内部治理视角

一、研究设计

（一）变量定义和描述

1.自变量

本章自变量为掏空，直接表现为控制权私利。由于大股东掏空行为具有隐蔽性，无法进行直接的衡量。大股东通过资金占用、关联交易、内幕交易等手段进行掏空，这种情况下，不管是治理层面还是监管层面，追溯大股东的现金流权和控制权，考虑两权分离度是非常重要的。并且鉴于资料的非完全公开和数据的可得性，本章用大股东控制权和现金流权的分离程度（Claessens et al.2002）来进行衡量。控制权是指持有股份者所享有的投票权，代表着控制企业的能力；而现金流权是指大股东所享有的利润分配权，代表着获取企业利益的能力（Almeida et al.2004）。文献表明，控制权与现金流权的分离度越高，大股东就越有欲望谋取控制权私利，即控制权与现金流权的分离直接会加剧大股东的侵害（Claessens et al.2002）。控制权和现金流权的分离是形成掏空的直接动因，因此通过两权分离度来测量控制权私利能更加准确地真实反映大股东掏空情况。大股东现金流权与控制权偏离度=现金流权比例/控制权比例。借鉴曹廷求等（2009）、高友才等（2012）和唐跃军等（2012）的计算方法，控制权又称投票权，为每条控制链上的控制权之和，而每条控制链上的控制权为每条链上所有权比例的最小值。即VR（控制权比例）=，ai3，…，ait），其中ai1，…，ait为第i条控制链的所有链间控股比例。现金流权为每条控制链上的所有权之和，而每条控制链上的所有权为每条链上所有权比例的连乘积。即CR（现金流权比例）=，同样ai1，…，ait为第i条控制链的所有链间控股比例。因此SR（现金流权与控制权的分离度）=CR/VR。由于现金流权均小于等于控制权，所以0＜SR≤1。并且现金流权与控制权的分离度SR越小，大股东现金流权与控制权的分离度越大。因为当大股东的现金流权远远低于控制权时，他们就可以通过控制权获取远高于现金流权的利益，倾向于侵占公司财富增加个人收益；而当大股东拥有较高现金流权时，其转移该公司利益的成本就会随之增加，从而抑制其侵占中小股东利益的行为。因此，现金流权增加，大股东的利益侵占效应降低。根据假设：大股东控制权私利与企业绩效之间呈现负向的反“S”形相关关系，我们在测量中将设定两权分离度的平方和两权分离度的立方。

2.因变量

本章因变量是企业绩效，主要以会计指标为基础进行衡量：（1）ROA（总资产收益率），为净利润与总资产余额的比值；（2）ROE（净资产收益率），为净利润与股东权益的比值；由于ROA和ROE容易被操纵，所以借鉴王良成等（2010），引入不容易受到操纵的OPA；（3）OPA（总资产经营活动收益率）。王良成等（2010）指出，OPA（总资产经营活动收益率）=（主营业务收入—折扣与折让—主营业务成本—销售费用+折旧与摊销）/总资产，用于衡量公司的真实业绩，可避免公司非经营性项目和税收政策、资本结构对企业绩效的影响（Mclaughin et al.1998）。另外，根据新会计准则，本章对OPA的计算方式进行了修改，由于利润表中主营业务和其他业务不再单列，用营业收入表示主营业务收入加其他业务收入，用营业成本表示主营业务成本加其他业务成本；并且在新利润表中，商业折扣折旧已经在营业收入中扣减，因此计算方法改为OPA=（营业收入—营业成本—销售费用—管理费用+折旧与摊销）/总资产。由于上市公司存在利用非核心业务进行会计处理以获取利润的行为，所以本章特别使用了CROA和CROE；（4）TQ（托宾Q），被广泛使用来衡量公司的市场价值（Morck et al.1988）；Mcconell et al.（1990）和企业成长能力，是一个长期绩效指标。TQ=企业总资本市场价值/企业重置成本=（非流通股净资产+年末流通市值+负债总额）/年末总资产。本章用CP分别代表ROA（总资产收益率）、ROE（净资产收益率）、OPA（总资产经营活动收益率）和TQ（托宾Q）等企业绩效指标。

3.调节变量

本章调节变量为股权集中度、股权制衡度、董事会制度与独立董事比例。股权集中度主要采用了第一大股东持股比例（Top1）和第一大股东持股比例的平方（Sqtop1）；股权制衡度主要采用第二至第五大股东股权制衡度（Z）与第二至第十大股东股权制衡度（S）；董事会制度主要采用董事会持股数（Q），以及独立董事制度主要采用独立董事比例（RID）。为简化模型，本章用mod_variable表示所有调节变量。

4.控制变量

控制变量主要是为了控制公司特征和其他因素对因变量的影响。本章设定：（1）财务杠杆，主要体现资本结构对企业经营的影响；（2）公司规模，以上市公司总资产的自然对数控制公司规模对营销战略倾向的影响。一般地，公司规模越大，销售费用越多；规模较大，公司因拥有一定的品牌知名度，在营销投入方面存在规模效应，可能倾向于不采用激进的营销战略；（3）年度虚拟变量，控制由于年度差异可能造成的影响。为简化模型，在模型中本章用con_variables表示所有控制变量，具体研究变量如表7-1所示。

表7-1 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：研究变量一览表

续 表

根据研究假设，本章建立多元回归模型如下：

（二）样本选择与数据来源

通过变量设计，本章选用2008—2011年我国沪深两市A股上市公司作为研究样本，数据主要来源于国泰安CSMAR数据库、CCER数据库、上市公司年报以及通达信炒股软件，并运用Stata10.0对数据进行分析。为了减少研究误差，我们对抽取的样本进行了如下筛选：（1）剔除样本区间被ST或PT的公司；（2）剔除财务和公司治理数据缺失的样本；（3）考虑到金融行业的特殊性，剔除金融类，以及含有金融经营单元的上市公司。最终的研究样本包括1 094家上市公司的4年平衡Panel Data，共获得4 376个有效样本的观测值。

