控制权_现金流权与公司价值_基于企业生命周期的视角

第 18 卷 　第 3 期 2010 年 　　6 月 　　　　　　　　　　　 中国管理科学 Chinese Journal of Management Science 　　　　　　　　　　　 Vol. 18 , No . 3 J une , 　2010 文章编号 :1003 - 207 (2010) 03 - 0185 - 08 控制权、现金流权与公司价值 ———基于企业生命周期的视角1 曹　裕 ,陈晓红 ,万光羽 (中南大学商学院 ,湖南 长沙 　410083) 摘　要 :本文以 2005 - 2008 年间我国 752 家上市公司为样本 ,借鉴现金流组合方法对上市公司所处生命周期进行 界定 ,从企业生命周期的角度考察了不同性质的最终控制人控制权、现金流权及两权分离程度对公司价值的影响。 研究发现 ,最终控制人控制权与公司价值负相关 ;而现金流权也与公司价值负相关 ,这与西方学者结论不同 ,主要 是因为我国特殊的股权结构 ———第一大股东持有的股份多数为非流通股 ,导致了高现金流权并不能起到相应的激 励作用 ;两权分离程度在成长期和成熟期越大会造成公司价值的降低 ,而在衰退期则有利于公司价值的提升 ;最终 控制人为非国有性质的公司 ,相对于国有性质的公司在成长期和成熟期更有利于公司价值的提升 ,而衰退期则相 反。 关键词 :控制权 ;现金流权 ;公司价值 ;企业生命周期 中图分类号 : F27616 　　　文献标识码 :A 收稿日期 :2009 - 07 - 06 ;修订日期 :2010 - 05 - 23 基金项目 :教育部人文社科基金青年项目 (09 YJ C790262) ;湖南 省社会科学基金项目 (09 YBA162) ;国家自然科学基 金创新群体科学基金项目 (70921001/ G0104) 作者简介 :曹裕 (1985 - ) ,女 (汉族) ,湖南桃江人 ,中南大学商学 院博士 ,研究方向 :企业生存、企业生命周期. 1 　引言 在大多数国家股权相对集中是普遍现象 ,股权 集中的公司多数存在最终控制人 ,它们通过金字塔 结构、交叉持股结构等方式获得超出所有权之上的 控制权来侵占中小股东利益 ,损害公司价值[1 ] 。我 国的多数上市公司同样通过金字塔、交叉持股等方 式被最终控制人控制[2 ,3 ] ,在我国资本市场中 ,最终 控制人通过其掌握的上市公司控制权、现金流权及 两权分离程度对公司价值有何影响 ? 我国上市公司 大多是国企改制而成 ,近年来也有不少私营企业成 功上市 ,那么不同股权性质的最终控制人对公司价 值是否有所差异 ? 国外学者 La Porta 等 (1999) [1 ] 通过研究 27 个 发达经济体提出了终极控制权理论 ,即上市公司直 接大股东背后的实际控制人通过金字塔结构、交叉 持股和不同投票权股票的方式来控制上市公司 ,造 成了控制权和现金流权的分离 ,偏离了一股一权的 最优结构 ,控股股东可以用较小的现金流权控制上 市公司 ,谋取私人利益 ,损害公司价值。Johnson 等 (2000) [ 7 ]提出了“隧道”效应的概念 ,即股权集中造 成大股东倾向于利用自己手中的控制权 ,通过一种 地下隧道的方式从上市公司转移资产和利润 ,侵害 中小股东的利益。La Porta 等 (2002) [8 ]指出控股股 东侵占其它股东利益的同时也会损害整个上市公司 的利益 ,较高的现金流权将会导致较低的侵占 ,公司 价值与现金流权呈正向关系 ,这种效应称为“正激励 效应”;另一方面 ,控股股东通过交叉持股、金字塔持 股等方式使其控制权和现金流权出现分离 ,当控制 权较大时 ,控股股东将有较大的动力去侵占其它股 东的利益 ,而较小的现金流权却降低了侵占所带来 的损失 ,公司价值与两权分离程度呈负向关系 ,这种 效应称为“负侵占效应”。之 后 Claessens 等 (2000) [9 ] 用东亚 8 个经济体的数据 ,解释了这两种 效应 ,并证实公司的绩效与控股股东的现金流权正 相关 ,而与控制权负相关。 我国上市公司股权集中现象更是普遍 ,张华等 (2004) [ 10 ]对我国民营上市公司进行研究 ,发现公司 的最终控制人普遍采用金字塔方式用较少的投资控 制较多的股份 ,加剧控制权与现金流权的分离 ,造成 控股股东与外部中小股东在所有权层面上的代理冲 突。王鹏、周黎安 (2006) [ 11 ]研究表明最终控制人的 控制权有负的“侵占效应”,现金流权则有正的“激励 效应”;随着两者分离程度的增加 ,公司绩效将下降 , 并体现出递增的边际效应。对于我国不同股权性质 的最终控制人对公司价值的影响 , 李善民等 (2006) [12 ]指出我国上市公司还存在较大比例由政 府控制 ,并且终极控制权结构与公司绩效密切相关 , 整体上由政府控制的上市公司比被同行同专业的公 司控制的公司绩效更好。