试谈大股东控制、私有收益与公司绩效.doc

大股东控制、私有收益与公司绩效曾昭灶，余鹏翼（广东外语外贸大学国际工商管理学院 广州 510420）本研究得到广东省自然科学基金项目（编号：06300976）资助。作者简介： 曾昭灶（1974-），男，汉族，广东惠东人，广东外语外贸大学国际工 商管理学院讲师，毕业于中山大学，管理学博士，研究方向为公司金融. 余鹏翼（1971-），男，汉族，安徽霍邱人，广东外语外贸大学国际工 商管理学院副教授，毕业于华中科技大学，经济学博士，中山大学博士后，研究方向为公司金融与资本市场. 联系方式： 曾昭灶： 电话地址：广州白云大道北2号广东外语外贸大学77栋205 邮政编码：510420 Email：大股东控制、私有收益与公司绩效*基金项目：广东省自然科学基金项目（编号：06300976）。作者简介：曾昭灶（1974-），男，汉族，广东惠东人，博士，广东外语外贸大学国际工商管理学院讲师.余鹏翼（1971-），男，汉族，安徽霍邱人，博士后， 广东外语外贸大学国际工商管理学院副教授.曾昭灶，余鹏翼（广东外语外贸大学国际工商管理学院，广东 广州 510420）摘要：股权结构与公司绩效的关系一直是学者关注的问题，本文认为股权结构与公司绩效的关系是经由中间机制或因素发生作用的，因此引入大股东的私有收益变量。本文以2000年前上市的公司为样本，对2001年至2003年的股权结构、关联资金往来和公司绩效作了实证分析，结果表明我国上市公司的股权结构普遍存在大股东控制，在大股东控制下，容易出现大股东以资金占用等形式获取私有收益，从而损害公司的经营绩效的现象。关键词：股权结构；私有收益；绩效中图分类号：F2700 引言国外内学者对股权集中程度与公司经营绩效的研究一直都没停过，观点主要有无关论、正负相关论，更多的是倒U型关系。股权的集中，即存在相对较大的股东对管理层的监督，有助于减轻现代股份公司的所有权与控制权分离或委托代理问题1。Stulz2的模型证明了公司价值和管理层持股的反U型关系，则是考虑到管理层持股过大降低了接管可能性而降低价值，Bolton & Thadden3也认为股权集中度低的情况下，公司容易被接管，从而带来较大的公司价值。Shleifer & Vishny4在一篇公司治理综述文献中列举了许多关于所有者管理者的委托代理问题证据的研究结果，指出大股东的存在可能损害小股东的利益。Hoderness & Sheehan5的实证检验表明大股东持股的公司和分散持有公司在投资回报率、托宾q和会计收益上都没有显著的差异。Demsetz & Lehn 6认为股权的结构是内生的，大股东或股权集中与公司经营绩效没有显著关系，大股东的存在可能为了获取私有收益。Morck, Shleifer &Vishny7对大股东的所有权比例与企业盈利能力的关系进行了实证分析，发现以托宾Q衡量的企业价值与大股东的持股比例成倒U型关系。Claessens 等8用东亚上市公司的数据，指出了控股股东存在“正的激励效应”和“负的侵占效应”，公司的绩效与控股股东的现金流权正相关，而与其控制权负相关。我国股权结构与公司经营绩效的研究结果也与国外类似。Xu & Wang9的实证研究表明，股权集中度与公司盈利能力正相关，但不同股东股权性质有不同的作用，公司盈利能力与法人股比例正相关，与国家股比例负相关，与流通股比例不相关。孙永祥和黄祖辉10对1998年前的上市公司的实证分析也得出了第一大股东的持股比例与公司经营绩效的倒U型关系。但白重恩等11的研究结果却表明第一大股东持股比例与公司价值负相关而且二者是呈U 型而不是倒U 型关系，但其他较大股东的股权比例却有利于公司价值的提高。这些关系都是可能存在的，多数研究都只分析了衡量绩效的变量与股权结构以及股权的性质之间的关系，有些研究控制了公司其他方面的特征，如规模、盈利等因素。但可能忽视了股权结构对公司经营绩效的影响起作用的机制或因素，即已有的股权结构与绩效关系的各种结果可能是由股权结构与不同的机制或因素相结合导致的结果。