终极控制人两权分离项目与公司价值

田昆儒 蒋勇

【摘 要】 基于2003—2014年中国A股上市公司数据，利用面板门限回归模型进行实证研究，结果发现：两权分离度与公司价值之间存在倒U型关系，终极控制人最优两权分离度为6.07%；现金流权与公司价值间存在倒U型关系，最优现金流权为22.08%；终极控制人最优表决权比例为28.92%；受表决权影响的现金流权与公司价值存在倒U型关系，当表决权为28.88%时，现金流权使公司价值最大化；当现金流权大于19.44%且小于等于22.08%时，受现金流权影响的表决权对公司价值负面影响最小。

【关键词】 终极控制人； 两权分离度； 现金流权； 表决权； 公司价值； 面板门限回归

【中图分类号】 F253.7 【文献标识码】 A 【文章编号】 1004-5937（2017）01-0045-07

一、问题提出

目前我国企业终极控制人分为国有性质终极控制人和民营性质终极控制人。无论何种产权性质终极控制人，均追求以资本为纽带管理股权，提升股权价值和公司价值。终极控制人通过直接和（或）间接持股方式与目标公司间形成一条或多条股权关系链，间接持股的每条股权关系链可能存在多于两层的持股关系。企业终极控制人基于股权关系链形成对目标公司的最终所有权和控制权。所有权又称现金流权，等于一条股权关系链各层持股比例相乘，或多条股权关系链中每条股权关系链各层持股比例相乘之和。控制权又称表决权，等于一条股权关系链的最弱一层持股比例，或多条股权关系链中每条股权关系链的最弱一层持股比例之和。终极控制人对目标公司控制权与所有权之差即为两权分离度。我国沪深两市A股上市公司终极控制人对目标公司的现金流权、表决权和两权分离度状况如表1。

表1表明：现金流权和表决权总体均呈V型，而两权分离度总体呈倒U型。

在2003年至2014年的12年期间，现金流权、表决权总体先呈下降态势，后又呈上升态势，两权分离度总体先呈上升态势，后又呈下降态势，那么上市公司终极控制人的现金流权、表决权和两权分离度的升降过程中，是上升好还是下降好？问题也可转换成是否存在最优的现金流权、表决权和两权分离度？

二、文献综述

（一）国外相关研究

McConnell and Servaes[1]基于1976年1 173家公司和1986年1 093家公司样本，研究了股权结构与托宾Q值相关关系，发现内部持股与托宾Q值呈倒U型关系，机构持股与托宾Q值显著正相关，这也说明了公司价值是股权结构的相关函数。La et al.[2]基于27个发达经济体的大公司股权结构数据，研究了这些公司的终极控制股东，发现除了股东权益保护良好的经济体外，这些公司通常是家族控制或国家控制型企业，终极控制股东通过金字塔股权关系链和管理参与，使其实际控制权明显超过了现金流权。La et al.[3]构建了一个小股东法律保护和控制股东现金流权对公司价值影响效应模型，利用27个发达经济体539家大企业数据检验了该模型，研究发现在那些发达经济体中，小股东权益保护越好，并且控制股东现金流权越高，公司价值就会越高。Claessens et al.[4]研究了9个东亚国家2 980家公司所有权与控制权的两权分离状况，发现所有国家中，控制人通过金字塔结构和交叉持股导致表决权经常超出现金流权，两权分离现象在家族控制企业和小公司中最明显。Claessens et al.[5]基于8个东亚经济体1 301家上市公司数据研究发现，当第一大股东现金流权上升时，公司价值上升，具有激励效应，而当第一大股东控制权超过其现金流权时，公司价值下降，又产生了防御效应。Lins[6]基于18个新兴市场1 433家公司样本，考察了管理层股权集中度和非管理层的大股东股权集中度是否与公司价值相关，研究发现，对于管理层持股集中的公司，当控制权超过现金流权时，公司价值较低，而非内部持股的大股东拥有更多控制权时，公司价值与之正相关，这两种效应在那些对股东权益保护程度低的国家更显著，这意味着外部股东保护机制对限制管理层代理成本发挥着作用，非内部持股的大股东也能发挥缺失的机构治理机制的部分替代作用。Daniel and Elizabeth[7]基于2001—2010年237家巴西上市公司1 199条非平衡面板观测数据，利用系统广义矩方法进行动态回归，检验股权和控制权集中度是否影响公司市值，研究发现，第一大股东现金流权与公司市值间存在倒U型的二次曲线关系，而且还发现，第一大股东持股的修正市值引起激励效应，而表决权集中度引起了防御效应。Lin et al.[8]基于1997—2006年242家台湾上市公司面板数据，以托宾Q值作为公司价值代理变量，利用面板门限回归模型，研究了终极控制人现金流权和控制权分别与公司价值的相关关系，实证结果发现，小于27.8%的现金流权以及在32.34%与34.03%之间的控制权是终极控制人实现公司价值最大化的最优水平。

