程媛

摘要：本文從終極所有權的角度出發(fā)，以2012—2014年A股上市公司為樣本，在考慮終極所有者性質和股權結構內(nèi)生性的基礎上，研究終極所有權與公司業(yè)績的關系。在對指標的選擇上，本文運用主成分分析法確定被解釋變量并剔除了行業(yè)因素影響。研究發(fā)現(xiàn)：（1）終極所有權比例與公司業(yè)績存在正相關關系，較高的終極所有權比例對終極所有者產(chǎn)生“激勵效應”;（2）私有產(chǎn)權的公司業(yè)績比國有產(chǎn)權高，而我國大部分上市公司仍由國家最終控制;（3）終極所有權具有內(nèi)生性。研究結果豐富了股權結構相關研究和經(jīng)驗證據(jù)。

關鍵詞：終極所有權 ?終極所有者性質 ?公司業(yè)績 ?股權結構內(nèi)生性

代公司制度的核心是建立完善的公司治理結構，而股權結構是公司治理結構的核心內(nèi)容，是公司治理效率的主要決定因素，并通過影響理財行為和經(jīng)營目標影響公司業(yè)績。不合理的股權結構會產(chǎn)生嚴重的代理問題，導致大股東侵害行為的發(fā)生，損害公司價值并嚴重影響經(jīng)濟發(fā)展。要完善公司法人治理結構、改善投資環(huán)境，促進證券市場持續(xù)健康發(fā)展，就必須致力于優(yōu)化股權結構。本文從終極所有權的角度出發(fā)，在考慮終極所有者性質基礎上，研究終極所有權與公司業(yè)績的關系并進行了股權結構內(nèi)生性檢驗，豐富了股權結構相關研究和經(jīng)驗證據(jù)。

一、理論分析與研究假設

終極所有者（ultimate owner）即終極控制人（或最終控制人、實際控制人），是指通過金字塔結構、交叉持股及多重控制鏈等控制權安排形成對公司最終控制的人。由于本文選取的樣本時期跨度長，為保證樣本的代表性和完整性，本文選取一個較低的投票權水平10%作為判別終極所有者的閾值。終極所有權（ultimate ownership）是指終極所有者對上市公司的所有權，本文用終極現(xiàn)金流權（ultimate cash flow rights）來度量，即終極所有者與上市公司每條股權關系鏈每層持有比例相乘之總和。

控制權收益分為控制權共享收益和控制權私人收益?？刂茩喙蚕硎找媸侵附K極所有者對代理人實施有效監(jiān)督或直接參與改善公司治理而帶來的公司價值提升的收益。這種收益由終極所有者和其他中小股東按照所有權比例分配，是所有股東所共享的收益。這一收益對應的絕大部分成本都由終極所有者承擔，包括決策成本、信息收集成本、監(jiān)督成本等，其他中小股東只是“搭便車”的角色。控制權私人收益是指終極所有者憑借自身優(yōu)勢進行隧道挖掘、股權稀釋等自利行為獲得的其他中小股東無法獲得的收益，包括貨幣性收益和非貨幣性收益，這種收益只由終極所有者享有。其中，除名譽性的私人收益外，其他控制權私人收益都是其對公司利益的“攫取”，是對其他中小股東利益的侵害。當然，終極所有者獲得這種利益也是要承擔成本的，包括：（1）“隧道挖掘”導致公司價值下降而造成的按比例分配的控制權共享收益的減少;（2）“暗中”進行自利行為的操作成本;（3）一旦東窗事發(fā)可能要承擔的法律責任成本。而終極所有者究竟會采取什么樣的行動取決于其對上述收益、成本的權衡。

