终极控制人性质、两权分离与多元化经营

袁 玲,吴昊旻，2

(1.石河子大学 经贸学院，新疆 石河子 832000;2.暨南大学 管理学院，广东 广州 510632)

一、引言

对公司多元化经营动因的理论解释有多种，传统观点认为多元化经营可以分散企业的经营风险,实现各种协同效应(Lewellen,1971; Teece,1980)[1-2]，而且企业可以通过内部资本市场的资源配置功能实现资源的有效配置(Williamson,1975;Gertneret al,1994;Stein,1997)[3-5]。而代理理论认为多元化经营中隐藏着管理者的私人利益，通过多元化经营，管理者能够获得私人利益，包括获取高额报酬、提高职业声誉、增强职业前景等(Jensen,1986;Shleifer and Vishny,1990)[6-7]。同时还有一些学者证明在多元化经营企业内部，由于部门经理的寻租行为，内部资本市场有从事“社会主义”交叉补贴的现象，将资金更多地分配到低成长性的部门(Scharfstein,1998;Rajan,Servaes and Zingales,2000)[8-9]。

与国外学者较多地关注公司经理与股东的代理问题以及公司内部部门之间的代理问题相比，我国上市公司普遍存在着大股东控制，且多数公司的董事长或总经理来自控股股东(夏新平等,2007)[10]，控股股东对公司多元化经营的影响自不待言。我国学者也从股权结构的视角研究了对公司多元化经营的影响，但多数研究只是分析了直接控股股东的股权结构引发的代理问题对多元化经营的影响，而没有追溯到终极控股股东(饶茜等,2004;王化成等,2005)[11-12];鲜有的与终极控制人相关的多元化经营研究，大多是从终极控制人的某一特征去考察对多元化经营的影响，还未将终极控制人的所有权性质与控制权与现金流权的分离结合起来研究对多元化经营的影响(张翼等,2005;韩忠雪等,2007;陈信元等,2007)[13-15]。本文试图将两者结合起来探讨上市公司终极控制权特征和多元化经营的关系。我国上市公司最终控制人的控制权与现金流权的分离是否影响了多元化经营？在什么类型的上市公司中，控制权与现金流权的分离体现了最终控制人的侵占动机，使得多元化经营成为一种“隧道挖掘”行为？这是本文所要研究的问题。

二、理论分析与研究假说

(一)控股股东的两权分离与多元化经营

基于股权高度分散持有的诊断(Berle和Means,1932)，公司中的代理问题被认为是所有权与控制权分离而产生的股东与管理者之间的代理问题。在此基础上，众多学者认为大股东的存在可以通过有效监督管理层或直接参与经营管理来提升公司价值，即产生“控制权的激励效应”。Shleifer和Vishny(1986)阐述了控制权共享收益的存在性，认为大股东有足够的能力和激励去收集信息并监督管理层，从而能够避免在股权分散情况下的“搭便车”问题。随着公司治理研究从具有典型股权分散结构的美国向其他国家不断延展，越来越多的研究证实了公司控制性股东的存在，虽然大股东因具有监管管理层的动力和能力而能够解决股权分散情况下的“搭便车”问题，但又使得公司呈现出一种新的代理问题，即大股东与小股东间的代理冲突(La Porta等,1999;Claessens等,2000)。由于大股东掌握着公司的实际控制权，其自利天性与机会主义行为可能会使其寻机运用公司控制权掠夺公司利益(主要是中小股东的利益)，从而获得控制权私有收益，呈现出所谓的“隧道效应”(Johson等,2000)。

