终极控制权性质与公司绩效

摘要：本文基于终极控制权理论考察终极控制权性质对公司绩效的影响。研究发现：在非保护性行业中，在控制公司规模、行业、上市地点、财务杠杆、治理因素以及上年度业绩的情况下，民营终极控制权的上市公司业绩显著高于非民营上市公司。在保护性行业中，国有控制权与民营控制权对公司业绩的影响无显著差异。本文提供了终极控制权性质与公司绩效的系统性经验证据，对于继续进行民营化改革的政策制定与监管具有一定的参考价值。

关键词：民营控制；国有控制；终极控制人；配对样本

一、因言

控制权性质与公司绩效的关系是公司治理以及国有企业改革研究中的热点问题。自上世纪80年代以来，发端于英国的民营化运动席卷全球。包括发达国家、发展中国家、转型国家在内的众多国家都进行了民营化的尝试。民营控制权与国有控制权的效率问题引起了广大学者与实务界人士的广泛关注。

我国从20世纪70年代末开始，逐步推行对外开放和国有企业改革。在国企改革中以谨慎的态度遵循着民营化改革方向。改革早期，政府并没有实行国有企业的民营化政策，而是以放权让利，如扩大企业自、经营者承包以及完善价格机制等措施来提高国有企业的效率。实证研究表明，早期的改革基本上是成功的，显著地提高了国有企业的收益和效率(Megganson and Netter，2001)。随后中国政府逐步展开了对国有企业的民营化改革，首先是通过公司化改革，传统国有企业的产权开始多元化，在公司中引入了多种所有制形式，但在这些公司化的企业中，政府仍然维持了控股地位。大规模的民营化开始于1995年，先行的省份有山东、广东和四川。1999年中央政府宣布通过“抓大放小”政策推动国有企业的民营化。自上世纪90年代中期以来有超过40％的中国国有企业已经进行了民营化改革(胡一帆等，2006)，同时，新生的民营公司得到了巨大发展，民营控股公司已经占据了中国总体经济的60％。在此期间，我国经济以7％-9.5％的速度持续高速增长，以民营化为主体的企业改革似乎至少没有成为经济增长的障碍。然而，伴随着经济增长，各种经济和社会矛盾开始出现，收入分配差距持续扩大和社会财富分配不公问题在很大程度上成了这些矛盾的焦点。2004年朗成平教授通过案例研究指出了民营控股公司的种种弊端，转而置疑企业产权改革的整体方向，认为国有控制权比民营控制权更有效率，从而弓j发了关于产权改革和分配的社会大辩论，并由此产生了运用系统的而不是零碎的数据来对该问题展开科学细致的深入研究的社会需求。为此，本文将系统研究终极控制权性质与公司绩效的关系，试图得出符合实际的具有说服力的结论。

二、文献回顾

有关控制权性质的学术研究一直是经济学中的重要课题之一，国外文献十分丰富。伴随着世界各国的民营化浪潮，学者们对民营控制权与国有控制权效率的比较研究十分活跃，然而，迄今这些研究也没有得出何种产权最有效率的明确结论。一方面，很多研究证明民营控制权较国有控制权更有效率；另一方面，研究认为产品市场的竞争性较所有者对企业绩效的影响更具有决定性效果，在竞争条件下国有控制权与民营控制权可以同样有效。

尽管国内上市公司在2004年以前没有披露最终控制人的信息，但是国内学者也开始了相关研究。Xu和Wang(1997)发现，在中国A股市场的上市公司中，国有股比重与企业盈利成反比，法人股比重与企业盈利成正比，而个人股比重与企业盈利无关。由于该研究不是基于最终控制人的角度确定股权性质的，而只是按照企业上一级持股企业或个人来决定的，并没有将股权追溯到最终控制人，不能反映股权的真正性质，这对实证结果会有很大影响，可参考价值不大(刘芍佳等，2003)。最近，关于国有控制权与民营控制权效率的比较研究开始涌现(田利辉，2005；白重恩等，2006李涛，2005；胡一帆等，2006)。但是，这些研究存在以下问题：一是仍然没有使用终极控制人的性质确定股权性质(李涛，2005)。二是使用调查数据样本，由于数据的非公开而无法验证(刘芍佳等，2003白重恩等，2006；胡一帆等，2006)。三是尽管有基于最终控制人进行股权性质界定，且使用上市公司公开数据进行研究的，但是由于在上市公司样本中，国有企业与民营控股公司比重的失衡，同时国有企业拥有优质的资源，尤其是在管制性行业，民营控股公司与国有企业的资源生产力是不可比的，因此，在不对样本进行配对控制的情况下，很难得出有意义的结论。事实也是如此，在不进行配对控制的情况下，国有控制权与民营控制权效率无差异。四是业绩指标的设计过于单一，考虑的角度不够全面。

