內控質量對實際控制人干預企業決策的影響
——基于民營企業資產剝離效率的實證檢驗

曹滿丹 盧香君

(1.馬鞍山師范高等專科學校，安徽 馬鞍山243041)(2.安徽工業大學，安徽 馬鞍山243032)

民營企業的實際控制人可能會監督資產是否得到有效利用提高企業的價值，但也可能與管理層進行合謀，損害中小股東的利益。民營企業的實際控制人在公司重大決策匯中所扮演的角色會不會隨著其參與度以及控制力的變化而發生改變，內部控制質量是否能夠替代其影響，或者與其互補提升企業價值。基于這些考慮，本文選擇能夠直接反映公司決策效果的資產剝離活動作為研究基礎，分析實際控制人與公司重大決策的關系以及其是否受內部控制質量的影響。銷售資產為了整合核心資產提高經營效率或者是為了獲取現金流改善財務狀況[1]。如果企業實際的控制人持有股份份額占比較高，就能夠根據所有權份額獲取企業價值提高帶來的豐厚回報，從而有動力積極監督管理層，促使其作出有利于公司整體業績提高的決策，提升企業的價值。但是如果企業實際的控制人持有股份份額占比較低，其根據持股比例享有的權益份額就比較低，公司整體價值提升給其帶來的回報較少，實際的控制人促使管理層進行資產剝離的動機就不夠強烈。另外，如果實際控制人參與企業管理且傾向于促進提升企業價值的資產剝離決策，但是如果內部控制質量較差，是否會影響實際控制人的判斷，從而促使管理層作出有損企業價值的資產剝離決策。如果實際控制人參與企業管理但因其所持股份占比較低，可能更傾向于基于控制人的權利利用內部控制系統設計的不足“掏空”企業，對提升企業價值活動的資產剝離活動不積極甚至阻礙，良好的內部控制系統設計是否能夠抑制這種行為，增強控制人與企業利益的協同效應，有利于提高企業價值。

一、文獻回顧

1.資產剝離的相關研究

Hoskisson研究認為大股東(blockholders)并不能影響資產剝離，但是大股東可以對管理層的過度投資行為作出限制[2]。王偉以某A企業進行案例研究發現，資產剝離對提高企業短期業績有積極的作用，但對其市場財富效應作用不明顯，同時研究表明大股東積極推動資產剝離活動[3]。黃煒婷利用58家上市公司的資產剝離事件為研究對象沒有得出股權結構對資產剝離事件的市場長期反應產生影響的結論，也就是說市場的長期財富效應并不受經典代理理論中的股權結構的影響[4]。

2.內部控制的相關研究

Baolei Qi的研究表明披露企業存在的缺陷有利于抑制管理層的掏空行為，提升企業價值，增加資本支出即投資[5]。Indranil Bardhan的研究表明民營企業的實際控制人更可能利用內部控制的不完善謀利[6]。綜上所述，盡管學術界關于兩類研究的單獨研究都很豐富，但是主要是從投資的角度，而且研究的結論對于國內企業不一定適用。本文是通過檢驗民營企業實際控制人與企業資產剝離效率的關系，探討實際控制人是否能夠促進有效率的資產剝離即促進提升企業的價值的活動并分析企業的內部控制質量高低是否會影響實際控制人的干預。