根據(jù)控制權收益理論，當終極所有者擁有的終極所有權比例較低時，其可以獲得控制權共享收益的比例較低且不得不為之付出較高成本。相比之下，采取一些“手段”謀取控制權私人收益的成本較低。這樣，其就傾向于做出對公司不利的機會主義行為來實現(xiàn)自身利益的最大化，侵害公司價值，造成公司業(yè)績下降;當終極所有者擁有的終極所有權比例較高時，其可以獲得控制權共享收益的比例較高，謀取控制權私人收益的成本也隨之提高。這樣會對終極所有者產(chǎn)生“激勵效應”，讓他有動力去積極參與改善、監(jiān)督公司治理，減少“攫取”公司利益的動機，提高公司業(yè)績?；诖?，本文提出假設1。

假設1：在其他條件不變的情況下，終極所有權集中程度與公司業(yè)績呈正相關關系。

本文將上市公司終極所有者性質分為國有產(chǎn)權GOV（包括各級政府、各級國有資產(chǎn)管理機構及其他政府部門）、私有產(chǎn)權PRI（包括非國有企業(yè)、自然人）和其他OTHER（外資、高校等）。與私有產(chǎn)權相比，國有產(chǎn)權存在以下特殊性：（1）國有產(chǎn)權控制的公司會受到過多的行政干預，無法完全按照市場規(guī)律運作;（2）國有產(chǎn)權控制公司的經(jīng)營目標往往不是公司價值最大化而是調節(jié)社會經(jīng)濟使社會福利最大化;（3）國有產(chǎn)權控制的委托代理鏈較長，國家作為虛擬產(chǎn)權主體缺乏對上市公司的有效監(jiān)督?；诖耍疚奶岢黾僭O2。

假設2：在其他條件不變的情況下，與國有產(chǎn)權相比，私有產(chǎn)權的公司業(yè)績更高。

二、研究設計

（一）樣本選取與數(shù)據(jù)來源

本文以2012—2014年滬深兩市所有A股上市公司為樣本，并進行如下剔除：（1）2011年12月31日之后上市的公司;（2）在2012—2014年3年中被ST或*ST的公司;（3）年報數(shù)據(jù)不全的公司;（4）金融行業(yè)公司;（5）本文計算指標出現(xiàn)異常值的公司;（6）年報中沒有披露終極所有者的公司。最終本文得到908個樣本公司、2 724個年度觀察值。所有數(shù)據(jù)均來自于深圳市國泰安信息技術有限公司的CSMAR數(shù)據(jù)庫，所有的計量手段通過SPSS 16.0完成。

（二）變量選取

被解釋變量、解釋變量以及控制變量的符號及定義見上頁表1。

1.被解釋變量。本文選取凈資產(chǎn)收益率、總資產(chǎn)利潤率、經(jīng)營現(xiàn)金流資產(chǎn)比率、每股收益、總資產(chǎn)周轉率、營業(yè)收入增長率、營業(yè)利潤增長率、流動比率這8個反映公司盈利能力、營運能力、成長能力及償債能力的財務指標，運用主成分分析法將其綜合為一個能解釋上述8個指標大部分方差變化的綜合業(yè)績得分P。雖然由于人為操縱可能性的存在，其中的某個指標缺乏可靠性，但是，在3年的時間里對上述8個指標同時進行操縱的可能性不大，這樣就降低了會計操縱的影響。同時，為了控制行業(yè)因素的影響，本文對上述8個指標按上市公司所屬行業(yè)中位數(shù)進行了調整，使結論更加具有說服力。

首先對8個指標數(shù)據(jù)進行KMO和Bartlett球度檢驗，以判斷它們是否適合進行主成分分析。檢驗結果顯示KMO值為0.6195且在1%水平上顯著，說明樣本數(shù)據(jù)適合進行主成分分析。主成分分析過程中提取的四個主成分累計解釋方差變化的65.93%，保留了原有數(shù)據(jù)的大部分信息。然后將成分矩陣中的系數(shù)分別除以每個主成分的特征值的算術平方根得到主成分得分系數(shù)矩陣，接著根據(jù)主成分得分系數(shù)和標準化后的權力指標計算主成分得分。若用Fn（n=1，2，3，4）表示主成分，用X*表示標準化后的指標X，主成分的表達式如下所示：

