终极控制权范文1
【关键词】终极控制股东；现金流权；控制权；两权分离；公司绩效
一、引言
自La Porta等[1]研究证明了终极控股股东的存在开始，对公司治理的研究，由先前的重点关注股东和管理层的冲突和治理结构的安排，转而关注居控制地位的大股东与其他股东之间的利益冲突。尤其是民营上市公司，因为民营上市公司的终极控制人兼任高管，加上激励机制的制度安排大大缓解了股东和管理层的利益冲突，而大股东利用手中的控制权侵占小股东利益的现象愈演愈烈，导致大小股东的利益冲突成为目前关注的重点。大股东治理模式是一柄双刃剑，一方面，公司大股东有足够的动机和能力积极参与公司治理，降低成本，提高决策效率，提升公司价值；另一方面，大股东的自利天性也促使其利用控制权谋取私人收益，不再以公司价值最大化为目标，而是以私利最大化为目标，进而导致公司价值下降。民营上市公司的终极控制人多是自然人或家族，资本属性与国有资本存在差异，相比国家控制人具有更强的逐利性。一旦终极控制权与现金流量权的偏离程度过高，他们往往不惜以牺牲公司长远发展为代价实现自身私利的最大化。在民营或家族上市公司中终极控股股东与其他股东的利益分歧（PP冲突）更为严重（韩亮亮、李凯，2008）。所以，揭示民营上市公司终极控制人股权结构的内在机理，对于探究民营上市公司的治理模式、遏制终极控制人的侵占行为，促进民营公司健康发展以及维护我国资本市场持续健康发展等都具有重要的现实意义。
二、文献综述
La Porta等[1]、Claessens等[2，3]和Faccio等[4]先后就世界范围内上市公司的控制权结构进行研究，证明了终极股东的普遍存在，从此开启公司治理研究的新篇章。Claessens等（2002）分析认为，终极控制人通过了金字塔持股结构或交叉持股实现控制权与现金流权的分离，使得终极控制人更有能力为自己牟取私有收益。两权偏离程度越大，掠夺动机也就越强，对目标公司绩效的损害也越大。LaPorta等（2002）、Lins（2003）、Jon（2003）等研究后都发现，终极控制权与现金流权的分离程度与公司绩效呈负相关关系；而现金流权与公司绩效则呈正相关关系。VoPlin（2002）对意大利的上市公司进行研究后也得出了类似的结论。
在国内，赖建清和吴世农（2004）研究后认为，终极控制人为自然人采用金字塔持股结构的比例高于国有资产管理公司，终极控制权与现金流量权的偏离程度也更高。张华，张俊喜和宋敏（2004）以民营上市公司为样本研究也得出同样结论，且认为控制权与现金流量权的偏离程度与公司绩效是呈反比关系。谷祺等对121家家族控制的上市公司进行研究后发现：我国家族上市公司的公司价值与现金流权比例负相关，这可能与我国家族上市公司的“掠夺性分红”行为相关。[5]王鹏、周黎安（2006）对2001年至2004年中国A股市场的数据进行研究后发现，终极控制人的控制权具有“侵占效应”，而现金流权则具有“激励效应”，而且控制权的“侵占效应”比现金流权的“激励效应”更强。
三、理论分析与研究设计
通常，终极控制股东从目标公司获得的利益分为共享利益和独占利益，共享收益是由现金流权（所有权）决定，成本和收益都归全体股东共担共享，所有权比例越高，承担风险越大，收益也越高；私有利益是终极控制股东利用自身的控制权获得的超额利益，成本和风险也归全体股东承担，但利益却归终极股东独占。所以，控制权和现金流权偏离程度越高，侵占动机越强烈，终极控制股东就能以较低的成本获得更多的私有利益，这时候控股股东更愿意以私有利益而非公司价值最大化为目标。他们可以利用自身控制地位，通过自利易、过高的薪酬、转移公司资源、股权稀释行为、内部人交易、低价发行新股等手段实现“隧道挖掘”。[6]我国大部分民营上市公司存在着通过关联交易进行“利益输送”行为，其中关联购销、互相提供资金和担保是重要手段。
意图
如图1，X1公司通过X2、X3公司实现对X4公司的控制，享有X4公司51%的控制权。而X1公司对X4公司的现金流权只有18.36%（60%×60%×51%），控制权和现金流权的偏离程度为0.64[（51%-18.36%）/51%）]。即终极控制股东的共享收益仅为18.36%，于是就产生强烈的获取控制私利的动机。偏离程度越高，终极股东获取私利动机越强，对公司业绩及长远发展带来负面影响也越大。如果提高现金流权比例，提高共享收益水平，尽可能降低两权偏离程度，可以有效抑制终极股东获得私利的意愿。即现金流权对终极控制人具有“激励效应”（2009，杨淑娥、苏坤）。基于以上分析，本文提出以下假设：
假设1：公司绩效与控制权比例呈负相关关系，即控制权比例越高，公司绩效越差；
假设2：公司绩效与现金流权比例呈正相关关系，即现金流量权比例越高，公司绩效越好；
假设3：公司绩效与两权分离度呈负相关关系，即两权偏离程度越大，公司绩效越差。
四、实证研究
（一）变量选择及模型设计
本文选取了截止2011年安徽省在沪、深A股以及中小版和创业板上市的共29家民营上司公司为研究样本，以其2009-2011年的财务数据为研究依据。相关财务数据来源于国泰安数据库、巨潮资讯网（http：//.cn/）。数据的处理和检验采用SPSS统计软件完成。
1.变量选择
（1）被解释变量：目前中国股市仍然是非有效的，股票价格的高度波动和高换手率会导致Tobin s Q计算比较困难，且和市场回报等指标存在潜在偏差。相比之下，以会计类指标衡量公司绩效更合理，因此，本文采用总资产收益率（ROA）来表示。
（2）解释变量：包括控制权（VR）、现金流权（CR）、两权偏离程度（SEP）。
（3）控制变量：资产规模（SIZE）、增长能力（GR）作为控制变量。相关变量定义如表1所示。
表1 变量定义明细表
变量类型 变量名称 变量标识 定义及计算公式
被解释变量 总资产收益率 ROA 净利润/总资产
解释变量 现金流权 CR 各条控制链各层股东持股比例乘积的加总
控制权 VR 加总各条控制链各层股东投票权最小值
分离程度 SEP （控制权-现金流权）/控制权
控制变量 公司规模 Size ln（期末总资产）
成长性 Growth （本期总营业务收入-上期主营业务收入）/上期主营业务收入
2.模型设计
模型1：ROA=α0+β1VR+β2Size+β3Growth+ε
模型2：ROA=α0+β1CR+β2Size+β3Growth+ε
模型3：ROA=α0+β1SEP+β2Size+β3Growth+ε
（二）回归分析
1.描述统计分析
通过对安徽省民营上市公司3年间共89个观测值进行描述性统计，得出表2。从表2可以看出：①总资产收益率平均数为7.2738%，最小值为-8.27%，最大值为43.00%，说明民营上市公司绩效的差异比较大。②终极控制股东拥有的控制权的平均数为36.5779%，而现金流权的平均数仅为28.812%。也就是说最终控制人投入的现金流远小于其获得的控制权，两者相差7.7659%，从偏离系数的均值来看样本公司两权偏离程度是较严重的。③成长性均值为94.2956%，最大值为3116.79%，最小值-49.36%，说明近几年样本公司成长较快。
表2 描述统计结果
2.多元线性回归
为了反应各解释变量对因变量的综合影响，本文根据所选取的样本数据，将反应上市公司绩效因变量与各解释变量和控制变量利用SPSS统计软件进行多元回归分析，为了方便研究，我们采用了强行进入法（Enter）。回归结果见下表3-5：
表3 总体参数表
（三）显著性检验
一般认为，当变量间的容差（Tol）大于0.5，方差膨胀因子（VIF）小于2时，可以认定变量之间不存在严重的多重共线性。从表5可以看出，Tol和VIF值均在此范围内，说明各变量之间不存在多重共线性问题。从表3也可以看出，回归方程的DW值都在1.8以上，基本不存在自相关问题。从表5中T值和sig值可以看出统计结果具有较强的显著性。
五、结论和建议
根据以上统计结果，不难得出下列结论：终极股东控制权与公司绩效在10%水平上正相关，假设1不成立；现金流权与公司绩效在5%的水平上正相关，而两权分离度与公司绩效在10%水平上负相关，假设2、3得到验证。由此可见“隧道挖掘”效应的元凶并非终极股东的存在，而是控制权和现金流权两权的过度偏离。也就是说只有在两权高度偏离的情况下，终极控制股东才有足够的动力不择手段的谋求私利最大化，从而影响公司绩效。同时，也证实现金流权确实存在“激励效应”，即当终极控制人拥有足够的现金流量权时，就会采取积极的经营策略，提升公司绩效。为了防止由于终极控制股东的两权分离影响公司治理绩效必须采取相应措施：
1.加快立法步伐，设定法律雷区。要从根本解决问题，当务之急就是要制定专门的保护投资者利益的法律法规，这也是发达国家的普遍做法。法律设定了雷区，一旦企业踩雷将施以苛律，严加责罚。有研究也证明上市公司所处的治理环境越完善、市场化程度越高，中小投资者法律保护力度的强化将直接增加控股股东私人收益的获取成本，控制权和现金流权分离引起的终极控股股东的侵占行为将得到有效遏制[7]。另外，也可以通过法律法规明确限制终极股东控制权和现金流权的过度偏离。
2.转换监管思路，加大监督力度。首先，监管对象要从上市公司、证券机构延伸到终极控股股东。其次，监管目标不断扩大，重心要不断变化。从股权分置时代的资金占用、违规担保等，到全流通时代的内幕操纵股价，随着市场的发展，控股股东可利用的工具会更多，危险性也更大，所以监管部门应密切关注市场新动向，监管重心要与时俱进。第三，不仅要事后监管，更要注重事中、事前监管。比如建立关联方交易、资金担保以及巨额资产转移等重大交易或事项的信息预披露制度，使上市公司的信息更加透明，让上市公司及其控制股东全程接受外部监督。
3.完善内部治理机制，提高公司治理效率。我国民营上市公司在公司治理中普遍存在着董事会独立性不强、监事会有名无实，独立董事形同虚设的现象，董事会成为终极控制人的“一言堂”。要改变这一现状，必须完善内部治理结构，提高内部治理效率。首先，尽量避免股权的高度集中，建立大股东牵制机制。其次，强化监事会的内部监管职能，定期披露监事会履职情况。最后，让独立董事真正独立，更好的履行其监督职责。
参考文献
[1]La Port R，Lopez-De-Silanes F，Shleifer A.Corporateownership around the world[J].Journal of Finance，1999（54）：471-517.
