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關鍵詞:公司治理;股利政策;控制權結構;現金流量權
中圖分類號: F276.6 文獻標識碼:A 文章編號:1001-6260(2010)02-0120-10
一、引言
股利政策作為上市公司在特定制度背景和治理結構下做出的一攬子制度安排,它的恰當制定和有效實施有利于公司的長期發展,有利于實現公司價值的最大化。然而,近年來,隨著研究的不斷深入,越來越多的證據表明,股利政策正淪為終極控股股東侵占中小股東的“隧道”。那么終極控制人性質及其控制權結構如何影響我國上市公司的股利政策呢?另外,終極控股股東由于股權分置的先天原因,無法在股票市場通過資本利得獲利,股東回報的方式往往通過非理性分紅、惡意派現、超能力派現等一系列異常股利政策實現,侵害了中小股東利益。如何有效遏制終極控股股東的侵占,合理引導上市公司股利分配行為,保護中小投資者利益,已成為中國證券市場研究亟需解決的課題。
現有研究過多集中于第一大股東持股比例對股利政策影響的討論上,鮮見基于終極控制人性質及其控制權結構對股利政策影響的實證研究。本文借鑒管理學對組織結構的研究,根據控制層級和控制鏈條數兩個因子對終極控制人控制上市公司的控制權結構歸類為垂直化結構、扁平化結構和矩形結構三種類型,并利用2004年起年報準則要求上公司強制披露相關產權結構信息為契機,選取2004―2007年我國上市公司作為樣本,從微觀層面實證研究終極產權性質及其控制權結構對股利政策的影響。其理論和現實意義在于,不僅可以為股利政策研究提供新的視角和證據,而且有助于為證券監管部門掌握上市公司產權結構信息披露特征、進一步引導和規范上市公司信息披露行為提供實證依據。
二、文獻述評和研究假設的提出
股利政策具有減輕成本的功能。股利政策是公司最優監督契約的組成部分(Rozeff,1982),發放現金股利的承諾能促使管理者外部融資受到外部市場的監督(Easterbrook,19840)。Jensen(1986)指出,發放現金股利可以減少自由現金流量,避免管理者將企業現金流量用于私人用途或者不贏利的項目。實證研究普遍支持現金股利減少成本的假說(Agrawal,et al,1994; Smith,et al,1992)。La Porta 等(2000)從投資者保護的視角研究股利政策,提出外部股東在投資者保護好的國家被授予更多股東權利,來敦促上市公司支付更高的股利以降低成本,保護自身股東權益。近期更多從股東身份和終極控股股東的視角來研究股利政策。因為第一大股東并非都是終極控股股東,第一大股東的持股比例并非等于終極控股股東的真實有效的持股比例。下面分別從終極產權性質、現金流量權、投票權、控制層級、控制鏈條數、兩權分離程度等方面來評述相關文獻并提出本文的研究假設。
(一) 終極產權性質和股利政策的關系假設
終極控股股東身份不同,對股利政策的需求不同。La Porta 等(1999)在考察全球上市公司股權結構時發現,不同產權性質的終極控制人,由于追求的利益動機不同,所采用的股利政策存有差異。Moh’d 等(1995)和Allen 等(2000)的實證研究進一步證實,大股東身份影響股利政策。Renneboog等(2005)以20世紀90年代的英國公司為樣本,把控股股東分為六種互相排斥的類別:執行董事及其家族、非執行董事及其家族、與董事無關的個體或家族、政府、金融機構(如銀行、保險公司、投資和養老基金)和其他工商業公司,發現投票權與股利支付率呈負相關關系,但是不同性質的股東影響程度不同。
出于研究視角和中國實情的考慮,本文把終極產權區分為國有產權和民營產權兩種性質,并以此來發展終極產權性質與股利政策關系的研究假設。國有上市公司與民營上市公司在諸多方面存在差異。第一,民營終極產權的公司對未來制度變化的預期不如國有企業確定,即國有企業比民營企業對制度變化有更強的影響力。在中國,證券法律法規的制定是通過政府內部決策,不像美國通過公共司法程序來制定。因此,終極產權為民營的上市公司,其權益融資成本可能較高,相對不輕易動用公司資金來派發現金作為股利支付。第二,由于國有企業的債務融資成本低于民營企業,國有企業甚至可以發放籌資性股利,即通過再融資或者銀行貸款來發放股利滿足終極控制人的需求。第三,民營公司大多為家族控股,不需要依靠發股利來緩解第一類成本問題,而且發放現金股利要交股利稅?；谏鲜龇治?本文提出:
假設1a:終極產權為國有產權比終極產權為民營產權的上市公司,其股利支付概率和分配力度大。
然而,從委托理論視角來看,國有企業問題往往較為嚴重,國有企業管理層為了達到謀求私利的目的,往往盲目過度投資。因此,為了緩解國有企業嚴重的沖突,應該通過多發現金股利,減少公司內部的自由現金流量。即使公司有投資機會,也要讓其從外部融資,受資本市場約束。而民營企業往往委托自己的親屬甚至親自參與公司的經營管理,第一類成本不突出,因此當公司有盈余且無較好投資機會時就會選擇進行股利分配。此外,保值增值是考核中央企業負責人任期內公司經營績效的重要指標,不進行分配可提高凈資產基數,進而通過投資比例反映到控股公司賬面上來。Bradford等(2006)研究發現,非國有終極控制的公司相比國有控制的公司,尤其是相比當地政府控制的公司,每股現金股利水平更高。根據上述分析,本文提出:
假設1b:終極產權為民營產權比終極產權為國有產權的上市公司,其股利支付概率和分配力度大。
(二)控制權結構和股利政策的關系假設
1.投票權和股利政策
由于我國股權結構兩極分化,非流通股股東無法對大股東形成有效制衡。加上中國資本市場成立時間不久,投資者保護的相關法律法規尚在不斷完善中,投資者保護程度當前階段相對薄弱,無法切實保護中小股東的利益。在這種環境下,控股股東便可利用其對上市公司的實質控制權通過各種手段實現其利益訴求。尤其是在終極控股股東不能流通,沒有現金兌換權,無法在資本市場上獲得利益時,隨著終極控股股東控制權的進一步提升,通過股利政策實現投資回報的可能性大增。此外,鑒于我國上市公司形成的特殊性,終極控股股東往往以凈資產為基數溢價、等值或者折價入股,成本遠遠低于二級市場的IPO價格。盡管現金股利是按照全體股東持股份額平均分配的投資回報,屬于Grossman 等(1986)所稱的“共享利益”,同樣的股利政策,終極控股股東的回報率仍然遠高于流通股股東?；谝陨戏治?本文提出:
假設2a:隨著終極控股股東控制權比例的提升,上市公司股利支付概率和分配力度增大。
另一方面,隨著控制權比例的不斷提升,終極控制人的控制權私利也不斷提升,但是當控制權比例達到一定水平時,終極控制人的控制權私利達到最大。當持股比例進一步提高,超過終極控制人控制權私利達到最大時的持股比例臨界值,控制權私利可能不如控股比例提升所帶來的利益協同效益。也就是說,終極控制人持股達到一定的比例,可以作為向外部潛在投資者的一個信號,來展示公司內部終極控股股東是利益協同效應為主,而非利益侵占,進而讓公司融資變得更為容易。因此,控股股東持有較高的持股比例可被視為向外部投資者做出放棄控制權私利的一種可信承諾,表達利益共享的意愿。為此,本文提出:
假設2b:隨著終極控股股東控制權比例的提升,上市公司的股利支付概率和分配力度變小。
2.現金流量權和股利政策
投資者為什么投資于上市公司成為其股東,一個重要的原因在于現金股利可以作為股東回報的重要方式。呂長江等(1999)采用控制權(持股比例)作為控股股東侵占動機時發現,控股股東持股比例越高,股利支付率越高。他們的研究表明,控制權對現金股利有重要影響。不過本文認為,股東是基于現金流量權利而不是基于投票權來獲得股利回報。當然,現金流量權和投票權一般成正相關關系,因此終極控股股東的現金流量權越高,通過股利政策來實現利益侵占的可能性更高。所以本文提出:
假設3a:終極控股股東的現金流量權越高,上市公司的股利支付概率越高和股利支付力度越大。
然而,隨著現金流量權的提高,控股股東在上市公司所占的利益將得以增加,通過對中小股東利益侵占所獲得的比例降低,掏空的激勵將會減弱,從而形成利益協同效應,不僅可以有效約束控股股東的利益輸送行為,而且有助于公司價值的提升。Gomes(2000)則指出,如果持有大量公司股權的控股股東為謀取私利而侵占公司利益,那么外部投資者將因此對股票價格進行折價,從而使控股股東因持有大量股份而遭致更大的損失,因此,同樣地,控股股東持有較高的現金流量權可被視為向外部投資者做出放棄控制權私利的一種可信承諾。故本文提出:
假設3b:終極控股股東的現金流量權越高,上市公司的股利支付概率越低和股利支付力度越小。
3.控制層級和股利政策
控制層級越長,即控制鏈條越長,終極控制人與上市公司中間涉及的企業數目越多,很可能表明以終極產權為主導的內部資本市場功能越完善,控股股東或終極控制人現金管理能力越強。在內部資本市場的背景下,由于內部資本市場的資本優勢以及內部資本市場中上下層級之間的信息不對稱程度小于外部資本市場參與者,因此內部資本市場往往具有比外部資本市場更有效的資本配置Fan等(2005)指出,控制鏈條越長意味著市場影響越多,政府干預越少。。股利政策作為調劑內部資金市場的手段,終極控股股東很可能要求支付更多的現金股利來滿足不同層級之間的資金調配需求。此外,控制層級越多,委托關系層級越多,對應的委托沖突越厲害。這將導致成本劇增和融資成本增加,為盡量避免成本的擴大化,控制層級越多,終極控股股東越可能增加對現金股利的需求。因此,基于上述分析,本文提出:
假設4:終極控制人控制上市公司的控制層級越多,上市公司的股利支付概率和分配力度越高。
4.控制鏈條數和股利政策
控制鏈條數是股權結構的重要特征之一。如果控制鏈條數大于等于2,意味著上市公司通過多重持股這一方式來達到控制權和現金流量權的分離?？刂奇湕l越多,往往也意味著內部資本市場調配資金效率越優以及成本問題可能越嚴重,因此,控股股東很可能要求支付更高的股利來滿足各條控制鏈條上的公司資金需求和減緩委托沖突。因此,本文提出:
假設5:在其他情況相同的條件下,如果上市公司屬于終極控制人多重持股的公司,那么上市公司股利支付概率、支付力度更大。
5.兩權分離程度和股利政策
控股股東除了從現金股利等“共享利益”中收益外,控制權本身也具備收益性。控制權收益是一種“私人收益”,可以通過各種途徑來實現,比如關聯交易等。由于所有權比例代表控股股東獲取公司共享利益的份額,而控制權比例代表控制權收益,當兩權分離越嚴重時,控股股東越傾向于獨享控制權收益,而較少注重股利政策這種“共享利益”的分配。因此,終極控股股東的兩權分離度越大,股利分配意愿和股利支付率往往越低。
然而,控制權與現金流量權之間的背離往往是控股股東為牟取私利而侵害中小投資者利益的重要動因。侵占其他股東尤其是中小股東的動機與兩權分立度成正相關關系(La Porta,et al,1999; Claessens,et al,2000; Fan,et al,2005)。因為當控股股東對公司的控制權和現金流量權存在不一致性時,控股股東只需承擔很小一部分的成本就可以獲得絕大部分的控制權利益。例如,某投資者握有A上市公司60%的股份,處于絕對控股地位,而A公司又擁有B上市公司51%的股份。這樣該投資者就以B上市公司30%的現金流量權獲得對其51%的絕對控制權。顯然,隨著控制鏈的層層遞進,控股股東控制權對于現金流量權的偏離程度進一步加劇,最終控制者與中小股東之間的利益協同效應被削弱,而壕溝防御效應則得到了加強。因此,兩權分離越厲害,侵占中小股東的尋租動機越明顯,越可能促使上市公司支付更多股利。根據上述分析,我們提出:
假設6a:兩權分離程度越厲害,上市公司股利支付概率和支付力度越低。
假設6b:兩權分離程度越厲害,上市公司股利支付概率和支付力度越高。
三、研究設計
(一)研究樣本與數據來源
本文有關終極產權和控制權結構的數據全部從上市公司2004―2007年年報手工收集獲得。年報來自深圳證券交易所官方網站(省略)、巨潮資訊網(info.省略)、Wind資訊和上市公司網站。因變量和公司特征數據來自Wind資訊,內部治理數據主要來自CSMAR。剔除:(1)金融類公司;(2)少數缺少足夠信息來判定公司終極控制人性質和計算控制權結構相關變量的樣本。共獲得4766個公司年度觀測值作為研究樣本。
(二)變量選擇
本文采用股利支付可能性和股利支付水平兩類指標來測度上市公司的股利政策,前者包括是否發放股利和是否發放現金股利,后者包括總股利支付水平和現金股利支付水平。
終極產權從性質上分為國有終極產權和民營終極產權。終極產權為國有產權的樣本是指終極控制人為國資委、中央國家機關、中央國有企業、地方國資委、地方政府、地方國有企業等的上市公司年度觀測值;終極產權為民營產權的樣本是指終極控制人為個人的上市公司年度觀測值;除了終極控制人為國有產權和民營產權外的為其他產權樣本,主要包括終極控制人為大學、集體企業、境外自然人或者境外法人、職工持股會等的上市公司年度觀測值。控制權結構的定義參照La Porta 等(1999)、Claessens等(2000)、Chernykh(2008)等的研究方式,本文定義了五個反映最終控制人控制機制的變量:投票權、現金流量權、控制層級、控制鏈條數和兩權分離程度。上述五個測度變量都是基于終極控制人的角度來定義和計量的。投票權是指終極控制人直接持有和間接持有上市公司的股份比例之和;現金流量權是終極控制人各條控制鏈上投票權的乘積之和;控制層級是終極控制人與上市公司之間最長的層級數目;控制鏈條數是終極控制人持有上市公司股份渠道數量;兩權分離程度等于最終控制人控制的表決權除以最終控制人的現金流量權,反映了最終控制人的現金流量權與控制權的偏離狀況。
借鑒已有文獻,我們在多元回歸中主要選取公司規模、資本結構、公司成長性、公司年齡等變量作為控制變量。本文的研究變量總結見表1。
表1 變量定義一覽表
變量名稱計 量變量代碼文獻支持
被解釋變量是否發放股利是否發放現金股利總股利支付水平現金股利支付水平如果第i家公司第t年發放任何形式的股利取1;反之,取0如果第i家公司第t年發放現金形式的股利取1;反之,取0股利總額除以凈利潤現金股利總額除以凈利潤totaldumcddumtotalprofitcdprofitFama等(2001)、魏剛(1998)、呂長江等(2001)
解釋變量終極產權性質控制權現金流量權兩權分離程度控制層級控制鏈條數國有終極產權性質,取值1;民營終極產權性質,取值0同文獻的計算方法同文獻的計算方法cr/cfr
最長控制鏈的層級數終極控制人控制上市公司的路徑數soedumcrcfrcolengthchainsLa Porta等(1999)、Claessen等(2000)、Faccio等(2002)、劉芍佳 等(2003)
公司特征盈利能力投資機會規模財務杠桿總利潤/股東權益總資產增長率資產賬面價值的自然對數當年負債總額/總資產roegrowthsizeleverageRozeff(1982)、原紅旗(2001)、呂長江 等(1999)
股權結構第一大流通股東持股比例國有股比例非流通股比例第一大流通股東持股數/總股本數
