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关键词:公司治理;股利政策;控制权结构;现金流量权
中图分类号: F276.6 文献标识码:A 文章编号:1001-6260(2010)02-0120-10
一、引言
股利政策作为上市公司在特定制度背景和治理结构下做出的一揽子制度安排,它的恰当制定和有效实施有利于公司的长期发展,有利于实现公司价值的最大化。然而,近年来,随着研究的不断深入,越来越多的证据表明,股利政策正沦为终极控股股东侵占中小股东的“隧道”。那么终极控制人性质及其控制权结构如何影响我国上市公司的股利政策呢?另外,终极控股股东由于股权分置的先天原因,无法在股票市场通过资本利得获利,股东回报的方式往往通过非理性分红、恶意派现、超能力派现等一系列异常股利政策实现,侵害了中小股东利益。如何有效遏制终极控股股东的侵占,合理引导上市公司股利分配行为,保护中小投资者利益,已成为中国证券市场研究亟需解决的课题。
现有研究过多集中于第一大股东持股比例对股利政策影响的讨论上,鲜见基于终极控制人性质及其控制权结构对股利政策影响的实证研究。本文借鉴管理学对组织结构的研究,根据控制层级和控制链条数两个因子对终极控制人控制上市公司的控制权结构归类为垂直化结构、扁平化结构和矩形结构三种类型,并利用2004年起年报准则要求上公司强制披露相关产权结构信息为契机,选取2004―2007年我国上市公司作为样本,从微观层面实证研究终极产权性质及其控制权结构对股利政策的影响。其理论和现实意义在于,不仅可以为股利政策研究提供新的视角和证据,而且有助于为证券监管部门掌握上市公司产权结构信息披露特征、进一步引导和规范上市公司信息披露行为提供实证依据。
二、文献述评和研究假设的提出
股利政策具有减轻成本的功能。股利政策是公司最优监督契约的组成部分(Rozeff,1982),发放现金股利的承诺能促使管理者外部融资受到外部市场的监督(Easterbrook,19840)。Jensen(1986)指出,发放现金股利可以减少自由现金流量,避免管理者将企业现金流量用于私人用途或者不赢利的项目。实证研究普遍支持现金股利减少成本的假说(Agrawal,et al,1994; Smith,et al,1992)。La Porta 等(2000)从投资者保护的视角研究股利政策,提出外部股东在投资者保护好的国家被授予更多股东权利,来敦促上市公司支付更高的股利以降低成本,保护自身股东权益。近期更多从股东身份和终极控股股东的视角来研究股利政策。因为第一大股东并非都是终极控股股东,第一大股东的持股比例并非等于终极控股股东的真实有效的持股比例。下面分别从终极产权性质、现金流量权、投票权、控制层级、控制链条数、两权分离程度等方面来评述相关文献并提出本文的研究假设。
(一) 终极产权性质和股利政策的关系假设
终极控股股东身份不同,对股利政策的需求不同。La Porta 等(1999)在考察全球上市公司股权结构时发现,不同产权性质的终极控制人,由于追求的利益动机不同,所采用的股利政策存有差异。Moh’d 等(1995)和Allen 等(2000)的实证研究进一步证实,大股东身份影响股利政策。Renneboog等(2005)以20世纪90年代的英国公司为样本,把控股股东分为六种互相排斥的类别:执行董事及其家族、非执行董事及其家族、与董事无关的个体或家族、政府、金融机构(如银行、保险公司、投资和养老基金)和其他工商业公司,发现投票权与股利支付率呈负相关关系,但是不同性质的股东影响程度不同。
出于研究视角和中国实情的考虑,本文把终极产权区分为国有产权和民营产权两种性质,并以此来发展终极产权性质与股利政策关系的研究假设。国有上市公司与民营上市公司在诸多方面存在差异。第一,民营终极产权的公司对未来制度变化的预期不如国有企业确定,即国有企业比民营企业对制度变化有更强的影响力。在中国,证券法律法规的制定是通过政府内部决策,不像美国通过公共司法程序来制定。因此,终极产权为民营的上市公司,其权益融资成本可能较高,相对不轻易动用公司资金来派发现金作为股利支付。第二,由于国有企业的债务融资成本低于民营企业,国有企业甚至可以发放筹资性股利,即通过再融资或者银行贷款来发放股利满足终极控制人的需求。第三,民营公司大多为家族控股,不需要依靠发股利来缓解第一类成本问题,而且发放现金股利要交股利税。基于上述分析,本文提出:
假设1a:终极产权为国有产权比终极产权为民营产权的上市公司,其股利支付概率和分配力度大。
然而,从委托理论视角来看,国有企业问题往往较为严重,国有企业管理层为了达到谋求私利的目的,往往盲目过度投资。因此,为了缓解国有企业严重的冲突,应该通过多发现金股利,减少公司内部的自由现金流量。即使公司有投资机会,也要让其从外部融资,受资本市场约束。而民营企业往往委托自己的亲属甚至亲自参与公司的经营管理,第一类成本不突出,因此当公司有盈余且无较好投资机会时就会选择进行股利分配。此外,保值增值是考核中央企业负责人任期内公司经营绩效的重要指标,不进行分配可提高净资产基数,进而通过投资比例反映到控股公司账面上来。Bradford等(2006)研究发现,非国有终极控制的公司相比国有控制的公司,尤其是相比当地政府控制的公司,每股现金股利水平更高。根据上述分析,本文提出:
假设1b:终极产权为民营产权比终极产权为国有产权的上市公司,其股利支付概率和分配力度大。
(二)控制权结构和股利政策的关系假设
1.投票权和股利政策
由于我国股权结构两极分化,非流通股股东无法对大股东形成有效制衡。加上中国资本市场成立时间不久,投资者保护的相关法律法规尚在不断完善中,投资者保护程度当前阶段相对薄弱,无法切实保护中小股东的利益。在这种环境下,控股股东便可利用其对上市公司的实质控制权通过各种手段实现其利益诉求。尤其是在终极控股股东不能流通,没有现金兑换权,无法在资本市场上获得利益时,随着终极控股股东控制权的进一步提升,通过股利政策实现投资回报的可能性大增。此外,鉴于我国上市公司形成的特殊性,终极控股股东往往以净资产为基数溢价、等值或者折价入股,成本远远低于二级市场的IPO价格。尽管现金股利是按照全体股东持股份额平均分配的投资回报,属于Grossman 等(1986)所称的“共享利益”,同样的股利政策,终极控股股东的回报率仍然远高于流通股股东。基于以上分析,本文提出:
假设2a:随着终极控股股东控制权比例的提升,上市公司股利支付概率和分配力度增大。
另一方面,随着控制权比例的不断提升,终极控制人的控制权私利也不断提升,但是当控制权比例达到一定水平时,终极控制人的控制权私利达到最大。当持股比例进一步提高,超过终极控制人控制权私利达到最大时的持股比例临界值,控制权私利可能不如控股比例提升所带来的利益协同效益。也就是说,终极控制人持股达到一定的比例,可以作为向外部潜在投资者的一个信号,来展示公司内部终极控股股东是利益协同效应为主,而非利益侵占,进而让公司融资变得更为容易。因此,控股股东持有较高的持股比例可被视为向外部投资者做出放弃控制权私利的一种可信承诺,表达利益共享的意愿。为此,本文提出:
假设2b:随着终极控股股东控制权比例的提升,上市公司的股利支付概率和分配力度变小。
2.现金流量权和股利政策
投资者为什么投资于上市公司成为其股东,一个重要的原因在于现金股利可以作为股东回报的重要方式。吕长江等(1999)采用控制权(持股比例)作为控股股东侵占动机时发现,控股股东持股比例越高,股利支付率越高。他们的研究表明,控制权对现金股利有重要影响。不过本文认为,股东是基于现金流量权利而不是基于投票权来获得股利回报。当然,现金流量权和投票权一般成正相关关系,因此终极控股股东的现金流量权越高,通过股利政策来实现利益侵占的可能性更高。所以本文提出:
假设3a:终极控股股东的现金流量权越高,上市公司的股利支付概率越高和股利支付力度越大。
然而,随着现金流量权的提高,控股股东在上市公司所占的利益将得以增加,通过对中小股东利益侵占所获得的比例降低,掏空的激励将会减弱,从而形成利益协同效应,不仅可以有效约束控股股东的利益输送行为,而且有助于公司价值的提升。Gomes(2000)则指出,如果持有大量公司股权的控股股东为谋取私利而侵占公司利益,那么外部投资者将因此对股票价格进行折价,从而使控股股东因持有大量股份而遭致更大的损失,因此,同样地,控股股东持有较高的现金流量权可被视为向外部投资者做出放弃控制权私利的一种可信承诺。故本文提出:
假设3b:终极控股股东的现金流量权越高,上市公司的股利支付概率越低和股利支付力度越小。
3.控制层级和股利政策
控制层级越长,即控制链条越长,终极控制人与上市公司中间涉及的企业数目越多,很可能表明以终极产权为主导的内部资本市场功能越完善,控股股东或终极控制人现金管理能力越强。在内部资本市场的背景下,由于内部资本市场的资本优势以及内部资本市场中上下层级之间的信息不对称程度小于外部资本市场参与者,因此内部资本市场往往具有比外部资本市场更有效的资本配置Fan等(2005)指出,控制链条越长意味着市场影响越多,政府干预越少。。股利政策作为调剂内部资金市场的手段,终极控股股东很可能要求支付更多的现金股利来满足不同层级之间的资金调配需求。此外,控制层级越多,委托关系层级越多,对应的委托冲突越厉害。这将导致成本剧增和融资成本增加,为尽量避免成本的扩大化,控制层级越多,终极控股股东越可能增加对现金股利的需求。因此,基于上述分析,本文提出:
假设4:终极控制人控制上市公司的控制层级越多,上市公司的股利支付概率和分配力度越高。
4.控制链条数和股利政策
控制链条数是股权结构的重要特征之一。如果控制链条数大于等于2,意味着上市公司通过多重持股这一方式来达到控制权和现金流量权的分离。控制链条越多,往往也意味着内部资本市场调配资金效率越优以及成本问题可能越严重,因此,控股股东很可能要求支付更高的股利来满足各条控制链条上的公司资金需求和减缓委托冲突。因此,本文提出:
假设5:在其他情况相同的条件下,如果上市公司属于终极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。
5.两权分离程度和股利政策
控股股东除了从现金股利等“共享利益”中收益外,控制权本身也具备收益性。控制权收益是一种“私人收益”,可以通过各种途径来实现,比如关联交易等。由于所有权比例代表控股股东获取公司共享利益的份额,而控制权比例代表控制权收益,当两权分离越严重时,控股股东越倾向于独享控制权收益,而较少注重股利政策这种“共享利益”的分配。因此,终极控股股东的两权分离度越大,股利分配意愿和股利支付率往往越低。
然而,控制权与现金流量权之间的背离往往是控股股东为牟取私利而侵害中小投资者利益的重要动因。侵占其他股东尤其是中小股东的动机与两权分立度成正相关关系(La Porta,et al,1999; Claessens,et al,2000; Fan,et al,2005)。因为当控股股东对公司的控制权和现金流量权存在不一致性时,控股股东只需承担很小一部分的成本就可以获得绝大部分的控制权利益。例如,某投资者握有A上市公司60%的股份,处于绝对控股地位,而A公司又拥有B上市公司51%的股份。这样该投资者就以B上市公司30%的现金流量权获得对其51%的绝对控制权。显然,随着控制链的层层递进,控股股东控制权对于现金流量权的偏离程度进一步加剧,最终控制者与中小股东之间的利益协同效应被削弱,而壕沟防御效应则得到了加强。因此,两权分离越厉害,侵占中小股东的寻租动机越明显,越可能促使上市公司支付更多股利。根据上述分析,我们提出:
假设6a:两权分离程度越厉害,上市公司股利支付概率和支付力度越低。
假设6b:两权分离程度越厉害,上市公司股利支付概率和支付力度越高。
三、研究设计
(一)研究样本与数据来源
本文有关终极产权和控制权结构的数据全部从上市公司2004―2007年年报手工收集获得。年报来自深圳证券交易所官方网站(省略)、巨潮资讯网(info.省略)、Wind资讯和上市公司网站。因变量和公司特征数据来自Wind资讯,内部治理数据主要来自CSMAR。剔除:(1)金融类公司;(2)少数缺少足够信息来判定公司终极控制人性质和计算控制权结构相关变量的样本。共获得4766个公司年度观测值作为研究样本。
(二)变量选择
本文采用股利支付可能性和股利支付水平两类指标来测度上市公司的股利政策,前者包括是否发放股利和是否发放现金股利,后者包括总股利支付水平和现金股利支付水平。
终极产权从性质上分为国有终极产权和民营终极产权。终极产权为国有产权的样本是指终极控制人为国资委、中央国家机关、中央国有企业、地方国资委、地方政府、地方国有企业等的上市公司年度观测值;终极产权为民营产权的样本是指终极控制人为个人的上市公司年度观测值;除了终极控制人为国有产权和民营产权外的为其他产权样本,主要包括终极控制人为大学、集体企业、境外自然人或者境外法人、职工持股会等的上市公司年度观测值。控制权结构的定义参照La Porta 等(1999)、Claessens等(2000)、Chernykh(2008)等的研究方式,本文定义了五个反映最终控制人控制机制的变量:投票权、现金流量权、控制层级、控制链条数和两权分离程度。上述五个测度变量都是基于终极控制人的角度来定义和计量的。投票权是指终极控制人直接持有和间接持有上市公司的股份比例之和;现金流量权是终极控制人各条控制链上投票权的乘积之和;控制层级是终极控制人与上市公司之间最长的层级数目;控制链条数是终极控制人持有上市公司股份渠道数量;两权分离程度等于最终控制人控制的表决权除以最终控制人的现金流量权,反映了最终控制人的现金流量权与控制权的偏离状况。