控股股东可以通过多种途径攫取私有收益，如非法占用上市公司巨额资金、进行关联交易或利用上市公司的名义进行担保和恶意融资(李增泉等,2004;雷光勇等,2006)[16-17]。这些攫取手段不仅要求控股股东对企业资源的有力控制，还要求其对企业资源控制的广度，从而才有相应的攫取私利的操作空间，即必须构建和控制相应的控制性资源，才有可能实现其控制权私有收益(Shleifer and Vishny,1997)[18]。而对于控制性资源的获取，无非是通过资本投资(包括多元化投资)、股权并购等资本配置行为实现，因此，为攫取私利而必须控制一定的资源构成控股股东进行多元化经营的动因之一。同时，控股股东实施多元化经营所构建的内部资本市场体系，不仅可以通过在不同行业间现金流的攫取获得较大规模的自由现金流，而且内部资本市场中资源的灵活调配，还可以弥补太多的资金漏洞以防止攫取行为的败露，即多元化经营所构建的内部资本市场可以实现内部攫取和资金调配。亦有实证研究表明大股东的利益侵占问题比较严重时，多元化经营公司内部资本市场的功能实质上已经异化，资金的内部配置功能转化为利益输送的渠道(艾健明,2007)[19]。此外，控股股东也有可能利用多元化经营的互保效应扩大公司的负债规模，从而增加用于掏空的资金;而且，我国上市公司多元化经营分部信息披露的不完善所带来的信息不对称，也增大了控股股东掏空的自由度，这些均构成控股股东进行多元化经营的动因。即公司多元化经营程度越高，为控股股东提供的进行利益攫取的条件就越充分。

控股股东凭借其所拥有的控制权来谋取私人收益的前提条件是必须拥有一定的控制权比例，而且在现金流权比例既定的情况下，控制权比例越高，控股股东进行利益攫取的相对效用函数越高，也将导致更大程度的侵占行为。当给定控股股东能够对公司施加重要影响的控制权时，控股股东的现金流权比例越高，其共享收益与控制权私利越接近，在利益协同动机的驱动下，控股股东更乐于共享收益，而减少攫取私利的侵占行为。即控制权与现金流权的分离程度是表征控股股东侵占效应的重要变量，而且控制权与现金流权分离程度越高，控股股东与中小股东之间的代理冲突越突出，从而侵占效应也越严重，对多元化经营程度的要求越高。基于上述分析，我们提出假设1：

H1-1：控制权与现金流权分离程度越高，公司多元化经营程度越高。

H1-2：现金流权比例越高，公司多元化经营程度越低。

(二)终极控制人性质、两权分离与多元化经营

中国转型经济有一个成熟资本市场所没有的显著特征，即证券市场中的上市公司大多是由国有企业改制而成，并且采取了国有控股的股权模式。而转型经济中政府控制的国有企业的一个主要问题就是承担了政府的多重目标，尽管国有企业通过改制上市，其治理结构和监管环境发生了很大变化，但作为终极控制人的政府依然有能力将其自身目标内部化到这些公司中(夏立军等,2005)[20]。但中央政府和地方政府在干预企业多元化经营的问题上显著不同。中央政府控制的公司一般规模较大，且处于涉及国家经济命脉的行业，因此这些企业受到中央政府更密切的监督，重大投资必须经国务院批准。作为关系国计民生的大型企业，其承担了更多的对社会和公众的责任，对中小股东的利益也会较好地保护，多元化投资的冲动相对而言受到抑制。因此，在中央政府控制的公司中，表征控股股东侵占效应的控制权与现金流权的分离对多元化经营的影响不会显著。

