姜 毅，劉淑蓮

(1.東北財(cái)經(jīng)大學(xué)研究生院，遼寧 大連 116025;2.東北財(cái)經(jīng)大學(xué) 會(huì)計(jì)學(xué)院，遼寧 大連 116025)

一、文獻(xiàn)回顧

控制權(quán)私人收益又稱(chēng)為控制權(quán)收益，這個(gè)概念最早由Grossman和Hart［1］提出，是指實(shí)際掌握企業(yè)控制權(quán)的控股股東或內(nèi)部管理者利用其支配地位獲取的獨(dú)占且不可轉(zhuǎn)移的收益?？毓晒蓶|或內(nèi)部管理者攫取控制權(quán)收益的具體方式包括關(guān)聯(lián)交易、內(nèi)幕交易、過(guò)度報(bào)酬和在職消費(fèi)等。當(dāng)控制權(quán)私人收益較大時(shí)，控制性股東將以犧牲小股東的利益為代價(jià)獲取利益。Dyck和Zingales［2］指出，控制性股東一般是在獲取公司收益不被發(fā)現(xiàn)的情況下才會(huì)這么做。如果這些收益很容易被發(fā)現(xiàn)，那么這些收益就不是控制權(quán)私人收益，因?yàn)橥獠抗蓶|會(huì)在法庭上對(duì)這些收益提出要求權(quán)。

Bai等［3］指出，大股東從中小股東手里獲取財(cái)富的途徑一般是通過(guò)挖掘隧道進(jìn)行的，其數(shù)量和程度是很難量化的。國(guó)外計(jì)量控制權(quán)私人收益的方法目前主要有三種:第一種是股權(quán)轉(zhuǎn)讓溢價(jià)法。該法最早是由 Barclay和 Holdeness［4］提出的，Dyck和Zingales［2］對(duì)此進(jìn)行了改進(jìn)。其基本思想是:在大宗股權(quán)轉(zhuǎn)讓時(shí)，受讓方預(yù)期會(huì)有兩種收益，包括所有股東所共享的公有收益和由控股股東所獨(dú)享的私人收益。私人收益的度量是以大宗股權(quán)交易價(jià)格相對(duì)于股權(quán)轉(zhuǎn)讓后的市場(chǎng)價(jià)格的溢價(jià)來(lái)表示的。第二種是投票權(quán)溢價(jià)法。該法最早是由Lease等［5］提出的，適用于發(fā)行差別投票權(quán)的公司控制權(quán)私人收益的度量，其核心觀點(diǎn)是:具有相同剩余索取權(quán)的股票價(jià)格應(yīng)該相同，如果具有相同剩余索取權(quán)，而投票權(quán)不同則產(chǎn)生的股票價(jià)差就是控制權(quán)私人收益。第三種是控制權(quán)交易與小額交易差價(jià)法。該法是由Hanouna等［6］提出的，他們以西方七國(guó)聯(lián)盟在 1986—2000年間發(fā)生的9 566宗收購(gòu)案例作為分析對(duì)象，根據(jù)產(chǎn)業(yè)類(lèi)別和交易時(shí)間將控制權(quán)交易和小額股票交易進(jìn)行配對(duì)，以控制權(quán)交易價(jià)格和小額股權(quán)交易價(jià)格的價(jià)差來(lái)衡量控制權(quán)私人收益。

國(guó)內(nèi)學(xué)者也對(duì)我國(guó)控制權(quán)私人收益情況進(jìn)行了度量，唐宗明和蔣位［7］、韓德宗和葉春華［8］、趙昌文等［9］采用了第一種方法對(duì)控制權(quán)私人收益的水平進(jìn)行了度量。葉康濤［10］、施東暉［11］、李延喜等［12］采用第三種方法測(cè)算我國(guó)公司控制權(quán)私人收益的大小。由于我國(guó)沒(méi)有差別投票權(quán)，所以第二種方法不能用于國(guó)內(nèi)。