借鉴已有文献,我们在多元回归中主要选取公司规模、资本结构、公司成长性、公司年龄等变量作为控制变量。本文的研究变量总结见表1。
表1 变量定义一览表
变量名称计 量变量代码文献支持
被解释变量是否发放股利是否发放现金股利总股利支付水平现金股利支付水平如果第i家公司第t年发放任何形式的股利取1;反之,取0如果第i家公司第t年发放现金形式的股利取1;反之,取0股利总额除以净利润现金股利总额除以净利润totaldumcddumtotalprofitcdprofitFama等(2001)、魏刚(1998)、吕长江等(2001)
解释变量终极产权性质控制权现金流量权两权分离程度控制层级控制链条数国有终极产权性质,取值1;民营终极产权性质,取值0同文献的计算方法同文献的计算方法cr/cfr
最长控制链的层级数终极控制人控制上市公司的路径数soedumcrcfrcolengthchainsLa Porta等(1999)、Claessen等(2000)、Faccio等(2002)、刘芍佳 等(2003)
公司特征盈利能力投资机会规模财务杠杆总利润/股东权益总资产增长率资产账面价值的自然对数当年负债总额/总资产roegrowthsizeleverageRozeff(1982)、原红旗(2001)、吕长江 等(1999)
股权结构第一大流通股东持股比例国有股比例非流通股比例第一大流通股东持股数/总股本数
国有股股数/总股本数非流通股股数/总股本数top1soeshrnshr
高管情况高管持股比例两职兼任情况高管人数董事、监事及高管报酬总额高级管理人员持股数/总股本数若董事长和总经理是同一人,取1;反之,取0年报披露的高级管理人员的总人数Ln(董事、监事及高管报酬总额)mngtshrsceodirmngtsizesalary
董事会、独立董事和其他董事会规模独立董事占比独立董事与公司工作地点一致性监事总规模委员会设立总数
董事会人数(含董事长)独立董事人数/董事会规模如果独立董事与上市公司工作地点一致取1;反之,取0监事总规模(含监事主席)委员会设立总数
dirboardinddirsitesupboardnumerJensen等(1992)、Fenn等(2001)、魏明海 等(2007)、刘峰 等(2004)、吕长江等(1999)
(三)实证模型
由于第一类测度股利政策的指标是股利支付可能性,故对应的模型是Logistic二元选择模型;第二类测度股利政策的指标是股利支付水平,包括总股利支付率和现金股利支付率,由于总股利支付率和现金股利支付率两类因变量的取值都介于0和1之间,属于受限因变量,如果简单采用OLS回归,可能导致估计参数无效,针对这两个受限因变量,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表示产权性质soedum、控制权cr、现金流量权cfr、两权分离度co等检验变量;CV表 示诸如公司基本特征、公司内部治理因子、行业、年度等的控制变量,ε代表回归模型的残值。
四、实证结果与分析
(一)我国上市公司终极产权性质及其控制权结构特征
表2 按终极所有者性质及产权性质分布
面板 A 按照终极所有者性质归类统计
终极所有人性质样本观测数比重(%)
国资委69014.48中央国家机关1192.5中央国有企业1433地方国有企业1483.11地方国资委169435.54地方政府3978.33个人130227.3大学440.92集体企业1493.13境外人380.8职工持股会(工会)310.65其他110.23合计4766100面板B 按照产权性质归类统计产权性质样本观测数比重(%)国有产权319166.95民营产权130227.32其他产权2735.73合计4766100
1.我国上市公司终极控制人性质
我国上市公司到底是由谁控制着呢?我们按照终极所有者性质对样本进行细分描述(表2)发现,上市公司的终极控制人身份各异,不同性质的终极控制人对应的样本数量不同。这证实了我国上市公司存在终极控制人的普遍性,支持了La Porta等(1999)和Faccio 等(2002)的研究发现。表2面板 A显示,在4766个样本观测值中,终极所有者为地方国资委的样本数达到1694个,占比达到了35.54%;其次是终极产权性质为个人的样本,有1302个,占比达到27.32%;再次是国资委为终极控制人的样本,有690个,占比为14.48%。而终极控制人为地方政府、中央国家机关、中央国有企业、大学、集体企业、职工持股会等样本各自所占比重都低于10%。表2的面板B根据产权性质对样本进行分类统计显示,终极产权为国有产权的上市公司观测值达到3191个,而终极产权为民营产权的样本观测值仅略多于终极产权为国有产权样本数的1/3。
2.我国上市公司控制权结构特征
表3对我国上市公司的控制权结构特征做了详细归类统计。表3显示,终极控制人达到控制上市公司的目的平均需要38.88%的控股比例,部分样本通过100%持股达到控制上市公司,不过最低的只需要1.49%的持股比例就可以控制上市公司。平均而言,终极控制人的现金流量权为32.53%,低于平均控股比例38.88%。控制权和现金流量权两权分离程度达到1.6479,最高值甚至高达62.5336。在所研究样本中,终极控制人控制上市公司的平均控制层级,即控制链长度达到2.3884,最长的层级达到9层,而平均的控制链条数为1.2152,其中控制链条数最高达到10条。这些数据证实了我国上市公司的股权结构相对比较集中,不同于美国、英国和爱尔兰等股权相对分散的国家,支持了La Porta 等(1999)、Claessens 等(2000)和Faccio等(2002)等的研究结果。
表3 我国上市公司控制权结构分布情况统计表(样本数:4766)
变量平均值标准离差最小值最大值中位数25%分位75%分位控制权0.38880.15940.014910.36860.26470.5098现金流量权0.32530.18360.002510.29900.18140.4605两权分离度1.64791.92870.959562.5336111.6377控制层级2.38840.848219223是否金字塔1.00170.040912111控制链条数1.21520.6580110111
表4 我国上市公司控制权结构三维分布情况
控制层级交叉持股控制链条数公司数目比重(%)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合计4766100
表5 我国上市公司控制权结构形式研究
归类标准公司数目比重(%)
矩形控制权结构:控制层级数=控制链条数53711.27
其中:控制层级=控制链条数=13407.13
控制层级=控制链条数=21102.31
控制层级=控制链条数=3751.57
控制层级=控制链条数=4120.25
垂直化控制权结构:控制层级数>控制链条数417587.60
扁平化控制权结构:控制层级数
合计4766100
不同于现有文献的是,本文根据“控制层级、交叉持股、控制链条”三个维度构建控制权结构,并据此对我国上市公司终极控制人采取的控制权结构进行“三位一体”的分析。表4根据“控制层级、交叉持股、控制链条”三个维度对各个观测值进行了统计归类。结果显示,我国终极控制人很少采用交叉持股的方式来实现对上市公司的控制,终极控制人采用交叉持股控制上市公司仅有0.16%(=0.04%×4)的样本;而分别有56.57%和17.44%的样本采用“2-1-1”和“3-1-1”的控制权结构方式来实现对公司的终极控制。
借鉴管理学对组织结构的研究,本文进一步根据控制层级和控制链条数两个维度对终极控制人控制上市公司的控制权结构形式做了考察(表5)。本文定义,如果控制层级数大于控制链条数,则终极控制人控制上市公司的控制权结构视为垂直化结构;如果控制层级数小于控制链条数,则终极控制人控制上市公司的控制权结构视为扁平化结构;如果控制层级数等于控制链条数,则终极控制人控制上市公司的控制权结构视为矩形结构。表5显示,87.60%样本(4175个)终极控制人通过垂直化的控制权结构来控制上市公司;11.27%的样本终极控制人通过矩形控制权结构控制上市公司,其中终极控制人通过“控制层级=控制链条数=1”的控制权结构控制上市公司的样本数有340个,占比7.13%;而通过扁平化控制权结构控制上市公司的样本仅为72个,占比不到2%。
(二)终极产权性质及其控制权结构与股利政策关系的多元回归分析
下面将在试图控制影响股利政策其他变量的影响下,详加考察终极产权性质及其控制权结构对股利政策的影响。由于单变量回归未控制其他变量的潜在影响,其结果缺乏足够的有效性和可信度,本文着重报告了多元回归的结果;在多元回归之前,本文进行了自变量之间相关性检验(表略),结果显示,除了控制权cr和现金流量权cfr的皮尔逊相关系数为0.880外,其余变量之间的相关系数都在0.50以下,多重共线性不明显。为避免同时引入控制权cr和现金流量权cfr这两个检验变量会引起多重共线性,本文通过把cfr与cr分离设定不同模型来检验。
表6报告了终极产权性质及其控制权结构与股利政策的多变量综合回归结果。表6的模型1至模型4分别对应测度股利政策的四个变量,而模型A和模型B分别对应cr和cfr来设定。这些模型不仅引入公司特征、公司内部治理、行业和年度变量,而且综合考虑了终极产权性质及其控制权结构维度对上市公司是否支付股利的影响。
从表6可以看出,在所有的模型中,控制权cr和现金流量权cfr都一致显著为正。终极控制人的控制权比例和现金流量权对上市公司股利政策具备显著正向影响,表明在我国目前投资者保护水平相对不强的环境下,终极控股股东存在利用其对上市公司的实质控制权通过股利政策来实现其利益诉求进而侵占中小股东的嫌疑,部分支持了本文提出的研究假设2a和3a,即在其他情况等同的条件下,如果利益侵占假说成立,那么随着终极控股股东控制权比例和现金流量权的提升,上市公司股利支付概率、分配力度增大。
表6 终极产权性质、控制权结构与股利政策关系的多变量回归结果
因变量总股利支付可能性模型1A模型1B
现金股利支付可能性模型2A模型2B
总股利支付水平模型3A模型3B
现金股利支付水平模型4A模型4B
检验变量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**
内部治理
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
常数项-14.93**-15.10***-16.429*-16.38**-0.232**-0.233**-0.18***-0.18***年份哑变量yesyesyesyesyesyesyesyes行业哑变量yesyesyesyesyesyesyesyes样本数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:***、**、*分别表示在1%、5%、10%水平上显著;为节省篇幅未报告标准差。
表6进一步显示,其他变量在不同模型设定中,回归系数出现正负矛盾或者显著性前后不一致。比如,soedum在模型1A和模型1B中的估计系数为0.109和0.099,而在其他模型中却为负数;控制链条数length虽然在所有模型设定中均为负数,但是在模型2B、3B、4A、4B中均不显著而在其他模型中都显著;两权分离度co对总股利支付水平为负向影响(模型3A),表明终极控股股东倾向于独享控制权收益而不注重股利政策这一全体股东可共享收益的分配,而在对股利支付可能性却为正向影响;控制链条数chains对股利支付可能性有不显著的正面影响,对股利支付水平的影响微乎其微,表明终极控股股东并不是通过增加控制链条数来增加对上市公司的控制进而对公司财务政策施加影响。
综合来看,与Bradford等(2006)的发现一致,终极控制人的控制权和现金流量权显著影响上市公司是否发放股利、是否发放现金股利、总股利支付水平和现金股利支付水平。此外,终极产权性质(国有还是民营)局部影响上市公司股利决策,仅影响上市公司的总股利支付水平,而对是否发放股利、是否发放现金股利和现金股利支付水平并没有显著的影响。
最后,为确保研究结论可靠,我们进行了如下稳健性检验 限于篇幅,稳健性检验部分未报告结果。:(1)采用三年平均销售增长率而不是三年平均固定资产增长率作为成长性的变量,流动比例、长期负债比例替代总资产负债率作为财务杠杆的变量,主要检验变量的实证结果基本一致。(2)尽管前述的多数模型中都加入年度虚拟变量和行业虚拟变量来控制其他影响股利政策的不可观测变量的影响,但是为进一步降低潜变量及其交互影响,使得参数估计更为精确,本文采用面板模型进行稳健测试确保实证结果的严谨可靠性;采用hausman检验对是采用随机效应模型还是固定效应模型进行取舍,研究结论基本一致。
五、结论与启示
迄今为止,国内尚不见终极控股股东身份及其控制权结构如何影响股利政策的系统研究。本着实质重于形式的原则,本文基于终极控制人性质及其控制权结构而非第一大股东的持股比例作为研究视角,选取2004―2007年4766个观测值作为样本,从股利支付可能性和股利支付水平两个方面展开我国上市公司股利政策的研究。实证结果发现:
第一,我国上市公司普遍存在身份性质各异的终极控制人。其中终极产权归属于国资委、地方国资委和个人,这三类公司占到近80%;国有终极产权性质的上市公司占到近2/3,而民营终极产权性质的上市公司占到1/4,这两类公司样本占90%以上。
第二,终极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权结构而较少采用扁平化控制权结构和交叉持股方式来控制上市公司。
第三,终极产权性质及其对应的控制权结构影响着上市公司股利政策的制订。具体而言,终极产权性质影响着股利支付水平;终极控制人的控制权和现金流量权比例越高,股利支付水平显著越高;而两权分离度、控制层级和控制链条数也在不同模型设定下影响上市公司股利决策行为。
根据上述研究结论,我们认为,我国上市公司股利政策的研究应综合考虑终极控制人的身份性质和所采取的控制权结构及其背后自身利益诉求的可能动机;从监管层面上看,要进一步规范上市公司产权结构信息的披露,并强化上市公司对股东的回报意识,合理引导上市公司股利分配行为,遏制终极控股股东对上市公司有限资源的侵占,保护中小投资者利益,促进整个资本市场的健康持续发展。
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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)
【关键词】 终极控制权; 配置要素; 治理
中图分类号：F271 文献标识码：A 文章编号：1004-5937（2014）36-0031-05
在世界范围内，多数公司的控制权集中于控股股东，并最终由巨富家族或国家控制（La Porta et al.，1999），这些终极控制人往往通过现金流权与控制权的分离实现以较少的资本控制更多资本。这种控制权配置模式，不仅导致控制性股东对中小股东利益的剥夺，而且会影响一个国家的资本市场效率，进而影响一个国家的创新速度和经济增长（Morck et al.，2005;Eklund & Desai，2013）。因此，终极控制权的配置已成为公司治理研究的重点。已有研究揭示终极控制权配置具有多维特征，为了全面认识终极控制权配置的特征以及终极控制权各项特征之间的关系，进而实现对终极控制权的治理，就需要对现有文献进行综合分析。
一、终极控制权配置的理论要素
终极控制权是一种股东控制权，是企业内配置资源的重要机制，主要包括剩余索取权和剩余控制权，二者的对应是控制权配置的关键，如果公司的剩余索取权与剩余控制权不对应，那么剩余控制权就是一种“廉价的投票权”。剩余索取权是终极控制人依据股权比例对所控制企业净利润的要求权，也称“现金流权”，而剩余控制权是终极控制人依据股权投资在其所控制企业中形成的“投票权”，是对公司所有可供支配和利用资源的“控制权”，因此剩余索取权与剩余控制权的对应也表现为现金流权与投票权或控制权的对应。控制权超出现金流权是终极控制权的一个重要特征。因此，终极控制权配置的理论要素首先表现为现金流权和控制权及其二者的分离程度。
终极控制权中的两权分离是通过“控制权的强化机制”实现的，超权股、金字塔结构和交叉持股是最为常见的强化机制。此外，剩余控制权因信息分布问题需要向企业经营者分权，因此委派内部人在所控制企业出任高管也是保证终极控制权不会因为委托而弱化的一种控制权强化机制。所以，控制权的强化机制是终极控制权配置的第二个理论要素。
终极控制人是配置现金流权和控制权并通过控制权的强化机制实现两权分离的主体，不同产权性质的终极控制人在控制动机、控制权的强化机制选择运用和委托等问题上均有不同。所以，终极控制人性质不同会导致终极控制权配置出现差异。这构成终极控制权配置的第三个理论要素。
终极控制权配置在国家之间和一国之内都表现出较大的差异性，解释差异的一个理论基础是控制权配置具有状态依存性（Aghion & Bolton，1992）。终极控制权配置会依据所控制企业的业绩和风险等特征作出不同安排，并与法律制度、市场竞争环境和信誉机制密切相关。因此，终极控制权的状态依存性是终极控制权配置的第四个理论要素。下面围绕这些基本理论要素回顾和评述近期国内外研究文献。
二、国内外研究综述
（一）现金流权、控制权及其分离程度
La Porta et al.（1999）对终极控制人的现金流权、控制权及其分离度作了开创性研究，依据股权控制链并向上追溯，以10%的控制权阈值界定了终极控制人，确立了以股权比例计算终极控制人现金流权和控制权及两权分离程度的基本方法。在他们随后的研究中又分析了终极控制人的现金流权及两权分离度对所控制公司的影响，认为终极控制人的现金流权越高，越能提升其所控制公司的价值，而现金流权与控制权的分离度越大，终极控制人的利益侵占效应越明显，其所控制公司的价值越低。这一理论分析结论被Claessens et al.（2002）和Yeh（2005）的研究证实。为此，两权分离度成为终极控制人利益侵占程度的替代变量（Yeh & Woidtke，2005;Lin et al.，2011）。我国学者刘星等（2010）和冯旭南等（2011）研究了终极控制权的两权分离度对我国上市公司价值的影响，结论同上面基本一致。
（二）控制权的强化机制
终极控制的目标是通过两权分离实现控制权私人收益最大化，而两权分离通过控制权强化机制实现。Morck et al.（2005）指出，按照在世界范围内使用的广泛程度分析，金字塔结构是最主要的控制权强化机制，交叉持股、超权股和委派家族成员出任下层企业高管是控制权强化的次要机制。随后文献在以下方面有所拓展。
1.对金字塔内部层级和控制链条数的分析
金字塔结构是终极控制人通过多层级股权安排控制众多公司而无须等额出资的控制权放大机制。早期研究侧重于分析终级控制人是否采用金字塔结构及其对两权分离的影响，随后的研究开始深入分析金字塔的内部结构。Fan et al.（2012）认为金字塔层级与终极控制人分权倾向有关，他们通过对中国国有上市公司IPO的数据研究，发现政府分权倾向越高则金字塔层级越长。陈红和杨凌霄（2012）则认为金字塔控制链层级和数量越多，终极控制人利益侵占行为越隐秘，通过对2008―2010年我国发生大宗股权转让事件的上市公司研究，发现金字塔层级和金字塔控制链条数量对控制权私利均有正向影响，而控制链条数量的影响更显著。
2.非股权安排方式的控制权强化机制纳入研究视野
终极控制人倾向于利用一国法律制度所允许的各种机制强化其控制权，除了金字塔结构、超权股和交叉持股等股权安排机制之外还包括股东协议和董事会席位超额控制等非股权安排机制。Belot（2010）认为股东协议代表大股东间实际的合谋行为，既是控制权的强化机制，也能成为一种有效的合作协调机制。Yeh & Woidtke（2005）以台湾家族控制上市公司为样本，发现在两权分离程度越高的上市公司中，第一大股东集团控制的董事会席位比例也越高。Villalonga & Amit（2009）同时分析了股东协议和董事会席位超额控制在美国家族控制公司中的应用情况，发现董事会席位超额控制是美国家族控制公司中最主要的控制权强化机制。我国学者高闯和关鑫（2008）指出，仅研究股权安排方式的控制权强化机制属于“股权控制链”分析范式，低估了终极股东对上市公司的实际控制程度，还应该采用“社会资本链”分析范式研究终极控制人利用社会资本在股东层、董事层和经理层强化控制权的行为。
3.不同控制权强化机制的经济后果不同
超权股和董事会席位超额控制作为纯粹的控制权强化机制对所控制公司的价值具有明确的负面影响（Villalonga & Amit，2009;Cheung et al.，2013），而金字塔结构在增强终极控制人控制权的同时还具有组建内部资本市场的作用，因而对所控制公司价值的影响具有二重性，Masulis et al.（2011）通过对欧洲大量家族控制企业集团研究后发现，金字塔结构具有融资优势，有助于提升金字塔底层公司的价值。我国学者的研究也表明金字塔结构在我国具有正面作用，李增泉等（2008）发现金字塔结构对于债务融资约束较大的民营企业有缓解融资约束的作用;程仲鸣等（2008）发现，在国有上市公司中金字塔结构作为法律保护的替代机制，可以保护公司行为免受政府干预。
（三）终极控制人性质
终极控制人的产权性质在终极控制权配置中处于主导地位，不同产权性质的终极控制人的控制动机和控制行为存在差异。家族和国家是世界范围内两类典型的终极控制人。
1.家族控制
Morck et al.（2005）指出，巨富家族作为终极控制人在世界范围内较为普遍，他们不仅在微观上表现出较强的控制权私利攫取动机，而且在宏观上通过其放大的财富影响力妨害资本市场资源配置和经济增长，进行经济设防。后续研究发现，家族性质终极控制人现金流权与控制权的分离度更高（Bhaumik & Gregoriou，2010），创始人及其家族控制与非创始人家族控制的经济后果存在差异。Villalonga & Amit（2010）研究发现，创始人及其家族控制能够增加公司的竞争优势而有利于全体股东，但非创始人家族攫取控制权私利动机更强，因而会降低所控制公司的价值，这说明对家族终极控制人需要细分。
2.国家控制
另一类典型的终极控制人是国家，这在转轨经济国家更为普遍。国家作为终极控制人不会像私人家族那样有明确的转移资源而攫取控制权私利的动机，但是他们在经济目标之外还具有众多的社会和政治目标，如就业率和社会公平等。由于国有性质的终极控制人在控制动机方面的特殊性，在转轨经济国家对投资者保护较弱的环境下，国家拥有部分终极控制权可能更加有效，因为国家股东会限制私人股东获取过多的控制权私利，而私人股东又会抑制国家股东摄取过多的政治与社会利益（Chernykh，2008）。
国有性质终极控制人控制国内多数大中型公司是我国的制度特色，我国学者研究发现，国有终极控制人攫取控制权私利的动机和强度较弱（Jiang et al.，2010;邓德强，2011）。郑国坚和魏明海（2006）进一步指出，地方政府的目标函数相对于中央政府可能更复杂，因为当地国有企业或集团公司的上市构成地方政府利益函数的重要组成部分，地方领导的个人晋升和寻租机会都可能通过该途径得以实现。这说明对国有性质终极控制人需要细分。对我国国有企业的研究还为国有终极控制人采用金字塔结构的动因提出新的解释。家族控制采用金字塔结构的动因主要有控制权私利、融资约束与制度替代，而Fan et al.（2012）从政府分权的视角分析了国有终极控制人选择金字塔结构的动机，研究发现当国有资产管理部门有意愿对国有上市公司放权让利时，会增加控制的金字塔层级，而且随着金字塔层级的增加，国有上市公司的管理层职业化水平和公司业绩都会有所提高。钟海燕等（2012）也认为政府放松对国企的管制是国有企业选择金字塔结构的根源，政府放权程度越大，国有企业金字塔层级也就越长;而地方政府财政赤字与就业压力增大时，会缩短金字塔层级以加强控制。
（四）终极控制权配置的状态依存性
终极控制权配置的具体特征在不同国家具有差异，并随着制度环境变革进行动态调整，终极控制权配置具有状态依存性。
1.终极控制权配置状态依存于所控制公司的特征
终极控制权配置会影响所控制公司的价值，但是一些研究也指出终极控制权配置状态也会依存于所控制公司的特征。首先，终极控制人选择金字塔结构还是直接持股？Almeida et al.（2011）以韩国财团为样本研究企业集团控制权结构的选择性安排时发现，当控制家族建立盈利能力低且资本需求大的新公司时，会采用金字塔结构;而建立盈利能力强且资本需求低的新公司时会采用水平结构。Bena & Ortiz-Molina（2013）以欧洲19个国家众多新成立的非上市新工业企业为样本，发现如果新企业投资需求大并且可承兑现金流低就更可能通过金字塔结构创建，以利用内部资金弥补外部筹资不足。其次，终极控制人又如何确定公司在金字塔结构中的层级？Attig et
al.（2004）研究发现，规模大、风险高、自由现金流量充足和有其他控制权强化机制的公司更易被终极控制人置于金字塔底层。Masulis et al.（2011）通过对比45个国家众多家族企业集团终极控制权配置特征后发现，成立年限短、风险大和资本密集型公司通常被置于金字塔底层。
2.终极控制权的配置与外部法律环境、市场竞争程度和制度变革密切相关
Riyanto & Toolsema（2008）通过理论模型推导和多国数据比较后发现，金字塔结构普遍存在的程度与法律保护投资者利益的程度之间呈倒U型关系，若法律保护非常完善，金字塔结构低成本转移资金的优势也不存在，金字塔结构普遍性不高;若法律保护薄弱，终极控制人有过度利益侵占动机，中小投资者因理性预期而不愿投资，所以金字塔结构也不会普遍存在;只有在法律保护适度情况下金字塔股权控制结构才会普遍产生。Masulis et al.（2011）在对比45个国家的家族企业集团后发现，金字塔结构在金融系统提供资金较多的国家就不那么广泛，反之亦然。Hughes（2009）横向对比了欧洲12国的公司数据后发现，在法律对投资者保护更弱的国家，控制人有意调低两权分离度，以抵消由此导致的公司价值减损。而在时间序列动态分析的证据上，Carney & Child（2013）对比2008年和1996年东亚大公司的终极控制权配置后发现，终极控制权配置在发生政治变革的国家表现出较大变化，如印尼和泰国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，香港地区回归后大公司中国家终极控制的比例则明显上升。Cuomo et al.（2013）使用意大利上市公司的长期数据检验了制度变革对控制权结构的影响，发现随着投资者权益保护的增强，公司对控制权强化机制的使用有所下降，两权分离度变低。Intrisano（2012）研究了1999―2007年意大利投资者保护制度变迁对控制权强化机制运用的不同影响，发现制度变迁导致超权股的应用下降、股东协议的应用稳中有升、金字塔结构应用出现层级缩短和链条数减少的简化趋势。Byun et al.（2012）同样以韩国企业集团为例，研究发现产品市场竞争程度提高了终极控制家族在其下层公司的直接持股比例，降低了两权分离度。