而地方政府受财政分权改革中的利益关系和政绩考核等因素影响，有非常强烈的动机干预其所控制公司的多元化经营行为。干预动机表现为：第一，实现地方政府的社会目标。作为社会行政管理者，地方政府要考虑社会养老、社会稳定等社会目标，而实现这些社会目标的方式之一就是主导其控股公司涉足多个经营领域扩大企业规模，进而提供更多的工作岗位。Chong-En Bai et al(2000)[21]认为劳动力失业是社会不稳定的重要来源，私有企业以利润为唯一目标，几乎没有把资源花费在提供社会稳定的激励。而国有及国有控股公司在提供就业和解决失业问题方面具有关键的稳定功能。曾庆生和陈信元(2006)[22]也发现国家控股公司比非国家控股公司雇佣了更多的员工。第二，政府官员的政绩。考核地方政府官员政绩的重要指标之一就是GDP和财政收入，而利用多个经营领域的投资来追求公司的扩张无疑成为增加GDP或财政收入的重要途径。基于此，地方政府控制的上市公司会得到更多的资源配套(包括银行借款)、行业准入等方面的政策倾斜。相应地，为了防止经营决策权的过度分散，地方政府或国有产权代表会强化其控制与干预，通过减少控制层级直接控制上市公司或用尽量少的控制层级来控制上市公司，因此，地方政府控制公司的控制权与现金流权的分离与多元化经营的相关性会更加显著。

由于我国外部资本市场并不发达，私有控制公司始终面临着较严重的融资约束。为了放松融资约束，最终控制人一方面可以建立金字塔结构，利用金字塔结构的杠杆效应扩大债务融资规模，从而适应存在融资约束的金融市场环境(李增泉等,2008)。Khanna et al(2007)亦认为在不发达或存在制度缺陷的国家或地区，“金字塔”式持股结构由于可以内部化资本市场、产品市场等要素市场，从而弥补外部要素市场的不完善。另一方面，私有控制公司也可以通过多元化经营在公司内部创造一个相对于外部资本市场在资源配置方面成本更低的内部要素市场，因此，对于私有控制公司而言，分离控制权与现金流权和多元化经营并不会成为最终控制人侵占上市公司资源的主要动机，相反，由于融资约束和不发达市场下过高的交易成本，私有控制公司的最终控制人有通过构建金字塔股权结构及通过多元化经营实现内部市场功能的理性动机。因此，我们提出假设2：

H2：与私有控制公司、中央政府控制公司相比，地方政府控制公司的两权分离与多元化经营的正相关性更显著。

如上所述，地方政府向其控制的上市公司转嫁政策性负担会影响公司的多元化经营程度。事实上，不同行政级别的地方政府向其控制的上市公司转嫁政策性负担的程度并不一样，因而不同级别的地方政府可能还会存在两权分离的激励差异问题。中国近年来的财政分权改革虽然使得地方政府拥有了一定的资源配置权并具有独立的经济利益，但主要目的是强调更多地发挥中央政府的宏观调控作用和保证中央政府取得足够的财政资源，同时中央政府采取了将支出责任转移给中央以下各级政府的手段控制财政赤字，由此导致了财权上移与支出下移的情况，地方尤其是省以下财政的负担很重(张文春等,2008)[23]。而中央政府的这种“财权上移、事权下移”的做法被地方各级政府广泛效仿，这使得中央财政集中度大大提高的同时，省级、市级财政的集中程度也不断加大，而县乡财政却困难重重(贾康等,2002)[24]。级别较低的地方政府面临着沉重的财政压力和其他地区的经济竞争等问题，这使得其与所控制的企业的利益更紧密地联系起来。所以，相对于省级政府，市级尤其是级别层次低的县级政府机构更有动机来干预企业的经营，以维护地方经济的发展，解决当地财政收支，提高官员的政绩。因此，地方政府级别层次越低，对上市公司的干预程度可能也会越高。基于此，我们提出假设3：

H3：在地方政府控制的上市公司中，政府级别层次越低，两权分离与多元化经营的正相关性越显著。

三、研究设计

(一)样本选取与数据来源

由于上市公司2003年及以前的年度报告中没有正式披露终极控制人及其控制关系的信息，所以本文选取2004—2008年沪深两市A股上市公司作为研究对象，在此基础上剔除以下上市公司：(1)ST等非正常交易状态下的上市公司。(2)金融类上市公司。由于财务特征的不可比性，本文研究不包括金融保险类上市公司。(3)按照终极控制人性质分类中属于集体、外资、社会团体、职工持股会控制的上市公司。(4)其他数据不可得的及数据异常的上市公司。最终得 到5 547个样本观测值，数据处理、分析全部采用Stata10．0完成。