二、实证检验

（一）描述性统计

本章用Stata10.0对主要变量进行描述性统计，具体结果如表7-2所示。以及通过对1 094家样本公司4年的年报统计整理得我国上市公司的两权分布情况，具体结果如表7-3所示。

表7-2 控制权私与企业绩效（内部治理视角）：总样本描述性统计

续 表

表7-3 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：两权分布表

从表7-2和表7-3中，我们看到我国上市公司大股东控制权均值为38.31%，现金流权均值为30.65%。表明，大股东控制权普遍较高，能通过控制链有效快速地掌握上市公司的信息。另外，现金流权也较高，说明大股东与上市公司的利益相关密切。同时，两权分离度均值为0.80，说明我国上市公司存在现金流权和控制权分离的现象，大股东有能力也有动力去谋取私利，即使侵害了中小股东及其他利益相关者的利益。通过描述性统计，我们粗略发现，我国上市公司中第一大股东的持股比例均值为36.02%，存在“一股独大”的现象；独立董事比例均值为0.364 1，独立董事制度越来越受到重视，2001年中国证监会颁布了《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》，规定了我国上市公司董事会成员中应当至少包括1/3的独立董事。独立董事在公司治理中不断地发挥作用。同时，表7-2中显示第二至第五大股东的平均股权制衡度达50.74%，第二至第十大股东的平均股权制衡度达65.16%，超过了一半。

（二）相关分析

为避免各变量之间存在严重的多重共线性而影响模型检验的结果，本章对样本公司研究变量进行了Pearson相关分析，如表7-4所示，以便对数据回归模型做进一步的调整。主要遵循以下原则：（1）若两个实验变量之间的Pearson相关系数大于0.5（双尾t检验下的1%水平上显著），则分别建立模型；（2）若控制变量和实验变量之间的相关系数大于或接近0.3（双尾t检验下的1%水平上显著），则剔除控制变量；（3）若控制变量之间的相关系数大于或接近0.3（双尾t检验下的1%水平上显著），则舍去和被解释变量相关系数小的控制变量。通过调整，使得模型中各变量之间的多重共线性问题基本得到控制，方差膨胀因子VIF值基本都在2.0以下，这样计算结果的可信度就较高。

由表7-4可知，第二至第五大股东股权制衡度Z和第二至第十大股东股权制衡度S之间的Pearson相关系数为0.977 4，属于高度相关，存在严重的多重共线性问题，因此Z与S不能同时存在于相同模型中。而其他变量可以同时存在于同一模型中。从相关分析中，我们可以简单地得到变量之间的正负相关关系，但由于相关分析比较简单，变量间的相关分析不能明确变量之间相关联的程度，因此得到的分析结果科学性和可靠性较低。为提高研究的科学性和可靠性，本章将进行回归分析。

表7-4 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：变量间的Pearson相关系数矩阵表

（三）回归分析

回归分析是关于变量之间的线性关系，通过回归分析，我们可以得出解释变量对被解释变量的作用大小及方向。本章采用的是多元线性回归分析方法，即两个或两个以上的解释变量对被解释变量的关系，此时，我们需要对解释变量之间的线性关系程度进行检测，即检测数据是否存在多重共线性的问题。本章采用方差膨胀因子（VIF）来检测多重共线性，通常VIF在0—10之间，而容差应大于0.1。另外，由于本章的数据为面板数据，在进行回归分析之前，我们要先对其进行设定，令证券代码为截面变量，年份为时间变量。为直观地了解本章的面板数据，我们对数据分布情况做了描述，如表7-5所示。可以看到，证券代码（idcode）的范围是1到1 094，截面数据（n）有1 094个，年份（year）的范围为从2008年到2011年，而每一个截面有4个观测值。根据T_i分布，也可以看出每个截面有4个观测值。在结果的数据结构表中，1代表一个观测值，表的最后一行显示了所有数据的结构，显示本章每一年的研究数据均相等。

表7-5 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：研究数据结构

对面板数据分别进行随机效应与固定效应，由Hausman检验得，Prob＞chi2=0.000 0，拒绝随机效应和固定效应的系数无系统差异的原假设，即随机效应模型的估计不一致，固定效应比随机效应更为合适，所以在书中均用固定效应进行面板数据回归，部分Hausman的检验结果如表7-6所示。

表7-6 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：Hausman检验的结果

b=consistent under Ho and Ha；obtained from xtreg
B=inconsistent under Ha，efficient under Ho；obtained from xtreg
Test：Ho：difference in coefficients not systematic
chi2（8）=（b—B）'[（V_b—V_B）ˆ（—1）]（b—B）=68.12
Prob＞chi2=0.0000
（V_b—V_B is not positive definite）

1.股权结构、公司治理水平与控制权私利

通过方差膨胀因子检测，发现第一大股东的持股比例Top1与其平方Sqtop1、前五大股东的持股比例Pfive与其平方Sqpfive均存在严重的多重共线性，如表7-7、表7-8所示。第一大股东的持股比例与其平方的VIF都大于20，自变量的VIF都大于1，平均VIF为10.84；前五大股东的持股比例与其平方的VIF均接近30，自变量的VIF都大于1，平均VIF高达15.54。另外，相关分析中分析得第二至第五大股东股权制衡度Z和第二至第十大股东股权制衡度S，所以本章先将衡量股权结构、公司治理水平的变量逐个对控制权私利（用两权分离度来衡量）进行回归，如表7-9所示。

