控制权私利、股权结构与董事会特征——来自中国民营上市公司的经验证据

张 璇 刘凤芹

(东北财经大学 经济学院，辽宁 大连 116025)

一、引言

“不完全合约理论”的创立者格罗斯曼和哈特(1988)区分了来自控制权的两种收益：控制权私利和股权收益。控制权私利是当前管理层或收购者自身享有的、股东不可分享的收益，它包括收购带来的互补效益、以低于股价的价格淘汰小股东的收益、控制权津贴和在极端情况下从股东转移给管理层或收购者的公司资源。但是，实践中却存在许多涉及控制权变更的大宗股权协议转让交易。在这些交易中，掌握着大量非流通股的大股东会以高于非流通股股票价值的价格进行交易，获得控制权溢价，从而攫取控制权私利。为了更好地抑制控制权私利水平，研究者们进行了卓有成效的理论探索。既往的研究结果显示，不论国外或国内上市公司都存在较高的控制权私利水平，且控制权私利的大小往往与第一大股东持股比例、股权制衡、股权集中度和董事会结构等因素相关。

本文拟采用大宗股权协议转让溢价法测算2005-2016年深沪交易市场内所有A、B股民营企业的控制权私利水平，并就控制权私利水平与股权结构和董事会特征之间的关系进行考察分析。

二、文献回顾

(一)控制权私利水平的度量方法

控制权私利水平衡量的是控制权私利的规模。由于控制权私利难以直接观测和计量，因此目前测量控制权私利水平多采用间接方法。从既有的文献看，测算控制权私利水平的方法主要有四种：其一，由Barclay等(1989)提出的大宗股权协议转让溢价法，即把收购方为大宗股权转让支付的每股价格与公开市场中流通的每股价格之差定义为控制权私利；其二，由Lease等(1983)、Doidge(2004)创立发展的测量控制权私人收益的方法，该方法通过计算企业发行的具有不同投票权股票的价格差来估计控制权私有收益，但这种方法不适用于像中国这样不允许同股不同权的国家；其三，是香港学者以中国股票市场上ST公司股价的超常收益作为对公司控制权私利水平的估计值，该方法更适于测量上市公司的壳资源价值；其四，由Hanouna等(2002)提出的以控制权交易价格和小额股权交易价格的差额来衡量控制权价值，该方法的使用前提是上市公司要同时发生控制权交易和小额股权交易。

(二)大宗股权协议转让溢价的缺陷及其改进

本文通过对关于大宗股权协议转让溢价的改进研究进行比较发现，Barclay等(1989)的方法不能直接应用于中国上市公司控制权私利的计算，因为我国上市公司拥有控制权的股东往往持有非流通股，流通股与非流通股之间存在巨大的价格差；唐宗明等(2002)、胡旭阳(2004)、齐伟山等(2004)对既有模型进行改进，用每股净资产衡量非流通股的价值，因为每股净资产是国际通用的资产定价基准。同时，涉及控制权转移的多是非流通股，而非流通股流动性比较差，市场对其定价一般低于具有同样收益但流动性高的资产；韩德宗等(2004)、刘剑民等(2007)、邓德强(2007)、杨克智(2011)等*杨克智、索玲玲：《控股股东持股比率、股权制衡与控制权私人收益研究》，《生产力研究》2011年第2期。借鉴Dyck和Zinglaes(2004)的修正模型，引入控制性股权比例对我国的控制权私人收益水平进行估计。马磊、徐向艺(2007)、刘茂平(2008)等则从交易溢价中剔除了表示股份持有者根据所持股份比例可以获得的预期的正常现金流，而这部分现金流是控股股东和小股东都可以获得的，不属于控股股东的控制权私有收益。林朝南等(2006)、杨淑娥等(2008)、姜锡明等(2009)用购并前三年的加权平均净资产收益率来表示并购方对目标企业的合理预期，这种方法能够减少净资产收益率各年波动较大而带来的计量误差。但是，由于本文采用的净资产收益率数据各年波动较小，因此仍使用平均净资产收益率来代表对企业正常现金流的预期。本研究借鉴上述学者控制权溢价的计算方法，并充分考虑到中国上市公司的实际情况，将非流通股价值纳入模型，以便能够更准确地估计中国民营上市公司的控制权溢价。

