【作　　者】
柯 玲（博士）

【作者单位】
武汉学院，武汉430073

【摘　　要】

    【摘要】我国民营上市公司在公司治理方面存在许多问题，控股股东利用其掌握的控制权侵占中小股东合法权益的案例屡见不鲜。本文选择我国民营上市公司为研究对象，在回顾控制权收益和公司业绩的相关研究的基础上，构建了上市公司控制权收益与公司绩效之间的关系模型，探索了上市公司控制权转移过程中产生的控制权收益与公司绩效之间的相关性。
【关键词】控制权收益；公司绩效；民营上市公司；隧道挖掘
【中图分类号】F272      【文献标识码】A      【文章编号】1004-0994（2017）11-0049-6、引言
改革开放至今，我国民营经济已经由社会主义公有制经济的补充发展成为经济发展的重要支柱。特别是进入21世纪以后，我国民营经济的各项经济指标都大幅提升，很多指标在国民经济中所占比重已经超过50%。十八届三中全会是民营经济二次腾飞的新起点，为民营经济的发展提供了制度保障和顶层设计。
但是，由于我国证券市场监督机制尚不完善以及对投资者的保护较为薄弱，加之会计信息披露常常出现不及时、不真实的情况，这些因素都使得控股股东通过侵占中小股东的合法权益而攫取控制权收益的行为较为普遍。因此，如何完善监督机制，在上市公司相对低效的资本配置决策环境中有效地保护广大中小投资者利益是我国资本市场制度设计和市场建设的主要目标之一。加大对侵害中小股东利益行为的处罚力度，限制和制约控股股东攫取控制权收益的行为，切实保护广大投资者尤其是中小投资者的切身利益是我国上市公司公司治理中需要研究的一项重要课题。
二、文献综述
控制权收益也称控制权私人收益，是指控股股东通过行使控制权而占有的全部价值之和，包括控制权共享收益和私人收益两部分。通常认为，通过收购目标公司股权获得其控制权后，一方面，大股东可以通过改善公司的经营绩效等方式提高公司的价值，从而获得股息收益，即共享收益，该收益由全体股东共同获得和分享；另一方面，大股东可以通过利用未经披露的内幕信息帮助其关联公司获取超额利润、向其利益关联方进行利益输送、转移公司资源、向管理层或自己支付过高的薪酬和补贴以及利用自身或者公司的声望等来谋取其他股东无法获得的各种私人收益。
王鹏、周黎安（2006）等认为，控股股东在控制权收益的驱动下有强烈的掏空上市公司的动机，原本基于提高资本配置效率而存在的企业集团内部资本市场部分地被异化成了进行利益输送的渠道。La Porta（2000）研究发现，控股股东控制权与现金流权分离程度与控股股东侵害中小股东利益的可能性呈正相关关系，分离程度越高，控股股东损害公司运营效率的可能性越大。Simon和Johnson等学者提出，控制权收益实际上是控股股东侵害中小股东利益的结果，这种控股股东侵占中小股东合法权益的行为对于公司的经营业绩也是有损害的。Dyck和Zingale（2001）将控制权收益定义为公司中通常由控股股东垄断而中小股东不能分享的利益。这些研究结果都表明，控制权私人收益是控股股东或者控制权的所有者利用其掌握的控制权为自己谋取的私人收益，通常情况下是以牺牲中小股东的收益为代价的。控制权收益是仅仅由企业的高层管理者独享的收益，如将大量的公司财富用于购建豪华的办公设施供管理者个人享受等。控制权收益可分为货币性收益与非货币性收益。货币性收益通常指控股股东通过侵占的方式进行资产转移，利用控制权在经营过程中进行超标准公款消费、内幕交易和利益输送等。非货币性收益是指控股股东利用其掌握的控制权获得非物质利益，如满足个人偏好、建立个人声望等。总之，控股股东独享控制权收益，导致公司收益没有在所有股东中按股权比例进行分配。