表7-7 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：Top1与Sqtop1的VIF

表7-8 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：Pfive与Sqfive的VIF

表7-9 股权结构、公司治理水平与控制权私利的回归模型分析结果（第一组）

续 表

从表7-9中方程（1）、（2）、（3）、（4）回归结果初步可以看出现金流权和控制权的分离度（SR）与股权集中度呈显著的正关系，与股权集中度的平方也呈正关系，说明现金流权与控制权的分离度与股权集中度呈显著的正“U”形关系。即在一定范围内，大股东持股比例越大，现金流权与控制权分离度越小；超过一定范围，大股东持股比例越大，现金流权与控制权分离度越大；至于具体的分界点本实证无法得到。而当大股东拥有较高现金流权时，其转移该公司利益的成本随之增加，从而会抑制其侵占中小股东利益的行为；大股东的利益侵占效应随其现金流权的增大而降低。即现金流权与控制权的分离度越大，控制权私利越小。因此，股权集中度与控制权私利呈显著的倒“U”形关系在第一大股东持股比例和前五大持股比例中得到了验证，但这与我们的假设H 3-1刚好相反。呈倒“U”形关系的原因可能在于，能成为上市公司，其企业生命周期阶段一般处于稳定发展期，大股东得到的共享收益处于稳定，他会不安于现状，想获得更高的收益，从而倾向于掏空。但当掏空行为严重影响了企业，使企业处于危机状态或衰退期时，大股东就会减少掏空，立志挽救企业。方程（5）、（6）回归结果得，不管是第二至第五大股东的股权制衡度，还是第二至第十大股东的股权制衡度，与现金流权和控制权的分离度SR呈显著的正相关，即与控制权私利呈显著的负相关，表明股权制衡能减少控制权私利，抑制大股东掏空行为。方程（7）的回归结果，发现独立董事比例对现金流权与控制权的分离度SR的正相关不显著，与假设H 7-2a不符；董事会持股数与控制权的分离度SR的正相关关系显著，即与控制权私利呈显著负相关关系，支持了假设H 7-2b。说明董事会制度的作用得到了肯定，其能对管理层进行监督、激励，并对公司的经营战略与方针进行决策。但另一方面，本章发现独立董事制度的作用还没有充分地发挥，其根本原因是没有认识到独立董事首先是代理问题的一部分，也没有认识到独立董事的经理人性质（谢德仁，2005）。说明我国上市公司的独立董事并不能很好地起到保护中小股东利益的作用，独立董事尚不能发挥积极的作用与大股东、管理层进行制衡。财务杠杆（用资产负债率衡量）与现金流权和控制权的分离度（SR）呈显著的负相关，即与控制权私利呈显著正相关，资产负债率越大，控制权私利越大。资产负债率高，说明企业的负债水平较高，此时大股东的掏空成本可能会较低，从而掏空行为越加严重，大股东控制权私利越多。公司规模与现金流权和控制权的分离度（SR）呈显著的正相关，即公司规模越大，现金流权与控制权的分离度越大，控制权私利越小。说明公司规模的扩张有利于抑制控制权私利。当公司规模比较小时，公司受到较少的舆论压力和关注，内部管理也不够严格，大股东容易利用控制权进行掏空并且被发现的概率低；当公司规模逐渐增大时，内部管理机制不断完善，并受到舆论压力和广泛的关注，外部监督加强，使得大股东掏空以获取控制权私利的难度增加，从而减少了控制权私利。

为处理第一大股东的持股比例Top1与其平方Sqtop1、前五大股东的持股比例Pfive与其平方Sqpfive的多重共线性问题，本章使用“对中”的方法，使模型中可以同时保留一次项和二次项，又可以在一定程度上有效地克服多重共线性问题。令Ctop1=top1—r（mean），Ctop1sq=Ctop1ˆ2，在回归时，以Ctop1、Ctop1sq代替Top1、Sqtop1，此时做方差膨胀因子，发现VIF的平均值仍大于1，但是VIF的最大值已经将到了1.35，表明多重共线性问题在很大程度上得到了克服。同理，令Cpfive=pfive—r（mean），Cpfivesq=Cpfiveˆ2，在回归中，以Cpfive、Cpfivesq代替Pfive、Sqpfive。调整后的模型回归分析结果如表7-10所示。

表7-10 股权结构、公司治理水平与控制权私利的回归模型分析结果（第二组）

续 表

从表7-10的模型（1）、（2）的回归结果中可以判断，第一大股东的持股比例与现金流权和控制权的分离度（SR）呈非线性的正“U”形关系；相反，与控制权私利呈非线性的倒“U”形关系，仍是与假设1相悖，原因相同，在此不展开解释。独立董事比例、董事会持股数与现金流权和控制权的分离度在1%的水平下呈显著的正相关，即与控制权私利呈显著的负相关，支持H 3-2a和H 3-2b。说明董事会制度和独立董事制度有效起到了监督的作用，对大股东掏空行为有抑制作用。此时不管是第二至第五大股东股权制衡度，还是第二至第十大股东股权制衡度，与分离度SR的关系为正，但不显著，即与控制权私利呈不显著的负相关关系。肯定了股权制衡的抑制作用，但作用不明显。模型（3）、（4）的回归结果表明，前五大股东的持股比例与分离度SR呈正相关，即与控制权私利呈负相关。说明当前五大股东的持股比例较大，股东间存在互相监督的动力，共同创造共享收益，此时掏空行为减少。而在（3）、（4）两模型中，股权制衡度与分离度SR在5%的水平下呈显著的正相关，即与控制权私利呈显著的负相关。说明在股权分散的情况下，股权制衡越能体现其积极的作用。

另外，资产负债率与控制权私利同样呈现显著的正相关，表明当上市公司的资产负债率越大时，大股东的掏空行为更加严重，其攫取的控制权私利越多。公司规模与现金流权与控制权分离度SR的关系在模型（1）、（2）中不显著，在模型（3）、（4）中呈显著的正相关关系。可得，公司规模与控制权私利呈显著负相关关系。当公司规模比较小时，受到的舆论监督压力比较小，内部的管理不够完善，大股东利用控制权获取控制权私利的行为也不容易被揭露，从而使得大股东私利较多。当公司规模逐步扩大，管理制度不断完善后，公司运作规模逐渐规范，内外部的监督不断加强，大股东获取控制权私利的难度也随之增加，从而侵害程度降低。而在股权比较分散的上市公司中，各股东更倾向于单顾自身利益，不顾公司的形象，因而大股东掏空行为没有受到太多的舆论压力，公司规模越大，大股东可以获取的资源更加丰富，从而私利越发增加。

