中國式分權下的地方政府干預與控制權轉移績效

鄧可斌，李智鵬

(廣東外語外貿大學 財經學院，廣東 廣州 510006)

一、 引言

中國式分權改革既有效刺激了經濟增長，也帶來了區(qū)域間對資本的惡性競爭。這就使得地方政府有很強的動力去干預屬地上市公司的控制權轉移行為，以期使得資本這一稀缺資源的配置更有利于地方經濟增長。自1993年深寶安收購上海延中的我國第一起控制權轉移事件發(fā)生以來，控制權轉移背后的地方政府之手就經常如影隨形。分權改革背景下的地方政府之手是否扭曲了控制權轉移績效？這正是本文關心的主要問題。

理論上而言，在完全競爭經濟環(huán)境的有效資本市場中，控制權轉移能夠緩解企業(yè)的代理問題，實現(xiàn)企業(yè)經營績效的提升。但是在我國企業(yè)的實際操作中，企業(yè)在控制權轉移后績效沒有明顯提升的現(xiàn)實例子時有發(fā)生。這一方面或許是因為，與西方發(fā)達國家相比，我國的資本市場發(fā)展時間較短，控制權市場仍處于成長階段，因而控制權轉移績效的體現(xiàn)可能不是太明朗。另一方面原因則可能在于，中國式分權改革引致的地方政府對企業(yè)控制權轉移干預過度，從而使得控制權轉移缺乏績效。兩種因素何者更為重要仍未有充分的經驗證據(jù)。目前能夠直接證實政府干預對控制權轉移績效影響作用的文獻仍不多見。盡管有研究證明，不同級別政府控制的企業(yè)控制權轉移績效存在顯著差別，級別越低政府控制的企業(yè)控制權轉移績效越低[1]。但控股企業(yè)的政府級別越高，并不必然代表其在具體的企業(yè)控制權轉移過程中對企業(yè)的干預就強[注]就地方政府而言，上市公司的控制權轉移對于當?shù)亟洕l(fā)展和政府業(yè)績考核都有著重要作用。所以對于上市公司的控制權轉移行為，地方政府一般都會關注。但是，地方政府能否對屬地上市公司控制權轉移行為進行有效干預，實質上在很大程度上取決于地方政府對經濟的干預水平，而未必是上市公司的股東性質。換言之，在一個地方政府對經濟干預很強的地區(qū)，即使是民營企業(yè)的控制權轉移，也可能受到很強的政府干預；而在一個市場經濟機制相對完善的地區(qū)，即使是國有控股企業(yè)的控制權轉移，可能受到的政府干預度也不是太強。。在中國式分權改革的宏觀背景下，政府特別是地方政府對企業(yè)的干預水平實質與其對當?shù)亟洕母深A水平緊密聯(lián)系，而不僅僅是與股東性質有關。因此，在考察控制權轉移績效時，加入對中國式分權改革及其引致的地方政府干預行為這一宏觀背景因素，就具有重要的研究價值。

二、 文獻回顧

(一) 控制權轉移績效

Manne認為當企業(yè)出現(xiàn)嚴重的代理問題，作為外部治理機制之一的控制權市場則可以彌補企業(yè)內部治理機制的缺陷，有效地減輕代理問題[2]。代理問題嚴重的企業(yè)很有可能面臨績效低下的困境，此時外部潛在競價者便會受到吸引，從而對代理問題嚴重的企業(yè)進行收購，然后通過調整組織結構、優(yōu)化管理模式、更換高管等手段減輕代理問題的影響，改善企業(yè)績效?？刂茩嗍袌龅拇嬖谑羌s束管理者行為的有效手段，控制權轉移后企業(yè)績效會得到提升，這種績效提升來源于代理問題的弱化。

在采用經營現(xiàn)金流為主要財務績效指標的國外文獻中，普遍得出的結論是企業(yè)的長期績效在控制權轉移后得到提升。Kaplan對坎普收購聯(lián)合百貨的案例進行分析后發(fā)現(xiàn)，控制權轉移后2年內企業(yè)績效顯著提升[3]。Healy等以1979—1984年美國最大規(guī)模的50例并購事件為樣本進行研究，認為事后資產管理能力的提升是企業(yè)績效顯著提高的原因[4]。Smith對1977—1986年發(fā)生管理層收購的58家上市公司進行研究后認為，事后績效的改善源于管理層得到激勵。而采用資產收益率為主要財務績效指標的國外研究則出現(xiàn)較多相反的結論[5]。Denis和Kruse對并購活躍時期(1985—1988年)和并購非活躍時期(1989—1992年)的研究發(fā)現(xiàn)，目標企業(yè)績效在事后3年內顯著下降[6]。Ravenscraft和Scherer使用聯(lián)邦交易委員會數(shù)據(jù)庫的信息，運用變化模型研究了1950—1977年471家公司事后的績效變化，結果顯示事后目標企業(yè)的ROA比相同行業(yè)其他企業(yè)顯著低1%至2%[7]。

