權與現金流權的分離程度越小，終極控制股東越傾向獲取現金流權收益，對管理層的監督也越強，增大了管理層持股對公司全要素生產率的正向影響。研究證明在金字塔控制結構下，現金流權與兩權分離程度具有顯著的治理效應，能改變終極控制股東的監督動機，從而影響管理層持股的激勵作用。研究表明，管理層股權激勵的推行必須與嚴格的監管相結合才能在最大程度上發揮其正向激勵效應，降低其負向影響。

關鍵詞:管理層持股;金字塔控制;現金流權;兩權分離;全要素生產率

中圖分類號:F276.1 文獻標識碼:A 文章編號:1003-5192(2010)02-0013-08

Pyramid Control， Managerial Ownership and Firm’s Total Factor Productivity——Evidences from Manufacturing State-owned Enterprises Listed in China

LI Kai， ZOU Yi

(School of Business Administration， Northeastern University， Shenyang 110004， China)

Abstract:We study the influence of pyramid control structure on the relationship between managerial ownership and firm’s total factor productivity. We establish a panel data model and estimate it by the empirical data of manufacturing state-owned enterprises listed in China. The results are showed as follows. The higher of cash flow right， the stronger of monitoring effect of ultimate controlling shareholders so that the positive effect of managerial ownership on productivity becomes greater. Similarly， the smaller of the separation of ultimate control and cash flow rights， the stronger monitoring effect of ultimate controlling shareholders so that the positive effect of managerial ownership on productivity becomes greater. Our research demonstrates that the cash flow right and separation of ultimate control and cash flow rights have significantly governance effect and can influence the incentive effect of managerial ownership by changing the monitoring incentive of ultimate controlling shareholders. The results indicate that only under strict supervision the stock-based incentive to managers could fully exert its positive function and has less negative effect.

Key words:managerial ownership; pyramid control; cash flow right; separation of ultimate control and cash flow rights; total factor productivity

1 引言

管理層持股一直是治理研究的重要領域。傳統理論認為，分散的股權結構使得外部股東無法形成足夠力量監督管理層，所以在信息不對稱的情況下會產生代理成本[1，2]。管理層持股能促使其利益與股東保持一致，被視為解決代理問題的工具。管理層持股是否能降低代理成本、影響公司績效?管理層持股比例對利益協同與塹壕防守效應有何影響?上述問題則成為爭議的焦點，至今尚無確切結論。

與典型的分散式股權結構不同，中國上市公司一股獨大的現象十分普遍，并且絕大多數上市公司存在終極控制股東[3]。金字塔控制結構具有逐級控制與逐層代理的特征，使得終極控制股東與處于控制鏈末端的公司管理層之間同樣存在代理問題。中國國有企業長期存在所有者缺位現象，國有股東往往無法充分發揮出資人的作用，對管理層的監督存在缺失。金字塔控制結構的常態性勢必加劇所有者缺位，造成嚴重的代理問題，因此在中國市場環境中更需要研究金字塔控制結構下管理層持股對公司的影響。然而，現有文獻多關注終極控制股東的隧道效應與侵害行為，無論在理論或實證上均缺乏對上述問題的研究。

與傳統研究相比，本文選取公司全要素生產率而不是公司價值或財務比率作為計量公司治理效率的指標。原因在于公司產出是其利潤與價值的基礎，生產率反映的正是公司將生產要素轉化為產出能力，而管理層行為對公司的影響則直接體現為公司生產經營與總產出的變化，所以生產率應當比公司價值與財務比率更能反映出管理層持股對公司的實質影響。在此基礎之上，本文建立相應面板數據模型，并使用2003~2007年中國制造業國有上市公司的數據來檢驗不同現金流權水平、終極控制權與現金流權分離程度下，管理層持股與全要素生產率的關系。本文試圖通過上述研究解答以下問題:在金字塔控制結構下國有上市公司管理層持股是否具有顯著的治理效應?不同現金流權水平與兩權分離程度是否會改變這一效應?