叶勇等 (2007) [ 3 ]认为实际 控制人为家族企业的上市公司分离程度与市场权益 值负相关程度最高 ,其次是特殊法人 ,最后是政府。 但也有学者得出不一致的结论。谷祺等 (2006) [13 ]对家族上市公司进行研究发现公司价值 与现金流权比例显著负相关 ,他们认为这可能是与 控股股东的“掠夺性分红”行为有关。邓建平、曾勇 (2005) [14 ]也发现由于我国最终控制人通常持有的 是非流通股 ,无法通过股价上涨获得利益 ,其正常的 利益获取只能通过股利 ,导致其现金流权越高 ,公司 非理性分红的欲望也越强 ,损害了公司的长远价 值[15 ] 。这些表明在我国特殊的股权结构下 ,现金流 权比例与公司价值正相关的结论值得商榷。此外 , Friedman 等 (2003) [16 ] 指出最终控制者不仅会利用 金字塔结构实施隧道行为 ,剥削小股东利益 ,同时也 可能使用自有资金来帮助子公司摆脱困境 ,使小股 东获益 ,从而存在与隧道行为相反的利益转移行为 , 即支撑行为。郑志刚 (2005) [ 17 ] 通过构建模型 投资者投资金字塔结构母公司的激励 ,一方面来自 组建或收购子公司后被最终所有者盘剥程度可能较 少的“转移效应”;另一方面则来自子公司高的资产 回报率所带来的正常投资回报增加的“增长效应”。 这些研究也表明控制权和现金流权的分离并不是必 然与公司价值负相关。同时 ,Chen 等 (2009) [18 ] 研究 表明不同所有权性质的最终控制人在行为动机存在 显著差异。国有性质的最终控制人往往利用其手中 的控制权去追求各种政治目标和社会目标 ,而不是提 高企业的价值[19 ] ,而且在如今我国市场化进程越来 越快 ,追求提高企业价值的非国有上市公司 ,同具有 融资渠道优势的国有性质上市公司 ,我们不能想当然 的认为一方就肯定比另一方能更好的帮助企业。 对已有研究的梳理 ,我们还发现大多学者的研 究都是基于截面数据或者静态的角度 ,而企业在不 同的发展阶段是具有不同的特征的[ 20 ] ,面对公司盈 利能力在不同的发展阶段的差异 ,相信最终控制人 在权衡自身利益和公司利益的同时并不总是一边倒 的。另外 ,郑志刚 (2005) [17 ]的研究表明公司价值的 提高有可能来自上市公司的高的资产回报率所带来 的正常投资回报增加的“增长效应”,而企业的高资 产回报率的投资一般常常在企业成长期中存在。基 于以上的分析 ,本文希冀通过一个新的视角 ———企 业生命周期来动态的考察我国上市公司不同股权性 质的最终控制人的所有权和控制权对企业价值的影 响 ,以期更全面准确的描述我国资本市场最终控制 人的行为特征 ,为进一步改善我国公司治理和保护 我国中小投资者的利益提供参考。 2 　研究设计 211 　变量的定义 (1)公司价值的衡量 目前国内外实证研究大多采用体现股票收益的 Tobin Q 值或反映公司账面业绩的会计收益率指标 作为公司价值的度量。但 Tobin Q 值在国内应用 为多数学者所诟病 ,一方面由于我国股市存在流通 股和非流通股的差异 ,公司市值难以确定 ;另一方面 由于股票市场的投机性较大对其的应用有一定的影 响[21 ] 。而会计收益率指标也受到相应的质疑 ,一方 面会计收益率指标不能反映系统风险 ,具有暂时的 非均衡效应 ,另一方面会计收益率指标是公司的历 史数据 ,不能反映公司的未来市场价值。基于此 ,本 文借鉴刘玉敏[22 ] 将公司的会计收益率指标和市场 业绩指标结合起来得出一个新的反映公司价值的综 合指标 ( A v P)来衡量公司价值 ,既考虑到公司当前 的运营状况又兼顾投资者对公司市场前景的预期 , 她还通过引入变异系数证明了综合指标的有效性。 计算方法如下 : A v P = ( RO E′+ Tobi nQ′) / 2 其中 RO E 为净资产收益率 ; Tobi n Q 为公司市 场价值与公司重置成本的比率。为了统一量纲 , RO E′和 Tobi nQ′分别表示 RO E 和 Tobi n Q 化 处理后的结果。 (2)控制权比例、现金流权比例和两权分离系数 的定义 借鉴 La Porta 等 ( 1999 , 2002) [1 ,8 ] 、Claessens 等 (2000) [9 ] ,控制权比例为最终控制人控制上市公 司的所有控制链上最弱的投票权相加之和。现金流 权比例用最终控制人通过所有控制链累积持有上市 公司的所有权权益比例来表示 ,其中每条控制链顶 端对终端上市公司的所有权权益比例等于该条控制 链上各层股东持股比例的乘积。控制权与现金流权 的分离系数以现金流权比例与控制权比例的比率来 表示 ,分离系数越小 ,说明现金流权与控制权分离程 度越大。 ·681· 中国管理科学 　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　2010 年 (3)控制变量的选取 控制变量的多少对计量结果有明显影响 ,应尽 量考虑多的影响因素 ,漏掉重要的影响因素易致有 偏的估计结果。因而 ,本文引入下列控制变量 : ①非 流通股比例。由于 Tobi n Q 值市场价值的计算中使 用了非流通股 ,并以每股净资产作为非流通股的价 格 ,为控制非流通股所占比例对公司价值的影响 ,引 入非流通股比例作为控制变量。②股权制衡度。存 在股权制衡的所有权结构有利于约束控制性股东的 剥夺行为 ,从而提高上市公司价值。③最终控制人 性质。由于我国的上市公司大多是国有企业改制而 成 ,近年来也有不少私营企业成功上市 ,而已有研究 表明不同所有权性质的最终控制人在行为动机和机 制等方面以及企业绩效都存在显著差异[ 18 ] 。④独 立董事比例。独立董事变量与大股东资金占用显著 负相关 ,表明独立董事一定程度上能够抑制大股东 侵占行为 ,而有利于公司价值提高[23 ] 。 此外 ,参考相关研究引入市场化程度、公司规 模、公司成长性、资产负债率、无形资产比例、行业因 素等控制变量。控制变量的具体定义见表 1。 表 1 　控制变量的定义 变量名称 表示符号 计算方法 非流通股比例 FL T 非流通股股本/ 总股本 股权制衡度 GQZH 第二大股东到第五大股东持股比例和 最终控制人性质 WN 国有取 1 ,非国有取 0 ;国有包括政府部门、国有企业或单位 ,非国有包括民营企业、外资、集体企业 以及社会团体和职工持股会。 独立董事比例 DL 独立董事人数/ 董事会人数 市场化程度 MDI 取自樊纲和王小鲁 [26 ]编制的地区市场化进程指数 公司规模 Size L n (总资产) 公司成长性 Growt h (本年主营业务收入2上年主营业务收入) / 上年主营业务收入 资产负债率 L EV 负债合计/ 总资产 无形资产比例 Int 无形资产/ 总资产 行业因素 Indust ry 行业虚拟变量 212 　模型的设定 本文采用面板数据模型进行估计 ,面板数据模 型的优点在于综合考虑了截面和时间序列两方面包 含的信息 ,同时又可以通过一定的估计方法 ,克服两 种数据中容易出现的异方差、序列相关和自相关性 , 使得估计的结果更有效。Cont rol、Cash、SR 三个变 量由于其计算方法的原因 ,它们之间具有一定的相 关性 ,因此为防止估计偏误而将它们分别纳入模型 进行估计分析 ,设定模型 (1)如下 : A v P it =α+β0 Cont rol it ( Cash it , S R it ) +β1 FL T it +β2 GQ Z H it +β3 W N it +β4 DL it +β5 MD I it +β6 Si ze it +β7 Grow t h it +β8 L EV it +β9 Int it + ∑ 11 k = 1 γk I n d ust ry kit +ξit (1) 其中 , i 表示横截面的个体 , t 表示时间 ,α为截 距项 , βi ( i = 1 ,2 , ⋯,9) 为 模 型 回 归 系 数 , Ind ust ry kit 表示行业虚拟变量 ,γk 表示虚拟变量系 数 ,ξit 表示随机干扰项。 213 　企业生命周期的划分 对于生命周期的划分 ,Dickinson (2007) [25 ] 运用 组合的现金流模式代表企业运用资源、获取资金、经 营能力和外部宏观环境与企业战略的交互作用 ,应 用整个现金流量的组合信息来划分企业生命周期 , 此方法无须对生命周期在不同公司的分布进行假 设 ,具体的划分如表 2。陈旭东等 (2008) [26 ] 便采用 这种方法研究了企业生命周期对应计模型的影响。 同样本文借鉴现金流组合方法对上市公司生命周期 进行划分。考虑到本文研究内容以及样本容量 ,将 导入期和增长期合并为成长期 ,淘汰期和衰退期合 并为衰退期 ,这样生命周期成长阶段被划分为成长 期、成熟期、衰退期三个阶段。 表 2 　不同生命周期的现金流组合特征 导入 期 增长 期 成熟 期 淘汰 期 淘汰 期 淘汰 期 衰退 期 衰退 期 营业现金流 - + + - + + - - 投资现金流 - - - - + + + + 筹资现金流 + + - - + - + - 214 　样本选择和数据来源 根据本文研究目的和保证数据有效性 ,本文对 原始样本筛选标准如下 : (1)最终控制者直接或间接 是此上市公司第一大股东 ; (2)由于金融保险类上市 公司与一般上市公司的财务特征和会计存在差 异 ,剔除了金融保险行业的上市公司 ; (3) 剔除被 ST , 3 ST 处理的上市公司 ; (4)剔除发行B 股、H 股 的公司 ,以防公司发行的股份股价的差异影响公司 ·781·第 3 期 　 　　　　　　　　　　曹 　裕等 :控制权、现金流权与公司价值 ———基于企业生命周期的视角 价值的计算 ; (5) 上市公司数据未出现异常值或缺 失。