上市公司控股股东通过各种正当及非法的手段侵占中小股东利益的行为被称为“隧道挖掘（Tunneling）”，是上市公司的控制者通过行使对公司的控制权，将公司的资产和合法收入以合法或者非法的途径转移给自己或者关联方的各种行为，主要形式包括利用上市公司为关联公司提供担保、违规占用或者挪用上市公司资金、以超高交易价格进行利益输送等。张祥建、徐晋（2005）从投资效率、大股东资源侵占和非公平关联方交易的价值效应三个方面进行实证研究，考察了大股东的掠夺行为。结果表明大股东凭借对上市公司的超强控制能力，以中小股东“输血式”的资本供给为代价，通过各种“隧道行为”侵害中小股东利益。山峻、夏冬（2013）通过实证研究得出，控制性股东会利用公司现有经营活动中产生的自由现金流进行“隧道挖掘”，并且公司规模越大、市盈率越高，公司的控制性股东越倾向于实施“隧道挖掘”行为。张学洪（2011）研究发现，法律环境的改善能够有效抑制掏空行为。
Ghosh（2001）选取了315家美国企业作为样本研究企业并购前后公司绩效的变化，结果发现支付方式会显著影响并购后的公司绩效。采用现金收购方式时，并购后公司经营现金流量明显放大，公司经营业绩的提升主要源于销售收入的增加而不是经营成本的缩减。
La Porta（2002）等四位学者建立了LLSV模型来检验终极控制人的控制权对公司价值的影响效果，以及现金流权和隧道行为之间的联系，研究选取27个发达国家的539个大型公司作为样本，使用托宾Q值来衡量公司绩效。基于LLSV模型的研究发现，中小股东受保护的程度与公司价值正相关，制约控股股东的现金流权和对中小投资者的法律保护机制对控股股东的控制权收益攫取行为是一种约束。但是，LLSV模型并未发现控股股东的现金流权和其所拥有的企业控制权的分离程度与公司价值之间存在相关关系。Claessens 等（2002）对公司控制权与公司绩效之间的关系进行了研究，发现控制性股东现金流权的增加会提升公司价值；但当控制性股东的控制权提高到一定程度之后，他们很容易产生攫取中小股东利益的动机，这种攫取动机随着控制权与现金流权的偏离度的加大而增强，因此会对公司绩效产生负面影响。
国内外学者对于控制权收益的研究主要从股权结构和控股股东对中小股东合法权益的侵害角度开展，很少有文献从控制权发生改变前后公司绩效变化的角度来研究控制权收益与公司绩效之间的相关性，本研究恰好弥补了这个空白。目前有关控制权收益与公司绩效的实证研究大部分是对于我国股权分置改革以前的上市公司样本或者国外证券市场样本进行的研究，随着股权分置改革的全面推进，我国上市公司的股权结构特征和外部资本市场环境都发生了深刻的变革，因此历史文献具有明显的局限性。
三、控制权收益和公司绩效计量
1. 控制权收益。由于我国股票市场存在股权分置这一特殊性，本研究将经典的BH模型稍加改进来度量我国民营上市公司的控制权收益水平。
BH模型适用的前提是在涉及控制权转移的交易过程中，控制权的所有者具有完全的议价能力。BH模型假设股票市场中上市公司股票成交价格等于控制性股东所能获得的控制权证券收益。在我国，整个证券市场的成熟度还不够，股票市场中的交易行为大部分是投机交易，因此股票市场成交价格往往并不能真实地反映上市公司的价值以及控制权的证券收益。而且如前文所述，我国上市公司中存在一个特殊的现象，即上市公司存在大量的非流通股。非流通股的存在使得不同持股者的持股成本存在巨大差异，非流通股的持有者往往不关心股票市场中的股价，这就造成了股票市场中的股票交易价格与控制权的证券收益出现明显的背离。
因此，我国目前的证券市场特征并不符合BH模型的假设条件。笔者认为上市公司的每股净资产可以作为股票交易价格的替代变量。每股净资产能更好地反映上市公司的真实市场价值，在BH模型中能够更为准确地度量控制权收益的水平。