2 文獻綜述與研究假設

作為直接參與企業經營決策的公司管理層，在股權分散、所有者缺位或信息不對稱的情況下，有可能謀求自我私利，從而構成典型的內部人控制[4]。在這種情況下，管理層持股可以使其身份與地位發生變化。因此管理層持股能影響其利益取向與行為，進而影響公司生產與經營決策。公司經營管理上的變化直接導致其最為核心的資源轉化與價值創造能力的改變，所以管理層持股必然會影響公司全要素生產率。

2.1 管理層持股與公司全要素生產率

Hill與Snell的研究指出，股東與管理層各自擁有不同的效用函數，股東的興趣在于最大化其自身的財富，而管理層的興趣則在于其薪酬、權力與職位的穩固性。追求股東利益最大化需要最大化企業的效率;而滿足管理層的興趣則需要追求非相關多元化，因為非相關多元化不但擴大了公司規模使得管理層掌握更多的資源與權力，而且降低了企業經營風險從而有利于其職務的穩定[5]。然而，實證研究的結果表明，多元化經營與公司的研發投入負相關[6]。尤其是非相關多元化擠占了企業資源與投入，使得企業的全要素生產率下降。對中國上市公司的有關研究也指出，由于實施多元化的公司其業務與產品的種類較多，使其無法集中有限的優勢資源實現規模經濟，所以多元化程度較高的公司其全要素生產率要低于多元化程度較低的公司，公司的多元化程度與其全要素生產率負相關[7]。在同等投入的條件下，公司全要素生產率下降使其產出減少，股東并未從公司獲得最佳的資源配置收益，與其最大化自身財富的目的相悖。上述分析表明，管理層通常以自身利益最大化而不是股東利益最大化為前提配置企業的資源，降低了公司的全要素生產率。

在持股比例很低的情況下，管理層持股數量的增多給其帶來的好處并不明顯，不能從根本上改變其追求自身利益的行為，因此管理層持股與公司全要素生產率負相關。當管理層持股上升至一定比例時，管理層的利益與股東利益逐漸趨于一致，具有積極治理公司、提升公司效率的積極性。這時他們更多地從提升公司產出效率的目的出發，傾向于選擇有利于提升公司全要素生產率的經營措施，通過加大研發投入、專注于主營業務等方式來有效配置公司資源，獲取更多的產出與收益。這在客觀上改變了公司資源投入的方式與配置效率，從而提升了其全要素生產率，所以管理層持股與公司全要素生產率正相關。隨著管理層持股上升到相對較高比例時，他們對公司的重要事項具有相當影響力，股東無法通過發動代理人斗爭或敵意接管危及其在公司的地位，此時他們很可能會追求非相關多元化等最大化其自身利益的行為[8，9]。管理層的行為使得公司資源配置能力失衡，要素轉化能力受損，直接體現為公司全要素生產率的下降，因此其持股與公司全要素生產率負相關。通過上述分析，提出H1。

H1 管理層持股比例很低與相對較高時，與公司全要素生產率負相關，處于兩者之間時，與公司全要素生產率正相關。

2.2 現金流權水平、管理層持股與公司全要素生產率

作為公司實際控制人的終極控制股東，可以通過金字塔結構中的多重持股方式履行其股東權利，選舉代理人進而控制公司經營與管理。然而，由于金字塔結構內部股權結構的復雜性與持股鏈條的冗長性，形成逐級控制、層層代理的局面;在信息不對稱的情況下，公司管理層出于自己利益的考慮，會選擇最大化自己的效用函數，而不是依照終極控制股東的利益行事，損害其利益。金字塔結構中冗長的投資鏈條不但使企業內部信息難以獲取，而且層層上報、逐級批示的做法還可能扭曲公司經營的真實信息，使得作為終極控制性股東的政府機構無法很好地監管公司管理層，促使逆向選擇與道德風險的產生，增加代理成本。Shleifer與Vishny指出大股東通常能解決代理問題，因為他們都普遍關心利潤最大化問題，并且對公司資產都擁有足夠的控制權，所以大股東通常有較強動機監督經理人或通過代理人斗爭與接管來撤換經理人[10]。終極控制股東一方面通過持股鏈條行使控制權，另一方面也可通過其獲取現金流收益，因此現金流權收益是其監督管理層的動力。Claessens et al.通過對東亞地區1301家上市公司的研究發現，公司價值隨現金流權上升而上升，現金流權具有正面的激勵效應;王鵬與周黎安也證實無論國有或私有控股的上市公司，現金流權都存在激勵效應[11，12]。因此終極控制股東所持有現金流權的高低，將在很大程度上影響其對底層上市公司管理層的監督作用，現金流權越高，其監督經理人的動機也就越強，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響應當越強;反之則越弱，管理層持股對全要素生產率的負向影響則越強。根據上述分析，提出H2。