[2]Claessens，Stijin，Simeon Djankov，et al..The Separation ofOwnership and Control in East Asian Corporations.Journal ofFinancial Economics，2000，58（1/2）：81-112.
[3]Claessens，S.，Djankov，S.，Joseph P.H.Fan，et al..Disentan-gling the Incentive and Entrenchment Effects of Large Share-holding Journal of Finance，2002，57（6）：2741-2771.
[4]Faccio Mara，Larry H.P.Lang.The Ultimate Ownership ofWestern European Corporations.Journal of Financial Econom-ics，2002，65（3）：365-395
[5]谷祺，邓德强，路倩.现金流权与公司控制权分离的公司价值――基于我国家族上市公司的实证研究[J].会计研究，2006（4）.
[6]Johnson，S.R.，La Porta，F.Lopez-de-Silanes，et al.Tunneling.American Economic Review，Papers and Proceedings，2000，90（2）：22-27.
[7]魏卉，杨兴全，吴昊.治理环境、终极控制人两权分离与股权融资成本[J].南方经济，2011（12）：3-13.
基金项目：本文得到安徽省哲学与社会科学规划项目（AHSK11-12D268）的资助。
作者简介：
终极控制权范文2
我国证券市场出现的许多不规范行为主要症结就在于终极控制权意识的缺失。中国证券市场上中小股东信息和资本处于劣势地位，而且缺乏相应的保护机制，导致持有控制权的大股东侵害中小股东利益现象严重。所以加强对中小投资者权益的保护，于我国证券市场的发展而言，具有重大意义。
（一） 国外研究
对于国外研究主要进行以下几个分类：
（1） 现金流量权与控制权分离现象的存在
1932年，Berle和Means在《现代公司和私有财产》一书中提出所有权和控制权高度分散：大部分的小股东掌握着公司的所有权，而管理者拥有控制权，造成了控制权与现金流量权分离的现象。这也是传统公司治理研究的逻辑起点。此后Jensen & Meckling（1983），Grossman &Hart（1986）分别对该观点进行了进一步的发展。
然而，自1980年以来，很多学者的研究结果却显示出与Berle& Means不同的观点。根据Demsetz（1985），Shleifer and Vishny（1986）等的研究结果表明，所有权集中的情况在美国也存在着普遍性，而且大都为机构以及家族持有着企业的控制权。
La Porta et al在2000年针对全世界27个富有经济体的上市公司进行研究，最终研究结果表明，在所有样本中，只有美国、英国及日本三个国家的上市公司呈现出不同程度的股权分散现象，而其他国家大都存在着终极控制人，并且很多企业都是家族控股。
2000年，Claessens et al参考La Porta et al的研究方法，选取东亚地区的九个国家总共2980家上市公司进行研究，得出了同La Porta相类似的结果。
（2） 两权分离对公司绩效的影响
1924年，Thorstein Veblen在他的中预言到控制权会从资本拥有者手中转移到工程管理者手中，而且这种现象会导致企业的控制权逐渐分散。然而，工程管理者的专业素质会以牺牲垄断利润来获取效率的提高。
1932年，Berle & Means 提出作为资源分配的导向，控制权的分散会使利益最大化受到破坏，同时也会使得产权所有者在对公司进行管理时威信力受到抑制。
1967年，作为Thorstein Veblen的学生，John Kenneth Galbraith提出在控制权分散的企业中，担任管理者的技术人员会牺牲企业所有者的利润来提高产出；通过大量的广告投放吸引消费者来购买，这会导致公共部分的减少以及私人部分的过速增长。
以上三种观点虽然对所有权分散结构都有不同的评价，但是他们都一致认为所有权集中度与利润率是正相关的。
La Porta等，2002年选取了539家公司为样本进行研究后发现，两权的分离程度越高，终极控制人侵害中小股东的动机越强烈，导致公司绩效越低，而现金流量权对公司绩效存在着积极的刺激效应。
2002年，Claessens等进行的相关研究也证实了La Porta的观点。
Claessens等（2002）对存在金字塔持股结构对公司绩效的影响进行了分析，指出由于金字塔结构的存在，使得终极控制人不仅能为自己获得个人利益，也有动机去侵占其他中小股东的利益，并且两权的偏离程度与这种掠夺动机呈正相关，与公司绩效呈现出负相关关系，这种现象被称为终极控制人的“堑壕防御效应”。同时现金流量权对公司绩效呈现出了积极效应被称为现金流量权的“利益趋同效应”。
2005年，Yeh对台湾的企业为样本研究指出，当终极控制人拥有较多的现金流量权，即所有权，由于积极的激励效应，从而使他们有足够的动力去增加企业的价值。而较少的现金流量权则会使得消极堑壕效应变得明显，从而增加其对其他中小股东进行掠夺的动机。而且在家族控制的企业中，如果终极控制人通过交叉持股等方式增大了他们投票权，企业价值就会显著降低。
（二） 国内研究
国内基于终极控制论对股权结构的研究发展较晚，且对于现金流量权、控制权分离与公司绩效的研究较少，但是在我国进行股权改革之后也开始出现一些研究。
2002年，刘芍佳等在对我国1160家上市公司进行股权研究后，提出在国有控股的上市公司中，国家间接控股，由同行同专业的公司控股以及，并且整体上市的公司，效率最低。
2005年，叶勇、胡培、黄登仕分析了我国1260家上市公司的终极控制权、现金流量权与其偏离状况，研究发现两权之间相差5%左右，而在家族企业中，两权相差比例较大。
2009年，冯旭楠、李心愉经研究发现，金字塔结构在我国企业集团中具有普遍性，但大多数终极控制人的所有权和控制权并不存在着严重的分离现象，只有家族上市公司才存在着明显的两权分离现象。
终极控制权范文3
关键词：最终控制权 债务约束 过度投资
度投资在上世纪早期就已引起了国外学者关注，现有研究大多将企业的过度投资行为归因于公司治理中存在的冲突。现有研究表明，股权集中在我国上市企业中普遍存在，股权过度集中的企业不仅存在传统的股东与管理者之间的冲突，同时也存在企业大股东与小股东之间的利益冲突，这对企业的过度投资行为产生不同影响。因此，本文试图从股权集中角度，对我国上市企业的过度投资影响因素及其制约机制进行研究。
一、国内外文献回顾
国外方面，Berle和Means（1932）首次从所有权和经营权冲突的角度对企业过度投资行为进行解释，认为企业经理人和股东之间的利益非一致性，导致经理人可能通过过度投资，缔造企业王国谋求个人利益。Jensen和Meckling（1976）的研究认为企业所有权和债务权之间的冲突会带来企业的过度投资，企业所有人倾向于将资金投向于高风险高回报的项目，将低风险低成本的转嫁给债权人，而投资项目本身可能并不具有良好回报，这也会导致过度投资。在股权集中背景下，La Porta et al.（1999）认为企业最终控制权的存在，企业控制人控制权和现金流所有权两权分离，促使最终控制人有动机通过过度投资的方式对企业其他利益人进行侵占。La Porta et al.（2002）的研究认为，最终控制人现金流权的提高可以显著提高企业的价值，可以降低最终控制人的利益侵占动机，降低企业的过度投资程度。
国内方面，何金耿等（2001）通过对我国上交所上市公司的实证研究，认为我国上市公司的治理机制不能对公司的经理人形成有效的约束，许多公司存在过度投资现象，国有上市公司的过度投资现象则更为严重。胡建平等（2007）认为，所有权与管理权的冲突让企业经理人有动机进行过度投资实现个人利益，而公司存在大量的自由现金流量为经理人的过度投资行为提供了可能性。李增泉（2004）、刘峰（2004）对我国上市公司的股权结构及大股东的利益侵占进行研究，研究表明我国上市公司的股权集中较为普遍，大股东通过“掏空”和“利益输送”对小股东进行利益侵占。而控股股东的存在是否对企业的过度投资行为产生影响，有待进一步研究。
二、基于过度投资及债务约束机制的研究假说
最终控制权的存在对企业的治理存在两方面作用，一方面，当企业最终控制人拥有企业较高比例的股权时，最终控制人有动机对企业经理人进行更严厉的监督，避免了在股权分散情况下因小股东“搭便车”心理而产生的内部人控制现象。另一方面，最终控制人的存在也会对其他利益相关者产生“利益侵占”，当最终控制人对企业的控制权提高时，对企业拥有更高决策权，从个人利益出发，最终控制人有动机制定有利于自身而损害他人利益的经营决策，这被称为最终控制人的“利益侵占效应”。因此提出：
假设1：最终控制人控制权的提高加剧企业的过度投资水平。
现有研究认为，最终控制人往往通过交叉持股和金字塔结构的方式对企业进行最终控股，交叉持股和金字塔结构让最终控制人可以使用很少的所有权对企业进行实际控股，这就导致最终控制人对控股企业现金流享有权和控制权的分离，这种现金流权和控制权的分离使企业最终控制人有动机扩大企业规模，通过过度投资获取更大的控制权，从而实现个人利益，因此提出：
假设2：最终控制人的两权分离度越高，企业过度投资水平越大。
在过度投资的约束机制方面，企业进行的债务融资要求企业按期偿还本息，对企业的自由现金流产生强制性约束，企业自由现金流量的减少，可以有效地降低企业的过度投资，另一方面，债务融资的限制性条款会对企业的投资选择产生影响，限制企业的不合理投资，这在一定程度上也会减少企业盲目投资的可能。因此提出：
假设3：企业的债务融资比率提高，过度投资程度就会降低。