縱觀國(guó)內(nèi)現(xiàn)有文獻(xiàn)，我國(guó)學(xué)者對(duì)控制權(quán)私人收益的研究，主要集中在對(duì)控制權(quán)私人收益的度量和公司層面的影響因素研究上，很少有人從信息披露質(zhì)量的角度研究其對(duì)控制權(quán)私人收益的抑制作用。本文將以股權(quán)分置改革為背景，研究信息披露的質(zhì)量與控制權(quán)私人收益的關(guān)系，這將對(duì)抑制控制權(quán)私人收益找到新的證據(jù)。

二、研究假設(shè)

Mitton［13］認(rèn)為，高質(zhì)量的信息披露有助于中小股東準(zhǔn)確地了解控股性股東獲取的私人收益情況，以便于中小股東及時(shí)采用訴訟或者“用腳投票”的方式保護(hù)自身權(quán)益。監(jiān)管部門(mén)也能借此及時(shí)發(fā)現(xiàn)問(wèn)題，通過(guò)嚴(yán)格的監(jiān)管和懲處機(jī)制迫使控股股東放棄資金侵占動(dòng)機(jī)。目前，從國(guó)內(nèi)外的現(xiàn)有文獻(xiàn)看，信息披露的質(zhì)量主要由企業(yè)內(nèi)部治理和外部監(jiān)管兩個(gè)方面因素決定，本文從股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度、獨(dú)立董事設(shè)置比例和是否跨境發(fā)行股票四個(gè)角度研究信息披露質(zhì)量對(duì)控制權(quán)私人收益的影響。

(一)股權(quán)集中度

在股權(quán)集中的上市公司，控制性股東掌握著更多的私人信息，并通過(guò)選擇披露不透明的財(cái)務(wù)報(bào)告以保持信息優(yōu)勢(shì)。信息不對(duì)稱(chēng)程度越高，控股性股東侵占中小股東的動(dòng)機(jī)越強(qiáng)烈，攫取控制權(quán)私人收益就越大。Mitton［13］認(rèn)為，在法律保護(hù)不充分時(shí)，提高信息披露水平可以有效地保護(hù)中小股東利益，抑制控制性股東的控制權(quán)私人收益水平。本文采用第一大股東持股比例代表股權(quán)集中度，該比例越大，控制權(quán)私人收益就越高?；诖?，提出如下假設(shè):

假設(shè)1:第一大股東持股比例與控制權(quán)私人收益的大小正相關(guān)。

(二)股權(quán)制衡度

Shleifer和Vishney［14］認(rèn)為，外部大股東在公司治理中發(fā)揮著向大股東和管理層提供監(jiān)督的職能，因此，外部大股東的股權(quán)制衡效應(yīng)能有效制約大股東靠其絕對(duì)的控股地位獲取私人控制權(quán)收益。Pagano和 Roel［15］研究了多個(gè)大股東的存在對(duì)于抑制資產(chǎn)掏空等掠奪行為的作用，提出多個(gè)大股東的存在可以起到互相監(jiān)督的作用，從而可以有效地限制大股東的掠奪行為。本文采用第二至第五大股東的持股比例之和與第一大股東持股比例的比值來(lái)衡量股權(quán)制衡度，該數(shù)值越大，股權(quán)制衡度越高?；诖?，提出如下假設(shè):

假設(shè)2:控制權(quán)私人收益的大小與股權(quán)制衡度的大小呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

(三)獨(dú)立董事比例

獨(dú)立董事比例是指獨(dú)立董事在董事會(huì)中所占的比例。Fama和Jensen［16］認(rèn)為，獨(dú)立董事比例越大，越能有效監(jiān)督董事會(huì)，使公司傾向于自愿性的信息披露。Forker［17］指出，獨(dú)立董事的存在，能夠提高信息披露的質(zhì)量。