H2 終極控制股東現金流權越高，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響區間越大;反之，則越小。

2.3 兩權分離、管理層持股與公司全要素生產率

在金字塔結構中，終極控制股東既能通過控制權尋求其私人收益，又可通過現金流權獲取正常股利分配，兩權分離程度的高低影響其行為取向。兩權分離程度越高，終極控制股東越傾向于獲取私人收益，其隧道效應則越強;反之則越弱。Riyanto與Toolsema認為由于理性的外部投資者能預期隧道效應的存在并對其購買公司股票的預期價格作相應調整，所以金字塔結構還存在支撐效應[13]，即終極控制股東會利用金字塔結構中的內源市場對底層上市公司提供經營管理與融資支持，使其免于遭受破產清算的威脅。由于中國各級國有終極控制股東往往需要承擔一定的政治責任、政績壓力與顧及社會影響，其控制的上市公司出現經營困境時，不但會通過財政補貼的方式予以支持，而且還可能以行政命令的方式加強對管理層的監督甚至撤換管理層，所以國有終極控制股東具有較強的支撐效應。Cheung et al.對中國上市公司的研究也發現，出現支撐效應的上市公司較那些遭受隧道效應的公司的國有股權比例更高[14]。終極控制股東的兩權分離程度越低，越傾向于選擇現金流權收益，對公司的支撐效應及對管理層的監督也就越強，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響應當越大。基于上述分析，提出H3。

H3 終極控制股東兩權分離程度越小，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響區間越大;反之，則越小。

3 研究設計

3.1 變量定義

本文所使用的變量列示于表1。被解釋變量為tfp，為全要素生產率的自然對數值。根據國內外的相關研究，本文使用計量模型法來計算相應的數值[15~18]。解釋變量為mos、mos2與mos3，分別表示管理層持股比例、管理層持股比例的2次項與3次項。在借鑒McConnell Servaes、McConnell et al.研究的基礎上，將管理層持股定義為公司高層管理人員與董事會成員持股比例之和[19，20]。為盡可能地控制其他因素對被解釋變量的影響，參考相關文獻的做法引入以下控制變量[4，17]:無形資產比例itr，等于無形資產除以總資產;公司規模sca，為公司總資產的自然對數值;競爭程度cpt，等于公司營業收入除以全行業公司營業收入之和;第一大股東持股fst，為公司第一大股東持股數量占公司總股數的比例;債務資產比dtr，等于公司總負債除以總資產;成立時間est，為公司成立日到報告期之間天數的自然對數值;年度效應year，為控制年度影響的一組虛擬變量，當屬于對應年份時值等于1，否則等于0。

為檢驗不同現金流權水平、兩權分離程度對管理層持股比例與公司全要素生產率關系的影響，驗證H2與H3，本文在借鑒Chernykh與Claessens et al.研究的基礎上計算相應的終極控制權、現金流權與兩權分離程度[11，21]。具體步驟為:(1)找出金字塔結構中各持股鏈條中的最小持股比例，將所有鏈條的最小持股比例相加之和作為終極控制權;(2)將持股鏈條中的各層級持股比例相乘，再把各持股鏈條的持股比例連乘積相加之和作為現金流權;(3)用終極控制權與現金流權之比表示兩權的分離程度。在此基礎上，按現金流權的大小將樣本分為高現金流權與低現金流權兩組，分別用這兩組數據估計上述模型，以檢驗H2;將樣本按兩權分離程度劃分為高與低兩組，分別用這兩組數據估計上述模型，以檢驗H3。

為保證模型形式選擇的準確性，本文使用Hausman檢驗確定采用固定效應模型的形式;同時為保證估計結果的一致與有效性，使用D-K穩健標準差來估計模型，以控制模型中自相關、異方差與截面相關的特征[22]。