陈小悦和徐晓东12发现在非保护性行业，第一大股东持股比例与企业绩效正相关，流通股比例与企业绩效负相关。朱武祥和宋勇13也发现，在竞争激烈的家电行业上市公司中，股权结构与公司价值没有显著关系。徐莉萍等14在控制行业因素的影响后发现，经营绩效和股权集中度之间呈现出显著的正向线性关系，过高的股权制衡程度对公司的经营绩效有负面影响。刘芍佳等15从“终极产权论”观点出发，他们的实证结果表明了股权集中程度与经营绩效的关系，是由最终所有者的性质和组织形式决定的。 Grossman & Hart16较早明确提出了私有收益（private benefits）的概念，把控制权私有收益定义为在位的管理层或收购者获得的、公司证券的其他持有者不能享有的收益，包括收购者可以实现的协同效应、管理层的津贴，以及极端情况下，管理层或收购者将公司的资源转移给自己。现代企业制度，把经营管理权授予了公司的管理层，股东保留了剩余索取权和剩余控制权，后者实际是选择公司高层管理者、和涉及公司财产重大决策的表决权。在现代治理规则下，如一股一票，简单多数表决原则下17，尽管股权有重大经营决策表决权、选举公司管理层的权利，但是分散的、未达到参与投票的简单多数比例的股权，则不能真正行使这种权利。相反如果达到参与投票的简单多数比例的股权，则可以完全行使重大经营决策表决权、选举公司管理层的权利，通过选举自己或自己的代表成为董事长、CEO直接或间接的行使控制权。因此，股权比例的大小直接决定着是否拥有真正的控制权。而一旦拥有公司的控制权，则可以获得控制权带来的私有收益，具体表现为大股东通过资产买卖、转移定价、过高的管理层报酬、信用担保和夺取公司机会等形式的自我交易（self-dealing transation） 指控制的上市公司与自己的私人公司之间的交易。和通过稀释性的股权发行、少数股东冻结（minority freezeouts）、内幕交易、收购等没有发生交易的歧视少数股东的财务行18 控制权私有收益的更多定义和表现形式，详见Ehrhardt & Nowak(2003)18。这些获取控制权私有收益的行为无疑会损害公司经营绩效以及股东价值。已有的研究结果表明，股权结构与公司经营绩效的关系可能是与行业、其他治理机制以及最终股东的性质与组织形式相联系的。本文则是受这些结果启发，引入私有收益（private benefits）的作用，即认为股权结构会影响大股东的私有收益，而私有收益则影响公司的经营绩效。关联交易（包括关联资金往来）是我国上市公司大股东获取私有收益的常见形式。刘峰和贺建刚 19的实证研究发现大股东持股比例越高，越倾向于通过现金股利、关联交易等向大股东输送利益。刘峰等20以有名的绩优股五粮液的案例，详细地分析了大股东以股利分配、资产往来、产品往来等方式的向大股东利益输送，侵占小投资者的利益。李春玲和王化成21以许荣茂家族控股公司的资本运营为例，说明许荣茂家族通过以上市公司与私人公司之间的资本运作，来获取控制权私有收益。李增泉等22以上市公司的关联交易数据，证实了控股股东占用的上市公司资金与第一大股东持股比例之间存在先上升后下降的非线性关系，但与其它股东的持股比例则表现出严格的负相关关系。这些研究结果表明了控股股东容易利用其控制地位从上市公司牟取私有收益从而损害了公司的价值以及小股东的利益。本文的研究是从我国上市公司的股权结构与大股东控制以及控制权的私有收益相结合来研究其与公司经营绩效的关系，得出的结果表明，在控制了第一大股东所有权的控制效应后，第一大股东的所有权与公司绩效正相关，第一大股东的私有收益与公司绩效负相关。本文以下首先采用新指标，以第一大股东与其余前十大股东持股总和的差，以及股东大会上第一大股东投票权与形成决议所需投票权数的差，对我国上市公司大股东控制的情况进行了实证检验，进而分析大股东控制与私有收益的关系，最后再对股权结构、私有收益与公司经营绩效的关系绩效计量分析。1 研究假设（1）大股东控制损害公司价值假设。