國有股股數/總股本數非流通股股數/總股本數top1soeshrnshr
高管情況高管持股比例兩職兼任情況高管人數董事、監事及高管報酬總額高級管理人員持股數/總股本數若董事長和總經理是同一人,取1;反之,取0年報披露的高級管理人員的總人數Ln(董事、監事及高管報酬總額)mngtshrsceodirmngtsizesalary
董事會、獨立董事和其他董事會規模獨立董事占比獨立董事與公司工作地點一致性監事總規模委員會設立總數
董事會人數(含董事長)獨立董事人數/董事會規模如果獨立董事與上市公司工作地點一致取1;反之,取0監事總規模(含監事主席)委員會設立總數
dirboardinddirsitesupboardnumerJensen等(1992)、Fenn等(2001)、魏明海 等(2007)、劉峰 等(2004)、呂長江等(1999)
(三)實證模型
由于第一類測度股利政策的指標是股利支付可能性,故對應的模型是Logistic二元選擇模型;第二類測度股利政策的指標是股利支付水平,包括總股利支付率和現金股利支付率,由于總股利支付率和現金股利支付率兩類因變量的取值都介于0和1之間,屬于受限因變量,如果簡單采用OLS回歸,可能導致估計參數無效,針對這兩個受限因變量,本文采用Tobit模型。
Pr(totaldumit=1)=logistic(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(1)
Pr(cddumit=1)=logistic(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(2)
totalprofit=tobit(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(3)
cdprofit=tobit(α+∑nii=1βitXit+∑nii=1λitCVit+εit)(4)
式中:X表示產權性質soedum、控制權cr、現金流量權cfr、兩權分離度co等檢驗變量;CV表 示諸如公司基本特征、公司內部治理因子、行業、年度等的控制變量,ε代表回歸模型的殘值。
四、實證結果與分析
(一)我國上市公司終極產權性質及其控制權結構特征
表2 按終極所有者性質及產權性質分布
面板 A 按照終極所有者性質歸類統計
終極所有人性質樣本觀測數比重(%)
國資委69014.48中央國家機關1192.5中央國有企業1433地方國有企業1483.11地方國資委169435.54地方政府3978.33個人130227.3大學440.92集體企業1493.13境外人380.8職工持股會(工會)310.65其他110.23合計4766100面板B 按照產權性質歸類統計產權性質樣本觀測數比重(%)國有產權319166.95民營產權130227.32其他產權2735.73合計4766100
1.我國上市公司終極控制人性質
我國上市公司到底是由誰控制著呢?我們按照終極所有者性質對樣本進行細分描述(表2)發現,上市公司的終極控制人身份各異,不同性質的終極控制人對應的樣本數量不同。這證實了我國上市公司存在終極控制人的普遍性,支持了La Porta等(1999)和Faccio 等(2002)的研究發現。表2面板 A顯示,在4766個樣本觀測值中,終極所有者為地方國資委的樣本數達到1694個,占比達到了35.54%;其次是終極產權性質為個人的樣本,有1302個,占比達到27.32%;再次是國資委為終極控制人的樣本,有690個,占比為14.48%。而終極控制人為地方政府、中央國家機關、中央國有企業、大學、集體企業、職工持股會等樣本各自所占比重都低于10%。表2的面板B根據產權性質對樣本進行分類統計顯示,終極產權為國有產權的上市公司觀測值達到3191個,而終極產權為民營產權的樣本觀測值僅略多于終極產權為國有產權樣本數的1/3。
2.我國上市公司控制權結構特征
表3對我國上市公司的控制權結構特征做了詳細歸類統計。表3顯示,終極控制人達到控制上市公司的目的平均需要38.88%的控股比例,部分樣本通過100%持股達到控制上市公司,不過最低的只需要1.49%的持股比例就可以控制上市公司。平均而言,終極控制人的現金流量權為32.53%,低于平均控股比例38.88%?？刂茩嗪同F金流量權兩權分離程度達到1.6479,最高值甚至高達62.5336。在所研究樣本中,終極控制人控制上市公司的平均控制層級,即控制鏈長度達到2.3884,最長的層級達到9層,而平均的控制鏈條數為1.2152,其中控制鏈條數最高達到10條。這些數據證實了我國上市公司的股權結構相對比較集中,不同于美國、英國和愛爾蘭等股權相對分散的國家,支持了La Porta 等(1999)、Claessens 等(2000)和Faccio等(2002)等的研究結果。
表3 我國上市公司控制權結構分布情況統計表(樣本數:4766)
變量平均值標準離差最小值最大值中位數25%分位75%分位控制權0.38880.15940.014910.36860.26470.5098現金流量權0.32530.18360.002510.29900.18140.4605兩權分離度1.64791.92870.959562.5336111.6377控制層級2.38840.848219223是否金字塔1.00170.040912111控制鏈條數1.21520.6580110111
表4 我國上市公司控制權結構三維分布情況
控制層級交叉持股控制鏈條數公司數目比重(%)1113387.09211269656.572121102.31213200.4231183117.443122154.51313751.57314230.48315110.2331830.064111853.88412811.70413370.78414120.2541540.0841640.08511300.63512350.73513100.2151460.1351610.0251910.02611120.2561270.1561440.0871210.0271610.02711010.0281210.02811020.0491210.0212120.0422320.0432120.0442220.04合計4766100
表5 我國上市公司控制權結構形式研究
歸類標準公司數目比重(%)
矩形控制權結構:控制層級數=控制鏈條數53711.27
其中:控制層級=控制鏈條數=13407.13
控制層級=控制鏈條數=21102.31
控制層級=控制鏈條數=3751.57
控制層級=控制鏈條數=4120.25
垂直化控制權結構:控制層級數>控制鏈條數417587.60
扁平化控制權結構:控制層級數
合計4766100
不同于現有文獻的是,本文根據“控制層級、交叉持股、控制鏈條”三個維度構建控制權結構,并據此對我國上市公司終極控制人采取的控制權結構進行“三位一體”的分析。表4根據“控制層級、交叉持股、控制鏈條”三個維度對各個觀測值進行了統計歸類。結果顯示,我國終極控制人很少采用交叉持股的方式來實現對上市公司的控制,終極控制人采用交叉持股控制上市公司僅有0.16%(=0.04%×4)的樣本;而分別有56.57%和17.44%的樣本采用“2-1-1”和“3-1-1”的控制權結構方式來實現對公司的終極控制。
借鑒管理學對組織結構的研究,本文進一步根據控制層級和控制鏈條數兩個維度對終極控制人控制上市公司的控制權結構形式做了考察(表5)。本文定義,如果控制層級數大于控制鏈條數,則終極控制人控制上市公司的控制權結構視為垂直化結構;如果控制層級數小于控制鏈條數,則終極控制人控制上市公司的控制權結構視為扁平化結構;如果控制層級數等于控制鏈條數,則終極控制人控制上市公司的控制權結構視為矩形結構。表5顯示,87.60%樣本(4175個)終極控制人通過垂直化的控制權結構來控制上市公司;11.27%的樣本終極控制人通過矩形控制權結構控制上市公司,其中終極控制人通過“控制層級=控制鏈條數=1”的控制權結構控制上市公司的樣本數有340個,占比7.13%;而通過扁平化控制權結構控制上市公司的樣本僅為72個,占比不到2%。
(二)終極產權性質及其控制權結構與股利政策關系的多元回歸分析
下面將在試圖控制影響股利政策其他變量的影響下,詳加考察終極產權性質及其控制權結構對股利政策的影響。由于單變量回歸未控制其他變量的潛在影響,其結果缺乏足夠的有效性和可信度,本文著重報告了多元回歸的結果;在多元回歸之前,本文進行了自變量之間相關性檢驗(表略),結果顯示,除了控制權cr和現金流量權cfr的皮爾遜相關系數為0.880外,其余變量之間的相關系數都在0.50以下,多重共線性不明顯。為避免同時引入控制權cr和現金流量權cfr這兩個檢驗變量會引起多重共線性,本文通過把cfr與cr分離設定不同模型來檢驗。
表6報告了終極產權性質及其控制權結構與股利政策的多變量綜合回歸結果。表6的模型1至模型4分別對應測度股利政策的四個變量,而模型A和模型B分別對應cr和cfr來設定。這些模型不僅引入公司特征、公司內部治理、行業和年度變量,而且綜合考慮了終極產權性質及其控制權結構維度對上市公司是否支付股利的影響。
從表6可以看出,在所有的模型中,控制權cr和現金流量權cfr都一致顯著為正。終極控制人的控制權比例和現金流量權對上市公司股利政策具備顯著正向影響,表明在我國目前投資者保護水平相對不強的環境下,終極控股股東存在利用其對上市公司的實質控制權通過股利政策來實現其利益訴求進而侵占中小股東的嫌疑,部分支持了本文提出的研究假設2a和3a,即在其他情況等同的條件下,如果利益侵占假說成立,那么隨著終極控股股東控制權比例和現金流量權的提升,上市公司股利支付概率、分配力度增大。
表6 終極產權性質、控制權結構與股利政策關系的多變量回歸結果
因變量總股利支付可能性模型1A模型1B
現金股利支付可能性模型2A模型2B
總股利支付水平模型3A模型3B
現金股利支付水平模型4A模型4B
檢驗變量soedum0.1090.099-0.097-0.128-0.008**-0.009***0.000-0.001cr1.539***1.402***0.037***0.024***cfr0.923**0.982**0.031***0.017***co0.0410.0530.0220.039-0.0010.0000.0000.001length-0.200***-0.166**-0.136*-0.103-0.004**-0.003-0.001-0.001chains0.0450.0510.0580.0620.0010.0010.0000.000
公司特征roe2.496***2.579***2.701***2.772***0.033***0.033***0.020***0.020***size0.639***0.656***0.563***0.575***0.006***0.007***0.004***0.004***growth1.571***1.557***0.891***0.883***0.018***0.018***0.006***0.006***leverage-3.787***-3.817***-3.725***-3.748***-0.100**-0.100**-0.067**-0.067**
內部治理
top1-0.969-0.812-0.788-0.673-0.042**-0.039*-0.018-0.016nshr0.520.880*0.4510.7240.0020.0080.0050.009soeshr-0.347-0.2550.0890.151-0.01-0.0100.001mngtshrs274.418280.042145.436151.0980.0080.0050.0350.033ceodir-0.206-0.209-0.224-0.228-0.001-0.001-0.002-0.002dirboard0.0430.0390.057*0.054*0000inddir-1.349-1.391-0.591-0.613-0.029-0.029-0.014-0.014sup-0.02-0.024-0.051-0.0540000mngtsize-0.005-0.005-0.018-0.01800-0.001*-0.001*salary0.841***0.830***0.959***0.951***0.017***0.017***0.013***0.013***boardnumer0.060.0560.068*0.064*0.002**0.001*0.0010.001site0.207*0.217*0.1710.180.0030.0030.0010.001
常數項-14.93**-15.10***-16.429*-16.38**-0.232**-0.233**-0.18***-0.18***年份啞變量yesyesyesyesyesyesyesyes行業啞變量yesyesyesyesyesyesyesyes樣本數24582458233423342333233323342334r2_a0.3210.3260.3210.32-0.409-0.408-0.388-0.385chi21092.4841109.6371037.091034.42896.037892.9681176.431168.54sigma--------0.044***-46.6550.044***46.6460.024***-45.3330.024***-45.318
注:***、**、*分別表示在1%、5%、10%水平上顯著;為節省篇幅未報告標準差。
表6進一步顯示,其他變量在不同模型設定中,回歸系數出現正負矛盾或者顯著性前后不一致。比如,soedum在模型1A和模型1B中的估計系數為0.109和0.099,而在其他模型中卻為負數;控制鏈條數length雖然在所有模型設定中均為負數,但是在模型2B、3B、4A、4B中均不顯著而在其他模型中都顯著;兩權分離度co對總股利支付水平為負向影響(模型3A),表明終極控股股東傾向于獨享控制權收益而不注重股利政策這一全體股東可共享收益的分配,而在對股利支付可能性卻為正向影響;控制鏈條數chains對股利支付可能性有不顯著的正面影響,對股利支付水平的影響微乎其微,表明終極控股股東并不是通過增加控制鏈條數來增加對上市公司的控制進而對公司財務政策施加影響。
綜合來看,與Bradford等(2006)的發現一致,終極控制人的控制權和現金流量權顯著影響上市公司是否發放股利、是否發放現金股利、總股利支付水平和現金股利支付水平。此外,終極產權性質(國有還是民營)局部影響上市公司股利決策,僅影響上市公司的總股利支付水平,而對是否發放股利、是否發放現金股利和現金股利支付水平并沒有顯著的影響。
