股权分置改革_控制权转移与投资者保护_基于控制权私有收益的检验

股权分置改革、控制权转移与投资者保护：

基于控制权私有收益的检验

●舒绍敏

摘要：文章以“法与金融”理论中控制权私有收益的计量原理为基础，以２００３年~２００７年间沪深两市中发生的１５１宗

控制权转移事件为研究样本，从股权分置改革进程角度考察了法律制度改进对投资者保护水平的影响，并进一步分析了影响控制权私有收益大小的相关因素。研究发现，股权分置改革显著的降低了控股股东对中小股东的利益侵占程度。在影响控制权私有收益的众多因素中，股权制衡机制能够有效抑制控股股东攫取中小股东利益的行为。

关键词：控制权转移；投资者保护；控制权私有收益；股权分置改革

一、引言

本文以“法与金融”理论中控制权私有收益的计量原理为基础，以2003年~2007年间中国沪深两市中发生的控制权转移事件为研究对象，基于中小股东利益保护的角度，试图从股权分置改革进程的时间维度上考察法律制度对控制权转移过程中涉及到的以控制权私有收益表征的投资者保护水平的影响，并进一步分析影响控制权私有收益大小的相关因素。本文一方面旨在验证“法与金融”理论在中国投资者保护实践中的具体表现，另外一方面则想通过衡量股权分置改革对投资者保护水平的影响，验证股权分置改革

的对中国证券市场的积极贡献。

二、研究设计

1.研究样本及数据来源。本文以沪深两地股票市场2003年~2007年间发生的大宗股权交易事件为基础，选取符合涉及控制权私有收益计算要求的样本151宗，设定的样本选取标准为：（1）当该笔交易导致了上市公司第一大股东发生变更，则定义为控制性股权转让样本；（2）样本必须是我国沪深两市A股市场上市公司发生的非流通股协议转让；（3）为避免法律环境变化的影响，剔出同时在境外发行股票的上市公司转让样本；（4）股权转让的双方都是出于自

愿，并按照市场交易的规则进行股权转让

变量定义

交易；（5）非流通股协议转让交易已经完

表１研究变量的定义及说明

变量类型

变量名称

变量符号

每股控制权私有

PCBpu

收益

总控制权私有收

被解释变量PCBtu

益

股权转让比例流通股比例

每股转让价格相对于每股净成；（6）剔除ST、PT公司；（7）剔除金融类资产的控制权私有收益公司；（8）剔除了样本中的奇异值。为了检

总体价格相对于公司净资产验股权分置改革对控制权私有收益起到

的抑制作用，本文进一步将总体样本划分总值的控制权私有收益

为2个子样本，即以每家上市公司股权分

股权转让数量总股本Trans_Percent/置改革的正式公告日期为分界点，定义样

本1为控制权转移事件发生在该上市公

流通股股数/总股本Cir_Percent司进行股权分置改革之前的样本，共有

如有持股5%以上的其他股东取1；否则取0；

其他大股东是否

Other_Block

存在

转让当年第一大

Pre_Biggest

股东持股比例

解释变量

转让次年第一大

Late_Biggest

股东持股比例是否变更高管盈利能力资产负债率公司规模

105宗，否则定义为样本2，共有46宗。

本文所使用的非流通股股权转让数

Ch_ManagerRoeLeverageTotal_Asset

据来自北京色诺芬信息服务有限公司提

转让当年，样本公司第一大股

供的CCER数据库和上市公司年报，部分

东持股比例（卖方）

缺失的财务数据来自上海万得数据有限

转让次年，样本公司第一大股

公司提供的数据库。

东持股比例（买方）

2.变量选择。

转让完成后，如更换高级管理

（1）投资者保护水平的度量。本文采

人员取1；否则取0；

用两个指标对以控制权私有收益表征的

发生股权转让前三年（含当投资者保护水平进行度量分别是每股控

，

年）净资产收益率的均值；

制权私有收益和总体控制权私有收益。

资产负债率

①每股控制权私有收益。本文借鉴

账面总资产取自然对数Bradley和Holderness（1989）的计量模型，

-50-■2009年第10期■现代管理科学■博士论坛

表２控制权转让样本的描述性统计

最小值

股权转让价格

（元）

样本1样本2样本1样本2样本1

流通股比例（%）

样本2样本1样本2样本1

每股净资产（元）

样本2样本1

资产负债率（%）

样本2样本1

公司规模

样本2

最大值

平均值

标准差

究样本的基本情况进行了统计分析。

1.000.000.650.016.1711.26-52.41-59.230.160.596.849.8719.2119.69

10.0018.0018.0086.6765.8186.6770.3784.2684.2628.4521.6128.457.917.567.9196.2380.5196.2323.5723.7523.75