本文基于我国的体制背景与市场环境，从终极控制权的角度，把我国上市公司划分为国有控股公司和民营控股公司两类，通过设置多重业绩指标，并用配对样本进行多种检验，以比较我国民营控制权与国有控制权的效率差异。由于我们的研究建立在一个更准确的产权分类基础上，研究结果具有重要的政策含义，对于推动我国的民营化改革具有一定的指导意义。

三、研究设计与数据来源

(一)控制权性质界定与效率指标选择

1．控制权性质的界定

我国上市公司股权主要分为国有股、法人股和流通股，这种股权分类把法人股同国有股和流通股并列起来视为一个独立的持股主体，但如果我们继续往上追溯就会发现，这些法人是由中央政府或地方政府和个人最终控制的企业或机构。如安徽金牛实业股份有限公司(股票代码600199)，其上级控制法人是安徽金种子集团公司(62.75％绝对控股)，而安徽金种子集团公司的实际控制主体是阜阳市国资局(100％控股)，因此，安徽金牛实业股份公司的最终控制主体应该是地方政府，不能划分为法人控股；四川新希望农业股份有限公司(股票代码000876)，其上级控制法人是四川新希望集团公司(53.61％绝对控股)，四川新希望集团公司的实际控制人是刘永好(61.95％绝对控股)，因此四川新希望股份公司的最终控制人是刘永好，也不是由法人控制。既然国家或个人控制法人，而法人控制企业，所以企业的终极所有者应是国家或个人，而不是法人实体本身。因此，在讨论股权性质与公司绩效时法人股实际上不是一个非常理想的概念，因为他没有资格成为中国上市公司的一个独立的终极控制主体(刘芍佳等，2003)。另一方面，中国式的法人股概念与发达国家中的诸如保险公司、共同基金、养老基金等广泛的机构投资者是有本质区别的，他们只是政府或个人以间接方式对上市公司进行控制的代表，其专业职能、人员结构、经营思路等都与发达国家的法人有着本质的区别。

为了修正目前股权结构划分的缺陷，La Porta等人(1999)提出了终极产权论，用国家终极产权控制与私人终极产权控制这两个相对应的概念来重新划分股权性质。同时，中国证券监督管理委员会要求从2004年年报开始，上市公司必须披露公司控股链条和终极控制人，这为我们的研究提供了方便和数据来源。根据La Porta等人的终极产权理论和上市公司年报资料，本文将上市公司划分为国有控股和

民营控股两类，其中国有控制权是指终极控制人为中央政府、地方政府和国有投资机构，其他则为民营控制权，在此基础上来进行国有控制权与民营控制权的效率比较。

2．效率指标选择

研究不同性质的产权效率一般选用公司业绩指标，因此，公司业绩指标选择成为本研究的关键环节。公司业绩的衡量一般有两类方法：一是基于股票市场价格与财务业绩的托宾Q指标；二是调整后的财务指标，包括基于会计收益的财务指标和基于现金流量的财务指标。

由于我国资本市场上股权分置的存在，托宾Q指标的使用存在诸多局限。为此，本文分别采用基于会计收益的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)指标以及基于现金流量的现金收益率(RCF)指标(崔学刚，2005)作为公司业绩衡量指标，进而对国有控制权与民营控制权效率进行对比检验。

主营业务资产收益率(CROA)为当年主营业务利润与当年账面资产之比，由于该指标杜绝了应用非主营业务进行利润操纵的可能性，在反映公司业绩上更为稳定，能够在一定程度上缩小企业盈余管理的空间(陈小悦、徐晓东，2001)。

净资产收益率(ROE)作为上市公司监管的主要指标，具有一定的信息含量。

现金收益率(RCF)是基于会计报表调整得到的现金流量指标，即现金流量分析方法，如Rely、Palepu和Ruback(1992)等。

RCF的具体计算方法如下：

RCF＝OPt＋FCt＋TEt/TAt

其中：0Pt指t年度的营业利润；FCt指t年度的财务费用；TEt指t年度的汇兑损失；TAt指t年末的总资产。

采用RCF作为绩效衡量标准有以下优势：可以剔除净利润指标中不但不能反映公司真实绩效且容易纵的线下项目的干扰，如营业外收支净额、政府补贴收入等；可以剔除容易纵的投资收益项目；还可以剔除政府主导的利息费用减免等政府管制因素的干扰。同时，RCF指标纵的可能性比净利润低得多。所以RCF能够更加真实地反映公司的经营绩效(崔学刚，2005)。