最后,為確保研究結論可靠,我們進行了如下穩健性檢驗 限于篇幅,穩健性檢驗部分未報告結果。:(1)采用三年平均銷售增長率而不是三年平均固定資產增長率作為成長性的變量,流動比例、長期負債比例替代總資產負債率作為財務杠桿的變量,主要檢驗變量的實證結果基本一致。(2)盡管前述的多數模型中都加入年度虛擬變量和行業虛擬變量來控制其他影響股利政策的不可觀測變量的影響,但是為進一步降低潛變量及其交互影響,使得參數估計更為精確,本文采用面板模型進行穩健測試確保實證結果的嚴謹可靠性;采用hausman檢驗對是采用隨機效應模型還是固定效應模型進行取舍,研究結論基本一致。
五、結論與啟示
迄今為止,國內尚不見終極控股股東身份及其控制權結構如何影響股利政策的系統研究。本著實質重于形式的原則,本文基于終極控制人性質及其控制權結構而非第一大股東的持股比例作為研究視角,選取2004―2007年4766個觀測值作為樣本,從股利支付可能性和股利支付水平兩個方面展開我國上市公司股利政策的研究。實證結果發現:
第一,我國上市公司普遍存在身份性質各異的終極控制人。其中終極產權歸屬于國資委、地方國資委和個人,這三類公司占到近80%;國有終極產權性質的上市公司占到近2/3,而民營終極產權性質的上市公司占到1/4,這兩類公司樣本占90%以上。
第二,終極控制人控制上市公司平均需要39%的控股比例,主要采取垂直化控制權結構而較少采用扁平化控制權結構和交叉持股方式來控制上市公司。
第三,終極產權性質及其對應的控制權結構影響著上市公司股利政策的制訂。具體而言,終極產權性質影響著股利支付水平;終極控制人的控制權和現金流量權比例越高,股利支付水平顯著越高;而兩權分離度、控制層級和控制鏈條數也在不同模型設定下影響上市公司股利決策行為。
根據上述研究結論,我們認為,我國上市公司股利政策的研究應綜合考慮終極控制人的身份性質和所采取的控制權結構及其背后自身利益訴求的可能動機;從監管層面上看,要進一步規范上市公司產權結構信息的披露,并強化上市公司對股東的回報意識,合理引導上市公司股利分配行為,遏制終極控股股東對上市公司有限資源的侵占,保護中小投資者利益,促進整個資本市場的健康持續發展。
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Ultimate Ownership, Control Structure and Dividend Policy
WANG Yihui1,2LI Changqing2
(1.Guangdong Tobacco Monopoly Administration, Guangzhou 510610;
2.School of Management, Xiamen University, Xiamen 361005)
【關鍵詞】 終極控制權; 配置要素; 治理
中圖分類號：F271 文獻標識碼：A 文章編號：1004-5937（2014）36-0031-05
在世界范圍內，多數公司的控制權集中于控股股東，并最終由巨富家族或國家控制（La Porta et al.，1999），這些終極控制人往往通過現金流權與控制權的分離實現以較少的資本控制更多資本。這種控制權配置模式，不僅導致控制性股東對中小股東利益的剝奪，而且會影響一個國家的資本市場效率，進而影響一個國家的創新速度和經濟增長（Morck et al.，2005;Eklund & Desai，2013）。因此，終極控制權的配置已成為公司治理研究的重點。已有研究揭示終極控制權配置具有多維特征，為了全面認識終極控制權配置的特征以及終極控制權各項特征之間的關系，進而實現對終極控制權的治理，就需要對現有文獻進行綜合分析。
一、終極控制權配置的理論要素
終極控制權是一種股東控制權，是企業內配置資源的重要機制，主要包括剩余索取權和剩余控制權，二者的對應是控制權配置的關鍵，如果公司的剩余索取權與剩余控制權不對應，那么剩余控制權就是一種“廉價的投票權”。剩余索取權是終極控制人依據股權比例對所控制企業凈利潤的要求權，也稱“現金流權”，而剩余控制權是終極控制人依據股權投資在其所控制企業中形成的“投票權”，是對公司所有可供支配和利用資源的“控制權”，因此剩余索取權與剩余控制權的對應也表現為現金流權與投票權或控制權的對應。控制權超出現金流權是終極控制權的一個重要特征。因此，終極控制權配置的理論要素首先表現為現金流權和控制權及其二者的分離程度。
終極控制權中的兩權分離是通過“控制權的強化機制”實現的，超權股、金字塔結構和交叉持股是最為常見的強化機制。此外，剩余控制權因信息分布問題需要向企業經營者分權，因此委派內部人在所控制企業出任高管也是保證終極控制權不會因為委托而弱化的一種控制權強化機制。所以，控制權的強化機制是終極控制權配置的第二個理論要素。
終極控制人是配置現金流權和控制權并通過控制權的強化機制實現兩權分離的主體，不同產權性質的終極控制人在控制動機、控制權的強化機制選擇運用和委托等問題上均有不同。所以，終極控制人性質不同會導致終極控制權配置出現差異。這構成終極控制權配置的第三個理論要素。
終極控制權配置在國家之間和一國之內都表現出較大的差異性，解釋差異的一個理論基礎是控制權配置具有狀態依存性（Aghion & Bolton，1992）。終極控制權配置會依據所控制企業的業績和風險等特征作出不同安排，并與法律制度、市場競爭環境和信譽機制密切相關。因此，終極控制權的狀態依存性是終極控制權配置的第四個理論要素。下面圍繞這些基本理論要素回顧和評述近期國內外研究文獻。
二、國內外研究綜述
（一）現金流權、控制權及其分離程度
La Porta et al.（1999）對終極控制人的現金流權、控制權及其分離度作了開創性研究，依據股權控制鏈并向上追溯，以10%的控制權閾值界定了終極控制人，確立了以股權比例計算終極控制人現金流權和控制權及兩權分離程度的基本方法。在他們隨后的研究中又分析了終極控制人的現金流權及兩權分離度對所控制公司的影響，認為終極控制人的現金流權越高，越能提升其所控制公司的價值，而現金流權與控制權的分離度越大，終極控制人的利益侵占效應越明顯，其所控制公司的價值越低。這一理論分析結論被Claessens et al.（2002）和Yeh（2005）的研究證實。為此，兩權分離度成為終極控制人利益侵占程度的替代變量（Yeh & Woidtke，2005;Lin et al.，2011）。我國學者劉星等（2010）和馮旭南等（2011）研究了終極控制權的兩權分離度對我國上市公司價值的影響，結論同上面基本一致。
（二）控制權的強化機制
終極控制的目標是通過兩權分離實現控制權私人收益最大化，而兩權分離通過控制權強化機制實現。Morck et al.（2005）指出，按照在世界范圍內使用的廣泛程度分析，金字塔結構是最主要的控制權強化機制，交叉持股、超權股和委派家族成員出任下層企業高管是控制權強化的次要機制。隨后文獻在以下方面有所拓展。
1.對金字塔內部層級和控制鏈條數的分析
金字塔結構是終極控制人通過多層級股權安排控制眾多公司而無須等額出資的控制權放大機制。早期研究側重于分析終級控制人是否采用金字塔結構及其對兩權分離的影響，隨后的研究開始深入分析金字塔的內部結構。Fan et al.（2012）認為金字塔層級與終極控制人分權傾向有關，他們通過對中國國有上市公司IPO的數據研究，發現政府分權傾向越高則金字塔層級越長。陳紅和楊凌霄（2012）則認為金字塔控制鏈層級和數量越多，終極控制人利益侵占行為越隱秘，通過對2008―2010年我國發生大宗股權轉讓事件的上市公司研究，發現金字塔層級和金字塔控制鏈條數量對控制權私利均有正向影響，而控制鏈條數量的影響更顯著。
2.非股權安排方式的控制權強化機制納入研究視野
終極控制人傾向于利用一國法律制度所允許的各種機制強化其控制權，除了金字塔結構、超權股和交叉持股等股權安排機制之外還包括股東協議和董事會席位超額控制等非股權安排機制。Belot（2010）認為股東協議代表大股東間實際的合謀行為，既是控制權的強化機制，也能成為一種有效的合作協調機制。Yeh & Woidtke（2005）以臺灣家族控制上市公司為樣本，發現在兩權分離程度越高的上市公司中，第一大股東集團控制的董事會席位比例也越高。Villalonga & Amit（2009）同時分析了股東協議和董事會席位超額控制在美國家族控制公司中的應用情況，發現董事會席位超額控制是美國家族控制公司中最主要的控制權強化機制。我國學者高闖和關鑫（2008）指出，僅研究股權安排方式的控制權強化機制屬于“股權控制鏈”分析范式，低估了終極股東對上市公司的實際控制程度，還應該采用“社會資本鏈”分析范式研究終極控制人利用社會資本在股東層、董事層和經理層強化控制權的行為。
3.不同控制權強化機制的經濟后果不同
超權股和董事會席位超額控制作為純粹的控制權強化機制對所控制公司的價值具有明確的負面影響（Villalonga & Amit，2009;Cheung et al.，2013），而金字塔結構在增強終極控制人控制權的同時還具有組建內部資本市場的作用，因而對所控制公司價值的影響具有二重性，Masulis et al.（2011）通過對歐洲大量家族控制企業集團研究后發現，金字塔結構具有融資優勢，有助于提升金字塔底層公司的價值。我國學者的研究也表明金字塔結構在我國具有正面作用，李增泉等（2008）發現金字塔結構對于債務融資約束較大的民營企業有緩解融資約束的作用;程仲鳴等（2008）發現，在國有上市公司中金字塔結構作為法律保護的替代機制，可以保護公司行為免受政府干預。
（三）終極控制人性質
終極控制人的產權性質在終極控制權配置中處于主導地位，不同產權性質的終極控制人的控制動機和控制行為存在差異。家族和國家是世界范圍內兩類典型的終極控制人。
1.家族控制
Morck et al.（2005）指出，巨富家族作為終極控制人在世界范圍內較為普遍，他們不僅在微觀上表現出較強的控制權私利攫取動機，而且在宏觀上通過其放大的財富影響力妨害資本市場資源配置和經濟增長，進行經濟設防。后續研究發現，家族性質終極控制人現金流權與控制權的分離度更高（Bhaumik & Gregoriou，2010），創始人及其家族控制與非創始人家族控制的經濟后果存在差異。Villalonga & Amit（2010）研究發現，創始人及其家族控制能夠增加公司的競爭優勢而有利于全體股東，但非創始人家族攫取控制權私利動機更強，因而會降低所控制公司的價值，這說明對家族終極控制人需要細分。
2.國家控制
另一類典型的終極控制人是國家，這在轉軌經濟國家更為普遍。國家作為終極控制人不會像私人家族那樣有明確的轉移資源而攫取控制權私利的動機，但是他們在經濟目標之外還具有眾多的社會和政治目標，如就業率和社會公平等。由于國有性質的終極控制人在控制動機方面的特殊性，在轉軌經濟國家對投資者保護較弱的環境下，國家擁有部分終極控制權可能更加有效，因為國家股東會限制私人股東獲取過多的控制權私利，而私人股東又會抑制國家股東攝取過多的政治與社會利益（Chernykh，2008）。
國有性質終極控制人控制國內多數大中型公司是我國的制度特色，我國學者研究發現，國有終極控制人攫取控制權私利的動機和強度較弱（Jiang et al.，2010;鄧德強，2011）。鄭國堅和魏明海（2006）進一步指出，地方政府的目標函數相對于中央政府可能更復雜，因為當地國有企業或集團公司的上市構成地方政府利益函數的重要組成部分，地方領導的個人晉升和尋租機會都可能通過該途徑得以實現。這說明對國有性質終極控制人需要細分。對我國國有企業的研究還為國有終極控制人采用金字塔結構的動因提出新的解釋。家族控制采用金字塔結構的動因主要有控制權私利、融資約束與制度替代，而Fan et al.（2012）從政府分權的視角分析了國有終極控制人選擇金字塔結構的動機，研究發現當國有資產管理部門有意愿對國有上市公司放權讓利時，會增加控制的金字塔層級，而且隨著金字塔層級的增加，國有上市公司的管理層職業化水平和公司業績都會有所提高。鐘海燕等（2012）也認為政府放松對國企的管制是國有企業選擇金字塔結構的根源，政府放權程度越大，國有企業金字塔層級也就越長;而地方政府財政赤字與就業壓力增大時，會縮短金字塔層級以加強控制。
（四）終極控制權配置的狀態依存性
終極控制權配置的具體特征在不同國家具有差異，并隨著制度環境變革進行動態調整，終極控制權配置具有狀態依存性。
1.終極控制權配置狀態依存于所控制公司的特征
終極控制權配置會影響所控制公司的價值，但是一些研究也指出終極控制權配置狀態也會依存于所控制公司的特征。首先，終極控制人選擇金字塔結構還是直接持股？Almeida et al.（2011）以韓國財團為樣本研究企業集團控制權結構的選擇性安排時發現，當控制家族建立盈利能力低且資本需求大的新公司時，會采用金字塔結構;而建立盈利能力強且資本需求低的新公司時會采用水平結構。Bena & Ortiz-Molina（2013）以歐洲19個國家眾多新成立的非上市新工業企業為樣本，發現如果新企業投資需求大并且可承兌現金流低就更可能通過金字塔結構創建，以利用內部資金彌補外部籌資不足。其次，終極控制人又如何確定公司在金字塔結構中的層級？Attig et
al.（2004）研究發現，規模大、風險高、自由現金流量充足和有其他控制權強化機制的公司更易被終極控制人置于金字塔底層。Masulis et al.（2011）通過對比45個國家眾多家族企業集團終極控制權配置特征后發現，成立年限短、風險大和資本密集型公司通常被置于金字塔底層。
2.終極控制權的配置與外部法律環境、市場競爭程度和制度變革密切相關
Riyanto & Toolsema（2008）通過理論模型推導和多國數據比較后發現，金字塔結構普遍存在的程度與法律保護投資者利益的程度之間呈倒U型關系，若法律保護非常完善，金字塔結構低成本轉移資金的優勢也不存在，金字塔結構普遍性不高;若法律保護薄弱，終極控制人有過度利益侵占動機，中小投資者因理性預期而不愿投資，所以金字塔結構也不會普遍存在;只有在法律保護適度情況下金字塔股權控制結構才會普遍產生。Masulis et al.（2011）在對比45個國家的家族企業集團后發現，金字塔結構在金融系統提供資金較多的國家就不那么廣泛，反之亦然。Hughes（2009）橫向對比了歐洲12國的公司數據后發現，在法律對投資者保護更弱的國家，控制人有意調低兩權分離度，以抵消由此導致的公司價值減損。而在時間序列動態分析的證據上，Carney & Child（2013）對比2008年和1996年東亞大公司的終極控制權配置后發現，終極控制權配置在發生政治變革的國家表現出較大變化，如印尼和泰國的民主化改革使大公司中持股更加分散、家族控制比例下降，香港地區回歸后大公司中國家終極控制的比例則明顯上升。Cuomo et al.（2013）使用意大利上市公司的長期數據檢驗了制度變革對控制權結構的影響，發現隨著投資者權益保護的增強，公司對控制權強化機制的使用有所下降，兩權分離度變低。Intrisano（2012）研究了1999―2007年意大利投資者保護制度變遷對控制權強化機制運用的不同影響，發現制度變遷導致超權股的應用下降、股東協議的應用穩中有升、金字塔結構應用出現層級縮短和鏈條數減少的簡化趨勢。Byun et al.（2012）同樣以韓國企業集團為例，研究發現產品市場競爭程度提高了終極控制家族在其下層公司的直接持股比例，降低了兩權分離度。
