终极所有权与公司业绩

　　摘要：本文从终极所有权的角度出发，以20122014年A股上市公司为样本，在考虑终极所有者性质和股权结构内生性的基础上，研究终极所有权与公司业绩的关系。在对指标的选择上，本文运用主成分分析法确定被解释变量并剔除了行业因素影响。研究发现：（1）终极所有权比例与公司业绩存在正相关关系，较高的终极所有权比例对终极所有者产生激励效应；（2）私有产权的公司业绩比国有产权高，而我国大部分上市公司仍由国家最终控制；（3）终极所有权具有内生性。研究结果丰富了股权结构相关研究和经验证据。
　　关键词：终极所有权终极所有者性质公司业绩股权结构内生性
　　代公司制度的核心是建立完善的公司治理结构，而股权结构是公司治理结构的核心内容，是公司治理效率的主要决定因素，并通过影响理财行为和经营目标影响公司业绩。不合理的股权结构会产生严重的代理问题，导致大股东侵害行为的发生，损害公司价值并严重影响经济发展。要完善公司法人治理结构、改善投资环境，促进证券市场持续健康发展，就必须致力于优化股权结构。本文从终极所有权的角度出发，在考虑终极所有者性质基础上，研究终极所有权与公司业绩的关系并进行了股权结构内生性检验，丰富了股权结构相关研究和经验证据。
　　一、理论分析与研究假设
　　终极所有者（ultimateowner）即终极控制人（或最终控制人、实际控制人），是指通过金字塔结构、交叉持股及多重控制链等控制权安排形成对公司最终控制的人。由于本文选取的样本时期跨度长，为保证样本的代表性和完整性，本文选取一个较低的投票权水平10作为判别终极所有者的阈值。终极所有权（ultimateownership）是指终极所有者对上市公司的所有权，本文用终极现金流权（ultimatecashflowrights）来度量，即终极所有者与上市公司每条股权关系链每层持有比例相乘之总和。
　　控制权收益分为控制权共享收益和控制权私人收益。控制权共享收益是指终极所有者对代理人实施有效监督或直接参与改善公司治理而带来的公司价值提升的收益。这种收益由终极所有者和其他中小股东按照所有权比例分配，是所有股东所共享的收益。这一收益对应的绝大部分成本都由终极所有者承担，包括决策成本、信息收集成本、监督成本等，其他中小股东只是搭便车的角色。控制权私人收益是指终极所有者凭借自身优势进行隧道挖掘、股权稀释等自利行为获得的其他中小股东无法获得的收益，包括货币性收益和非货币性收益，这种收益只由终极所有者享有。其中，除名誉性的私人收益外，其他控制权私人收益都是其对公司利益的攫取，是对其他中小股东利益的侵害。当然，终极所有者获得这种利益也是要承担成本的，包括：（1）隧道挖掘导致公司价值下降而造成的按比例分配的控制权共享收益的减少；（2）暗中进行自利行为的操作成本；（3）一旦东窗事发可能要承担的法律责任成本。而终极所有者究竟会采取什么样的行动取决于其对上述收益、成本的权衡。
　　根据控制权收益理论，当终极所有者拥有的终极所有权比例较低时，其可以获得控制权共享收益的比例较低且不得不为之付出较高成本。相比之下，采取一些手段谋取控制权私人收益的成本较低。这样，其就倾向于做出对公司不利的机会主义行为来实现自身利益的最大化，侵害公司价值，造成公司业绩下降；当终极所有者拥有的终极所有权比例较高时，其可以获得控制权共享收益的比例较高，谋取控制权私人收益的成本也随之提高。这样会对终极所有者产生激励效应，让他有动力去积极参与改善、监督公司治理，减少攫取公司利益的动机，提高公司业绩。基于此，本文提出假设1。
　　假设1：在其他条件不变的情况下，终极所有权集中程度与公司业绩呈正相关关系。
　　本文将上市公司终极所有者性质分为国有产权GOV（包括各级政府、各级国有资产管理机构及其他政府部门）、私有产权PRI（包括非国有企业、自然人）和其他OTHER（外资、高校等）。与私有产权相比，国有产权存在以下特殊性：（1）国有产权控制的公司会受到过多的行政干预，无法完全按照市场规律运作；（2）国有产权控制公司的经营目标往往不是公司价值最大化而是调节社会经济使社会福利最大化；（3）国有产权控制的委托代理链较长，国家作为虚拟产权主体缺乏对上市公司的有效监督。基于此，本文提出假设2。