二、理論分析與研究假設

民營上市公司的股權集中度不同，實際控制人的現金流權不同，在對公司價值產生影響的重大決策上所扮演的角色也不同。一方面，中國的民營上市公司主要以家族控制和個人控制兩種傳統的所有權形態為主，也有少部分以一致行動人控制。通過對來自CSMAR民營上市公司的股東持股數據初步分析發現大約有65%的民營上市公司的大股東所持有的股份占比并不高，也就是說具有相對的控制權。雖然從長時間的數據觀察來看兩權分離總體上是不斷擴大，但仍然有近一半的民營上市公司是所有權和經營權兩權合一，并且民營上市公司主要還是以家族式的管理模式為主。這樣的前提下，屬于現代公司兩權分離所引發的“委托代理問題”可能在民營上市公司沒有大股東與中小股東之間的利益沖突明顯。股權高度集中，民營上市公司大股東擁有絕對的控制權從而能夠更好監督管理層，可能有利于解決“搭便車” 行為，也就是說可以一定程度上緩解股東和管理層之間的委托—代理矛盾，從而公司更可能作出有利于提高企業價值的經營決策。民營上市公司的實際控制人屬于家族控制的占比80%，而家族企業有著傳承的使命，應該會促進管理層作出提升企業價值的決策。另一方面，如果實際控制人的持股比例較低，擁有比較小的現金流權，相對于創造股東價值，大股東有可能利用自己對管理層的控制來作出有利于個人利益而犧牲小股東利益的決策。如果實際控制人持有股份份額占比較低，而利用資金占用、關聯交易等交易或事項進行掏空攫取的直接利益是自己的，而帶來的損失，只需要按照持股比例承擔，其余的則由公司和中小股東承擔，所以實際控制人通過剝離資產提升企業價值提高自身利益的動機不強。所以說，他們更可能為了個人利益利用控制權攫取公司資源，而不支持能夠提升企業價值的活動例如資產剝離來獲取利益。

企業通過資產剝離獲取了現金流，但卻也失去了所售資產可能帶來的未來現金流的利益。所以，如果銷售資產獲得的現金流大于繼續持有帶來的未來現金流量的現值(NPV>0)，資產剝離會提高企業的價值。這樣資產剝離就是有效率的，但是如果出現過度剝離或者剝離不足，就會降低企業的價值(NPV<0)，資產剝離就是無效率的。如果資產剝離對公司的價值產生影響(提升或降低)，資產剝離會向市場釋放強烈的信號，引起市場強烈反應，資產剝離宣告日期前后的股價就會波動。反之，如果資產剝離不會影響公司的價值，市場也不會對此事件有所反應，資產剝離宣告日前后股價也不會有所波動。所以，資產剝離宣告日前后的股票價格波動可以用來衡量資產剝離活動的NPV(凈現值)[7]。資產剝離公告發出后，如果投資者預期剝離的NPV為正值(負值)，股價將會出現出現向上(向下)的異常波動，提高(降低)企業價值。公司宣告資產剝離引起的股價波動可以用于衡量資產剝離的NPV，也就是說可以利用事件引起的個股的超額收益率來衡量資產剝離對企業價值的影響[8]。所以，為了計算資產剝離的價值創造，量化其效率，本文基于事件研究法計算資產剝離活動前后的CAR值來表示企業剝離資產對于企業價值(NPV)的影響，CAR值大于0表示NPV大于0，即資產剝離有效率，反之是無效率的，即剝離過度或不足。為了量化資產剝離活動的效率，本文基于事件研究法計算資產剝離活動前后的CAR值來表示企業剝離資產對于企業價值(NPV)的影響，CAR值大于0表示NPV大0，表示資產剝離有效率，反之是無效率的，即剝離過度或不足。

如果控股股東的股占比高，股權比較集中，即使控制人不直接參與公司治理，也能夠對管理層進行有效的監督或監控，直接影響企業決策的效率，也就是說，實際的控制人是否通過兼任董事或經理直接參與公司，并不會對決策的效果產生影響。

如果控股股東的股權占比較低，股權比較分散，企業的實際的控制人占有的股份份額較少，現金流權也較低，雖然實際的控制人對企業具有話語權，但這種權利還受牽制于其他股東，但是如果能夠直接參與公司的管理中，就能夠充分了解公司的動態，直接影響公司的重大決策比如資產剝離活動。

假設1：控股股東持有股份集中度不同，實際控制人的直接參與對資產剝離的效率影響不同。

如果控股股東占有股份份額處于絕對優勢，不管是否直接參與企業經營管理，都能決定企業的重大決策，但是重大決策的效率會受到內部控制質量的影響。如果內部控制質量較好，實際控制人雖然可以決定企業重大的決策，會受到有效監督，進行的資產剝離會提升企業的價值。如果公司的內部控制監督機制比較薄弱，形同虛設，管理層可能會聽從實際控制人的安排越過公司的內部控制監督體系作出降低公司價值的決策。也就是說，雖然民營上市公司的股權高度集中，所有權和經營權沒有分離，但是只要內部控制質量高，大股東是會受到制約，促使企業提高資產剝離效率。實際控制人直接參與管理，如果內部控制質量很差時，管理層獲取信息不充分，影響資產剝離的效率；實際控制人不直接參與管理，如果內部控制質量差時，企業的代理問題可能會比較突出，從而降低了資產剝離的效率。