假設(shè)3:獨(dú)立董事比例越高，信息披露質(zhì)量越高，控制權(quán)私人收益水平越低。

(四)是否跨境發(fā)行股票

Moel［18］發(fā)現(xiàn)，跨境上市的公司會(huì)披露更多的信息。Bai等［3］認(rèn)為到香港上市的中國(guó)內(nèi)地公司的信息披露水平較高。這是因?yàn)榭缇成鲜泄?，置身于信息披露充足、透明度高的環(huán)境中，將面臨雙重的監(jiān)管。吳超鵬和吳世農(nóng)［19］用上市公司是否在境外成熟市場(chǎng)掛牌上市表示信息披露透明度高低。

假設(shè)4:跨境發(fā)行股票與控制權(quán)私人收益的大小負(fù)相關(guān)。

三、研究設(shè)計(jì)

(一)樣本選取

本文以滬深兩市2004—2010年A股市場(chǎng)發(fā)生股權(quán)轉(zhuǎn)讓交易的上市公司為樣本，以第一大股東是否發(fā)生變化作為衡量控制權(quán)轉(zhuǎn)移的標(biāo)準(zhǔn)。國(guó)內(nèi)有些學(xué)者以股權(quán)轉(zhuǎn)讓的一定比例作為控制權(quán)轉(zhuǎn)移的標(biāo)志，這種做法忽視了上市公司的股權(quán)特征，對(duì)于股權(quán)分散的上市公司，轉(zhuǎn)讓比例低于5%也可能會(huì)導(dǎo)致控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，而對(duì)于股權(quán)集中的上市公司，即使股權(quán)轉(zhuǎn)讓超過(guò)了20%，可能控制權(quán)也未必發(fā)生轉(zhuǎn)移，鑒于此，本文以第一大股東是否發(fā)生變更作為控制權(quán)轉(zhuǎn)移的標(biāo)志，同時(shí)按如下標(biāo)準(zhǔn)篩選樣本:(l)涉及股權(quán)轉(zhuǎn)讓事件的公告中披露了有關(guān)的股權(quán)交易價(jià)格，若未公開(kāi)披露，該樣本無(wú)效。(2)公開(kāi)披露的股權(quán)轉(zhuǎn)讓交易不屬于關(guān)聯(lián)交易，從而保證股權(quán)交易價(jià)格的合理性。(3)股權(quán)轉(zhuǎn)讓事件獲得財(cái)政部或國(guó)資委等主管部門(mén)的批準(zhǔn)并最終成功完成。(4)股權(quán)轉(zhuǎn)讓的交易方式為非流通股的協(xié)議轉(zhuǎn)讓?zhuān)p方自愿交易并按照市場(chǎng)交易規(guī)則進(jìn)行。轉(zhuǎn)讓交易不包括無(wú)償轉(zhuǎn)讓、資產(chǎn)托管和股東因涉及訴訟而被法院裁決所進(jìn)行的強(qiáng)制轉(zhuǎn)讓。(5)選取的數(shù)據(jù)均為發(fā)生股權(quán)轉(zhuǎn)讓前一年的數(shù)據(jù)。(6)剔除了金融類(lèi)公司。(7)剔除了數(shù)據(jù)不全的樣本。為了檢驗(yàn)股權(quán)分置改革能否對(duì)控制權(quán)私人收益起到抑制作用，本文又進(jìn)一步將總體樣本劃分為2個(gè)子樣本，即以每家上市公司股權(quán)分置改革的正式公告日期為分界點(diǎn)，定義樣本1為控制權(quán)轉(zhuǎn)移事件發(fā)生在該上市公司進(jìn)行股權(quán)分置改革之前的樣本，共有83宗，否則定義為樣本2，共有70宗。

本文所使用的數(shù)據(jù)全部來(lái)自深圳國(guó)泰君安信息技術(shù)有限公司開(kāi)發(fā)的CSMAR數(shù)據(jù)庫(kù)。數(shù)據(jù)處理使用SPSS17.0統(tǒng)計(jì)分析軟件進(jìn)行分析。

(二)變量定義與模型設(shè)計(jì)

1.被解釋變量:控制權(quán)私人收益 (Pbc)