从而我们从沪深 A 股市场中共得到 752 家上 市公司 2005 - 2008 年的数据。数据主要来自国泰 安数据库 ,均采用上市公司年报公布的当年末的数 据 ,行业分类采用证监会行业分类方法。 3 　实证结果与分析 311 　描述性统计分析 表 3 　生命周期阶段各指标描述性统计 生命周期 统计量 ROE Tobin Q AvP Cont rol Cash SR Size L EV Growt h 成长期 (1327) 平均值 01 081 11399 01 322 01 378 01317 01 816 211 757 01549 01 289 标准差 01 118 01546 01 052 01 148 01171 01 256 01994 01147 01 593 成熟期 (1159) 平均值 01 069 11437 01 322 01 378 01317 01 816 211 429 01478 01 184 标准差 01 110 01624 01 054 01 152 01174 01 259 01917 01171 01 408 衰退期 (522) 平均值 01 040 11487 01 317 01 343 01282 01 794 211 320 01479 01 127 标准差 01 130 01653 01 056 01 148 01166 01 264 01833 01190 01 453 非国有 (915) 平均值 01 070 11510 01 326 01 302 01196 01 630 211 273 01501 01 209 标准差 01 128 01686 01 060 01 123 01127 01 280 01835 01170 01 480 国有 (2093) 平均值 01 069 11393 01 319 01 402 01361 01 892 211 678 01514 01 225 标准差 01 113 01550 01 050 01 151 01164 01 202 01979 01167 01 521 全样本 (2295) 平均值 01 069 11429 01 321 01 372 01311 01 812 211 555 01510 01 220 标准差 01 118 01597 01 054 01 150 01172 01 258 01956 01168 01 509 　　注 :括号中数字代表处于该类的样本点个数 　　从表 3 中可以看出 ,我国上市公司最终控制人 的平均控制权比例为 3712 % , 现金流权比例为 3111 % ,两权平均分离程度为 01812。从生命周期 角度来看 ,RO E、AvP、Growt h 的均值在一定程度上 呈现下降的趋势 ,L EV 呈现先下降再上升的趋势 , 这些变化是符合生命周期发展规律的。企业处于成 长期需要大量资金而存在较高的资产负债率 ,也使 得企业价值不断提升 ,当公司进入成熟期开始偿还 债务 ,降低了资产负债率 ,而此时企业的发展已经开 始停滞 ,逐渐进入衰退期 ,企业为了摆脱困境举债融 资又增加了资产负债率 ,这些都使得企业价值开始下 降。这里也从侧面反映了本文基于现金流组合的企 业生命周期划分方法具有一定的适用性和合理性。 Cont rol、Cash、SR 随着生命周期发展阶段均呈 现逐渐下降的趋势。这说明随着公司的发展最终控 制人逐渐降低了其控制权和所有权的比例 ,但是两 权分离程度却增大。从最终控制人的性质的角度来 看 ,国有的 Cont rol、Cash、SR 相对非国有更高 ,说 明最终控制人为国有性质的上市公司股权更加集 中 ,而非国有的上市公司其两权分离程度更加严重。 就公司价值而言 ,非国有的上市公司比国有性质的 上市公司较好 ,这是因为国有上市公司的最终控制 人往往利用其手中的控制权去追求各种政治目标和 社会目标 ,而不是提高企业的价值[ 19 ] 。 此外 ,从表中我们还发现了一个奇怪的现象。 当 RO E、CROA、Growt h 在衰退期相对于前两个阶 段下降的同时 , Tobi n Q 却反而上升。这也正说明 了 Tobi n Q 不能真实地反映我国的公司价值 ,我国 股票市场投资者投机性较强。 312 　生命周期阶段差异检验 为了更精确的考察最终控制人的 Cont rol、 Cash 和 SR 是否在生命周期不同阶段具有显著差 异 ,我们采用对两两差异比较敏感的 L SD 方法对这 三个变量进行检验 ,结果见表 4。