笔者认为使用每股净资产来代替BH模型中的股票交易价格更符合我国证券市场中上市公司的基本特征，这样可以将BH模型改进为适应我国证券市场独有特点的控制权收益计量模型，即：PBC= [Pex-NAPSNAPS]×α。其中：Pex为涉及控制权转移的大宗股权交易的协议价格；NAPS为目标公司的每股净资产；α为交易股数占总股数的比例。笔者认为修正后的计量模型在保证了严密推理逻辑的同时，又充分考虑了我国资本市场和上市公司的特殊性。
2. 公司绩效。对于公司绩效的计量有很多种方式，主要分为两大类：一是以公司经营盈余为主要考核对象的财务指标；二是以市场中的股票回报和公司价值为主要考核对象的市场指标。西方对组织绩效的学术研究主要采用托宾Q值或者每股收益等市场指标，也有部分学者使用投资回报率、净资产收益率等财务指标。我国学术界对组织绩效的研究中主要倾向于使用财务指标，部分学者也使用市场指标。本研究根据我国上市公司的普遍特征以及证券市场的一般特点选择财务指标作为上市公司绩效考核的主要指标，选择的财务指标为最具代表性的每股收益和净资产收益率。
四、研究假设与模型
1. 研究假设。控制权收益在上市公司控制权发生变更的交易中体现得最为明显，原有控股股东和潜在控股股东对公司交易前的经营绩效和交易后的预期经营绩效都会进行评估，交易过程中控制权收益的高低与控制权转移后公司经营绩效的好坏有着十分密切的关系，下面就控制权收益与上市公司经营绩效的关系提出假设。
（1）每股收益与控制权收益的关系。控股股东能够攫取的控制权收益越高，说明控股股东对中小股东和公司的利益侵占程度越深，投资者获得的每股收益相应越低。鉴于此，本文提出假设一：
H1：控制权收益与控制权转移后的每股收益负相关。
（2）净资产收益率与控制权收益的关系。在控制权转移交易中，控制权收益水平越高，意味着新的控股股东为获得控制权所付出的代价越大，这样新控股股东在后续的经营过程中会有更大的动力去提升公司绩效，以利用公司收益来弥补控制权交易中所支出的成本。鉴于此，本文提出假设二：
H2：控制权收益与控制权转移后的净资产收益率正相关。
2. 研究模型。上市公司控制权收益与公司经营绩效之间可能存在某种联系，本研究使用控制权收益模型PBC=[Pex-NAPSNAPS]×α来衡量上市公司的控制权收益水平，使用财务指标每股收益（EPS）和净资产收益率（ROE）来衡量上市公司经营绩效水平，运用回归分析方法建立变量之间的关系模型。
研究上市公司控制权转移时的控制权收益对转移后公司经营绩效的影响程度，建立回归方程如下：
EPS0=a1PBC+b1        （1）
ROE0=a2PBC+b2       （2）
其中：PBC代表控制权收益；EPS0代表控制权转移后的每股收益；ROE0代表控制权转移后的净资产收益率；a1，a2，b1和b2是参数。
五、实证分析
1. 样本及数据。研究样本的选取会对实证研究结果产生较大的影响。为了使研究结论更加客观和有效，样本选取过程主要遵循数据的易获性、时效性、客观性和代表性原则。民营上市公司中发生过控制权转移的企业比较多，但是很多民营企业控制权变更发生的时间过于久远，当时的资本市场环境和经济环境与现在已经不具有可比性，因此本研究选取的样本都是在最近五年之内发生过控制权转移的民营上市公司。
本研究中有关企业控制权转移交易以及公司经营绩效的数据均来自上市公司发布的年报以及重大交易的公开声明或者公告。研究数据在采集过程中遵循了客观性原则，使用了上市公司发布的经审计的原始数据，没有对数据进行人为的加工和处理，以保证研究的客观性和真实性。
基于上述基本原则，本研究对沪深两市所有的上市公司进行了数据分析和筛选，样本范围涉及主板和中小板的所有上市企业，最终选定符合条件的企业123家。在数据收集过程中，部分样本企业的数据不全，无法有效采集；有些样本企业经过了两次以上的控制权转移，本研究只选取了最近一次控制权转移作为研究对象。最终经过调整之后的有效样本企业为101家。样本的描述性统计结果见表1、表2。