我國學者對此問題的研究主要集中在兩個方面，一是結合我國經濟發展區域的不平衡特點研究不同市場環境對終極控制權配置的影響（李增泉等，2008）和不同政府管制水平對終極控制權配置的影響（鐘海燕等，2012），發現地區融資約束越強則當地企業集團的金字塔結構層級越多，而地方政府干預較少也會增大其控制公司的金字塔層級;二是股權分置改革后終極控制權的動態調整，如李偉和于洋（2012）對比2010年和2004年數據后發現我國私人終極控制人在上市公司的控制權有所增強而兩權分離度顯著下降，國家終極控制人則表現出放松對上市公司控制的趨勢。
三、研究結論與未來研究展望
（一）研究結論
終極控制權配置具有多維特征，控制權與現金流權的分離程度、控制權強化機制、終極控制人性質和狀態依存性構成了終極控制權的配置要素。按照這些要素本文總結了近期國內外研究文獻，得到結論如下。
1.終極控制權配置的核心特征是終極控制人在所控制公司的現金流權和控制權及其分離程度
較高的現金流權可以協調終極控制人和中小股東的利益，對所控制公司的價值具有正向促進作用，而較高的現金流權和控制權的分離度會加劇終極控制人利益侵占而有損于所控制公司的價值。
2.終極控制人可以通過多種控制權強化機制實現兩權分離，控制權的強化機制包括股權控制方式和社會資本控制方式
股權控制方式包括金字塔結構、持有超權股和交叉持股等;社會資本控制方式包括股東協議、董事會席位控制和委派內部人出任高管等。不同的控制權強化機制在被控制公司產生的經濟后果不盡相同。
3.終極控制人的性質是導致終極控制權配置差異的重要因素
國外的研究以家族控制為主，巨富家族通過控制權的強化機制不僅在微觀層面攫取控制權私利，而且在宏觀層面也影響資本市場效率和經濟增長，創始性家族與非創始性家族終極控制人終極控制權配置的經濟后果不同。此外，學者研究發現國有性質終極控制人攫取控制權私利的動機不強，但是會追求經濟目標之外的社會和政治目標，增加所控制企業的政治成本;同時，還發現金字塔控制是國有性質的終極控制人向國有企業放權讓利的方式。
4.終極控制權配置狀態依存于公司特征和投資者保護制度
從橫截面的對比分析和時間序列的動態分析，均表明終極控制人會依據所控制公司的業績和風險等特征選擇控制權結構和控制層級。而隨著外部投資者保護制度的不斷完善，終極控制人會降低兩權分離度，減少使用負面影響較為強烈的控制權強化機制。
（二）研究展望
在股權集中的環境中，終極控制權配置事關公司大股東行為治理和資本市場效率。眾多研究取得了豐碩的成果，同時也為未來研究奠定了基礎，以下方面還需要深入研究。
1.不同控制權強化機制下的兩權分離度計量研究
終極控制人可以采取不同控制權強化機制實現兩權分離，但目前關于控制權強化機制的研究主要集中于金字塔結構及金字塔結構下的兩權分離度計量，對于同時運用多種控制權強化機制下的兩權分離度的計量還需深入探討。同時，我國學者創造性提出的社會資本控制鏈分析還停留在理論層面，具體的量化方法和實證分析還需要研究。
2.終極控制權配置狀態依存與動態調整研究
現有研究多是基于某一時點的終極控制權配置狀態的“快照”式靜態分析，只有少數文獻涉及終極控制權配置的動態調整，而終極控制權配置的動態調整更能說明控制權的狀態依存性，能夠更好地發現終極控制權配置的影響要素，因而對保護投資者利益和加強公司治理更為重要。我國的股權分置改革和投資者保護相關法律制度的逐漸完善為此提供了研究契機。
3.終極控制權配置的經濟后果研究
已有研究更多關注于終極控制權配置對底層被控制公司財務行為和績效的影響，尤其是對上市公司的影響。但終極控制權配置對整個企業集團、資本市場乃至宏觀經濟的影響還有待深入研究。同時，現有研究發現同一種控制權強化機制對被控制公司會產生正負兩方面影響，終極控制人在不同環境下如何權衡選擇以產生正向的影響是優化和引導終極控制權配置的重要問題，也需要深入研究。
4.國有終極控制權配置特色理論研究
國外的研究更多關注家族終極控制，而我國獨特的國情，可以在同一制度環境下比較研究家族控制與國有終極控制權配置的差異，國有性質終極控制人還運用除金字塔結構之外哪些控制權強化機制及不同層級的國有性質終極控制的配置對地方經濟的發展影響都需要進一步研究。
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關鍵詞：終極控制權；終極所有權；融資政策
中圖分類號：F279 文獻標識碼：A 文章編號：1007-2101（2011）06-0087-03
公司是由利益相關者之間的委托關系鏈組成的一個契約的集合。由于委托人與人的利益不一致性、信息非對稱性和契約的不完全性等原因，在公司中會產生問題。問題的存在會影響公司的融資政策，而問題的類型又取決于公司終極所有權結構。
一、不同終極所有權結構下的問題
問題的類型取決于不同終極所有權結構。終極所有權結構差異主要表現為股權集中度和終極控制權人屬性的不同。
（一）股權集中度與問題
在以股權分散為主要特征的上市公司中，一方面，每個股東沒有監督管理者的能力和激勵，使公司權力旁落于公司管理者，另一方面，股東之間的利益較為一致，不存在控股股東與非控股股東利益沖突。所以，當股權結構比較分散時，公司控制權實際上往往為經營者所操縱，公司的利益沖突主要是外部分散的股東與“強權”管理者之間的沖突。公司的問題也主要表現為全體股東與管理者之間的問題。
在股權較為集中的上市公司中，會出現大股東。大股東將有強烈的動機和足夠的能力對經營者進行監督，但是，大股東往往會產生管理“情結”，或者與管理者“合謀”，或者依賴其所持股權實現對公司的完全控制，或者自己兼任管理者。在這樣的公司治理中，控制權會配置給大股東。這時大股東與管理者之間問題已變得不重要，而大股東與中小股東之間由于控制權的配置不同，其利益形成機制產生了根本性的變化，出現了利益沖突。于是，公司的問題表現為股權集中情況下的大股東與中小股東之間的問題。
（二）終極控制權人的屬性與問題
不同屬性的終極控制權人最終會影響“一票一股”原則下所形成的股權框架下的問題。
1． 國家控制權人與問題
當公司控制權人為國家時，在公司中就形成了一個“全民所有者（委托人）―政府（全民所有者的代表）―國有資產管理機構（人）―公司董事會（人）―公司總經理（人）”非常長的關系鏈。在這個關系鏈中，作為資產的所有者――全民本身不可能作為一個獨立的法律主體在公司中行使股東的權利，政府也不能作為獨立法律主體履行股東權利、參與公司治理，只能成立國有資產管理機構通過任命其管理人員，并賦予其相應的權利而對國有資產實施管理。從制度設計上，政府部門具有股東的性質，即人們常說的“國家股”股東。但事實上，政府不像完全股東那樣既是出資人又是經濟人，而更多地可能是作為“公共人”，并通過股東身份首先追求的是公司和社會的政治穩定，而并不是把效率目標放在第一位。此時，國有股產權已經被虛擬化、非人格化，最終導致公司治理主體的虛擬化。因此，在公司的終極控制權人為國家股股東時，公司的主要問題是作為股東的政府與其人之間的利益沖突，表現為公司經營帶有濃厚的行政管理色彩，從而使公司財務政策的制定偏離公司作為經濟主體應有的目標，而側重于作為“公共職能”部門實現政府目標。
2. 民營公司與問題
民營上市公司之所以上市，一方面是因為他們僅以取得公司相對控制權為目的；另一方面也受到自身資金實力的限制，所以使得民營上市公司整體的股權集中度較低，股權制衡度較高。所以，民營公司的問題主要受股權集中度的影響，更多的是控制權人與非控制權人之間的問題。在股權集中的民營公司中，問題主要是大股東與小股東之間的利益沖突；在股權分散的民營公司中，問題主要是全體股東與經營者之間的問題。
二、公司融資政策的演化路徑
問題實際上是控制權人（人）與非控制權人（委托人）之間的問題。問題對融資決策的作用機理實質上是控制權人如何通過融資決策實現其利益最大化，公司的融資政策將沿著控制權人利益最大化的路徑演化。
無論是股權集中公司的大股東，還是股權分散公司的經理，在一系列的委托關系中，公司的控制權會配置給他們，使其成為公司的控制權人，同時，他們也是人。根據委托理論，控制權人作為人，其融資決策會受到保留效用和激勵相容的約束。在給定委托人不能觀測到控制權人的融資決策過程和決策的自然狀態時，控制權人作為人總是選擇使自己的期望效用最大化的行動，因此，任何最大化委托人的融資決策都只能通過控制權人的效用最大化的行為來實現。換言之，如果a是委托人希望的融資政策，a*是人可選擇的融資政策的集合，那么，只有當控制權人從選擇的a中得到的期望效用大于從選擇a*中得到的期望效用時，控制權人才會選擇融資政策a。這意味著，實現委托人利益的最大化是以人――公司控制權利益最大化為必要條件的，即使委托人利益最大化的融資政策首先是人利益最大化的融資政策。
公司是契約的集合，是法律的“虛構”，其融資決策是一個簽訂契約的過程，形成的融資政策便是公司“法律”之一。按照一般法理，公司的融資政策應該是公司中“統治階級”意志的反映，而在公司中，統治階級便是公司控制權人。擁有控制權意味著有權支配公司資源去從事所決策的工作，于是公司中便出現了威廉姆森所說的契約關系中的“強權”主體。公司中“強權”主體的存在使公司的所有權與控制權的配置不再是一一對應的關系，而是一種控制權與所有權的分離狀態：控制權人的控制權大于其所有權，非控制權人的控制權小于其所有權。這意味著在公司融資決策的過程中，弱勢主體的所有權主張因強權主體的剝奪而不能“足額”實現，而強權主體控制的資源會因融資政策得以“膨脹”，其利益也因此“超額”實現，最終導致在制定公司融資政策時按照其利益最大化的目標進行，而不是公平或效率的目標演進。所以，在信息不對稱的情況下，強權主體可以利用控制權制定并實施有利于自己的公司融資政策，將自己的意志上升為公司意志，并使其具體化為公司行為，最終得以實現。
三、不同終極所有權結構下，問題對融資政策的影響
（一）不同股權集中度下，問題對融資政策的影響
控制權人與非控制權人存在利益沖突，其利益最大化的途徑也不同。具體到融資政策上，集中表現為控制權人通過融資決策對控制權私人收益的攫取。
控制權人運用控制權可以獲得兩方面的收益，一方面為控制權的公共收益，由全體股東獲得和分享；另一方面為控制權的私有收益，只有控制權人才能獲得?？刂茩嗳伺c非控制權人不同的利益內涵使得控制權人與非控制權人在公司中實現其利益最大化的路徑產生差異。非控制權人只能通過提高公司的經營效率，實現利潤分享共有收益，所以，其關心的是通過融資決策實現公司價值的增值?？刂茩嗳瞬粌H可以獲得公司因經營利潤應享有的公有收益，而且在一些特定條件下還會通過為自己支付過高的報酬等方式轉移公司資源，從中獲取非控制權人無法獲得的私人收益。當控制權私人收益遠遠大于公共收益時，控制權人會偏好對控制權私人收益的攫取。這意味著控制權人收益的多少不再取決于公司經營的好壞，而是取決于控制權人控制資源的多少，因此，控制權人在融資決策中關心的是融資決策給其帶來可控制的資源數量而不是融資效率。
控制權人要將公司資源更多地轉化為私人收益必須獲得或維持已有的控制權，即控制權是最大化控制權人利益的前置條件。所以，融資政策不僅影響控制權人控制資源的數量，還會影響控制權的配置，控制權人在制定融資政策時需要在獲得或維持控制權與通過融資獲得更多資源之間作出權衡。
（二）不同終極所有權屬性下，問題對融資決策的影響
因控制權人可以攫取控制權私人收益導致了控制權的爭奪，而公司因融資政策不同形成的資本結構又會影響控制權的爭奪。
國有終極控制權的爭奪更多地來自于政府的任命，基本上不存在控制權爭奪市場。終極所有權者為國家（或其委托的管理機構）的公司身份復雜。它首先是政府身份，其中的管理人員是官員身份。在中國制度設計中，政府作為公司的終極控制權人被賦予了股東的身份，而實質上是全民所有財產的人，同時政府機構中的管理者也是個人效用的最大化追求者。更為麻煩的是，把政府中具有官員身份的個人置于一個公司性質的經濟實體中并以政治思維和邏輯考核他們，在考核指標中不乏體現社會和政治的目標，從而使公司的動作具有“官員”味道。這樣國家控制的公司其控制權不是取決于有表決權的資本份額而是取決于行政力量，所以，其融資政策的制定可能更主要地體現了社會政治目標。
與國家為終極控制權人的公司相比，民營公司作為完全的市場獨立主體會受到來自控制權市場的壓力，當其控制權受到威脅時，可能更多地求助于資本表決權的力量而不是政府委派。由于股權資本具有表決權而債權資本沒有表決權，所以控制權人在融資決策過程中對權益融資和債權融資的安排會影響控制權安全程度與收益的大小。在民營公司控制的公司中，最優資本結構決定于股東收益增加同因收購公司股東份額的減少而導致的兼并可能性減少之間的平衡。
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Ultimate Control Right, Proxy and A Company's Financing Policies
Yuan Zhenxing, Yang Shue, Ma Li
Abstract: The difference in a company's ultimate property rights structure will cause the different proxy issues, then influence the company's financing decision-making. A company's financing policy reflects the will of the domination person. The maximized interest of the domination person is the prerequisite for the maximized interest of the non-domination person.The domination person has to transform its personal will to the will of the company so as to realize the benefit maximization. Since the control right is the perquisite for domination person to realize the benefit maximization, and a company's financing policy will influence the domination disposition, in designing the financing policies the company has to balance between the control right and the controllable resources.