从表中可以看出 , 最终控制人的 Cont rol、Cash 在成长期与衰退期 ,成 熟期与衰退期之间具有显著性的差异 ,而在成长期 与成熟期间差异并不显著 ;SR 在生命周期三个阶段 的差异均不显著。结合表 3 ,可以看出公司在盈利 能力下降 ,逐渐走向衰落时 ,最终控制人会逐渐放松 所有权 ,而可能将其注意力转移到相对投资收益率 更高的其他公司。 表 4 　不同变量生命周期阶段两两比较 LSD 检验结果 变量 阶段一 阶段二 均值差 标准差 显著性水平 Cont rol 成长期 成熟期 - 010001 01 0060 01 9842 成长期 衰退期 010344 01 0077 01 0000 成熟期 衰退期 010346 01 0079 01 0000 Cash 成长期 成熟期 - 010008 01 0069 01 9044 成长期 衰退期 010342 01 0088 01 0001 成熟期 衰退期 010350 01 0090 01 0001 SR 成长期 成熟期 - 010007 01 0104 01 9483 成长期 衰退期 010215 01 0134 01 1067 成熟期 衰退期 010222 01 0136 01 1029 312 　模型估计与分析 ·881· 中国管理科学 　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　2010 年 在模型估计前我们首先来确定变量之间是否存 在共线性问题 ,检验结果见表 5。从表 5 检验结果 可以看出 ,Cont rol、Cash、SR 相关性很强 ,因此本文 将它们分别纳入模型进行估计。一般来说 ,相关系 数绝对值在 014 以下说明变量间相关性不强 ,不会 对估计模型造成较大的影响。按照这个标准 ,我们 发现 FL T 与 Cont rol、Cash 相关性达到了 01533 和 01441 ,且比较显著 ,原因是我国大股东持股的股份限售股、国有股等非流通股占了较大比重 ,因此本文在下面的模型估计控制权比例、现金流权比例与公司价值关系的时候将非流通股比例从控制变量中予以剔除 ,而由于 FL T 与 Cont rol、Cash 相关性较强 ,因此 FL T 对公司价值计算的影响是可由 Cont rol、Cash 替代 ,不会对估计结果产生影响。 表 5 　自变量相关系数检验 Cont rol Cash SR DL GQZH FL T Growt h SIZE Cash 01 865 3 3 3 1 SR 01 237 3 3 3 01652 3 3 3 1 DL - 01 036 3 3 - 01018 01 009 1 GQZH - 01 345 3 3 3 - 01316 3 3 3 - 01101 3 3 3 - 01 004 1 FL T 01 533 3 3 3 01441 3 3 3 01080 3 3 3 - 01093 3 3 3 01 241 3 3 3 1 Growt h 01 112 3 3 3 01095 3 3 3 01 021 01021 01004 01097 3 3 3 1 SIZE 01 257 3 3 3 01246 3 3 3 01094 3 3 3 01036 3 - 01 221 3 3 3 - 01001 01128 3 3 3 1 IN T - 01 109 3 3 3 - 01079 3 3 3 01 031 3 - 01 016 01045 3 3 - 01 088 3 3 3 - 01019 - 01100 3 3 3 　　注 : 3 , 3 3 , 3 3 3 分别表示 10 % , 5 % , 1 %的显著水平 , 下同 　　下面我们采用平行数据的混合估计方法估计生 命周期每个阶段的模型 (1) 。估计结果如表 6 所示。 从估计结果来看 ,模型的拟合优度并不高 ,但 F 检验的结果在 1 %的显著水平下均显著 ,说明总体 上自变量对因变量的线性关系还是比较显著的。总 体来看 ,各阶段控制权比例和现金流权比例都与公 司价值显著负相关 ,这与谷祺等 (2006) [16 ] 与厦门大 学管理学院“公司财务管理若干基础问题研究”课题 组 (2009) [27 ] 的研究结果具有一致性。从前文的文 献回顾来看 ,控制权比例与公司价值负相关是国内 外学者研究都接受的 ,而现金流权比例与公司价值 负相关的结论却鲜有人得出。就其原因是与我国上 市公司的“掠夺性分红”有关 ,因为我国上市公司的 控股股东大多持有的是非流通股 ,而无法在二级市 场上获得资本利得以满足投资回报的要求 ,因此其 主要获利方式是现金分红 ;当最终控制人现金流权 越高 ,公司越倾向于分发较高比例的股利 ,非理性分 红的欲望也越强 ,一些上市公司的分红已经超 过了当年的盈利、现金流量或年底的现金额 ,导致需 要动用往年利润储备或外部融资来支持分红计划 , 这种分红虽然满足了股东的眼前利益 ,但却损害了 公司长远价值[13 ,14 ] 。