我國大股東控制權私有收益的實證研究

李俊毅，李 敏

（1.普華永道咨詢(深圳)有限公司上海分公司，上海 200021；2.東北財經大學 數學與數量經濟學院，遼寧 大連 116025）

1 引言

由于我國證券市場起步較晚、發展不完善、企業治理結構不完備以及我國法律對投資者保護機制的不足等問題，我國上市公司存在著較為嚴重的大股東控制問題.

而對于控制權私有收益的界定，是一個不斷發展漸進的概念.國外學者對于控制權私有收益的研究起步較早，但早期的研究多側重于管理層與股東的委托代理，私有收益的概念具有一定的局限性，僅描述了公司管理層對于公司運營的實際控制，與大股東的控制存在著較大程度上的差異.Grossman和Hart[1]的研究，可以視為對于“控制權私有收益”研究的學術開端，明確了控制權私有收益和證券收益.控制權私有收益,是指當前公司的經理或收購方自身占用的，并且是被收購公司股東所不能獲得的公司利益，如收購方實現的事例效應、控股股東的額外津貼、向關聯公司的資產轉移等等；而證券收益，則是公司股票的市場價值.Bebchuk和Kahan[2]從控制權競爭的角度，對控制權私有收益給出了定義，“在控制權競爭后，由最后控制公司的人所獨占的，包括高薪、關聯交易、改變公司政策滿足個人利益在內的任何價值”.

我國直到1992年才有了真正意義上在公開市場，企業控制權和經營權的分離在彼時才開始出現.唐宗明和蔣位[3]的研究，是國內較早出現的對控制權私有收益的探索，對于控制權私有收益的定義為：控股股東往往會利用控制權為自己謀求私利，從而得到與其持股份比例不相稱的、多于其他股東的額外收益.施東暉[4]認為，控制權私有收益的受益形式包括既貨幣收益和精神收益，并由控股股東獨自享有.葉康濤[5]認為控制權私有收益，又可稱作隱性收益，因為其獲取極為隱蔽.

綜合國內外的眾多研究結果，筆者認為，當公司的控股股東發生變更時，會同時出現控制權公共收益和控制權私有收益兩種控制權收益.由于控股股東的變化，可能導致新的管理層的出現，存在改善公司業績的可能性，從而實現公司價值的提升，這種收益可以在各個股東之間，依據其所占股份進行分配，被稱為控制權公共收益；而大股東憑借其對于公司的特殊控制地位，利用所有股東的公共資源而獲取的其它中小股東所不能獲取的利益，則被稱為控制權私有收益.

2 控制權私有收益的實證分析

2.1 樣本選擇

2.1.1 數據來源

本文選取了2004年到2012年滬深兩市發生的68宗股權轉讓案例作為研究的樣本，數據的主要來源為中國上市公司財務數據庫查詢系統CSMAR和CCER中國經濟研究服務中心數據庫，其中股權轉讓事件相關的數據來自于CSMAR，財務指標數據全部來自于CCER數據庫.

2.1.2 數據篩選說明

為了研究的嚴密性和數據的可取性，在篩選樣本的過程中，嚴格按以下標準選取本文所需的研究樣本：

（1）首先從CSMARS數據庫中選取股權變更方式為除無償劃撥之外的其他七中類型，包括協議轉讓（有償）、抵債、合并重組、股權出資、拍賣、間接變更和委托管理或授權經營.

（2）為了研究控制權私有收益的溢價水平，本文選取的交易樣本都是以控制權轉移作為控制閥進入研究樣本的，控制權轉移以交易規模大于等于30%為標準.選取30%作為閥值的依據是2002年實施的《上市公司收購管理辦法》對“實際控制權”進行的界定“名義上的第一大股東和持有或控制上市公司表決權達到30%的，除非有相反的證據證明有人持有或控制的表決權超過自己可以視為取得了上市公司的控制權”.同時《上市公司章程指引》的四十一條也規定，“只要此人單獨或者與他人一致行動時，可以行使公司百分之三十以上的表決權或者可以控制公司百分之三十一以上表決權的形式的即可視為控股股東”.因此選擇交易規模超過30%的作為樣本符合本文控制權私有收益的概念.

（3）為了能獲得相關公司全面的財務信息，在選取數據的過程中剔除了數據庫中沒有交易單價以及交易單價為零的轉讓事件.

（4）同時，所選取的樣本都為已經成功完成交易的.

（5）考慮到樣本的股權交易時間分布在一年中的不同時間段，而股權交易需要一段時間的談判過程，一般持續時間為8到24個月.因此本文公司的財務數據均選取股權轉讓前一年的，在全部數據搜集完成之后，刪除了缺失某些數據缺失的樣本，最終得到68個樣本.