　　假设2：在其他条件不变的情况下，与国有产权相比，私有产权的公司业绩更高。
　　二、研究设计
　　（一）样本选取与数据来源
　　本文以20122014年沪深两市所有A股上市公司为样本，并进行如下剔除：（1）2011年12月31日之后上市的公司；（2）在20122014年3年中被ST或ST的公司；（3）年报数据不全的公司；（4）金融行业公司；（5）本文计算指标出现异常值的公司；（6）年报中没有披露终极所有者的公司。最终本文得到908个样本公司、2724个年度观察值。所有数据均来自于深圳市国泰安信息技术有限公司的CSMAR数据库，所有的计量手段通过SPSS16。0完成。
　　（二）变量选取
　　被解释变量、解释变量以及控制变量的符号及定义见上页表1。
　　1。被解释变量。本文选取净资产收益率、总资产利润率、经营现金流资产比率、每股收益、总资产周转率、营业收入增长率、营业利润增长率、流动比率这8个反映公司盈利能力、营运能力、成长能力及偿债能力的财务指标，运用主成分分析法将其综合为一个能解释上述8个指标大部分方差变化的综合业绩得分P。虽然由于人为操纵可能性的存在，其中的某个指标缺乏可靠性，但是，在3年的时间里对上述8个指标同时进行操纵的可能性不大，这样就降低了会计操纵的影响。同时，为了控制行业因素的影响，本文对上述8个指标按上市公司所属行业中位数进行了调整，使结论更加具有说服力。
　　首先对8个指标数据进行KMO和Bartlett球度检验，以判断它们是否适合进行主成分分析。检验结果显示KMO值为0。6195且在1水平上显著，说明样本数据适合进行主成分分析。主成分分析过程中提取的四个主成分累计解释方差变化的65。93，保留了原有数据的大部分信息。然后将成分矩阵中的系数分别除以每个主成分的特征值的算术平方根得到主成分得分系数矩阵，接着根据主成分得分系数和标准化后的权力指标计算主成分得分。若用Fn（n1，2，3，4）表示主成分，用X表示标准化后的指标X，主成分的表达式如下所示：
　　F10。3121ROE0。6060ROA0。4022CFOA0。5633EPS0。1779AT0。0779GROWOR0。1245GROWOP0。0554CURRENT
　　F20。060ROE0。0555ROA0。1350CFOA0。1050EPS0。6555AT0。3781GROWOR0。1132GROWOP0。6152CURRENT
　　F30。0395ROE0。0422ROA0。1951CFOA0。0054EPS0。0285AT0。6303GROWOR0。5691GROWOP0。4864CURRENT
　　F40。2406ROE0。0687ROA0。2696CFOA0。0827EPS0。0512AT0。5105GROWOR0。7134GROWOP0。2927CURRENT
　　最终将各样本的四个主成分得分以每个主成分可以解释的方差比例为权重加权平均，得到每个样本的综合业绩指标P，该指标越大表示公司业绩越好。综合业绩指标的计算公式如下所示：
　　P26。63765。930F114。07465。930F212。78669。930F312。43265。930F40。404F10。213F20。194F30。189F4
　　2。解释变量。本文用终极现金流权来度量终极所有权比例，即终极所有者与上市公司每条股权关系链每层持有比例相乘之总和。
　　3。控制变量。本文在借鉴相关研究的基础上，选取终极所有者性质虚拟变量、资产规模、资产负债率、风险因子、独立董事比例作为控制变量，同时控制了年度，以尽量控制公司业绩的其他影响因素。
　　（三）模型建立
　　本文建立以下模型以检验提出的假设，其中模型2引入平方项以检验终极所有权与公司业绩之间是否存在非线性相关关系。
　　模型1：
　　P01UO2PRI3THER4Size5DTA6Risk7IndDirectorYear
　　模型2：
　　P01UO2UO23PRI4OTHER5Size6DTA7Risk8IndDirectorYear
　　三、实证分析
　　（一）描述性统计