（二）国内相关研究

叶勇等[9]实证发现，上市公司隐性终极控制股东通过金字塔结构产生了控制权与现金流权间的两权分离，两权分离度与上市公司市值负相关。张霜和康勇[10]基于1999—2001年290起股权转让上市公司样本，实证研究发现：当终极控制人控制权从政府转到法人时，股份增加与短期绩效正相关；从法人转到法人时，股份增加不利于中期业绩提升，但利于长期业绩改进；从法人转到政府时，股份增加对公司业绩具有消极影响。黄雷等[11]研究发现，终极控制股东所有权与公司业绩负相关。曹裕等[12]基于2005—2008年中国752家上市公司数据，实证研究发现：最终控制人控制权、现金流权均与公司价值负相关；在成长期和成熟期，两权分离度与公司价值负相关，在衰退期则与公司价值正相关。马磊和徐向艺[13]以三一重工为研究对象，对三一重工公司绩效与控制股东现金流权、表决权及两权分离度进行灰色关联度分析，实证发现，现金流权与公司绩效正相关，具有激励效应，两权分离度未降低公司绩效，没有产生防御效应，但激励和防御效应均不显著。王雷等[14]以2007年沪深两市A股170家国有控股上市公司截面数据为样本，研究了控制权与现金流权之间偏离度对国有控股上市公司经营绩效影响，结果发现，当终极控制股东存在超额控制权时，总经理两职合一、管理层持股和高管薪酬与公司绩效正相关，没有超额控制权时，执行董事比例、总经理两职合一对企业绩效负相关，管理层持股对企业绩效正相关。冉戎和郝颖[15]以1998—2006年中国上市公司数据为样本，研究了控制权私利对公司价值的影响，发现：超额控制权私利导致公司价值下降；合理控制权私利有利于公司价值增加；两权分离度较低时，促进合理控制权私利对公司价值正面影响，较高时，加剧超额控制权私利对公司价值负面影响。张欣哲等[16]以沪深两市由自然人创立、拥有的民营上市公司为样本，实证研究发现，控制权与所有权分离度与公司绩效显著负相关。鞠雪芹[17]基于中国A股上市公司2008年截面数据，分国资委和自然人为实际控制人两组样本，实证结果发现：两组样本中，控制权、现金流权和股权控制链对两权分离度的影响方向相同；自然人控股样本组中，两权分离度与企业价值显著负相关；国资委控股样本组中，两权分离度与企业价值负相关，但不显著，若设定二次曲线关系的话，则存在微弱的U型关系，随着两权分离度增加，企业价值先降后升。刘情和宋从涛[18]实证研究发现，终极控制人兩权分离度越大，民营上市公司业绩越差。刘鑫等[19]以2000—2010年中国上市公司为样本，研究了终极控制人现金流权、两权分离度与公司风险承担间相关关系，结果发现，现金流权与公司风险承担呈U型关系，而两权分离度与公司风险承担呈倒U型关系。

到目前为止，文献中尚未有作者以中国A股上市公司为样本，利用面板门限回归模型，研究使上市公司价值最大化的最优终极控制人现金流权、表决权和两权分离度比例或区间。

三、模型及变量说明

借鉴Hansen[20]门限回归思路，构建两权分离项目与公司价值关系的面板门限回归模型，目标是寻找使公司价值最大化的终极控制股东两权分离度、现金流权和表决权比例或区间。构建两个模型，一个模型是独立的两权分离项目与公司价值关系的门限模型，另一个是互为条件的两权分离项目与公司价值关系的门限模型。以托宾Q值代表公司价值，作为被解释变量，两权分离度、现金流权和表决权分别为独立待考察对象，作为核心解释变量同时为门限变量，资产规模、财务杠杆和成长能力作为控制变量，则独立的两权分离项目三门限面板回归模型构建如式（1）。

