股權結構、關聯(lián)資金交往與公司績效的實證研究

股權結構、關聯(lián)資金交往與公司績效的實證研究

一、股權結構與公司經營績效國內外科學家對股份集中程度和公司運營效率的研究尚未停止。主要觀點包括：一是相關理論，另一些則是反向理論。股權的集中,即存在相對較大的股東對管理層進行監(jiān)督,有助于減輕現(xiàn)代股份公司所有權與控制權相分離的問題或委托代理問題。Stulz的模型證實了公司價值和管理層持股之間呈倒U型關系,管理層持股過大降低了接管的可能性,從而降低了公司價值。Bolton和Thadden也認為,在股權集中度較低的情況下,公司容易被接管,從而帶來較大的公司價值。Shleifer和Vishny在一篇公司治理綜述文獻中,列舉了許多關于所有者與管理者之間存在委托代理關系的證據,指出大股東的存在可能損害小股東的利益。Hoderness和Sheehan的實證檢驗表明,大股東持股的公司和分散持股的公司在投資回報率、托賓Q值和會計收益上都沒有顯著差異。Demsetz和Lehn認為,股權結構是內生的,大股東或股權集中與公司經營績效沒有顯著關系,大股東的存在可能是為了獲取私有收益。Morck、Shleifer和Vishny對大股東所有權比例與企業(yè)盈利能力的關系進行了實證分析,發(fā)現(xiàn)以托賓Q值衡量的企業(yè)價值與大股東的持股比例呈倒U型關系。Claessens利用東亞上市公司的數(shù)據,指出了控股股東存在正的激勵效應和負的侵占效應,公司的績效與控股股東的現(xiàn)金流權正相關,而與其控制權負相關。我國關于股權結構與公司經營績效的研究結果也與國外類似。Xu和Wang的實證研究表明,股權集中度與公司盈利能力正相關,但不同的股東股權性質有不同的作用,公司盈利能力與法人股比例正相關,與國家股比例負相關,與流通股比例不相關。孫永祥和黃祖輝通過對1998年以前上市的公司進行實證分析,也得出了相似的結論,認為第一大股東的持股比例與公司的經營績效呈倒U型關系。但是,白重恩的研究結果卻表明,第一大股東持股比例與公司價值負相關,而且二者是呈U型而不是倒U型關系,其他較大股東的股權比例與公司的價值正相關。這些關系都是可能存在的,多數(shù)研究只是分析了績效變量與股權結構以及股權性質之間的關系。有些研究控制了公司其他方面的特征,如規(guī)模、盈利等因素,但可能忽視了股權結構對公司經營績效起作用的機制或因素,即已有的股權結構與績效的各種關系可能是由股權結構與不同的機制或因素相結合導致的結果。陳小悅和徐曉東發(fā)現(xiàn),在非保護性行業(yè),第一大股東持股比例與企業(yè)績效正相關,流通股比例與企業(yè)績效負相關。朱武祥和宋勇也發(fā)現(xiàn),在競爭激烈的家電行業(yè)上市公司中,股權結構與公司價值沒有顯著關系。徐莉萍在控制了行業(yè)因素的影響后發(fā)現(xiàn),經營績效和股權集中度之間呈現(xiàn)出顯著的正向線性關系,過高的股權制衡度對公司的經營績效有負面影響。劉芍佳從終極產權論觀點出發(fā),證明了股權集中程度與經營績效的關系是由最終所有者的性質和組織形式決定的。Grossman和Hart較早明確地提出了私有收益(privatebenefits)的概念,把控制權私有收益定義為在位的管理層或收購者獲得的、公司證券其他持有者不能享有的收益,包括收購者可以實現(xiàn)的協(xié)同效應、管理層的津貼,以及在極端情況下,管理層或收購者轉移給自己的公司資源?，F(xiàn)代企業(yè)制度把經營管理權授予了公司的管理層,股東保留了剩余索取權和剩余控制權,后者實際是選擇公司高層管理者和涉及公司財產重大決策的表決權。在現(xiàn)代治理規(guī)則下,盡管股權有重大經營決策表決權、選舉公司管理層的權利,但是,分散的、未達到參與投票的簡單多數(shù)比例的股權,不能真正行使這種權利。相反,達到參與投票的簡單多數(shù)比例的股權,則可以完全行使重大經營決策表決權、選舉公司管理層的權利,通過選舉自己或自己的代表成為董事長、CEO,直接或間接地行使控制權。因此,股權比例的大小直接決定著是否擁有真正的控制權。