我國控制權市場形成時間較晚，資本市場制度建設非常缺失，控制權市場的作用非常不穩(wěn)定，因而我國學者的研究常常由于樣本不同而得出迥異的結論。一方面，大量研究表明控制權轉移能夠取得很好的績效。比如，朱寶憲和王怡凱以1998年發(fā)生的67例控股股權轉讓事件為樣本，研究轉移前2年到后3年目標企業(yè)的績效變化情況，發(fā)現(xiàn)事后目標公司的ROE高出行業(yè)平均水平56%[8]。張新以ROA、EPS和CROE為指標，研究企業(yè)在控制權轉移前后各3年的績效變化情況，結果顯示事后企業(yè)績效顯著改善[9]。白云霞和吳聯(lián)生的研究也支持上述結論[10]。徐向藝和王俊韡以2004—2006年發(fā)生控制權轉移的109例事件為樣本，研究事前事后各3年的績效變化情況，結果發(fā)現(xiàn)目標公司出現(xiàn)顯著的財富效應[11]。陳琳、魏林晚和喬志林對2006—2008年發(fā)生控制權轉移企業(yè)事前1年到事后3年的績效進行分析，發(fā)現(xiàn)績效改善盡管存在滯后性，但企業(yè)績效會有顯著提升[12]。

但另一方面，也有不少研究發(fā)現(xiàn)控制權轉移后企業(yè)長期績效沒有得到顯著改善。比如，陸國慶以1999年在上交所發(fā)生第一大股東變更的221家公司為樣本，以ROE為指標，考察轉移前1年至當年企業(yè)績效的變化，結果發(fā)現(xiàn)第一大股東變更后企業(yè)ROE降低18%[13]。馮根福和吳林江以1995—1998年發(fā)生并購的201家上市公司為樣本，以CROA、ROA、EPS、ROE構造綜合績效指標進行研究，結果發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效從轉移后第2年開始逐漸下降[14]。王會芳以1999—2001年第一大股東發(fā)生變更的公司為樣本進行研究發(fā)現(xiàn)，總體上第一大股東變更沒有改善公司績效，反而使上市公司的平均CROE逐漸降低，甚至低于行業(yè)平均值[15]。宋建波和王曉玲研究2003—2005年間發(fā)生控制權轉移的上市公司事前1年和事后3年的績效變化，結果發(fā)現(xiàn)企業(yè)績效在事后1年上升，但是隨后逐漸下降[16]。張媛春和鄒東海對2002—2005年的樣本進行研究后則認為，控股股東更換不能有效提升企業(yè)績效[17]。高勇強、熊偉和楊斌則發(fā)現(xiàn)，控制權轉移后企業(yè)績效不僅沒有顯著改善而是逐漸惡化[18]。

(二) 政府干預與企業(yè)績效

眾多文獻使用國有股控股股東背景、董事會成員的政治關聯(lián)度等微觀指標研究政府干預與企業(yè)績效的關系，得出的結論較為統(tǒng)一，即政府干預會對企業(yè)績效產生負面的影響。比如，羅黨論和唐清泉發(fā)現(xiàn)政府干預程度大、產權保護制度欠缺以及金融發(fā)展水平較低等因素導致我國制度環(huán)境的不完善，且會對民營企業(yè)的績效產生不良影響[19]。陳玉罡等發(fā)現(xiàn)政府控制會降低企業(yè)價值，且基層政府對于企業(yè)價值造成的負面影響更大[20]。宋獻中和周昌仕則認為政府“拉郎配”的并購活動不能使企業(yè)獲得更大的競爭優(yōu)勢[21]。田滿文的研究發(fā)現(xiàn)并購可以促進企業(yè)的資源配置效率，但是政府干預會對此造成負面影響[22]。由上可知，在微觀層面的政府直接干預，不利于企業(yè)績效的提升。

然而，已有研究仍未提供較充分的，關于地方政府經濟干預與控制權績效關系的直接證據(jù)。而且，對于中國宏觀經濟改革與微觀企業(yè)控制權轉移的政府干預間的關系，亦缺乏實證與邏輯分析。

