公司終極控制股東兩權分離特征與資本結構決策

李剛

摘?要：本文使用2011—2015年終極控制股東沒有發(fā)生變更的非金融行業(yè)上市公司為樣本建立面板數據回歸模型，研究發(fā)現(xiàn)在民營終極控制下金字塔結構和單一控制導致的現(xiàn)金流權與控制權分離度均與上市公司負債比率正相關，其中單一控制的影響更顯著;而在國有終極控制下，金字塔結構導致兩權分離度反而與上市公司負債比率顯著負相關。這樣的結論說明，非金融企業(yè)“去杠杠”、增加股權投資的同時還要區(qū)分終極控制股東產權性質建立優(yōu)化終極控制權結構的相關配套政策才能起到預期效果。

關鍵詞：終極控制股東;兩權分離;資本結構決策

中圖分類號：F270??????文獻標識碼：A??????文章編號：1008-4428（2018）12-0012-04

一、 引言

公司資本結構，廣義而言是指公司各種資本來源的構成及其比例關系，而狹義上特指公司資本來源中股權資本與債務資本的比例關系。因為不同資本來源在公司中的求償權和決策權不同，其組合比例直接影響公司的資本成本、財務風險和權力配置，資本結構決策成為公司金融決策的重要內容之一。在我國當前階段，非金融類企業(yè)負債比例較高成為影響經濟運行的潛在風險因素，以非金融企業(yè)債務之和除以名義GDP這個宏觀杠桿比率衡量，截至2017年6月底非金融企業(yè)的宏觀杠桿率為163.4%，遠高于其他經濟發(fā)達國家和發(fā)展中國家（張瑜等，2017）。所以黨的十九大報告中就明確闡明“去杠桿”是供給側結構性改革主要手段之一，而其中把降低企業(yè)杠桿率又是重中之重。

而在微觀層面，公司資本結構決策和“去杠桿”改革目標的實現(xiàn)又與公司治理環(huán)境密切相關。我國公司治理環(huán)境的一個顯著特征是公司股權較為集中且多數公司存在終極控制股東，公司終極控制股東扭曲資本結構決策進行利益侵占動機較強（夏鑫和楊金強，2017）?，F(xiàn)有研究已經證實終極控制股東使用金字塔結構導致現(xiàn)金流權與控制權分離程度越大則公司負債比率越高（閆增輝和楊麗麗，2015），但是公司終極控制股東可以同時使用金字塔結構、交叉持股和單一控制等多種控制權強化方式實現(xiàn)兩權分離，相關研究多聚焦于金字塔結構導致的兩權分離，還需要進一步分析不同控制權強化方式的具體影響，從而提供操作性更強的政策建議。

二、 文獻回顧與研究假設提出

（一）文獻回顧

在我國股權較為集中的公司治理環(huán)境中，終極控制股東會對公司決策產生重大影響，而終極控制股東最常用的控制權強化方式是金字塔結構，所以我國多數研究使用Claessens等（2000）確定的“最弱環(huán)”方法計算公司終極控制股東使用金字塔結構后在下層公司中形成的現(xiàn)金流權、控制權與兩權分離度。

使用股權分置時期上市公司數據的多數研究發(fā)現(xiàn)終極控制股東兩權分離度與公司資本結構顯著負相關。韓亮亮和李凱（2008）、肖作平（2012）使用2006年以前上市公司數據的研究均發(fā)現(xiàn)終極控制股東兩權分離度與公司總負債率和流動負債率顯著負相關，原因是較低的資本結構可以降低債權人監(jiān)管和公司破產威脅，這有利于終極控制股東維持控制地位。夏鑫和楊金強（2017）的數理模型分析認為，股權分置下控制股東的多數股份不能上市流通而無法獲得資本利得，這種市場不完備性致使終極控股股東更有動機選擇較低的負債規(guī)模以降低融資成本和破產風險，從而保證其侵占外部投資者利益更持久。