综上所述，通过股权结构、公司治理水平与控制权私利的回归模型，本章实证得第一大股东的持股比例与控制权私利呈非线性的倒“U”形关系，与假设H 3-1相悖。在股权较分散的情况下，股权制衡度越高，越能制约大股东的掏空行为，减少控制权私利。独立董事比例、董事会持股数与控制权私利在1%的水平下呈显著的负相关，说明董事会制度和独立董事制度有效起到了监督的作用。同样证明了资产负债率与控制权私利的正向关系，以及公司规模与控制权私利的负向关系。即资产负债率越大，大股东的掏空行为越严重；而公司规模越大，大股东受到的内外监督加强，控制权私利行为减少。

2.股权结构、公司治理水平与企业绩效

股权结构和公司治理水平一方面会影响大股东的掏空行为，影响控制权私利的多少，另一方面也会直接影响企业的绩效。因此，本章尝试做股权集中度、股权制衡度、独立董事制度、董事会制度与企业绩效的回归，结果如表7-11和表7-12所示。

表7-11 股权结构、公司治理水平与企业绩效的回归模型分析结果（第一组）

续表

表7-12 股权结构、公司治理水平与企业绩效的回归模型分析结果（第二组）

续表

从实证研究发现，第一大股东持股比例或前五大股东持股比例与绩效呈现显著的负相关，而第一大股东持股比例的平方或前五大股东持股比例的平方与绩效呈现显著的正相关，说明股权集中度与企业绩效呈显著正“U”形关系在第一大股东持股比例和前五大股东持股比例中得到验证。进一步表明，在我国上市公司股权结构中，同时存在利益协同效应和堑壕效应，与Jensen et at.（1976），徐向艺等（2008），陈德萍等（2011）等学者的研究结果一致，当大股东持股比例在较低水平时，大股东侵占中小股东利益的动机随着持股比例的增加而提高，从而侵害程度提高，企业绩效减少；当大股东持股比例达到一定程度后，大股东的利益达到最大，侵害程度减少，与企业绩效出现利益协同效应。

另外，回归结果表明股权制衡度与企业绩效存在显著的正相关，少数模型中股权制衡度与企业绩效呈不显著的负相关，说明股权制衡度大部分情况下呈现积极的作用，股权制衡度越高的企业具有更好的业绩；但一些公司存在股东勾结、联盟的情况。至于独立董事比例对企业绩效的影响，研究发现均不显著，独立董事比例对总资产收益率和净资产收益率呈不显著的负相关，对总资产经营活动收益率和托宾Q呈不显著的正相关。另一方面，董事会持股数与企业绩效呈显著的正相关，肯定了董事会作为经营决策机构的作用。对控制变量而言，实证检验发现公司规模与总资产收益率、净资产收益率、总资产经营活动收益率之间呈显著的正相关关系，即公司规模越大，企业绩效越大。但公司规模与托宾Q呈显著的负相关作用，说明规模较小的公司股票市场价值高于规模较大的公司。资产负债率与企业绩效之间呈现了显著的负相关，资产负债率越大，企业的经营效益越少。我国上市公司面临激烈的市场竞争，采取保守或稳健的财务策略，在提升公司整体绩效上发挥了正向作用。

综上所述，通过股权结构、公司治理水平与企业绩效的回归模型，本章验证了股权集中度与企业绩效的显著正“U”形相关关系，同时存在堑壕效应与利益协同效应，与白重恩等（2005）的实证研究结果一致。股权制衡在大多数公司治理中能起到显著的改善作用，但不排除一些公司存在股东勾结与合谋。独立董事的作用在我国上市公司中的作用还不显著，还没有真正起到监督制衡的效果，有待进一步完善。而董事会作为经营决策机构，董事会制度对企业绩效的作用明显，有助于改善公司治理和提高企业绩效。

3.控制权私利与企业绩效

通过方差膨胀因子分析（VIF），研究发现两权分离度、两权分离度的平方、两权分离度的立方三者呈高度的多重共线性问题，本章试图通过逐步回归的方法，改进模型的形式。逐步回归方法的基本原理主要是，分别拟合因变量对每个自变量的一元回归，将各回归方程的拟合优度按大小排列，从中选择拟合优度最大的自变量作为基础变量，逐步将其他自变量加入模型中，同时观测t检验值的变化，如果t检验呈显著，则保留该变量；否则去掉该变量，如此不断重复该过程直到加入所有显著的自变量。以因变量总资产收益率（ROA）为例，采用前向搜寻法逐步回归，stepwise，pe（0.05）：regress roa sr sqsr cusr rid q top1 pfive z s Lev InSize，如表7-13所示。我们发现最后留下的解释变量为Lev、LnSize、Pfive、S、Z、Top1、Sqsr，去除了SR、Cusr、RID、Q。同理，分别对以ROE、OPA、TQ为因变量的模型进行前向搜寻法逐步回归，最后得逐步回归结果，如表7-14所示。