一旦擁有公司的控制權,就可以獲得控制權帶來的私有收益,具體表現(xiàn)為:大股東通過資產買賣、轉移定價、過高的管理層報酬、信用擔保和奪取公司機會等形式進行自我交易(self-dealingtransation),1以及通過稀釋性的股權發(fā)行、凍結少數(shù)股東(minorityfreezeouts)、內幕交易、收購等發(fā)生沒有交易的、歧視少數(shù)股東的財務行為。這些獲取控制權私有收益的行為,無疑會損害公司的經營績效以及股東價值。已有的研究結果表明,股權結構與公司經營績效的關系可能與行業(yè)、其他治理機制以及最終股東的性質、組織形式相聯(lián)系。本文受這些結果啟發(fā),引入私有收益的作用進行分析,即認為股權結構會影響大股東的私有收益,而私有收益則會影響公司的經營績效。關聯(lián)交易(包括關聯(lián)資金往來)是我國上市公司大股東獲取私有收益的常見形式。劉峰和賀建剛的實證研究發(fā)現(xiàn),大股東持股比例越高,越傾向于通過現(xiàn)金股利、關聯(lián)交易等輸送利益。劉峰以有名的績優(yōu)股五糧液為例,詳細地分析了大股東以股利分配、資產往來、產品往來等方式輸送利益、侵占小投資者利益的行為。李春玲和王化成以許榮茂家族控股公司的資本運營為例,說明了許榮茂家族通過上市公司與私人公司之間的資本運作,來獲取控制權私有收益的問題。李增泉利用上市公司的關聯(lián)交易數(shù)據,證實了控股股東占用的上市公司資金與第一大股東持股比例之間存在先上升后下降的非線性關系,但與其他股東持股比例則表現(xiàn)出了嚴格的負相關關系。這些研究結果表明,控股股東容易利用其控制地位從上市公司牟取私有收益,從而損害了公司的價值以及小股東的利益。本文將我國上市公司的股權結構、大股東控制、控制權的私有收益相結合,來研究其與公司經營績效的關系。結果表明,在控制了第一大股東所有權的控制效應后,第一大股東的所有權與公司績效正相關,私有收益與公司績效負相關。首先,以第一大股東與第二到第九大股東持股總和的差以及股東大會上第一大股東投票權與形成決議所需投票權數(shù)的差,對我國上市公司大股東控制的情況進行實證檢驗,進而分析大股東控制與私有收益的關系,最后對股權結構、私有收益與公司經營績效的關系進行計量分析。二、研究假設(一)損害公司的利益和價值國外和國內的文獻均表明,大股東能夠起到監(jiān)督管理層的作用,從而提高公司的價值。但是,大股東控制使其可以損害公司的現(xiàn)金流為代價獲取私有收益,從而損害小股東的利益和公司價值。我們通過比較存在大股東控制的公司和不存在大股東控制公司的經營績效,來判斷大股東控制是否損害了公司價值。在經營績效回歸模型中,我們預期反映大股東控制變量的回歸系數(shù)為負。(二)持股比例的控制權效應國外和國內的理論與實證研究都表明,公司經營績效與大股東的持股比例呈倒U型關系。在大股東持股比例較小時,公司績效隨著大股東持股增大而上升,當大股東持股大到可以完全控制公司的經營管理時,大股東將轉移公司資源,使公司的績效下降。這些結論可能沒有對持股比例的控制權效應進行控制,如果加以控制,則大股東的持股比例只是表示其占有現(xiàn)金流權的比例,因此顯示出利益一致的現(xiàn)金流權效應,即大股東的持股比例越大,公司的經營績效越高。大股東持股比例有正的經營績效效應,即如果公司的現(xiàn)金流權收益大,則大股東將愿意持有更多股份。在經營績效對大股東持股比例的回歸模型中,我們預期大股東持股比例的回歸系數(shù)為正。(三)上市公司經營績效較差在該假設下,我們預期公司的經營績效與大股東的私有收益負相關,即由大股東占用了較多資金的上市公司經營績效較差,較差的經營績效降低了全體股東的現(xiàn)金流權,直接損害了小股東的利益。因此,我們預期在多變量回歸模型中,資金占用指標的回歸系數(shù)為負。三、關聯(lián)交易或關聯(lián)資金往來由于本文研究主要利用了2001～2003年間上市公司的資金占用數(shù)據,因此,我們以2000年以前上市的公司為樣本。國泰君安CSMAR數(shù)據庫提供了全部上市公司前十大股東的數(shù)據。2000年以前上市的A股公司共有925家,CSMAR提供了2001～2004年893家上市公司股東大會和臨時股東大會的數(shù)據。