数据来源与研究模型设计

第三章　最终控制人性质、两权分离与公司资本投资的实证研究

第一节　　引　言

自La Porta et al.(1999)以来，一系列的研究表明，除英美等少数国家之外，股权集中的现象在世界范围内普遍存在(Claessens et al. ，2000; Faccio et al. ，2002)，大多数公司存在终极控制性股东。在集中的股权结构下，控制性大股东与外部中小股东之间的代理冲突取代传统的管理层与股东之间的委托—代理问题，成为公司治理研究的重点问题。由于控制性大股东与外部中小股东之间的信息不对称问题以及契约不完备性的存在，使控制性大股东能够以多种方式对中小股东的利益进行侵占(LLSV，2002)。终极控制人通过“金字塔”结构、交叉持股和双重股票等方式实现了控制权与现金流权的偏离，这样终极控制人对追求自身私利而损害中小股东的行为只承担较小部分的成本，而更大的损失则由中小股东承担(La Porta et al. ，1999)。大股东基于自身利益最大化的考虑，通过“隧道挖掘”行为攫取了控制权私利，降低了公司价值损害中小股东的利益。Claessens et al.(2002)对东亚上市公司的研究发现，控制股东的现金流权与公司价值正相关，具有“激励效应” ，而控制权与现金流权的分离与公司价值负相关，具有“堑壕效应” 。徐莉萍等(2006)、王鹏(2008)提供了我国上市公司控制股东持股具有的价值侵占与激励效应的经验证据。夏立军和方轶强(2005)研究发现，与非政府控制公司相比，政府控制尤其是较低层级的县级和市级政府控制对公司价值产生了负面影响。控制性大股东为追求自身控制权私利而损害公司价值必然依托于一定的公司行为，因而直接检验控股股东特征与公司价值的研究忽略了公司行为的中间作用，资本投资是公司最为重要的财务活动之一，资本投资效率是影响公司价值的重要因素(Jensen，1993; Titman et al. ，2004)，并且无效率的资源性投资扩张形成的控制权收益是控制性大股东追求私人收益的重要来源(La Porta et al. ，1999; Claessens et al. ，2000)。因此，研究控制性大股东特征与公司资本投资行为之间的关系具有重要的意义。Wei and Zhang(2008)以东亚国家的公司为研究样本发现，大股东两权分离度越高，公司的过度投资现象越严重。Albuquerue et al.(2008)的研究表明，控股股东通过过度投资获取控制权私利而侵占中小股东利益，并且在投资者保护越弱，控股股东的过度投资现象越严重。我国作为转轨经济背景下的弱法制环境国家，上市公司股权结构相对集中，存在控制性大股东、终极控股股东两权分离程度，最终控制人产权性质及政府控制层级必定影响公司的资本投资行为，程钟鸣和夏银桂(2009)研究发现，正自由现金流容易导致公司的过度投资行为，而地方政府控制的企业中，正自由现金流导致的过度投资较为严重;控股股东持股比例的上升能够对过度投资行为产生抑制作用，但是地方政府作为控股股东弱化了持股比例增加具有的治理效应。周中胜和罗正英(2011)研究了财政分权程度与政府层级对企业过度投资行为的影响，发现地方政府控制更可能存在过度投资行为。但是这些研究均未检验终极控制人的不同股权性质及控制权与现金流权分离程度对过度投资的影响。唐雪松等(2010)对地方国企过度投资行为的研究发现，为实现当地GDP增长，地方政府的干预导致了地方国有企业的过度投资行为。刘星与连军(2011)对地方国有公司的研究发现，地方政府控制权与现金流权的分离表现出“堑壕效应” ，利用控制权攫取私利的过度投资行为较为严重，但是当地方政府持有的现金流权较大时，能够抑制自由现金流导致的过度投资行为。仅以地方政府控制公司为研究样本，对不同政府控制层级和不同产权性质的控制性股东特征导致的资本投资差异不能够有全面的认识。因此，结合终极控制人性质和政府控制层级，研究终极控制权与现金流权的分离导致的过度投资现象的影响及差异，对于理解我国转轨经济时期大股东控制下的公司资本投资行为具有重要的意义。