但是股權分置改革之后上市公司的證據則更多支持終極控制股東兩權分離度與公司負債率正相關。蘇坤和張俊瑞（2012）將上市公司數據更新到2008年后就發(fā)現(xiàn)，終極控制股東兩權分離度與公司總負債比顯著正相關，而終極控制股東現(xiàn)金流權比例和國有產權性質能夠降低上述二者之間的負相關關系。蘇坤（2012）的研究還進一步發(fā)現(xiàn)，終極控制股東使用的金字塔代理鏈層級越長，上市公司負債比率越高。閆華紅和王安亮（2013）使用2008—2010年上市公司數據同樣發(fā)現(xiàn)金字塔結構導致的兩權分離度與公司資本結構顯著正相關。閆增輝和楊麗麗（2015）引入資金占用指標表征終極控制股東的利益侵占行為，使用2010—2012年面板數據研究證實終極控制股東主要是為了利益侵占而提高公司負債。這也與國外相關研究結論一致，Lotto（2012）、Paligorova和Xu（2012）的研究都指出，出于對債權人的利益侵占，終極控制股東的兩權分離度與公司負債比例正相關。

但是現(xiàn)有研究對于金字塔結構之外的控制權強化方式關注不多，Claessens等（2000）最早將“單一控制”定義為一種控制權強化方式，用第一大股東持股超過50%或第二大股東持股小于10%表征，他們發(fā)現(xiàn)單一控制情形嚴重是東南亞國家公司治理問題比西歐國家更為嚴峻的原因。Carney和Child（2013）的比較研究指出東南亞國家大型公司中存在單一控制的公司比例由1996年的67.8%上升到2008年的86%。我國上市公司中，單一控制的情形同樣嚴重，本文將同時計算金字塔結構和單一控制導致的兩權分離度，研究終極控制股東使用這兩類控制權強化方式對公司資本結構決策的影響。

（二）理論分析與研究假設提出

1. 終極控制股東兩權分離與公司負債融資

公司中股權與債務之間的比例關系主要是三種效應權衡后的結果。一是股東對債權人的利益侵占效應，在債權人與股東之間的委托代理關系中，股東作為掌握內部信息的一方同時受到有限責任的保護，存在侵占債權人利益的動機，其他條件不變時公司股東侵占債權人利益動機越強公司負債比例越高。二是負債具有股權非稀釋效應，增發(fā)股票會攤薄每股的投票權和剩余財產分配權，但使用負債融資則可以避免這種股權稀釋效應，在其他條件不變時公司現(xiàn)有股東越不愿手中的股權遭到稀釋公司負債比例就越高。三是負債約束效應，具體又包括破產效應和負債治理效應，公司債權人在公司中擁有固定性收益權和破產清算權，還可以通過債務契約簽訂和執(zhí)行監(jiān)督公司經營決策，在公司中發(fā)揮出“第三方監(jiān)管”作用，在其他條件不變時公司現(xiàn)有股東想減弱債務約束公司負債比例就越低。

三種效應之間的權衡會受到公司內部治理環(huán)境的影響。當終極控制股東運用多種控制權強化方式形成現(xiàn)金流權與控制權分離的“少數股權控制結構”時，終極控制股東的利益侵占動機增強，現(xiàn)金流權較少也意味著終極控制股東獲得共享收益較少，所以更有動機利用控制權的優(yōu)勢通過資源轉移獲得控制權私有收益。第二，少數股權控制結構也會弱化負債的約束效應，當終極控制股東同時使用金字塔結構和單一控制強化其控制權時，一方面終極控制股東的控制權優(yōu)勢可以使其免疫于公司其他利益相關人的監(jiān)督約束，另一方面終極控制股東在其控制的下層公司中現(xiàn)金流權較少，也就承擔著下層公司破產損失中很小一部分;另一方面終極控制股東通過層層控制鏈隱藏在背后，下層公司破產對終極控制股東的信譽影響也被降低。所以在這種情況下，下層公司的業(yè)績只是終極控制股東利益實現(xiàn)的中間目標，終極控制股東更看重資源在其企業(yè)集團中的轉移和再分配。最后，增加負債也可以利用其股權非稀釋效應，維持少數股權控制結構。