三、 理論分析與研究假設

(一) 控制權轉移理論

與控制權轉移有關的理論成果包括協(xié)同效應理論、效率理論、管理主義理論、壟斷理論和多元化經營理論等。其中直接關注控制權轉移活動如何作用于企業(yè)績效的理論主要包括兩種。第一種是控制權市場理論。該理論認為控制權轉移活動是企業(yè)外部治理的一種手段，能夠弱化企業(yè)代理問題從而改善企業(yè)績效。第二種是基于體制因素主導下的價值轉移與再分配理論。該理論認為在經濟轉軌的特定時期，我國各級政府、資本市場監(jiān)管機構以及相關法律法規(guī)等因素會促使發(fā)生本不應發(fā)生的控制權轉移活動。上述控制權轉移活動的本質只是利益的再分配，不會創(chuàng)造額外的價值。以上兩種理論的區(qū)別實質在于對我國控制權市場成長階段的判斷，如果控制權市場較發(fā)達，控制權轉移將顯著改善企業(yè)績效；如果控制權市場仍有待成長，控制權轉移將無助于提升企業(yè)績效。我們根據(jù)第一種理論提出研究假設1-1，然后根據(jù)第二種理論提出備擇假設1-2。

研究假設1-1：相對控制權轉移前，控制權轉移后目標上市公司的長期績效得到顯著提升。

備擇假設1-2：相對控制權轉移前，控制權轉移后目標上市公司的長期績效未能得到顯著提升。

(二) 中國式分權與地方政府干預的關系

作為我國經濟體制改革核心的財政分權改革極大地改變了我國中央與地方、地方與地方政府之間的關系。與傳統(tǒng)財政分權不同，我國財政分權的本質是經濟分權與垂直政治治理體制的結合。自分稅制改革以來，這種“經濟分權，政治集權”的特殊性在給予地方政府發(fā)展地區(qū)經濟激勵的同時，還實現(xiàn)了我國近十幾年來整體經濟的快速發(fā)展。究其微觀原因，Qian和Roland認為我國該時期經濟增長的原因是財政分權后地區(qū)競爭程度加劇，導致地方政府預算約束的硬化[23]。周黎安則認為原因在于各地地方政府比拼，形成了不斷追求經濟增長速度的“政治錦標賽”[1]。上述前一種觀點強調地方政府干預對于企業(yè)的救助是經濟無效率的，而后一種觀點則強調地方政府干預對于當?shù)亟洕拇龠M作用。上述兩種說法在解釋20世紀90年代至21世紀初財政分權對我國整體經濟增長起到的促進作用都具有一定的合理性，都肯定了財政分權對于各地資源配置效率的促進作用。

我國財政分權的特點是經濟上分權與政治上集權的并存。經濟分權使地方政府在管理地方經濟上更具獨立性，分權程度越大，地方政府能夠掌握并管理地區(qū)的經濟剩余的能力也越大。而政治集權的存在則使地方政府官員的政治晉升與中央政府“自上而下”的政治考核密切相關。為了獲得政治晉升的機會，地方政府官員在追求自身地區(qū)經濟剩余的同時，也需要按照中央政府的要求完成各項社會性任務或達成若干政治性目標。雖然與分稅制改革實施的初期相比，如今中央政府對地方政府政績考核的要求包含了GDP以外的更多內容，但圍繞GDP而展開的錦標賽式競爭仍是政府的關鍵任務，因而地方政府有充足的動力在能力范圍內進行大量的政府干預活動，以促使政績項目實現(xiàn)。

(三) 中國式分權下的地方政府干預與控制權轉移績效

經濟個體活動的獨立性是控制權市場理論中的一個重要假設，也是控制權市場的有效性得以發(fā)揮的重要前提。但中國式分權改革下地方政府對經濟干預有著充足的動力源泉，使得我國企業(yè)活動中始終伴隨著政府干預，在控制權轉移活動中也是如此?；仡櫸覈刂茩嗍袌龅陌l(fā)展歷程，可以發(fā)現(xiàn)，20世紀90年代是并購活動的低迷時期，政府極力限制控制權轉移的發(fā)生。直到1997年，我國政府才開始逐步放寬對控制權轉移活動的若干限制，使得發(fā)生控制權轉移的事件數(shù)量相比20世紀90年代大大增加。由于地方企業(yè)，特別是上市公司，既是地方財政收入的重要來源，又是體現(xiàn)地區(qū)經濟發(fā)展程度以及地方政府形象的重要載體。地方政府有動機通過干預當?shù)仄髽I(yè)的微觀經濟活動從而更好地實現(xiàn)地方經濟發(fā)展以及完成中央下派的社會性或政治性任務，這一動機或可理解為“地方法團主義”。雖然政府干預國有企業(yè)的成本比非國有企業(yè)低，地方政府在有限資源的條件下更傾向于進行地方國有企業(yè)的干預。但隨著我國市場化進程的發(fā)展以及對外開放程度的加深，非國有制經濟對國民經濟發(fā)展起到的作用越來越大，地方非國有企業(yè)在地方財政收支中所占的平均比重也逐漸上升。此外，地方非國有制企業(yè)在地方政府完成中央下派的社會性或政治性任務時起到的作用遠比國有企業(yè)大，如就業(yè)崗位的提供。因此，地方政府為了謀求地方經濟的快速發(fā)展以及促進地方社會性或政治性任務的達成，事實上對包括非國有企業(yè)在內的所有地方企業(yè)都存在著適時干預的動機。