我們試圖考察上市公司的關聯(lián)資金往來與股權結構、第一大股東控制情況的關系。由于CSMAR(2005年)提供了1997～2003年上市公司關聯(lián)交易和關聯(lián)資金往來的數(shù)據以及2001～2004年股東大會的數(shù)據,因此我們主要考察2001～2003年關聯(lián)資金往來的情況。有些上市公司的關聯(lián)交易或關聯(lián)資金往來事項很多,包括了多種關聯(lián)關系(控股股東、股東、關聯(lián)自然人、子公司、聯(lián)營企業(yè)等)和多種關聯(lián)交易種類(應收資金類、應付資金類、應收賬款類、應付賬款類、應收票據類、應付票據類、預付賬款類、預收賬款類、其他應收賬款類、其他應付賬款類)。我們要對關聯(lián)關系進行確認和歸類,如果要分析總體情況,工作量非常大,因此,我們只對925家2000年以前上市的A股公司進行抽樣分析。以2000年以前上市的925家公司中至2004年底未發(fā)生過控制權轉移(第一大股東變更)的575家公司為總體,從中抽取115家公司(總體的1/5)為樣本,考察其關聯(lián)資金往來情況。取樣方法如下:從每相鄰的5個上市公司代碼中取一個,并且控制了樣本和總體的公司規(guī)模以及第一大股東持股比例方面的差異。比較樣本和總體其余上市公司(括號內數(shù)據)的總資產、總股本和第一大股東持股比例,分別為2.36E+09(2.4E+09)、4.23E+08(4.58E+08)、45.8(48.6),差異的t檢驗都不顯著,可以認為樣本很好地代表了總體。四、控制差檢測以第一大股東持股比例是否大于30%或第二到第九大股東持股比例之和來判斷第一大股東是否達到了控制地位,只是一種邏輯上的推理。實際情況主要看股東大會上第一大股東是否有足夠的投票權以獲得提案或通過提案。我國《公司法》規(guī)定,股東大會做出決議,必須經出席會議的股東所持表決權的半數(shù)以上通過;股東大會對合并、分立或者解散公司做出決議,必須經出席會議的股東所持表決權的2/3以上通過。因此,實際控制權的情況要視參加股東大會的投票權情況而定。本文以持股差變量表示第一大股東持股比例與第二至第九大股東持股比例之和的差,以控制差變量表示第一大股東持股比例與股東大會出席率一半之差,以控制差*變量表示第一大股東持股比例與股東大會出席率的2/3之差。表1列出了十大股東持股比例之和與股東大會出席率。從中可以看出,十大股東持股比例之和略大于股東大會出席率,而且十大股東持股比例之和與股東大會出席率之差,與0的差異t檢驗,全部在0.01的顯著性水平下顯著(表中沒有列出)。如果第一大股東持股比例大于第二至第十大股東持股比例之和,那么第一大股東持股比例也會大于股東大會出席率的一半,第一大股東可以控制股東大會。這說明,持股差大于0可以表示控制差大于0,即可以利用持股差大于0來表示第一大股東對股東大會的控制。曾昭灶和余鵬翼以a0≥0.5∑Nan2來衡量第一大股東的控制地位是合適的,而且n只取9。2001～2004年這些上市公司第一大股東持股比例的平均數(shù)和中位數(shù),都在40%左右,而且無論是平均數(shù)還是中位數(shù)都有逐年下降的趨勢。2001年至2004年的股東大會出席率平均數(shù)(出席者代表中有投票權的股份數(shù)占公司全部股份數(shù))分別為57.1%、55.5%、54.6%、54.3%,也呈逐年下降的趨勢。各年的股東大會出席率均大于第一大股東持股比例,但是第一大股東持股比例分別大于出席率的一半(14.7%、14.6%、13.9%、13.5%),說明第一大股東已經足夠控制上市公司的股東大會。從控制差*看來,各年第一大股東持股比例都大于出席率的2/3約5個百分點,說明第一大股東完全可以對公司合并、分立或者解散做出決議。以控制差衡量的各年第一大股東能夠控制上市公司的比例分別為80.1%、80%、80.1%、80%,與以持股超過30%來衡量的控制情況相當,略大于以持股差衡量的情況,說明第一大股東在降低持股成本的同時,仍然保留甚至加強了對公司的控制權。