文中研究所采用的多元化经营数据由作者根据CCER数据库提供的主营业务收入和行业分布构成系统整理所得，控制权与现金流权的分离及其他财务数据来自CCER数据库和CSMAR数据库。终极控制人的其它信息由作者根据巨潮咨询网(www.cninfo.com)上市公司年报中“股本变动及股东情况”手工逐一收集所得。

(二)变量选取

1．被解释变量。本文选择多元化经营程度作为被解释变量，借鉴已有的研究，我们选择赫芬德尔指数、熵指数与业务单元数来衡量多元化经营程度。具体地，先从CCER的“主营业务收入和行业分布”数据库中选取2004—2008年的相关数据;以行业业务收入占公司总业务收入的比例大于10%作为公司涉足一个行业的标准，以证监会2001年颁布的《上市公司行业分类指引》为依据，以前两位数字为化分界线，对公司涉足的行业进行整理，得到行业收入占公司总收入的比重;最后得到赫芬德尔指数(HI)与熵指数(Ei)[注]H指数的计算如下：HI=∑pi2，pi为第i个行业的收入占总收入的比重，H越大，多元化程度越低;熵指数的计算如下：EI=∑pi ln(1/ pi )，熵值越大，多元化程度越高。。考虑到赫芬德尔指数是反指标，本文对其进行了正向处理，即用1减赫芬德尔指数，记为Hi，多元化经营涉及的行业数记为N。

2．解释变量。本文是对终极控股股东股权特征与多元化经营的关系进行研究，为此，我们选择的解释变量包括：

(1)终极控制人现金流权比例(Cash)和控制权与现金流权的分离程度(Sep)。控制权比例是终极控制人在上市公司的表决权比例，是直接或间接持有上市公司股份比例的总和;现金流权(Cash)是终极控制人享有上市公司的收益权，通过各条控制链上的各级控股比例相乘再总计所得;两权分离程度(Sep)是控制权与现金流权的比例。

(2)控制权性质(Cgov、Lgov、Priv、Provgov、Citygov、Coungov)。Cgov、Lgov分别表示被中央政府和地方政府控制，在全样本检验模型中，若是中央政府控制，则Cgov取值为1，否则取值为0;如果是地方政府控制，则Lgov取值为1，否则取值为0;若是私人控制，则Priv取值为1，否则取值为0。在政府控制组的分样本检验中，若是地方政府控制，则Lgov取值为1，否则取值为0;若是省级政府控制，则Provgov取值为1，否则取值为0，若是市级政府控制，则Citygov取值为1，否则取值为0，若是县级政府控制，则Coungov取值为1，否则取值为0。此外，还设计了交互变量Provgov*Sep、Citygov*Sep、Coungov*Sep。

3．控制变量。根据已有研究结果，我们对其他可能影响公司多元化经营的因素进行了控制。Roe是公司净资产收益率，由于公司业绩较差时，为了获得新的利润增长点，更有动机实行多元化战略(Hyland,2002)[25]，因此，模型中控制了公司上年度的经营业绩。Size为公司规模，取年末公司总资产的自然对数。Lev为资产负债率，等于公司负债与总资产的比例。Tran衡量公司资产的可转移程度。当公司资产的可转移程度较高时，更容易进行多元化经营。我们用公司固定资产净值与总资产的比例来衡量，该比值越高，说明公司资产的可转移程度越低。Dev代表公司成长机会，以主营业务收入的增长率来衡量。最后，为了控制年度和行业的影响，本文还采用年度和行业哑变量作为控制变量。文中所用到的变量及变量说明见表1。