在企业的债务期限结构中，由于长期负债具有较长的期限，在短期内不会对企业的自由现金流产生明显的约束，并且由于偿还期限较长，债权人很难持续有效的对企业的投资选择进行监督和制约，但短期负债因为其需要企业在较短的时间内进行偿本付息，会对企业的自由现金流产生非常有效的约束，并且债权人可以更加有效的对企业的风险进行考察和监督。因此提出：
假设4：在债务期限结构中，短期债务比长期债务具有更好的过度投资抑制效应。
三、研究设计
（一）样本选取与数据来源
本文数据主要来源于CSMAR数据库，部分来源于对我国沪深A股上市企业财务数据的手工收集，数据样本为2008-2011年沪深A股上市企业财务及相关数据，部分数据涉及2007年度上市企业的财务数据。
出于研究的需要，本文对初始样本数据进行了如下处理：（1）剔除了ST、SST类上市企业；（2）删除金融保险行业企业；（3）剔除相关数据不足的企业；（4）剔除发行A股以外股票的企业；（5）剔除存在异常数据的企业。经过整理，本文最终获得4 662个可使用样本数据。
（二）模型构造与变量定义
1.过度投资指标的构建。本文采用Richardson（2006）预期投资模型对企业的过度投资指标进行衡量，将企业的投资划分为维持性投资（即维持现有生产能力的投资，记为Im）和新投资（即新增项目投资，记为Inew），企业的总投资为两者之和（企业的年度实际投资支出，记为Itotal）。将企业的新增投资（Inew）划分为效率投资（I*new）和非效率投资（记为Iεnew，Iεnew >0表示过度投资，Iεnew
Inew，t=β0+β1Growth t-1+β2Leve t-1+β3Cash t-1+β4ROA t-1+β5Size t-1+β6Inew，t-1+∑YearControl+∑IndusControl+εt
（模型1）
2.最终控制人控制权和现金流权。对于最终控制人的控制权和现金流权，本文借助于Claessens等（2000）的方法，最终控制人对企业的实际控制权通过不同的控制链实现，每一条控制链赋予了最终控制人对上市公司不同的控制权，最终控制人真正拥有的上市公司的控制权由其所拥有的每一条控制链的控制权汇总而得，最终控制人的实际控制权用Con表示。相对于控制权，现金流权表示最终控制人对上市公司所拥有的实际所有权，Claessens等（2000）认为最终控制人的现金流权应该由最终控制人所拥有的每一条控制链对上市公司的实际所有权之和求得，最终控制人的现金流权用Cashflow表示。最终控制人控制权和现金流权的分离度可通过最终控制人拥有的对上市企业的控制权和现金流权比例的差值或者比值两种方式表示，本文采用比值的方式衡量最终控制人的两权分离度，数学表达式如下：
Seperationg=Con/Cashflow
Seperation表示最终控制人的两权分离度。
3.假设检验模型。为了检验假设1，我们建立模型如下：
Iover=β0+β1Con+β2Leve+β3Cash+β4ROA+β5Size+β6Inew，t-1+β7 FreeCash+∑YearControl+∑IndusControl+εt
（模型2）
模型中的因变量为Iover，由预期投资模型的误差项求得；解释变量Con，表示最终控制人所拥有的控制权；Leve、Cash、ROA、Size、Inew，t-1、FreeCash分别为模型的控制变量。
假设2检验模型：
Iover=β0+β1Seperation+β2Leve+β3Cash+β4ROA+β5Size+β6Inew，t-1+β7 FreeCash+
∑YearControl+∑IndusControl+εt
（模型3）
假设3检验模型：
Iover=β0+β1Leve+β2Cash+β3ROA+β4Size+β5Inew，t-1+β6 FreeCash+∑YearControl+
∑IndusControl+εt
（模型4）
假设4检验模型：
Iover=β0+β1Sleve+β2Lleve+β3Cash+β4ROA+β5Size+β6Inew，t-1+β7 FreeCash +∑YearControl+∑IndusControl+εt
（模型5）
以上模型中所涉及的变量定义由下页表1给出。
四、实证分析
（一）最终控制权比例与过度投资回归结果分析
为了更好地验证假说1，我们分别在最终控制人控制权大于25%和大于30%的情况下，对模型2进行实证检验，检验结果如下页表2。
检验结果显示，在控制权比例大于25%的样本回归中，控制权比例与过度投资的回归系数为0.0088，t值为2.13，在5%显著性水平下显著，可见，如果将25%作为存在最终控制人的衡量标准，我国A股上市企业的最终控制人控制权与企业的过度投资之间是存在显著的正向激励关系的，企业最终控制人控制权的提高会加剧企业的过度投资。在控制权比例超过30%的样本回归中，控制权比例与过度投资的回归系数为0.0102，t值为2.20，在5%显著性水平下显著，因此在控制权比例超过30%的样本中，最终控制权比例与企业的过度投资仍然正向相关，从回归系数和t值上可以看出，在最终控制人控制权超过30%的样本中，最终控制人控制权与企业的过度投资关系更加密切，激励作用更强。
（二）两权分离度与过度投资回归结果分析
同理，对假说2进行检验，将控制权大于25%作为企业存在最终控制权的衡量指标，通过对模型3的回归分析，得到如下统计结果：最终控制人的两权分离度的估计系数为0.0021，t值为1.62，在10%的显著性水平下显著，这表明最终控制人两权分离度与企业的过度投资之间存在正相关关系，即最终控制人两权分离度在一定程度上加剧企业的过度投资程度，这支持了理论分析中的假说2。
（三）债务约束与过度投资回归结果分析
同理，对假说3和假说4进行检验，得到的结果如下：资产负债率的估计系数为-0.037，t值-3.32，回归结果显示企业的资产负债率与过度投资之间为负向相关关系，回归系数在1%的显著性水平下显著， 企业的负债融资可以有效抑制企业的过度投资规模。模型5检验了企业短期资产负债率以及长期资产负债率与过度投资之间的相关关系，回归结果显示，短期资产负债率的回归系数为-0.044，t值为
-5.65，在1%显著性水平下显著，这表明企业的短期负债率与过度投资之间有着非常显著的负向相关关系，企业短期负债率的提高会显著降低企业的过度投资水平。长期负债率的回归系数为0.0245，t值为9.48，在1%显著性水平下显著，由此可以看出，企业的长期负债率与过度投资之间有正向的相关关系，并且两者之间的相关关系非常显著，这说明企业的长期负债率显著增加了企业的过度投资规模，长期负债率水平越高，企业的过度投资规模越大。
五、研究结论
与以往的研究不同，本文研究了在股权集中背景下，我国上市企业的过度投资行为。认为最终控制人控股比例的上升在一定程度上会提高企业的过度投资水平，而最终控制人两权分离度的提高，进一步加剧了企业过度投资规模。这一研究结论，一方面为企业的投资效率提高提供借鉴，企业可以通过降低大股东持股比例以及两权分离度，以提高企业的投资效率；另一方面丰富了股权集中市场上公司治理的相关理论，在股权集中背景下，控股股东有可能通过过度投资方式侵蚀其他利益相关人利益。研究同时认为，企业进行债务融资可以减少企业的过度投资行为，债务结构中的短期融资有效抑制了企业的过度投资规模，而长期债务有可能会加剧企业的过度投资规模。因此，本文认为，企业可以通过提高资本结构中短期债务融资比例，以降低企业的过度投资水平，提高企业投资效率。Z
（注：本文系江苏高校优势学科建设工程资助项目阶段性研究成果，英文标志为PAPD）
参考文献：
终极控制权范文4
关键词：终极控制人；两权分离；股票收益波动；控制权；现金流权；信息不对称；大股东侵占；所有权性质；股权集中度
中图分类号：F830.91 文献标志码：A 文章编号：16748131（2013）05009111
一、引言
本文的主要研究目的在于考察终极控制人终极控制人指某个上市公司控制链条中处于金字塔结构顶端的控制人，有的文献中也称实际控制人；直接控制人则指某个上市公司处于控股地位的第一大股东，也称控股股东。 的两权分离特征对证券市场上股票收益波动的影响，借以分析终极控制人两权分离所导致的侵占可能是否会影响到企业与外部市场间的信息不对称。自Shleife 等（1997）、Classens 等（2000）和Porta等（2002）学者的研究开始，很多研究都发现，市场上大多数企业都存在控股性股东，其中家族公司又
占了较高的比例。因此，现代企业已经不再如Berle 等（1932）所描述的那样具备高度分散的股权，并由此带来了许多公司治理方面新的问题。一般来说，控股股东往往也会利用其控制性地位做出对自己有利而有损小股东利益的行为，控股股东对小股东的侵占已经成为公司治理中利益冲突的核心问题，该利益冲突主要体现为控股股东的关联交易、资金占用、违规担保，甚至市场操控等诸多方面。
目前众多的文献皆在关注终极控制人的所有权特征对企业行为及企业价值的影响，而一定程度上忽视了终极控制人的侵占对证券市场的影响。一般来说，作为内部人的终极控制人总是比外部投资者掌握更多的关于企业的信息，而公司的所有权结构特征可能会影响到公司的信息披露水平和披露时机，因此，如果终极控制人两权分离越严重，其侵占动机就越强，为了保证自身控制权私人收益的实现，终极控制人可能会尽量少和尽量晚地披露信息，使得外部投资者无法对企业的行为进行有效的干涉，从而达到侵占的目的如重庆啤酒（600132）从2011年12月8日开始的连续跌停以及之后的连续上涨，这些大幅度异常波动主要原因即在于企业信息披露的不及时造成企业与市场间严重信息不对称，以致某些有控制力的投资者操纵市场获利。 。但这却在客观上增加了企业与外部投资者之间的信息不对称，在其他因素不变的情况下，将导致公司的股票收益产生更大的波动性。另外，即使对于最应该保持独立性的证券分析师，在目前我国股权结构高度集中的情况下，其分析行为也可能会受到上市公司控制人的影响市场中竟然出现了券商的高管担任上市公司的独立董事的现象，使得券商分析师的独立性和独立董事的独立性都受到严重质疑（证券之星http：///MS2012062200000326.shtml）。 ，进而一定程度迎合上市公司一位证券业资深人士透露“除要与上市公司搞好关系外，分析师还必须顾及基金分仓制度下利益分配。”（国信证券http：//.cn/webd/public/infoDetail.jsp？infoid=8573494）。 ，这也会使得公司与市场投资者之间的信息不对称更加严重，进而增加市场波动风险。