从相关系数来看 ,当公司进入 衰退期 ,拥有较高控制权比例和现金流权比例的最 终控制人不仅没有减少对公司利益的侵占 ,反而加 强了损害公司价值。这是出乎我们意料之外的 ,而 且检验结果比较显著。我们认为一方面可能由于公 司在衰退期盈利能力下降 ,相对投资收益率降低 ,掌 握较高控制权和现金流权比例的最终控制人为了防 止自身的现金流收益受损 ,反而更大程度的侵占的 公司利益 ,谋取私利或者转移资金到投资收益率高 的公司[ 28 ] ;另一方面 ,处于衰退期的上市公司被并 购重组之前 ,最终控制人会最大化的转移公司资源 , 李增泉等 (2005) [29 ] 研究发现我国并购行为是控股 股东等支持或掏空上市公司的一种手段。 考察两权分离系数对公司价值的影响 ,两权分 离系数越小 ,两权分离程度越大。从估计结果来看 , 公司在成长期和成熟期 ,两权分离系数都与公司价 值正相关 ,也即两权分离程度越大 ,公司价值越低 , 但这种关系并不显著 ,分析其原因我们认为由于在 我们的数据样本中有 56132 %个样本点的控制权比 例和现金流权比例并没有分离 ,从而影响了相关的 显著性。因此 ,我们剔除控制权比例和现金流权比 例未分离的样本重新对成长期和成熟期的样本进行 估计得到两权分离系数在 5 %的显著水平下与公司 价值正相关 ,相关系数为 010247。这说明在公司盈 利能力较强时 ,控股股东的行为受到较少的关注与 监督 ,两权分离程度的增加会导致最终控制人较高 的侵占公司利益 ,损害公司价值。而当公司进入衰 退期时 ,两权分离系数与公司价值显著负相关 ,这说 明此时两权的分离在一定程度上提高了公司价值。 这可能缘于最终控制人为了对拥有资金来源渠道的 上市公司保持一个稳定的控制权 ,而两权分离程度 的增加 ,说明最终控制人金字塔控制结构较为复杂 , 这样可为处于衰退期的上市公司提供的更多的融资 ·981·第 3 期 　 　　　　　　　　　　曹 　裕等 :控制权、现金流权与公司价值 ———基于企业生命周期的视角 渠道和可利用的资源 ,从而在一定程度了利于公司 价值的提高。 表 6 　模型估计结果 自变量 全样本 估计 (1) 估计 (2) 估计 (3) 成长期 估计 (4) 估计 (5) 估计 (6) Cont rol - 01 028 3 3 3 - 01028 3 3 Cash - 01020 3 3 3 - 01018 3 3 SR 01004 01006 FL T - 01 059 3 3 3 - 01 048 3 3 3 GQZH - 01008 - 01 005 01 032 3 3 3 - 01004 01 001 01029 3 3 WN - 01 009 3 3 3 - 01008 3 3 3 - 01 008 3 3 3 - 01009 3 3 - 01008 3 3 - 01 009 3 3 DL 01058 3 3 3 01 06 3 3 3 01039 01 049 01 052 01035 MDI 01 001 01 001 01001 01 001 01 001 01001 Size 01006 3 3 3 01 006 3 3 3 01 005 3 3 3 01007 3 3 3 01 007 3 3 3 01 006 3 3 3 Growt h 01022 3 3 3 01 021 3 3 3 01 022 3 3 3 01017 3 3 3 01 017 3 3 3 01 018 3 3 3 L EV - 01 074 3 3 3 - 01074 3 3 3 - 01 075 3 3 3 - 01 077 3 3 3 - 01077 3 3 3 - 01 078 3 3 3 Int - 01001 01 018 - 01016 - 01026 - 01 025 - 01036 截距项 01215 3 3 3 01 214 3 3 3 01 252 3 3 3 01203 3 3 3 01 200 3 3 3 01 236 3 3 3 调整的 R2 9148 % 91 96 % 11198 % 101 14 % 91 97 % 11190 % F 检验 161 74 3 3 3 16151 3 3 3 201 50 3 3 3 81 49 3 3 3 81 34 3 3 3 9153 3 3 3 自变量 成熟期 估计 (7) 估计 (8) 估计 (9) 衰退期 估计 (10) 估计 (11) 估计 (12) Cont rol - 01027 3 3 - 01031 3 Cash - 01 