表7-13 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：前向搜寻逐步回归法结果

续 表

表7-14 控制权私利与企业绩效的逐步回归结果

续 表

在表7-14模型（1）中，以总资产收益率（ROA）为因变量，逐步回归自动删除了现金流权与控制权分离度（SR）、现金流权与控制权分离度的立方（Cusr），留下了现金流权与控制权分离度的平方（Sqsr）。检验得现金流权与控制权分离度的平方Sqsr与企业绩效在5%的水平上呈显著负相关，即现金流权与控制权分离度与企业绩效呈显著的倒“U”形关系。相反地，控制权私利与企业绩效呈显著的正“U”形关系。在正“U”形左侧的一定区间内，存在控制权私利和企业绩效均处于较低的水平，即（低控制权私利，低绩效）的奉献型；也存在低控制权私利，较高企业绩效的状态，即（低控制权私利，高绩效）的风雨同舟型；以及控制权私利与企业绩效呈此增彼长的状态，即（高控制权私利，高绩效）的携手并进型；超过一定水平之后，控制权私利越大，企业绩效反而越小，即（高控制权私利，低绩效）的掏空型。另外，研究得第一大股东的比例（Top1）与总资产收益率在1%的水平上呈显著负相关，表明在控制权私利的影响下，第一大股东的比例越高，企业绩效越低。而前五大股东的比例和（Pfive）与总资产收益率在1%的水平上呈显著的正相关；第二至第五大股东的股权制衡度与总资产收益率在1%的水平上呈显著的负相关作用；而第二至第十大股东的股权制衡度与总资产收益率呈显著的正相关作用。原因可能在于前五大股东的比例或第二至第五大股东的股权制衡度越大时，股权非常集中，各大股东之间围绕控制权展开激烈的斗争，“钩心斗角”的情况严重，互相争夺以获取控制权收益，不仅不顾中小股东的利益，更加不利于公司的整体业绩。而当第二至第十大股东的股权制衡度越大时，股权相对较分散于第二至第十大股东，此时股权制衡的效果较明显，有利于制约大股东的侵害行为，提升企业绩效。Shleifer et al.（1986）指出，当股权相对分散，无人监督经理人的情况下，一个大股东的存在能够解决上市公司内部人控制的问题，提升公司绩效，并获得自身的利益。控制变量方面，与前文实证检验结果相同，资产负债率与企业绩效呈显著的负相关作用；相反，公司规模与总资产收益率、净资产收益率、总资产经营活动收益率之间呈显著的正相关关系；但公司规模与托宾Q呈显著的负相关作用，说明规模较小的公司股票市场价值高于规模较大的公司。

在模型（2）中，以净资产收益率（ROE）为因变量，逐步回归自动删除了有关控制权私利的所有自变量，另外变量对净资产收益率的影响与模型（1）均一致，不再做细致分析。

在模型（3）中，以总资产经营活动收益率（OPA）为因变量，该模型中逐步回归保留了SR、Sqsr和Cusr，检验结果发现现金流权与控制权的分离度（SR）、现金流权与控制权分离度的立方（Cusr）与总资产经营活动收益率呈显著的负相关，与现金流权与控制权分离度的平方（Sqsr）呈显著的正相关，且其系数的绝对值为0.712，大于SR和Cusr的系数绝对值，这就证明了现金流权与控制权分离度（SR）与企业绩效之间的倒“S”形关系，同时说明了控制权私利与企业绩效存在正“S”形关系，与假设H 3-3刚好相反。其他变量对总资产经营活动收益率的影响与模型（1）均一致，也不做细致分析。

在模型（4）中，以托宾Q（TQ）为因变量，逐步回归自动删除了有关现金流权与控制权分离度的所有自变量，研究发现公司规模与托宾Q呈显著的负相关作用，说明规模较小的公司股票市场价值高于规模较大的公司。虽然大公司可以凭借规模、技术、资金等优势获得高盈利水平，但其成长空间一般较小，国内投资者一般偏好于小盘股。

综上所述，当以总资产收益率（ROA）衡量企业绩效时，检验得控制权私利与企业绩效之间呈显著的正“U”形关系。而当以总资产经营活动收益率（OPA）衡量企业绩效时，控制权私利与企业绩效之间存在正“S”形相关关系。最终控制权私利与企业绩效是否能得到一致的结果，进一步，本书用层次分析法做调节变量对企业绩效的影响。

4.调节效应对企业绩效的影响

由于控制权私利与企业绩效的关系同时受到股权集中度、股权制衡度、独立董事制度和董事会制度的影响，因此股权集中度、股权制衡度、独立董事制度和董事会制度是模型的调节变量，用mod_variable表示。由于调节变量和自变量都是连续变量，做调节效应时，首先需要将调节变量和自变量进行标准化，为方便研究，标准化后的调节变量和自变量均以前缀std_开始，做层次回归分析。调节效应检验的主要方法为：先做因变量对自变量、调节变量的回归，得测定系数R12；再做因变量对自变量、调节变量、自变量与调节变量的交互项的回归的R22；若R22大于R12，则调节变量显著。同样，为方便研究，自变量与调节变量的交互项均以j开始，若是std_SR与std_RID的交互项，则表示为jSR_RID。首先，本章先做因变量对自变量、调节变量的标准化回归，由于方差膨胀因子分析（VIF）显示，变量std_SR、std_Sqsr和std_Cusr，std_Z和std_S都存在高度的多重共线性问题，所以继续按照前向搜寻法逐步回归方法，改进模型，以克服多重共线性问题，回归结果如表7-15所示。

表7-15 控制权私利与企业绩效的标准化逐步回归结果

续 表

分析表7-15发现，现金流权与控制权分离度和企业绩效的标准化逐步回归结果与非标准化时的逐步回归结果基本一致，除了董事会持股数与总资产收益率（ROA）之间呈现显著的正相关作用，肯定了董事会制定的监督作用。标准化的逐步回归结果再一次检验了当以总资产收益率（ROA）衡量企业绩效时，控制权私利与企业绩效之间呈显著的正“U”形关系。当以总资产经营活动收益率（OPA）衡量企业绩效时，控制权私利与企业绩效之间存在正“S”形相关关系。第一大股东的比例（Top1）与总资产收益率呈显著负相关；前五大股东的比例和（Pfive）与总资产收益率呈显著的正相关；第二至第五大股东的股权制衡度与总资产收益率呈显著的负相关作用；而第二至第十大股东的股权制衡度与总资产收益率呈显著的正相关作用。另外，回归模型均检验得资产负债率与企业绩效呈显著的负相关作用；公司规模对衡量企业绩效的总资产收益率、净资产收益率、总资产经营活动收益率均呈显著的正相关作用，而与托宾Q呈显著的负相关作用。