本章以2004～2010年沪深A股非金融上市公司为样本，基于终极控制人性质和政府控制层级检验终极控制权与现金流权分离对公司过度投资行为的影响。研究发现，终极控制权与现金流权的分离程度越大，公司过度投资行为越严重;国有控制公司尤其是地方政府控制公司更可能发生过度投资行为;且在国有控制公司尤其是地方政府控制公司中，终极控制权与现金流权导致的过度投资行为更加严重。本章相对于已有文献的贡献之处在于:从终极控制人的视角出发，不仅验证了终极控制权与现金流权分离对公司资本投资的影响，更进一步研究终极控制人性质和政府控制层级的不同对两权分离导致的过度投资差异，对于认识我国上市公司现阶段大股东控制下的资本投资行为具有重要意义，此外也从终极控制人特征角度提供了大股东通过资本投资对中小股东进行利益侵占的证据。

第二节　理论分析与研究假设

Grossman and Hart(1986)将控制权收益分为共享收益和私有收益，其中，共享收益指全体股东按照持股份额享有的部分，私有收益指仅由控制性大股东享有的利益部分。由于现金流权是控股股东获得控制权共享收益的份额，控制权使控股股东获取控制权私有收益的权力。因此，控制性股东通过权衡控制权共享收益和私有收益，在终极控制权与现金流权分离的情况下，控制性股东对控制权私有收益的重视远远高于共享收益。La Porta et al.(1999，2000)的研究认为，当大股东的控制权高于现金流权时，大股东攫取控制权私利会对公司价值造成损害，但是对于公司价值的损害部分，大股东仅承担与其现金流权相应的损失，只要控制性股东获取的控制权私利超过所付出的，控制性大股东就会实施侵占中小股东的行为。因此，较高的控制权使大股东具有从公司攫取控制权私利的动机与能力，且两权分离程度越大，控制性大股东对中小股东利益侵害的动机越强，实施侵害的程度越严重(La Porta et al. ，1999; Claessens et al. ，2002)。学者们从股利政策、债务融资角度提供了控股股东对中小股东侵占的证据(Faccio et al. ，2001，2003)，国内学者也从控股股东资金占用及股利政策角度，对控股股东的利益侵占问题进行了研究(李增泉等，2005;雷光勇等，2007;王化成等，2007)。由于能够从更多的资源控制中获取更大的私人利益，资本投资扩张已成为股权集中模式下终极控股股东及其代理人获取控制权收益的重要来源。La Porta et al.(2000)研究发现，在股权集中条件下，控股股东会因两权分离而有强烈动机使公司投资行为与股东利益最大化目标发生偏移，进而为获取控制权私有收益，侵害中小股东利益而实施非效率投资行为。由于控制权私利与公司规模正相关，因此当投资者法律保护较弱时，控制性大股东具有扩大投资规模的动机(Rui Al and Neng Wang，2008)。我国目前处于新型加转轨经济时期，上市公司所有权高度集中，存在控制性大股东且控股股东控制权与现金流权分离程度较大。此外，公司治理机制不够完善，投资者法律保护水平较低，各项法律与监管制度存在缺陷，由此控制性股东对控制权私有收益的追求，将驱动过度投资行为的发生。

基于以上分析，提出假设3 －1:

假设3 －1:终极控制权与现金流权分离程度越大，过度投资行为越严重。

我国上市公司绝大部分由国有企业改制而来，当最终控制人性质为国有时，一方面，公司行为受到政府的影响较大。首先，Lin et al.(1998)研究发现，中国国有企业由于承担了政府的多重目标，诸如经济发展战略、就业、税收任务、社会保障与稳定等，由此导致国有企业的政策性负担。这些政策性目标的承担模糊了国有控制公司的价值创造与提升目标，使公司的经营活动偏离公司价值最大化目标，反映到资本投资问题上就是进行盲目的扩大规模、重复建设等无效率的过度投资行为。陈信元和黄俊(2007)的研究发现，政府直接控制的上市公司出于政治目标和社会职能的考虑，更可能进行降低公司绩效的多元化经营。其次，基于业绩的薪酬决策无法在国有企业得到有效实施，政府对管理层报酬实施薪酬管制，受到管制的外生薪酬安排缺乏应有的激励效率(陈冬华等，2005)，造成国有企业管理层激励约束机制的缺失。对于公司经营目标的扭曲及管理层激励约束机制的缺失，容易导致资本配置的低效率(方军雄，2007)，发生过度投资行为。另一方面，从法律监督与约束来说。相对于非国有控制的公司，法律制度对于政府行为难以起到有效约束与监督的功效。综上，国有控制企业的政策性负担、管理层激励约束机制的失效及法律监管的不力使国有控制公司的过度投资行为可能更严重。