(三)检验模型

为考察终极控制人特征对多元化经营程度的影响，可以通过构建以下模型以验证以上提出的研究假设：

其中，β0为截距，β1～β9为系数，eit为参差。

四、实证检验结果及分析

(一)描述性分析

终极控制人的相关特征变量描述见表1。从现金流权看，现金流权的最小值、最大值分别为0.003 5和0.92，均值和中位数分别为0.325和0.298，两者比较接近;不同产权性质的现金流权，无论是均值还是中位数，中央政府控制的公司都保持在最高水平，地方政府控制的公司次之，私有控制公司的现金流权最低。从两权分离程度来看，最小值、最大值分别为1和19.93，总体均值为1.540 4，表明整体上控制权和现金流权的分离程度不大;中位数为1，表明超过一半的公司控制权和现金流权是一致的;不同产权性质中，地方政府控制的公司两权分离程度最小，其次为中央政府控制的公司，私有控制的公司两权分离程度最大，表明私人控股股东更充分地利用了金字塔结构的杠杆效应。

表2主要是按照终极控制特征对样本进行了分组并描述了它们的多元化经营程度的差异。A栏、B栏分别是对样本公司按两权分离程度的均值(1.540 5)、现金流权的均值(0.324 7)分组后，组间样本公司的多元化经营程度的比较。我们发现两权分离程度低的样本公司其多元化经营程度显著低于两权分离程度高的样本公司，现金流权比例低的样本公司其多元化经营程度显著高于现金流权比例高的样本公司，说明终极控股股东与中小股东的代理冲突越严重，多元化经营程度也越高;而现金流权则表现出一定的联盟效应，对代理冲突起到抑制作用。C栏是对样本公司按终极控股股东的性质分组后，组间样本公司的多元化经营程度的比较。我们发现政府控制组的多元化经营程度的中位数低于私有控制组;而同属政府控制组的公司中，中央政府控制组的多元化经营程度显著低于地方政府控制组，而省级地方政府控制组的多元化经营程度显著低于市、县级地方政府控制组。

表1 终极控制人特征变量的描述性统计

表2 股权结构特征与多元化经营程度的关系

(二)回归结果及分析

1．全体样本的多元回归结果

表3是对全体样本公司的多元回归分析结果。其中，模型(1)是对控制权与现金流权的分离程度回归分析的结果，模型(2)是对现金流权比例的分析结果。

就解释变量的回归结果来看：(1)两权分离与多元化经营程度显著正相关，初步说明控制权与现金流权分离程度越高，控股股东与中小股东之间的代理冲突越突出，从而侵占效应也越严重，对多元化经营程度的要求越高。(2)对现金流权的检验模型中，现金流权与多元化经营程度显著负相关，这说明，现金流权所产生的联盟效应在多元化经营问题上是相当显著的，起到了缓解代理冲突和抑制侵占效应的作用。(3)两个回归方程中终极控制人的性质都是显著的，并且符号与预期的一致。由于多元化经营公司内部资本市场对缓解融资约束的作用，加之私有企业对成长机会的追求，私有控制的公司实施了较高程度的多元化经营;在三类终极控制人控制的公司中，中央政府控制的上市公司从事了更低程度的多元化经营，而地方政府控制的上市公司则从事了更高程度的多元化经营。回归结果也部分验证了假设3，即与中央政府相比，地方政府在一定程度上表现出更高的代理冲突，导致了多元化经营程度的提高。

从控制变量的回归结果来看，资产负债率的系数显著为正，表明财务资源越丰富的公司更有可能从事多元化经营;公司成长性、资产可转移程度的回归系数显著为负，表明成长性差的公司和固定资产比重低的公司越有可能从事多元化经营;资产规模的系数大多显著为负，表明在中国资本市场上，规模小的公司反而更多地从事了多元化经营;公司绩效的回归系数显著为正，说明与西方理论界比较强调当企业面临威胁时进行多元化经营不同，中国企业界比较强调当企业有财务实力时进行多元化经营[26]。