(二)样本选择与数据来源

本文选取沪、深两市A股市场2003-2004年挂牌交易的上市公司为样本，并按如下标准进行筛选：(1)在2004年年报中披露了公司控股链条，并列出了最终控制人，或通过其他渠道，如本公司网站，能够获得公司最终控制人的详细资料；(2)在2003年以前上市，并于2003年、2004年都在A股市场上挂牌，财务数据披露齐全；(3)剔除金融行业的上市公司；(4)剔除2004年和2003年的ST、PT公司以及在2004年进行配股的公司；(5)剔除2003年及2004年所有者权益为负的公司。这样获得样本1098家，其中国有控股公司812家，民营控股公司286家。

从上述样本可以看出，民营控股公司仅占总样本的26％左右，由于国有控股公司和民营控股公司在样本中的比例失衡，同时国有控股公司的资产规模普遍比民营控股公司规模大，且国有控股公司往往拥有最优质的资源，如果仅把公司规模作为控制变量，则起不到应有的控制作用。因此需要通过建立配对样本对该问题进行控制，否则结论就不可靠。而这恰恰是已有研究所忽略的地方。为此，本文以民营控股公司为基准，依次按照下述原则，从国有控股公司样本中选出配对的公司。配对原则依次为：(1)上市地点相同；(2)处于同一行业；(3)资产规模最接近。这样，我们从国有控股公司样本中筛选出了286家控制样本，从而研究样本变为572家。

行业往往是影响公司业绩的关键变量，在保护性行业中国有控股公司受到政策保护，如果不消除这方面的因素，就难以正确区分国有与民营的产权效率差异，为此，我们把572家样本公司又分为保护性行业和非保护性行业两类。保护性行业包括采掘、水电煤气和运输仓储业，而将其他9个行业作为非保护性行业(崔学刚，2005)。

本文除最终控制人信息以外的数据，均来自国泰安CSMAR数据库，并通过上海证券交易所、深圳证券交易所及中国证券监督委员会官方网站披露的公司年报数据进行校对；最终控制人信息数据来自上述网站披露的公司年报中的最终控制人信息。

(三)研究方法与变量定义

本文采用描述性统计、非参数检验与多元线性回归对问题展开研究。根据2004年上市公司年报披露的产权控制关系图，追溯到终极控制人，将上市公司划分为国家控股公司和民营控股公司两类，以CROA、ROE、RCF作为因变量，解释变量为股权性质，并且控制了公司财务杠杆、公司治理因素和前一年的会计收益与现金收益率。

四、实证结果分析与讨论

(一)描述性统计结果分析

本文对样本公司的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)、现金收益率(RCF)以及其他相关变量的简单统计量进行了描述性分析。结果表明，CROA、ROE、RCF的标准差分别为0.0758、0.1392和0.0533，这说明主营业务资产收益率(CROA)在反映公司业绩方面比证监会规定的净资产收益率(ROE)相对稳定，这和陈小悦等(2001)得出的结论相一致。而现金收益率(RCF)的稳定性更强．这说明了现金收益率(RCF)是一个反映公司业绩的比较理想的指标。

(二)非参数检验

列示了民营控股公司样本和国有控股公司样本的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)三个业绩指标的统计结果。

由此可以看出，民营控股公司样本和国有控股公司样本的资产总额非常相近，通过T检验和威尔科克森秩检验，亦发现两组样本资产的平均数和中位数均无显著差异，说明配对样本在控制资产规模方面达到了目的，从而有效地排除了由于资产规模因素给样本公司带来的业绩方面的影响。民营控股公司的主营业务资产收益率(CROA)、诤资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)的平均值、中位数分别为0.1211、0.0442、0.0418和0.1067、0.0641、0.0467，而国有控股公司主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)的平均值和中位数分别为0.1022、0.0131、0.0274和0.0912、0.0375、0.0283，通过T检验和Z检验均显著，也就是说，两者的平均值和中位数均存在显著差异，而且民营控股公司三个指标对应的数值均比国有控股公司高，因此，民营控股公司的业绩显著好于国有控股公司。

在此基础上，分别按照保护性行业和非保护性行业的样本对上述业绩指标进行比较。表3列示了统计结果。结果显示，在非保护性行业中，民营控股公司的CROA、ROE、RCF指标值显著高于国有控股公司，和不分行业的结论是一致的；而在保护性行业中，尽管我们排除了资产规模对业绩的影响因素，但