3.3 樣本選取與數據來源

由于終極控制權、現金流權與兩權分離程度的計算需要繪制終極控制框圖，而我國上市公司從2003年起才在年報中陸續披露實際控制人信息，所以本文選擇2003~2007年為樣本期，以各公司年報披露的實際控制人資料為基礎，通過搜集其他披露報告與互聯網中的公開信息來繪制相應控制框圖。在此基礎上，選擇終極控制股東為政府機構的制造業上市公司作為研究樣本，去除其中B股、樣本期被ST等特殊處理、所在行業發生變化、終極控制股東不明及至少缺失一年數據的公司。其他數據來源于CCER與國泰安數據庫。

4 實證分析

4.1 描述性統計分析

表2為樣本的描述性統計結果。管理層持股比例mos的均值為0.20%，中值為0.006%，表明在國有制造業上市公司中管理層持股水平非常低，股權的激勵作用有限，mos的最小值為0，說明還存在相當一部分管理層未持有股權的公司，終極控制股東與管理層之間的代理問題較為明顯。無形資產與總資產之比itr的均值為0.0304，中值為0.0199，最小值為0，其比例較低說明我國企業在品牌與形象的建設方面較為欠缺，普遍缺乏品牌價值。公司規模sca均值為21.5359，中值為21.4402，最大與最小值分別為25.9614與19.2489，反映出國有制造業上市公司規模普遍較大。市場競爭狀況cpt的均值為0.0024，中值為0.0009，最小值僅為0.00003，表明我國制造業上市公司的競爭程度較高，能對企業生產率產生顯著影響。第一大股東持股比例fst的均值為44.42%，中值為44.92%，最大值達到了84.99%，這與我國上市公司國有股一股獨大的特征相符。負債資產比率dtr均值與中值為0.4819與0.4905，負債比例較為適中，企業財務風險較小，側面印證了國有終極控制股東對上市公司具有支撐效應。

4.2 回歸分析

估計過程分三步:第一步，使用全樣本的實證數據估計模型，以檢驗管理層持股對公司全要素生產率的影響;第二步，將樣本分為高現金流權與低現金流權兩組，檢驗不同水平的現金流權對管理層持股與公司全要素生產率關系的影響;第三步，按兩權分離程度將樣本分為高與低兩組，檢驗兩權分離程度大小對管理層持股與公司全要素生產率關系的影響。

表3第2列為面板數據模型(1)對全樣本的回歸結果。估計結果顯示，管理層持股mos的估計系數為-12.76，其2次項mos2的系數為169.41，3次項mos3系數為-389.91，均通過了1%水平的顯著性檢驗，說明管理層持股與公司全要素生產率之間存在顯著的3次曲線關系。管理層持股低于4.45%與高于24.52%時與公司全要素生產率負相關，處于4.45%與24.52%之間時與全要素生產率正相關，驗證了H1。當管理層持股比例低于4.45%，并不能轉變其最大化自身利益的價值取向，管理層仍舊通過非相關多元化等方式擴大手中的權力、降低企業經營風險從而增強其職務的穩固性，但此舉擠占了企業資源，影響企業生產要素轉化能力，對企業全要素生產率產生了負面影響。當管理層持股比例高于24.52%時，由于管理層投票權的增多進一步穩固了其地位，反而進一步促使其追逐自身利益，而損害終極控制股東的利益。當管理層持股比例在4.45%與24.52%之間時，股權的激勵作用開始顯現，管理層與終極控制股東的利益產生趨同性，管理層的經營決策更多從提高公司的資源配置能力出發，提高了企業全要素生產率，所以管理層持股與公司全要素生產率正相關。

表3第3、4列為按現金流權水平分組的估計結果，由于目前許多文獻以10%與20%的投票權作為辨識終極控制股東的參考閾值，所以本文選擇其中較大的20%作為劃分現金流權水平高低的臨界值，將樣本分成低現金流權(<0.2)與高現金流權(≥0.2)的兩組來估計面板數據模型(1)。如圖1所示，現金流權低于0.2時，管理層持股與公司全要素生產率正相關的區間僅為1.91%~9.22%，管理層持股比例低于1.91%或高于9.22%則對公司全要素生產率產生負向影響。說明現金流權較低時，終極控制股東監管公司管理層的動力不足，代理成本較高，這時給予管理層股權激勵并不能解決代理問題，反而促使管理層追逐自身利益，損害公司與終極控制股東的利益。現金流權大于或等于0.2時，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響區間擴大到4.41%~24.52%，遠大于低現金流權時的正向影響區間。這表明在現金流權較大、可以從上市公司獲得更多利益的情況下，終極控制股東具有較強的動力監督管理層，此時給予管理層一定的股權激勵，可以產生較大的利益協同效應，促使管理層以終極控制股東的利益為出發經營企業，管理層持股在一定程度上可以解決終極控制股東與管理層之間的代理問題。現金流權具有激勵效應，能顯著降低終極控制股東與管理層之間的代理成本，提升管理層持股的利益協同效應，這一結論支持了H2。