国外和国内的文献表明，大股东有监督的作用，从而提高了公司价值，但是大股东控制使得大股东可以以损害公司的现金流为代价获得私有收益，从而损害了小股东的利益和公司价值。我们通过比较存在大股东控制和不存在大股东控制公司的经营绩效，来判断大股东控制是否损害了公司价值。在经营绩效回归模型中，我们预期大反映大股东控制的变量回归系数为负。（2）大股东持股比例的利益一致假设。国外和国内的理论和实证研究都表明，公司经营绩效与大股东的持股比例成反U型关系，在较小的大股东持股比例下，公司绩效先随大股东的持股增大而上升，当大股东持股大到可以完全控制公司的经营管理时，大股东将转移公司资源使得公司绩效下降。这些结果可能没有对持股比例的控制权效应进行控制，如果控制了持股比例的控制权效应，大股东的持股比例只是表示其占有现金流权的比例，因此显示出利益一致的现金流权效应，即大股东的持股比例越大，公司经营绩效越高。大股东持股比例有正的经营绩效效应，即如果公司的现金流权收益大，大股东将愿意持有更多股份。在经营绩效对大股东的持股比例的回归中，假设大股东持股比例的回归系数为正。（3）私有收益损害假设。在私有收益损害假设下，我们预期公司的经营绩效与大股东的私有收益负相关，即大股东占用了较多资金的上市公司经营绩效较差，较差的经营绩效降低了全体股东的现金流权，直接损害了小股东的利益。因此，我们预期在多变量回归模型中，资金占用指标的回归系数为负。2 研究样本与数据来源由于本文研究主要检索了2001年至2003年的上市公司的资金占用数据，因此只以2000年以前上市的公司为样本。国泰安CSMAR数据库，提供了全部上市公司前十大股东的数据。2000年前上市的A股公司，共925家，CSMAR提供了2001年至2004年893家上市公司的股东大会和临时股东大会的数据。我们试图考察上市公司的关联资金往来和股权结构、第一大股东控制情况的关系。CSMAR(2005年版)提供了1997年至2003年上市公司的关联交易和关联资金往来的数据，2001年至2004年的股东大会数据，因此我们主要考察2001年至2003年关联资金往来的情况。由于有些上市公司的关联交易或关联资金往来事项数量很多，包括了多种关联关系（控股股东、股东、关联自然人、子公司、联营企业等等），多种关联交易种类（多种关联资金往来事项（应收资金类、应付资金类、应收账款类、应付账款类、应收票据类、应付票据类、预付账款类、预收账款类、其他应收账款类、其他应付账款类）详见CSMAR关联交易数据库的使用说明。我们要对关联关系进行确认和归类，如果要分析总体情况，工作量非常大，因此我们只对895家2000年前上市的A股公司进行抽样分析。以2000年前上市的925家公司中，至2004年底未发生过控制权转移（第一大股东变更）的575家为总体，从中抽取1/5共115家为样本，考察其关关联资金往来情况。取样方法如下，从每相邻的5个上市公司代码中取一个，并且控制了样本和总体的公司规模和第一大股东持股比例方面的差异。通过比较样本和总体（括号内数据）中其余上市公司的总资产、总股本和第一大股东持股比例分别为2.36E+09（2.4E+09）、4.23E+08（4.58E+08）、45.8（48.6），差异的t检验都不显著，可以认为样本很好地代表了总体。3 股权结构与大股东控制以第一大股东持股比例是否大于30或其余十大股东持股比例之和来判断是否达到控制地位只是一种逻辑上的推理，上市公司控制的实际情况，主要看股东大会上第一大股东是否有足够的投票权以获得提案或通过提案。我国的公司法规定，股东大会作出决议，必须经出席会议的股东所持表决权的半数以上通过，股东大会对公司合并、分立或者解散公司作出决议，必须经出席会议的股东所持表决权的三分之二以上通过。因此实际控制权的情况，要视乎参加股东大会的投票权的情况。本文以持股差变量表示第一大股东持股比例减二至九大股东持股比例之和；以控制差变量表示第一大股东持股比例减股东大会出席率的一半；以控制差*变量表示第一大股东持股比例减股东大会出席率的三分之二。