传统关于金融市场本身波动性的研究，较多的文献都是基于行为金融的假设，从投资者在心理层面对金融市场制度设计的反应入手。而本文则尝试通过实证分析，从企业层面信息出发，考察上市公司最具信息特征的股权结构――终极控制人的两权偏离――对股票收益波动性的影响，以探究终极控制人的操控或侵占动机对证券市场中信息不对称的影响。我们的研究贡献主要在于：提出了股票收益波动性新的影响因素，认为终极控制人的两权偏离特征会影响股票收益波动性；而以往对股票收益波动性的研究都主要集中在市场层面，在一定程度上忽视了上市公司的控制权和所有权特征，即企业层面信息对股票收益波动的影响。我们的研究同时发现，上市公司的所有权性质和股权集中度也都会对上述关系产生影响。
二、文献评述与研究假设
随着现代企业股权集中度的提高，关于控股股东价值侵占的问题引起了学者们很大的研究兴趣，Zingales等（1994）和Stulz（1988）等的研究分别从理论和实证角度分析了控股股东侵害小股东获取控制权私利的问题，认为拥有大宗股权的所有者会得到与其所持比例不相称的收益，并发现该部分控制权私人收益甚至高达公司所分红利的30%。他们的研究还发现，当市场上出现对一个企业的控制权争夺时，拥有较多投票权的股票转让价格要高于拥有较少投票权的股票价格，即存在投票权溢价的现象，溢价的高低取决于投票权持有人对于从公司的控制权中获得额外收益的预期。随着对股权集中所导致价值侵占问题研究的深入，后续更多的学者开始关注到控制人另外一个很重要的特征，即通过金字塔结构或者交叉持股等方式所实现的控制权与现金流权偏离。
Porta等（1999）的研究发现，与Berle 等（1932）所描述的不同，很少有公司具有分散的股权，更重要的是，他们的研究发现控制性股东对公司的控制权都超过了他们所拥有的现金流权。之后，Classens 等（2000，2002）发现控股股东有动机通过分离现金流权和控制权以达到低成本侵占外部中小股东利益的目的。控制权与现金流权的分离程度越大，控股股东侵占小股东利益的激励就越强，公司价值损失也越大，他们由此间接证明了控股股东侵占小股东利益的问题。秦志华等（2011）通过扩展Porta关于大股东行为影响公司价值的分析模型，将大股东行为对企业价值的正负作用以及股权结构对其行为选择的影响置于统一框架中，认为公司价值与非第一大股东所持股权的集中度和法律环境对中小股东的保护程度正相关，且第二大股东对第一大股东的制衡有利于公司价值的提升。冯旭南等（2009）对我国上市公司的终极控制权和所有权结
构进行了考察，发现国有上市公司的两权分离情况并不是特别严重，但家族上市公司则倾向于以较少的现金流权获得较多的控制权。窦炜等（2011）则认为，在大股东绝对控股条件下，企业的过度投资扭曲程度与控股大股东持股比例呈负相关关系，而投资不足则与其呈正相关关系。
从上述文献的研究可以看出，目前对控制性股东两权分离的分析多集中在企业层面，但后来的一些实证研究则表明，特定的股权结构、特定的控制人性质都可能会影响到企业与外部资本市场之间的关系。Chau 等（2002）的研究发现，企业外部股权与自愿性信息披露水平正相关，而对于内部人力量越强大的公司，其自愿性信息披露水平则越低。Fan等（2002）的研究也表明，东亚上市公司控股股东控制权与现金流权的偏离使得公司盈余的信息含量降低，他们的研究似乎在暗示，为了满足对控制权私人收益的追求，终极控制人可能会操控信息披露的时点或者信息披露的水平，从而制造企业与外部市场间的信息不对称，以降低外部股东对公司决策的干预程度。Brockman 等（2003）的研究发现，在较弱的投资者保护环境下，企业股票将面临严重的信息不对称问题和较低的流动性。Attig等（2006）基于加拿大公司样本的研究也发现，大股东终极控制权和所有权的分离越大，股票的流动性就越差。刘东霖等（2009）的研究发现，终极控制人控制权与现金流权的偏离程度越大，其获取私有收益的动机也就越强烈，进而降低公司信息披露透明度；他们的研究同时发现，与非国有控制公司相比，国有控制公司信息披露透明度状况较好。姜毅等（2011）的研究表明，股权分置改革后，我国上市公司的信息披露质量对控制权私人收益的抑制发挥了很大的作用，信息披露质量越高，控制权私人收益水平就越低。洪金明等（2011）的研究认为，信息披露质量高的公司会减少控股股东的资金占用，并且倾向于选择高质量的审计师。
前述文献分析表明，控股股东的股权特征会影响到公司的信息披露，进而会影响企业与市场间的信息不对称。因此，在现有文献的基础上，本文尝试从另外一个角度考察终极控制人的两权分离特征与信息不对称的关系，即分析终极控制人的两权分离特征对企业股票收益波动性的影响。一般来说，控制权和现金流权存在偏离的终极控制人都会存在较强的侵占动机，本文将通过分析企业股票收益波动性对两权分离特征的反映，反向考察终极控制人的侵占动机。很多文献的研究也都表明，现实中的控制人的侵占更多是通过关联交易、资金占用和违规担保或者内幕交易等形式进行，但无论采取哪种价值侵占方式，都需要尽量规避监管部门的监督和核查，终极控制人都有动机将这些处于灰色地带的交易尽量“秘密”地进行，即可能会故意在信息披露方面进行操控。而纵的信息将使得企业与外部市场间的信息不对称程度进一步增加，信息不对称程度的增加也会使得市场中投资者对企业的证券估值更加难以准确进行，投资者对企业证券的估值差别也会较大，进而造成股票收益产生更大的波动，这在客观上增加了外部中小投资者的风险。同时，终极控制人也可能利用“制造”的信息不对称进行某些内幕交易，进行炒作获利。尤其在股改的影响尚未完全消失的中国股市，还存在大量的大股东减持和资产注入行为，这些基于大股东自身利益的行为也都可能会严重影响到信息不对称性，进而造成股票收益产生更大的波动性实践中的案例如：2010年12月2日御银股份（002177）推出股权激励计划，公司将向高管以及中层技术管理人员等授予270万份股票期权，行权价格为公告前一个交易日公司股票收盘价的15.40元；御银股份同时制定了较高的行权条件，比如公司2011年度经审计净利润较2010年增长率不低于80%。此后，御银股份股价大涨，股价从15.40元最高涨到21.99元；但当杨文江减持完毕后，公司的股价在24日大跌超过7%。 。
基于上述分析，我们提出假设：终极控制人两权分离度越高，公司股票收益波动性越大。
三、研究设计
1.样本选取
考虑到股权分置改革可能对公司行为以及资本市场产生的影响（黄晶 等，2011；谢世清 等，2011），本文的研究样本选取了2007至2010年在我国上海和深圳证券交易所上市的公司。在样本选取过程中，为了保证结论的稳健性，我们遵循了如下的筛选原则：（1）剔除ST公司；（2）剔除金融行业公司；（3）剔除控制权、现金流权或者股票收益波动性数据不完整的公司；（4）剔除解释变量与被解释变量数据存在异常值的公司；（5）根据一般的研究惯例和现实中的情况，同时考虑到关于终极控制人控制权的数据中已经充分考虑了股东间一致行动对终极控制人控制权大小的影响，因此，我们剔除了样本中终极控制人控制权小于15%的公司，以保证样本公司终极控制人拥有较强的控制力对于终极控制人控制权分界点，我们还分别使用了10%和20%控制权比例作为分界点以及不设控制权比例分界点三种做法。通过检验我们发现，文章的结论没有受到实质性的影响，说明文章的研究结论具有稳健性。但限于篇幅，文中未作明确报告。 。至此，本文样本的实际有效观测值为4589个。本文计算两权分离度的数据来源于CSMAR数据库；根据该数据库的说明，数据库中终极控制人控制权和现金流权的计算方法为Porta（1999）的计算方法。其他数据来源于WIND金融数据库，数据处理软件为EXCEL2003和SPSS17.0。
2.变量定义
（1）被解释变量
本文研究的对象为上市公司终极控制人两权分离度与股票收益波动性的关系，因此我们的被解释变量为股票收益波动性。由于终极控制人两权分离度只有年度数据，因此我们选择了年度指标度量股票收益波动性。出于稳健性考虑，我们选取了两种指标度量股票收益的波动性，即贝塔值与年化波动率。贝塔值的具体计算方法为：取最近52周的交易数据，以普通周收益率为计算周期，标的指数为上证综合指数。年化波动率的计算方法为：按照当年最后一个交易日之前52周，以周收益率为基准，用普通收益率计算收益率标准差。
（2）解释变量
理论上认为，之所以终极控制人的两权分离能够增强其侵占动机，本质上源于其侵占的成本和收益的不对称。借鉴投资学的基本理论，现金流权等同于行为成本，控制权则等同于行为收益，二者间的比例关系则等同于收益率。因此，用二者间的比例关系更能够描述终极控制人的侵占动机。我国特殊的上市公司控制结构和公司治理状况表明，上市公司的直接控制人一般都为法人，而该法人的各股东间一般都具有一定的行为一致性。如果仍旧用终极控制人的控制权来描述其控制力度，则有可能低估其控制力。因此，上市公司终极控制人对上市公司的控制力度用上市公司直接控制人的控制权描述更合理，而用终极控制人现金流权与上市公司直接控制人控制权的比例描述终极控制人的两权分离度也更合适。
基于上述分析，考虑到我国上市公司特殊的治理水平和控制结构，我们在既有文献指标设定的基础上进行了调整，选择了用终极控制人现金流权与直接控制人控制权的比值（分离度一）以及终极控制人现金流权与直接控制人控制权的差值（分离度二）来描述其两权分离度。同时，出于稳健性考虑，本文的稳健性检验中使用了终极控制人现金流权与终极控制人控制权的比值（分离度三）和差值（分离度四）描述其两权分离度。分析结果表明，相对于分离度三和分离度四，分离度一和分离度二对企业负债率、盈利能力以及Tobin’s Q值的解释力度都要更强。但限于篇幅，文中未报告具体数据结果。
（3）控制变量