101家样本企业主要来自全国27个省、自治区或者直辖市。其中，浙江省最多，达11家，其他经济发达省市如山东省、上海市、广东省、江苏省等样本也较多，经济欠发达的11个地区如西藏自治区、山省、贵州省等仅有1家。
样本企业的行业分布也较为广泛，主要分布在电器机械及器材制造、电子元器件制造、房地产开发、纺织服装等39个行业。其中属于房地产开发与经营业的样本最多，达到19家。其他各行业分布较为平均。
样本企业的控制权收益均值为0.7705，控制权转移后每股收益的均值为0.28163，净资产收益率的均值为10.09423。
2. 回归分析与实证检验。通过将样本数据导入SPSS软件进行回归分析，对模型（1）、（2）分别进行运算得到实证结果。
（1）控制权收益与控制权转移后每股收益。控制权收益水平和控制权转移后的每股收益经SPSS运算后结果如表3所示：

由表3的相关性分析数据可知，控制权收益与平均每股收益之间的相关系数为-0.121，但是p=0.115>0.05，未达到显著性水平，因此，可以认为控制权收益与平均每股收益二者之间并无显著的相关关系。也就是说，在涉及上市公司控制权转移的并购中，控制权收益的高低不会对控制权转移后上市公司的平均每股收益产生显著影响。
从表4的Anova检验结果来看，整体回归方程的F值为1.462，p值为0.229，p值大于0.05，未达到显著性水平，再次证明自变量与因变量之间不存在显著的相关关系，即未发现上市公司控制权转移过程中的控制权收益水平与控制权转移后的平均每股收益之间存在显著的相关性。

从表5的模型汇总结果可知，平均每股收益与控制权收益的相关系数为0.121，相关系数的平方值即决定系数为0.015，校正后的决定系数为0.005，回归方程的标准估计误差为0.444164，调整后的p=0.229，仍旧未达显著性水平，再次证明控制权收益与平均每股收益之间没有显著的相关关系。
由表6的结果可知，本模型的未标准化回归方程为：
y=0.290-0.011x+e1
标准化的回归方程为：
y=-0.121x+e1
在回归系数的95%置信区间内估计值下限为0.201，上限为0.379，未包含0这个点，说明自变量和因变量之间达到显著相关水平。
以上统计分析结果都证明了本研究的假设一不成立，即在发生控制权转移的上市公司并购中，控制权收益水平与控制权转移后的平均每股收益之间不存在显著的相关性。鉴于此，可以认为对于控制权争夺过程中产生的控制权收益水平，不是决定上市公司未来经营绩效的一个重要因素。
表7、表8所示的变量间共线性诊断结果显示，各变量的特征值未出现接近于0的极端情况，条件指数符合标准，不存在多重共线性，因此模型结果可接受，各变量之间不存在使模型估计失真的高度相关关系。
2. 控制权收益与控制权转移后净资产收益率。控制权收益水平和控制权转移后的每股净资产收益率经SPSS运算后结果如表9所示：

由表9的相关性分析数据可知，控制权收益与平均净资产收益率之间的相关系数为0.370，而且p=0.000，因此，可以认为控制权收益与平均净资产收益率二者之间存在显著的正相关关系。也就是说，在涉及上市公司控制权转移的并购活动发生后，交易过程中控制权收益越大通常会导致并购后公司的净资产收益率越高。