我国学者对此问题的研究主要集中在两个方面，一是结合我国经济发展区域的不平衡特点研究不同市场环境对终极控制权配置的影响（李增泉等，2008）和不同政府管制水平对终极控制权配置的影响（钟海燕等，2012），发现地区融资约束越强则当地企业集团的金字塔结构层级越多，而地方政府干预较少也会增大其控制公司的金字塔层级;二是股权分置改革后终极控制权的动态调整，如李伟和于洋（2012）对比2010年和2004年数据后发现我国私人终极控制人在上市公司的控制权有所增强而两权分离度显著下降，国家终极控制人则表现出放松对上市公司控制的趋势。
三、研究结论与未来研究展望
（一）研究结论
终极控制权配置具有多维特征，控制权与现金流权的分离程度、控制权强化机制、终极控制人性质和状态依存性构成了终极控制权的配置要素。按照这些要素本文总结了近期国内外研究文献，得到结论如下。
1.终极控制权配置的核心特征是终极控制人在所控制公司的现金流权和控制权及其分离程度
较高的现金流权可以协调终极控制人和中小股东的利益，对所控制公司的价值具有正向促进作用，而较高的现金流权和控制权的分离度会加剧终极控制人利益侵占而有损于所控制公司的价值。
2.终极控制人可以通过多种控制权强化机制实现两权分离，控制权的强化机制包括股权控制方式和社会资本控制方式
股权控制方式包括金字塔结构、持有超权股和交叉持股等;社会资本控制方式包括股东协议、董事会席位控制和委派内部人出任高管等。不同的控制权强化机制在被控制公司产生的经济后果不尽相同。
3.终极控制人的性质是导致终极控制权配置差异的重要因素
国外的研究以家族控制为主，巨富家族通过控制权的强化机制不仅在微观层面攫取控制权私利，而且在宏观层面也影响资本市场效率和经济增长，创始性家族与非创始性家族终极控制人终极控制权配置的经济后果不同。此外，学者研究发现国有性质终极控制人攫取控制权私利的动机不强，但是会追求经济目标之外的社会和政治目标，增加所控制企业的政治成本;同时，还发现金字塔控制是国有性质的终极控制人向国有企业放权让利的方式。
4.终极控制权配置状态依存于公司特征和投资者保护制度
从横截面的对比分析和时间序列的动态分析，均表明终极控制人会依据所控制公司的业绩和风险等特征选择控制权结构和控制层级。而随着外部投资者保护制度的不断完善，终极控制人会降低两权分离度，减少使用负面影响较为强烈的控制权强化机制。
（二）研究展望
在股权集中的环境中，终极控制权配置事关公司大股东行为治理和资本市场效率。众多研究取得了丰硕的成果，同时也为未来研究奠定了基础，以下方面还需要深入研究。
1.不同控制权强化机制下的两权分离度计量研究
终极控制人可以采取不同控制权强化机制实现两权分离，但目前关于控制权强化机制的研究主要集中于金字塔结构及金字塔结构下的两权分离度计量，对于同时运用多种控制权强化机制下的两权分离度的计量还需深入探讨。同时，我国学者创造性提出的社会资本控制链分析还停留在理论层面，具体的量化方法和实证分析还需要研究。
2.终极控制权配置状态依存与动态调整研究
现有研究多是基于某一时点的终极控制权配置状态的“快照”式静态分析，只有少数文献涉及终极控制权配置的动态调整，而终极控制权配置的动态调整更能说明控制权的状态依存性，能够更好地发现终极控制权配置的影响要素，因而对保护投资者利益和加强公司治理更为重要。我国的股权分置改革和投资者保护相关法律制度的逐渐完善为此提供了研究契机。
3.终极控制权配置的经济后果研究
已有研究更多关注于终极控制权配置对底层被控制公司财务行为和绩效的影响，尤其是对上市公司的影响。但终极控制权配置对整个企业集团、资本市场乃至宏观经济的影响还有待深入研究。同时，现有研究发现同一种控制权强化机制对被控制公司会产生正负两方面影响，终极控制人在不同环境下如何权衡选择以产生正向的影响是优化和引导终极控制权配置的重要问题，也需要深入研究。
4.国有终极控制权配置特色理论研究
国外的研究更多关注家族终极控制，而我国独特的国情，可以在同一制度环境下比较研究家族控制与国有终极控制权配置的差异，国有性质终极控制人还运用除金字塔结构之外哪些控制权强化机制及不同层级的国有性质终极控制的配置对地方经济的发展影响都需要进一步研究。
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关键词：终极控制权；终极所有权；融资政策
中图分类号：F279 文献标识码：A 文章编号：1007-2101（2011）06-0087-03
公司是由利益相关者之间的委托关系链组成的一个契约的集合。由于委托人与人的利益不一致性、信息非对称性和契约的不完全性等原因，在公司中会产生问题。问题的存在会影响公司的融资政策，而问题的类型又取决于公司终极所有权结构。
一、不同终极所有权结构下的问题
问题的类型取决于不同终极所有权结构。终极所有权结构差异主要表现为股权集中度和终极控制权人属性的不同。
（一）股权集中度与问题
在以股权分散为主要特征的上市公司中，一方面，每个股东没有监督管理者的能力和激励，使公司权力旁落于公司管理者，另一方面，股东之间的利益较为一致，不存在控股股东与非控股股东利益冲突。所以，当股权结构比较分散时，公司控制权实际上往往为经营者所操纵，公司的利益冲突主要是外部分散的股东与“强权”管理者之间的冲突。公司的问题也主要表现为全体股东与管理者之间的问题。
在股权较为集中的上市公司中，会出现大股东。大股东将有强烈的动机和足够的能力对经营者进行监督，但是，大股东往往会产生管理“情结”，或者与管理者“合谋”，或者依赖其所持股权实现对公司的完全控制，或者自己兼任管理者。在这样的公司治理中，控制权会配置给大股东。这时大股东与管理者之间问题已变得不重要，而大股东与中小股东之间由于控制权的配置不同，其利益形成机制产生了根本性的变化，出现了利益冲突。于是，公司的问题表现为股权集中情况下的大股东与中小股东之间的问题。
（二）终极控制权人的属性与问题
不同属性的终极控制权人最终会影响“一票一股”原则下所形成的股权框架下的问题。
1． 国家控制权人与问题
当公司控制权人为国家时，在公司中就形成了一个“全民所有者（委托人）―政府（全民所有者的代表）―国有资产管理机构（人）―公司董事会（人）―公司总经理（人）”非常长的关系链。在这个关系链中，作为资产的所有者――全民本身不可能作为一个独立的法律主体在公司中行使股东的权利，政府也不能作为独立法律主体履行股东权利、参与公司治理，只能成立国有资产管理机构通过任命其管理人员，并赋予其相应的权利而对国有资产实施管理。从制度设计上，政府部门具有股东的性质，即人们常说的“国家股”股东。但事实上，政府不像完全股东那样既是出资人又是经济人，而更多地可能是作为“公共人”，并通过股东身份首先追求的是公司和社会的政治稳定，而并不是把效率目标放在第一位。此时，国有股产权已经被虚拟化、非人格化，最终导致公司治理主体的虚拟化。因此，在公司的终极控制权人为国家股股东时，公司的主要问题是作为股东的政府与其人之间的利益冲突，表现为公司经营带有浓厚的行政管理色彩，从而使公司财务政策的制定偏离公司作为经济主体应有的目标，而侧重于作为“公共职能”部门实现政府目标。
2. 民营公司与问题
民营上市公司之所以上市，一方面是因为他们仅以取得公司相对控制权为目的；另一方面也受到自身资金实力的限制，所以使得民营上市公司整体的股权集中度较低，股权制衡度较高。所以，民营公司的问题主要受股权集中度的影响，更多的是控制权人与非控制权人之间的问题。在股权集中的民营公司中，问题主要是大股东与小股东之间的利益冲突；在股权分散的民营公司中，问题主要是全体股东与经营者之间的问题。
二、公司融资政策的演化路径
问题实际上是控制权人（人）与非控制权人（委托人）之间的问题。问题对融资决策的作用机理实质上是控制权人如何通过融资决策实现其利益最大化，公司的融资政策将沿着控制权人利益最大化的路径演化。
无论是股权集中公司的大股东，还是股权分散公司的经理，在一系列的委托关系中，公司的控制权会配置给他们，使其成为公司的控制权人，同时，他们也是人。根据委托理论，控制权人作为人，其融资决策会受到保留效用和激励相容的约束。在给定委托人不能观测到控制权人的融资决策过程和决策的自然状态时，控制权人作为人总是选择使自己的期望效用最大化的行动，因此，任何最大化委托人的融资决策都只能通过控制权人的效用最大化的行为来实现。换言之，如果a是委托人希望的融资政策，a*是人可选择的融资政策的集合，那么，只有当控制权人从选择的a中得到的期望效用大于从选择a*中得到的期望效用时，控制权人才会选择融资政策a。这意味着，实现委托人利益的最大化是以人――公司控制权利益最大化为必要条件的，即使委托人利益最大化的融资政策首先是人利益最大化的融资政策。
公司是契约的集合，是法律的“虚构”，其融资决策是一个签订契约的过程，形成的融资政策便是公司“法律”之一。按照一般法理，公司的融资政策应该是公司中“统治阶级”意志的反映，而在公司中，统治阶级便是公司控制权人。拥有控制权意味着有权支配公司资源去从事所决策的工作，于是公司中便出现了威廉姆森所说的契约关系中的“强权”主体。公司中“强权”主体的存在使公司的所有权与控制权的配置不再是一一对应的关系，而是一种控制权与所有权的分离状态：控制权人的控制权大于其所有权，非控制权人的控制权小于其所有权。这意味着在公司融资决策的过程中，弱势主体的所有权主张因强权主体的剥夺而不能“足额”实现，而强权主体控制的资源会因融资政策得以“膨胀”，其利益也因此“超额”实现，最终导致在制定公司融资政策时按照其利益最大化的目标进行，而不是公平或效率的目标演进。所以，在信息不对称的情况下，强权主体可以利用控制权制定并实施有利于自己的公司融资政策，将自己的意志上升为公司意志，并使其具体化为公司行为，最终得以实现。
三、不同终极所有权结构下，问题对融资政策的影响
（一）不同股权集中度下，问题对融资政策的影响
控制权人与非控制权人存在利益冲突，其利益最大化的途径也不同。具体到融资政策上，集中表现为控制权人通过融资决策对控制权私人收益的攫取。
控制权人运用控制权可以获得两方面的收益，一方面为控制权的公共收益，由全体股东获得和分享；另一方面为控制权的私有收益，只有控制权人才能获得。控制权人与非控制权人不同的利益内涵使得控制权人与非控制权人在公司中实现其利益最大化的路径产生差异。非控制权人只能通过提高公司的经营效率，实现利润分享共有收益，所以，其关心的是通过融资决策实现公司价值的增值。控制权人不仅可以获得公司因经营利润应享有的公有收益，而且在一些特定条件下还会通过为自己支付过高的报酬等方式转移公司资源，从中获取非控制权人无法获得的私人收益。当控制权私人收益远远大于公共收益时，控制权人会偏好对控制权私人收益的攫取。这意味着控制权人收益的多少不再取决于公司经营的好坏，而是取决于控制权人控制资源的多少，因此，控制权人在融资决策中关心的是融资决策给其带来可控制的资源数量而不是融资效率。
控制权人要将公司资源更多地转化为私人收益必须获得或维持已有的控制权，即控制权是最大化控制权人利益的前置条件。所以，融资政策不仅影响控制权人控制资源的数量，还会影响控制权的配置，控制权人在制定融资政策时需要在获得或维持控制权与通过融资获得更多资源之间作出权衡。
（二）不同终极所有权属性下，问题对融资决策的影响
因控制权人可以攫取控制权私人收益导致了控制权的争夺，而公司因融资政策不同形成的资本结构又会影响控制权的争夺。
国有终极控制权的争夺更多地来自于政府的任命，基本上不存在控制权争夺市场。终极所有权者为国家（或其委托的管理机构）的公司身份复杂。它首先是政府身份，其中的管理人员是官员身份。在中国制度设计中，政府作为公司的终极控制权人被赋予了股东的身份，而实质上是全民所有财产的人，同时政府机构中的管理者也是个人效用的最大化追求者。更为麻烦的是，把政府中具有官员身份的个人置于一个公司性质的经济实体中并以政治思维和逻辑考核他们，在考核指标中不乏体现社会和政治的目标，从而使公司的动作具有“官员”味道。这样国家控制的公司其控制权不是取决于有表决权的资本份额而是取决于行政力量，所以，其融资政策的制定可能更主要地体现了社会政治目标。
与国家为终极控制权人的公司相比，民营公司作为完全的市场独立主体会受到来自控制权市场的压力，当其控制权受到威胁时，可能更多地求助于资本表决权的力量而不是政府委派。由于股权资本具有表决权而债权资本没有表决权，所以控制权人在融资决策过程中对权益融资和债权融资的安排会影响控制权安全程度与收益的大小。在民营公司控制的公司中，最优资本结构决定于股东收益增加同因收购公司股东份额的减少而导致的兼并可能性减少之间的平衡。
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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