鉴于模型（2）和模型（4）中，有关现金流权与控制权分离度的变量已在逐步回归中剔除，因此做层次回归分析的第二步时，只做模型（1）和模型（3）的因变量对自变量、调节变量、自变量与调节变量的交互项的回归，回归结果如表7-16所示。

表7-16 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：调节效应检验结果

续 表

由表7-16的模型（1）可得，现金流权与控制权分离度的平方与总资产收益率（ROA）在5%的水平上呈显著的负相关，系数为—0.001 67，即现金流权与控制权分离度与总资产收益率（ROA）呈倒“U”形关系，因此得控制权私利与总资产收益率（ROA）的正“U”形关系。虽然交互项（jSqsr_Q、jSqsr_Top1、jSqsr_Pfive、jSqsr_Z和jSqsr_S）与企业绩效均不显著，但加人调节变量后，R-squared=0.294大于没有加入调节变量时的R-squared，说明调节效应显著。

由分析模型（2）可得，加入调节变量后，现金流权与控制权分离度与总资产经营活动收益率（OPA）呈显著的负相关，现金流权与控制权分离度的平方与总资产经营活动收益率（OPA）呈显著的负相关，即现金流权与控制权分离度与总资产经营活动收益率（OPA）呈倒“U”形关系，因此得控制权私利与总资产经营活动收益率（OPA）的正“U”形关系。此时R-squared=0.096高于未做调节效应时R-squared的0.039，说明调节效应显著。且此模型中交互项对企业绩效的关系也呈显著。即做调节效应后，模型（1）和模型（2）得到了一致的结果，控制权私利与企业绩效呈正“U”形关系。该结果虽然与未加入调节变量时以及假设H 3-3不同，未能证明大股东控制权私利与企业绩效之间呈现负向的反“S”形相关关系，但至少证明了大股东控制中小股东会对企业产生“堑壕效应”和“激励效应”。

至于控制变量方面，与之前的检验结果一致，资产负债率与企业绩效呈显著的负相关作用，公司规模与总资产收益率、净资产收益率、总资产经营活动收益率呈显著的正相关作用，公司规模与托宾Q呈显著的负相关作用。由于在研究控制权私利与企业绩效的调节效应中，各模型逐步回归时都将独立董事比例的变量剔除了，所以本研究未能验证独立董事制度的调节作用，这与高明华等（2002）、丛春霞（2004）、李维安等（2007）等的研究结果一致，独立董事比例与公司绩效不存在显著的相关关系。同时董事会持股数的调节作用也不明显，只有股权集中度和股权制衡度的调节作用显著。

最后，鉴于大股东掏空对企业绩效的影响可能是滞后影响，当期的大股东控制权私利对企业未来绩效产生的影响更明显，因此对t—1期的控制权私利对t期的企业绩效关系进行稳健性测试，发现回归结果未发生实质性变化。

三、结论及启示

（一）研究结论

通过对我国上市公司面板数据的研究，用两权分离度对控制权私利进行了量化，在此基础上研究了股权结果、公司治理水平与控制权私利的关系，股权结构、公司治理水平与控制权私利的关系以及控制权私利对企业绩效的关系。分析表明大股东与中小股东之间确实存在比较严重的利益冲突问题，大股东可能利用中小股东无法享受的控制权优势来获取私利，追求自身利益最大化。对于“一股独大”现象，我们应采取辩证的态度看待。大股东控股确实会存在“隧道效应”进行掏空，但在一定程度下，其对企业绩效也有激励作用。本书验证第一大股东的持股比例与控制权私利呈非线性的倒“U”形关系，与H 3-1的正“U”形关系相悖。股权集中度与企业绩效呈显著的正“U”形关系，即在一定范围内，第一大股东持股比例越大，控制权私利越小，企业绩效越大；当超出一定范围后，第一大股东持股比例越大，控制权私利越大，从而企业绩效越小，同时存在堑壕效应与利益协同效应，因此假设H 3-4成立。该结果与吴淑琨（2002）、杜莹等（2002）的研究结果一致，即随着大股东持股比例的增加，将会激励大股东进行有效的监督，掏空行为减少，企业绩效增加。当大股东持股比例过度集中时，大股东会倾向选择掏空行为而获得更多的私利，侵害了公司及中小股东的利益。另外，大多数情况下，股权制衡度越高，越能制约大股东的掏空行为，在一定程度上能改善公司治理水平。但一些公司可能存在因着第二至第五大股东的持股比例或第二至第十大股东持股比例的增加，而出现与大股东相互勾结、合谋、联盟起来一起侵害公司利益的现象。

研究股权结构与企业绩效间的关系，发现股权集中度与企业绩效呈显著正“U”形关系在第一大股东持股比例和前五大股东持股比例中得到验证，进一步表明，在我国上市公司股权结构中，同时存在利益协同效应和堑壕效应，支持H 3-4。第二至第五大股东的股权制衡度与企业绩效呈显著的负相关作用；而第二至第十大股东的股权制衡度与企业绩效呈显著的正相关作用。表明在控制权私利的影响下，第一大股东的比例越高，企业绩效越低。而前五大股东的比例或第二至第五大股东的股权制衡度越大时，股权非常集中，各大股东之间互相争夺以获取控制权收益，“钩心斗角”的情况严重，不仅不顾中小股东的利益，更加不顾公司的整体业绩。而当第二至第十大股东的股权制衡度越大时，股权相对较分散于第二至第十大股东，此时股权制衡的效果较明显，有利于制约大股东的侵害行为，提升企业绩效，因此H 3-4b未得到完全证实。