以控制差*衡量的各年第一大股東能夠控制上市公司的比例分別為63.4%、63.4%、61.2%、60.8%,平均為62.2%。盡管第一大股東對上市公司絕對控制的公司少于簡單多數(shù)控制的公司,但就整體而言,我國上市公司普遍存在著大股東控制的情況。五、第一大股東是否有資金占用的規(guī)定本文把應收資金類、應收賬款類、應收票據類和預付賬款類歸為經營性借出(李增泉,2004),把其他應收賬款類歸為非經營性借出,把應付賬款類、應付資金類、應付票據類和預收賬款類歸為經營性借入,把其他應付賬款類歸為非經營性借入。由于相同的數(shù)額對不同規(guī)模的公司影響不同,因此,我們采用了相對數(shù)據(發(fā)生的數(shù)額占公司總資產的比例)。我們得出了與李增泉(2004)類似的統(tǒng)計結果(沒列出),說明我們的樣本能夠代表總體的特征。從總的情況來看,67.6%的樣本公司對其控股股東有資金借出,只有51.3%的樣本公司從控股股東借入資金,借出資金占總資產的比例為4.7%,而借入資金占總資產的比例為1.3%,兩者相差3.3%。表2提供了2000～2003年樣本公司的資金占用情況。結果表明,第一大股東的持股比例大于第二至第十大股東持股比例之和的上市公司,對第一大股東的資金借出為5.25%,是第一大股東持股比例小于第二至第十大股東持股比例之和公司(1.52%)的3倍多,而且t檢驗表明,兩者差異在0.01的顯著性水平下顯著。第一大股東能夠以絕對多數(shù)投票權控制股東大會的上市公司,對第一大股東的資金借出為5.07%,是第一大股東不能以絕對多數(shù)投票權控制股東大會的公司(1.34%)的3倍多,而且t檢驗表明,兩者差異在0.01的顯著性水平下顯著。由于前面的參數(shù)檢驗只是考察了存在資金借出的樣本,為了更全面地反映第一大股東對上市公司資金占用的情況,有必要把樣本中不存在資金占用情況的公司包括進來進行分析,以免高估第一大股東對上市公司的資金占用情況。為此,把樣本中沒有發(fā)生資金占用的上市公司標記為0,發(fā)生資金占用的公司標記為1,對兩個子樣本進行比較。表3的秩和檢驗表明,持股差是否大于0對第一大股東借出資金沒有顯著影響,在是否有凈借出上,兩者的差異在0.05的顯著性水平下顯著。能否以絕對多數(shù)投票權控制股東大會與上市公司是否對第一大股東有資金借出和凈借出,在0.01的顯著性水平下均存在顯著差異。這說明,非參數(shù)檢驗與參數(shù)檢驗的結果是一致的。為了考察第一大股東持股的所有制性質對第一大股東占用上市公司資金有無影響,我們對第一大股東是否國有、第一大股東占用資金的大小以及有無資金占用,進行了t檢驗和非參數(shù)檢驗,結果見表4。我們把第一大股東所持股份的性質為國家股或國有法人股,視為第一大股東的所有制性質為國有,其他如法人股、外資股等視為非國有。上市公司對國有控股股東的借出合計為4.97%,對非國有控股股東的借出合計為3.09%,兩者差異在0.05的顯著性水平下顯著。在股東占用資金大小上,國有第一大股東占用上市公司資金的均值為3.55%,而非國有第一大股東占用上市公司資金的均值為1.39%,兩者差異在0.01的顯著性水平下顯著。在上市公司對控股股東借出資金上,非國有控股股東的樣本公司要少于國有控股股東的樣本公司,但非參數(shù)檢驗不顯著。在反映資金占用的凈借出上,國有控股股東的樣本公司要高于非國有控股股東的樣本公司,且在0.01的顯著性水平下顯著。以上的統(tǒng)計結果表明,我國上市公司普遍存在第一大股東占用資金的情況,第一大股東對公司的控制情況對資金被占用情況有顯著影響。第一大股東對上市公司的控制程度越高,上市公司越有可能發(fā)生資金被占用的情況,資金被占用的金額越大。上市公司第一大股東的性質對上市公司資金占用情況有顯著影響,國有第一大股東對上市公司的資金占用高于非國有第一大股東。六、回歸模型:以大股東控制的作業(yè)與績效為了考察大股東控制、私有收益與公司績效之間的關系,我們進行了多變量回歸分析,并把結果列在表4中。為了說明我國上市公司的股權結構導致了大股東控制,處于控制地位的大股東為獲取控制權的私有收益會損害公司績效這一邏輯,我們對模型做了改進。