2.2 溢價分析

2.2.1 溢價標準的選取

本文溢價的衡量方法沿用唐宗明的溢價衡量方法，即采用每股凈資產作為標準價格與轉讓價格比較.采用每股凈資產作為衡量溢價的標準有以下幾點原因：（1）每股凈資產是世界上公認的被普遍采用的衡量股票價值的主要指標之一，研究結果更具有可比性；（2）對國有股的轉讓價格，在《股份有限公司國有股股東行使股權行為規范意見》中也有規定：“轉讓股份的價格必須依據公司的每股凈資產、凈資產收益率、實際投資價格(投資回報率)、近期的市場價格以及合理的市盈率等因素來確定，但不得低于每股凈資產.”

2.2.2 溢價模型的定義

為了從多個角度衡量我國股權轉讓過程中的溢價情況，本文定義了三個衡量溢價的模型，分別為溢價比例、溢價水平和溢價規模.

模型一：溢價比例＝（每股轉讓價格－每股凈資產）/每股凈資產×100%

模型二：溢價水平＝溢價比例×股權轉讓規模①

模型三：溢價規模＝（每股轉讓價格－每股凈資產）×轉讓股數

股權溢價比例反映了溢價的比率，僅僅反應對每只股票轉讓對于每股凈資產的溢價情況.溢價水平是一個比較綜合的測度，考慮轉讓規模對溢價的影響.而溢價規模是一個絕對量，反映了控股股東私有收益的貨幣水平.

2.2.3 樣本的描述性統計

2.2.3.1 綜合統計分析

從總體上看，我國的溢價比例平均值為41.04%，溢價水平平均值為18.81%，溢價規模占股東權益比例平均水平為18.05%，大大高于唐宗明和蔣位[3]6%的水平，比齊偉山和歐陽令南[6]17.42%以及韓德宗、葉春華[7]14.10%都高出許多.產生差異的原因可能是本文把樣本的范圍限定為轉讓股份的比例在30%以上，而唐宗明和蔣位沒有對此做出限制，后幾位學者都把轉讓的規模規定位20%以上，因此可以推測出股權轉讓的溢價比例可能會隨著轉讓規模的擴大而增大.同時，我國上市公司控制權私有收益規模較大，控股股東因為擁有公司的控制權可以在股權轉讓中獲取平均為6564.88萬元的額外收入，最高的控制權私有收益為11.59億元.

2.2.3.2 行業分布特征

為了考察我國上市公司控制權私有收益現象與行業類型的相關性，以下將樣本按照行業類型進行分類統計和描述.參照中國證監會指定的行業分類方法，本文所選樣本公司主要涵蓋制造業、綜合類以及其他三種類型.

通過分析可知，我國上市公司控制權私有收益現象在各行業之間的表現有所差異.制造業的溢價比例、溢價水平略高于綜合類行業，而由于受到行業股權轉讓價款與轉讓規模的影響，制造業的溢價規模低于綜合類行業.除制造業、綜合類之外的其他行業，其溢價比例和溢價水平遠遠高于所有行業的平均水平，同時由于行業特點以及大盤股市對該行業股權轉讓價款的嚴重影響，可以看出該行業的大量股票存在著以每股轉讓價格低于每股凈資產的價格進行交易的現象.

2.3 影響因素分析

2.3.1 研究假設

（1）企業的規模：企業的規模越大，控股股東獲得額外收益的可能性就越大，可供控股股東獲得的私有收益就可能越大.企業的總資產和主營業務收入均為衡量企業規模的指標，因此本文利用總資產和主營業務收入的自然對數的平均數來衡量企業的規模.

（2）流動資產分布：流動資產是企業日常經營最可以控制的資產，流動資產的分布情況在一定程度上可以反應控股股東的私有收益情況.本文利用貨幣資金和短期投資占流動資產的比例以及其他應收款占流動資產的比例來衡量企業的流動資產分布情況.

（3）負債水平：負債水平高的企業相對財務風險較高，可供操縱的利潤空間有限，同時債權人也會對企業有更高的關注度，大股東獲取私有收益的行為可能會被遏制，而更加地關注經營，因此負債水平高的企業獲取的私有收益可能會比較小.本文用流動比例和債務資產比例來反映企業的負債水平.

（4）資產管理能力：資產管理能力好的企業往往企業的效益高，可供大股東或取得利益相應會高出.本文利用總資產周轉率和凈資產收益率兩個指標來作為企業的資產管理能力.

（5）股權結構：當股權相對比較集中時，企業的大股東操縱公司的能力就上升，獲取私有收益的可能性就越大.本文用股權集中度、第一大股東的性質和流通股的比例來表示企業的股權結構.