2．政府与非政府控制样本组的回归分析

表4是对全部样本按照终极控制人的产权性质分组进行的回归分析。在政府控制组中，我们对地方政府终极控制人进一步划分为省级政府控制、市级政府控制和县级政府控制，并对三个变量设置了与两权分离指标的交互项。回归结果显示，两权分离度与多元化经营的关系在政府控制与非政府控制的样本公司中显示出差异，在政府控制组中显示出一定的显著正相关，而在非政府控制组中则不显著，结果表明在多元化经营的问题上政府控制的上市公司比非政府控制的上市公司有着更为严重的代理问题，而且主要表现在地方政府控制的上市公司中(Lgov*Sep的回归系数显著为正)。假设2得到验证，即地方政府控制的上市公司由于承担了更多的社会性成本而导致了更高程度的多元化经营，而私有控制的上市公司其多元化经营的动机更为理性。

表3 全体样本的多元回归分析

同时，作为代表政府控制层级差异的地方政府控制显示出显著正相关，即地方政府控制的上市公司比中央政府控制的上市公司多元化经营程度更高，这与前述的描述性统计结果是一致的;进一步地，我们发现省级政府控制与多元化经营正相关但不显著，市级政府控制、县级政府控制与多元化经营显著正相关，这说明，省级政府控制的上市公司与中央政府控制的公司相比，其多元化经营程度没有显著差异，但市级政府和县级政府控制的上市公司比中央政府控制的公司多元化经营程度高，且县级政府控制的上市公司多元化经营程度最高，地方政府级别层次越低，对上市公司多元化经营的干预可能也会越高的假设得到验证。最后，我们发现地方政府级别层次越低，交互项的回归系数越显著，结果进一步验证了多元化经营程度与表征代理冲突的两权分离程度之间的正相关性，在级别层次更低的县级地方政府控制的上市公司中更为显著，假设3完全得到验证。

表4 按政府控制与非政府控制分组的回归分析

(三)稳健性检验

为检验上述结论的有效性，我们还从以下几方面进行了稳健性检验：首先将控股股东最低控制权比例设为10%、20%，分别获得样本量为5 494个、4 954个;其次对于多元化经营程度，我们将熵指数(Ei)与经营业务数(N)替代模型中的被解释变量(Hi);最后，对于控制权与现金流权分离程度，另外设置了控制权与现金流权之差以及现金流权与控制权之比，分别将其替代模型中的控制权与现金流权之比(Sep)。在上述稳健性检验中实证结果都没有发生实质性变化。

五、结论及启示

本文从表征终极控股股东与小股东代理冲突的控制权与现金流权分离程度入手来考察其对多元化经营的影响，在此基础上，进一步考察终极控股股东的所有权性质、政府控制级别对上述两者关系的影响差异。得出的主要结论如下：

(1)我国上市公司终极控制人的两权分离程度与多元化经营之间呈现出显著正相关，也就是说，表征大股东与小股东代理冲突的控制权与现金流权分离程度确实表现出侵占效应，从而体现出两权分离程度高，多元化经营程度也高的现象。由此，我们可以认为在代理问题严重的公司，终极控制人表现出更大程度的侵占行为，对多元化经营的需求也越高。

(2)终极控制人的两权分离程度与多元化经营之间的正相关关系，在不同产权性质和控制方式下表现出差异：政府控制的上市公司显著高于非政府控制的上市公司，政府级别层次低的公司高于政府级别层次高的公司。本文的研究结论说明了政府终极控制下的两权分离会加剧代理冲突程度，在低级别层级政府控制下两者关系更为显著。

基于上述研究，我们认为，在研究多元化经营的动因时，应当考虑终极控制人的影响。由于终极控制人与其所控制的上市公司多元化经营程度的关系受到政府行政干预的较大影响，为更好地让国有上市公司适应市场竞争环境，政府应减少对企业的影响，通过制度环境的建设为企业发展提供良好的治理环境。

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