(三)影响控制权溢价及其控制权私利的因素

Michael等(1980)利用161宗交易数据测算得到美国的控制权溢价平均为13%。Mikkelson等(1991)考察了1978-1987年美国交易比例为1.5%-44%的普通股大宗转让交易数据，研究发现这些交易大约有10%的溢价。Dyck等(2004)利用393笔控制权大宗交易数据推导估计出39个国家的控制权私利平均为14%。唐宗明等(2002)选择1999-2001年沪深两市88家上市公司共90项大宗国有股和法人股转让事件为样本，发现样本公司的平均转让价格高于净资产价值近30%。刘剑民等(2007)采集了2003-2006年上半年沪深两市发生的上市公司股权转让交易，计算出转让溢价比例平均为18.06%。许文斌(2009)收集了2005-2007年发生的85宗股权转让事件的样本数据，得到我国上市公司存在的控制权私利平均水平达到企业净资产规模的26.66%，说明我国上市公司控制权私利问题是非常严重的。

通过对既往文献的梳理可以看到，这些研究比较多的关注于在控制权收益与第一大股东持股比例、股权制衡、股权集中度和独立董事规模之间的关系。如，杨松(2008)等采用因子分析方法研究各因素对控制权收益的解释程度，结果表明第一大股东持有股份比例因素因子对控制权收益的解释程度越来越小；屠巧平(2006)对控制权收益影响因素进行回归分析，结果显示，隐性收益和控制权收益与第一大股东控股比例呈显著的正相关，而显性收益与第一大股东控股比例呈显著的负相关；邓德强(2007)则认为，大股东的股权比例越高，其进行攫取控制权私人收益的动机就越小，尤其是在投资者保护水平较高的情况下，这种动机就更会受到限制；姜锡明等(2009)的研究表明，随着持股比例的增加，大股东将自动抑制对私有收益的诉求。再如，邓建平等(2004)、 吴红军(2009)等的研究发现，股权制衡度与控制权溢价存在负相关关系；而Dyck等(2004)、杨淑娥(2008)等的研究表明，公司股权集中度与控制权私有收益水平呈正相关关系。又如，刘佳刚(2006)的研究认为，如果独立董事能够发挥监督公司大股东的作用，则独立董事数额与大股东控制权收益成负相关，相反，则上述结论不成立。姜毅、刘淑莲(2011)的研究发现，独立董事比例在股改前后均不显著，即独立董事无法发挥抑制控制权私人收益的作用。*姜毅、刘淑莲：《信息披露质量与控制权私人收益——以股权分置改革为背景》，《财经问题研究》2011年第9期。这既与独立董事的比例数量较低有关，又和我国独特的制度背景密切相关，即我国上市公司设立独立董事的目的只是为了满足监管的需要。独立董事的聘任、薪酬等都受控股性股东的控制，独立性较差，因此不可能有效地制衡控股性股东，抑制控制权私人收益。

在前人研究成果的基础上，本文进一步研究董事长或副董事长是否兼任总经理、独董出席董事会议次数、高层持股比例等变量对控制权私利水平的影响。

三、研究设计

(一)样本选取

本研究样本来自国泰安CSMAR数据库中的股票和公司系列数据库。选取样本的条件： (1)剔除ST公司；(2)买方在交易之后获得控制权并且成为公司的第一大股东；(3)股权转让后第一大股东发生变更；(4)公告披露为非关联交易并公布了转让价格；(5)交易双方为自愿协商转让，不包括国家股在国有单位之间的无偿、抵债或被法院公告拍卖；(6)样本中不存在国有股的转让；(7)剔除财务数据或治理结构数据无法获得的上市公司；(8)股权转让获得证监会的批准并且已经完成；(9)剔除数据不全的样本；(10)中国民营上市公司的数据时间区间为2005-2016年，包括在深沪交易所上市的所有A、B股民营上市公司。中国民营上市公司是指2003年后大陆每年年末股权性质是民营企业的上市公司，或者后期转换为民营企业的上市公司。根据以上标准得到2005-2016年间有效样本104个。本文使用的统计软件为Eviews7.0。