　　对公司业绩P、终极所有权UO按终极所有者性质进行分组统计，其结果如上页表2所示。结果显示：（1）我国大部分（65。27）上市公司仍由国家最终所有，而现有研究中一致认为具有较高治理效率的机构投资者和国外战略投资者在我国上市公司的终极所有者中所占的比例很小；（2）从均值的角度，国有产权控制的上市公司的业绩水平低于私有产权控制；（3）国有产权控制的上市公司的终极所有权比私有产权控制的上市公司更加集中。
　　（二）回归分析
　　本文首先假设股权结构外生，运用普通最小二乘法进行回归分析，两个模型的回归结果见表3。回归结果显示：（1）模型1中UO的系数非常显著，而引入平方项的模型2中UO2的系数不显著，说明终极所有权比例与公司业绩是正相关关系，不存在非线性相关关系，假设1通过检验，即终极所有权与公司业绩呈正相关关系；（2）以国有产权控制为参照，私有产权控制PRI的系数为正且显著，假设2通过检验，即私有产权控制的上市公司的业绩要优于国有产权控制的上市公司；（3）资产规模与公司业绩显著正相关，说明较大的资产规模带来的规模效益对公司业绩有正向的促进作用；（4）资产负债率与公司业绩显著负相关，说明负债带来的财务风险产生的负面效应大于负债产生的抵税效应；（5）风险因子与公司业绩显著负相关，说明上市公司个股风险越大，公司业绩越低；（6）独立董事比例与公司业绩显著正相关，说明独立董事比例越高，其发挥的监督作用有利于提高公司业绩。
　　此外，模型整体回归效果显著，且不存在严重的多重共线性问题。
　　（三）稳健性检验
　　1。替换被解释变量。实践中，ROE常常受到操纵，因此本文选择不易受到操纵且具有代表性的指标ROA进行稳健性检验，将模型1中的P替换为ROA进行回归，其结果如表2所示。从中可以看出其结论与模型1基本一致，研究结论比较稳健。
　　2。对股权结构内生性的考虑。在股权结构的研究中，内生性问题不可忽视。在计量经济学中，处理内生性问题常用的办法是工具变量法（两阶最小二乘法），其难点则在于寻找合适的工具变量。本文参考宋敏等（2004）的研究，选取A股比例和年末股东人数的自然对数作为工具变量进行两阶段最小二乘回归（2SLS），回归结果如表2所示。由回归结果可以看出：（1）考虑股权结构内生性后，调整后的R2显著提高，模型的解释能力增强；（2）除风险因子Risk的系数显著性降低外，其他变量的系数显著性明显提高，说明终极所有权具有内生性；（3）考虑股权结构内生性后，终极所有权UO和私有产权OTHER的回归系数仍为正且显著，研究结论比较稳健。
　　四、研究结论与建议
　　本文从终极所有权的角度出发，以20122014年A股上市公司为样本，在考虑终极所有者性质和股权结构内生性的基础上，对终极所有权与公司业绩的关系进行了实证研究。研究发现：（1）终极所有权与公司业绩呈正相关关系。终极所有权比例越高，对终极所有者产生激励效应，使其越倾向于获取控制权共享收益而不是控制权私人收益，因此致力于提高公司的治理效率和业绩；（2）私有产权的公司业绩比国有产权高，这说明国有产权的行政干预、委托代理链长、管理者缺位以及社会福利最大化经营目标等种种弊端大于其政策保护与扶持的优势。然而我国大部分上市公司仍由国家最终控制，现有研究中一致认为具有较高治理效率的机构投资者和国外战略投资者在我国上市公司的终极所有者中所占的比例很小；（3）终极所有权结构具有内生性。
　　研究股权结构的目的是为了优化股权结构，改善治理结构，提高治理效率，规范证券市场，改善投资环境，保护投资者利益。因此，本文提出以下建议：强化终极所有者的名誉激励。终极所有者获得控制权共享收益需要付出成本，而其他中小股东坐享其成。如果能给予终极所有者较多的名誉性控制权私人收益，来弥补其付出的决策成本、信息收集成本和监督成本等，使其获得精神上的满足，这样其攫取公司利益的动机会减弱且名誉性控制权私人收益不会侵害其他中小股东的利益。同时，逐步降低国有产权在一些竞争性行业的控制，引入具有较高治理效率的机构投资者和国外战略投资者，使他们发挥更好的监督作用，提高公司业绩，促进证券市场健康发展。J
　　参考文献：
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　　〔2〕刘银国，高莹，白文周。股权结构与公司绩效相关性研究〔J〕。管理世界，2010，（9）。
　　〔3〕宋敏，张俊喜，李春涛。股权结构的陷阱〔J〕。南开管理评论，2004，（1）。