关键词：终极控制权 现金流权 控制权 上市公司
文献综述
Berle 和 Means（1932）提出在公司股权结构高度分散的公司所有权和经营权分离的概念。Jensen 和 Meckling（1976）进一步讨论了这种管理层与控外部股东之间的信息不对称导致公司价值最大化和公司股东价值最大化两个目标的冲突。但近年的研究则认为许多公司是存在大股东的（Shleifer和Vishny，1986），例如，Holderness（2009）对美国上市公司的抽样调查认为96%的美国公司存在大股东，其持股比例的平均值为39%。上市大股东的存在可能导致中小股东的利益受到其掠夺。传统研究大股东的控制权通常采用大股东持股比例来表征，La Porta 等（1999）则通过对上市公司的终极控制权和所有权结构来讨论公司股权结构问题，他们的研究发现，除了美国、日本和英国外，其余的国家大部分均存在控股股东，在投资者保护制度不完善的国家或地区，终极控制人对上市公司的控制权常常大于现金流权。在La Porta 等人的研究后，终极控制权的概念（即公司所有权和现金流权的分离）被大量运用到对上市公司股权结构的分析中。针对中国国内资本市场的两权分离状况，国内学者已经进行了大量的研究，刘芍佳等（2002）采用问卷调查的方式讨论了我国上市公司终极控制股东的属性。叶勇等（2005）通过手工收集信息，计算了2003年沪深两市 1260 家样本公司，统计显示终极控制股东拥有的控制权平均为 43.67%，现金流权为39.33%，股权偏离度（两者之差）为 4.34%。刘梦晖（2009）同样通过手工统计的方式研究沪深两市2008年678家公司的终极控股股东的股权结构，其中终极控制权为44.71%，现金流权为38.59%，股权偏离度为6.12%。肖作平（2012）在研究终极控制权与资本结构关系时，对上市公司2006年终极控制权（1254个样本）的统计结果是：现金流量权的均值（中值）为0.3057（0.2804），控制权的均值中值为0.3758（0.3599），股权偏离度为0.0701（0.0795）。冯旭南和李心愉（2009）对2007年沪深两市1427家公司进行的统计结果是，现金流权均值为 0.33，控制权为0.39，两权偏离度为0.06。尽管国内学者对中国资本市场的终极控制权进行了大量的研究，但是却缺乏对其进行动态的描述。特别是最近几年中小企业板、创业板的建设，大量的中小企业进入到资本市场中，同时监管部门对我国上市公司的治理也日趋严格，其中一条重要规定是，提高拟上市公司的股权结构的透明度，例如，考虑到股权明晰是公众公司监管的一个重要基础，2012年6月15日证监会《非上市公众公司监管办法（征求意见稿）》中就修改了公司准入条件。其中，第三条增加“股权明晰”作为准入条件。因此有必要对中国上市公司终极控制权的结构进行一个动态的描述，基于此，本文采用CSMAR中“中国上市公司股东研究数据库”的数据对沪深市场2004年以来的终极控制权的结构进行分析，从动态的角度提供一个中国资本市场上终极控制权结构的变化视图。
研究数据与研究方法
（一）研究数据
CSMAR数据库的子库“中国上市公司股东研究数据库”提供近年来中国上市公司的终极控制权的数据，本文研究的数据均来自该处。研究样本中对纯B股的上市公司进行了剔除处理。由于本文是对整个资本市场终极控股股权结构进行分析，因此对金融、ST等类型公司不进行剔除处理。
（二）研究方法
由于本文使用的数据直接来自于CSMAR数据库，因此关于终极控股股东的定义、终极控制权、现金流权的统计方法也来自该数据库。目前学者计算终极控制权的技术方法基本相同，均源于La Porta et.al （1999）的计算方法。CSMAR数据库统计方法来自于La Porta et..al（1999）和Claessens et.al（2000），因此本文关于两权的计算方式与国内学者并无太大的差异。具体的计算依据是：首先是定义实际控制人的含义，该含义按照《上市公司收购管理办法》的标准界定（如果收购人有下列情形之一的，构成对一个上市公司的实际控制：在一个上市公司股东名册中持股数量最多的，但是有相反证据的除外；能够行使、控制一个上市公司的表决权超过该公司股东名册中持股数量最多的股东的；持有、控制一个上市公司股份、表决权的比例达到或者超过百分之三十的，但是有相反证据的除外；通过行使表决权能够决定一个上市公司董事会半数以上成员当选的；中国证监会认定的其他情形）。其次，是终极控制权和现金流权的计算，两权的统计技术均来自La Porta et..al（1999）和Claessens et.al（2000）的计算方法。终极控制权（简称控制权，又称为表决权）为实际控制人与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层或最弱的一层的总和。现金流权（又称所有权）是指实际控制人通过一致行动、多重塔式持股、交叉持股等方式拥有的上市公司的所有权，等于实际控制人与上市公司股权关系链每层持有比例相乘或实际控制人与上市公司每条股权关系链每层持有比例相乘之总和。此外，定义控制权（表决权）与现金流权（所有权）之间的差值为股权偏离度。
中国上市公司的终极控制权和所有权现状
如表1所示，本文对上市公司2011年的终极控制权和所有权结构进行了统计，其中对沪深两市2329家上市公司的股权结构统计表明，中国上市公司的现金流权平均值为33.67%，控制权（即控股股东拥有的投票权）平均值为38.93%，该统计值高于大部分东亚国家（Claessens et.al，2000）。同时对样本中股权偏离度大于零的样本进行统计，统计表明2329家统计样本中有44.7%的公司存在两权偏离的现象，在存在两权偏离的样本中，控制权和现金流权的偏离度达到11.61%的现金流比例较高，高于绝大多数东亚国家（Claessens et.al，2000）。如果用控制杠杆（控制权/现金流权）来衡量，控股股东通过1%的现金流量权获得 1.42%的投票权。进一步地，对不同市场或不同版块的样本进行统计，统计表明深市公司的控制权和现金流权（40.16%，34.86%）均高于沪市的公司（36.95%，31.60%），但两权偏离度基本相同。对中小板和创业板的公司统计表明，两板块公司的控制权、现金流权和两权偏离度均低于主板上市公司，特别地，创业板中仅33.78%的公司存在两权偏离的状况。由于股权偏离度的产生主要是由于复杂的股权结构（特别是多层的金字塔结构）造成的，因此，创业板股权偏离度的下降反映了近年来监管部门在IPO审核时加强了对股权结构的透明度审核。
不同类型控制人的终极控制权和所有权状况
不同类型控制人的终极控制权特征是存在差异的，特别是对于家族类上市公司，其股权偏离度均高于其它类型的公司，例如，叶勇（2005）的研究认为中国市场上家族控制的上市公司控制权和现金流权的偏离度要大于国家控制的公司。冯旭南和李心愉（2009）的研究认为，绝大多数家族上市公司（72%）的所有权和控制权出现分离，而地方政府控制的上市公司所有权和控制权往往不分离（分离比例仅为 27.8%），中央政府控制的上市公司则介于两者之间。为了验证当前中国资本市场上不同控制人类型的终极控制权特征，这里按照CSMAR数据库中的分类方法，将控制人划分为6大类型：央企及部委国企、省级政府国企、地市级政府国企、县级（包括开发区、村委会、事业单位）国企、私人企业和境外企业。统计不同样本的现金流权和控制权，统计结果见表2。六大类型企业中，私人企业总数为1210家，占所有统计数（2329）的51.95%，这表明中国上市公司中，民营企业已经超过了半数。统计的结果证实私人企业的股权偏离度要高于其他类型的上市公司，但是从股权偏离度大于零的样本统计结果看，股权偏离度为10.38%，比其他类型的上市公司要低，究其原因，是大于零的样本数高于其他类型上市公司，在1210家私人企业中有55.95%的私人企业存在现金流权和控制权偏离的现象，而前四类企业（国有企业）中该比例仅30%左右。这表明，中国上市公司中私人企业普遍采用更少的现金流权来获取更大的控制权，大股东掠夺小股东利益的倾向也就越大。国有企业的股权偏离度要小于民营企业，这表明国有企业的股权结构更加清晰。但是国有企业的最终控制人的不同，其控制权比例和现金流权的比例存在很大的差异，央企和地方省级政府国企的控制权（现金流权）比例是最高的，比如央企全样本的控制权比例为39.32%，地方国企更是高达41.64%，高于民营企业2-3个百分比，反映了中央政府及地方省级政府对于国有上市公司的控制倾向于绝对控股权的作法。但是对于市级以下政府控制的上市公司，其控制权和现金流权比例却是最低的，且股权偏离度亦是最小的，这表明相比其它类型国有企业，该类国有企业的股权结构更加分散和透明。
中国上市公司终极控制权状况的历史变化
对2004-2011年中国上市公司的终极控制权结构进行统计，统计结果见表3。为了明晰股权偏离度的变化状况，这里分别对全样本和大于零的样本的股权偏离度进行绘图（见图1）。从两权偏离度的历史变化看，中国上市公司的股权偏离度近年来不断下降，这表明上市公司的股权透明度有所增加。从表3可以看到上市公司的现金流权和控制权在2006年前后存在一个低谷，该年全样本的现金流权均值为28.56%，控制权均值为34.66%。该低谷的产生主要是由2005-2007年中国证券市场上股权分置改革的事件所引起的，由于非流通股东（特别是大股东）对流通股股东支付对价后导致自身控制权下降。但是，股改之后上市公司的控制权和现金流权同时上升并回复到原来的水平上（38%，33%），导致该现象的原因一是大量的新股上市，二是大量的定向增发事件增加了控股股东的控制权或现金流权。尽管2011年度上市公司的股权偏离度有所下降，但其控制权和现金流权的大小与2004年几乎相当，这表明在中国资本市场上，要实现对上市公司的控制，大股东的控制权需达到38%左右，而现金流权需达到33%。上市公司控制权比例下降后又再次上升，总体变动呈现U型，由此可以提出这样一个问题，为什么上市公司控股股东出于某种外在的原因（如股改）控制权下降后，又再次倾向于增加自身控制权以及现金流权？
结论
本文对2004年以来中国上市公司终极控制权结构的变化进行了统计分析，从动态的角度提供了一个中国资本市场上终极控制权结构的变化。统计表明，2011年中国上市公司终极控股股东的控制权为38.93%，现金流权为33.67%，两权偏离程度为5.16%，控制杠杆比例为1.16，即控股股东通过1%的现金流量权获得 1.16%的投票权。上市公司中44.7%的公司存在两权偏离的现象，其中私人企业的两权偏离现象更为显著，尽管其股权偏离度均值小于其它类型的控制人。另外，统计表明2005-2007年的股改事件导致了上市公司的控制权或现金流权的下降，但是很快两权又回复到股改前2004年的水平。这一U型变化曲线，反映我国上市公司控股股东要达到对公司的控制，其控股权应该达到39%左右的水平，该数值远远大于东亚各国（地区）上市公司的控制权水平（叶勇等，2005）。为何中国上市公司的控股股东要不断的增强自身的控制权呢？这是一个值得探讨的问题。控股股东过大的控制权比例反映了股改前“一股独大”的现象依然普遍存在，由于代表公司权利机构的董事会成员多数来自于控股股东，因此管理层的决策通常以控股股东的利益出发，而较少地考虑外部投资者的利益。本文的研究认为，中国2005-2007年的股改事件提供了一个很好的研究契机，即通过研究控股股东控制权的U型变化来考察中国上市公司控股股东不愿意减少控制权比例的动机。
一方面，终极控制权和现金流权的偏离直接导致了股权结构的不透明，为终极控股股东掠夺中小股东利益提供了基础；另一方面会对资源配置和经济增长产生不利的影响（Morck，2005）。尽管近年来中国资本市场上两权偏离度均值有所下降，但是私人企业两权偏离现象却日趋普遍（有55.95%的私人企业存在两权偏离现象）。因此必须设计适当的监管措施使得上市公司的股权结构更加透明化。由于数据整理的复杂性，本文并未统计反映上市公司终极控制权结构的另一个变量，即股权金字塔结构（层级和链条个数）的变化情况，显然金字塔结构越复杂，投资者将越难判断终极控股股东的行为，进而影响利益分配公平。股权金字塔结构状况及变化情况，将是进一步需要研究的问题。
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关键词：控制权防守；利益侵占；终极股东；资本结构
中图分类号：F275.4文献标识码：A文章编号：1001-8409（2013）09-0038-05
一、引言
资本结构决策一直是公司财务领域研究的主要问题之一。Llsv[1]提出的终极所有权概念为研究资本结构决策问题提供了新视角。一些学者对终极股东控制下的公司资本结构决策进行了研究，但得到的结果却存在较大差异。其中，Du和Dai、孙健以及Bany-Ariffin等研究发现终极股东控制权和现金流权偏离度与资本结构正相关[2～4]；而肖作平的研究却发现终极股东的现金流权和控制权分离度与债务水平显著负相关[5]。不仅如此，虽然Du和Dai、孙健以及Bany-Ariffin等得到基本一致的研究结果，但他们给出的分析也不尽相同，Du和Dai[2]、Bany-Ariffin等[4]主要从终极股东维系控制地位的角度出发解释公司的高负债率，Filatotchev和Mickiewicz、Faccio，Lang和Young以及孙健主要从利益侵占角度进行解释[5，6，3]。由此可见，关于终极股东的资本结构决策研究尚缺少系统深入的研究。