根据相关文献的研究结论，本文选择了企业性质企业性质的分类方法为：按照实际控制人拥有上市公司股份性质划分，若为国家股、国有法人股或者国有股的认定为国有企业，否则为非国有企业。 、股权集中度、公司规模、盈利能力、收入增长率、机构持股比例、公司股票是否为市场指数股以及年度和行业作为控制变量（Gompers et al，2001；Xu et al，2003；祁斌 等，2006；胡大春 等，2007；刘奕均 等，2010）。具体相关变量的类型、名称、缩写和度量列示在表1中。
3.模型设定
根据本文的研究问题和指标定义，我们设计了如下的回归模型：
其中：CONS为截距项，εit为误差项，变量下角标分别表示第i家公司和第t期，其他具体变量皆按表1的定义。
四、实证分析结果
1.描述性统计分析
从表2中Panel A可以看出，股票收益波动性一（VOLA1）的均值为0.971，标准差为0.349；波动性二（VOLA2）的均值为61.809，标准差为14.846。分离度一（SEPA1）的均值为0.875，即如果终极控制人每侵占一元价值，其只需承担0.875元的成本，其标准差为0.377；分离度二（SEPA2）的均值为-5.424，标准差为11.723。分离度一（SEPA1）的极小值为0.02，说明该公司的控制权远远超过了现金流权，终极控制人的控制权的杠杆效应非常明显。分离度二（SEPA2）的极小值为-71.746，也说明控制权远远超过了现金流权。
Panel B为按照股票收益波动性大小分作三个组的分别统计结果，表中数据显示，无论按照分离度一（SEPA1）还是分离度二（SEPA2），描述性统计都显示出一个明显的规律：控制权与现金流权分离程度越大（即指标值越小），对应的股票收益波动性越高；而且，均值和标准差都遵循此规律。该数据分析结果为我们的假设检验提供了初步支持。
表3显示，股票收益波动性与其他主要变量基本都存在明显的相关关系，尤其与比值分离度和差值分离度都存在明显的负相关关系，表明终极控制人两权偏离越严重，企业的股票收益波动性越大，与预期关系一致。另外，进入模型的各解释变量之间相关系数都在0.35以下，预期不存在明显的共线性。
注：左下三角为pearson相关系数，右上三角为spearman相关系数。上角标* *表示在置信度（双侧）为 0.01 时相关性是显著的，*表示在置信度（双侧）为0.05时相关性是显著的。
2.实证模型分析
本研究利用普通最小二乘法（OLS）进行实证分析。借鉴以往文献研究成果，在控制了相关可能影响股票收益波动性的变量后，以多元回归估计公司终极控制人两权分离程度对股票收益波动性的影响，研究对象为2007―2010年我国沪深证券市场的上市公司。各实证结果分别列示在表4（全样本回归）、表5（按企业性质分组回归）和表6（按股权集中度分组回归）中。
（1）基于全样本的回归分析
根据表4的回归结果，在控制相关变量的情况下，当被解释变量为股票收益波动性一（VOLA1）时，分离度一（SEPA1）的回归系数T值为-3.604，模型的Adj-R2为18.9%；分离度二（SEPA2）的回归系数T值为-4.133，模型的Adj-R2为18.9%，都在1%显著性水平上显著。当被解释变量为股票收益波动性二（VOLA2）时，分离度一（SEPA1）的回归系数T值为1.705，模型的Adj-R2为29.7%，在10%水平上显著；分离度二（SEPA2）的回归系数T值为-2.702，模型的Adj-R2为29.7%，在5%水平上显著。4个回归模型的F值也都在1%水平上显著，显示模型的配适度也处于较高水平。
综合来说，无论解释变量为分离度一（SEPA1）还是分离度二（SEPA2），被解释变量为股票收益波动性一（VOLA1）还是波动性二（VOLA2），终极控制人两权分离程度与股票收益波动性二者之间都呈现显著的负相关关系。即终极控制人现金流权偏离控制权越严重，公司的股票收益波动性越大。两权偏离越严重，可能对应着控制人更强的侵占动机和与外部投资者之间更严重的信息不对称，更严重的信息不对称则会导致股票收益更大的波动性，这也提高了外部投资人的风险。同时我们看到，用差值描述的分离度二（SEPA2）显然对股票收益波动性有更强的解释，其对应的回归系数T值都显著高于分离度一所对应的T值。
（2）基于公司特征的分组回归分析
注：括号内数字为相应回归系数的t值。各回归系数右上角标*、* *和* * *分别表示统计量在10%、5%和1%的显著水平上是显著的，回归方法为普通最小二乘回归（OLS）。下同。
鉴于我国资本市场建立和发展的特殊性，市场中存在国有企业和非国有企业的性质区别，该种出资人性质的不同很可能会导致企业的行为出现较大的差异。冯旭南等（2009）和渡边真理子（2011）的研究也发现，国有上市公司和民营上市公司的所有权和控制权结构特征存在较大的差别。因此，我们进一步检验了企业的该种性质差别是否会影响终极控制人两权分离度与股票收益波动性的关系。
对比表5中模型1和模型5数据，终极控制人两权分离度对股票收益波动性的回归系数分别为-0.017和-0.073，回归系数的T值分别为-0.875和-3.948，存在显著的差别，其他几个对比模型也都存在类似关系。说明相对于国有企业，非国有企业终极控制人两权分离度与股票波动性的负相关关系更加显著，显示出民营企业的大股东控制所导致的侵占问题更加严重。根据我国上市公司的控制链条特征，民营企业一般都可以找到自然人性质的终极控制人，因此，公司的行为具有更多的自然人意志特征，而作为自然人的终极控制人也更可能通过关联交易和操纵企业信息披露等方式来获取控制权私人收益。与之相反的是，国有上市公司都不存在自然人性质的终极控制人，终极控制人法律特征的差别也使得两类企业的行为特征有着截然不同的模式（崔学刚 等，2011；魏卉 等，2011）。李维安等（2010）以及宋玉（2009）的研究也发现，在终极控制人存在两权分离的情况下，政府控制的公司比民营企业有更好的经理层治理水平，而且非国有公司终极控制人的两权分离度会产生更大的影响，说明同样的两权分离在不同的企业所产生的影响是不同的，这与本文的研究在逻辑上是一致的。
（3）基于股权集中度的分组回归分析
我国上市公司的股权集中程度是非常高的（冯旭南 等，2009；吴育辉 等，2011）。而高度集中的股权虽然可能带来决策效率的提升，但更可能导致不同类型股东之间产生冲突，造成实质上的内部人控制，进而影响公司治理的有效性。因此，我们根据样本公司的股权集中度对样本公司进行了分组回归，以考察股权集中度是否会影响到终极控制人两权分离度与股票收益波动性之间的关系分组方法：根据样本的中值分作两组，集中度较高的组为股权集中组，集中度较低的组为股权分散组。 。
表6数据表明，对于股权集中的公司，其终极控制人两权分离度与股票收益波动性的负相关关系非常显著，大都达到了1%的显著性水平（如模型1中分离度对股票收益波动性的回归系数和T值分别为-0.066和-3.395）。而对于股权分散的公司，其二者的负相关关系并未达到显著水平（如模型5中分离度对股票收益波动性的回归系数和T值分别为-0.030和-1.500）。股权结构理论认为，上市公司股权越集中，大股东间相互监督的可能性则越少，而且更少的大股东也更可能产生大股东间的一致行动。因此，在股权高度集中而且存在两权分离的企业，终极控制人的侵占动机会更强，侵占行为也会更容易实施。在此情况下，企业与外部市场间的信息不对称更加严重，外部投资者处于更加严重的弱势地位，进而会导致股票收益更大的波动性。也就是说，分散的所有权结构可以提高股票的流动性，降低投资者风险，这和世界范围内一个经济体中投资者保护水平越高其上市公司股权越分散的现象是一致的。
3.敏感性分析
除了在前文的回归分析中使用了两种股票收益波动性指标和两种终极控制人两权分离度指标外，我们又做了如下的敏感性测试：首先，对解释变量，在各回归模型中分别用分离度三（SEPA3）和分离度四（SEPA4）代替分离度一（SEPA1）和分离度二（SEPA2）进行了重新检验；其次，对于终极控制人控制权分界点，我们分别使用了10%和20%控制权比
例作为分界点以及不设控制权比例分界点三种做法进行回归分析。通过检验我们发现，分析的结论没有受到实质性的影响，说明本文的研究结论是稳健可信的。限于篇幅，文中未作具体报告。
五、结论与建议
现有文献对终极控制人与市场关系的研究大多为考察终极控制人的所有权特征对信息披露和信息透明度的影响，而本文则基于现实中股权结构集中的资本市场背景，考察了我国上市公司终极控制人两权分离特征与股票收益波动性的关系，从一个新的角度考察终极控制人两权分离所引发的侵占动机而导致的市场操纵行为以及该种市场操纵行为对外部投资者的影响。通过实证分析，本文的研究主要得到了下述结论：
第一，终极控制人两权偏离程度越大，股票收益的波动性则越强，显示出终极控制人的侵占行为可能导致上市公司与市场上投资者之间信息不对称程度加剧，提高外部投资者的风险。
第二，相对于国有上市公司或股权集中度较低的公司，非国有上市公司或股权集中度较高的公司终极控制人两权偏离度与股票收益波动性的正相关关系更加显著，说明在不同企业性质和不同股权集中度的上市公司中，公司治理效率可能存在一定差别，并使得终极控制人的行为选择有所不同。
我们的研究证明，股权集中所导致的大股东控制对公司治理的影响不仅体现在公司的直接行为方面，还表现在对资本市场的影响上。两权分离不仅可能导致大股东对小股东的直接侵占，也可能表现在外部投资者承担更高的证券投资风险方面。因此，完善对大股东侵占的治理，不仅对提高公司价值有帮助，而且有助于提高资本市场的效率，充分发挥资本市场的价值甄别和倒逼式的公司治理功能。
参考文献：
崔学刚，张宏亮.2011.“金字塔”结构、两权分离与公司价值[J].上海立信会计学院学报（2）：313.
窦炜，刘星，安灵.2011.股权集中、控制权配置与公司非效率投资行为――兼论大股东的监督抑或合谋[J].管理科学学报，14（11）：8196.
渡边真理子.2011.国有控股上市公司的控制权、金字塔结构和侵占行为――来自中国股权分置改革的证据[J].金融研究（6）：150167.
冯旭南，李心愉.2009.终极所有权和控制权的分离：来自中国上市公司的证据[J].经济科学（2）：8497.