2.3.2 模型及變量設置

根據上面的假設，進行控制權私有收益的影響因素分析，建立如下模型1：

PP＝C+∑iXi(其中 PP表示溢價比例，C是常數項，i＝1，2……10即10個解釋變量)

根據上述的假設，本部分選取了10個指標作為溢價比例的解釋變量，各指標設置如表1.

2.3.3 回歸分析

2.3.3.1 模型的初步建立和回歸結果分析

基于上述的模型和解釋變量，我們利用OLS回歸分析： （見附表1）

表1 指標變量設置及預測

根據附表1 OLS回歸分析結果③，即可得出回歸的方程為：

2.3.3.2 回歸方程的檢驗

為了檢驗指標的解釋能力，對方程（1）進行檢驗，首先是方程的擬合優度檢驗.方程（1）的R2為85.36%，調整的R2為82.80%，可以看到，判定系數較大，擬合優度較高.然而，擬合優度會隨著解釋變量的增加而增加，由于模型涉及到10個因素之多，因此，擬合優度的高水平可能存在一定虛高，需要進一步對方程進行參數假設檢驗.得到參數b1—b10的t檢驗結果（見附表2）.

由附表2參數t檢驗結果可見，所有的t值并不顯著.利用Chow檢驗來檢測這個模型的穩定性.

其殘差平方和SSE=7.1659

其殘差平方和SSE1=7.7111

其殘差平方和SSE2=1.4131

又由 m=10，n=68，n1=34，n2=34，得到 F統計量為 -0.8975

嫁給小蟲，玉敏一直覺得委屈，至少長相上委屈。玉敏是美女，小蟲卻與高富帥不沾邊，所以玉敏一直不很看得上小蟲，何況小蟲還粗俗。小蟲沒多少文化，勉強在老家混了個初中畢業，姑媽把他弄到了凌州。小蟲是姑媽唯一的侄子，姑媽看小蟲書沒念出來，就讓小蟲來凌州打工了。初中畢業能干什么呢，不是工地上的瓦工，就是車間里的操作工。姑媽心疼小蟲，便讓姑父給小蟲安排工作。姑父是地稅分局局長，找個工作自然不費吹灰之力。可姑媽不想小蟲進廠，說小蟲這點文化，進了廠在車間干一輩子重活，幾時能熬出頭？姑父說他那點文化，你還想他混出名堂來？讓他做白領，他也得有那能耐呀。姑父說得沒錯，小蟲的確沒那個能耐，連名字都寫得跟蟹子爬似的。

又 F(0.05,11,46)=2.06，F(0.95,11,46)=0.377

所以有，F<0.377，說明這個模型結構不很穩定.

2.3.3.3 方程的修訂

上述方程擬合度較高，但回歸系數的t值不顯著且方程穩定性差，這是方程存在共線性的特征，因此，我們得到10個解釋變量間的相關系數矩陣：（見附表3）

由附表3解釋變量間相關系數矩陣可以看到，X2和X4,X1和X6這兩組解釋變量間相關系數較大.

因此剔除掉X2和X6這兩個對方程貢獻較小的解釋變量，得到修訂后新方程的統計結果.

表2 修訂后新方程的統計結果

擬合優度與VNOVA檢驗結果為：原R2=0.8533，調整后的R2=0.8334，F值為42.9095，P值為0.0000.可以看到，由于解釋變量的減少，判定系數有很小幅的下降，但是，真正可靠的修正判定系數則有較大的上升，說明修訂后的方程的擬合度上升.

2.3.4 對方程的解釋

通過偏回歸系數與p值我們可以看到，在X1—X10這八個解釋變量中，X4的解釋能力最弱，X1,X3,X5,X9的解釋能力相對較弱，而X7,X8和X10的解釋能力較強.

（1）控制權私有收益與企業的流動比率的相關性較小，其系數-O.08.也就是說，企業的現金流動性的好壞對其大股東的控制權私有收益的大小影響不明顯.

（2）企業規模，它與控制權私有收益的大小呈現一個負相關關系,系數為-0.184，這與韓德宗、葉春華[7]以1998年到2001年間88家第一大股東變更的上市公司作為研究樣本所得到的結論一致.然而，這種相關關系并不顯著.

（3）企業的債務資產比率,它的偏相關系數為-0.216.與Jensen[8]的研究結果相一致.也就是，債務還本付息的強制性約束會導致企業持續的現金流流出，這會減少企業持有的自由現金流，使大股東無法把更多的現金投向有利于他獲取私利的項目上，從而相對減少其控制權私有收益.但是二者的相關性不很明顯，這也說明Raviv和Stulz[9]認為的管理層通過增加負債來提高其對公司的控制，因此兩者呈正相關關系的理論也具有一定的道理.