綜上所述，財政分權制度及由此引發(fā)的地方政府經濟干預動機，理論上會對控制權市場的有效性產生較大的影響。在財政分權程度越高的地區(qū)發(fā)生的控制權轉移活動，由于當?shù)氐胤秸母深A程度較高，其控制權市場的有效性可能會更難得以發(fā)揮。地方政府以滿足政策需要和尋求政治晉升為動機，對地方企業(yè)的控制權轉移活動進行干預。如上文所述，眾多文獻都支持政府干預會負面影響企業(yè)績效的觀點。有鑒于此，我們提出以下研究假設2-1和研究假設3-1，并相應提出備擇假設2-2和備擇假設3-2。

研究假設2-1：控制權轉移時企業(yè)所屬地區(qū)財政分權程度越高，控制權轉移績效提升的程度越小。

備擇假設2-2：控制權轉移時企業(yè)所屬地區(qū)財政分權程度越高，控制權轉移績效提升的程度越大。

研究假設3-1：控制權轉移時企業(yè)所屬地區(qū)政府干預程度越高，控制權轉移績效提升的程度越小。

備擇假設3-2：控制權轉移時企業(yè)所屬地區(qū)政府干預程度越高，控制權轉移績效提升的程度越大。

四、 研究設計

(一) 樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

我國上市公司的控制權市場逐步形成于2003年。已有關于企業(yè)控制權轉移長期績效變化的實證研究中，大多數(shù)學者選取發(fā)生控制權轉移的樣本是介乎于2002—2006年之間，對于以2006年以后發(fā)生控制權轉移的樣本研究則比較缺乏。因此本文以2005—2011年為研究區(qū)間，選取2006—2008年在深圳證券交易所和上海證券交易所發(fā)生控制權轉移(第一大股東變更)的上市公司為樣本[注]這是因為在計量回歸中，有些變量需要滯后一期，且我們要考察控制權轉移后三年內的績效變化。。本文選擇這一期間的樣本是為了盡量減少因我國企業(yè)會計準則變更、股權分置改革以及財政收支科目變化產生的額外影響，并且增加樣本在研究區(qū)間內各年數(shù)據(jù)的可比性。

本文對初選樣本經過以下常規(guī)性調整：(1)剔除屬于證監(jiān)會行業(yè)分類中金融、保險類行業(yè)的樣本；(2)剔除同時發(fā)行A股以外其他類型股份的樣本；(3)剔除研究區(qū)間發(fā)生過不止一次控制權轉移活動的樣本；(4)剔除控制權轉移活動最終終止實施的樣本；(5)剔除研究區(qū)間中發(fā)生退市的樣本；(6)剔除部分信息缺少或異常的樣本。本文之所以沒有剔除發(fā)生控制權轉移的目標ST公司，因為在考察企業(yè)控制權轉移績效時ST公司是十分重要的研究對象，而且在所有發(fā)生控制權轉移目標企業(yè)中占據(jù)較大的比例。本文最終得到的樣本數(shù)量為135個。

各項數(shù)據(jù)中，上市公司財務績效指標數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫，股權轉讓數(shù)據(jù)來源于RESSET數(shù)據(jù)庫，財政分權數(shù)據(jù)來源于2006—2011年《中國財政年鑒》，政府干預數(shù)據(jù)來源于《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程2011年報告》。

(二) 控制權轉移績效的衡量指標

研究控制權轉移企業(yè)績效變化的方法包括事件研究法和財務指標法兩種。由于我國的股票市場存在著很多噪音信息，因此運用事件研究法容易產生準確性不強的問題。而我國上市公司的報表中具備較強的信息含量，盡管會計信息會受到一定的人為操控，但是隨著時間推移真實信息會重新表現(xiàn)在會計報表中。因此，與眾多已有文獻類似，本文選擇以財務指標法進行研究。

