上市公司终极所有权结构与公司绩效

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[提要] 本文基于La Porta，et al.（1999）提出的追溯控制链方法追溯上市公司的控制链，研究中国上市公司终极所有权结构与公司绩效的关系。研究结论显示，终极控制权集中度与公司绩效之间呈显著的正线性关系。

关键词：公司治理；终极所有权；终极控制权；偏离度；公司绩效

中图分类号：F27 文献标识码：A

收录日期：2015年7月12日

一、引言

自20世纪从90年代以后，通过追溯控制链来鉴别终极所有者已经成为被广泛使用的方法。研究者视所有权结构为多维变量，既考查了终极所有权结构的集中度，又考察了终极所有者的身份，并且还度量了终极所有权与控制权的偏离度。

La Porta，et al（1998）认为公司价值随控制性股东现金流权的提高而提高。Claessens、Djankov和Lang（2000）调查了东亚国家终极所有权与控制权分离的情况，他们发现公司价值随现金流权的提高而提高，随控制权的提高而下降。Lins和Servaes（2002）检验了7个新兴市场的上市公司，发现当管理者持有的投票权充分超过了他的现金流权时，公司价值下降。在西欧、东欧的转轨经济国家和亚洲的新兴市场国家，国家仍持有上市公司的较大份额，现有的金融方面的文献普遍认为私有企业比国有企业的业绩更好（Megginson、Nash和Van Randenborgh，1994；Boubkari和Cosset，1988；Claessens和Djankov，1999；Shleifer，1998；Dewenter和Malatesta，2001；La Porta，Lopez-de-Silanes和Shleifer，2002）。Chernykh（2005，2008）研究了经过多阶段私有化进程的俄罗斯的上市公司，发现国家仍为最重要的终极控制者，当国家与私人投资者对上市公司共同控制时，会提高公司的绩效水平。

在国内，刘芍佳、孙霈、刘乃全（2003）以2001年1，160家上市公司的调查数据为样本，首次在国内运用终极产权替代直接股权，证实上市公司的股权结构与公司绩效具有相关性。随后，苏启林和朱文（2003）、夏立军和方轶强（2005）、胡一帆等（2006）、曹廷求等（2007）、毛世平和吴敬学（2008）、王鹏（2008）、甄红线和史永东（2008）等分别从治理环境、家族控制、所有者性质、金字塔结构以及投资者保护等角度研究终极控制权与公司绩效的关系，研究发现上市公司的终极控制权与公司绩效呈正向线性、U型关系、倒U型关系等不同结论。对于大股东的性质与公司绩效之间的关系，现有的研究也得出了不同的结论（陈小悦和徐晓东，2001；Sun and Tong，2003；Weiet al.，2005）。

二、研究假设

中国上市公司的治理机制相对薄弱，终极所有者的监控成为一种次优的选择，从这个层面讲，当终极所有者的控制权集中度增加时，终极所有者则更有动力对管理层进行监督，因而在一定程度上缓解外部股东与管理层的问题，从而有利于改进公司绩效水平。尤其处在转轨经济中的中国上市公司，外部监管环境和制度较弱的情况下，虽然控制权集中度的提高可能导致对中小股东利益的侵害，但是终极控股股东的监管成为缓解问题的重要力量，故我们假设终极控制权的集中度与公司绩效之间有显著的正向线性关系。

三、实证研究设计

（一）计算方法。本文参考了La Porta et al.（1999）和Claessens，Djankov，Lang（2000）所提出的计算方法，用终极现金流权来度量终极所有权，即终极所有者通过全部控制链累积持有的上市公司的所有权权益比例，其中终极所有者在每条链上对目标公司的所有权权益比例等于该条控制链上各层股东持股比例的乘积；我们以终极所有者的总投票权来度量终极控制权，即终极控制权（总投票权）等于所有控制链上最弱的投票权相加之和。

1、终极所有权的计算（即总现金流的计算）。总现金流权是直接和间接现金流权之和，计算公式如下：

其中：CF为总现金流权，用之来度量终极所有权；n为控制链条的数量；m为某一控制链条中层级的个数；Ikt为第k条控制链上第t个层级的持股比例。

2、终极控制权的计算（即总投票权的计算）。总投票权是直接和间接投票权之和，计算公式如下：

其中：V为总投票权，其他符号的定义同公式（1）。

3、终极所有权与终极控制权的偏离度即为CF/V。

（二）样本选择与数据来源。本文研究所选取的样本为2006～2008年三个公司年度在上海和深圳证券交易所上市的公司数据。2006年、2007年、2008年我国上市公司数量分别为1，421家、1，530家、1，604家，故共有4，555个公司的年度数据。其中有74个上市公司的终极所有权数据无法取得，有215个上市公司的公司绩效数据缺失，将上述所有的公司绩效数据进行极端值处理时，有331个数据属于极端值，因此这些都从样本中剔除，最终得到3，935个公司的年度数据。

四、计量结果与分析

根据上文的研究假设，公司绩效水平对终极控制权的集中度和一系列控制变量的回归开始，具体模型为：

Performance=？茁0+？茁1Ulticon+？茁2Con50+？茁3LogSize+？茁4E/TA+？茁5（E/TA）2+？茁6Energy+？茁7Metal+？茁8Inf+？茁9Trans+？茁10Manu+？茁11Y2007+？茁122008

其中：Performance是公司绩效指标的变量；Ulticon是终极所有者的总投票权比例；Con50是虚拟变量：当终极所有者的投票权超过50%时取1，否则取0；LogSize是以百万元人民币计价的公司总资产的自然对数；E/TA是公司的股东权益比；（E/TA）2是公司股东权益比的二次项；Energy、Metal、Inf、Trans、Manu是行业控制变量，Y2007、Y2008是公司年度控制变量。模型1的回归结果见表1。（表1）

从下表的回归结果可以看到，终极控制权的系数在6个公司绩效指标下是显著为正的（在1%的显著性水平下），说明终极控制权与公司绩效指标是呈正向线性关系的。

终极控制权的集中度与公司绩效之间呈现显著的正线性关系。这一结论说明，在我国目前立法与制度建设都很弱，投资者不能得到充分保护的治理环境下，不论终极控制人是国家还是私人，终极控制权的集中能够提高上市公司的绩效水平。由于中国上市公司的市场治理机制比较薄弱，终极所有者的监控成为了一种较好的选择，故终极控制权的集中度的增加有利于改进公司绩效，因为终极所有者既有能力也有动力监控公司的管理层（Shleifer and Vishny，1997），因而在一定程度上缓解外部股东与管理层的问题。这一结果也解释了我国上市公司一股独大的现象。此结论也充分说明在市场治理机制处于薄弱阶段时终极控制人所发挥的监控作用尤为重要。因此，在中国目前的公司治理体系的框架中，应注意发挥终极控制人的积极作用。