(二)研究假设

本文使用董事长或副董事长是否兼任总经理和独立董事参加董事会议的次数代表董事会特征；使用高层持股比例、董事会持股比例、高管持股比例、前五大股东股权集中度和股权制衡度代表股权结构。

1.董事长或副董事长是否兼任总经理与控制权私利。关于两者之间的关系，学界大致存在两种观点：一种是管家理论观点，认为董事长或副董事长兼任总经理有利于赋予总经理更大的领导力和控制力，这种信任和授权使其能够充分发挥积极性和作用，以公司价值最大化和公司股价不断上升为目标。该理论的假设前提是将经理人设定为恪尽职守、忠于股东的利他主义者。甘于奉献的董事长或总经理是不会攫取控制权私利的，但这与理性经济人假设相悖。另一种观点认为，董事会在股东和总经理这对委托代理关系中担任“中间人”和“守门人”的角色，其重要性在于做出决策和监督总经理行为。如果董事长或副董事长兼任总经理，就会出现自己监督自己的情况，委托代理机制将会失效，从而降低了董事会的独立性及其监督功能。这种情况下，大股东攫取控制权私利就变得非常容易。据此，本文提出假设1：

假设1：董事长或副董事长兼任总经理的企业控制权私利水平较高。

2.独立董事参加董事会议的次数与控制权私利。一般来说，独立董事应该占据董事会的大多数席位且主要来源于公司外部的会计师、律师或行业专家，他们持有很少的股份和董事津贴，以保证其相对独立性。他们像是调解员和仲裁者，其作用是关心公司发展，监督大股东和CEO行为并促进企业内高管之间的竞争。所以，只围绕独立董事的人数、比例或构成展开研究是不够的。因为，董事会议的次数体现了董事会的勤勉程度，独立董事应当出席或委托出席董事会议以保障其有效地发挥调解、监督和仲裁职能。根据《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》的规定，上市公司独立董事连续三次未出席董事会会议的，由董事会提请该公司股东大会予以撤换。据此，本文提出假设2：

假设2：独立董事出席会议次数与控制权私利水平负相关。

3.高层持股比例、董事会持股比例和高管持股比例与控制权私利水平。本文所指高层是董事会、监事会和管理层的总称。董事会是受全体股东委托，代表公司行使股东权力的代理机构。它具有选任、评估、撤换、聘用高层管理者、制定薪酬计划和接班计划及确保有效的公司治理结构的职能，是对包括CEO在内的高层管理者最直接和最高级别的监督和制约。监事会是由股东大会选举的监事以及由公司职工民主选举的监事组成的，负责监督公司的日常经营活动以及对董事、经理等人员违反法律、章程的行为予以指正。如果董事会、监事会成员不持有股份，董事会、监事会就不会因为决策成功、监督得力而获利，也不会因为决策失败、监督不力而受损。因此，董事会、监事会没有积极性和动力执行其决策和监督职能。*王敏、黄新莹、黄超：《非执行董事影响高管薪酬激励契约的选择吗？——来自国有上市公司的经验证据》，《经济与管理评论》2017年第4期。反之，如果董事会、监事会成员持有一部分股份，剩余索取权与剩余控制权相统一，则一定程度上可以激励董事会、监事会，实现董事会、监事会与全体股东的利益趋同，降低控制权私利水平。

高管长期把控企业关键部门，对企业有强大的控制力。虽然适当给予高管股权激励可以提高高管的违约成本，约束高管行为，但过高的持股比例也会进一步增强高管的控制能力，其后果可能是管理层设法谋求私利，侵害其他股东的利益。据此，本文提出假设3a、假设3b、假设3c：