研究控制权私利与企业绩效间的关系时，检验得在未加入调节变量时，控制权私利与总资产收益率呈正“U”形关系，而与总资产经营活动收益率呈现“S”形相关关系。当加入调节变量，做调节效应后，研究得到一致的结果，即控制权私利与企业绩效呈非线性的正“U”形关系，虽与假设H 3-3不符，但证明了大股东控制中小股东会对企业产生“堑壕效应”和“激励效应”。在正“U”形关系中，我们可以意识到存在控制权私利与企业绩效的四种情况：存在低控制权私利，较高企业绩效的状态，即（低控制权私利，高绩效）的奉献型；控制权私利和企业绩效均处于较低的水平，即（低控制权私利，低绩效）的风雨同舟型；控制权私利与企业绩效呈此增彼长的状态，即（高控制权私利，高绩效）的携手并进型；以及（高控制权私利，低绩效）的掏空型。只是无法检验具体的区间状态。

另外，调节变量股权集中度、股权制衡水平在控制权私利与企业绩效之间的调节效应显著，而董事会持股数的调节效应不显著。本章验证了独立董事对大股东控制权私利的抑制作用，但没有验证独立董事的调节作用，即假设H 3-2a成立，假设H 3-5a不成立。表明独立董事的作用在我国上市公司中的作用还不够显著，没有真正起到监督制衡的效果，独立董事制度有待进一步完善。而董事会作为经营决策机构，董事会制度与控制权私利和企业绩效的作用明显，有助于改善公司治理和提高企业绩效，即H 3-2b和H 3-5b成立。主要的研究假设验证性结果描述如表7-17所示。

表7-17 控制权私利与企业绩效（内部治理视角）：研究假设验证结果

续 表

在控制变量方面，实证研究表明在股权集中的上市公司中，公司规模越大，控制权私利越小。随着管理制度的不断完善，公司运作逐渐规范，受到内外部的监督不断加强，信息披露制度更加完善，大股东获取控制权私利的难度与成本也随之增加，从而侵害程度降低。而在股权比较分散的上市公司中，大股东受到的舆论压力较低，公司规模越大，大股东可以获取的资源更加丰富，控制权私利越大，此时各大股东更倾向于只顾自身利益，不顾公司形象。另一方面，公司规模与总资产收益率、净资产收益率、总资产经营活动收益率之间呈显著的正相关关系；但公司规模与托宾Q呈显著的负相关作用，说明规模较小的公司成长性高于规模较大的公司。另外，资产负债率与控制权私利呈显著的正相关，与企业绩效呈显著的负相关，表明当上市公司的资产负债率越大时，大股东的掏空行为更加严重，其攫取的控制权私利越多，企业绩效越低。我国上市公司面临激烈的市场竞争，采取保守或稳健的财务策略，在提升公司整体绩效上发挥了积极的作用。

（二）实证讨论

在实证检验H 3-1中，出现了很大的相悖，实证得大股东持股比例与控制权私利呈非线性的倒“U”形关系，而在第三章关于控制权私利形成的主体行为分析中我们得大股东持股比例与控制权私利呈正“U”形的非线性关系。为何会有如此不同的结果呢？分析原因，我们引入企业生命周期进行解释。已有学者佟岩等（2010）研究了不同企业生命周期视角下的股权制衡特征对企业价值的影响，由于上市公司样本的特殊性，该文章也只能研究企业生命周期中的成长期和成熟期。颜爱民等（2013）也从企业生命周期的视角解释了股权机构与企业绩效的复杂关系，巧妙运用了产业经济学中增长率产业分类法界定了企业的生命周期阶段，并进行实证检验。

每一个企业都是动态发展的，将经历初创期、成长期、成熟期、衰退期等4个生命周期。当然不同的企业处于不同的生命周期，有着不同的变化特征。因此，当我们选择的公司处于不同阶段时，大股东持股比例与控制权私利的关系就会出现很大的差异。由于本书所选择的样本来自我国沪深两市A股上市公司，并剔除了样本区间被ST或PT的公司，因此样本公司所处的企业生命周期至少应该处于成长期或成熟期，刚刚创业或发展的公司不可能成为上市公司。当公司处于创业阶段时，企业规模较小，内部组织结构较简单，股权结构单一化，此时大股东收益与企业共享收益有着很大的关联，只有企业的整体绩效增加，大股东的收益才会增加。随着持股比例的增加，股权由分散逐渐集中，使得大股东有能力与激励去监督代理人，减少代理成本，此时大股东与刚起步的上市公司有着一致的目标，掏空行为较少，控制权私利随着股权的集中而减少。当企业开始成长、成熟时，股权结构趋于多元化，大股东持股比例达到一定程度，其对公司具有真正的控制权时，其从共享收益获得的利益远不能满足其自己欲望，短期的掏空收益会更吸引他，既快又多又隐秘，所以此时控制权私利增多。但当到达一个顶峰时，大股东的掏空严重影响了企业的发展，企业处于危机冲击或衰退时，大股东面临严重的生存压力，甚至控制权受到威胁，其会减少掏空行为，尽全力挽救企业，而不会“杀鸡取卵”。此时，各股东的利益趋于一致，自然大股东攫取企业价值的掏空行为就减少了（Ali，2010）。正如学者连燕玲等（2012）研究了危机冲击下，大股东的管家角色与企业绩效之间的关系。证实相对于正常稳定发展期间的大股东有可能会有掠夺性行为，危机冲击下，大股东具有比较强烈的管家意识，减少了掏空侵占行为，并且随着大股东持股比例的增加，大股东支持性的管家角色发挥得越好，企业绩效也得到相应的改善。

因此大股东持股比例与控制权私利的关系可以形象地如图7-1所示，即为正“U”形和倒“U”形的结合。即当大股东持股比例处于（0，A）时，公司处于初创或成长期间，随着大股东持股比例的增加，股权得到集中，激励其行使有效监督，控制权私利逐渐降低。当处于（A，B）时，公司发展稳定，随着大股东持股比例过于集中，大股东倾向于转移公司资本以获得更多私利。当处于（B，1）时，公司面临危机或处于衰退期，大股东的管家角色发挥了积极作用，随着大股东持股比例的增加，控制权私利逐渐减少。因此本书认为，假设H 3-1和实证检验结果都正确，恰恰证明了大股东在企业发展不同周期，其会采取不同的行为，是一个动态博弈的过程。