本文把终极股东资本结构决策动机分为控制权防守和利益侵占两种，并分别根据两种动机提出研究假设，特别是本文考虑了控制权防守和利益侵占两种动机交互作用对终极股东资本结构决策的影响。本文的贡献是将控制权防守和利益侵占动机结合起来分析终极股东的资本结构决策，揭示出控制权防守和利益侵占两种动机对终极股东资本结构决策的交互影响。
二、文献回顾与假设提出
1.控制权防守动机对终极股东资本结构决策的影响
Du和Dai（2005）对东亚9个国家和地区的上市公司终极股东控制与资本结构关系进行了研究，发现终极股东现金流权与控制权偏离程度与上市公司负债比率正相关，他们认为终极股东对上市公司资本结构的选择主要是考虑债务融资不会稀释控制地位，从而选择有利于维护自身控制权的资本结构[2]；Bany-Ariffin等以2001～2004年马来西亚上市公司样本进行实证研究，发现终极股东控制下的上市公司具有高负债的特征，认为产生高负债的主要原因是终极股东为了保持对上市公司的有效控制[4]。以上研究体现了终极股东在进行资本结构决策时的控制权防守动机。为此，从终极股东控制权防守动机出发提出假设1：终极股东控制权与资本结构负相关。
2.利益侵占动机对终极股东资本结构决策的影响
Filatotchev和Mickiewicz发现大股东控制下的公司，债务融资规模往往会大于实际需要量，他们认为产生这一结果的原因是控制性大股东试图通过扩大债务融资获得更高的控制权私有收益[5]；Faccio、Lang和Young发现在资本市场制度相对较差的亚洲一些国家和地区，如菲律宾、马来西亚等，被终极股东控制的公司具有较高的负债率，负债作为一种治理机制在这些国家和地区并没有发挥应有的作用，相反，这种高负债有助于终极股东对负债资源进行利益侵占[6]；孙健也认为终极股东选择债务融资的目的主要是想通过各种途径掏空上市公司获得的债务资源[3]。因此，从利益侵占动机分析，提出假设2：终极股东控制权和现金流权偏离程度与资本结构正相关。
三、研究设计
1.模型及变量界定
为检验以上假设，构建如下计量模型：
式（1）中，根据假设1和假设2，预测β1的符号为负，β2的符号为正。模型所涉及变量的具体界定见表1。表1变量界定
变量分组变量名称代码变量解释被解释变量资本结构LevM有息负债总额/（负债账面价值+权益市场价值）LevB有息负债总额/（负债账面价值+权益账面价值）解释变量终极股东控制权Vote采用终极股东投票权衡量，投票权用终极股东控制链中最低持股比例表示，如有多条控制链，则将各条控制链最小持股比例加总控制权与现金流权偏离度DevD终极股东控制权/现金流权。其中，终极股东控制权计算同上；终极股东现金流权是通过将控制链中每个链条的持股比例相乘得到，如有多条控制链，则将各条控制链计算得到的现金流权加总DevS终极股东控制权-现金流权控制变量股东制衡Con上市公司第二至第五大股东持股比例之和/终极股东控制权董事会独立性Inde独立董事人数/董事会人数投资者保护Law采用樊纲、王小鲁等编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2009年报告》法律制度环境指数公司规模Size总资产的自然对数盈利能力Profit息税折旧摊销前利润/总资产，公司息税折旧摊销前利润=净利润+所得税+利息+折旧+摊销成长性Grow托宾Q值，（负债账面价值+权益市场价值）/总资产账面价值有形资产Tang（固定资产+存货）/总资产非债务税盾Shield固定资产折旧/总资产所属行业Indu样本共包括21个行业（其中把制造业C按二级代码划分），以A农、林、牧、渔业为基准，引入20个哑变量，属于某一个行业取1，否则取0年度Year以2002年为基准，引入7个哑变量，属于某一年取1，否则取0（1）被解释变量
资本结构作为被解释变量，衡量方法有很多，如总负债/总资产、长期负债/总资产等。Rajan和Zingales注意到采用不同的指标来衡量资本结构会得到差异很大的实证结果[7]。因此，本文在选择衡量资本结构指标时主要参照国内外学者近期普遍采用的主流衡量方法（Cook和Tang[8]、姜付秀等[9]），即有息负债总额/（负债账面价值+权益市场价值）和有息负债总额/（负债账面价值+权益账面价值）两种方法衡量资本结构。其中，有息负债总额=短期借款+应付票据+一年内到期的非流动负债+应付短期债券+长期借款+应付债券，权益市场价值=年末流通股数×流通股的年底收盘价+限制性流通股股数×年末每股净资产。
（2）解释变量
终极股东控制权采用终极股东投票权衡量，投票权用终极股东控制链中最低持股比例表示，如有多条控制链，则将各条控制链最小持股比例加总；控制权与现金流权偏离度一般采用控制权/现金流权、控制权—现金流权和控制权与现金流权比较的哑变量等来反映，本文主要采用前两种方法。
（3）控制变量
根据国内外资本结构决定因素研究（Titman和Wessels[10]、Wu和Yue[11]、孙铮等[12]、肖作平和廖理[13]、戴亦一等[14]、沈艺峰等[15]、王跃堂等[16]），本文运用了公司治理结构、公司规模、盈利能力、成长性、资产有形性、非债务税盾、行业特征以及投资者法律保护等因素。
2.样本选择
根据CCER民营上市公司数据库提供的统计资料，选择2002～2009年在沪、深主板上市的民营上市公司为样本。样本筛选经过以下步骤：①剔除金融类上市公司；②剔除控制权低于20%的上市公司；③剔除同时发行B股或H股的上市公司；④剔除交易状态为ST、PT的上市公司；⑤剔除资产重组、退市或相关数据缺失的上市公司。最后，得到共计1720个民营上市公司混合横截面数据（Pooled Cross Section）。这些样本的年度分布是：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.数据来源
本文采用的终极股东控制权、现金流权、主要财务数据等来自CCER民营上市公司数据库、上市公司治理结构数据库和一般上市公司财务数据库。反映投资者保护程度的法律制度指数来自樊纲等（2010）编制的《中国市场化指数——各地区市场化相对进程2009年度报告》[17]。样本公司2002～2006年的固定资产折旧、摊销等数据通过深圳证券信息有限公司提供的《上市公司财务分析数据及定期报告汇编》光盘获得；有关2007～2009年样本公司的固定资产折旧、摊销等数据通过手工查询各公司年报现金流量表补充资料获得。其他数据利用巨潮资讯网提供的公司年报资料补充获得。
四、实证结果与分析
1.主要变量分组描述性统计
按照控制权、控制权和现金流权两权偏离度的中位数对研究样本进行分组，把控制权大于中位数的样本归为高控制权组，低于中位数的归为低控制权组；把控制权和现金流权偏离度大于中位数的样本归为高偏离度组，低于中位数的归为低偏离度组（H、L分别表示组高、组低）。根据样本分组情况对资本结构、控制权、控制权与现金流权偏离度基本特征进行描述性统计，结果见表2。
制权组中小于低控制权组，在高偏离度组中大于低偏离度组，初步表明控制权与资本结构可能存在负相关关系，两权偏离程度与资本结构可能存在正相关关系。由表2还发现：衡量控制权的Vote在高偏离度组中小于低偏离度组，衡量两权偏离程度的DevD在高控制权组中小于低控制权组，DevS在高控制权组中大于低控制权组，这些结果初步表明控制权高低与两权偏离度高低存在不一致性，控制权防守和利益侵占动机的交互作用如何影响资本结构就成为一个有趣的问题。
2.控制权防守、利益侵占对终极股东资本结构决策的单重影响
控制权防守、利益侵占动机对终极股东资本结构决策影响的回归结果见表3。
由表3可知，终极股东控制权Vote与衡量资本结构的LevM、LevB在1%水平上显著负相关，假设1得到证实。这表明，终极股东控制权越小，终极股东控制权防守动机越强，在资本结构的选择上，终极股东偏好债务融资。同样，终极股东控制权越大，牢固的控制地位降低了权益融资对其地位的撼动。因此，在资本结构决策中可以采取权益融资。
衡量终极股东控制权与现金流权偏离的DevD和DevS两个指标均与资本结构在1%的水平上显著正相关，假设2得到证实。这表明，终极股东控制权和现金流权偏离度越大，终极股东利益侵占动机越强。因此，终极股东倾向通过负债融资扩大控制资源，为进行资源转移做好准备。
另外，方程中反映公司治理结构的股权制衡Con、董事会独立性Inde与资本结构正相关，投资者法律保护程度Law与资本结构显著负相关，与沈艺峰等（2009）的研究结果一致。
3.控制权防守、利益侵占动机对终极股东资本结构决策的交互影响
为进一步考察控制权防守、利益侵占动机对终极股东资本结构决策的交互影响，构建如下两个回归方程。
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）考察两权偏离度对控制权与资本结构敏感性的影响，DevG为哑变量，等于1代表高偏离度组，等于0代表低偏离度组；式（3）考察控制权对两权偏离度与资本结构敏感性的影响，VoteG为哑变量，等于1代表高控制权组，等于0代表低控制权组。两个方程的回归结果见表4。
4.稳健性检验
在稳健性检验中，本文根据DevS中位数对两权偏离程度进行分组，检验结果与前文一致，选择控制权比例至少达到30%的样本进行检验，结果也与前文一致。篇幅所限，因此不再报告具体检验结果。稳健性检验显示，主要结果无明显的变化，因而结果是稳健的。
五、结论
本文以2002～2009年我国民营上市公司1720个观测值为样本，通过实证研究检验控制权防守和利益侵占动机对终极股东资本结构决策的单重影响和双重交互影响，结果发现：高控制权减弱了两权偏离度与资本结构的敏感性，低控制权下两权偏离度与资本结构更敏感；高偏离度减弱了控制权与资本结构的敏感性，低偏离度下控制权与资本结构更敏感。这表明：终极股东控制权防守和利益转移动机对终极股东资本结构决策产生交互影响。本文进一步揭示了终极股东控制下的上市公司资本结构决策机制，提高了包括投资者在内的公司利益相关者对终极股东控制下的资本结构选择行为的认识，丰富了公司治理与资本结构关系的实证研究。未来的研究可以围绕利益侵占动机，进一步提供终极股东负债资源转移行为的经验证据，也可以进一步探讨终极股东控制权防守和利益侵占动机对资本结构动态调整的影响等问题。
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内容摘要：运用终极产权论对上市公司的控股主体进行分类，通过追踪上市公司终极控制股东，分析了样本公司中，金融保险行业上市公司隐性终极控制权、现金流量权和全体上市公司对应指标的差异。
关键词：金融行业 隐性终极控制权 现金流量权
著名学者Berle and Means（1932）在名著《现代公司和私有财产》中提出的所有权和控制权高度分散的假设是国内外学者研究公司治理问题的基础性文献。然而，自1980 年以来的相关研究的实证结果却显示出与Berle and Means（1932）不同的观点，研究发现大部分国家的上市公司，其所有权与控制权并未完全分离。根据Demsetz(1983),Shleifer and Vishny（1986）与Morck, Shleifer and Vishny（1988）的研究发现，即使是美国的许多大公司，也存在有一些所有权集中的现象，而且有某种程度是集中于家族及富有投资者身上；另外在其它的资金雄厚经济体中也发现更多显著的所有权集中度，例如：德国、日本、意大利和七个OECD 国家。其中，发达国家显示出有较高程度的所有权集中度（La Porta et al.,1998，1999）。这些研究显示出，在许多国家，其大公司不仅拥有大股东，而且这些股东也都积极从事公司的治理，而此观点和Berle and Means 认为管理者是无责任的想法是不同的。
La Porta et al.（1999）首次将公司治理的研究推进到上市公司终极控制股东层面，并针对全世界279个富有经济体的上市公司进行股权结构研究，并按不同控制权标准下，将上市公司区分成股权分散和具有最终所有者两种类型。根据其研究结果发现，在以20投票权为最终控制型态划分标准与各国最大公司为研究样本下，27 个国家的上市公司中，除了美国、英国及日本显示出有较高程度的股权分散比率外，其余国家大都存在有最终控制股东，而且其中更有17 个国家系以家族为最主要的控制型态，其中又以投资者保护制度较不完善的11个国家显示出有较高的家族控制比率。Claessens et al.（1999）和Faccio et al.（2002）参考La Porta et al.（1999）的研究方法，探讨东亚和欧洲上市公司的股权结构，进行了类似的研究，得出了类似的结论。
笔者（2005）以2003年12月31日深圳和上海证券交易所上市的1260上市公司为分析样本（B股和ST公司除外）。将终极控制股东细分为政府、家族和一般法人，分析了我国上市公司中拥有5%以上控制权的公司的现金流量权、控制权及其比值。本文以不同行业为出发点，进一步分析金融保险业上市公司终极控制股东的控制权、现金流量权和全体上市公司的差异及其原因。截止2003年12月31日，深圳和上海证券交易所上市的1260上市公司，其中金融保险业有8家上市公司。全体样本平均现金流量权为39.36%，控制权为43.70%，而现金流量权和控制权的偏离为0.89。相对而言，金融保险业的8家上市公司的平均现金流量权为19.95%，控制权为19.95%，而现金流量权和控制权的偏离为1.00，也就是没有发生偏离。