基于以上分析，提出假设3 －2:

假设3 －2:国有控制性质不仅加重了公司的过度投资，还强化了终极控制权与现金流权分离导致的过度投资行为。

在我国转轨经济过程中，由于各级政府的权力和职能不同，致使它们在资本市场上的动机和行为也有所差异。首先，地方政府虽然获得了更多的财政与经济管理自主权，但是也必须承担相应的社会目标，如实现扩大就业与社会稳定等。这些社会目标的实现必然依托于地方政府控制的公司，Shleifer(1998)指出，地方政府会利用政府所有权追求政治目标，这会导致国有企业的低绩效。其次，由于经济绩效指标是地方政府官员选拔和提升的重要标准，而地方政府控制公司的资本投资扩张是当地GDP增长的直接方式。因此，为了实现地方政府官员个人的职位晋升目标，地方政府官员具有追求公司规模扩张的动机;由于地方政府拥有其所控制国有公司管理层的任免权，这些公司的管理者为了自身的职位稳固会迫于地方政府的压力而履行迎合地方政府的政策性负担和政治升迁目标的规模扩张行为，容易导致过度投资行为。夏立军和方轶强(2005)研究发现，与非政府控制的上市公司相比，政府控制的上市公司的公司价值更低，并且这主要是由于低层级政府控制的上市公司价值更低所引起。因此，当公司的终极控制人为地方政府时，终极控制权与现金流权偏离导致的终极控制人通过扭曲资本投资行为以获得私人收益的动机将更加强烈。

基于以上分析，提出假设3 －3:

假设3 －3:相对于中央国有企业，地方政府控制的企业中两权分离程度导致的过度投资更加严重。

第三节　数据来源与研究模型设计

一、样本选择与数据来源

本书基于我国沪深两市A股上市公司2004～2010年样本，样本筛选遵循如下原则:剔除金融保险业上市公司;剔除相关数据缺失的公司;为消除极端值影响，对本书中使用的主要连续变量，我们对处于0～1%和99%～100%之间的极端值进行了Winsorize处理。本书使用的数据均来自CSMAR与CCER数据库。

二、模型设计与变量定义

1.对过度投资的计量

对过度投资的衡量，本书借鉴Richardson(2006)和辛清泉等(2007)的方法，采用预期投资模型的残差表示。

模型(3 －1)中各变量含义如下:因变量New_ Invt表示t年的新增资本投资，是公司t年总投资减去维持性投资的差额，其中，总投资等于现金流量表中投资活动净现金流量的相反数除以资产总额，维持性投资为现金流量表附注中固定资产折旧和无形资产摊销之和除以资产总额。预期投资支出用投资期望模型计算得出，新增投资支出(New_ Inv)减去投资模型计算得出的预期投资，即投资期望模型(3 －1)的残差为过度投资。Growtht－1表示公司的成长机会，公司成长机会越多，资本投资量应该越大，用t － 1年营业收入增长率及托宾Q作为成长机会的代理变量。Leveraget－1、Casht－1与Sizet－1分别表示上市公司t －1年的资产负债率、现金持有量、公司规模，Returnt－1表示上市公司t －1年的股票收益，当年5月到次年4月经市场调整后的，以月度计算的年度回报率。Aget－1和New_ Invt－1分别表示t － 1年末的上市时间和t －1年的资本投资。此外，为了充分考虑行业效应和年度效应，模型中还加入行业哑变量Industry和年度哑变量Year。

2.最终控制人性质、两权分离与公司资本的实证模型

模型(3 －2)主要用来检验两权分离程度对过度投资的影响。模型(3 －2)中Over_Inv表示过度投资程度，为模型(3 － 1)大于零的残差;解释变量Dev表示控股股东的两权分离程度，分别用控制权与现金流权的差值和比值两种方法来计量;模型控制了管理费用率M_Rate、大股东占款Occupy和自由现金流FCF，此外为了控制行业和年度效应，模型中加入行业虚拟变量和年度虚拟变量。根据假设3 －1，终极控制权与现金流权分离度越大，过度投资越严重，因此预期两权分离程度Dev的系数α1为正。

为检验最终控制人性质、两权分离与过度投资的关系，在模型(3 －2)的基础上加入国有控制虚拟变量State及其与两权分离程度Dev的交乘项Dev × State，根据假设3 － 2，国有控制性质加剧了终极控制权与现金流权分离导致的过度投资，因此预期Dev × State的系数为正。此外，根据最终控制人性质将全部样本分为国有和非国有两组，用模型(3 －2)分别对每组样本进行回归，检验国有和非国有控制组中两权分离程度Dev系数的差别。