假设3a：高层持股比例与控制权私利水平负相关。

假设3b：董事会持股比例与控制权私利水平负相关。

假设3c：高管持股比例与控制权私利水平正相关。

4.前五大股东股权集中度、股权制衡度与控制权私利水平。一般来讲，公司中如果存在少数几个大股东时，他们在董事会中会占据主导地位以实现剩余索取权和剩余控制权的统一。大股东愿意收集信息，监督高管，很大程度上避免了搭便车问题。根据学者们的观察，德国和日本的大股东通常会提高董事的人员替换率，减少管理层相机抉择的支出；德国企业中大股东存在的益处大于坏处；美国的外部大股东使得接管的可能性大大增加了。

另外，股权制衡(多个大股东并存)可以在某种程度上约束大股东自由运用控制权，抑制内部人掠夺行为，减少控制权溢价。但是，股权制衡的副作用是可能与大股东形成合谋，增加代理成本，造成效率损失。据此，本文提出假设4a、假设4b：

假设4a：前五大股东股权集中度与控制权私利水平负相关。

假设4b：股权制衡度与控制权私利水平负相关。

(三)变量选择

2.解释变量。

表1 解释变量定义表

(四)模型设定

根据前文假设，本文采用面板模型对104家上市公司的控制权溢价水平进行实证分析，模型如下：

PBC=c+β1x1+β2x2+β3x3+β4x4+β5x5+β6x6+β7x7+ε

为了缓解异常值对回归结果的影响，所有比率变量均进行了5%和95%的Winsorize 处理。结果如表3所示。

四、实证结果

(一)描述性统计

本文使用大宗股权协议转让溢价法测算的中国民营上市公司控制权溢价为28.6%。该水平略高于美国纽约证券市场控制权溢价，这与发达国家的公司股权分散和对投资者保护程度较高有关。第二至第十大股东持股量平均为第一大股东持股量的1.2倍，说明股权集中在中国民营上市公司中还很明显。转让前控股股东持股比例平均为26.2%，说明该持股比例并不能保证控制权不发生变更。转让企业平均净资产收益率仅为1.6%，说明发生控制权转让的企业往往业绩不佳。转让股权比例平均为14.8%，说明获得14.8%的股权也许就可以掌握一家公司的控制权，远低于理论上所提出的控制权转移的最低标准20%。

表2 样本数据的描述性统计结果

(二)回归结果分析

表3 模型回归结果

从回归结果来看，虚拟变量x1的系数为负，说明董事长或副董事长兼任总经理的企业控制权私利水平较低，假设1不成立。一种可能的理论解释是大多数样本公司中的第一大股东既担任董事长又担任总经理，第一大股东持股比例与企业价值或代理成本呈非线性关系。均值为26.2%的持股比例可能落入了随持股比例上升企业价值提高的区间内。在此区间内，大股东的激励效应大于堑壕效应。相比于凭借对企业的控制权以获取隐性收益，侵害小股东利益，大股东更愿意有效的监督高管或直接参与经营管理来提升公司价值。变量x3的系数为正但不显著，表示独立董事出席会议次数与控制权私利水平不相关，假设2不成立，说明样本公司的独立董事是为了迎合对上市公司的要求而设置，与大股东存在私人关系，独立董事虽然出席会议但未尽到监督和咨询义务，独立董事并不“独立”。变量x2的系数为负且显著，表示董事会持股比例与控制权私利水平负相关，变量x7的系数为正且显著，说明高管持股比例与控制权私利水平正相关，变量x4的系数为负但不显著，可能是由于变量x2和x7的系数符号相反造成的，假设3的分假设b、c成立。变量x5和x6的系数为负且显著，表示前五大股东股权集中度与控制权私利水平负相关，股权制衡度与控制权私利水平负相关，假设4成立。就股权集中度与控制权私利水平的关系而言，本文与以往的研究结果并不一致。这可能是由于本文选取赫芬达尔5指数作为股权集中度的替代变量，它主要考察公司前五位大股东持股比例的集中程度，而非第一大股东的股权集中程度。这说明，由几个大股东控股的公司拥有更低的控制权私利水平。另外，前人在衡量股权制衡度时往往使用第二至第十大股东持股持股比例之和、控股股东持股比例与第二至第五大股东的持股比例之和的差距或前十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值作为替代变量，而本文使用第二至第十大股东持股量与第一大股东持股量之比来衡量股权制衡度。后者相对于前者更能反映股权制衡度的相对大小，即第二至第十大股东持股量是第一大股东持股量的几倍，更加精确和直观。这一研究结论与前人一致，再次证明了股权制衡对控制权私利水平的抑制作用。