假設2a股權集中，實際控制人會促進資產剝離效率(提升CAR值)，內部控制質量好會增強促進作用反之則不利于。

假設2b股權分散，實際控制人會降低資產剝離效率(降低CAR值)，企業的內部控制質量較好會抑制其影響反之則會加劇。

三、模型與變量

3.1 研究方法與模型

為了檢驗假設1，我們建立如下模型：

CARi[-5,5]=β0+β1BKi+β2SKMi*BKi+β3SKMi+β4SHi+β5LNAi+β6Tbq+β7Lai+β8Rsizei+β9Indi+β10YD2011,i+β11YD2012,i+ξi

(1)

同時，為了檢驗假設2a與2b我們建立如下回歸模型：

CARi[-5,5]=β0+β1BKi+β2SKMi*BKi+β3SKMi+β4InC+β5BKi*InCi++β6SHi+β7LNAi+β8Tbqi+β9Lai+β10Rsizei+β11Indi+β12YD2011,i+β13YD2012,i+ξi

(2);

因變量的選擇：為了量化資產剝離給企業創造的價值，我們計算事件觀察窗口期間的累計非正常收益率(CARi,t)值。在金融或經濟相關研究中，利用CAR值研究各種重大決策(比如資產并購重組、投資決策等)的影響比較普遍。在許多關于創造價值或對企業業績的影響文獻中，優先選用CAR值而非傳統的財務指標，主要是由于財務指標雖然比較直觀，但是財務指標包含的業績信息除了包括事件的影響，還受到管理層其他日常經營決策的影響，而CAR值可以通過量化市場的反應來區分事件的影響。另外財務指標容易被操縱，而且反映的是過去或現在的信息，并不能完整反映事件的影響，而CAR值不易被操縱，所以能夠更客觀的反應資產剝離決策的未來現金凈流量的現值(NPV)首先我們選取民營上市公司的資產剝離公告作為事件發生日，為了并確定公告前(事件公告日)272天到21天為估計期間(estimation period)利用個股的日收益率和市場組合收益率數據估計市場模型(Ri,t=β0+β1Rmt+ξi,t)的參數，假定參數在窗口期保持不變，將事件觀察窗口的日個股收益率(Ri,t)和日市場組合收益率Rmt 帶入ξi,t=Ri,t-(β0+β1Rmt)，計算出個股的日異常收益率(ξi,t),最后將個股在觀察窗口內的日異常收益率相加得到個股所要分析的事件窗口的CAR值。

由于事件期太長可能受到其他信息的干擾，從而無法判斷超額收益率是否是由于此事件的影響，太短可能遺漏影響事件的重要信息從而導致超額收益率無法完全反應事件影響，所以我們計算事件觀察窗口內的CAR值。

其他變量的解釋：

實際控制人持有股份占比(BK):是根據民營企業上市公司數據庫提供的數據作為分析基礎。

實際控制人是否直接參與企業的經營管理(SKM)：企業的實際控制人會通過兼任企業的董事或總經理來直接參與企業的經營管理，所以，我們根據民營企業的實際控制人是否擔任這些職務來判斷是否直接參與企業的經營管理，如果擔任董事或經理，SKM取值為1，反之為取0。

內控質量高低 (InC)：如果同時滿足下列條件：1.沒有被證監會及相關管理部門出具違規通報。2.向公眾提供內控自評報告且有效。3.財務報告和內控都被外部審計出具標準無保留意見，則將內控質量定義為高(InC3)；如果因為參與內部交易、操縱股價以及違規買賣股票以外的重大遺漏、虛假記載、推遲披露等被處罰，財務報告或者內部控制審計被出具否定意見，則將內控定義為低質量(InC1)；如果不屬于這兩種情況，則將內控質量設為中等[9]。

托賓Q值(Tbq):托賓Q值與市場對事件的反應之間是正向的關系[10]lang等人發現托賓Q值能夠反映管理層當局的決策效果，托賓Q值高，市場反應就是積極的，企業的價值就會提高[11]。