为检验政府干预程度、两权分离与过度投资的关系，在模型(3 － 2)的基础上加入地方政府控制虚拟变量Local及其与两权分离程度Dev的交乘项Dev × Local，选择国有控制样本进行实证检验，根据假设3 － 3，相对于中央国有企业，地方政府控制的企业中两权分离程度导致的过度投资更加严重，因此预期Dev × Local的系数为正。此外，根据政府干预程度不同，将国有控制样本分为中央政府控制公司和地方政府控制公司，使用模型(3 － 2)分别检验中央政府控制组和地方政府控制组中两权分离程度对过度投资的影响差异。

具体各变量定义，见表3 －1。

表3 －1　变量定义

续表

第四节　实证检验结果与分析

一、变量估算结果、描述性统计与单变量分析

表3 －2是预期投资模型(3 －1)的回归结果，两个回归的被解释变量均为新增资本投资支出，根据模型(3 －1)估算的大于零的回归残差即为过度投资，从表3 －2的结果看，各变量系数与预期一致，以托宾Q作为公司成长机会代理变量，回归结果不显著为正，因此本书以营业收入增长率作为估计过度投资水平。

表3 －2　预期投资模型回归结果

注:＊＊＊、＊＊、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著(双尾);括号内为相应系数的t值。

表3 －3是主要变量的描述性统计结果。其中，过度投资Over_Inv的均值和中位数分别为0. 0537和0. 0359，最大值达到了0. 6468，表明我国上市公司过度投资比较严重;新增投资New_Inv的均值为0. 0232，方差为0. 0417，表明各公司间资本投资规模存在一定差异;终极控制权与现金流权之差Dev1的均值为5. 943，最大值为29. 9086，终极控制权与现金流权之比Dev2的均值为1. 4267，最大值为5. 7714，表明我国上市公司终极控股股东的两权分离程度较为严重;管理费用率M_Rate的均值和中位数分别为0. 0926和0. 069;大股东占款Occupy的均值和中位数分别为0. 0254和0. 0109;自由现金流FCF的均值和中位数分别为0. 0295和0. 0274。

表3 －3　描述性统计

表3 －4是基于不同变量分组检验过度投资与新增投资差异的结果。可见，以两种两权分离的衡量方式分组，两权分离程度较高组的过度投资和新增投资规模均显著大于两权分离程度较低组的过度投资和新增投资规模，表明终极控制权和现金流权的分离程度越大，过度投资越严重，初步证明假设3 － 1;以终极控制人性质分组中，国有控制组的过度投资和新增投资规模均显著高于非国有控制组的过度投资和新增投资规模，表明与非国有控制公司相比，国有控制公司终极控制权与现金流权的分离导致的过度投资更加严重，与假设3 － 2相符;按政府干预程度分组的结果显示，地方政府控制公司的过度投资与新增投资规模更大，但是均值和中位数差异性检验不显著。

表3 －4　基于不同变量分组检验过度投资与新增投资差异的结果

注:按控制权－现金流权及控制权÷现金流权分组时均以行业中位数为界，分为两权分离较高组和两权分离较低组;按终极控制人性质分为国有控制组和非国有控制组;按控制人的政府控制层级分为地方政府控制组和中央政府控制组。平均值的检验方法是t检验，中位数的检验方法是Wilcoxon秩和检验;*、＊ ＊、＊ ＊ ＊分别表示在0. 1、0. 05、0. 01水平上显著(双尾)。

二、终极控制人性质、两权分离与过度投资的检验结果

表3 －5是终极控制人性质、两权分离程度与过度投资的回归结果。模型①和模型②是两权分离对过度投资影响的检验结果，可见，终极控制权与现金流权之差Dev1和终极控制权与现金流权之比Dev2的系数均显著为负，且Dev1的显著性水平为1%。这表明，两权分离程度越大，过度投资越严重，假设3 －1得到证明。模型③是终极控制人性质与过度投资的检验结果，国有控制性质State在10%的显著性水平上为正，表明在国有控制公司中，过度投资更加严重。模型④和模型⑤分别是在模型①和模型②的基础上加入国有控制性质State及其与两权分离程度的交乘项，由结果可见，Dev1和Dev2的系数均不显著，但两权分离与国有控制性质的交乘项Dev1× State和Dev2× State的系数均显著为正，这表明，在国有控制公司中，两权分离导致的过度投资更加严重，综合模型③的结果，国有控制性质不仅加重了过度投资程度，还进一步强化了两权分离对过度投资的影响，假设3 － 2得到验证。