表1 各年股权结构与控制权年度 SH1SH2SH3SH10出席率出席率(临)持股差控制差控制差*2001N893893893893892892893892892均值43.2 8.2 3.2 59.9 57.1 39.2 26.6 14.7 5.2 中位数41.9 5.0 1.8 60.8 58.7 50.0 27.8 15.1 7.2 2002N894894894894894894894894894均值42.3 8.5 3.3 59.6 55.5 38.5 25.1 14.6 5.4 中位数41.0 5.2 2.0 60.7 55.9 48.0 25.2 14.7 6.8 2003N894894894894894894894894894均值41.2 9.0 3.5 59.1 54.6 34.8 23.3 13.9 4.8 中位数38.9 6.0 2.1 60.4 55.0 43.4 21.6 13.4 5.6 2004N892892892892888888892888888均值40.7 9.3 3.6 59.1 54.3 31.0 22.3 13.5 4.5 中位数38.0 6.6 2.2 59.9 54.9 37.1 19.8 13.1 5.2 总计N357335733573357335683568357335683568均值41.9 8.7 3.4 60.7 55.4 35.9 24.3 14.2 5.0 中位数40.0 5.6 2.0 62.1 56.0 45.3 23.4 14.1 6.1 SH1,2，3 分别表示前第一、二、三大股东的持股比例；SH10表示前十大股东持股比例之和；出席率：出席股东大会的股份占公司总股数的比例；出席率(临)：出席一次临时股东大会的股份占公司总股数的比例。 表1列出了十大股东持股比例之和与股东大会出席率。从表中可以看出，各年的十大股东持股比例之和都略大于股东大会出席率，而且十大股东持股比例之和与股东大会出席率之差与0的差异t检验全部在0.01下显著（表中没有列出）。如果第一大股东持股比例大于第二至十大股东持股比例之和，那么第一大股东持股比例也大于股东大会出席率的一半，第一大股东足够控制股东大会。说明持股差大于0可以衡量控制差大于0，即可以持股差大于0来表示第一大股东对股东大会的控制，曾昭灶和余鹏翼23以a00.5Nan a0表示第一大股东或控制联盟的持股比例，ai（1in）为除第一大股东或控制联盟外参加公司股东大会的股东持股比例。来衡量第一大股东的控制地位是合适的，而且n只需取n=9。2001年至2004年这些上市公司第一大股东的持股比例的平均数和中位数，都在40左右，而且无论是平均数还是中位数都有逐年下降的情况。2001年至2004年的股东大会出席率平均数（出席者代表的有投票权的股份数占公司全部股份数）分别为57.1%、55.5%、54.6%、54.3%，也有逐年下降的趋势。各年的股东大会出席率都大于第一大股东持股比例，但是第一大股东的持股比例分别大于出席率的一半14.7%、14.6%、13.9%、13.5%，说明第一大股东已经足够控制上市公司的股东大会的结果，从控制差*的数字看来，各年第一大股东的持股比例都大于出席率的三分之二5个百分点，第一大股东完全可以对公司合并、分立或者解散作出决议。以控制差衡量的各年第一大股东能够控制上市公司的比例分别为80.1、80、80.1、80，与持股超过以30衡量的控制情况相当，而且略大于以持股差衡量的情况，说明第一大股东在降低持股成本的同时，仍然保留甚至加强了对公司的控制权。而以控制差*衡量的各年第一大股东能够控制上市公司比例分别为63.4、63.4、61.2、60.8, 平均为62.2%。尽管第一大股东对上市公司绝对控制的公司少于简单多数控制的公司，但整体而言，我国上市公司普遍存在着大股东控制的情况。