018 3 - 01 023 3 SR 01004 - 01001 3 FL T - 01 072 3 3 3 - 01 039 3 3 3 GQZH 01 008 01 012 01 054 3 3 3 - 01001 - 01 002 01020 3 WN - 01005 - 01 005 - 01003 01 010 3 01 011 3 01010 DL 01 048 01 050 01026 01 084 01 084 01078 MDI - 01001 - 01 001 - 01001 01 001 01 002 01002 Size 01005 3 3 01 005 3 3 01005 3 3 01 001 01 001 - 01001 Growt h 01026 3 3 3 01 026 3 3 3 01 027 3 3 3 01030 3 3 3 01 030 3 3 3 01 030 3 3 3 L EV - 01 075 3 3 3 - 01075 3 3 3 - 01 077 3 3 3 - 01 068 3 3 3 - 01068 3 3 3 - 01 068 3 3 3 Int - 01008 01 010 - 01011 - 01058 - 01 057 - 01040 截距项 01246 3 3 3 01 246 3 3 3 01 276 3 3 3 01279 3 3 3 01 279 3 3 3 01 284 3 3 3 调整的 R2 8195 % 81 81 % 12177 % 8172 % 81 74 % 91 62 % F 检验 61 69 3 3 3 61 59 3 3 3 9107 3 3 3 31 48 3 3 3 31 49 3 3 3 3163 3 3 3 　　注 :限于篇幅 ,这里对行业变量的估计结果不进行汇报 ,从结果看 ,部分行业对公司价值存在一定的影响。 　　从最终控制人的性质对公司价值的影响 ,我们 看出 ,非国有上市公司在成长期比国有上市公司具 有显著较高的效率 ,而随着生命周期的发展 ,这种优 势逐渐下降 ,直至衰退期甚至国有上市公司比非国 有具有较高的效率 ,这是因为当企业进入衰退期时 , 国有上市公司具有更多的融资和担保优势可以更好 的帮助企业摆脱困境。从独立董事角度来考察 ,估 计结果显示独立董事比例与公司价值正相关 ,但不 完全显著 ,这说明独立董事制度在我股的上市公司 管理中在一定程度上发挥了作用 ,但是效果并不显 著 ,因此我国的独立董事制度的实施需要进一步改 善。 313 　稳定性检验 本文参考谷祺等 (2006) [13 ] 对最终控制人的有 效控制比例未进行严格界定 ,样本中最低的最终控 制人控制权比例为 3194 %。在 La Porta 等 (1999 , 2002) [1 , 8 ] 、Claessens 等 (2000) [9 ] 等一些有代表性 研究中常把最终有效控制权比例定义为 10 %或 20 %。结合我国上市公司股权较为集中的特点 ,本 文选择 20 %作为最终控制人有效控制比例 ,对以上 研究结果作稳定性检验 ,此外 ,我们还从模型中剔除 行业虚拟变量重新估计。检验结果同原结论基本一 致 ,表 7 给出了一个简略的结果。 ·091· 中国管理科学 　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　2010 年 表 7 　稳定性检验结果 自变量 全样本 估计 (1) 估计 (2) 估计 (3) 成长期 估计 (4) 估计 (5) 估计 (6) Cont rol - 01 032 3 3 3 - 01020 3 3 Cash - 01020 3 3 3 - 01 011 3 SR 01003 01006 调整的 R2 101 27 % 91 40 % 12128 % 9113 % 91 04 % 10180 % F 检验 141 97 3 3 3 14169 3 3 3 181 59 3 3 3 61 96 3 3 3 61 90 3 3 3 7185 3 3 3 自变量 成熟期 估计 (7) 估计 (8) 估计 (9) 衰退期 估计 (10) 估计 (11) 估计 (12) Cont rol - 01 040 3 3 3 - 01047 3 Cash - 01022 3 3 - 01 030 SR 01001 - 01004 调整的 R2 101 42 % 10110 % 14155 % 7154 % 71 59 % 91 35 % F 检验 61 92 3 3 3 61 72 3 3 3 9126 3 3 3 21 75 3 3 3 21 77 3 3 3 3111 3 3 3 4 　结语 本文借鉴现金流组合方法对我国上市公司所处 生命周期进行界定 ,从企业生命周期的角度较全面 的考察了不同性质的最终控制人控制权、现金流权 以及两权分离程度的自身特点及其对公司价值的影 响。