（4）股權性質與控制權私有收益呈現正相關關系，其系數為0.346，也就是說，如果轉讓的股權為國有法人股，會導致溢價較高.原因可能在于，我國的上市公司中，國有法人股占有一定的比例，因此在并購交易中，如果轉移的是國有股，那么它的轉移規模一般要比流通股大，因此，控制權轉移得更加徹底，溢價也就更高.

（5）其他應收款比例，這一指標在以前的研究中并沒有被提到，統計結果顯示二者呈現出了負相關關系，相關系數為-0.486.可以理解為，如果企業的其他應收款項目較為龐大，說明其真實資產質量存在較大問題，因此在轉讓的過程中，收購方會降低對目標企業的定價.而在企業的經營過程中，過高的其他應收款項目常常是由于關聯方交易等不正常的資產轉移所致，這也就是大股東對于公司的侵害，使其控制權私有收益的集中體現.

三個解釋能力較強的因素為凈資產收益率，股權集中度和轉讓是流通股的比例，其偏回歸系數分別達到了-1.533,1.593和1.582.

（6）凈資產收益率與控制權私有收益有較高的負相關關系，可能在于那些績效較差的公司往往是收購公司追捧的熱點，因為這樣在其收購后績效可以得到大幅提升，因而從中獲益.

（7）股權集中度與控制權私有收益則呈現了較明顯的正相關關系.如果第一大股東持股份額足夠大，而其他的股東無法形成與其的競爭，那么該股東受到的限制則會較少，控制權私有收益的取得相對會更加容易，因此收益相對較大.

（8）轉讓時流通股的比例也會正向影響控制權私有收益，這與前述的預期相反，造成這種結果的原因可能是由于樣本的局限性所引起的，在后續的研究中會進一步討論.

3 結論

本文分析了我國大股東控制的背景，控制權私有收益的獲取形式以及控制權私有收益的衡量方法和影響因素.并在一定的條件下搜集了2004～2012年我國股權轉讓的68宗交易，通過股權轉讓中的股權溢價來衡量我國控制權私有收益的規模.分析結果顯示，目前我國的控制權私有收益規模比較大，溢價比例平均高達41.04%，溢價水平平均為18.81%，溢價規模平均為6564.88萬元，溢價規模占股東權益的百分比平均為18.05%，由此可見我國大股東私有收益問題比較嚴重.進一步的影響因素分析顯示，我國控制權私有收益的程度與企業的凈資產率顯著成反比.同時與股權集中度也較明顯成正比，此外企業規模、其他應收款比例、債務資產比例、資產周轉率和股權性質對控制權收益也有一定的影響.

從影響因素的分析中發現公司的股權結構對企業的控制權收益有很大的影響，特別是股權集中度與控制權收益的規模有較顯著的正相關，也就是說公司的股權越集中，控制權私有收益的規模就越大，因而保持上市公司股權結構的優化勢在必行.

注 釋：

①股權轉讓規模是指變更股權的比例.

②預測符號 “＋”表示解釋變量值的增加會增大溢價比例，“－”表示解釋變量值的增大會減小溢價比例，“？”表示解釋變量值的變化對溢價比例的影響方向不明確.

③由于篇幅所限，本文部分統計表格未在正文呈現，讀者如有需要請與作者聯系.

〔1〕Grossman,Sanford,and Oliver Hart.One share one vote and the market for corporate control[J].Journal of Financial Economics,1988,20(2):175-202.

〔2〕Bebchuk,L.A.,and M.Kahan.A Framework for Analyzing Legal Policy Towards Proxy Contests[J].California Law Review,1990，（78）：1071-1135.

〔3〕唐宗明，蔣位.中國上市公司大股東侵害度實證研究[J].經濟研究，2002（4）：44～50.

〔4〕施東暉.上市公司控制權價值的實證研究[J].經濟科學，2003（6）：83～89.

〔5〕葉康濤.公司控制權的隱性收益——來自中國非流通股轉讓市場的研究[J].經濟科學，2003（5）:61-69.

〔6〕齊偉山，歐陽令南.我國上市公司控制權收益的實證研究[J].金融教學與研究，2004（6）:41-43.

〔7〕韓德宗，葉春華.控制權收益的理論與實證研究[J].統計研究，2004（2）：42-46.

〔8〕Jensen,M.Agency cost of free cash flow,Corporate finance and takeover[J].American Economic Review，1986,76(2):323-339.

〔9〕Stulz,R.Managerial Control of Voting Rights:Financing polices and the Market for Corporate control[J],Journal of Finance Economics,1990,（26）:3-27.