4 大股东控制与资金占用本文把应收资金类、应收账款类、应收票据类和预付账款类归为经营性借出（参照李增泉等22），把其他应收账款类归为非经营性借出，把应付账款类、应付资金类、应付票据类和预收账款类归为经营性借入，其他应付账款类归为非经营性借入。由于，相同大小的数额对不同规模的公司而言其影响是不同的，我们提供的数据是发生的数额对公司总资产的比例。我们与李增泉等23类似的统计结果（没列出），无论是占比还是家比都略大，但差别不大，也说明我们的取样能够代表总体的特征。从4年总的情况看来，有67.6的样本公司对其控股股东有资金借出，只有51.3%的样本公司从控股股东借入资金，借出资金占总资产的比例为4.7%，而借入资金占总资产的比例为1.3%，两者相差3.3%。表2提供了2000年至2003年样本公司资金占用情况对第一大股东持股比例是否大于第二至十大股东持股比例之和（以持股差标记表示，1表示大等于0，0表示小于0）以及控制（以控制差*标记表示，1表示大等于0，0表示小于0）的情况的比较，并做了检验。结果表明，第一大股东的持股比例大于第二至十大股东持股比例之和的上市公司，对第一大股东的资金借出为5.25%，是第一大股东持股比例小于第二至十大股东持股比例之和的公司1.52%的3倍多，而且t检验表明，差异是在0.01的水平下显著。第一大股东能够以绝对多数投票权控制股东大会的上市公司，对第一大股东的资金借出为5.07%，是第一大股东不能以绝对多数控制股东大会的公司1.34%的3倍多，而且t检验表明，差异是在0.01的水平下显著。表2 2000-2003年样本资金占用比较 持股差标记N均值t控制差*标记 N均值t借出合计12655.2511835.070461.526.200451.346.42净借出12993.7612013.660490.665.070580.275.96由于前面的参数检验只是考察了存在资金借出的样本，为了更全面反映的第一大股东对上市公司资金占用的情况，有必要把样本中不存在资金占用的公司包括进来分析，以免高估第一大股东对上市公司的资金占用情况。因此，把样本中没有资金占用的上市公司，标记为0，发生资金占用公司标记为1，对者两个子样本进行比较。表3的秩和检验表明，持股差是否大于0对是否存在对第一大股东借出资金上没有显著影响，而是否有净借出上，两者的差异在0.05水平下显著。是否能够以绝对多数控制股东大会对上市公司是否对第一大股东有资金借出和净借出都在0.01水平下有显著差异。非参数检验与参数检验的结果是一致的。表3 是否有借出对持股差、控制差*的非参数检验持股差标记控制差*标记 借出合计标记净借出标记 净借出为正标记为1，净借出为空或为负标记为0。借出合计标记净借出标记N358347358347Mann-Whitney U8238.56408 107937836 Wilcoxon W9891.57786 1584312396 Z-0.67-2.19 -3.38-5.74 Asymp. Sig. (2-tailed)0.500.03 0.000.00 为了考察第一大股东持股的所有制性质对第一大股东是否占用上市公司资金有无影响，我们对第一大股东是否国有、第一大股东资金占用的大小，以及有无资金占用做了t检验和非参数检验，结果在表4。我们把第一大股东所持有股份的性质为国家股或国有法人股的，归为第一大股东的所有制性质为国有，其他如法人股、外资股等视为非国有 可能有小部分上市公司第一大股东所持有的股份性质为法人股，但其第一大股东最终所有者为国家的情况，因为我们可能把一部分国有但不直接控股的公司归为非国有。上市公司对国有控股股东的借出合计4.97%，对非国有控股股东借出合计为3.09%，两者差异0.05的水平显著。股东在资金占用大小上，国有第一大股东占用上市公司的资金的均值为3.55%，而非国有的资金占用均值为1.39%，差异在0.01的水平显著。对上市公司是否有对控股股东借出上，非国有控股股东样本要少于国有控股股东样本，但非参数检验不显著，而反映资金占用的净借出，国有控股股东样本要高于非国有控股股东样本，而且在0.01的水平下显著。