財務指標法相較事件研究法，雖然準確性較好，但為克服選擇不同財務指標導致研究結論隨指標變化而不一致的問題，本文采用多個財務指標構建綜合績效指標體系。已有研究中關于績效指標的選取差異較大：馮根福和吳林江選擇了總資產凈利潤率、凈資產收益率、每股收益和總資產周轉率4個指標；而宋建波和王曉玲則將選取的指標增加到8個，以衡量企業(yè)的盈利能力、償債能力、資產管理能力和成長能力共4個方面的績效水平[14，16]。相對而言，王化成構造的綜合指標體系較為全面，共選取了12個指標全面衡量企業(yè)[注]包括盈利能力(每股收益、每股凈資產、凈資產收益率和總資產主營業(yè)務利潤率)、成長能力(總資產增長率、凈資產增長率和主營業(yè)務收入增長率)、償債能力(現(xiàn)金負債率和債務資產比率)和資產周轉能力(存貨周轉率、應收賬款周轉率和總資產周轉率)。的綜合績效水平[26]。

表1 控制權轉移企業(yè)績效綜合指標體系

注：數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫2005—2011年資產負債表、利潤表和現(xiàn)金流量表的相關數(shù)據(jù)。

因此，本文主要參考王化成的指標選取方法，但在具體處理時，我們把每個方面的指標處理為不超過兩個指標，讓各方面的指標數(shù)量更為均衡。在選擇盈利能力指標時，我們將凈利潤和營業(yè)利潤作為衡量企業(yè)績效的重要指標，它們分別代表了企業(yè)總體的盈利能力和企業(yè)持續(xù)的盈利能力。此外，我們還加入國外學者經常用到的現(xiàn)金流指標。最終本文選取可衡量企業(yè)盈利能力、發(fā)展能力、營運能力、償債能力以及現(xiàn)金流能力5個方面共8個財務指標來衡量企業(yè)的綜合績效水平。具體如表1所示。

由于不管樣本空間多么大，行業(yè)差異這一因素必定會影響到企業(yè)績效測量的準確性。因此，本文按照中國證監(jiān)會上市公司一級行業(yè)分類對本文所選的135個樣本按照所屬行業(yè)進行劃分，并將樣本各年相應績效指標分別減去該樣本所屬行業(yè)該年度的平均績效指標，從而消除行業(yè)差異的影響。

為了便于比較控制權轉移前后目標上市公司的績效變動，本文亦采用因子分析法對上述8個經行業(yè)調整的績效指標進行簡化，計算出每個因子的得分，以因子方差貢獻率與因子得分的乘積構造綜合績效得分模型，最終將8個績效指標轉化成1個綜合績效指標。由于對衡量企業(yè)績效好壞方向不同的指標進行因子分析的處理會造成一定影響，本文在對所選取的8個指標進行因子分析前需要保持每個指標在衡量企業(yè)績效的同向性。在這8個指標中，除債務資產率之外的其他指標在衡量企業(yè)績效時都是同向的，即指標數(shù)值越大表示企業(yè)績效越好。因此，本文有必要對衡量企業(yè)償債能力的債務資產率這一指標進行正向化處理。由于債務資產率的指標數(shù)據(jù)全部介于0到1之間，本文的正向化處理是用1減去每一個債務資產率的原始數(shù)據(jù)，從而得到股東權益比率這一替代指標后再進行因子分析。本文以因子總累積貢獻率大于90%為標準，按下列函數(shù)形式構建綜合績效得分模型：

ZFi=ai1Fi1+ai2Fi2+……+ai8Fi8

上式中，ZFi表示第i個樣本的綜合績效得分，aij表示第i個樣本第j個因子的方差貢獻率，F(xiàn)ij表示第i個公司第j個因子的得分。

表2 KMO和Bartlett檢驗

本文經KMO檢驗發(fā)現(xiàn)，總體樣本的KMO值超過0.7，達到0.722。Bartlett球體檢驗的相伴概率為0(如表2所示)，說明選取的8個績效指標的相關性較大，適合運用在因子分析法中。

經因子分析法處理后發(fā)現(xiàn)，樣本前6個因子的累積方差貢獻率達到89.39%，接近90%(如表3所示)，因此可選擇前6個因子作為衡量上市公司綜合績效的因子得分。

表3 解釋的總方差

注：提取方法是主成份分析。

第一個因子代表營業(yè)利潤率和總資產周轉率，第二個因子代表總資產現(xiàn)金回收率和總資產凈利潤率，第三個因子代表股東權益比率，第四個因子代表應收賬款周轉率，第五個因子代表凈資產增長率，第六個因子代表營業(yè)收入增長率(如表4所示)。

以每個因子的方差貢獻率為權數(shù)，最終得到上市公司綜合績效得分函數(shù)為：

ZFi=0.3295F1+0.1517F2+0.1240F3+0.1148F4+0.0923F5+0.0818F6

表4 旋轉成份矩陣

注：提取方法是主成份分析法，旋轉法是具有Kaiser標準化的正交旋轉法，旋轉在5次迭代后收斂。

(三) 實證模型與變量解釋

按照上述綜合績效得分函數(shù)可以計算出各年企業(yè)的綜合績效得分。本文選擇的被解釋變量是相應年份的企業(yè)綜合績效得分與控制權轉移前一年的綜合績效得分之差，以ZF表示。