Key words:ultimate control right; ultimate ownership; financing policies
收稿日期：2011-03-31
關鍵詞：終極控制權 現金流權 控制權 上市公司
文獻綜述
Berle 和 Means（1932）提出在公司股權結構高度分散的公司所有權和經營權分離的概念。Jensen 和 Meckling（1976）進一步討論了這種管理層與控外部股東之間的信息不對稱導致公司價值最大化和公司股東價值最大化兩個目標的沖突。但近年的研究則認為許多公司是存在大股東的（Shleifer和Vishny，1986），例如，Holderness（2009）對美國上市公司的抽樣調查認為96%的美國公司存在大股東，其持股比例的平均值為39%。上市大股東的存在可能導致中小股東的利益受到其掠奪。傳統研究大股東的控制權通常采用大股東持股比例來表征，La Porta 等（1999）則通過對上市公司的終極控制權和所有權結構來討論公司股權結構問題，他們的研究發現，除了美國、日本和英國外，其余的國家大部分均存在控股股東，在投資者保護制度不完善的國家或地區，終極控制人對上市公司的控制權常常大于現金流權。在La Porta 等人的研究后，終極控制權的概念（即公司所有權和現金流權的分離）被大量運用到對上市公司股權結構的分析中。針對中國國內資本市場的兩權分離狀況，國內學者已經進行了大量的研究，劉芍佳等（2002）采用問卷調查的方式討論了我國上市公司終極控制股東的屬性。葉勇等（2005）通過手工收集信息，計算了2003年滬深兩市 1260 家樣本公司，統計顯示終極控制股東擁有的控制權平均為 43.67%，現金流權為39.33%，股權偏離度（兩者之差）為 4.34%。劉夢暉（2009）同樣通過手工統計的方式研究滬深兩市2008年678家公司的終極控股股東的股權結構，其中終極控制權為44.71%，現金流權為38.59%，股權偏離度為6.12%。肖作平（2012）在研究終極控制權與資本結構關系時，對上市公司2006年終極控制權（1254個樣本）的統計結果是：現金流量權的均值（中值）為0.3057（0.2804），控制權的均值中值為0.3758（0.3599），股權偏離度為0.0701（0.0795）。馮旭南和李心愉（2009）對2007年滬深兩市1427家公司進行的統計結果是，現金流權均值為 0.33，控制權為0.39，兩權偏離度為0.06。盡管國內學者對中國資本市場的終極控制權進行了大量的研究，但是卻缺乏對其進行動態的描述。特別是最近幾年中小企業板、創業板的建設，大量的中小企業進入到資本市場中，同時監管部門對我國上市公司的治理也日趨嚴格，其中一條重要規定是，提高擬上市公司的股權結構的透明度，例如，考慮到股權明晰是公眾公司監管的一個重要基礎，2012年6月15日證監會《非上市公眾公司監管辦法（征求意見稿）》中就修改了公司準入條件。其中，第三條增加“股權明晰”作為準入條件。因此有必要對中國上市公司終極控制權的結構進行一個動態的描述，基于此，本文采用CSMAR中“中國上市公司股東研究數據庫”的數據對滬深市場2004年以來的終極控制權的結構進行分析，從動態的角度提供一個中國資本市場上終極控制權結構的變化視圖。
研究數據與研究方法
（一）研究數據
CSMAR數據庫的子庫“中國上市公司股東研究數據庫”提供近年來中國上市公司的終極控制權的數據，本文研究的數據均來自該處。研究樣本中對純B股的上市公司進行了剔除處理。由于本文是對整個資本市場終極控股股權結構進行分析，因此對金融、ST等類型公司不進行剔除處理。
（二）研究方法
由于本文使用的數據直接來自于CSMAR數據庫，因此關于終極控股股東的定義、終極控制權、現金流權的統計方法也來自該數據庫。目前學者計算終極控制權的技術方法基本相同，均源于La Porta et.al （1999）的計算方法。CSMAR數據庫統計方法來自于La Porta et..al（1999）和Claessens et.al（2000），因此本文關于兩權的計算方式與國內學者并無太大的差異。具體的計算依據是：首先是定義實際控制人的含義，該含義按照《上市公司收購管理辦法》的標準界定（如果收購人有下列情形之一的，構成對一個上市公司的實際控制：在一個上市公司股東名冊中持股數量最多的，但是有相反證據的除外；能夠行使、控制一個上市公司的表決權超過該公司股東名冊中持股數量最多的股東的；持有、控制一個上市公司股份、表決權的比例達到或者超過百分之三十的，但是有相反證據的除外；通過行使表決權能夠決定一個上市公司董事會半數以上成員當選的；中國證監會認定的其他情形）。其次，是終極控制權和現金流權的計算，兩權的統計技術均來自La Porta et..al（1999）和Claessens et.al（2000）的計算方法。終極控制權（簡稱控制權，又稱為表決權）為實際控制人與上市公司股權關系鏈或若干股權關系鏈中最弱的一層或最弱的一層的總和?，F金流權（又稱所有權）是指實際控制人通過一致行動、多重塔式持股、交叉持股等方式擁有的上市公司的所有權，等于實際控制人與上市公司股權關系鏈每層持有比例相乘或實際控制人與上市公司每條股權關系鏈每層持有比例相乘之總和。此外，定義控制權（表決權）與現金流權（所有權）之間的差值為股權偏離度。
中國上市公司的終極控制權和所有權現狀
如表1所示，本文對上市公司2011年的終極控制權和所有權結構進行了統計，其中對滬深兩市2329家上市公司的股權結構統計表明，中國上市公司的現金流權平均值為33.67%，控制權（即控股股東擁有的投票權）平均值為38.93%，該統計值高于大部分東亞國家（Claessens et.al，2000）。同時對樣本中股權偏離度大于零的樣本進行統計，統計表明2329家統計樣本中有44.7%的公司存在兩權偏離的現象，在存在兩權偏離的樣本中，控制權和現金流權的偏離度達到11.61%的現金流比例較高，高于絕大多數東亞國家（Claessens et.al，2000）。如果用控制杠桿（控制權/現金流權）來衡量，控股股東通過1%的現金流量權獲得 1.42%的投票權。進一步地，對不同市場或不同版塊的樣本進行統計，統計表明深市公司的控制權和現金流權（40.16%，34.86%）均高于滬市的公司（36.95%，31.60%），但兩權偏離度基本相同。對中小板和創業板的公司統計表明，兩板塊公司的控制權、現金流權和兩權偏離度均低于主板上市公司，特別地，創業板中僅33.78%的公司存在兩權偏離的狀況。由于股權偏離度的產生主要是由于復雜的股權結構（特別是多層的金字塔結構）造成的，因此，創業板股權偏離度的下降反映了近年來監管部門在IPO審核時加強了對股權結構的透明度審核。
不同類型控制人的終極控制權和所有權狀況
不同類型控制人的終極控制權特征是存在差異的，特別是對于家族類上市公司，其股權偏離度均高于其它類型的公司，例如，葉勇（2005）的研究認為中國市場上家族控制的上市公司控制權和現金流權的偏離度要大于國家控制的公司。馮旭南和李心愉（2009）的研究認為，絕大多數家族上市公司（72%）的所有權和控制權出現分離，而地方政府控制的上市公司所有權和控制權往往不分離（分離比例僅為 27.8%），中央政府控制的上市公司則介于兩者之間。為了驗證當前中國資本市場上不同控制人類型的終極控制權特征，這里按照CSMAR數據庫中的分類方法，將控制人劃分為6大類型：央企及部委國企、省級政府國企、地市級政府國企、縣級（包括開發區、村委會、事業單位）國企、私人企業和境外企業。統計不同樣本的現金流權和控制權，統計結果見表2。六大類型企業中，私人企業總數為1210家，占所有統計數（2329）的51.95%，這表明中國上市公司中，民營企業已經超過了半數。統計的結果證實私人企業的股權偏離度要高于其他類型的上市公司，但是從股權偏離度大于零的樣本統計結果看，股權偏離度為10.38%，比其他類型的上市公司要低，究其原因，是大于零的樣本數高于其他類型上市公司，在1210家私人企業中有55.95%的私人企業存在現金流權和控制權偏離的現象，而前四類企業（國有企業）中該比例僅30%左右。這表明，中國上市公司中私人企業普遍采用更少的現金流權來獲取更大的控制權，大股東掠奪小股東利益的傾向也就越大。國有企業的股權偏離度要小于民營企業，這表明國有企業的股權結構更加清晰。但是國有企業的最終控制人的不同，其控制權比例和現金流權的比例存在很大的差異，央企和地方省級政府國企的控制權（現金流權）比例是最高的，比如央企全樣本的控制權比例為39.32%，地方國企更是高達41.64%，高于民營企業2-3個百分比，反映了中央政府及地方省級政府對于國有上市公司的控制傾向于絕對控股權的作法。但是對于市級以下政府控制的上市公司，其控制權和現金流權比例卻是最低的，且股權偏離度亦是最小的，這表明相比其它類型國有企業，該類國有企業的股權結構更加分散和透明。
中國上市公司終極控制權狀況的歷史變化
對2004-2011年中國上市公司的終極控制權結構進行統計，統計結果見表3。為了明晰股權偏離度的變化狀況，這里分別對全樣本和大于零的樣本的股權偏離度進行繪圖（見圖1）。從兩權偏離度的歷史變化看，中國上市公司的股權偏離度近年來不斷下降，這表明上市公司的股權透明度有所增加。從表3可以看到上市公司的現金流權和控制權在2006年前后存在一個低谷，該年全樣本的現金流權均值為28.56%，控制權均值為34.66%。該低谷的產生主要是由2005-2007年中國證券市場上股權分置改革的事件所引起的，由于非流通股東（特別是大股東）對流通股股東支付對價后導致自身控制權下降。但是，股改之后上市公司的控制權和現金流權同時上升并回復到原來的水平上（38%，33%），導致該現象的原因一是大量的新股上市，二是大量的定向增發事件增加了控股股東的控制權或現金流權。盡管2011年度上市公司的股權偏離度有所下降，但其控制權和現金流權的大小與2004年幾乎相當，這表明在中國資本市場上，要實現對上市公司的控制，大股東的控制權需達到38%左右，而現金流權需達到33%。上市公司控制權比例下降后又再次上升，總體變動呈現U型，由此可以提出這樣一個問題，為什么上市公司控股股東出于某種外在的原因（如股改）控制權下降后，又再次傾向于增加自身控制權以及現金流權？
結論
本文對2004年以來中國上市公司終極控制權結構的變化進行了統計分析，從動態的角度提供了一個中國資本市場上終極控制權結構的變化。統計表明，2011年中國上市公司終極控股股東的控制權為38.93%，現金流權為33.67%，兩權偏離程度為5.16%，控制杠桿比例為1.16，即控股股東通過1%的現金流量權獲得 1.16%的投票權。上市公司中44.7%的公司存在兩權偏離的現象，其中私人企業的兩權偏離現象更為顯著，盡管其股權偏離度均值小于其它類型的控制人。另外，統計表明2005-2007年的股改事件導致了上市公司的控制權或現金流權的下降，但是很快兩權又回復到股改前2004年的水平。這一U型變化曲線，反映我國上市公司控股股東要達到對公司的控制，其控股權應該達到39%左右的水平，該數值遠遠大于東亞各國（地區）上市公司的控制權水平（葉勇等，2005）。為何中國上市公司的控股股東要不斷的增強自身的控制權呢？這是一個值得探討的問題。控股股東過大的控制權比例反映了股改前“一股獨大”的現象依然普遍存在，由于代表公司權利機構的董事會成員多數來自于控股股東，因此管理層的決策通常以控股股東的利益出發，而較少地考慮外部投資者的利益。本文的研究認為，中國2005-2007年的股改事件提供了一個很好的研究契機，即通過研究控股股東控制權的U型變化來考察中國上市公司控股股東不愿意減少控制權比例的動機。
一方面，終極控制權和現金流權的偏離直接導致了股權結構的不透明，為終極控股股東掠奪中小股東利益提供了基礎；另一方面會對資源配置和經濟增長產生不利的影響（Morck，2005）。盡管近年來中國資本市場上兩權偏離度均值有所下降，但是私人企業兩權偏離現象卻日趨普遍（有55.95%的私人企業存在兩權偏離現象）。因此必須設計適當的監管措施使得上市公司的股權結構更加透明化。由于數據整理的復雜性，本文并未統計反映上市公司終極控制權結構的另一個變量，即股權金字塔結構（層級和鏈條個數）的變化情況，顯然金字塔結構越復雜，投資者將越難判斷終極控股股東的行為，進而影響利益分配公平。股權金字塔結構狀況及變化情況，將是進一步需要研究的問題。
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關鍵詞：控制權防守；利益侵占；終極股東；資本結構
中圖分類號：F275.4文獻標識碼：A文章編號：1001-8409（2013）09-0038-05
一、引言
資本結構決策一直是公司財務領域研究的主要問題之一。Llsv[1]提出的終極所有權概念為研究資本結構決策問題提供了新視角。一些學者對終極股東控制下的公司資本結構決策進行了研究，但得到的結果卻存在較大差異。其中，Du和Dai、孫健以及Bany-Ariffin等研究發現終極股東控制權和現金流權偏離度與資本結構正相關[2～4]；而肖作平的研究卻發現終極股東的現金流權和控制權分離度與債務水平顯著負相關[5]。不僅如此，雖然Du和Dai、孫健以及Bany-Ariffin等得到基本一致的研究結果，但他們給出的分析也不盡相同，Du和Dai[2]、Bany-Ariffin等[4]主要從終極股東維系控制地位的角度出發解釋公司的高負債率，Filatotchev和Mickiewicz、Faccio，Lang和Young以及孫健主要從利益侵占角度進行解釋[5，6，3]。由此可見，關于終極股東的資本結構決策研究尚缺少系統深入的研究。