表4 第一大股东是否国有对资金占用大小的影响 是否国有N均值标准偏差tsig借出合计057 3.09 4.49 1246 4.97 7.83 -2.41 0.02 净借出067 1.39 4.72 1270 3.55 7.95 -2.88 0.00 以上的统计结果表明，我国上市公司普遍存在被第一大股东资金占用的情况，第一大股东对公司的控制情况对是否存在资金被占用和占用大小有显著影响，第一大股东对上市公司的控制程度越高，上市公司越有可能资金被占用，而且资金被占用的金额越大。上市公司的第一大股东的性质对上市公司资金占用有显著影响，国有第一大股东对上市公司的资金占用高于非国有第一大股东对上市公司的资金占用。5 大股东控制对绩效影响的多变量分析为了考察考察大股东控制、私有收益与公司绩效之间的关系，我们作了多变量回归分析，并把模型结果列在表4中。为了说明我国上市公司的股权结构和公司绩效的关系，是由于上市公司的股权结构导致了大股东控制，处于控制地位的大股东为了获取控制权的私有收益会损害公司的绩效的这一逻辑，我们的模型有两处比较独特的地方。其一是把反映大股东控制的变量控制差*哑变量作为解释变量，该变量由第一大股东持股比例演变而来，但又有别于第一大股东持股比例，可以衡量公司是否存在大股东控制，而且可以控制第一大股东持股比例的控制效应。其作用类似于以其他作者的投票权/现金流权变量 8,24。其二是，在绩效作为被解释变量的模型中，加入了表示大股东私有收益的解释变量，我们以大股东对公司的资金占用来衡量。由于显著负相关可能表示私有收益损害了公司绩效，也可能是负的私有收益增加了公司的绩效（即大股东通过对上市公司的资金支持提高公司绩效），我们还以公司对第一大股东及其关联方的资金借入合计来作说明，以区分到底是资金占用是损害还是支持了公司绩效。回归模型如下：RETN=+1 SH1 +2 CONT+3 STAT 5 +4 LOAN +5 DEBT +6 LEVR +7 GROW +8 YR02 +9 YR03 +RETN是表示公司绩效的变量。为了衡量股权结构、私有收益对上市公司业绩的可能影响，我们选取了三个有代表性的经营绩效指标，总资产净利润率（ROA）、股东权益净利润率（ROE）、经营现金净流量与总资产之比（CROA）来衡量上市公司的经营绩效。SH1表示第一大股东的持股比例。CONT表示公司是否存在大股东控制的哑变量，以前面的控制差*是否大于0来表示，取1表示公司存大股东控制，取0表示公司不存在大股东控制。STAT表示第一大股东的所有权性质的哑变量，取1表示第一大股东为国有，取0表示第一大股东为非国有。LOAN 表示第一大股东对公司资金的占用，以公司对第一大股东及其关联方的资金净借出来衡量。DEBT 表示公司从第一大股东及其关联方的资金借入合计，采用此变量是为了检验LOAN为负数时，是否存在第一大股东对公司的支持。由于LOAN可能为负，此时其回归系数若显著为正，则不说明第一大股东的私有收益对公司绩效的侵害，而是支持，此时的DEBT的回归系数应显著为正。若DEBT的回归系数不显著为正，则说明第一大股东的私有收益对公司绩效的侵害，而不是支持。LEVR、GROW分别表示资产负债率、总资产增长率，我们对样本在资产负债率、总资产增长率上作控制。预期资产负债率高的上市公司绩效会较差，这并不表示上市公司不能利用财务杠杆，提高收益率，而是一般情况下，绩效较差的上市公司，收入和利润都较低，从而股权融资能力也较差，被迫利用更多借款，从而负债率会较高。我们预期增长高的利润绩效指标应该较高，因为利润直接增加了资产，利润率高的企业增长更快。但是增长快的企业，可能更需要资金用于发展，从而经营现金流量净额会较低，从而以现金流量衡量的绩效指标可能与总资产增长率负相关。YR02、YR03分别表示是否2002、2003年度的哑变量，以控制公司绩效在不同年度的差异。我们对三个绩效指标分别作了包括和不包括借入合计变量，共6个回归模型。