表3第5、6列為按兩權分離程度大小分組的估計結果，由于目前對兩權分離程度的高低并沒有一致的劃分標準，因此本文以樣本公司兩權分離程度的均值1.2作為臨界值，將其劃分為分離程度小(<1.2)與分離程度大(≥1.2)的兩組，在這兩組中分別估計面板數據模型(1)。結果如圖2所示，當兩權分離程度小于1.2時，管理層持股對公司全要素生產率的正向影響區間為4.35%~24.60%;當兩權分離程度大于或等于1.2時，其正向影響區間變為3.52%~20.58%，要略小于兩權分離程度較小時的正向區間，

驗證了H3。說明當終極控制股東的兩權分離程度較低時，他們更傾向于通過現金流權獲取收益，而不是使用手中的控制權攫取私人收益、掏空公司，因此在主觀上具有監督管理層、搞好公司經營的意愿。終極控制股東的監督效應

越強，管理層股權的激勵作用較強。兩權分離程度的大小能影響終極控制股東的價值取向，這種取向體現為其監督公司管理層的動力，最終對管理層持股的激勵作用產生顯著的影響。

為檢驗回歸結果的穩健性，本文將確認終極控制股東的投票權閾值變為20%，重新估計面板數據模型(1)。結果顯示，模型解釋變量的大多數估計值符號未改變且顯著，表明所建立的面板數據模型具有一定的穩健性。

5 結論與政策意義

本文研究了金字塔控制結構下管理層持股對公司全要素生產率的影響。研究結果表明，管理層持股比例很低與相對較高時，與公司全要素生產率負相關，管理層持股比例處于兩者之間時，與公司全要素生產率正相關。現金流權越高，終極控制股東對管理層的監督效應越強，管理層持股的正向激勵作用也越大，現金流權能降低代理成本，具有顯著的治理效應。終極控制權與現金流權的分離程度影響了終極控制股東的價值取向，兩權分離程度越低，其越傾向于獲取現金流權收益，對公司的支撐效應越強，更有利于其監督管理層，從而增強管理層持股對公司全要素生產率的正向影響。

上述結論的政策意義在于:第一，管理者股權激勵的推行必須與嚴格的監管相結合才能在最大程度上發揮其正向激勵效應。論文的研究結論表明，在金字塔控制結構與所有者缺位普遍存在的情況下，投資鏈條的冗長與信息不對稱弱化了終極控制股東對管理層的監督效應，所以在一定程度上限制了管理層持股的正向激勵效應。此時即使給予管理層股權激勵，由于監管缺失的存在，股權激勵的正向作用也十分有限而負面影響更大，無法從根本上確保管理層以國家利益最大化為經營目標，而不是追逐自身私利、損害公司利益。單方面地推行管理層股權激勵并不能一勞永逸地解決代理問題，只有在加強監管的前提下實行管理層股權激勵，才能在最大程度上發揮其正向激勵作用的同時，將其負面影響降到最低程度。

第二，在當前的國有資產監督管理體制下需要尋求更為有效的監督管理層的方式。論文的研究結論證明了終極控制股東的監督行為具有顯著的治理效應，能顯著擴大管理層持股對公司全要素生產率的正向影響區間，所以尋求能使終極控制股東有效監督管理層的政策工具就顯得尤為重要。目前，我國國有企業監事會在公司治理中的作用尚未得到完全發揮，監事會的獨立性不強，對管理層的監督往往流于形式而效果有限，無法充分發揮其作用。因此，可以借鑒日德等國的做法，由國有資產監督管理部門向國有企業監事會派駐一定比例的獨立監事，在提高監事會獨立性的同時提升其監管效率，使之成為監督管理層的有力工具。通過有效的監督最大化管理層持股對公司的正向影響，降低其負面作用，達到激勵管理層的目的。

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