一是把反映大股東控制的變量控制差*作為解釋變量,該變量由第一大股東持股比例演變而來,但又有別于第一大股東持股比例,可以用來分析公司是否存在大股東控制,而且可以控制第一大股東持股比例的控制效應。二是在績效作為被解釋變量的模型中,加入了表示大股東私有收益的解釋變量,我們以大股東對公司的資金占用來衡量。由于顯著負相關可能表示私有收益損害了公司績效,也可能表示負的私有收益增加了公司績效(即大股東通過對上市公司的資金支持提高了公司績效),因此,我們以公司對第一大股東及其關聯(lián)方的資金借入合計來進行分析,以區(qū)分資金占用究竟是損害還是支持了公司績效?；貧w模型如下:RETN=α+β1SH1+β2CONT+β3STAT+β4LOAN+β5DEBT+β6LEVR+β7GROW+β8YR02+β9YR03+δ這里,RETN是表示公司績效的變量。為了衡量股權結構、私有收益對上市公司業(yè)績的影響,我們選取了三個有代表性的經營績效指標,即總資產凈利潤率(ROA)、股東權益凈利潤率(ROE)、經營現(xiàn)金凈流量與總資產之比(CROA)。SH1表示第一大股東的持股比例。CONT為公司是否存在大股東控制的啞變量,以前面的控制差*是否大于0來表示,取1表示公司存在大股東控制,取0表示公司不存在大股東控制。STAT為表示第一大股東的所有權性質的啞變量,取1表示第一大股東為國有,取0表示第一大股東為非國有。LOAN表示第一大股東對公司資金的占用情況,用公司對第一大股東及其關聯(lián)方的資金凈借出來衡量。DEBT表示公司從第一大股東及其關聯(lián)方借入的資金合計,采用此變量是為了檢驗LOAN為負數(shù)時,第一大股東是否依然支持公司。當LOAN為負時,若其回歸系數(shù)顯著為正,則不能說明第一大股東的私有收益侵害了公司績效,而應該是支持,此時DEBT的回歸系數(shù)應顯著為正。若DEBT的回歸系數(shù)不顯著為正,則說明第一大股東的私有收益侵害了公司績效。LEVR、GROW分別表示資產負債率、總資產增長率,我們對樣本的資產負債率、總資產增長率做了控制。預期資產負債率高的上市公司績效會較差,但這并不表示上市公司不能利用財務杠桿提高收益率,而是在一般情況下,績效較差的上市公司收入和利潤都較低,股權融資能力也較差,從而被迫利用更多借款進行融資,相應負債率會較高。我們預期利潤率高的公司績效指標應該較高,因為利潤直接增加了資產,利潤率高的企業(yè)增長更快。但是,增長快的企業(yè)可能更需要資金用于發(fā)展,從而經營現(xiàn)金流量凈額會較低,以現(xiàn)金流量衡量的績效指標可能與總資產增長率負相關。YR02、YR03分別表示的是2002、2003年度的啞變量,以控制公司績效在不同年度的差異。我們對三個績效指標分別做了包括和不包括借入合計變量共六個回歸模型。六個回歸模型的方差F檢驗都在0.01水平下顯著,而且調整的R2還算比較大,因此可以說,六個回歸模型的擬合度都很好?？紤]到前面資金占用與大股東控制的相關情況,我們考察了自變量之間的多重共線性問題,發(fā)現(xiàn)各個自變量的方差膨脹系數(shù)(VIF)都小于3,因此不存在多重共線性問題。三個指標中,ROE回歸系數(shù)的顯著性最差,原因可能在于,ROE相對于另外兩個指標更加被監(jiān)管當局和大股東所看重,從而受到操縱的可能性最大。ROE模型回歸系數(shù)的符號和ROA模型回歸系數(shù)的符號是相同的?？傎Y產增長率的回歸系數(shù)在ROA、ROE模型中都顯著為正,但在CROA的回歸方程中為負且不顯著。衡量大股東控制的CONT變量,發(fā)現(xiàn)在ROA和CROA為因變量的模型中回歸系數(shù)均為負,且顯著性水平達到0.01,說明了大股東控制對公司績效有負的效應,從而支持了大股東控制損害公司價值的假設。在控制了第一大股東持股比例后,第一大股東的持股比例在回歸模型中的系數(shù)為正,而且在0.01和0.05的顯著性水平下顯著。公司績效與大股東持股比例呈正相關關系,從而支持了大股東持股比例與公司利益一致的假設,即大股東持股比例越大,越有利于協(xié)調大股東和小股東的利益,提高公司績效。在三種績效指標的模型中,凈借出的回歸系數(shù)都顯著為負,盡管在ROE下的顯著性