从上面的数据比较可以看出，我国上市公司中，金融保险业和全国平均水平之间有较为明显的区别。在现金流量权方面，全体样本均值为39.36%，金融保险业是19.95%，金融保险业比较低主要是因为金融保险业上市公司上市时间普遍较晚，公司规模较大，难以有绝对控制股东。同时，由于金融保险业只有8个样本，这也影响了对该行业的分析。在控制权方面，全国平均水平是43.70%，而金融保险业却低至19.95%，有两种原因可能会导致这种结果，一个是金融保险业的公司的终极控制股东只需要平均19.95%的控制权就可以控制一家上市公司，二是说明金融保险业的上市公司普遍没有实质性的控制股东，其股权是相对分散的，原因在于金融保险业公司规模普遍较大，且金融保险业行业特殊而造成的。在现金流量权和控制权的偏离方面，全国平均水平是0.89，控制权和现金流量权之间有明显的偏离，而金融保险业没有任何偏离，控制权和现金流量权完全相等。至于金融保险业没有偏离的原因可能是：该行业上市公司普遍没有控制股东，这一点可以从金融保险业8家上市公司的前十大控制股东的持股比例就可以看出。
参考文献：
【关键词】 控制权私利； 终极控制人； 控制权
一、控制权私利分析
在企业股权关系研究的领域，最基本的两种模型是水平股权结构与金字塔股权结构，现代企业复杂的股权结构往往是这两种股权结构在不同角度的结合。
本文假设某企业家已控制企业A，现在打算新建企业B，究竟采用什么样的股权结构对股东最有利？从以往的研究成果中可以发现，无论是从控股股东剥夺中小股东的角度，还是从内部资本市场的角度，似乎都达成了共识：金字塔股权结构优于水平股权结构，是控股股东的最佳选择。在现实中，尤其是在法律对投资者保护不力的国家和地区，金字塔股权结构的普遍存在印证了这一结论。
（一）水平股权结构下控股股东的控制权私利分析
在水平股权结构下，假设企业家拥有新建B企业的股权比例为a（0
假设大股东持有A公司的所有权比例为b，大股东或A公司持有B公司的所有权比例为a，在水平股权结构下，企业家获得S比例的私利需要付出的成本为C；在金字塔股权结构下，这个成本为KC，大股东的收益为U。
即在水平股权结构下，大股东的收益为：
U=a×(1-S)×I+SI-CI
（二）金字塔股权结构下控股股东的控制权私利分析
在金字塔控股结构下，大股东持有B公司的所有权比例为ab，分享B公司收益的比例也为ab；大股东控制权比例为min[a，b]，即在董事会或股东大会上的表决权比例为min[a，b]。为了表述方便，设控制权比例为?琢=min[a，b]，所有权比例为?茁=ab。如果B企业产生的利润为I，该大股东从B公司获得的控制权私利比例为S。
在金字塔股权结构下，大股东的收益为：
上式中，?琢-?茁表示因为金字塔股权结构而导致所有权份额的降低程度；1-S表示扣除控制权私利后剩余的公司利润；（a-?茁）×(1-S)表示因金字塔结构导致控股股东正常收益减少的部分。C-(a-?茁)×(1-S)应该大于或等于0，因为只有在水平股权结构下获得控制权私利的成本大于金字塔结构造成的收益损失，控股股东才会采用金字塔股权结构。
因此，K的取值范围为：
由公式1可知，K表示金字塔股权结构造成了控股股东谋取控制权私利成本的缩小效应，它体现了由于终极控制权与终极所有权的分离而造成控股股东收益与成本的不对称，它的存在会降低谋取控制权私利的成本，否则控股股东会选择水平股权结构；其次体现了控股股东的控制力度，控制越强，K值应该越小。
在金字塔股权结构下，控制权与所有权相分离，此时如果企业A拥有企业B的股权比例为a，企业家拥有的控制权为b（0
二、金字塔股权结构下控股股东的控股动机分析
近年来，中国的民营企业（绝大多数为家族企业）发展迅速，通过兼并、整体改制等方式，大量企业成为公开上市公司。这些企业的控股股东大都采用金字塔股权结构控制底层上市公司，由此形成了复杂的“系族”，不可避免的产生了控制权和所有权的分离。
在我国特殊的二元股权结构下，直接持股比例和控制权可能存在一定的偏差，而这种偏差正是由金字塔股权结构所造成的。如果忽视这种偏差而用直接持股比例进行研究，可能会弱化对企业公司治理的认识程度。同时，由于家族企业不像国有企业那样存在严重的“内部人控制”现象，终极控股股东的意志能够贯彻到上市公司的董事会，而对董事会控制强弱的依据就是控股股东的控制权。因此，从终极控股股东的控制权出发，研究终极控股股东对企业决策层的控制程度，进而对企业价值产生的影响，才可能发现家族对企业的控制是好还是坏。
另一方面，中国家族企业起步较晚，大多数企业的创始人同时也是企业的管理者。依据传统的理论，中国家族企业应该存在典型的第二类问题――控股股东与中小股东的冲突，但本文拟通过以下模型来说明家族控股股东存在不同的控股动机。
本文假设存在一个概率函数P（0≤P≤1），若控股股东的控制力越强、侵占渠道越隐蔽，获得私利的概率P就越大，否则就越小。控股股东在付出成本C时，获得私利的期望值就为P×S。关于控股股东的成本C，已有的研究认为，该成本是获得的私利比例S和法律对投资者保护程度的函数。前一部分推导中得出金字塔股权结构下存在一个成本缩小乘数k，显然k是与成本C相关的。假设成本函数C包括两个因素：私利S和成本缩小乘数k，即C=C（S，k）。
控股股东获得的收益为：U=?茁I（1-S）+ISP-CI
因为I只与企业的生产经营状况有关，而与治理结构无关，所以U可以简化为：
U=?茁（1-S）+SP-C
对S求导，控股股东获得的最大私利比例为：US=-?茁+P-CS
令其为零，得CS=-?茁+P
以下分样本区间对控股股东在不同控制权区域的控股动机进行分析。在本文中，借鉴财务会计中股东对于企业是否具有“重大影响”这个概念的理解，对样本区间进行划分。重大影响是指对一个企业的财务和经营政策有参与决策的能力，但并不能够控制或者与他方一起共同控制这些政策的制定。投资企业直接或通过子公司间接拥有被投资单位20%以上但低于50%的表决权股份时，一般认为对被投资单位具有重大影响，除非有明确的证据表明该种情况下不能参与被投资单位的生产经营决策，不形成重大影响。投资企业拥有被投资有表决权股份的比例低于20%的，一般认为对被投资单位不具有重大影响。笔者认为这个概念在本文中也可以应用，可以把有表决权的股份理解为控制权。所以依据对“重大影响”这个概念的理解，在本文中可以把样本区间重新划分为三个：控制权低于20%的样本区间，控制权介于20%和50%的样本区间，控制权高于50%的样本区间。
（一）控制权较低时终极控制人的控股动机分析
（二）处于绝对控股地位时终极控制人的控股动机分析
（三）控制权相对较强时终极控制人的控股动机分析
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关键词：金字塔层级；会计稳健性；产权性质；现金流量权
基金项目：国家自然科学基金（71272140）； 四川理工学院学科建设项目（2013）
作者简介：梁利辉（1974-），女，四川自贡人，四川理工学院副教授，西南交通大学博士研究生，主要从事公司治理与公司财务研究；兰芬（1978-），女，浙江苍南人，四川理工学院讲师，硕士研究生，主要从事经济法研究；张雪华（1983-），女，山东莱芜人，西南交通大学博士研究生，主要从事公司治理与公司财务研究。
中图分类号：F275 文献标识码：A 文章编号：1006-1096（2014）02-0101-07收稿日期：2013-05-03
引言
稳健的财务报告对提高会计信息质量和保护外部投资者利益起着重要作用（Fan et al， 2002）。会计稳健性因其重要的公司治理作用在会计实践中长期存在（Basu， 1997），并成为当前会计理论和实践研究的热点话题。大量研究发现，股权结构是影响会计稳健性的重要因素，股权集中度与会计稳健性负相关（Watts， 2003a； Villalonga et al， 2006；修宗峰， 2008）。金字塔持股是终极控制股东集中股权的一种间接形式。世界各国金字塔持股形式普遍存在。La Porta 等（1999）在研究世界27个发达国家和地区上市公司所有权结构时发现，在拥有终极控制股东的上市公司中有26%通过金字塔持股控制。Faccio 等（2002）研究发现，西欧拥有终极控制股东的公司中超过19%通过金字塔控制。我国金字塔持股公司广泛存在且发展迅速（Fan et al，2012；叶长兵 等，2010）。金字塔持股通过调整金字塔层级可以分离终极控制股东的现金流量权和控制权（即“两权”分离）。但是，终极控制股东如何安排金字塔层级决定于公司的股权安排动机。国有和非国有终极控制上市公司的治理结构、治理效率和业绩不同，对公司和股东行为影响也不一样。终极控制股东产权性质对公司股权结构和公司行为的影响在公司会计政策选择和信息披露上得以体现。金字塔层级是分析控制股东会计行为的一个重要视角。当前学界就终极控制股东“两权”及其分离度与会计稳健性的关系进行了有益的探索，但是，终极控制股东产权性质，金字塔层级对会计稳健性的作用机理和影响还鲜为人知。本文以我国上市公司为样本，首次研究金字塔层级对会计稳健性的作用机理，同时探寻终极控制股东产权性质是否影响以及如何影响金字塔层级与会计稳健性的关系。本研究有助于深入分析和全面理解金字塔股权结构对会计稳健性的影响，为监管部门和公司治理提供理论支持和经验证据。
一、文献回顾与研究假设
大量研究发现，金字塔层级安排有助于控制股东集中股权，世界上众多国家和地区股权通过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，在经济欠发达、产权界定不清和法律保护较弱的国家，股权更集中；集中的股权为控制股东带来更大的好处。当股权集中到大股东能有效控制公司时，由于和信息不对称问题，控制股东与外部投资者（即债权人/小股东）之间的矛盾成为公司治理的主要矛盾。小股东虽然被赋予现金流量权，但是面临控制股东剥夺其权利的可能性。集中的股权结构为控制股东“掏空”公司行为提供了动机和可能。控制股东为了逃避法律制裁和社会监督，往往通过金字塔持股、交叉持股等间接的股权安排隐匿身份，操纵财务报告和信息披露政策（Fan et al， 2002），甚至制造信息“阻滞”，降低会计信息稳健性。会计稳健性的国际差异部分由所有权结构差异所致。在法律制度相同的国家中，当控制股东权力不变，会计稳健性差异来自公司报告动机。Watts（2003a； 2003b）进一步对股权结构影响会计稳健性的原因进行研究，发现集中的股权结构一方面减少了公司外部筹资，从而降低了外部投资者（小股东/债权人）对会计稳健性的需求。另一方面，集中的股权结构导致内部人控制，增加了控制股东与经理层信息共享动机，控制股东更多地通过私下沟通渠道（private communication channels）而非公开披露获取公司信息，从而降低了大股东对会计稳健性的需求。
金字塔层级安排是终极控制股东股权安排形式之一，也是实现控制目的的重要措施。控制股东调整金字塔层级可以调整其现金流量权、控制权和二者的分离度。Fan等研究发现，当“两权”未分离时，达到有效控制后的现金流量权的增加同时增加协同效应和壕沟效应；当“两权”分离时，终极控制股东以较少的现金流量就能获得有效控制，现金流量带来壕沟效应而非协同效应。“两权”分离度越大，控制股东剥削其他股东的诱因也越大。终极控制股东为了谋取控制私利，常通过增加金字塔层级分离控制权和现金流量权。由于信息不对称性，终极控制股东可以通过提前确认收益，延迟确认损失，增加会计利润以掩盖真实的公司业绩。现金流量权是终极控制股东最长控制链上投票权乘积之和。在其他条件不变的情况下，金字塔层级增加，现金流量权减少，终极控制股东操纵财务报告和会计政策的动机降低，会计稳健性可能提高。杨克智等（2010）以2003年～2009年沪深A股上市公司为样本研究发现，我国金字塔股权结构中， 终极控股股东持股比率（即现金流量权）与会计稳健性负相关。另一方面，金字塔层级增加导致“两权”分离度提高，终极控制股东以更少的现金流就能控制投资组合企业，由于控制权所获得的转移公司资源利益大于由于现金流量权所带来的损失，因此，当金字塔层级增加时，“两权”分离度的提高增加了控制股东的掠夺动机和能力，会计稳健性可能降低。
产权性质决定国有和非国有上市公司金字塔股权安排动机（Fan et al， 2005），影响国有和非国有上市公司治理结构、治理效率和公司业绩。我国上市公司按终极控制股东产权属性可以分为国有和非国有两类，二者受不同产权约束。与其他国家相比较，国有上市公司占我国上市公司比重更大，对我国经济发展和资本市场有重要影响。金字塔股权结构提高了国有上市公司经营业绩，降低了政府干预成本（Fan et al，2007；Fan et al，2012），对我国国有上市公司产生了正面影响（刘运国 等， 2009）。并且，国有上市公司存在特殊的委托链，即全民股东高度分散，所有者缺位，官员代替国家行使控制权。政府对国有上市公司的监管力度更大，官员通过金字塔层级操纵会计信息的政治风险和成本更高。因此，从金字塔股权结构安排的动因来看，国有上市公司金字塔股权结构安排掠夺行为的激励相对更小，对及时稳健会计信息的需求更高。