3.162.983.1029.4824.8428.0639.69*47.8842.181.88-0.011.312.602.412.5551.0653.0351.6520.8420.9620.88

1.602.691.9916.4215.3216.1812.8115.2914.0812.1713.8312.681.401.461.4217.9316.9817.610.770.880.80

从表2可知，总体样本数据就最大值与最小值比较而言，股权转让比例、流通股股东持股比例、净资产收益率和资产负债率相差都较大，而股份转让价格和公司规模的极值相差较小；总体样本中，除净资产收益率的观测值有负值外，其余所有指标的观测值都大于零；其中，发生控制权转让样本的变更股权比例平均值超过了28%，这说明我国上市公司发生控制权转移的股权比例较高，收购方为了获取控制地位，需要收购现有大股东或其他股东较多的股份，付出的代价较大；此外，大多数样本公司运用财务杠杆的程度比较高，平均值都超过了50%，最大值达到96.23%。

从流通股比例看，已股改样本公司的流通股平均持股比例为47.88%，显著高于未股改样本公司的流通股平均持股比例（39.69%），说明已股改样本公司的股权流动性比未股改公司要好，这有可能是部分已经完成股权分置改革的样本公司限售流通股已经过了禁售期，从而导致公司总体流通股份额增加的原因。

发生控制转移的样本公司前三年平均净资产收益率在股权分置改革前后的平均值分别仅为1.88%和-0.01%，这表明我国上市公司进行控股权交易中的标的公司的净资产收益率都不甚理想，净资产收益率低的公司更容易发生控制权转让事件（唐宗明和蒋位，2002；赵昌文等，2004）。而且，在股权分置改革之后，进行控股权交易的标的公司的净资产收益

总样本0.00

股权转让比例

（%）

总样本0.01

总样本6.17

净资产收益率

（%）

总样本-59.23

总样本0.16

总样本6.84

总样本19.21

将每股控制权私有收益达方法，即：

定义为被转让股份中每股转让价

格相对于每股净资产的控制权私有收益，是国内常用的表

（1）PCBpu=Ppu-Npu-Ru

Npu

其中Ppu为每股转让价格，Npu为每股净资产，

率更低，说明盈利能力差的上市公司更容易被并购和接管，这暗示股权分置改革有可能提高了上市公司外部控制权市场的有效性。

表３ＰａｎｅｌＡ我国控制权私有收益与亚洲其他国家（地区）比较

国家或地区日本中国香港新加坡韩国中国台湾印度尼西亚马来西亚泰国菲律宾

样本1

中国（大陆）样本2

总样本

样本量

最小值

最大值平均值

标准差

Ru为转让前三年（包括当年）样本公司净资产收益

率的算术平均值。

219463241121515610546

-0.34-0.12-0.010.04-0.010.05-0.08-0.08-0.40-0.12-0.37-0.37

0.090.050.060.2200.090.390.640.821.720.501.72

-0.040.010.030.1600.070.070.120.130.11*0.040.09

0.090.050.030.070.010.030.10.190.320.280.150.25

②总体控制权私有收益。总体控制权私有收

益PCBtu为被转让股份总体价格相对于公司净资

产总值的控制权私有收益，是国外常用的表达方法，是每股控制权私有收益补充，计量模型可以由（1）推导得到：

（2）PCBtu=αPCBpu

ω

其中α和ω分别为被转让股份的数量以及样本公司的总股本。

（2）解释变量。为进一步分析影响控制权转移过程中的投资者保护水平的相关因素，本文选取以下指标作为解释变量。各变量具体定义见表1。

三、实证结果及分析

资料来源：中国（大陆）控制权私有收益由本文计算所得；非中国（大陆）数据来自：Ｄｙｃｋ，Ａ．，Ｌ．Ｚｉｎｇａｌｅｓ．．ＰｒｉｖａｔｅＢｅｎｅｆｉｔｓｏｆ1.投资者保护水平的度量。

Ｃｏｎｔｒｏｌ：ＡｎＩｎｔｅｒｎａｔｉｏｎａｌＣｏｍｐａｒｉｓｏｎ．ＷｏｒｋｉｎｇＰａｐｅｒ，Ｈａｒ－

（1）控制权转让样本的描述性统计。表2对研

ｖａｒｄＢｕｓｉｎｅｓｓＳｃｈｏｏｌａｎｄＵｎｉｖｅｒｓｉｔｙｏｆＣｈｉｃａｇｏ，２００１．

-51-

■博士论坛■现代管理科学■2009年第10期

明显偏低。随着股权分置改革进程的不断推进，投资者法律保护制度得以加强和完善，控制权转移过程中涉及到的以控制权私有收益表示的投资者保护水平的度量值也逐步得到改善，这验证了“法和金融”理论在我国投资者保护实践中的具体表现，同时也为证实我国股权分置改革的价值提供了经验证据。