解釋變量包括以下變量。

(1) 財政分權：本文分別參考陳碩和張光關于財政分權的兩種不同計算方法得出的指標，符號分別為FD1和FD2[24，25]。FD1是從政府收入的角度衡量財政分權，F(xiàn)D2是從政府支出的角度衡量財政分權，兩個指標的數(shù)值越大表示財政分權程度越高。

(2) 地方政府干預：地方政府干預是一種較難定量的隱蔽行為，尚未有統(tǒng)一的指標體系對其進行度量。本文參考了程仲鳴，夏新平和余明桂的做法，在衡量地方政府干預程度時選擇采用了《中國市場化指數(shù)：各地區(qū)市場化相對進程報告》中的“減少政府對企業(yè)的干預”得分[27]。由于這個得分是政府干預程度的反向指標，為了讓該得分的大小與政府干預程度形成正向的關系，與財政分權這一變量的指標描述方向一致，以便更好地描述下文的實證結果，本文對原有得分逐一取其相反數(shù)，作為調整后的“減少政府對企業(yè)的干預”的得分并用于回歸檢驗中，用GOV表示[注]該處理并不改變回歸系數(shù)的絕對值，只改變了系數(shù)的符號，保證了模型的解釋能力。。因此，本文用于衡量地方政府干預的指標數(shù)值越大表示政府干預企業(yè)的程度越高。

在對企業(yè)績效指標進行行業(yè)調整以及因子分析簡化后，有關行業(yè)特征的影響已經排除，而部分企業(yè)特征也被包含在綜合績效得分中，這樣使得本文的控制變量選擇相對簡單。我們選取的控制變量主要包括。(1)盈余管理：目標上市公司不同年份之間線下項目占總資產的比例變化；(2)公司規(guī)模：目標上市公司不同年份之間總資產自然對數(shù)的變化；(3)轉移年度：目標上市公司控制權轉移發(fā)生年份的虛擬變化。變量的具體含義和度量方法如表5所示。其中，引入盈余管理變量的原因在于，有研究表明，新控股股東可能會在控制權轉移后進行盈余管理活動，從而引起控制權轉移績效度量的偏差。

表5 變量含義

本文進行回歸的方程如下所示：

ZF=a0+a1FD+a2EM+a3SIZE+a4Y2006+a5Y2007+ε

(1)

ZF=a0+a1GOV+a2EM+a3SIZE+a4Y2006+a5Y2007+ε

(2)

式(1)和式(2)分別檢驗研究假設2-1和研究假設2-2。兩個假設成立要求a1顯著為負。此外，兩式中ε代表回歸殘差項。

五、 實證檢驗與結果分析

(一) 控制權轉移目標上市公司綜合績效得分變化描述性統(tǒng)計

表6 控制權轉移前后目標上市公司平均綜合業(yè)績得分

注：“年度”一欄中，數(shù)字0表示控制權轉移當年，負數(shù)和正數(shù)分別表示控制權轉移前后相應年份?！翱傮w”表示2006年、2007年、2008年三年的所有樣本。

根據(jù)綜合績效得分函數(shù)計算各個樣本控制權轉移前1年到控制權轉移后3年共5年內上市公司的綜合績效得分，得到的結果如表6所示。結果表明，從總體樣本上來看，與控制權轉移前1年的綜合績效得分相比，控制權轉移后第1年的綜合績效得分多數(shù)有一定提升，個別有所下降。但隨后第2年和第3年綜合績效得分均開始逐漸地改善，初步證明了控制權轉移有利于改善目標上市公司的績效。也即表6的結果基本支持了研究假設1-1，而拒絕了備擇假設1-2。這說明，我國控制權市場已經能夠對企業(yè)績效的改善，發(fā)揮出較為明顯的作用。

接著，我們按照樣本對應財政分權程度的高低將樣本平均劃分成3份，然后運用配對樣本T檢驗法對財政分權程度差異與控制權轉移績效的關系進行描述性統(tǒng)計，具體方法為：考察目標上市公司綜合績效得分在控制權轉移后各年與控制權轉移前1年的差異，以及控制權轉移后各年與前1年的差異，檢驗結果如下頁表7所示。