F1=0.3121×ROE*+0.6060×ROA*+0.4022×CFOA*+0.5633×EPS*+0.1779×AT*+0.0779×GROWOR*+0.1245×GROWOP*+0.0554×CURRENT*

F2=-0.060×ROE*-0.0555×ROA*-0.1350×CFOA*-0.1050×EPS*+0.6555×AT*+0.3781×GROWOR*-0.1132×GROWOP*+0.6152×CURRENT*

F3=0.0395×ROE*+0.0422×ROA*-0.1951×CFOA*-0.0054×EPS*-0.0285×AT*-0.6303×GROWOR*+0.5691 GROWOP*+0.4864×CURRENT*

F4=0.2406×ROE*-0.0687×ROA*-0.2696×CFOA*-0.0827×EPS*+0.0512×AT*+0.5105×GROWOR*+0.7134 GROWOP*-0.2927×CURRENT*

最終將各樣本的四個主成分得分以每個主成分可以解釋的方差比例為權重加權平均，得到每個樣本的綜合業(yè)績指標P，該指標越大表示公司業(yè)績越好。綜合業(yè)績指標的計算公式如下所示：

P=26.637/65.930×F1+14.074/65.930×F2+12.786/69.930×F3+12.432/65.930×F4=0.404×F1+0.213×F2+0.194×F3+0.189×F4

2.解釋變量。本文用終極現(xiàn)金流權來度量終極所有權比例，即終極所有者與上市公司每條股權關系鏈每層持有比例相乘之總和。

3.控制變量。本文在借鑒相關研究的基礎上，選取終極所有者性質虛擬變量、資產(chǎn)規(guī)模、資產(chǎn)負債率、風險因子、獨立董事比例作為控制變量，同時控制了年度，以盡量控制公司業(yè)績的其他影響因素。

（三）模型建立

本文建立以下模型以檢驗提出的假設，其中模型2引入平方項以檢驗終極所有權與公司業(yè)績之間是否存在非線性相關關系。

模型1：

P=β0+β1UO+β2PRI+β3THER+β4Size+β5DTA+β6Risk+β7IndDirector+ηYear+ε

模型2：

P=β0+β1UO+β2UO2+β3PRI+β4OTHER+β5Size+β6DTA+β7Risk+β8IndDirector+ηYear+ε

三、實證分析

（一）描述性統(tǒng)計

對公司業(yè)績P、終極所有權UO按終極所有者性質進行分組統(tǒng)計，其結果如上頁表2所示。結果顯示：（1）我國大部分（65.27%）上市公司仍由國家最終所有，而現(xiàn)有研究中一致認為具有較高治理效率的機構投資者和國外戰(zhàn)略投資者在我國上市公司的終極所有者中所占的比例很小;（2）從均值的角度，國有產(chǎn)權控制的上市公司的業(yè)績水平低于私有產(chǎn)權控制;（3）國有產(chǎn)權控制的上市公司的終極所有權比私有產(chǎn)權控制的上市公司更加集中。

（二）回歸分析

本文首先假設股權結構外生，運用普通最小二乘法進行回歸分析，兩個模型的回歸結果見表3。回歸結果顯示：（1）模型1中UO的系數(shù)非常顯著，而引入平方項的模型2中UO2的系數(shù)不顯著，說明終極所有權比例與公司業(yè)績是正相關關系，不存在非線性相關關系，假設1通過檢驗，即終極所有權與公司業(yè)績呈正相關關系;（2）以國有產(chǎn)權控制為參照，私有產(chǎn)權控制PRI的系數(shù)為正且顯著，假設2通過檢驗，即私有產(chǎn)權控制的上市公司的業(yè)績要優(yōu)于國有產(chǎn)權控制的上市公司;（3）資產(chǎn)規(guī)模與公司業(yè)績顯著正相關，說明較大的資產(chǎn)規(guī)模帶來的規(guī)模效益對公司業(yè)績有正向的促進作用;（4）資產(chǎn)負債率與公司業(yè)績顯著負相關，說明負債帶來的財務風險產(chǎn)生的負面效應大于負債產(chǎn)生的抵稅效應;（5）風險因子與公司業(yè)績顯著負相關，說明上市公司個股風險越大，公司業(yè)績越低;（6）獨立董事比例與公司業(yè)績顯著正相關，說明獨立董事比例越高，其發(fā)揮的監(jiān)督作用有利于提高公司業(yè)績。