四、数据说明及回归分析

（一）数据说明

数据源自国泰安数据库（CSMAR）。计量软件为Stata 12.0。以2003—2014年沪深两市A股上市公司为样本，剔除金融行业、ST公司和缺失值，为消除极端值影响进行了1%和99%缩尾处理，剔除不满足面板数据要求的其他样本，得到304家上市公司3 648条面板观测数据，变量的统计描述见表3。

（二）独立的两权分离项目三门限模型回归分析

当xi，t代表两权分离度时，定义为面板A；当xi，t代表现金流权时，定义为面板B；当xi，t代表表决权时，定义为面板C。对面板A、B、C数据通过式（1）模型分别进行回归，回归结果见表4、表5、表6和表7。

表4显示：面板A中，两权分离度为核心解释变量同时为门限变量，单门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝无门限的原假设，接受至少存在单门限的备择假设；双门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝存在单门限的原假设，接受至少存在双门限的备择假设；三门限效应的P值为0.0333，说明应拒绝存在双门限的原假设，接受至少存在三门限的备择假设；三个门限值分别为1.75%、2.76%和6.07%。

如表5所示：面板B中，现金流权为核心解释变量同时为门限变量，单门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝无门限的原假设，接受至少存在单门限的备择假设；双门限效应的P值为0.0133，说明应拒绝存在单门限的原假设，接受至少存在双门限的备择假设；三门限效应的P值为0.0033，说明应拒绝存在双门限的原假设，接受至少存在三门限的备择假设；三个门限值分别为22.08%、47.07%和57.72%。

如表6所示：面板C中，表决权为核心解释变量同时为门限变量，单门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝无门限的原假设，接受至少存在单门限的备择假设；双门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝存在单门限的原假设，接受至少存在双门限的备择假设；三门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝存在双门限的原假设，接受至少存在三门限的备择假设；三个门限值分别为28.92%、31.39%和47.07%。

表7列示了面板A、B和C的门限回归估计结果。

面板A中：当两权分离度小于等于1.75%时，两权分离度与公司价值正相关，但不显著，两权分离度每上升1%，公司价值上升16.02%；当两权分离度大于1.75%且小于等于2.76%时，两权分离度与公司价值显著正相关，两权分离度每上升1%，公司价值上升44.27%；当两权分离度大于2.76%且小于等于6.07%时，两权分离度与公司价值显著正相关，两权分离度每上升1%，公司价值上升8.12%；当两权分离度大于6.07%时，两权分离度与公司价值显著负相关，两权分离度每上升1%，公司价值下降0.98%。可见两权分离度作为门限变量同时为解释变量，与公司价值之间，存在倒U型关系，拐点为6.07%，所以使公司价值最大化的终极控制股东所有权与控制权分离度为6.07%。

面板B中：当现金流权小于等于22.08%时，现金流权与公司价值正相关，但不显著，现金流权每上升1%，公司价值上升0.73%；当现金流权大于22.08%且小于等于47.07%时，现金流权与公司价值显著负相关，现金流权每上升1%，公司价值下降1.08%；当现金流权大于47.07%且小于等于57.72%时，现金流权与公司价值负相关，但不显著，现金流权每上升1%，公司价值下降0.43%；当现金流权大于57.72%时，现金流权与公司价值显著负相关，现金流权每上升1%，公司价值下降0.96%。可见现金流权作为门限变量同时为解释变量，与公司价值间，存在倒U型关系，拐点为22.08%，所以使公司价值最大化的终极控制股东现金流权为22.08%。

面板C中：当表决权小于等于28.92%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降2.38%；当表决权大于28.92%且小于等于31.39%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司價值下降4.54%；当表决权大于31.39%且小于等于47.07%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降2.80%；当表决权大于47.07%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降2.17%。可见表决权作为门限变量同时为解释变量，在三个门限分割出的四个区间中，与公司价值均显著负相关，但程度不同，其中的区间1（表决权≤28.92%）和区间4（表决权>47.07%）对公司价值负面影响相对较小且影响接近，系数分别为-2.3820和-2.1648，如以负面影响最小为标准的话，应取区间4，但综合考虑面板A和面板B的回归分析结论，应取区间1为宜，因为面板B中最优现金流权为22.08%，面板A中最优两权分离度为6.07%，而表决权等于现金流权加两权分离度，即最优表决权应为28.15%，这与面板C中区间1（表决权≤28.92%）的上限28.92%基本吻合，另外，表决权在区间1（表决权≤28.92%）和区间4（表决权>47.07%）对公司价值负面影响很接近（系数分别为-2.3820和-2.1648），所以最优表决权取区间1（表决权≤28.92%）的上限28.92%为宜，即终极控制股东最优表决权比例为28.92%。