6个回归模型的方差F检验都在0.01水平下显著，而且调整的R2从最小的0.19到0.41都算比较大，可以说6个回归模型的拟合度都很好。考虑到前面资金占用与大股东控制相关，我们对考察自变量之间的多重共线性问题，各个自变量的方差膨胀系数（VIF）都小于3，因此不存在多重共线性问题。三个指标中，ROE的回归系数的显著性最差，可能与ROE相对对于另外2个指标更加被监管当局和大股东所看重，从而受到操纵的可能性最大有关。但ROE模型的回归系数的符号和ROA模型的回归系数符号是相同的。总资产增长率的回归系数在ROA、ROE模型中都显著为正，但在CROA的回归中是负的，但不显著。衡量大股东控制的CONT变量的在ROA和CROA为因变量的模型中的回归系数都为负，而且显著水平达0.01，说明了大股东控制对公司绩效有负的效应，从而支持了大股东控制损害公司价值的假设。在控制了第一大股东持股比例的大股东控制的因素后，第一大股东的持股比例在回归模型中的系数符号为正，而且在0.01和0.05水平显著。公司绩效与大股东持股比例成正相关关系，从而支持了大股东持股比例的利益一致假设，大股东持股比例越大，越有利于协调大股东和小股东的利益，提高公司绩效。在3种绩效指标的模型中，净借出的回归系数都显著为负，尽管在ROE下的显著水平只有0.10，但在其余两种指标下达0.01。以借出合计和借入合计替换净借出进行回归，得到结果，借出合计的系数显著为负，而借入合计的系数为负，但不显著，从而说明，控股股东并没有以给上市公司以支持其提升业绩。公司绩效与私有收益负相关，从而支持了私有收益损害公司价值假说，说明了大股东利用关联资金往来获取控制权的私有收益，损害了小股东的利益。在大股东是否国有上，哑变量在所有模型中都为正，但是都不显著，我们尚无法判断大股东的所有权性质是否会对公司造成系统的影响。回归分析的结果，支持了关联交易利益冲突假说、大股东控制损害公司价值假设和大股东持股比例的利益一致假设，说明控股股东有以最小的持股比例保持对公司的控制权，通过关联交易等手段获取私有收益的动机，而大股东获取私有收益会损害公司价值和小股东的利益。表4 经营绩效多变量分析ROAROECROA截距0.0541 0.0544 0.1189 0.0946 0.0509 0.0569 (3.42)*(4.20)* (2.24) *(2.35) * (2.08)*(2.87 )*SH10.00100.00080.00130.00130.00140.0012(3.77) *(3.61) *(1.46)(1.98) *(3.52) *(3.73) * CONT-0.0218-0.0207-0.0091-0.0214-0.0331-0.0346(-2.21) *(-2.50) *(-0.28) (-0.84) (-2.16) * (-2.72) *STAT0.0005 0.0055 0.0245 0.0250 0.0107 0.0074 (0.06 )(0.72) (0.80) (1.08)(0.77)(0.64) LOAN-0.0026 -0.0016 -0.0040 -0.0023 -0.0037 -0.0036 (-4.21) *(-3.66) *(-1.82) *(-1.65) * (-3.86)*(-5.56) *DEBT-0.0014 -0.0036 -0.0003 (-1.13)(-0.84) (-0.18) LEVR-0.1302 -0.1150 -0.3933 -0.2876 -0.0789 -0.0747(-7.30) *(-7.75) *(-6.24) *(-6.03) *(-2.85) *(-3.29)*GROW0.0928 0.0473 0.3458 0.1822 -0.0083 -0.0221(5.77)*(4.17) *(6.06) *(5.05)*(-0.33)(-1.28)YR02-0.0047-0.0067 0.03090.0048 