表４ＰａｎｅｌＢ股权分置改革前后控制权私有收益的描述性统计

最小值

每股控制权私有收益

样本2-106.10

（%）

总样本-106.10总控制权私有收益

样本2-36.69

（%）

总样本-36.69

样本1样本1

最大值

平均值

标准差

-35.56602.23183.50602.23172.1050.09172.10

40.1325.6135.7110.94*3.738.74

104.8058.3793.1827.6414.8324.63

-12.24

2.投资者保护水平的影响因素分析。进一

步，为了分析以控制权私有收益表征的投资者保护水平的影响因素，本文将总控制权私有收益作

注：＊表示在１０％的显著性水平上显著。

（2）投资者保护水平的描述性统计。为了比较股权分置改革前后控制权转移过程中涉及到的投资者保护水平是否有显著差异，并同时检验股权分置改革的有效性，本文对样本1和样本2分别进行了描述性统计。结果如表3、表4所示。

从表3PanelA看出，在与亚洲其他国家（地区）的比较中，我国上市公司的总控制权私有收益在股权分置改革之前的平均值为0.11，与韩国、泰国和菲律宾的水平接近。而在股权分置改革之后，总控制权私有收益的平均值仅为

为样本的被解释变量，对总体样本进行回归分析，建立的回归模型如下：

PCBtu=α+β1Trans_Percent+β2Cir_Percent+β3Other_Block+β4Pre_Biggest+β5Late_Biggest+β6Ch_Manager+β7Roe+β8Lever-（3）age+β9Total_Asset+ε

表5列示了普通最小二乘法下控制权私有收益与各解

释变量之间的关系。

回归结果显示，调整后的决定系数为0.511，回归方程的F值在1%的水平上显著，说明选取的变量有足够的能力来解释控制权私有收益的变化。所有自变量回归后的方差膨胀因子VIF均小于10，即通过了多重共线性的检验，并且D-W值为1.988，接近2，说明该模型的自相关性较小。可见，模型的回归效果较好。

当采用控制权私有收益PBC作为因变量时，表示股权制衡的变量Cir_Percent和Other_Block与控制权私有收益呈负相关关系，且均通过了5%的显著性检验。变量Cir_Percent与PBC的负相关关系表明，公司流通股持股比例越大，控股股东获取的控制权私有收益越小。这可能是因

为，在股权分置时代，我国上市公司中的利益冲突既表

0.04，相当于中国香港的投资者保护水平。

表4PanelB显示，在股权分置改革之后，我国上市公司控股股东的每股控制权私有收益为25.61%，比股权分置改革之前降低了近15%（股权分置改革之前上市公司控股股东的控制权私有收益为40.13%）；而股权分置改革之后上市公司控股股东的总控制权私有收益仅为3.73%，也低于股权分置改革之前的10.94%，且通过了10%的显著性水平

的检验。这意味着，在股权分置改革之前，我国上市公司控股股东对中小股东的侵害是极为严重的，投资者保护水平

表５控制权私有收益与其他变量的关系检验

变量截距

系数

标准差

T值2.554-1.000-2.406-2.055-0.8191.770-0.554-4.1830.152-9.2902.097-2.199

显著性VIF1.5081.3301.4197.3366.7742.5271.8551.1031.6291.4061.300

现为控股股东和中小股东之间的冲突，又表现为非流通股与流通股之间的冲突，而在股权分置制度导致的非流通股与流通股的对立中，如果流通股的比例较大，则有可能形成一定的抵制力量，对作为非流通股的控股股东对其他中小股东（流通股）实施侵害的行为起到一定程度的抑制作用。而在股权分置改革实施之后，非流通股股东需要向流通股股东支付一定的对价才能获取流通权，因此，较大比例的流通股在与非流通股谈判过程中的议价能力更强，更能有效保护自身的利益。变量Other_Block与PBC的负相关，意味着持股5%以上第二大股东能够有效降低控制权私有收益，这可能是因为在对投资者保护不完善的情形下，如果存在多个大股东并共同分享控制权，使得任何一个大股东都无法单独控制企业，那么这些大股东就能够限制控股股东对其他中小股东进行掠夺。关于控制权私有收益的研究已经证明这一点（例如，邓建平等，2004）。

变量Late_Biggest的回归系数为正，且在10%的水平上显著，而变量Pre_Biggest与PBC则没有显著的相关关系，这意味着控制权私有收益随着发生控制权转移的样本公司次年的第一大股东持股（下转第５７页）

