大股东筹划取得控制权的方法

一、描述性统计

样本数据的描述性统计如表4-2所示。可以看出，相对于英美发达国家，我国上市公司股权集中度较高，第一大股东持股比例平均值达到28.82%，最高值达到66.4%；第一大股东受制衡程度不高，制衡程度平均值为1.219，最大值为3.135，最小值为0.023 2；第一大股东董事长、总经理两职兼任比例为12.1%，独立董事比例为19.6%，这说明我国上市公司治理结构中，两职兼任情况并不严重，独立董事比例较为合理。

表4-2 内部治理与控制权私利：样本数据的描述性统计

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大股东控制权私利的分类度量如表4-3所示。表4-3分别从第一大股东股权国有性质、非国有性质对大股东控制权私利进行度量。结果显示，大股东股权为国有性质时，其控制权私利平均水平为0.127 556；大股东股权为非国有性质时，其控制权私利平均水平为0.097 502；可以看出，国有性质的大股东更倾向于利用掌握控制权谋取私利，这点也正好与假设2相吻合。从样本数据总体来看，大股东控制权私利的平均水平为0.112 681，最高控制权私利水平为2.073 913，最低控制权私利水平为—0.557 14。

表4-3 内部治理与控制权私利：大股东控制权私利的分类度量

从国内外控制权私利水平的比较来看，由于各国在公司治理模式、治理结构以及法律对投资者的保护程度、信息披露制度、资本市场发达程度等方面的差异，使得各国上市公司大股东对中小股东的侵害程度有所不同（Dyck et al.2004b）。如在投资者保护较好、信息披露制度严格、资本市场发达的英美等国家，大股东控制权私利水平不足0.05；而在一些南美洲和亚洲国家，由于资本市场不发达、缺乏投资者保护的法律条款、信息披露制度的不严格以及上市公司股权的高度集中，其各国上市公司大股东控制权私利水平为0.13左右。我们研究测算出的大股东控制权私利的平均水平为0.112 681，与一些南美洲和亚洲国家上市公司大股东控制权私利水平基本持平，但远高于英美等资本市场发达国家。

二、回归分析

运用Stata10.0“vif”命令对模型1进行多重共线性的检验^[2]，发现自变量之间存在严重的多重共线性问题，而把模型1中自变量“Share2”去掉，则不存在多重共线性问题，主要是因为模型1中同时使用同一个变量“Share”的一次项和二次项做自变量产生的。而模型1中加入“Share”的二次项是为了研究假设1的需要，并且可以得到更好的预测模型。对模型2进行多重共线性的检验，结果表明模型2自变量之间不存在多重共线性问题。

运用Stata10.0“ovtest”命令分别对模型1和模型2进行内生性的检验^[3]，结果表明模型1和模型2都不存在内生性问题。

运用Stata10.0“hettest”命令分别对模型1和模型2进行异方差的检验^[4]，结果表明模型1存在异方差问题，模型2不存在异方差问题。对于模型1存在异方差的问题，采用“robust”命令对其进行修正，从而得到稳健的方差。

模型回归结果如表4-4所示。

表4-4 内部治理与控制权私利：模型回归结果

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（一）大股东特征对控制权私利的影响

从模型1回归结果可以分析出，大股东持股比例与控制权私利呈现一种倒“U”形非线性曲线关系（Share2的系数在10%水平下显著为负），这说明随着第一大股东持股比例的增加，控制权私利呈现先升后降的趋势，假设H 4-1得到验证。

大股东股权性质（Propty）的系数为正，没有通过显著性检验，这说明大股东国有股权性质与控制权私利正相关但不显著。假设H 4-2没有通过显著性检验，这可能是因为掌握实际控制权的政府官员一方面利用其掌握的控制权去追求私人收益，而另一方面出于自身政治前途的顾虑，倾向于采取必要的措施抑制控制权私利的攫取（吴冬梅等，2008）。

大股东股权制衡程度（H 2-5）的系数为负，没有通过显著性检验，这说明大股东股权制衡度与控制权私利负相关但不显著。假设H 4-3没有通过显著性检验，这可能是因为上市非国有公司通过派驻家族成员担任董事长、CEO或董事等方式加强对上市公司的控制，从而使得股权制衡效应失效（吴冬梅等，2008），也有可能是由于上市公司大股东之间相互勾结共同攫取控制权私利（杨淑娥等，2008）。

（二）董事会特征对控制权私利的影响

从模型2回归结果可以分析出，上市公司董事长、总经理两职合一与控制权私利显著性正相关（Ceo的系数在5%水平下显著为正），假设H 4-4得到验证。

独立董事比例（Dir）系数为负，没有通过显著性检验，这说明独立董事比例与控制权私利负相关但不显著。假设H 4-5没有通过显著性检验，可能是由于大股东通过选择自己的亲信占据董事会的多数席位，或者选择跟自己有一定潜在关联的人选担任公司独立董事，使得董事会的决议体现大股东的意志，从而使得外部独立董事制度失效（杨淑娥等，2008）。

（三）控制变量的影响

模型1回归结果中，公司规模（Size）系数为负，没有通过显著性检验，这说明公司规模与控制权私利负相关但不显著；模型2回归结果中，公司规模（Size）系数为正，没有通过显著性检验，这说明公司规模与控制权私利正相关但不显著。造成上述结果的可能原因是一方面公司规模为大股东攫取控制权私利提供了更大的空间，但另一方面，大公司更容易受到外界的关注，从而阻碍了大股东攫取控制权私利行为。

负债水平（Debt）系数在模型1、模型2回归结果中都显著为负，这个结果与唐宗明等（2002），余明桂等（2006）研究结果一致。这说明上市公司负债水平越高，大股东攫取控制权私利水平越低，这从某种意义上说明上市公司外部债权人在一定程度上能够监督和约束大股东谋取控制权私利行为。

固定资产比例（Tangle）系数在模型1、模型2回归结果中都为正，但没有通过显著性检验，这说明固定资产比例与控制权私利正相关但不显著。这也正说明了固定资产比例高的产业会提高内部人转移资产的难度（林朝南等，2006）。