本文把終極股東資本結構決策動機分為控制權防守和利益侵占兩種，并分別根據兩種動機提出研究假設，特別是本文考慮了控制權防守和利益侵占兩種動機交互作用對終極股東資本結構決策的影響。本文的貢獻是將控制權防守和利益侵占動機結合起來分析終極股東的資本結構決策，揭示出控制權防守和利益侵占兩種動機對終極股東資本結構決策的交互影響。
二、文獻回顧與假設提出
1.控制權防守動機對終極股東資本結構決策的影響
Du和Dai（2005）對東亞9個國家和地區的上市公司終極股東控制與資本結構關系進行了研究，發現終極股東現金流權與控制權偏離程度與上市公司負債比率正相關，他們認為終極股東對上市公司資本結構的選擇主要是考慮債務融資不會稀釋控制地位，從而選擇有利于維護自身控制權的資本結構[2]；Bany-Ariffin等以2001～2004年馬來西亞上市公司樣本進行實證研究，發現終極股東控制下的上市公司具有高負債的特征，認為產生高負債的主要原因是終極股東為了保持對上市公司的有效控制[4]。以上研究體現了終極股東在進行資本結構決策時的控制權防守動機。為此，從終極股東控制權防守動機出發提出假設1：終極股東控制權與資本結構負相關。
2.利益侵占動機對終極股東資本結構決策的影響
Filatotchev和Mickiewicz發現大股東控制下的公司，債務融資規模往往會大于實際需要量，他們認為產生這一結果的原因是控制性大股東試圖通過擴大債務融資獲得更高的控制權私有收益[5]；Faccio、Lang和Young發現在資本市場制度相對較差的亞洲一些國家和地區，如菲律賓、馬來西亞等，被終極股東控制的公司具有較高的負債率，負債作為一種治理機制在這些國家和地區并沒有發揮應有的作用，相反，這種高負債有助于終極股東對負債資源進行利益侵占[6]；孫健也認為終極股東選擇債務融資的目的主要是想通過各種途徑掏空上市公司獲得的債務資源[3]。因此，從利益侵占動機分析，提出假設2：終極股東控制權和現金流權偏離程度與資本結構正相關。
三、研究設計
1.模型及變量界定
為檢驗以上假設，構建如下計量模型：
式（1）中，根據假設1和假設2，預測β1的符號為負，β2的符號為正。模型所涉及變量的具體界定見表1。表1變量界定
變量分組變量名稱代碼變量解釋被解釋變量資本結構LevM有息負債總額/（負債賬面價值+權益市場價值）LevB有息負債總額/（負債賬面價值+權益賬面價值）解釋變量終極股東控制權Vote采用終極股東投票權衡量，投票權用終極股東控制鏈中最低持股比例表示，如有多條控制鏈，則將各條控制鏈最小持股比例加總控制權與現金流權偏離度DevD終極股東控制權/現金流權。其中，終極股東控制權計算同上；終極股東現金流權是通過將控制鏈中每個鏈條的持股比例相乘得到，如有多條控制鏈，則將各條控制鏈計算得到的現金流權加總DevS終極股東控制權-現金流權控制變量股東制衡Con上市公司第二至第五大股東持股比例之和/終極股東控制權董事會獨立性Inde獨立董事人數/董事會人數投資者保護Law采用樊綱、王小魯等編制的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2009年報告》法律制度環境指數公司規模Size總資產的自然對數盈利能力Profit息稅折舊攤銷前利潤/總資產，公司息稅折舊攤銷前利潤=凈利潤+所得稅+利息+折舊+攤銷成長性Grow托賓Q值，（負債賬面價值+權益市場價值）/總資產賬面價值有形資產Tang（固定資產+存貨）/總資產非債務稅盾Shield固定資產折舊/總資產所屬行業Indu樣本共包括21個行業（其中把制造業C按二級代碼劃分），以A農、林、牧、漁業為基準，引入20個啞變量，屬于某一個行業取1，否則取0年度Year以2002年為基準，引入7個啞變量，屬于某一年取1，否則取0（1）被解釋變量
資本結構作為被解釋變量，衡量方法有很多，如總負債/總資產、長期負債/總資產等。Rajan和Zingales注意到采用不同的指標來衡量資本結構會得到差異很大的實證結果[7]。因此，本文在選擇衡量資本結構指標時主要參照國內外學者近期普遍采用的主流衡量方法（Cook和Tang[8]、姜付秀等[9]），即有息負債總額/（負債賬面價值+權益市場價值）和有息負債總額/（負債賬面價值+權益賬面價值）兩種方法衡量資本結構。其中，有息負債總額=短期借款+應付票據+一年內到期的非流動負債+應付短期債券+長期借款+應付債券，權益市場價值=年末流通股數×流通股的年底收盤價+限制性流通股股數×年末每股凈資產。
（2）解釋變量
終極股東控制權采用終極股東投票權衡量，投票權用終極股東控制鏈中最低持股比例表示，如有多條控制鏈，則將各條控制鏈最小持股比例加總；控制權與現金流權偏離度一般采用控制權/現金流權、控制權—現金流權和控制權與現金流權比較的啞變量等來反映，本文主要采用前兩種方法。
（3）控制變量
根據國內外資本結構決定因素研究（Titman和Wessels[10]、Wu和Yue[11]、孫錚等[12]、肖作平和廖理[13]、戴亦一等[14]、沈藝峰等[15]、王躍堂等[16]），本文運用了公司治理結構、公司規模、盈利能力、成長性、資產有形性、非債務稅盾、行業特征以及投資者法律保護等因素。
2.樣本選擇
根據CCER民營上市公司數據庫提供的統計資料，選擇2002～2009年在滬、深主板上市的民營上市公司為樣本。樣本篩選經過以下步驟：①剔除金融類上市公司；②剔除控制權低于20%的上市公司；③剔除同時發行B股或H股的上市公司；④剔除交易狀態為ST、PT的上市公司；⑤剔除資產重組、退市或相關數據缺失的上市公司。最后，得到共計1720個民營上市公司混合橫截面數據（Pooled Cross Section）。這些樣本的年度分布是：2002年131家、2003年178家、2004年220家、2005年235家、2006年242家、2007年240家、2008年237家、2009年237家。
3.數據來源
本文采用的終極股東控制權、現金流權、主要財務數據等來自CCER民營上市公司數據庫、上市公司治理結構數據庫和一般上市公司財務數據庫。反映投資者保護程度的法律制度指數來自樊綱等（2010）編制的《中國市場化指數——各地區市場化相對進程2009年度報告》[17]。樣本公司2002～2006年的固定資產折舊、攤銷等數據通過深圳證券信息有限公司提供的《上市公司財務分析數據及定期報告匯編》光盤獲得；有關2007～2009年樣本公司的固定資產折舊、攤銷等數據通過手工查詢各公司年報現金流量表補充資料獲得。其他數據利用巨潮資訊網提供的公司年報資料補充獲得。
四、實證結果與分析
1.主要變量分組描述性統計
按照控制權、控制權和現金流權兩權偏離度的中位數對研究樣本進行分組，把控制權大于中位數的樣本歸為高控制權組，低于中位數的歸為低控制權組；把控制權和現金流權偏離度大于中位數的樣本歸為高偏離度組，低于中位數的歸為低偏離度組（H、L分別表示組高、組低）。根據樣本分組情況對資本結構、控制權、控制權與現金流權偏離度基本特征進行描述性統計，結果見表2。
制權組中小于低控制權組，在高偏離度組中大于低偏離度組，初步表明控制權與資本結構可能存在負相關關系，兩權偏離程度與資本結構可能存在正相關關系。由表2還發現：衡量控制權的Vote在高偏離度組中小于低偏離度組，衡量兩權偏離程度的DevD在高控制權組中小于低控制權組，DevS在高控制權組中大于低控制權組，這些結果初步表明控制權高低與兩權偏離度高低存在不一致性，控制權防守和利益侵占動機的交互作用如何影響資本結構就成為一個有趣的問題。
2.控制權防守、利益侵占對終極股東資本結構決策的單重影響
控制權防守、利益侵占動機對終極股東資本結構決策影響的回歸結果見表3。
由表3可知，終極股東控制權Vote與衡量資本結構的LevM、LevB在1%水平上顯著負相關，假設1得到證實。這表明，終極股東控制權越小，終極股東控制權防守動機越強，在資本結構的選擇上，終極股東偏好債務融資。同樣，終極股東控制權越大，牢固的控制地位降低了權益融資對其地位的撼動。因此，在資本結構決策中可以采取權益融資。
衡量終極股東控制權與現金流權偏離的DevD和DevS兩個指標均與資本結構在1%的水平上顯著正相關，假設2得到證實。這表明，終極股東控制權和現金流權偏離度越大，終極股東利益侵占動機越強。因此，終極股東傾向通過負債融資擴大控制資源，為進行資源轉移做好準備。
另外，方程中反映公司治理結構的股權制衡Con、董事會獨立性Inde與資本結構正相關，投資者法律保護程度Law與資本結構顯著負相關，與沈藝峰等（2009）的研究結果一致。
3.控制權防守、利益侵占動機對終極股東資本結構決策的交互影響
為進一步考察控制權防守、利益侵占動機對終極股東資本結構決策的交互影響，構建如下兩個回歸方程。
LevM or LevB=β0+β1Vote+β2Vote×DevG+β3Con+β4Inde+β5Law+β6Size+β7Profit+β8Grow+β9Tang+β10Shield+20j=1+β10+jInduj+7k=1β30+k+ε （2）
LevM or LevB=β0+β1DevD+β2DevD×VoteG+β3Con+β4Inde+β5Law+β6Size+β7Profit+β8Grow+β9Tang+β10Shield+20j=1β10+jInduj+7k=1β30+k+ε（3）
式（2）考察兩權偏離度對控制權與資本結構敏感性的影響，DevG為啞變量，等于1代表高偏離度組，等于0代表低偏離度組；式（3）考察控制權對兩權偏離度與資本結構敏感性的影響，VoteG為啞變量，等于1代表高控制權組，等于0代表低控制權組。兩個方程的回歸結果見表4。
4.穩健性檢驗
在穩健性檢驗中，本文根據DevS中位數對兩權偏離程度進行分組，檢驗結果與前文一致，選擇控制權比例至少達到30%的樣本進行檢驗，結果也與前文一致。篇幅所限，因此不再報告具體檢驗結果。穩健性檢驗顯示，主要結果無明顯的變化，因而結果是穩健的。
五、結論
本文以2002～2009年我國民營上市公司1720個觀測值為樣本，通過實證研究檢驗控制權防守和利益侵占動機對終極股東資本結構決策的單重影響和雙重交互影響，結果發現：高控制權減弱了兩權偏離度與資本結構的敏感性，低控制權下兩權偏離度與資本結構更敏感；高偏離度減弱了控制權與資本結構的敏感性，低偏離度下控制權與資本結構更敏感。這表明：終極股東控制權防守和利益轉移動機對終極股東資本結構決策產生交互影響。本文進一步揭示了終極股東控制下的上市公司資本結構決策機制，提高了包括投資者在內的公司利益相關者對終極股東控制下的資本結構選擇行為的認識，豐富了公司治理與資本結構關系的實證研究。未來的研究可以圍繞利益侵占動機，進一步提供終極股東負債資源轉移行為的經驗證據，也可以進一步探討終極股東控制權防守和利益侵占動機對資本結構動態調整的影響等問題。
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內容摘要：運用終極產權論對上市公司的控股主體進行分類，通過追蹤上市公司終極控制股東，分析了樣本公司中，金融保險行業上市公司隱性終極控制權、現金流量權和全體上市公司對應指標的差異。
關鍵詞：金融行業 隱性終極控制權 現金流量權
著名學者Berle and Means（1932）在名著《現代公司和私有財產》中提出的所有權和控制權高度分散的假設是國內外學者研究公司治理問題的基礎性文獻。然而，自1980 年以來的相關研究的實證結果卻顯示出與Berle and Means（1932）不同的觀點，研究發現大部分國家的上市公司，其所有權與控制權并未完全分離。根據Demsetz(1983),Shleifer and Vishny（1986）與Morck, Shleifer and Vishny（1988）的研究發現，即使是美國的許多大公司，也存在有一些所有權集中的現象，而且有某種程度是集中于家族及富有投資者身上；另外在其它的資金雄厚經濟體中也發現更多顯著的所有權集中度，例如：德國、日本、意大利和七個OECD 國家。其中，發達國家顯示出有較高程度的所有權集中度（La Porta et al.,1998，1999）。這些研究顯示出，在許多國家，其大公司不僅擁有大股東，而且這些股東也都積極從事公司的治理，而此觀點和Berle and Means 認為管理者是無責任的想法是不同的。
La Porta et al.（1999）首次將公司治理的研究推進到上市公司終極控制股東層面，并針對全世界279個富有經濟體的上市公司進行股權結構研究，并按不同控制權標準下，將上市公司區分成股權分散和具有最終所有者兩種類型。根據其研究結果發現，在以20投票權為最終控制型態劃分標準與各國最大公司為研究樣本下，27 個國家的上市公司中，除了美國、英國及日本顯示出有較高程度的股權分散比率外，其余國家大都存在有最終控制股東，而且其中更有17 個國家系以家族為最主要的控制型態，其中又以投資者保護制度較不完善的11個國家顯示出有較高的家族控制比率。Claessens et al.（1999）和Faccio et al.（2002）參考La Porta et al.（1999）的研究方法，探討東亞和歐洲上市公司的股權結構，進行了類似的研究，得出了類似的結論。
筆者（2005）以2003年12月31日深圳和上海證券交易所上市的1260上市公司為分析樣本（B股和ST公司除外）。將終極控制股東細分為政府、家族和一般法人，分析了我國上市公司中擁有5%以上控制權的公司的現金流量權、控制權及其比值。本文以不同行業為出發點，進一步分析金融保險業上市公司終極控制股東的控制權、現金流量權和全體上市公司的差異及其原因。截止2003年12月31日，深圳和上海證券交易所上市的1260上市公司，其中金融保險業有8家上市公司。全體樣本平均現金流量權為39.36%，控制權為43.70%，而現金流量權和控制權的偏離為0.89。相對而言，金融保險業的8家上市公司的平均現金流量權為19.95%，控制權為19.95%，而現金流量權和控制權的偏離為1.00，也就是沒有發生偏離。