106.517-0.107-0.277-8.056-0.2350.492-0.060-0.1130.482-1.3150.199-4.388151

2

41.7130.1070.1153.9200.2870.2780.1080.0273.1800.1420.0951.996

0.0120.3190.0170.0420.4140.0790.5800.0000.8800.0000.0380.030

Trans_PercentCir_PercentOther_BlockPre_BiggestLate_BiggestPre_ZLate_ZCh_ManagerRoeLeverageTotal_AssetNAdjRF值D-W值

0.51115.234***1.988

注：＊＊＊表示在１０％的显著性水平上显著。

-52-■2009年第10期■现代管理科学■发展战略

提下，审计可以通过制约企业经营者的行为来促进公司治理的改善，这种作用的发挥离不开审计的客体———会计信息，因此，独立审计的功能是通过增加会计信息的可信性，减少虚假和误导性会计信息来实现的。它能够保证会计信息得到利益各方的认可，增加经营者披露的财务报告的可信性，从而使内部治理可以依据经审计的会计信息对经营者进行激励和约束，使资本市场上的投资者据以做出正确的决策，使产品市场的竞争对手和合作伙伴对本企业做出正确的判断，使经理人市场正确评价经营者的价值，对经营者利用信息优势改变业绩的行为形成震慑，抑制其盈余管理行为。HollisAshbaugh&TerryWarfield（2003）通过对德国审计市场的经验研究表明，审计具有公司治理的功能。ChenandSu（2001）对非标准无保留审计意见与盈余管理的关系进行了实证研究，结果表明注册会计师对公司盈余管理行为持否定态度。章永奎（2002）的研究发现，注册会计师能在一定程度上审计出盈余管理，能够发挥出一定的会计信息鉴证作用。车宣呈（2007）对独立审计师选择与公司治理特征之间的关系进行实证研究，研究表明独立审计师选择与治理因素之间总体上具有显著相关性，独立审计总体上具有治理功效。类似的研究还有王鹏、周黎安（2006）、和刘星、刘斌（2007）。

四、启示

公司治理与审计的天然联系催生了治理导向审计的诞生。公司治理模式的不同影响了审计目标和审计信息传递的方式。而公司治理与审计之间的互动促进了两者的协

调发展。今后的研究应关注审计程序和方法中公司治理评价以及对审计程序和方法的影响。

参考文献：

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基金项目：２００８年度天津市社科重点规划项目（ＴＪＧＬ０８－００５）。

作者简介：田昆儒，天津财经大学商学院会计学系教博士生导师；杨继飞，天津财经大学商学院会计系２００７授、

级博士生，天津工业大学工商学院会计系讲师。

收稿日期：２００９－０７－０８。

（上接第５２页）

比例的增大而提高，而与交易当年样本公司第一大股东的持股比例没有关系。这一结论也为Bracley和Holderness

（1989）提出的大宗股权溢价法测量的控制权私有收益模型提供了经验证据，即控制权溢价是衡量控制权买入方对控制权私有收益的合理估计。以此种方法计算的控制权私有收益表示了控制权买入方在获取标的公司控制权后预期从该公司获取的隐形收益，因此，交易次年样本公司控股股东的持股比例（即该笔交易完成后买方的持股比例）越大，其通过控制权攫取中小股东利益的能力越强，控制权私有收益就越大。

其他解释变量的回归结果与已有研究大致相同，其中净资产收益率和公司规模与控制权私有收益的负相关关系，资产负债率与控制权私有收益的正相关关系是显而易见的。

参考文献：

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２．Ｊｏｈｎｓｏｎ，Ｓ．，Ｐ．Ｂｏｏｎｅ，Ａ．Ｂｒｅａｃｈ，ａｎｄＥ．Ｆｒｉｅｄｍａｎ．ＣｏｒｐｏｒａｔｅＧｏｖｅｒｎａｎｃｅｉｎｔｈｅＡｓｉａｎＦｉ－ｎａｎｃｉａｌＣｒｉｓｉｓ．ＪｏｕｒｎａｌｏｆＦｉｎａｎｃｉａｌＥｃｏｎｏｍｉｃｓ，２０００，（５８）．

３．ＬａＰｏｒｔａ，Ｒ．，Ｆ．ＬｏＰｅｚ－ｄｅ－Ｓｉｌａｎｅｓ，ａｎｄＡ．

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１０．沈艺峰，许年行，杨熠．我国中小投资者法律保护历史实践的实证检验．经济研究，２００４，（９）．

基金项目：２００８年国家社科基金重点项目（０８Ａ－。ＪＹ０４５）

作者简介：舒绍敏，四川大学工商管理学院博士生。收稿日期：２００９－０８－２３。

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