洪金明，徐玉德，李亚茹.2011.信息披露质量、控股股东资金占用与审计师选择[J].审计研究（2）：107112.
胡大春，何佳.2007.基金持股比例与A股市场收益波动性的实证分析[J].金融研究（4）：129142.
黄晶，陈工孟，包文卿，陈峥嵘.2011.股权分置改革能抑制控股股东过度投资吗？[J].财经研究，37（10）：2636.
姜毅，刘淑莲.2011.信息披露质量与控制权私人收益：以股权分置改革为背景[J].财经问题研究（9）：5056.
李维安，钱先航.2010.终极控制人的两权分离、所有制与经理层治理[J].金融研究（12）：8098.
刘东霖，张俊瑞，苏坤.2009.控股股东对公司信息披露透明度影响的实证研究[J].系统工程，27（12）：1724.
刘奕均，胡奕明.2010.机构投资者、公允价值与市场波动――基于我国A股市场面板数据的实证研究[J].财经研究，36（2）：110120.
祁斌，黄明，陈卓思. 2006.机构投资者与股市波动性[J].金融研究（9）：5464.
秦志华，徐斌.2011.大股东行为影响公司价值的理论模型解释[J].管理科学，24（4）：2231.
宋玉.2009.最终控制人性质、两权分离度与机构投资者持股――兼论不同类型机构投资者的差异[J].南开管理评论，12（5）：5564.
魏卉，杨兴全.2011.终极控股股东、两权分离与股权融资成本[J].经济与管理研究（2）：1223.
吴育辉，吴世农.2011.股权集中、大股东掏空与管理层自利行为[J].管理科学学报，14（8）：3444.
谢世清，邵宇平.2011.股权分置改革对中国股市波动性与有效性影响的实证研究[J].金融研究（2）：185193.
ATTIG N，FONGB W，GADHOUMC Y，Lang L. 2006. Effects of large shareholding on information asymmetry and stock liquidity[J]. Journal of Banking and Finance，30（10）：28752892.
BERLE A，MEANS G. 1932. The modern corporation and private property[M]. New York：Mcmillan.
BROCKMAN P，CHUNG D. 2003. Investor protection and firm liquidity[J]. Journal of Finance，58（2）：921937.
CHAU G，GRAY S. 2002. Ownership structure and corporate voluntary disclosure in Hong Kong and Singapore[J]. The International Journal of Accounting，37（2）：247265.
CLAESSENS S，DJANKOV S，FAN J，LANG L. 2002. Disentangling the incentive and entrenchment effects of large shareholders[J]. Journal of Finance，57（6）：27412771.
CLAESSENS S，DJANKOV S，LANG L. 2000. The separation of ownership and control in East Asian corporations[J]. Journal of Financial Economics，58（12）：81112.
FAN J，WONG T. 2002. Corporate ownership structure and the informativeness of accounting earnings in East Asia[J]. Journal of Accounting and Economics，33（3）：401425.
GOMPERS A，METRICK A. 2001. Institutional investors and equity prices[J]. Quarterly Journal of Economics，116（1）：229259.
PORTA R，LOPEZ F，SHLEIFE A. 1999. Corporate ownership around the world[J]. Journal of Finance，54（2）：471517.
PORTA R，LOPEZ F，SHLEIFE A. 2002. Investor protection and corporate valuation[J]. Journal of Finance，57（3）：11471170.
SHLEIFE A，VISHNY R. 1997. A survey of corporate governance[J]. Journal of Finance，52（2）：737783.
STULZ R M. 1988. Managerial control of voting rights：financing policies and the market for corporate control[J]. Journal of Financial Economics，20（12）：2554.
XU Y，MALKIEL B. 2003. Investigating the behavior of idiosyncratic volatility[J]. Journal of Business，76（4）：613644.
ZINGALES L. 1994. The value of the voting right：a survey of the Milan Stock Exchange[J]. Review of Financial Studies，7（1）：125148.Separation of Cash Flow from Control of Ultimate Controller，
终极控制权范文5
（一）研究假设终极控制人股权对公司治理的影响存在两方面假说，一是“利益协同效应”假说，二是“利益侵害效应”假说。当终极控制人控制权比例较低时，较高的股权集中度提高了终极控制人在公司治理中的参与度。随着终极控制人控制权的增加，其所有权也增大，为了保护自己的投资，终极控制人有动机控制管理层的机会主义行为，此时随着终极控制人控制权的增加，盈余管理会降低。但随着终极控制人控制权比例的增加到一定程度，终极控制人可能沉溺于非公司价值最大化行为中。因此假设：假设1:其他条件相同，盈余管理与终极控制人的控制权比例呈现U形关系。即盈余管理先随终极控制人控制权比例的增加而降低，而后随着终极控制人持股比例的增加而增大如果控制性股东拥有现金流量权越低，控制性股东对上市公司享有的共享收益就越少，控制性股东通过盈余管理等手段攫取控制权私有收益的动机就会越强。许永斌、郑金芳（2007）的研究表明终极控制人的现金流权越大，就越有动力去经营好公司，而会减少降低企业价值的盈余管理行为。基于以上分析，本文提出假设：假设2:其他条件相同，盈余管理程度与终极控制人的现金流权比例负相关西方学者研究认为，终极控制人与小股东之间问题产生的根源是终极控制人的控制权与现金流权的分离。这使得终极控制人能够逃避其不利决策给公司带来的影响，最小化自己的损失，而且复杂的所有权结构下，现金流权与控制权的分离使终极控制人有手段和能力采取利己的行为。终极控制人为了掩饰其侵占行为，会实施盈余管理，增加信息不对称程度，从而使小股东、外部投资者更难对企业的财务状况进行评价。基于以上分析，本文提出假设：假设3:其他条件相同，盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关
（二）样本选择与数据来源本文以2008年在深圳和上海证券交易所挂牌的制造业所有A股上市公司为实证研究样本，研究选取数据主要包括终极控制人现金流权数据、控制权数据、股权分离度数据以及上市公司会计指标数据。在具体选择研究样本的过程中，实施了以下的步骤：为了规避新上市公司盈余管理的动机，以及考虑到Jones模型需要采用上一年的财务数据，样本中不包括2008年当年首发上市的公司。剔除被ST的公司，将这类公司从样本中剔除，因为这些公司的绩效数据可能存在异常会纵。剔除无法从深圳国泰安信息技术有限公司开发的CSMAR数据库（以下简称CSMAR数据库）获得研究数据的样本。经过以上选择，共得到研究样本723个。本文有关上市公司的主要财务数据资料来源于CSMAR金融数据库。此外，上市公司2008年的年报下载于中国证券监督管理委员会网站（）和巨潮资讯网站（.cn）
（三）变量定义和模型建立本文选取如下变量：（1）被解释变量。夏立军（2003）对国外主要的盈余管理计量方法及其调整模型在中国股票市场进行了检验，结果表明，在中国使用截面Jones模型能较好地计量盈余管理的程度。因此，本文认为，在目前情况下，针对中国上市公司的盈余管理研究最好使用截面模型。同时，在公司利润表中，对于会计信息的使用者来讲，线下项目的利润操纵要比线上项目的更容易识别（Chen和Yuan，2004；Hawetal.，2005），在我国，通过操纵线下项目的盈余管理行为并不少见（如：上市公司与终极控制人进行直接的关系资产交易形成营业外收入），因此，本文使用基于线上应计的截面Jones模型和线下项目损益两种方法来计算可操纵性应计利润衡量盈余管理的程度。（2）解释变量。现金流权是指上市公司股东通过付出现金流而取得的权利，有的文献称之为所有权。控制权是与投票权相对应的，有多大的投票权就有多大的控制权（包括直接控制权和间接控制权）。现金流权和控制权偏离是指控制权超过现金流权，导致两者不相等。当一位股东实际持有A公司股票，则可称之为“直接持股”；但如果这个股东转而投资另一家B公司，而这家公司又再投资A公司，这就形成了“间接持股”。因此本文定义的终极控制人为沿着控制链条追溯至最顶端的终极控股股东，该股东不再为其他股东所控制。终极控制人的现金流权终极控制人的现金流权（CashfolwRights，CR）通过所有控制链累积持有上市公司的所有权比例之和表示，其中每条控制链顶端终极控制人对上市公司的所有权比例等于该条控制链上各层股东持股比例之积。即CR=∑∏ait，其中ait为第i条控制链的各层级之间所有权比例。终极控制人控制权控制权包括直接控制权与间接控制权（Control），等于各条控制链上的控制权比例之和，每一条控制链中，有效的控制权为终极控制人对上市公司的各环节持股比例的最小值。即Control=∑min（ai1ai2……ait），其中ait为第i条控制链的各层级之间所有权比例。现金流权与控制权分离度现金流权与控制权的分离度（SeparationRate，SR），定义为控制权与现金流权之差，即SR=Control-CR，SR越大，表明现金流权与控制权的分离程度越大。（3）控制变量。独立董事比例。本文采用公司独立董事占董事会全部董事人数的比例表示对终极控制人的监督力度。第二至十大股东的股权制衡度。本文采用变量SI来表示上市公司第二至十大股东的股权制衡度，SI的取值用公司第二大股东至第十大股东持股比例之和来衡量。资产负债率。本文选用上市公司当期的资产负债率作为控制变量，用以检验上市公司对待盈余管理的态度。公司的总资产报酬率，公司的总资产报酬率影响了公司的盈余管理动机和空间。成长性，企业通常经过初创期、成长期、成熟期和衰退期四个阶段，当公司面临着好的成长机会时，推迟转移资产会使终极控制人获得很大的控制权私利，此时终极控制人是不愿意从上市公司转移资产的，所以，不同成长阶段会对盈余管理产生不同的影响。因此，本文采用主营业务收入增长率来表示上市公司的成长性。规模。通常，大公司的管理层拥有等广阔的空间进行盈余管理，本文选用上市公司当年的员工人数的自然对数来控制公司规模的影响。具体变量定义见表（1）。本文将盈余管理程度用两个研究变量表示|DA|和|Below|，所以将同一个模型分成两个类别。针对研究假设1，建立模型1：