（三）互為条件的两权分离项目三门限模型回归分析

当xi，t为现金流权，yi，t为表决权时，定义为面板D，当xi，t为表决权，yi，t为现金流权时，定义为面板E。对面板D和E数据通过式（2）模型分别进行回归，回归结果见表8、表9和表10。

表8显示：面板D中，现金流权为受门限变量表决权影响的核心解释变量，单门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝无门限的原假设，接受至少存在单门限的备择假设；双门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝存在单门限的原假设，接受至少存在双门限的备择假设；三门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝存在双门限的原假设，接受至少存在三门限的备择假设；三个门限值分别为14.76%、25.69%和28.88%。

表9显示：面板E中，表决权为受门限变量现金流权影响的核心解释变量，单门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝无门限的原假设，接受至少存在单门限的备择假设；双门限效应的P值为0.0000，说明应拒绝存在单门限的原假设，接受至少存在双门限的备择假设；三门限效应的P值为0.0067，说明应拒绝存在双门限的原假设，接受至少存在三门限的备择假设；三个门限值分别为19.44%、22.08%和44.27%。

表10列示了面板D和E的门限回归估计结果。

面板D中：当表决权小于等于14.76%时，现金流权与公司价值显著正相关，现金流权每上升1%，公司价值上升8.46%；当表决权大于14.76%且小于等于25.69%时，现金流权与公司价值显著正相关，现金流权每上升1%，公司价值上升3.36%；当表决权大于25.69%且小于等于28.88%时，现金流权与公司价值显著正相关，现金流权每上升1%，公司价值上升1.29%；当表决权大于28.88%时，现金流权与公司价值显著负相关，现金流权每上升1%，公司价值下降0.45%。可见当表决权为门限变量时，受表决权影响的现金流权与公司价值存在倒U型关系，拐点在表决权的28.88%处，此处现金流权使公司价值最大化。而28.88%的表决权与面板C回归分析结论中最优表决权比例的28.92%基本吻合，这意味着28.88%的表决权不仅使受其影响的现金流权使公司价值最大，而且28.88%附近的表决权独立对公司价值负面影响最小。

面板E中：当现金流权小于等于19.44%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降3.07%；当现金流权大于19.44%且小于等于22.08%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降1.91%；当现金流权大于22.08%且小于等于44.27%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降2.99%；当现金流权大于44.27%时，表决权与公司价值显著负相关，表决权每上升1%，公司价值下降2.09%。可见，当现金流权大于19.44%且小于等于22.08%时，受现金流权影响的表决权对公司价值负面影响最小。而现金流权在区间（19.44%，22.08%]的上限22.08%与面板B回归分析结论中最优现金流权为22.08%完全吻合，这说明22.08%的现金流权不仅独立使公司价值最大化，而且也可使受其影响的表决权对公司价值负面影响最小。

五、结论和启示

以2003—2014年中国A股上市公司为样本，通过面板门限回归研究发现：两权分离度与公司价值之间存在倒U型关系，使公司价值最大化的终极控制股东所有权与控制权分离度为6.07%；现金流权与公司价值间存在倒U型关系，使公司价值最大化的终极控制股东现金流权为22.08%；终极控制股东最优表决权比例为28.92%；受表决权影响的现金流权与公司价值存在倒U型关系，当表决权为28.88%时，现金流权使公司价值最大化，这意味着28.88%的表决权不仅使受其影响的现金流权使公司价值最大，而且在28.88%附近的独立表决权对公司价值负面影响也最小；当现金流权大于19.44%且小于等于22.08%时，受现金流权影响的表决权对公司价值负面影响最小，而现金流权在区间（19.44%，22.08%]的上限22.08%与终极控制股东最优现金流权的22.08%完全吻合，这说明22.08%的现金流权不仅独立使公司价值最大化，而且也可使受其影响的表决权对公司价值负面影响最小。

上述实证结论对我国企业管控的启示在于：终极控制人对上市公司的所有权和控制权存在最优比例，不是越高越好，也不是越低越好，而是要适度；终极控制人所有权和控制权适度偏离可使公司价值最大化。

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