此外，模型整體回歸效果顯著，且不存在嚴重的多重共線性問題。

（三）穩(wěn)健性檢驗

1.替換被解釋變量。實踐中，ROE常常受到操縱，因此本文選擇不易受到操縱且具有代表性的指標ROA進行穩(wěn)健性檢驗，將模型1中的P替換為ROA進行回歸，其結果如表2所示。從中可以看出其結論與模型1基本一致，研究結論比較穩(wěn)健。

2.對股權結構內(nèi)生性的考慮。在股權結構的研究中，內(nèi)生性問題不可忽視。在計量經(jīng)濟學中，處理內(nèi)生性問題常用的辦法是工具變量法（兩階最小二乘法），其難點則在于尋找合適的工具變量。本文參考宋敏等（2004）的研究，選取A股比例和年末股東人數(shù)的自然對數(shù)作為工具變量進行兩階段最小二乘回歸（2SLS），回歸結果如表2所示。由回歸結果可以看出：（1）考慮股權結構內(nèi)生性后，調整后的R2顯著提高，模型的解釋能力增強;（2）除風險因子Risk的系數(shù)顯著性降低外，其他變量的系數(shù)顯著性明顯提高，說明終極所有權具有內(nèi)生性;（3）考慮股權結構內(nèi)生性后，終極所有權UO*和私有產(chǎn)權OTHER的回歸系數(shù)仍為正且顯著，研究結論比較穩(wěn)健。

四、研究結論與建議

本文從終極所有權的角度出發(fā)，以2012—2014年A股上市公司為樣本，在考慮終極所有者性質和股權結構內(nèi)生性的基礎上，對終極所有權與公司業(yè)績的關系進行了實證研究。研究發(fā)現(xiàn)：（1）終極所有權與公司業(yè)績呈正相關關系。終極所有權比例越高，對終極所有者產(chǎn)生“激勵效應”，使其越傾向于獲取控制權共享收益而不是控制權私人收益，因此致力于提高公司的治理效率和業(yè)績;（2）私有產(chǎn)權的公司業(yè)績比國有產(chǎn)權高，這說明國有產(chǎn)權的行政干預、委托代理鏈長、管理者缺位以及社會福利最大化經(jīng)營目標等種種弊端大于其政策保護與扶持的優(yōu)勢。然而我國大部分上市公司仍由國家最終控制，現(xiàn)有研究中一致認為具有較高治理效率的機構投資者和國外戰(zhàn)略投資者在我國上市公司的終極所有者中所占的比例很小;（3）終極所有權結構具有內(nèi)生性。

研究股權結構的目的是為了優(yōu)化股權結構，改善治理結構，提高治理效率，規(guī)范證券市場，改善投資環(huán)境，保護投資者利益。因此，本文提出以下建議：強化終極所有者的名譽激勵。終極所有者獲得控制權共享收益需要付出成本，而其他中小股東“坐享其成”。如果能給予終極所有者較多的名譽性控制權私人收益，來彌補其付出的決策成本、信息收集成本和監(jiān)督成本等，使其獲得精神上的滿足，這樣其“攫取”公司利益的動機會減弱且名譽性控制權私人收益不會侵害其他中小股東的利益。同時，逐步降低國有產(chǎn)權在一些競爭性行業(yè)的控制，引入具有較高治理效率的機構投資者和國外戰(zhàn)略投資者，使他們發(fā)揮更好的監(jiān)督作用，提高公司業(yè)績，促進證券市場健康發(fā)展。J

參考文獻：

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[3]宋敏，張俊喜，李春濤.股權結構的陷阱[J].南開管理評論，2004，（1）.