但是，与国有上市公司不同，融资难是我国非国有上市公司普遍存在的问题。金字塔股权结构使得终极控制股东以更少的现金流量控制投资组合企业，而且能够通过金字塔层层控制产生内部资本市场，使资本在金字塔内传输更方便。金字塔股权结构能够舒缓外部融资约束，解决融资难问题。刘运国等的研究发现，我国自然人对上市公司的金字层级控制越多，“两权”分离度越大，控股股东对上市公司的“掏空”行为越严重；在中央政府控制的上市公司中，金字塔控制层级越少，控股股东的“掏空”行为越严重。终极控制股东获得完全的剩余索取利益。会计信息越可能被用来实现终极控制股东谋取私利的工具。控制股东可以通过延迟确认损失、提前确认收益，减少掠夺行为被发现的可能性。总之，受产权性质制约，国有和非国有上市公司的金字塔股权安排对公司决策和公司行为带来不同效应和激励。终极控制股东为国有的上市公司对稳健会计信息的需求更高，控制股东操纵会计信息的风险和成本更大，会计相对稳健。根据上述分析，笔者提出假设
H1：在其他条件不变的情况下，我国金字塔层级增加可能提高会计稳健性。
H2：在其他条件不变的情况下，我国上市公司终极控制股东产权性质（即国有和非国有）对金字塔层级与会计稳健性关系的影响存在显著差异，与非国有终极控制上市公司相比，国有终极控制上市公司会计稳健性可能更高。
公司法、证券法以及会计准则对规范资本市场和公司活动提供了法律制度保障，对终极控制股东控制权起到重要的监督作用，在一定程度上制约了会计操纵行为，有利于中小股东利益保护。因此，笔者提出假设
H3：在其他条件不变的情况下，金字塔层级和终极控制股东产权对会计稳健性的影响在2007年后得到提高。
二、研究设计
1.研究变量设定
本文研究的关键变量是应计项、经营现金流量、金字塔层级和公司终极控制股东产权性质。笔者参照刘运国等（2009）和Fan 等（2012）的方法确定金字塔层级，即金字塔层级为终极控制股东控股中最长控制链的层级数，当终极控制股东通过一家中间公司控制样本公司时，金字塔层级为1；当终极控制股东通过两家中间公司控制样本公司时，金字塔层级为2；以此类推。为了详细检验本文提出的假设，笔者对影响会计稳健性的其他公司特征及公司治理因素加以控制，除金字塔层级和终极控制股东产权性质外，假设会计稳健性还受债务风险、公司规模、成长性、董事会规模、第一大股东持股比例的影响。为了研究宏观经济因素对会计稳健性的影响，本文添加了YEAR虚拟变量。变量定义见表1。
2.数据来源和样本选取
本文检验所用的上市公司金字塔层级及终极控制股东产权性质根据巨潮资讯网提供的公司年报披露的实际控制人关系图以及实际控制人详细介绍整理而得，其他数据信息来自国泰安数据库（CSMAR，2013）。本文的样本遵循以下原则：（1）不考虑金融类上市公司，因金融类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， 因为境内外双重监管环境可能使这些公司与其他公司不同；（3）剔除了数据不全的公司。笔者参照La Porta 等（1999）对终极控制股东的定义，以终极控制链上控制权大于或等于20%的公司确定为存在终极控制股东的公司列入样本。同时，笔者参照叶长兵等（2010）对我国金字塔持股的定义，只要终极控制股东利用中间公司控制样本公司即视为金字塔持股结构。为此，笔者选取了在深沪上市的非金融A股金字塔股权结构公司2004年～2010①年的数据（共3840个观察值）为样本，实证检验金字塔层级与会计稳健性的关系以及这一关系是否以及如何受终极控制股东产权性质的影响。
3.实证模型设定
笔者以应计――现金流模型为基础度量我国的会计稳健性。
ACCit=β0+β1Dit+β2CFOit+β3Dit×CFOit+ εit（1）
其中，β0为截距；β1、β2、β3为回归系数；β2和β2+β3分别反映会计稳健性对“好消息”和“坏消息”的敏感度； β3是度量会计稳健性的关键系数。如果β3>0，表明会计确认“坏消息”比“好消息”更及时，会计具有稳健性；否则，会计不稳健。εit 为随机误差项。各变量详见变量定义表1。
应计――现金流模型的优点是可在其基本模型中代入变量与现金流量的交互项即可反映该变量对会计稳健性的影响。为了检验金字塔层级对会计稳健性的影响，笔者对模型1作了如下拓展：
四、小结
金字塔股权结构是世界各国广泛采用的股权安排形式。我国有众多公司通过金字塔持股被控制。金字塔层级在金字塔股权安排中起着重要作用。终极控股股东通过调整金字塔层级可以有效地调整其现金流量权、控制权和“两权”分离度。金字塔股权结构受终极控制股东产权性质的约束。不同性质的终极控制股东股权结构安排的动因不同，金字塔层级设置也不同，对财务报告稳健性的影响各异。与非国有金字塔股权结构公司相比，我国国有金字塔股权结构公司的控制层级总体更多，金字塔层级增加了国有上市公司会计稳健性，这一影响在2007年后更显著，在一定程度上体现了我国法制完善和国有企业改革及市场化运作提高会计质量的成效。本研究得到以下启示：（1）金字塔层级安排影响财务报告稳健性，能够揭示终极控制股东行为。（2）产权性质是金字塔股权结构安排的动因，考虑金字塔股权结构的产权性质有利于提高政府监管和公司治理效率。（3）我国国有上市公司金字塔层级的增加提高了公司会计稳健性，有利于公司经营；非国有公司金字塔层级的增加更多地反映了终极控制股东的“隧道”行为，降低了会计稳健性。对公司的监管和治理应区别国有和非国有上市公司金字塔股权安排和充分考虑终极控制股东产权性质的影响。
[关键词]终极控制人;两权分离;综合业绩
doi：10.3969/j.issn.1673 - 0194.2015.20.003
[中图分类号]F275;F272.9 [文献标识码]A [文章编号]1673-0194（2015）20-000-02
1 理论分析和研究假设
我国民营高新技术企业的终极控制人多采用金字塔式的股权结构对企业进行控制，处于金字塔低端企业会因为所有权链的多层级产生终极控制人现金流权和控制权产生分离，终极控制人更倾向于通过不公平的关联交易等方式将企业盈利和资源向金字塔顶端企业转移，获取更多的私有收益而非共享收益，严重影响企业的盈利水平。另一方面，企业盈利指标和上市公司、企业管理人员等方面的利益有直接联系，受更多限制，终极控制人在必要时还会对企业盈利提供支持。首先，连续亏损的上市公司会有退市风险，为保住资源，终极控制人在企业出现危机时会进行反向利益输送，保留未来的“掏空机会”。其次，民营高新技术企业中管理层往往由终极控制人担任，在两权分离度造成较大利益侵占时，更有动机进行盈余管理等措施调节企业盈利。由此可见，随着两权分离度增加，终极控制人先表现为侵占作用，当两权分离度达到一定临界值时，企业面临退市等风险，终极控制人对民营高新技术企业开始表现为反向支持，盈利水平有所回升。由此可得出假设H1：民营高新技术企业的盈利水平和终极控制人两权分离度呈U型关系。
两权分离使终极控制人对于金字塔低端企业承担较少的风险，因此终极控制人有动机将风险转移到低端企业。从融资角度看，民营企业融资约束较多，当终极控制人无法自由获得借贷资本时，会利用金字塔结构形成的内部资本市场缓解外部融资限制，比如借助子公司对外融资或通过非平等的关联交易产生大量应付账款，满足自身融资需求。这种现象会造成金字塔低端企业债务规模扩大，增加了偿债压力，同时，终极控制人对企业资金的占用，也会导致企业流动性资产特别是现金的减少，增加流动风险。那么，终极控制人两权分离是否会对企业财务风险状况起到缓解作用呢？民营高新技术上市公司财务风险提高并不会带来退市风险，因此，终极控制人会怠于降低企业财务风险。另一方面，债权人虽然具有一定的监督作用，但是终极控制人可利用金字塔中其他企业为上市公司担保，进行合法的债权融资，进一步扩大企业债务规模，债权人很难进行限制。基于以上分析可得出，当终极控制人两权分离时，主要体现为对企业财务风险的转移，且两权分离度越大，企业财务风险越大。据此，得出假设H2：终极控制人现金流权和控制权的分离度越大，民营高新技术企业的财务风险越大。
民营高新技术企业实现增长主要依靠研发创新与相关项目的投资，终极控制人为提高可侵占资源数量势必会降低上市公司的研发投入，损害企业扩张所依赖的物质基础。同时出于方便利益侵占的考虑，终极控制人会避免一些投资期限长、但对企业增长有利的项目，造成低增长。另外，企业增长更多的是对增长率的衡量，即使终极控制人受各方限制，在一定区间对企业个别财务要素提供反向支持，但其最终目的还是为实现自身利益，因此对企业的支持力度有限，并不会改变增长率的下降趋势。基于以上分析，可得出假设H3：终极控制人现金流权和控制权偏离度越大，民营高新技术企业增长性差。
2 实证模型与样本选取
2.1 实证模型
根据提出的研究假设，分别建立如下的实证模型加以检验。
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）用来分别检验终极控制人两权分离度对企业会计业绩“盈利”“财务风险”“增长”3个维度的影响。
2.2 变量定义
2.2.1 因变量
盈利。杜邦分析体系认为ROE能够综合地评价企业资本的盈利情况，国际上也将ROE作为盈利指标广泛应用。本文直接采用净资产收益率（ROE）作为企业的盈利指标。
增长。企业增长是对企业未来发展趋势与增长速度的评价，选取总资产增长率、净资产增长率、主营业务收入增长率、可持续增长率作为衡量企业增长的指标，采用方差极大化旋转法对4个指标2012-2014三年均值做因子分析，根据旋转累计方差贡献率大于90%选择前三位因子。再以各因子贡献度占所有因子总贡献度比例为权重分别求出三年的综合得分，作为增长维度的指标值。
财务风险。民营高新技术企业的价值创造主要依赖于研发活动，研发强度较高的企业需要大量的资金作为支撑，因此民营高新技术企业主要面临的财务风险为流动性风险和融资风险。采用流动比率、速动比率、现金比率度量流动性风险，资产负债率、非流动负债权益比率度量企业融资风险。财务风险得分的计算过程和增长得分相同。体系中所有负向指标取相反数，因此得分越小，意味着财务风险越大。具体变量说明见表1。
2.2.2 自变量
两权分离度（SEP）。定义SEP=实际控制人拥有上市公司控制权比例/实际控制人拥有上市公司现金流权比例。SEP值越大，表示实际控制人的现金流权和控制权分离度越大。
表1 变量说明
被解释变量 变量代码 变量包含指标
盈 利 ROE 净资产收益率=净利润/股东权益平均余额;股东权益平均余额=（股东权益期末余额+股东权益期初余额）/2 正向
增 长 SCORE_GROWTH 可持续增长率= （销售净利率×总资产周转率×留存收益率×权益乘数）/（1-销售净利率×总资产周转率×留存收益率×权益乘数） 正向
净资产增长率=（所有者权益本期期末值-所有者权益上年同期期末值）/所有者权益上年同期期末值 正向
主营业务收入增长率=（主营业务收入本年本期金额-主营业务收入上年同期金额）/主营业务收入上年同期金额 正向
总资产增长率=（资产本期期末值-资产上年同期期末值）/资产上年同期期末值 正向
风 险 SCORE_RISK 流动比率=流动资产/流动负债 正向
速动比率=（流动资产-存货）/流动负债 正向
现金比率=现金及现金等价物期末余额/流动负债 正向
资产负债率=负债合计/资产总计 负向
长期负债权益比率=非流动负债合计/所有者权益 正向
本文还设置了一个描述两权分离情况的虚拟变量PY，当企业中终极控制人现金流权与控制权分离时PY取1，反之PY取0。
2.2.3 控制变量
控制以下可能会影响民营高新技术企业财务质量和企业价值的变量。企业规模（SIZE），等于年末资产总额的自然对数。成长性（GROWTH），采用总资产增长率度量，等于本期资产增加额除以资产上期期末值。负债水平（LEV），等于年末负债总额占年末资产总额比重。盈利水平（ROE），等于净利润除以股东权益平均值。
2.3 样本及数据来源
通过手工整理上市公司披露的年报，获取沪深两市A股中2012-2014年均被认定为国家或地方高新技术企业的民营上市公司。按照证监会的 《上市公司行业分类指引》，选取化学原料及化学制品制造业等行业及软件和信息技术服务业的民营高新技术上市公司作为初始样本，在此基础上剔除。
3 实证结果与分析
为了检验假设H1-H5，分别对模型进行了OLS回归，结果见表2。模型（1）列示了假设H1的回归结果见表2，其中SEP2系数为正，SEP系数为负，分别在1%、5%的置信水平下显著。这意味着高新技术企业盈利和两权分离度呈“U”型关系，验证了假设H1。模型（2）（3）中PY和SEP的回归系数分别在5%、1%的置信水平下显著为负，说明终极控制人两权分离会对企业财务风险产生负面影响，且现金流权和控制权的偏离程度越大，企业财务风险越大，本文的第二假设H2得到验证。模型（4）中PY与SCORE_GROWTH的系数为-2.344 4，并在5%的置信水平显著，说明在民营高新技术企业中，实际控制人现金流权与控制权分离的企业增长情况比未分离企业差。进一步检验两权分离程度对企业增长的影响，模型（5）中SEP与SCORE_GROWTH的系数小于零，在1%置信水平上显著。
4 研究结论
第一，终极控制人现金流权和控制权的分离对企业增长和财务风险有显著的负面影响，并且两权分离度越大，增长和财务风险状况越差，证实了两权分离度时终极控制人对民营高新技术企业主要表现出侵占作用。第二，盈利、市场业绩和两权分离度都呈“U”型曲线关系。证实了终极控制人对于企业的盈利和市场业绩既存在侵占作用，又存在支持作用。