從上面的數據比較可以看出，我國上市公司中，金融保險業和全國平均水平之間有較為明顯的區別。在現金流量權方面，全體樣本均值為39.36%，金融保險業是19.95%，金融保險業比較低主要是因為金融保險業上市公司上市時間普遍較晚，公司規模較大，難以有絕對控制股東。同時，由于金融保險業只有8個樣本，這也影響了對該行業的分析。在控制權方面，全國平均水平是43.70%，而金融保險業卻低至19.95%，有兩種原因可能會導致這種結果，一個是金融保險業的公司的終極控制股東只需要平均19.95%的控制權就可以控制一家上市公司，二是說明金融保險業的上市公司普遍沒有實質性的控制股東，其股權是相對分散的，原因在于金融保險業公司規模普遍較大，且金融保險業行業特殊而造成的。在現金流量權和控制權的偏離方面，全國平均水平是0.89，控制權和現金流量權之間有明顯的偏離，而金融保險業沒有任何偏離，控制權和現金流量權完全相等。至于金融保險業沒有偏離的原因可能是：該行業上市公司普遍沒有控制股東，這一點可以從金融保險業8家上市公司的前十大控制股東的持股比例就可以看出。
參考文獻：
【關鍵詞】 控制權私利； 終極控制人； 控制權
一、控制權私利分析
在企業股權關系研究的領域，最基本的兩種模型是水平股權結構與金字塔股權結構，現代企業復雜的股權結構往往是這兩種股權結構在不同角度的結合。
本文假設某企業家已控制企業A，現在打算新建企業B，究竟采用什么樣的股權結構對股東最有利？從以往的研究成果中可以發現，無論是從控股股東剝奪中小股東的角度，還是從內部資本市場的角度，似乎都達成了共識：金字塔股權結構優于水平股權結構，是控股股東的最佳選擇。在現實中，尤其是在法律對投資者保護不力的國家和地區，金字塔股權結構的普遍存在印證了這一結論。
（一）水平股權結構下控股股東的控制權私利分析
在水平股權結構下，假設企業家擁有新建B企業的股權比例為a（0
假設大股東持有A公司的所有權比例為b，大股東或A公司持有B公司的所有權比例為a，在水平股權結構下，企業家獲得S比例的私利需要付出的成本為C；在金字塔股權結構下，這個成本為KC，大股東的收益為U。
即在水平股權結構下，大股東的收益為：
U=a×(1-S)×I+SI-CI
（二）金字塔股權結構下控股股東的控制權私利分析
在金字塔控股結構下，大股東持有B公司的所有權比例為ab，分享B公司收益的比例也為ab；大股東控制權比例為min[a，b]，即在董事會或股東大會上的表決權比例為min[a，b]。為了表述方便，設控制權比例為?琢=min[a，b]，所有權比例為?茁=ab。如果B企業產生的利潤為I，該大股東從B公司獲得的控制權私利比例為S。
在金字塔股權結構下，大股東的收益為：
上式中，?琢-?茁表示因為金字塔股權結構而導致所有權份額的降低程度；1-S表示扣除控制權私利后剩余的公司利潤；（a-?茁）×(1-S)表示因金字塔結構導致控股股東正常收益減少的部分。C-(a-?茁)×(1-S)應該大于或等于0，因為只有在水平股權結構下獲得控制權私利的成本大于金字塔結構造成的收益損失，控股股東才會采用金字塔股權結構。
因此，K的取值范圍為：
由公式1可知，K表示金字塔股權結構造成了控股股東謀取控制權私利成本的縮小效應，它體現了由于終極控制權與終極所有權的分離而造成控股股東收益與成本的不對稱，它的存在會降低謀取控制權私利的成本，否則控股股東會選擇水平股權結構；其次體現了控股股東的控制力度，控制越強，K值應該越小。
在金字塔股權結構下，控制權與所有權相分離，此時如果企業A擁有企業B的股權比例為a，企業家擁有的控制權為b（0
二、金字塔股權結構下控股股東的控股動機分析
近年來，中國的民營企業（絕大多數為家族企業）發展迅速，通過兼并、整體改制等方式，大量企業成為公開上市公司。這些企業的控股股東大都采用金字塔股權結構控制底層上市公司，由此形成了復雜的“系族”，不可避免的產生了控制權和所有權的分離。
在我國特殊的二元股權結構下，直接持股比例和控制權可能存在一定的偏差，而這種偏差正是由金字塔股權結構所造成的。如果忽視這種偏差而用直接持股比例進行研究，可能會弱化對企業公司治理的認識程度。同時，由于家族企業不像國有企業那樣存在嚴重的“內部人控制”現象，終極控股股東的意志能夠貫徹到上市公司的董事會，而對董事會控制強弱的依據就是控股股東的控制權。因此，從終極控股股東的控制權出發，研究終極控股股東對企業決策層的控制程度，進而對企業價值產生的影響，才可能發現家族對企業的控制是好還是壞。
另一方面，中國家族企業起步較晚，大多數企業的創始人同時也是企業的管理者。依據傳統的理論，中國家族企業應該存在典型的第二類問題――控股股東與中小股東的沖突，但本文擬通過以下模型來說明家族控股股東存在不同的控股動機。
本文假設存在一個概率函數P（0≤P≤1），若控股股東的控制力越強、侵占渠道越隱蔽，獲得私利的概率P就越大，否則就越小?？毓晒蓶|在付出成本C時，獲得私利的期望值就為P×S。關于控股股東的成本C，已有的研究認為，該成本是獲得的私利比例S和法律對投資者保護程度的函數。前一部分推導中得出金字塔股權結構下存在一個成本縮小乘數k，顯然k是與成本C相關的。假設成本函數C包括兩個因素：私利S和成本縮小乘數k，即C=C（S，k）。
控股股東獲得的收益為：U=?茁I（1-S）+ISP-CI
因為I只與企業的生產經營狀況有關，而與治理結構無關，所以U可以簡化為：
U=?茁（1-S）+SP-C
對S求導，控股股東獲得的最大私利比例為：US=-?茁+P-CS
令其為零，得CS=-?茁+P
以下分樣本區間對控股股東在不同控制權區域的控股動機進行分析。在本文中，借鑒財務會計中股東對于企業是否具有“重大影響”這個概念的理解，對樣本區間進行劃分。重大影響是指對一個企業的財務和經營政策有參與決策的能力，但并不能夠控制或者與他方一起共同控制這些政策的制定。投資企業直接或通過子公司間接擁有被投資單位20%以上但低于50%的表決權股份時，一般認為對被投資單位具有重大影響，除非有明確的證據表明該種情況下不能參與被投資單位的生產經營決策，不形成重大影響。投資企業擁有被投資有表決權股份的比例低于20%的，一般認為對被投資單位不具有重大影響。筆者認為這個概念在本文中也可以應用，可以把有表決權的股份理解為控制權。所以依據對“重大影響”這個概念的理解，在本文中可以把樣本區間重新劃分為三個：控制權低于20%的樣本區間，控制權介于20%和50%的樣本區間，控制權高于50%的樣本區間。
（一）控制權較低時終極控制人的控股動機分析
（二）處于絕對控股地位時終極控制人的控股動機分析
（三）控制權相對較強時終極控制人的控股動機分析
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關鍵詞：金字塔層級；會計穩健性；產權性質；現金流量權
基金項目：國家自然科學基金（71272140）； 四川理工學院學科建設項目（2013）
作者簡介：梁利輝（1974-），女，四川自貢人，四川理工學院副教授，西南交通大學博士研究生，主要從事公司治理與公司財務研究；蘭芬（1978-），女，浙江蒼南人，四川理工學院講師，碩士研究生，主要從事經濟法研究；張雪華（1983-），女，山東萊蕪人，西南交通大學博士研究生，主要從事公司治理與公司財務研究。
中圖分類號：F275 文獻標識碼：A 文章編號：1006-1096（2014）02-0101-07收稿日期：2013-05-03
引言
穩健的財務報告對提高會計信息質量和保護外部投資者利益起著重要作用（Fan et al， 2002）。會計穩健性因其重要的公司治理作用在會計實踐中長期存在（Basu， 1997），并成為當前會計理論和實踐研究的熱點話題。大量研究發現，股權結構是影響會計穩健性的重要因素，股權集中度與會計穩健性負相關（Watts， 2003a； Villalonga et al， 2006；修宗峰， 2008）。金字塔持股是終極控制股東集中股權的一種間接形式。世界各國金字塔持股形式普遍存在。La Porta 等（1999）在研究世界27個發達國家和地區上市公司所有權結構時發現，在擁有終極控制股東的上市公司中有26%通過金字塔持股控制。Faccio 等（2002）研究發現，西歐擁有終極控制股東的公司中超過19%通過金字塔控制。我國金字塔持股公司廣泛存在且發展迅速（Fan et al，2012；葉長兵 等，2010）。金字塔持股通過調整金字塔層級可以分離終極控制股東的現金流量權和控制權（即“兩權”分離）。但是，終極控制股東如何安排金字塔層級決定于公司的股權安排動機。國有和非國有終極控制上市公司的治理結構、治理效率和業績不同，對公司和股東行為影響也不一樣。終極控制股東產權性質對公司股權結構和公司行為的影響在公司會計政策選擇和信息披露上得以體現。金字塔層級是分析控制股東會計行為的一個重要視角。當前學界就終極控制股東“兩權”及其分離度與會計穩健性的關系進行了有益的探索，但是，終極控制股東產權性質，金字塔層級對會計穩健性的作用機理和影響還鮮為人知。本文以我國上市公司為樣本，首次研究金字塔層級對會計穩健性的作用機理，同時探尋終極控制股東產權性質是否影響以及如何影響金字塔層級與會計穩健性的關系。本研究有助于深入分析和全面理解金字塔股權結構對會計穩健性的影響，為監管部門和公司治理提供理論支持和經驗證據。
一、文獻回顧與研究假設
大量研究發現，金字塔層級安排有助于控制股東集中股權，世界上眾多國家和地區股權通過金字塔持股集中在家族和政府手中（La Porta et al，1999； Becht et al，1999；Claessens et al，2000； Faccio et al， 2002；Atting et al，2003； Fan et al，2012）。Shleifer 等（1997）指出，在經濟欠發達、產權界定不清和法律保護較弱的國家，股權更集中；集中的股權為控制股東帶來更大的好處。當股權集中到大股東能有效控制公司時，由于和信息不對稱問題，控制股東與外部投資者（即債權人/小股東）之間的矛盾成為公司治理的主要矛盾。小股東雖然被賦予現金流量權，但是面臨控制股東剝奪其權利的可能性。集中的股權結構為控制股東“掏空”公司行為提供了動機和可能。控制股東為了逃避法律制裁和社會監督，往往通過金字塔持股、交叉持股等間接的股權安排隱匿身份，操縱財務報告和信息披露政策（Fan et al， 2002），甚至制造信息“阻滯”，降低會計信息穩健性。會計穩健性的國際差異部分由所有權結構差異所致。在法律制度相同的國家中，當控制股東權力不變，會計穩健性差異來自公司報告動機。Watts（2003a； 2003b）進一步對股權結構影響會計穩健性的原因進行研究，發現集中的股權結構一方面減少了公司外部籌資，從而降低了外部投資者（小股東/債權人）對會計穩健性的需求。另一方面，集中的股權結構導致內部人控制，增加了控制股東與經理層信息共享動機，控制股東更多地通過私下溝通渠道（private communication channels）而非公開披露獲取公司信息，從而降低了大股東對會計穩健性的需求。
金字塔層級安排是終極控制股東股權安排形式之一，也是實現控制目的的重要措施?？刂乒蓶|調整金字塔層級可以調整其現金流量權、控制權和二者的分離度。Fan等研究發現，當“兩權”未分離時，達到有效控制后的現金流量權的增加同時增加協同效應和壕溝效應；當“兩權”分離時，終極控制股東以較少的現金流量就能獲得有效控制，現金流量帶來壕溝效應而非協同效應?！皟蓹唷狈蛛x度越大，控制股東剝削其他股東的誘因也越大。終極控制股東為了謀取控制私利，常通過增加金字塔層級分離控制權和現金流量權。由于信息不對稱性，終極控制股東可以通過提前確認收益，延遲確認損失，增加會計利潤以掩蓋真實的公司業績。現金流量權是終極控制股東最長控制鏈上投票權乘積之和。在其他條件不變的情況下，金字塔層級增加，現金流量權減少，終極控制股東操縱財務報告和會計政策的動機降低，會計穩健性可能提高。楊克智等（2010）以2003年～2009年滬深A股上市公司為樣本研究發現，我國金字塔股權結構中， 終極控股股東持股比率（即現金流量權）與會計穩健性負相關。另一方面，金字塔層級增加導致“兩權”分離度提高，終極控制股東以更少的現金流就能控制投資組合企業，由于控制權所獲得的轉移公司資源利益大于由于現金流量權所帶來的損失，因此，當金字塔層級增加時，“兩權”分離度的提高增加了控制股東的掠奪動機和能力，會計穩健性可能降低。
產權性質決定國有和非國有上市公司金字塔股權安排動機（Fan et al， 2005），影響國有和非國有上市公司治理結構、治理效率和公司業績。我國上市公司按終極控制股東產權屬性可以分為國有和非國有兩類，二者受不同產權約束。與其他國家相比較，國有上市公司占我國上市公司比重更大，對我國經濟發展和資本市場有重要影響。金字塔股權結構提高了國有上市公司經營業績，降低了政府干預成本（Fan et al，2007；Fan et al，2012），對我國國有上市公司產生了正面影響（劉運國 等， 2009）。并且，國有上市公司存在特殊的委托鏈，即全民股東高度分散，所有者缺位，官員代替國家行使控制權。政府對國有上市公司的監管力度更大，官員通過金字塔層級操縱會計信息的政治風險和成本更高。因此，從金字塔股權結構安排的動因來看，國有上市公司金字塔股權結構安排掠奪行為的激勵相對更小，對及時穩健會計信息的需求更高。