图7-1 大股东持股比例与控制权私利的关系

（三）政策建议

1.改善公司内部治理机制

股权结构问题同时存在堑壕效应与利益协同效应，由此引发我们对公司治理环境的思考，创造环境尽可能地发挥大股东的正面作用，加强保护中小投资者及其他利益相关者的利益，防止大股东通过盈余管理、关联交易、资金占用等行为掏空公司利益。因此，我国上市公司首先因保持一定程度的股权集中度，提倡股东多元化和股权相互制衡。改善公司治理结构，适当降低大股东的控制权，减少大股东现金流权和控制权的分离度，尽可能使大股东和中小股东的利益相一致。发挥中小股东参事的作用，合理利用新闻媒体、网络、社会公众等信息载体，建立全方位的监控机制，鼓励中小股东对大股东及公司运作的监督。另一方面，在实证研究中，没有验证独立董事制度与大股东控制权私利的抑制作用。但董事会作为上市公司治理的核心，是股东大会和总经理间传递信息的枢纽，应完善董事会的职能。由于独立董事制度是上市公司的一项内部约束机制，在完善的内部治理机制中，独立董事能够获得公司的完备信息，主动积极地发挥监督作用，提高资本的运作能力和效率。因而要充分发挥独立董事的作用，尝试构建企业绩效与独立董事的激励和约束相一致的机制。引进上市公司高级管理人员的聘任制度，对一些任职资格、工作要求等作出合理的规定，提高董事会和独立董事的独立性。进一步，提倡引入市场禁入机制，若独立董事不能诚实履行职责，则强制规定其在一定时间内不得再担任独立董事的职位。同时，加强管理层的股权激励政策。改善公司的资本结构水平，适当地引入债权人的约束机制，鼓励机构投资者参与公司治理，从多方面制衡大股东的短期侵害行为。

2.完善法律法规，加强监管力度

La Porta et al.（1999）认为由于缺乏法律上的投资保护，会导致公司拥有较高的所有权集中度。在我国当前的资本市场，中小股东得不到充分的保护，大股东利用关联交易、对外担保、内幕交易、盈余管理等侵害中小股东的违法违规行为层出不穷，都说明了我国现有的相关法律法规相对滞后，不够健全，至今不能有效地遏制大股东的掏空行为。而且上市公司受处罚的成本较低。我国上市公司治理的关键在于缺乏相应的约束机制，首先我们可以借鉴发达国家的成熟经验和成功案例，制定有关中小股东权益保护法，有效限制大股东的掏空，促进上市公司持续健康发展。建立并完善保护中小股东的民事赔偿制度，当中小股东受到利益侵害时能够得到合理及时的补偿。

其次，完善信息披露制度，规范获取上市公司信息的渠道，提高审计的质量，减少因信息不对称所带来的问题。完善独立董事制度。从制度的设计上讲，独立董事制度是为了防范公司的风险，保护投资者的利益，独立董事的作用是监督和咨询，不对企业绩效直接负责。Johnson et al.（1996）研究指出，即使是最积极的董事会，也不会参与公司的日常经营决策。同时本章实证结果显示独立董事并不能有效地制约大股东对上市公司的掏空。2012年5月5日，人民日报海外版刊登了一篇名为《上市公司独立董事已沦为特权阶层福利》的文章，其中对上市公司独立董事的角色和功能提出了质疑，尖锐地指出制度建设的缺失导致独立董事沦为“花瓶”，甚至认为独立董事对于某些特权阶层而言是一种福利，其职能已完全异化。显然，已违背了初衷，因此我们需完善及改进独立董事制度，使其真正发挥应有的职能。

最后，加强市场的监管力度，减少大股东之间的勾结、联盟行为，鼓励大股东间的相互监督、制衡，从而约束大股东的掏空，规范上市公司的行为。加强执法力度，严格按照法律法规执行，加强对违规大股东的惩罚力度，促使其健康正常发展。随着股权分置改革的初步完成，全流通时代的到来，有效防范大股东利用信息优势、控制权优势等进行内部交易活动，将是监管机构所面临的主要挑战。

3.构建有效的控制权市场，提升公司盈利能力

在股权趋于全流通的背景下，有效地控制权市场，将对大股东形成约束，提高公司绩效。控制权作为企业内部核心的治理机制，其目标不仅仅是从内部监管的角度，减少大股东控制权私利，更是在一定范围内，强化控制权配置的激励效应，使大股东和高层管理者明确控制权私利的刚性边界和弹性边界，强化大股东的刚性收益。通过提升控制权配置的效率，推进市场化进程和监督的独立性，从而有效激励和约束大股东的行为。

La Porta et al.（2002）强调了加强法律制度与建设证券监管体系的重要性。并且每一制度的建设和完善需要较长时间，不能在短期内实现。因此，通过整顿内部和外部机制外，公司还要致力于提高公司的盈利能力，只有公司的盈利提高了，大股东获取私利的动机才会降低，要提高公司的盈利能力，需要从具体方面和环节逐步着手，如在企业文化、科技创新、产业结构、专业技能等方面改善，提高市场竞争力，加强企业的核心竞争力。同时，公司需完善薪酬管理，使其与企业真实的业绩挂钩，从而有效避免高管利用权力影响收益，规避薪酬与业绩倒挂的现象。拓宽管理层的激励渠道，引入激励措施，并发挥各个措施的激励作用。另外，公司的适度规模有利于抑制控制权私利。当公司规模适度增大时，内部管理机制不断完善，外部监督、舆论压力和关注加强，使得大股东利用控制权获取控制权私利的难度增加，从而减少了控制权私利，因此可以适当鼓励我国上市公司间的并购行为。