基于以上分析可以提出研究假設1：終極控制股東使用金字塔結構和單一控制導致的兩權分離度均與上市公司負債比率正相關。

2. 終極控制股東產權性質的調節(jié)作用分析

終極控制股東的產權性質不同不僅會影響其利益目標函數構成，也會導致其使用控制權強化方式的目的不盡相同。民營終極控制股東的利益目標函數主要由現(xiàn)金流權共享收益和控制權私有收益兩個部分構成。國有終極控制股東是國家民眾，但是由各級國資委或其他政府機構等作為代理人行使權力，而這些代理機構的目標函數不會特別注重經濟利益，而是由政府政治風險最小化的政治目標、穩(wěn)定福利和充分就業(yè)等社會目標、財政收入和國企效率等地區(qū)經濟發(fā)展競爭目標、政績顯示下官員領導晉升激勵共同構成（譚勁松等，2009）。這種目標多元化也導致其利用控制權優(yōu)勢攫取控制權私有收益、轉移公司資源而侵占公司其他利益相關人的動機弱于民營終極控制股東。

而在控制權強化方式使用上，各級國資委等機構作為代理人，并不真正享有所控制國有公司的現(xiàn)金流權，國有公司現(xiàn)金流權收益應上交相應級別的公共財政。但是國有性質終極股東依據其職位授權實際行使控制權，這就導致國有終極控制下天然存在現(xiàn)金流權與控制權分離。所以國有終極控制股東運用控制權強化方式的目的與民營終極控制股東存在差異。在國有性質終極控制下，金字塔結構可以成為不改變國有公司產權屬性而向國有公司管理層分權的可信承諾（Fan等，2013），而單一控制也是維持國有產權性質統(tǒng)治性地位不受挑戰(zhàn)的重要手段。既然運用這兩種控制權強化方式創(chuàng)建兩權分離不是國有終極控制股東的主要目的，那么其導致的兩權分離度所產生的負面經濟后果也會弱于民營終極控制。

鑒于以上分析提出研究假設2：終極控制股東的國有產權性質會減弱金字塔結構和單一控制導致的兩權分離度與上市公司負債比率的正相關關系。

三、 實證分析

（一）模型構建與變量定義

為了對上述兩個研究假設進行檢驗，在借鑒相關文獻模型設計的基礎上建立基本回歸分析方程式（1）：

Levi，t=α0+α1Exc1i，t+α2Exc2i，t+β1Roai，t+β2SaleGi，t+β3LnAsseti，t+β4FixAi，t+∑11j=1β4+jIndj+εi，t（1）

本文選擇2011—2015年符合特定條件上市公司組成研究樣本，為了避免非隨機樣本、公司間不可觀測異質和公司控制權變量在時間序列上變動較小等因素對回歸結果的影響，本文選擇公司固定效應和時間固定效應的平衡面板回歸方法對模型（1）進行回歸分析以驗證研究假設1。隨后將研究樣本按照終極控制股東產權性質分成兩組進行回歸和比較，以驗證研究假設2。在上述回歸過程中均選擇“White cross-section”截面加權法提高系數標準差計算的穩(wěn)健性。

其中，因變量Lev選取的是上市公司年末負債總額占總資產的比例。主要研究變量Exc1是采用Claessens et al.（2000）方法計算的終極控制股東使用金字塔結構導致的現(xiàn)金流權與投票權之差，終極控制股東現(xiàn)金流權通過加總金字塔結構每條鏈條股權比例乘積得到，而終極控制股東控制權通過加總金字塔結構每條鏈條股權比例最小值得到;主要研究變量Exc2是終極控制股東在上市公司股東大會中實際投票能力VP與其控制權的差額，VP是借鑒劉偉（2008）所采用的Shapley-Shubik權力指數模型計算而來，具體見式（2），VUO表示終極控制股東在上市公司中擁有的投票權比例，VSLO表示上市公司中與終極控制股東沒有關聯(lián)關系的第二大股東投票權比例;VO表示除上述兩類股東之外其余股東投票權比例。