但是，與國有上市公司不同，融資難是我國非國有上市公司普遍存在的問題。金字塔股權結構使得終極控制股東以更少的現金流量控制投資組合企業，而且能夠通過金字塔層層控制產生內部資本市場，使資本在金字塔內傳輸更方便。金字塔股權結構能夠舒緩外部融資約束，解決融資難問題。劉運國等的研究發現，我國自然人對上市公司的金字層級控制越多，“兩權”分離度越大，控股股東對上市公司的“掏空”行為越嚴重；在中央政府控制的上市公司中，金字塔控制層級越少，控股股東的“掏空”行為越嚴重。終極控制股東獲得完全的剩余索取利益。會計信息越可能被用來實現終極控制股東謀取私利的工具?？刂乒蓶|可以通過延遲確認損失、提前確認收益，減少掠奪行為被發現的可能性。總之，受產權性質制約，國有和非國有上市公司的金字塔股權安排對公司決策和公司行為帶來不同效應和激勵。終極控制股東為國有的上市公司對穩健會計信息的需求更高，控制股東操縱會計信息的風險和成本更大，會計相對穩健。根據上述分析，筆者提出假設
H1：在其他條件不變的情況下，我國金字塔層級增加可能提高會計穩健性。
H2：在其他條件不變的情況下，我國上市公司終極控制股東產權性質（即國有和非國有）對金字塔層級與會計穩健性關系的影響存在顯著差異，與非國有終極控制上市公司相比，國有終極控制上市公司會計穩健性可能更高。
公司法、證券法以及會計準則對規范資本市場和公司活動提供了法律制度保障，對終極控制股東控制權起到重要的監督作用，在一定程度上制約了會計操縱行為，有利于中小股東利益保護。因此，筆者提出假設
H3：在其他條件不變的情況下，金字塔層級和終極控制股東產權對會計穩健性的影響在2007年后得到提高。
二、研究設計
1.研究變量設定
本文研究的關鍵變量是應計項、經營現金流量、金字塔層級和公司終極控制股東產權性質。筆者參照劉運國等（2009）和Fan 等（2012）的方法確定金字塔層級，即金字塔層級為終極控制股東控股中最長控制鏈的層級數，當終極控制股東通過一家中間公司控制樣本公司時，金字塔層級為1；當終極控制股東通過兩家中間公司控制樣本公司時，金字塔層級為2；以此類推。為了詳細檢驗本文提出的假設，筆者對影響會計穩健性的其他公司特征及公司治理因素加以控制，除金字塔層級和終極控制股東產權性質外，假設會計穩健性還受債務風險、公司規模、成長性、董事會規模、第一大股東持股比例的影響。為了研究宏觀經濟因素對會計穩健性的影響，本文添加了YEAR虛擬變量。變量定義見表1。
2.數據來源和樣本選取
本文檢驗所用的上市公司金字塔層級及終極控制股東產權性質根據巨潮資訊網提供的公司年報披露的實際控制人關系圖以及實際控制人詳細介紹整理而得，其他數據信息來自國泰安數據庫（CSMAR，2013）。本文的樣本遵循以下原則：（1）不考慮金融類上市公司，因金融類公司自身特性而被剔除；（2）剔除了含B股或H股的上市公司， 因為境內外雙重監管環境可能使這些公司與其他公司不同；（3）剔除了數據不全的公司。筆者參照La Porta 等（1999）對終極控制股東的定義，以終極控制鏈上控制權大于或等于20%的公司確定為存在終極控制股東的公司列入樣本。同時，筆者參照葉長兵等（2010）對我國金字塔持股的定義，只要終極控制股東利用中間公司控制樣本公司即視為金字塔持股結構。為此，筆者選取了在深滬上市的非金融A股金字塔股權結構公司2004年～2010①年的數據（共3840個觀察值）為樣本，實證檢驗金字塔層級與會計穩健性的關系以及這一關系是否以及如何受終極控制股東產權性質的影響。
3.實證模型設定
筆者以應計――現金流模型為基礎度量我國的會計穩健性。
ACCit=β0+β1Dit+β2CFOit+β3Dit×CFOit+ εit（1）
其中，β0為截距；β1、β2、β3為回歸系數；β2和β2+β3分別反映會計穩健性對“好消息”和“壞消息”的敏感度； β3是度量會計穩健性的關鍵系數。如果β3>0，表明會計確認“壞消息”比“好消息”更及時，會計具有穩健性；否則，會計不穩健。εit 為隨機誤差項。各變量詳見變量定義表1。
應計――現金流模型的優點是可在其基本模型中代入變量與現金流量的交互項即可反映該變量對會計穩健性的影響。為了檢驗金字塔層級對會計穩健性的影響，筆者對模型1作了如下拓展：
四、小結
金字塔股權結構是世界各國廣泛采用的股權安排形式。我國有眾多公司通過金字塔持股被控制。金字塔層級在金字塔股權安排中起著重要作用。終極控股股東通過調整金字塔層級可以有效地調整其現金流量權、控制權和“兩權”分離度。金字塔股權結構受終極控制股東產權性質的約束。不同性質的終極控制股東股權結構安排的動因不同，金字塔層級設置也不同，對財務報告穩健性的影響各異。與非國有金字塔股權結構公司相比，我國國有金字塔股權結構公司的控制層級總體更多，金字塔層級增加了國有上市公司會計穩健性，這一影響在2007年后更顯著，在一定程度上體現了我國法制完善和國有企業改革及市場化運作提高會計質量的成效。本研究得到以下啟示：（1）金字塔層級安排影響財務報告穩健性，能夠揭示終極控制股東行為。（2）產權性質是金字塔股權結構安排的動因，考慮金字塔股權結構的產權性質有利于提高政府監管和公司治理效率。（3）我國國有上市公司金字塔層級的增加提高了公司會計穩健性，有利于公司經營；非國有公司金字塔層級的增加更多地反映了終極控制股東的“隧道”行為，降低了會計穩健性。對公司的監管和治理應區別國有和非國有上市公司金字塔股權安排和充分考慮終極控制股東產權性質的影響。
[關鍵詞]終極控制人;兩權分離;綜合業績
doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2015.20.003
[中圖分類號]F275;F272.9 [文獻標識碼]A [文章編號]1673-0194（2015）20-000-02
1 理論分析和研究假設
我國民營高新技術企業的終極控制人多采用金字塔式的股權結構對企業進行控制，處于金字塔低端企業會因為所有權鏈的多層級產生終極控制人現金流權和控制權產生分離，終極控制人更傾向于通過不公平的關聯交易等方式將企業盈利和資源向金字塔頂端企業轉移，獲取更多的私有收益而非共享收益，嚴重影響企業的盈利水平。另一方面，企業盈利指標和上市公司、企業管理人員等方面的利益有直接聯系，受更多限制，終極控制人在必要時還會對企業盈利提供支持。首先，連續虧損的上市公司會有退市風險，為保住資源，終極控制人在企業出現危機時會進行反向利益輸送，保留未來的“掏空機會”。其次，民營高新技術企業中管理層往往由終極控制人擔任，在兩權分離度造成較大利益侵占時，更有動機進行盈余管理等措施調節企業盈利。由此可見，隨著兩權分離度增加，終極控制人先表現為侵占作用，當兩權分離度達到一定臨界值時，企業面臨退市等風險，終極控制人對民營高新技術企業開始表現為反向支持，盈利水平有所回升。由此可得出假設H1：民營高新技術企業的盈利水平和終極控制人兩權分離度呈U型關系。
兩權分離使終極控制人對于金字塔低端企業承擔較少的風險，因此終極控制人有動機將風險轉移到低端企業。從融資角度看，民營企業融資約束較多，當終極控制人無法自由獲得借貸資本時，會利用金字塔結構形成的內部資本市場緩解外部融資限制，比如借助子公司對外融資或通過非平等的關聯交易產生大量應付賬款，滿足自身融資需求。這種現象會造成金字塔低端企業債務規模擴大，增加了償債壓力，同時，終極控制人對企業資金的占用，也會導致企業流動性資產特別是現金的減少，增加流動風險。那么，終極控制人兩權分離是否會對企業財務風險狀況起到緩解作用呢？民營高新技術上市公司財務風險提高并不會帶來退市風險，因此，終極控制人會怠于降低企業財務風險。另一方面，債權人雖然具有一定的監督作用，但是終極控制人可利用金字塔中其他企業為上市公司擔保，進行合法的債權融資，進一步擴大企業債務規模，債權人很難進行限制。基于以上分析可得出，當終極控制人兩權分離時，主要體現為對企業財務風險的轉移，且兩權分離度越大，企業財務風險越大。據此，得出假設H2：終極控制人現金流權和控制權的分離度越大，民營高新技術企業的財務風險越大。
民營高新技術企業實現增長主要依靠研發創新與相關項目的投資，終極控制人為提高可侵占資源數量勢必會降低上市公司的研發投入，損害企業擴張所依賴的物質基礎。同時出于方便利益侵占的考慮，終極控制人會避免一些投資期限長、但對企業增長有利的項目，造成低增長。另外，企業增長更多的是對增長率的衡量，即使終極控制人受各方限制，在一定區間對企業個別財務要素提供反向支持，但其最終目的還是為實現自身利益，因此對企業的支持力度有限，并不會改變增長率的下降趨勢。基于以上分析，可得出假設H3：終極控制人現金流權和控制權偏離度越大，民營高新技術企業增長性差。
2 實證模型與樣本選取
2.1 實證模型
根據提出的研究假設，分別建立如下的實證模型加以檢驗。
ROE=α0+α1×SEP2i，t+α2×SEPi，t+α3×SIZEi，t+α4×GROWTHi，t+α5×LEVi，t+YEAR+INDUSTRY+ε1 （1）
SCORE_RISKi，t=α0+α1×PYi，t+ε1 （2）
SCORE_RISKi，t=α0+α1×SEPi，t+α2×SIZEi，t+α3×GROWTHi，t+α4×ROEi，t+YEAR+INDUSTRY+ε1 （3）
SCORE_GROWTHi，t=α0+α1×PYi，t+ε1 （4）
SCORE_GROWTHi，t=α0+α1×SEPi，t+α2×SIZEi，t+α3×LEVi，t+α4×ROEi，t+YEAR+INDUSTRY+ε1 （5）
模型（1）-（5）用來分別檢驗終極控制人兩權分離度對企業會計業績“盈利”“財務風險”“增長”3個維度的影響。
2.2 變量定義
2.2.1 因變量
盈利。杜邦分析體系認為ROE能夠綜合地評價企業資本的盈利情況，國際上也將ROE作為盈利指標廣泛應用。本文直接采用凈資產收益率（ROE）作為企業的盈利指標。
增長。企業增長是對企業未來發展趨勢與增長速度的評價，選取總資產增長率、凈資產增長率、主營業務收入增長率、可持續增長率作為衡量企業增長的指標，采用方差極大化旋轉法對4個指標2012-2014三年均值做因子分析，根據旋轉累計方差貢獻率大于90%選擇前三位因子。再以各因子貢獻度占所有因子總貢獻度比例為權重分別求出三年的綜合得分，作為增長維度的指標值。
財務風險。民營高新技術企業的價值創造主要依賴于研發活動，研發強度較高的企業需要大量的資金作為支撐，因此民營高新技術企業主要面臨的財務風險為流動性風險和融資風險。采用流動比率、速動比率、現金比率度量流動性風險，資產負債率、非流動負債權益比率度量企業融資風險。財務風險得分的計算過程和增長得分相同。體系中所有負向指標取相反數，因此得分越小，意味著財務風險越大。具體變量說明見表1。
2.2.2 自變量
兩權分離度（SEP）。定義SEP=實際控制人擁有上市公司控制權比例/實際控制人擁有上市公司現金流權比例。SEP值越大，表示實際控制人的現金流權和控制權分離度越大。
表1 變量說明
被解釋變量 變量代碼 變量包含指標
盈 利 ROE 凈資產收益率=凈利潤/股東權益平均余額;股東權益平均余額=（股東權益期末余額+股東權益期初余額）/2 正向
增 長 SCORE_GROWTH 可持續增長率= （銷售凈利率×總資產周轉率×留存收益率×權益乘數）/（1-銷售凈利率×總資產周轉率×留存收益率×權益乘數） 正向
凈資產增長率=（所有者權益本期期末值-所有者權益上年同期期末值）/所有者權益上年同期期末值 正向
主營業務收入增長率=（主營業務收入本年本期金額-主營業務收入上年同期金額）/主營業務收入上年同期金額 正向
總資產增長率=（資產本期期末值-資產上年同期期末值）/資產上年同期期末值 正向
風 險 SCORE_RISK 流動比率=流動資產/流動負債 正向
速動比率=（流動資產-存貨）/流動負債 正向
現金比率=現金及現金等價物期末余額/流動負債 正向
資產負債率=負債合計/資產總計 負向
長期負債權益比率=非流動負債合計/所有者權益 正向
本文還設置了一個描述兩權分離情況的虛擬變量PY，當企業中終極控制人現金流權與控制權分離時PY取1，反之PY取0。
2.2.3 控制變量
控制以下可能會影響民營高新技術企業財務質量和企業價值的變量。企業規模（SIZE），等于年末資產總額的自然對數。成長性（GROWTH），采用總資產增長率度量，等于本期資產增加額除以資產上期期末值。負債水平（LEV），等于年末負債總額占年末資產總額比重。盈利水平（ROE），等于凈利潤除以股東權益平均值。
2.3 樣本及數據來源
通過手工整理上市公司披露的年報，獲取滬深兩市A股中2012-2014年均被認定為國家或地方高新技術企業的民營上市公司。按照證監會的 《上市公司行業分類指引》，選取化學原料及化學制品制造業等行業及軟件和信息技術服務業的民營高新技術上市公司作為初始樣本，在此基礎上剔除。
3 實證結果與分析
為了檢驗假設H1-H5，分別對模型進行了OLS回歸，結果見表2。模型（1）列示了假設H1的回歸結果見表2，其中SEP2系數為正，SEP系數為負，分別在1%、5%的置信水平下顯著。這意味著高新技術企業盈利和兩權分離度呈“U”型關系，驗證了假設H1。模型（2）（3）中PY和SEP的回歸系數分別在5%、1%的置信水平下顯著為負，說明終極控制人兩權分離會對企業財務風險產生負面影響，且現金流權和控制權的偏離程度越大，企業財務風險越大，本文的第二假設H2得到驗證。模型（4）中PY與SCORE_GROWTH的系數為-2.344 4，并在5%的置信水平顯著，說明在民營高新技術企業中，實際控制人現金流權與控制權分離的企業增長情況比未分離企業差。進一步檢驗兩權分離程度對企業增長的影響，模型（5）中SEP與SCORE_GROWTH的系數小于零，在1%置信水平上顯著。
4 研究結論
第一，終極控制人現金流權和控制權的分離對企業增長和財務風險有顯著的負面影響，并且兩權分離度越大，增長和財務風險狀況越差，證實了兩權分離度時終極控制人對民營高新技術企業主要表現出侵占作用。第二，盈利、市場業績和兩權分離度都呈“U”型曲線關系。證實了終極控制人對于企業的盈利和市場業績既存在侵占作用，又存在支持作用。