表7中配對樣本T檢驗的結果顯示，控制權轉移后第1年、第2年和第3年與控制權轉移前1年相比，總體樣本的綜合績效得分都得到顯著提升，均通過了0.01水平的顯著性檢驗。而控制權轉移后第3年與第2年相比，樣本的綜合績效得分也得到顯著提升，在0.05水平下顯著。目標上市公司在控制權轉移后第2年績效與第1年相比績效沒有得到顯著改善，而第3年與第2年相比績效有顯著改善，這可能是因為控制權轉移后企業(yè)需要一定的時間進行整合活動，如資產融合、人員設置、管理模式調整等，然后才可以實現(xiàn)企業(yè)績效的提高。總體而言，這一結果同樣支持了研究假設1-1。本文將樣本按照對應財政分權程度的高低進行劃分后再進行檢驗發(fā)現(xiàn)，樣本對應財政分權程度越低，其績效在控制權轉移后得到改善的結果越顯著，這一結果初步證明財政分權會降低控制權轉移后企業(yè)績效的提升幅度，支持了研究假設2-1。

表7 控制權轉移對目標上市公司績效影響的配對樣本T檢驗

注：***、**、*、分別表示在0.01、0.05、0.1顯著性水平上顯著(雙尾檢驗)?！翱冃А币粰谥校聵藬?shù)字0表示控制權轉移當年，負數(shù)和正數(shù)分別表示控制權轉移前后相應年份。(下頁表8相同)

我們還進一步按地方政府干預指標對樣本進行分組，重復表7的描述性檢驗，結果與表7基本一致。這說明研究假設3-1也成立。為節(jié)約篇幅，我們略去這一比較結果。

(二) 地方政府干預與控制權轉移績效關系的回歸分析結果

如前文所述，實質上我國財政分權制度和地方政府干預密不可分，經Pearson相關性檢驗發(fā)現(xiàn)，財政分權與地方政府干預指標的確存在極高的關聯(lián)度，相關性系數(shù)高達0.783。

為了避免將財政分權和政府干預同時作為變量進行回歸的共線性問題，本文以控制權轉移后各年(1—3年)目標上市公司綜合績效得分與控制權轉移前1年的綜合績效得分之差為被解釋變量，以財政分權、地方政府干預指標分別為解釋變量進行回歸分析，最終得到的回歸結果如下頁表8所示。

從表8結果可以看出，財政分權、地方政府干預的變量系數(shù)均為負，系數(shù)符號與符號預期一致。以財政分權為自變量的回歸中，系數(shù)的t檢驗至少通過了0.05水平的顯著性測試。而以地方政府干預指標為解釋變量的回歸中，除了以控制權轉移后2年與控制權轉移前1年的綜合績效得分為因變量的情況中，系數(shù)是在接近0.1水平附近顯著外，其余系數(shù)至少通過了0.05水平的顯著性水平測試。這說明財政分權或地方政府干預對于目標上市公司控制權轉移后各年與控制權轉移前1年的綜合績效得分之差有反向的影響，即目標上市公司控制權轉移時對應的財政分權和地方政府干預的程度越高，事后上市公司的綜合績效得分與事前相比得到提升的幅度越小。我們的結果充分支持了研究假設2-1和研究假設3-1，而拒絕了備擇假設2-2和3-2。同時，財政分權、地方政府干預指標在控制權轉移后3年內都對目標上市公司績效的提升有顯著的反向影響，表明控制權轉移當年的財政分權或地方政府干預降低目標上市公司控制權轉移后績效的作用時間較長[注]為了檢驗回歸結果的準確性，本文選取另外一種計算財政分權程度的方法(支出法)，以FD2作為自變量，再次考察財政分權程度對目標上市公司控制權轉移后綜合績效得分變化的影響，實證結果與上文回歸結果一致。因篇幅有限略去此處結果。。

表8 財政分權、政府干預與目標上市公司綜合績效得分變化回歸分析結果

六、 研究結論與政策建議

本文以2006—2008年深圳證券交易所和上海證券交易所發(fā)生控制權轉移的135個目標上市公司為樣本，考察了中國式分權改革背景下地方政府干預因素對企業(yè)控制權轉移績效的作用。在控制了行業(yè)特征、企業(yè)特征、時間及盈余管理等因素后，本文發(fā)現(xiàn)：(1)與控制權轉移前1年的綜合績效得分相比，目標上市公司的綜合績效得分在控制權轉移后3年內都有顯著的提高；(2)控制權轉移當年的地方財政分權程度、地方政府干預程度對于目標上市公司控制權轉移后3年內的綜合績效得分提升均有顯著的反向作用。