五、结论与政策建议

通过对2005-2016年间发生的104个大宗股权协议转让事件的分析，本文测算得到其控制权溢价平均为28.6%。这个溢价之所以被称为控制权私利，是因为它不能由所有股东按照股权比例共享，而只能由控制方排他性的享有。进一步对控制权私利的影响因素进行分析，发现与以往的研究结论不同：董事长或副董事长兼任总经理对控制权私利水平具有抑制作用；独立董事出席会议次数与控制权私利水平不相关。与以往的研究结论类似，董事会持股比例与控制权私利水平负相关，高管持股比例与控制权私利水平正相关；前五大股东股权集中度与控制权私利水平负相关，股权制衡度与控制权私利水平负相关。这再次证明了董事会持股、股权集中和股权制衡对控制权私利水平的抑制作用。

由此，本文得到以下公司制度建设的启示：

其一，董事长或副董事长兼任总经理并不像人们印象中那么可怕。股东大会和董事会应密切关注第一大股东的持股比例，在适当的持股区间内，大股东的激励效应大于堑壕效应，第一大股东兼任董事长和总经理可以增强对企业的控制力、领导力和凝聚力，便于实施改革和创新。其二，进一步完善独立董事聘任制度，董事会在聘任独立董事时应深入考察其与大股东或CEO的社会关系，尽量避免大股东或CEO的老乡、校友、老同事任独立董事，不应聘任灰色董事。其三，董事会应持有股份，持股比例尽量与其剩余控制权大小相对应。这样，董事会才有积极性和动力执行其决策和监督职能，实现董事会与全体股东的利益趋同，降低控制权私利水平。在大股东和董事会不存在缺位的情况下，应控制高管持股比例，防止高管谋求私利，侵害其他股东的利益。其四，股权结构应保持适度集中，且同时培养几个大股东。控股的少数几个大股东比分散的小股东更愿意收集信息、参与决策、监督高管、关心企业发展。几大股东之间的制衡关系可以防止“一股独大”，避免内部人控制问题的产生，降低控制权溢价。

党的十八大以来，混合所有制经济改革不断深入，在许多领域形成了规范的现代企业制度，为盘活国有资产存量、促进国民经济快速增长，找到了有效的途径。同时，也为实现政企分开创造了产权条件，以及为国有企业顺利转制提供了契机。党的十九大报告进一步强调：深化国有企业改革，发展混合所有制经济，培育具有全球竞争力的世界一流企业。但是，在混合所有制改革的过程中，非公企业或面临控制权变更的问题，担心被国有企业“一锅端”。而国有企业同样也有担心，一则担心因运营模式、管理风格等不同产生摩擦、影响效率，二则担心经营不善，造成国有资产流失。对此，混合所有制改革的积极方向：第一，应激发企业家潜能，保护企业家的创新热情；放松政府对企业用人的管制，利用公司治理机制约束企业家及职业经理人行为。第二，选派非公企业代表进入董事会，参与公司决策，限制大股东的“掏空”行为，保护全体股东权益。第三，提高非公企业的持股比例，与几大股东形成制衡态势，改善股权结构，促进股权多元化，增加非公企业参与混合所有制改革的积极性。