表3 －5　终极控制人性质、两权分离与过度投资

续表

注:＊ ＊ ＊、＊ ＊、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著(双尾);括号内为相应系数的t值。

为加强本部分检验结果的稳健性，进一步将全部样本根据终极控制人性质分为国有控制组和非国有控制组，分别检验不同组中两权分离与过度投资的关系，表3 －6是分组检验结果，可见国有控制组中两权分离Dev1和Dev2的系数均在1%的水平上显著为正，而非国有控制组Dev1和Dev2的系数均不显著为负，表明国有控制组中两权分离导致的过度投资更加严重。

表3 －6　分组检验国有控制与非国有控制中两权分离与过度投资的关系

注:＊＊＊、＊＊、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著(双尾);括号内为相应系数的t值。

三、政府控制层级、两权分离与过度投资的检验结果

表3 －7是政府控制层级、两权分离与过度投资的回归结果，模型①～模型④是将终极控制人为国有公司分为地方政府控制组和中央政府控制组，分组检验两权分离对过度投资的影响，由结果可见，地方政府控制组中两权分离程度Dev1和Dev2的系数均显著为正，且显著性水平为1%，而中央政府控制组中两权分离程度Dev1和Dev2的系数均不显著。分组比较可知，地方政府控制公司中，终极控制权与现金流权分离导致的过度投资更加严重。模型⑤～模型⑦是全样本检验政府控制层级、两权分离与过度投资的回归结果，由模型⑤中地方政府控制虚拟变量Local的系数在5%的显著性水平上为正，中央政府控制虚拟变量Central的系数在1%的显著性水平上为负;模型⑥和模型⑦中两权分离程度Dev的系数均不显著，而两权分离程度与地方政府控制的交乘项Dev1× Local和Dev2× Local的系数均显著为正，两权分离程度与中央政府控制虚拟变量的交乘项Dev1× Central和Dev2× Central的系数均不显著，综合上述分析可知，地方政府控制公司中的过度投资现象更加严重，且地方政府控制公司中两权分离导致的过度投资现象更加严重，假设3 －3得到验证。

表3 －7　政府控制层级、两权分离与过度投资

续表

注:＊＊＊、＊＊、*分别表示在1%、5%、10%的水平上显著(双尾);括号内为相应系数的t值。

四、稳健性检验

为了检验上述结论的稳健性，本书进行了如下稳健性检验:

(1)用Tobin_ Q作为成长性的替代变量，估算过度投资程度，然后再对以上模型进行回归;

(2)根据过度投资程度是否大于0，将全部样本非为两类，如果大于0，则将其定义为过度投资，取值为1，否则取值为0，利用Logit模型对其进行回归;

(3)在La Porta(1999)、Faccio(2002)等一些有代表性的研究中常常把终极控股股东有效控制比例界定为10%或20%，本书选择10%和20%作为终极股东有效控制比例，对以上研究结论进行检验。上述结果与前文的研究结论无实质性差异。基于稳健性检验，本书的结论是比较稳健的。

第五节　结　论

在我国新兴加转轨经济时期，上市公司股权结构高度集中，存在控制性大股东及终极控制权与现金流权的分离，控制性股东特征对公司价值的影响引起学者的高度关注，然而控制性大股东影响公司价值必然依托于一定的公司行为，资本投资行为是决定公司价值的重要因素。因此，本章基于我国上市公司终极大股东控制的制度背景，缩短了控制性股东特征与公司价值的研究链，对控制性大股东特征与公司资本投资行为进行实证检验。研究发现，终极控制权与现金流权的分离程度越大，公司过度投资行为越严重;国有控制公司尤其是地方政府控制公司更可能发生过度投资行为;且在国有控制公司尤其是地方政府控制公司中，终极控制权与现金流权导致的过度投资行为更加严重。本章的研究结论表明，在我国现阶段，仅仅依托股权分置改革，改善“一股独大”的集中股权结构是不够的，还必须推进地方政府控制公司的产权改革，完善公司治理机制，加强法律监督，从根本上改善公司治理环境，才能真正提高公司的投资效率。