其他大股東持股(SH):實際控制人會干涉企業的經營管理，尤其是股權集中會增強其進行干涉的能力，但是如果其余股東占有份額較高就會對其形成制約，從而影響決策的效率。Owen 等人研究表明其他股東持股能夠提高事件的CAR值[12]。

剝離的資產占比 (Rsize)：剝離的資產的總額會影響事件觀察窗口內的CAR值[13]。所以我們用銷售資產的賣方支付價格除以企業資產剝離前30天的市場價值計算出比例(Rsize)并納入模型控制其影響。

市場對事件的反應(用CAR值衡量)還受到其他因素的影響，比如反映企業財務特征的資產負債率(La)、資產規模(lnA),還有內部控制質量、托賓Q值、管理層持股比例(hl)和銷售資產占總資產的比例(Rsize)，所以本文根據以往的研究控制了這些變量以及行業變量(Indi)及年份變量(YD)。

3.2 樣本與數據來源

本文采用的數據來源主要是國泰安CSMAR的數據庫，并利用“金融屆”網絡平臺收集整理中國民營企業滬深主板2012、2013以及2014年除了金融行業的所有上市公司的數據,資產剝離企業的數據收集基于以下幾個標準：1.銷售的資產控制權被轉移。2.售出的標的不是股權。

表1 樣本數據篩選

另外，表2列示了2012、2013、3014各年的資產剝離數量以及價格的情況，從表中可以看出2013年的資產剝離數量以及總價值偏高，各年總價值的中位數都是遠小于平均值的，說明樣本各年的數據范圍比較分散，比較平衡，資產剝離價值高或低都沒有集中在同一年,樣本數據能夠較好地代表總體數據。

表2 資產剝離數量以及價值的情況

四、數據統計分析

我們根據實際的控制人是否兼任民營企業的董事或經理，作為判斷實際控制人直接參與公司重大決策的依據，并對樣本進行分組。從表3可以看到，兩組之間CAR值有顯著差異，并且CAR值均值為正數，說明總體而言，宣告資產剝離事件給企業創造了價值。其他變量資產負債率(La)、資產規模(lnA)、銷售資產的規模占比(Rsize)、凈資產收益率(ROE)、第一股東持股占比(BK)的均值是有顯著差異的。所以在下文的回歸模型檢驗分析中，控制這些變量對CAR值得影響是有必要的。

表3 數據描述1

為了分析實際控制人的參與是否會影響CAR值以及內部控制的質量是否會干擾這種影響，我們對兩組按照內部控制質量的高低分別對兩獨立樣本T檢驗與Mann-Whitney U 檢驗(秩和檢驗)。從表2中看到內部控制質量很好時，企業的實際的控制人參與管理組與不參與管理組，CAR值不存在顯著的差異；而內部控制質量中等或很差時，兩組之間的CAR值比較存在顯著差異，也就是說只要內部控制存在缺陷，實際的控制人參與與否對事件的CAR值的影響是不同的，初步表明實際控制人內部控制可能對實際控制人的參與可能形成干預。另外為了實際控制人直接參與管理對企業決策的影響是否會因企業股權集中程度不同而改變，我們根據上市公司的股權集中度(中位數等于29.85)，將樣本組分為股權集中度較高的和股權集中度較低，從表4可以看到股權集中度很高(大股東股份占比大于29.85),企業的實際的控制人直接參與經營與不直接參與經營的CAR值的差異并不顯著。市場對于實際控制人是否直接參與公司管理沒有反應，或者是市場已經識別出企業實際的控制人對控股股東的控制力，是否直接參與顯得無足輕重；另一方面說明股權集中，實際的控制人是否直接參與經營管理不會影響決策的效率，但是股權不集中時(大股東股份占比小于29.85)，直接參與的樣本企業平均CAR值(0.0000395)顯著低于不直接參與的樣本企業平均CAR值(0.0024344)，初步表明企業大股東股份占比不高時，企業實際的控制人直接參與經營管理會降低資產剝離的效率。