0.00930.0114(-0.59)(-1.01)(1.12)(0.23) (0.76)(1.13)YR03-0.0129-0.00810.0001-0.0034 0.00050.0044(-1.67)*(-1.21)(0.00)(-0.17) (0.05)(0.43)F13.93*14.73* 9.00* 9.13* 4.85*7.81*adj R20.4090.3200.2820.1990.1710.1906 结束语本文利用上市公司的股权结构与大股东控制数据的数据，以第一大股东与其余前十大股东持股总和的差，以及股东大会上第一大股东投票权与形成决议所需投票权数的差，来衡量了我国上市公司实际的大股东控制的情况，在大股东可以绝对多数或简单多数控制公司股东大会的情况下，大股东也可以控制公司的管理层，从而逻辑推理上，大股东可以从中获取控制权的私有收益。而在大股东控制与资金占用的数据中，可以看出，大股东控制与大股东对公司的资金占用成正相关关系，是否存在大股东控制对第一大股东是否占用公司资金，以及资金占用的程度有显著的影响。这说明了，股权集中程度与公司的经营绩效的关系，可能是经由大股东的私有收益的发生作用的。因此本文在对公司绩效与股权结构的关系的计量分析中，加入了以第一大对公司资金占用的衡量的私有收益变量。实证结果也表明，大股东的私有收益确实使得公司的经营绩效下降，这也是本文的实证有别已有研究的地方。本文的实证结果在以控制差变量控制了第一大股东持股比例的控制效应后，得出了第一大股东持股比例与公司经营绩效成显著正相关的关系，这类似于现金流权的激励效应，而第一大股东持股比例的控制效应为负，和已有的侵占效应结果的一致。但不能直接的评价第一大股东的持股比例对公司经营绩效的影响，这也可能是股权结构与公司绩效有多种模式的原因。参考文献：1 Shleifer ,A. ,and R. Vishny. Large Shareholders and Corporate ControlJ.Journal of Political Econom,1986,94:461-88.2 Stulz, Rene M. Managerial Control of Voting Rights: Financing Policies and the Marketfor Corporate ControlJ. Journal of Financial Economics , 1988,20:25-54.3 Bolton, Patrick, and Ernst-Ludwig von Thadden. Blocks, Liquidity, and Corporate Control J.Journal of Finance,1998,53: 1-25.4 Shleifer, A., and R. W. Vishny. A Survey of Corporate GovernanceJ. Journal of Finance , 1997,52: 737-83.5 Holderness, Clifford G., and Dennis P. Sheehan. The Role of Majority Shareholders in Publicly Held Corporations: An Exploratory AnalysisJ.Journal of Financial Economics,1988,20: 317-46.6 Demsetz, Harold & Kenneth Lehn. The Structure of Corporate Ownership: Causes and ConsequencesJ.Journal of Political Economy,1985,93:1155-1177.7 Morck, Randall, Andrei Shleifer, and Robert W. Vishny. 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