由于我國(guó)特殊的資本市場(chǎng)背景，國(guó)內(nèi)學(xué)者在度量控制權(quán)私人收益時(shí)大多采用股權(quán)轉(zhuǎn)讓溢價(jià)法。唐宗明和蔣位［7］、韓德宗和葉春華［8］認(rèn)為國(guó)有股與法人股不能流通，沒(méi)有真正意義上的市場(chǎng)價(jià)格，而交易所的股票交易價(jià)格僅僅反映了中小股東的支付意愿，不包括獲取控制權(quán)的相關(guān)收益，因而采用每股凈資產(chǎn)進(jìn)行替代。林朝南等［20］則用交易前3年凈資產(chǎn)收益率的加權(quán)平均值來(lái)反映公司未來(lái)增長(zhǎng)的預(yù)期，并以之作為控制權(quán)共享收益在計(jì)算中予以扣除，克服了估算中可能存在的高估問(wèn)題。本文在前人研究的基礎(chǔ)上將控制權(quán)私人收益的計(jì)量方法調(diào)整為:

其中，Pbc表示控制權(quán)私人收益，ω是控制權(quán)轉(zhuǎn)移的比例，Pc是控制權(quán)交易價(jià)格，Pm是每股凈資產(chǎn)價(jià)格，EP是控制權(quán)轉(zhuǎn)移前三年的平均凈資產(chǎn)收益率，若平均凈資產(chǎn)收益率為負(fù)值，則取零。

2.解釋變量:信息披露質(zhì)量

本文設(shè)置股權(quán)集中度 (Oc)、股權(quán)制衡度(Ebd)、獨(dú)立董事持股比例 (Idp)、是否跨境發(fā)行股票 (Ibs)作為信息披露質(zhì)量的替代變量。

3.控制變量

為了保證研究結(jié)果的可靠性，根據(jù)已有文獻(xiàn)的研究結(jié)果，我們引入盈利能力、企業(yè)規(guī)模、資產(chǎn)負(fù)債率、現(xiàn)金流量、已流通股數(shù)作為控制變量，以驗(yàn)證信息披露質(zhì)量對(duì)控制權(quán)私人收益的影響。

(1)企業(yè)盈利能力 (Roe)。上市公司的盈利狀況越好，預(yù)期的收益就越高，控股股東獲得的控制權(quán)私人收益的規(guī)模越大。因此，假定控制權(quán)私人收益的大小與企業(yè)盈利能力的高低呈正相關(guān)關(guān)系。(2)企業(yè)規(guī)模 (Size)。公司規(guī)模越大，上市公司的信息透明度越高，控制權(quán)私人收益越小。因此，假定控制權(quán)私人收益的大小與企業(yè)規(guī)模的大小呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 (3)股權(quán)轉(zhuǎn)讓比例(Etr)。股權(quán)轉(zhuǎn)讓的比例越高，它所代表的控制權(quán)越高。因此，假定控制權(quán)私人收益的大小與股權(quán)轉(zhuǎn)讓比例呈正相關(guān)的關(guān)系。(4)資產(chǎn)負(fù)債率(Lev)。Ross［21］、Downes 和 Heinkel［22］的研究發(fā)現(xiàn)，公司的價(jià)值 (或盈利能力)和負(fù)債率是正相關(guān)的。Claessens等［23］實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)控制權(quán)私人收益與財(cái)務(wù)杠桿是負(fù)相關(guān)的關(guān)系，財(cái)務(wù)杠桿越大，債權(quán)人的監(jiān)督越嚴(yán)格，越不利于大股東攫取控制權(quán)私有收益。因此，假設(shè)控制權(quán)私人收益的大小與資產(chǎn)負(fù)債率的高低呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。 (5)現(xiàn)金流量 (Cash)。根據(jù)Jensen［24］提出的“自由現(xiàn)金流假說(shuō)”，企業(yè)擁有的流動(dòng)性高的資產(chǎn)數(shù)量越多，控股股東就越有可能利用這些資源獲取控制權(quán)私人收益。因此，假設(shè)控制權(quán)私人收益的大小與現(xiàn)金流量大小呈正相關(guān)的關(guān)系。(6)已流通股數(shù) (Sto)。已流通的股數(shù)越多，控制性股東利用控制權(quán)侵占中小股東的可能性越低。因此，假定控制權(quán)私人收益的大小與已流通的股數(shù)呈負(fù)相關(guān)關(guān)系。