主要研究结论如下 : (1)在生命周期各阶段 ,控制权比例和公司价值 负相关 ,即控制权比例越高 ,最终控制人越可能侵占 公司利益 ,损害公司价值 ;现金流权比例和公司价值 负相关 ,原因可能是我国上市公司控股股东的“掠夺 性分红”行为 ,从中可以看出我国特殊的股权结 构 ———第一大股东持有的股份多数为非流通股 ,导 致了高现金流权并不能起到相应的激励作用 ,可见 我国上市公司最终控制人通过金字塔结构等方式侵 占公司利益的现象还比较严重 ,严重地损害了公司 价值 ,中小投资者很难得到保障 ;两权分离系数在成 长期和成熟期同公司价值正相关 ,而在衰退期同公 司价值负相关 ,这说明公司有较高的盈利能力时 ,过 高的两权分离程度可能导致较高的侵占 ,损害公司 价值 ,而在衰退期 ,较高的两权分离程度因其较多的 融资渠道和可利用资源可以帮助公司摆脱困境。 (2)当上市公司处于衰退期时 ,盈利能力下降 , 拥有较高比例控制权和现金流权的最终控制人加强 了对公司利益的侵占 ,这一方面由于公司相对投资 收益率降低 ,公司资源被最终控制人转移到其他收 益率高的公司或者防止自身现金流收益受损而谋取 私利 ;另一方面公司面对并购重组的风险 ,最终控制 人在此之前最大化的掏空上市公司。 (3)考虑控制变量研究得到 ,我国非流通股比例 较高 ,限制了公司价值的提升 ;最终控制人性质为非 国有的上市公司在成长期和成熟期的相对于国有性 质的上市公司有较好的业绩 ,而当公司处于衰退期 , 最终控制人为国有性质的上市公司可以更好的帮助 提高公司价值 ;独立董事制度并未起到显著的提升 公司价值的作用。 参考文献 : [ 1 ] La Porta , R. , Lopez2de2Silanes , F. , Shleifer , A. . 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Wit h t he met hod of cash flow portfolio to classify t he p hases of enterp rises’life cycle , t his paper investigates t he ultimate cont rollers’cont rol right s , cash flow right s , t he deviation of t hese two right s and t heir influence on corporate value. The result s show t hat cont rol right s of ultimate cont roller have a negative effect on corporate value. However , cash flow right s also have a negative effect , which is different for conclusions of western scholars. This is mainly because of our unique ownership st ruct ure ,t he shares held by major shareholders which are non2t radable shares , which result t hat high cash flow right s can not play a role in t he incentive. The difference of two right s has a negative effect on corporate value in growing stage and mat urity stage , while t he decline stage is opposite. Comparing wit h non2state2owned companies , t he state2 owned companies have a better effect on t he corporate value , while t he opposite is t rue in recession. Key words : cont rol right s ; cash flow right s ; corporate value ; enterp rise life cycle ·291· 中国管理科学 　　　　　　　　　　　　　　　　　　　　2010 年