以上實證結論肯定了我國控制權市場的有效性，即控制權轉移后企業(yè)績效能夠得到顯著的提升，說明我國資本市場經過多年的建設，企業(yè)已可以通過控制權轉移來實現(xiàn)提升經營水平的目的。另外，我們的結論證實了政府之手在控制權轉移事件中的扭曲作用。這說明，我國宏觀上的分權式改革，與充分發(fā)揮微觀企業(yè)主體的經營能動性并優(yōu)化資本配置間仍存在著深層次的矛盾。分權式改革遇到了明顯的瓶頸，片面通過加大地方政府財政權力來刺激經濟發(fā)展的做法已不可取。本文的政策含義是：我國控制權轉移市場作用的充分發(fā)揮，需要進一步加大改革力度，但改革的方向不應局限于資本市場相關制度的完善，而應將更多精力放在對地方政府以GDP和財政收入/支出權為核心的考核機制的改革上。政府干預對企業(yè)控制權轉移績效存在負面影響，會降低控制權市場效率，因此政府應該積極構建良好的控制權市場環(huán)境而非過度干預企業(yè)控制權轉移活動，從而逐步完善上市公司控制權轉移的法律、規(guī)章建設，如產權監(jiān)督機制和信息披露機制等。

參考文獻：

[1]周黎安.中國地方官員的晉升錦標賽模式研究[J].經濟研究，2007(7):36-50.

[2]Manne H G. Mergers and the market for corporate control[J]. Journal of Political Economy，1965，73(2)：110-120.

[3]Kaplan S N. Campeau’s acquisition of federated: value destroyed or value added[J]. Journal of Financial Economic，1989，25(1):191-212.

[4]Healy P M, Krishna G P, Rchiard S R. Does corporate performance improve after mergers? [J]. Journal of Financial Economiccs，1992，31(2):135-175.

[5]Smith A. Corporate ownership structure and performance: the case of management buyouts[J]. Journal of Financial Economic，1990，27(2):143-164.

[6]David J D, Kruse T A. Managerial disciplines and corporate restructing following performance declines[J]. Journal of Financial Economics，2000，55(3):391-424.

[7]Ravenscraft D J, Scherer F M. Life after takeover[J]. The Journal of Industrial Economics，1987，36(2):147-156.

[8]朱寶憲，王怡凱.1998年中國上市公司并購實踐的效應分析[J].經濟研究，2002(11):20-26.

[9]張新.并購重組是否創(chuàng)造價值？——中國證券市場的理論與實證研究[J].經濟研究，2003(6):20-29.

[10]白云霞，吳聯(lián)生.國有控制權轉移、終極控制人變更與公司業(yè)績[J].金融研究，2008(6)：130-143.

[11]徐向藝，王俊韡.控制權轉移、股權結構與目標公司績效——來自深、滬上市公司2001—2009的經驗數(shù)據(jù)[J].中國工業(yè)經濟，2011(8)：89-98.

[12]陳琳，魏林晚，喬志林.控制權轉移與公司績效關系研究——基于我國上市公司的實證解析[J].西安財經學院學報，2013(7)：10-15.

[13]陸國慶.中國上市公司不同資產重組類型的績效比較：對1999年度滬市的實證分析[J].財經科學，2000(6):20-24.

[14]馮根福，吳林江.我國上市公司并購績效的實證研究[J].經濟研究，2001(1):54-61.

[15]王會芳.中國上市公司第一大股東變更的實證研究[J].當代經濟科學，2004(2):64-70.

[16]宋建波，王曉玲.上市公司控制權轉移績效及其影響因素研究[J].財經問題研究，2008(6):60-65.

[17]張媛春，鄒東海.控股股東更換是否會提高公司績效——基于中國上市公司的經營研究[J].山西財經大學學報，2011(1):88-93.

[18]高勇強，熊偉，楊斌.控制權轉移、資產重組與CEO更替對企業(yè)績效的影響[J].當代經濟管理，2013(2):24-31.

[19]羅黨論，唐清泉.中國民營上市公司制度環(huán)境與績效問題研究[J].經濟研究，2009(2):106-118.

[20]陳玉罡，莫夏君.后股權分置時期公司控制權及其私有收益之爭[J].審計與經濟研究，2013(4)：104-112.

[21]宋獻中，周昌仕.股權結構、大股東變更與收購公司競爭優(yōu)勢[J].財經科學，2007(5)：32-40.

[22]田滿文.政府干預、終極控制人變更與并購價值效應平均[J].財經科學，2012(6)：18-25.

[23]Qian Yingyi, Roland G. Federalism and the soft budget constraint[J]. American Economic Review，1998，28(5):1143-1162.

[24]陳碩.分稅制改革、地方財政自主權與公共品供給[J].經濟學(季刊)，2010(7):1427-1446.

[25]張光.測量中國的財政分權[J].經濟社會體制比較，2011(6):48-61.

[26]王化成.企業(yè)財務學[M].北京：中國人民大學出版社，1994.

[27]程仲鳴，夏新平，余明桂.政府干預、金字塔結構與地方國有上市公司投資[J].管理世界，2008(9):37-47.