二、实证检验分析
（一）描述性统计描述性统计结果见表（2）。总样本组为723家上市公司，其中国有组386家，非国有组337家。首先对线上项目盈余管理值|DA|进行描述性统计分析。丛下表可以看出DA的数据分布特征，|DA|的均值为0.518916，中位数为0.332729，标准差为0.64649，最大值为5.6394，最小值为0.0014；均值略高于中位数，最大值与最小值相差较大，数据分布较不集中。此外1/4位数是0.1423053/4位数是0.639994。线下项目盈余管理|BELOW|的均值为0.034791，中位数为0.027323，标准差为4.84638，最大值为1.0827，最小值为0；均值高于中位数，最大值与最小值相差较大，数据分布较不集中。此外1/4位数是0.015322，3/4位数是0.043002。终极控制人控制权的均值为37.564%，中位数为36.69%，标准差为0.14617，最大值为1，最小值为3.94%，最大值为100%。可见，我国上市公司的控制权比例普遍偏高.终极控制人拥有的所有权比例的平均值为30.548%，中位数为28.31%，标准差0.16282，最大值为92%，最小值为23.9%，此外1/4位数是18.614%，3/4位数是41.349%。终极控制人两权分离度的平均值为0.0701，中位数为0.00744，表明一半以上的企业两权分离情况较小，最大值0.4234表明部分企业的两权分离度较高。独立董事所占比例平均值为0.3609，表明绝大部分公司的独立董事比例己经达到证监会所要求的标准（独立董事占董事总数的1/3以上）。用来衡量股权制衡程度的SI的平均值仅为0.1892，说明第二至十大股东所持股份较少，其余的大股东很难对终极控制人形成制衡作用，一股独大现象非常严重。
（二）相关性分析变量的相关性检验结果见表（3）。结果显示，线上项目盈余管理程度|DA|与现金流权比例、控制权比例、控制权比例的平方、两权分离度、独立董事比例、股权制衡度、资产负债率、ROA、成长性和企业规模等变量正相关。线下项目盈余管理程度|BELOW|与现金流权比例、资产负债率、ROA正相关，与控制权比例、控制权比例的平方、两权分离度、股权制衡度、独立董事比例、成长性和企业规模等变量负相关。有些变量之间存在着严重的共线性问题。现金流权和控制权比例（控制权比例的平方）之间，相关系数为0.835（0.830）；控制权比例与控制权比例的平方之间，相关系数为0.972;其余变量之间的相关系数都在0.8以下，对于模型的建立没有不利影响。本文将考察终极控制人现金流权、控制权、两权分离度与上市公司盈余管理影响，为避免现金流权与控制权的共线性问题，本文将现金流权比例与控制权比例、控制权比例的平方项纳入不同的模型。为避免终极控制人拥有上市公司控制权比例与其平方项之间的共线性问题，模型中将终极控制人拥有的控制权比例进行标准化，标准化过程为控制权比例减去均值后除以标准差。
（三）回归分析本文进行以下回归分析：（1）终极控制人控制权与公司盈余管理回归结果见表（4）。第一，终极控制人控制权与公司线上项目盈余管理。列1表示终极控制人控制权与公司线上项目盈余管理程度多元OLS回归的结果，回归方程的F值为10.663，显著性概率为0.000，，说明该方程整体有意义。从回归结果来看，控制权比例的平方（SqrControl）与上市公司线上项目盈余管理|DA|在10%水平上显著正相关。这与假设1相符，即盈余管理与终极控制人的控制权呈现U形关系，盈余管理首先随着终极控制人所有权的增大而降低，而后随着终极控制人所有权的增大而增大。这表明在公司治理中，终极控制人在拥有较低控制权时，终极控股人没有较大动力和能力通过线上项目操纵盈余。当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时，有动机有能力通过线上项目谋求控制权私利。独立董事比例与公司盈余管理程度在5%的水平上呈显著正相关，这与预期正好相反。说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中，独立董事并没有发挥人们预期的代表广大中小股东利益对上市公司终极控制人进行监督的职能。公司的股权制衡与盈余管理正相关，这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能，但这一结论得不到统计意义上的证据支持。公司的ROA与盈余管理程度正相关，且在1%的水平上显著，这与预期的符号相反。但这也说明，上市公司的应计利润受到其财务业绩的影响，作为衡量企业财务业绩的ROA，当其不断提高时，公司高管可操控的非正常应计利润项目数与绝对值更多，也即公司非正常的应计利润与其财务业绩之间存在正相关关系。公司的成长性与盈余管理在5%水平上显著正相关，这与预期的符号一致。首先，处于成长期的公司，有较多的不确定因素，公司的成长机会越多，约有压力迎合盈余预期增长，而且公司成长机会越多，意味着公司需要进一步的支持，可能存在较大的融资需求等，公司也越有动机进行盈余管理进行“包装”。公司规模与盈余管理程度在10%的水平上显著正相关。说明当公司规模越大，组织复杂程度越高，实施盈余管理行为的隐蔽性越大，内外部相关利益者均不易直接察觉，从而导致发生盈余管理的可能性增大。资产负债率与盈余管理程度在10%的水平上呈显著正相关。这说明在资本结构方面，负债越高的企业违反债务契约的可能性越大，管理层有通一方面有为了获得配股降低资产负债率的盈余管理动机，另一方面也有通过盈余管理避免违约的强烈动机。第二，终极控制人控制权与公司线下项目盈余管理。列2是终极控制人控制权与线下项目进行多元OLS回归的结果，回归方程的F值为32.616，显著性概率为0.000，，说明该方程整体有意义。从回归结果来看，控制权比例的平方（SqrControl）与上市公司线下项目盈余管理|BELOW|在1%水平上显著正相关。这与假设1相符，即盈余管理与终极控制人的控制权呈现U形关系，盈余管理首先随着终极控制人所有权的增大而降低，而后随着终极控制人所有权的增大而增大。这表明在公司治理中，终极控制人在拥有较低控制权时，终极控股人没有较大动力和能力通过线下项目操纵盈余。当终极控制人拥有超过其现金流权较高的控制权时，有动机有能力通过线下项目谋求控制权私利。在线下项目法下，独立董事比例与公司盈余管理程度正相关，这与预期正好相反，但是与上述线上项目盈余管理程度回归的结果相同。说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中，独立董事确实没有发挥人们预期的代表广大中小股东利益对上市公司终极控制人进行监督的职能，由于多种原因，独立董事可能无法有效控制通过操纵线下项目发生的盈余管理行为在线下项目法下，公司的股权制衡对与盈余管理正相关，且在10%的水平上显著，这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能，甚至迫于终极控制人的压力，或者与终极控制人相互勾结操纵盈余。在线下项目法下，公司的ROA与盈余管理程度负相关，不显著，这与上述线上项目盈余管理回归的结果正好相反，但是预期的符号一致。可能是由于线下项目盈余管理比向上项目盈余管理更好识别，公司财务业绩越高，通过线下项目进行盈余管理的程度就越低。在线下项目法下，公司的成长性与盈余管理负相关，不显著，这与上述线上项目盈余管理回归的结果正好相反，但与预期的符号一致。可能由于线下项目盈余管理比向上项目盈余管理更容易识别，处于成长期的公司为了吸引市场的参与者对其关注、避免声誉受损，会尽量避免采用隐秘性较差的线下项目手段操纵盈余，而更多地采用线上项目的盈余管理。在线下项目法下，公司规模与盈余管理程度在1%的水平上显著正相关。资产负债率与盈余管理程度在10%的水平上呈显著正相关。这与上述线上项目盈余管理程度的回归结果均一致，说明公司规模越大，发生盈余管理的可能性增大。在资本结构方面，负债越高的公司有实施盈余管理的强烈动机。（2）终极控制人两权分离度对公司盈余管理影响的回归分析结果见表（5）。第一，终极控制人两权分离度与公司线上项目。盈余管理模型2的回归结果如上表所示。列1表示终极控制人两权分离度与公司线上项目盈余管理程度多元OLS回归的结果，回归方程的F值为10.248，显著性概率为0.000，说明该方程整体有意义。从回归结果看，终极控制人的现金流权与上市公司线上项目盈余管理|DA|在1%的水平上显著正相关，假设2未得到验证。本文认为可能的原因是：当终极控制人现金流权比例在较低范围时，其对上市公司盈余管理影响的能力受到限制，相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。随着控制人现金流权比例的上升，其在上市公司的现金流权受到较大的影响，因而其对上市公司的盈余更敏感，受到的限制越小，盈余管理更多。而且，随着现金流权比例的上升，控制权比例也在上升，终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权，此时两权分离度加大，终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。从回归结果来看，终极控制人的两权分离度（SR）与上市公司线上项目盈余管理|DA|在10%水平上显著正相关。这与假设3相符，即盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关。当终极控制人控制权和现金流权分离度较高时，终极控制人利益和公司整体利益偏离度较高，终极控制人有动机有能力通过线上项目谋求控制权私利。终极控制人实施盈余管理最深层次的原因是终极控制人现金流权与控制权相分离。独立董事比例与公司盈余管理程度在5%的水平上显著正相关，这与预期正好相反，与模型1线上项目盈余管理回归结果一致，说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中，独立董事可能无法有效控制通过操纵线上项目发生的盈余管理行为。公司的股权制衡对与线上项目盈余管理正相关，这与预期正好相反，这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能，但这一结论得不到统计意义上的证据支持。