VP=VUO/VO-（VUO×VSLO）/V2O?VO≥0.5

（1-2VSLO）2/4V20?VO≤0.5;VUO≤0.5;VSLO≤0.5

1?VUO≥0.5（2）

State為分組變量，如果終極控制股東的產權性質為國有則值為1，否則其值為0。最后，根據對相關文獻的匯總整理，控制以下可能對公司資本結構決策產生重要影響的公司特征變量：公司資產收益率Roa、銷售增長率SaleG、公司規(guī)模LnAsset、公司固定資產占總資產比例FixA和公司所處行業(yè)啞變量。具體變量定義見表1。

（二）樣本選取與數據來源

研究樣本選擇的標準是2011—2015年存在終極控制股東且沒有發(fā)生過變更的非金融行業(yè)上市公司，再排除其中數據缺失和發(fā)生重大變革的上市公司后，最終樣本包括了922家上市公司，其中285家為民營終極控制股東所控制，其余637家為國有終極控制股東所控制。因為公司控制權數據變動性較小，為降低數據的自相關性，隔年選擇樣本在2011、2013和2015年數據作為觀測值，最終共獲得2766組觀測值。

本文所使用的上市公司終極控制股東性質、金字塔結構導致兩權分離度、單一控制導致兩權分離度與終極控制股東無關聯(lián)關系第二大股東控制權數據均通過Wind數據庫查閱上市公司年報原文后經手工整理和計算得到，其他公司財務數據則通過國泰安CSMAR數據庫批量查詢獲得。本文對所有連續(xù)型變量前后1%進行了縮尾（winsorize）處理，實證分析主要是使用Eviews9.0軟件進行面板數據雙因素固定效應回歸分析。

（三）數據分析與假設檢驗

1. 描述性統(tǒng)計

表2列示了2766組觀測值中主要連續(xù)變量的描述性統(tǒng)計結果。

其中，負債率Lev平均數為52.47%，超過25%的觀測值負債率超過67%，這些數據也說明我國部分上市公司的杠桿率仍然較高。而在終極控制股東控制權配置方面，金字塔結構導致的兩權分離度Exc1均值只有0.0604，甚至超過50%的觀測值沒有通過金字塔結構創(chuàng)造兩權分離;而終極控制股東通過單一控制導致的兩權分離度Exc2均值則達到0.2491，這些數據表明單一控制才是我國上市公司終極控制股東最重要的控制權強化方式，忽視這種方式的影響去研究終極控制股東股權配置的后果會降低結論的可信性。

2. 相關性分析

回歸模型中主要連續(xù)變量之間的Pearson相關系數見表3。

其中，被解釋變量Lev與主要研究變量、控制變量之間的相關系數除了固定資產比重FixA外均較為顯著，這些結論初步表明回歸模型（1）的設定較為合理。而單一控制導致兩權分離度Exc2與被解釋變量Lev顯著正相關，通過1%的顯著性水平負檢驗，這與研究假設1一致;但是金字塔結構導致兩權分離度Exc1卻與被解釋變量Lev存在一定的負相關關系，與研究假設1不符。最后，主要研究變量和控制變量兩兩之間相關系數的絕對值均沒有超過0.3，初步證明模型（1）不存在嚴重的多重共線性問題。

3. 面板數據多元回歸結果分析

分別在總體樣本、民營終極控制樣本和國有終極控制樣本下應用模型（1）進行面板數據雙因素固定效應回歸檢驗，具體結果見表4。

在總體樣本回歸中，單一控制導致的兩權分離度Exc2與公司負債率Lev顯著正相關，并且通過了5%顯著性水平檢驗，金字塔結構導致兩權分離度Exc1與Lev的回歸系數符號為正，但是沒有通過顯著性水平檢驗，這些結論基本支持本文的研究假設1，同時也說明與金字塔結構相比，終極控制股東在上市公司中單一控制程度高會更顯著地激勵上市公司增加負債比例?？傮w樣本回歸中各控制變量的系數均通過1%顯著性水平檢驗，而且回歸結論也符合相關資本結構理論預測：公司資產收益率Roa與Lev顯著負相關，這符合優(yōu)序融資理論的預測;銷售增長率SaleG與Lev顯著正相關，上市公司規(guī)模LnAsset及公司固定資產比重FixA均與Lev顯著正相關，這符合權衡理論的預測。這些證據進一步說明了回歸模型（1）設定的合理性。