表4 數據描述4

最后綜合考慮實際控制人參與、股權集中度和內部控制質量進行檢驗，從表5中可以看出當股權集中度很高時，不管企業內部控制的質量高低，實際控制人參與與否對CAR的影響是不顯著的，即參與組與不參與組的CAR值不存在明顯的差異，但是當股權集中度相對分散時，內部控制質量中等或很差時，或者是內部控制設計存在瑕疵時，實際控制人的參與或不參與兩組之間的差異是顯著的，而內部控制質量很好時，兩組之間的差異是不顯著的。這些初步的統計分析結果表明，股權集中情況下，民營企業實際的控制人對企業形成了實際上的控制，即使不直接參與企業的管理，也可能不受企業設計的內部控制的限制對企業的重大決策產生重要的影響；而在股權相對分散的情況下，且內控質量為低和中是，兩組之間CAR值存在差異，也就是說內部控制設計存在瑕疵，企業實際的控制人是否直接參與管理對決策的效率會產生影響，而內部控制質量好的情況下，民營企業的實際的控制人是否直接參與管理不會影響決策的效率。民營企業的實際的控制人到底如何影響企業的決策，提高還是降低企業的價值，同時內部控制質量對其干預作用還需要下文進一步的分析。

表5 數據描述3

五、模型運行結果與分析

表6中基于模型1的檢驗表明股權集中時，變量SKM的系數不顯著，說明實際控制人是否直接參與不會引起資產剝離的效率的變化，與數據統計描述一致；BK的系數顯著為正，說明實際控制人若能夠擁有絕對的話語權以及現金流權，會傾向于作出提高企業價值的決策。當股權比較分散時，SKM系數為負并顯著(t=-2.02),說明總體而言，實際控制人直接參與管理會降低剝離效率，從而降低企業價值。所以與假設1一致，控股股東占有股份份額不同，實際控制人的直接參與經營管理對資產剝離的效率影響不同。

另外我們對不同股權集中度下的樣本根據內控好壞分組檢驗發現，當股權比較集中時，內控質量低 (Inc1)組的變量BK的系數是不顯著的，且反映實際控制人持股占比和內控質量的交互作用的BI系數為負(系數T值為2.36)，這說明在內控質量很差的情況下，即使實際控制人對公司的資產剝離決策有絕對的控制權，但由于無法獲取充分的信息，從而可能作出降低公司價值的錯誤決策行為。如果內部控制質量中等或好的情況下BK的系數都是顯著為正的，但是BI的系數是不顯著的，說明內部控制質量較好的情況下，實際控制人可以獲取充分的信息，從而有利于實際控制人促進管理層作出提升公司價值的決策。我們的實證檢驗結果表明控股股東持有股份份額占比高的情況下，不管實際控制人是否直接參與公司的經營，都有絕對的話語權，且其傾向于提高企業的價值，但是這種決策的效率受到內部控制質量的影響。

如果實際控制人對企業不具有絕對的控制權，在內部控制質量較差時,SKM、SKM*BK、以及BK的系數都是顯著為負，說明股權不集中時，實際控制人不支持提高企業價值的活動，如果實際控制人直接參與經營管理更有利于實際控制人的 “壕溝”行為，內部控制質量差加劇了后果的嚴重性。內控監督最好時，BI的系數顯著為正，說明好的內部控制可有效抑制“偷盜”行為。

表6 實際控制人持股與CAR值的關系

結 語

論文檢驗了民營企業不同股權集中度下，實際控制人與資產剝離效率之間的關系，以及企業內控好壞是否對其產生促進或抑制，以探討民營企業內控對實際控制人進行決策干預的約束機制。我們通過分析發現：(1)股權高度集中，不管是否直接參與企業的經營管理，實際控制人都能很好地監督管理層，并且傾向于支持并且能夠促使企業做出提升企業價值的決策，提高資產剝離的效率，但是在內部控制質量較差時，企業實際的控制人可能由于無法獲得充分的信息而決策失誤，導致資產剝離不足或資產剝離過度，降低資產剝離的效率。(2)如果股權分散且民營企業實際的控制人持有的股份較少，實際控制人更加關注自己私人的利益，可能會利用直接參與企業經營管理的機會“盜取”公司利益，內部控制質量差，這種行為更嚴重。如果提升內部控制質量，“掏空”效應會有所緩解。