各變量具體定義見(jiàn)表1所示。

表1 變量定義

續(xù)表

四、實(shí)證分析

(一)控制權(quán)轉(zhuǎn)讓樣本的描述性分析

在進(jìn)行實(shí)證分析之前，我們首先對(duì)所有變量進(jìn)行了描述性統(tǒng)計(jì)，了解股改前后各個(gè)變量的特征，便于對(duì)研究假設(shè)做出初步判斷。見(jiàn)表2所示。

表2 控制權(quán)轉(zhuǎn)讓樣本的描述性統(tǒng)計(jì)分析

從表2可以看出: (1)股權(quán)集中度的均值 在30%以上，上市公司的股權(quán)相對(duì)比較集中。(2)獨(dú)立董事的持股比例在股改前為29.18%，股改后為32.71%，都沒(méi)有達(dá)到中國(guó)證監(jiān)會(huì)規(guī)定的獨(dú)立董事至少占董事會(huì)成員1/3的要求。獨(dú)立董事比例較低很難對(duì)控制權(quán)私人收益發(fā)揮抑制作用。(3)股改后股權(quán)制衡度的比例趨近于1，可見(jiàn)，股改后發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的第二至第五大股東可以對(duì)第一大股東起到一定的制衡作用。(4)無(wú)論股改前后，跨境上市的公司比例都比較低，股改后跨境上市的公司數(shù)量有所提升。(5)凈資產(chǎn)收益率在所有樣本中的均值都為負(fù)值，可以看出發(fā)生控制權(quán)交易的標(biāo)的公司的經(jīng)營(yíng)業(yè)績(jī)普遍較低。(6)發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的比例均在19%以上，而國(guó)外一般超過(guò)5%的股權(quán)轉(zhuǎn)讓就意味著控制權(quán)轉(zhuǎn)移，這從一個(gè)側(cè)面反映出我國(guó)上市公司的股權(quán)還是比較集中的。(7)發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的資產(chǎn)負(fù)債率較高，平均為55%左右，股改后公司的資產(chǎn)負(fù)債率要低于股改前公司的資產(chǎn)負(fù)債率，說(shuō)明股改后控制性股東更注意控制企業(yè)的財(cái)務(wù)風(fēng)險(xiǎn)。(8)控制權(quán)私人收益的總體平均水平為14.56%，股改前為15.99%，股改后為12.85%，這意味著股改前控股性股東對(duì)中小股東的利益侵害是比較嚴(yán)重的，股權(quán)分置改革對(duì)控制權(quán)私人收益能夠起到一定的抑制作用。

(二)相關(guān)系數(shù)矩陣

為防止多重共線(xiàn)性，本文利用SPSS17.0.0來(lái)計(jì)算總樣本的解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣，詳見(jiàn)表3所示。

表3 解釋變量的相關(guān)系數(shù)矩陣

從表3可以看出第一大股東持股比例和股權(quán)集中度、股權(quán)制衡度之間存在著較強(qiáng)的相關(guān)性，為了避免多重共線(xiàn)性問(wèn)題，本文采用逐步回歸法進(jìn)行方程估計(jì)。

(三)回歸分析

逐步回歸分析采用OLS方法，同時(shí)用White的異方差檢驗(yàn)控制模型的異方差問(wèn)題。表4—表6分別為全部樣本和股權(quán)前樣本、股改后樣本的回歸分析結(jié)果。