由表10的模型汇总结果可知，平均净资产收益率与控制权收益的相关系数为0.370，相关系数的平方值即决定系数为0.137，校正后的决定系数为0.128，回归方程的标准估计误差为57.630968，调整后的p=0.000，达到显著性水平，再次证明控制权收益与平均每股收益之间存在显著的相关关系，即上市公司在涉及控制权转移的并购中控制权收益越高，控制权转移后平均净资产收益率水平越高，也就是上市公司的经营绩效越好。

从表11的Anova检验结果来看，整体回归方程的F值为15.685，p值为0.000，达到显著性水平，再次证明自变量与因变量之间存在显著的相关关系。

由表12的结果可知，本模型的未标准化回归方程为：
y=6.406+4.787x+e1
标准化的回归方程为：
y=0.370x+e1
在回归系数的95%置信区间内估计值下限为
-5.122，上限为17.933，包含了0这个点，说明自变量和因变量之间达到显著相关水平。
以上统计分析结果都证明了本研究的第二个假设成立，即在发生控制权转移的上市公司并购行为中，控制权收益水平与控制权转移后的平均净资产收益率之间存在显著的正相关关系。鉴于此，可以认为控制权争夺过程中产生的控制权收益水平对于上市公司未来经营绩效是一个重要的影响因素，控制权收益水平越高，通常会导致并购发生后公司的经营绩效越好。
表13、表14所示的变量间共线性诊断结果显示，各变量的特征值未出现接近于0的极端情况，条接受，各变量之间不存在高度相关关系而使模型估计失真。
六、结论及建议
实证研究的结果证明假设一不成立，假设二成立。即控制权转移之后，控制权转移过程中的控制权收益与控制权转移后的净资产收益率存在显著的正相关关系，而控制权收益与控制权转移后的每股收益之间没有显著的相关关系。上市公司在控制权转移时，控制权收益越高说明新的控股股东为获得上市公司的控制权所付出的成本越高，那么新的控股股东对公司未来的经营绩效是乐观并且充满信心的，而且较高的控制权转移成本会激发新的控股股东更为努力地去提升公司绩效，从而尽快从上市公司的经营绩效中收回其支出的成本，导致了在控制权收益较高的控制权转移交易发生之后，上市公司的净资产收益率一般表现为较高。
基于以上实证研究结论，笔者认为在规制控制权收益方面可以采取以下措施：
第一，从法律与政策方面进行控制权收益规制。具体措施包括：首先，完善相关法律法规。有关部门和监管机构应该尽快完善限制控制权收益方面的法律法规，做到有法可依。其次，完善上市公司信息披露制度。借鉴发达国家的信息披露制度，要求上市公司对于关联方交易等容易产生控制权收益的行为进行强制披露，并且对于违规披露加大惩罚力度。再次，创新监管思路，加强对控股股东的监管。对于控股股东的行为要同时实施内外部监管，加强对控股股东和实际控制人的监管以及注重事前和事中的监管。同时，充分发挥媒体的监督和引导作用。最后，加强诚信制度建设，完善信用体系，营造诚信经营的氛围。
第二，从公司治理方面进行控制权收益规制。具体措施包括：首先，优化公司治理结构，主要可以通过改革现行投票制度、充分发挥内部监督职能、加强监督与激励、强化声誉等无形激励机制来实现。其次，优化公司股权结构，主要通过实施股权分置来降低股权集中度，同时促进股权结构的多元化，丰富投资主体。最后，优化公司控制权配置，主要通过提高控股股东攫取控制权收益的机会成本、充分发挥董事会监督职能以及加强债权人监督来实现。
第三，从市场方面进行控制权收益规制。具体措施包括：首先，提高资本市场监管效果和效率；其次，尽快建立控制权交易市场；最后，建立和完善经理人市场。
通过以上这些措施完善控股股东的控制权收益规制，尽量避免控股股东对中小股东合法权益的侵占，提高上市公司的绩效水平，使上市公司能够健康、持续发展。

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