在分組樣本回歸中，民營終極控制樣本組的回歸結果與總體樣本基本一致，尤其是Exc2與Lev正相關關系顯著增強，不僅系數的值變大，更是通過1%顯著性水平檢驗;Exc1與Lev的回歸系數符號為正，但仍然沒有通過顯著性水平檢驗;但是國有終極控制樣本組中的回歸結果則與總體樣本產生較大差異，在國有終極控制下Exc1與Lev的回歸系數轉變?yōu)轱@著負相關關系，通過5%顯著性水平檢驗;而Exc2與Lev之間回歸系數符號雖然還為正，但不具有統(tǒng)計上顯著意義?？傊?，分組樣本回歸結果的對比結論支持研究假設2，終極控制股東的國有產權性質降低了Exc1、Exc2與Lev之間的正相關關系。

四、 研究結論與政策建議

在我國公司股權較為集中且多數公司存在終極控制股東的公司治理環(huán)境下，理解公司終極控制權結構特征對公司資本結構決策的影響有利于分析公司高杠桿成因并制定有針對性地去杠桿政策。以往相關文獻發(fā)現(xiàn)公司終極控制股東使用金字塔結構導致的兩權分離度與公司資本結構顯著正相關，但是對于金字塔結構之外的控制權強化方式關注不多。本文同時計算金字塔結構和單一控制導致的兩權分離度，研究終極控制股東使用兩類控制權強化方式對公司資本結構的影響。

本文選取2011—2015年間存在終極控制人且沒有發(fā)生過變更的922家上市公司為研究樣本建立平衡面板數據回歸模型對研究假設進行檢驗。研究發(fā)現(xiàn)，在總體樣本回歸中，單一控制導致兩權分離度與上市公司負債比率顯著正相關，金字塔結構導致兩權分離度雖然回歸系數為正但沒有通過顯著性水平檢驗。這意味著，終極控制股東使用控制權強化方式形成少數股權控制結構的程度越高，越會激勵其利益侵占動機同時又弱化債務的治理效應，從而導致公司負債水平增高，其中單一控制對公司負債率的正向影響更是顯著高于金字塔結構。而將樣本按照終極控制股東產權性質分組回歸后發(fā)現(xiàn)，上述兩類控制權強化方式導致兩權分離度與上市公司負債率的正相關關系主要存在于民營終極控制股東的樣本組中，國有終極控制下金字塔結構導致兩權分離度與上市公司負債率顯著負相關，單一控制導致兩權分離度與上市公司負債比率雖然回歸系數為正但沒有通過顯著性水平檢驗。這說明國有終極控制股東因為利益目標多元化而降低了侵占債權人利益的動機，同時國有終極控制股東使用控制權強化方式的主要目的也并非是創(chuàng)造兩權分離，這都導致終極控制股東的國有性質顯著降低了兩類控制權強化方式導致兩權分離度對上市公司負債率的正向影響。

本文的研究結論具有如下政策啟示，我國非金融企業(yè)“去杠桿”的一個重要舉措是增加股權融資，本文研究結論認為增加股權投資的同時還要輔以優(yōu)化終極控制權結構的配套政策。首先應該區(qū)分終極控制股東的產權性質制定配套政策，因為兩種產權性質下終極控制權配置結構對負債決策的影響并不相同。在民營終極控制下，終極控制股東兩權分離會激勵高負債以侵占資源，而且“單一控制”的影響更為顯著，所以要以增大終極控制股東在下層公司中的直接持股比例、限制終極控制股東使用金字塔的層級作為配套政策，同時增加與終極控制股東無關聯(lián)關系的其他股東的股權投資以降低單一控制程度也是重要的配套政策。而在國有終極控制下，金字塔結構導致兩權分離度反而與負債比例顯著負相關，這意味著在國有終極控制下應該繼續(xù)拉長金字塔控制層級，因為這有利于降低政府干預并向企業(yè)高管放權，從而增強債務約束并降低企業(yè)負債率;與此同時，適度增加公司中與國有終極控制股東的無關的其他股東的投資比例，提高股權制衡程度同樣有利于限制公司過度負債行為。

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