公司的ROA与盈余管理程度正相关，且在1%的水平上显著，这与预期的符号相反，与模型1线上项目盈余管理回归结果一致。公司的成长性与盈余管理在5%水平上显著正相关，这与预期的符号一致，与模型1线上项目盈余管理回归结果一致。公司规模与盈余管理程度在10%的水平上显著正相关，与模型1线上项目盈余管理回归结果一致。资产负债率与盈余管理程度在10%的水平上呈显著正相关，与模型1线上项目盈余管理回归结果一致，表现出较高的稳定性。第二，终极控制人两权分离度与公司线下项目盈余管理。回归方程的F值为30.378，显著性概率为0.000，，说明该方程整体有意义。从回归结果来看，终极控制人的两权分离度（SR）与上市公司线下项目盈余管理|BELOW|在10%水平上显著正相关。这与假设3相符，即盈余管理程度与终极控制人现金流权与控制权背离程度正相关。在公司治理中，当终极控制人控制权和现金流权分离度较高时，终极控制人利益和公司整体利益偏离度较高，终极控制人有动机有能力通过线下项目谋求控制权私利。终极控制人现金流权与上市公司线下项目盈余管理|BELOW|在1%水平上显著正相关，与线上项目盈余管理回归结果一致。本文认为可能的原因是：当终极控制人现金流权比例在较低范围时，其对上市公司盈余管理影响的能力受到限制，相应上市公司出现较低的盈余管理幅度。随着控制人现金流权比例的上升，其在上市公司的现金流权受到较大的影响，因而其对上市公司的盈余更敏感，受到的限制越小，盈余管理更多。而且，随着现金流权比例的上升，控制权比例也在上升，终极控制人对现金流权的关注程度小于控制权，此时两权分离度加大，终极控制人有较大的动机和能力实施盈余管理。在线下项目法下，独立董事比例与公司盈余管理程度正相关，这与预期正好相反。说明在我国上市公司，或者至少在本文的研究样本中，独立董事可能无法有效控制通过操纵线下项目发生的盈余管理行为，但这一结论得不到统计意义上的证据支持。在线下项目法下，公司的股权制衡对与盈余管理正相关，且在10%的水平上显著，这说明上市公司的第二至第十大股东可能没有很好地发挥参与公司治理的职能，甚至迫于终极控制人的压力，或者与终极控制人相互勾结操纵盈余。在线下项目法下，公司的ROA与盈余管理程度负相关，不显著，与模型1线下项目盈余管理回归结果一致，公司的成长性与盈余管理负相关，不显著，与模型1线下项目盈余管理回归结果一致，公司规模与盈余管理程度在1%的水平上显著正相关。资产负债率与盈余管理程度在1%的水平上呈显著正相关，这与模型1线下项目盈余管理程度的回归结果一致，表现出较高的稳定性。
三、结论
终极控制权范文6
关键词：股权结构 最终控制人 投资效率
一、引言
投资过度和投资不足是投资效率低下的表现形式。Jensen and Meckling（1976）、Kanodia and Lee （1998）分析了由股东和经理层之间的信息不对称引致过度投资和投资不足的机理：当经理层能代表公司现有股东的利益，管理者对投资项目盈利能力的私人信息和投资信号的不确定性将会引致无效率的公司投资行为；另一方面，若考虑所有权和控制权分离引起的问题，管理者可能会因拥有自由现金流而过度投资以享受私人利益。在复杂所有权结构下，公司的控制权掌握在仅拥有少量现金流量权，但拥有较多投票权、能有效控制公司的、处于堑壕地位的股东手中，公司的所有权与控制权存在严重分离，股东被称为少数所有权控制性股东或终极控制人，终极控制人持有的所有权称为现金流量权，终极控制人实施控制的程度称为控制权。La Porta，Lopez-de-Silanes and Shleifer（1999）指出，复杂所有权结构已成为20世纪末期以来终极控制股东普遍采用的所有权安排形式。中国在发展资本市场和建立现代企业制度的过程中，企业的产权主体和利益主体也正在多元化（王化成，2004）。多元化的直接表现就是上市公司的股权结构日趋复杂。在复杂所有权的上市公司，终极控股股东拥有的现金流权较少，因而其控制动机和勤勉尽职程度就成为上市公司能否经营成功的至关重要因素。受终极控股股东的控制动机和勤勉尽职程度的影响，经理人基于自身利益最大化原则，与终极控股股东合谋或“绑架”终极控股股东的意志，而造成投资不足或投资过度，已成为资本市场的隐忧。本文试图结合已有文献和我国的制度背景，对上市公司的数据来进行检验，以阐明复杂所有权结构与投资效率之间的关系，为提高投资效率、优化资源配置提供经验证据。
二、文献回顾
（一）控股股东通过复杂所有权结构实施控制 由我国的制度背景所决定，上市公司的股权高度集中在大股东手中，股权分置改革后这种现象有所改观，但控股股东通过构建复杂所有权结构来控制旗下众多公司的现象日渐增多。刘芍佳等（2003）、叶勇等（2005）指出，国家统计资料中的股权划分方法难以追溯上市公司的终极控制股东，不利于对上市公司进行研究。孙健（2006）认为，我国资本市场上终极控制人存在的原因是由于合同的不完备性，产生了公司剩余控制权通过董事会而被终极控制人控制的格局。发现上市公司确实存在终极控制人，且终极控制人通过金字塔式的控股结构对上市公司进行控制，从而使终极控制人能从其自身的利益最大化角度出发，控制公司的经营。国有终极控制人与非国有终极控制人的比较方面，国有终极控制人的现金流权均显著高于非国有，而非国有终极控制人控制的上市公司中控制权与现金权偏离的现象更普遍，程度更重。叶勇、黄雷（2007）研究表明，终极控制股东拥有的控制权平均为42.47%，而其投入的现金流平均只有37.84%。
（二）控股股东动机与被控制企业的利益不一致 在复杂所有权结构下终极控股股东的控制动机复杂，其与被控制企业的利益关联关系在不同的阶段和不同的战略目标下程度不相一致，从而对控制链上企业的决策带来影响。徐晓东和陈小悦（2003）研究发现，上市公司绩效、股权结构和治理效力随第一大股东所有权的性质而变化，第一大股东为非国家股股东的公司有更高的公司价值和更强的盈利能力，经营上更灵活性，公司治理效力更高。刘芍佳等（2003）验证了不同控制（股）方式下企业的绩效存在显著差异。张蕾（2004）研究发现：终极控股股东性质为国资委、政府和政府派出机构等国有性质的股东，多元化投资较多，多元化价值较低。终极控股股东的控制权比例越高，经营单元数越少，控制权比例的提高有助于公司集中精力发展核心竞争力。
三、研究设计
（一）研究假设 本文从以下方面提出假设：
（1）股权性质与投资效率。对于需要执行预算的国有企业，预算软约束是导致企业过度投资以及宏观经济过热的根源（陈钊、陆铭2003）。非国有企业受政府部门的约束较少，其决策主要是以利润最大化或股东财富最大化为目标而作出，公司可在制度许可范围内根据目标自主调整投资决策，从而可以较好地避免管理层的过度投资或投资不足。据此提出假设1：
假设1：非国有企业与投资效率正相关
（2）终极控制人的所有权与投资效率。股权集中具有利益一致和壕沟防御效应。前者体现为终极控制人对经理层更有效监督，从而缓解所有者与经营者的冲突。后者则指终极控制人与其他股东的利益目标不一致，终极控制人利用优先的信息优势获取控制权私利，从而对其他股东的利益进行侵占，降低企业治理效率。我国资本市场存在控制人持股比例高的现象，控制人会增强对小股东利益的侵害，从而导致上市公司资本配置效率低下。据此提出假设2：
假设2： 终极控制人的所有权与投资效率负相关
（3）终极控制人的控制权与投资效率。终极控制股东对企业的控制同样会导致利益一致和壕沟防御效应。Shleifer和Vishny（1997）分析认为，当控股股东几乎控制了公司的全部控制权时，更倾向于攫取控制权私利。本文认为，终极控制人通过金字塔结构、交叉持股等方式设计复杂所有权结构，对上市公司攫取利益的方式趋于隐蔽，因而易降低资本投资效率。据此提出假设3：
假设3：终极控制人的控制权与投资效率负相关
（4）终极控制人的两权分离程度与投资效率。Bebchuk、Kraakman和Triantis（2000）研究了控制权与现金流权相分离情况下的问题及对公司投资、规模和控制权转移决策的影响，他们发现，现金流权和控制权相分离的情况下，公司投资项目、公司规模扩张以及公司控制权转移三方面存在成本，终极控制股东可能为了掠取控制权私人收益而对中小股东利益进行利益。苏启林和朱文（2003）对我国家族上市公司的控制权与现金流权的分离进行研究发现了类似的结论。据此提出假设4：
假设4：终极控制人的控制权与现金流权的分离程度与投资效率负相关
（二）样本选择与数据来源 2007年上市公司开始执行新企业会计准则，故本文样本范围为2007-2010年上市公司。构成研究对象的样本不包括：金融类企业；终极控制人发生变更的企业；ST类个股；数据缺失的个股。按以上条件筛选后共获得有效样本5810个。样本企业在不同行业、交易所的分布情况见表（1）。本文使用的股权结构数据来源于万德数据库和证监会网站，数据缺失的自各上市公司网站手工收集，采用Eviews4.0进行统计分析。
（2）解释变量。终极控制人的性质（SOE），为属性变量。终极控制人为国有（含国家股和国有法人股），则为1，否则为0。终极控制人拥有的所有权比例，即现金流权（SYQ）。现金流权是指控股股东按实际投入公司的资金占总投资额的比例所享有的分享剩余的权利。参照La Porta等（1999）、Claessens等 （2000）的方法，用控制股东通过所有控制链持有上市公司的所有权比例之和表示其所有权比例，每条控制链的所有权比例，等于该条控制链上各层级股东持股比例的乘积。本文从万德数据库收集上市公司的控制人资料和控制权比例。用控制链上最弱的投票权（VotingRights）之和作为控制权比例。
四、实证检验分析
五、结论
本文研究了所有权与控制权偏离情况下上市公司的投资效率，结果表明，国有企业更易出现投资效率低下现象，终极控股股东加大对上市公司的所有权和控制权能在一定程度上抑制上市公司投资效率的下降，但终极控股股东所有权和控制权的偏离会抵消这种抑制作用而导致上市公司投资过度或投资不足。鉴于此，建议推进市场化进程，完善国有企业治理，同时，增加上市公司股权结构的透明度，减少复杂控股格局。
参考文献：
[1]方军雄：《所有制、市场化进程与资本配置效率》，《管理世界》2007年第4期。
[2]陈钊、陆铭：《中国所有制结构调整的理论与实证分析》，山西人民出版社2003年版。
[3]李青原、陈超、赵曌：《最终控制人性质、会计信息质量与公司投资效率》，《经济评论》2010年第2期。
[4]魏明海、柳建华：《国企分红、治理因素与过度投资》，《管理世界》2007年第4期。
[5]徐莉萍、辛宇、陈工孟：《股权集中度和股权制衡及其对公司经营绩效的影响》，《经济研究》2006年第1期。
[6]Ahmed，A.S.，B.Billings，R.Morton，andM.S.Harris， The Role of Accounting Conservatism in Mitigating Bondholder-shareholder Conflicts over Dividend Policy and in Reducing Debt Costs. Accounting Review， 2002..