表4 全部樣本的多元回歸分析結(jié)果

表5 股改前樣本的多元回歸分析結(jié)果

表6 股改后樣本的多元回歸分析結(jié)果

全部樣本和股改前樣本回歸結(jié)果一致，企業(yè)規(guī)模、控制權(quán)轉(zhuǎn)移比例、已流通股數(shù)、資產(chǎn)負(fù)債率均顯著。企業(yè)規(guī)模和控制權(quán)轉(zhuǎn)移比例與假設(shè)是一致的，但已流通股數(shù)與控制權(quán)私人收益的大小正相關(guān)，這是因?yàn)榭刂菩怨蓶|掌握著公司的非流通股，新股東要想獲得公司的控制權(quán)，必須支付更高的代價(jià)。因此，在一定時(shí)期內(nèi)會(huì)體現(xiàn)出控制權(quán)私人收益與已流通股數(shù)呈正相關(guān)關(guān)系。資產(chǎn)負(fù)債率與控制權(quán)私人收益呈正相關(guān)關(guān)系，這與研究假設(shè)是不一致的，說(shuō)明上市公司越是利用債務(wù)融資，控制性股東的控制權(quán)地位越穩(wěn)固，獲得的控制權(quán)私人收益就越大。

從表6可以看出，股改后是否跨境發(fā)行股票與控制權(quán)私人收益呈正相關(guān)關(guān)系，這與假設(shè)4是不一致的。這可能和樣本量有關(guān)，通過(guò)描述性統(tǒng)計(jì)發(fā)現(xiàn)，股改前后跨境發(fā)行股票的公司不足樣本量的1%，樣本量太少，導(dǎo)致結(jié)論和假設(shè)不一致?？刂茩?quán)制衡度與控制權(quán)私人收益呈負(fù)相關(guān)，這與假設(shè)2是一致的，說(shuō)明股權(quán)制衡度的提高改善了上市公司信息披露的質(zhì)量，減輕了信息不對(duì)稱(chēng)的程度，限制了控制性股東對(duì)中小股東的利益侵占。獨(dú)立董事比例在股改前后均不顯著，即獨(dú)立董事無(wú)法發(fā)揮抑制控制權(quán)私人收益的作用。這既與獨(dú)立董事的比例較低有關(guān)，又和我國(guó)獨(dú)特的制度背景相關(guān)，我國(guó)上市公司設(shè)立獨(dú)立董事的目的只是為了滿(mǎn)足監(jiān)管的需要。獨(dú)立董事的聘任、薪酬等都受控股性股東的控制，獨(dú)立性較差，因此不可能有效制衡控股性股東，抑制控制權(quán)私人收益。

(四)穩(wěn)健性檢驗(yàn)

為了保證研究結(jié)論的穩(wěn)健性，本文還進(jìn)行了以下檢驗(yàn)。參照林朝南等［20］的做法，重新計(jì)算控制權(quán)私人收益為:Pbc=ω×100%，結(jié)果顯示，實(shí)證結(jié)論沒(méi)有實(shí)質(zhì)性變化。股改后的股權(quán)制衡度、境外發(fā)行股票均與控制權(quán)私人收益的關(guān)系顯著。

五、結(jié) 論

本文以2004—2010年我國(guó)上市公司發(fā)生股權(quán)轉(zhuǎn)讓交易事件為研究樣本，研究了在股權(quán)分置改革的背景下信息披露質(zhì)量與控制權(quán)私人收益之間的關(guān)系。結(jié)果發(fā)現(xiàn)，股改后信息披露質(zhì)量對(duì)控制權(quán)私人收益發(fā)揮了較大的作用。信息披露質(zhì)量越高，控制權(quán)私人收益越低。

本文的研究具有如下啟示:信息披露是中小股東利益免受控制性股東掠奪的有效途徑，也是監(jiān)管部門(mén)加強(qiáng)資本市場(chǎng)監(jiān)管的重要依據(jù)。保證上市公司的信息披露質(zhì)量成為市場(chǎng)監(jiān)管的重要任務(wù)，因此，證券監(jiān)管部門(mén)應(yīng)進(jìn)一步完善上市公司信息披露制度及相關(guān)規(guī)定，保證上市公司及時(shí)、準(zhǔn)確、全面地披露信息。

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