是，民营控股公司和国有控股公司的CROA、ROE、RCF的平均值和中位数均无显著差异。排除样本过少等因素的影响外，恐怕在保护性行业中，国有控股公司能够得到比民营控股公司更多的政策保护和优惠条件，从而在一定程度上掩盖了国有控股公司本身效率低下的事实，可能是其重要原因。

(三)多元回归分析

为了进一步控制相关因素，我们进行了多元线性回归分析。根据前面的理论论述和有关变量的定义，我们分别用了三个回归模型对研究问题进行了多重比较分析。

模型1：

CROAi，t＝αo＋β1×STATEi，t＋β2×LEVi，t＋β3×DNUMi，t＋β4×IDUMi，t＋β5×WAGEi，t

＋β6×CROA2003i，t＋εi，t

模型2：

ROEi，t＝αo＋β1×STATEi，t＋β2×LEVi，t＋β3×DNUMi，t＋β4×IDUMi，t＋β5×WAGEi，t

＋β6×ROE2003i，t＋εi，t

模型3：

RCF＝αn＋β1×STATEi，t＋β2×LEVi，t＋β3×DNUMi，t＋β4×IDUMi，t＋β5×WACEi，t

＋β6×RCF2003i，t＋εi，t

1．模型多重共线性诊断

由于解释变量之间的多重共线性会影响回归效果，在进行回归分析之前，有必要对变量的多重共线性问题进行排除。本文运用SPSS软件对变量之间的共线性进行诊断和后续的模型回归分析，发现解释变量CROA2003、ROE2003和RCF2003之间的相关性比较高，但是他们分别在不同的模型中单独作为控制变量，不会影响模型回归结果。而其他相关性最高的是WAGE和CROA2003，相关系数为0．2883，不必担心解释变量之间的多重共线性问题，因此，我们可以排除解释变量之间的多重共线性对模型回归结果的影响。

2．回归结果分析

我们分别按总样本、保护性行业样本和非保护性行业样本用上述三个模型进行了回归。

由此可以看出，总样本与保护性行业样本回归中，解释变量均显著为负。在总样本回归中，模型1解释变量STATE在5％的水平显著，在模型2和模型3中，均在1％的水平显著，因此，就公司的主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)而言，民营控制权的效率显著高于国有控制权。在非保护性样本回归中，解释变量STATE的显著性水平更高，而且回归得出的β1系数都为负数，进一步印证了民营控制权效率更高的结论，也与非参数检验的结果一致。但是，在控制行业样本的回归结果中，解释变量STATE则不显著，而且系数β1在模型1和模型3中为负数，在模型2中为正，这可能由于保护性行业样本数较少，只有24个样本，而自变量有6个，从而自由度存在问题，所以保护性行业的回归结果仅供参考。即便如此，也不排除国有控股公司在保护性行业中获得了政策性保护和多方面的优惠条件，但是仍然不能体现出其业绩优势，而和民营控股公司业绩无显著差异的可能性。这种结果也和非参数检验的结论一致。

关于控制变量，长期负债率(LEV)在总样本回归和非保护性行业样本回归中，模型1都是不显著的，模型2和模型3中显著；董事会规模(DNUM)和独立董事在董事会中所占比例(IDNUM)在所有模型中都不显著；公司前三位高管薪金(WAGE)在总样本回归和非保护性行业样本回归中都高度显著，这从一定程度上说明高管激励是产权效率的重要来源，也说明我国基于激励改善的国企改革是有道理的。另外，业绩控制变量CROA2003、ROE2003和RCF2003在所有的模型中都显著，这说明控制这些因素是合理的，因为公司上一期的业绩好坏直接影响到本期的业绩表现，虽然本文选择的是截面数据，但是通过对前一期业绩指标的控制，就能在一定程度上消除截面数据研究存在的不足，更有利于说明本期公司的业绩表现。

五、研究结论与研究局限

本文基于终极控制权理论定义国有控制权与民营控制权，以配对样本，采用主营业务资产收益率(CROA)、净资产收益率(ROE)和现金收益率(RCF)等业绩指标作为控制权效率的衡量，运用描述性统计、非参数检验和多元回归等研究方法，从多个角度比较了民营控制权与国有控制权的效率。研究发现：在非保护性行业中，在控制公司规模、行业、上市地点、财务杠杆、治理因素与上年度业绩的情况下，民营控制权的效率显著高于国有控制权的效率。在保护性行业中，国有控制权与民营控制权的效率无显著差异，这可能由于在保护性行业中，国有控股公司受到政府的政策保护和众多方面的优惠条件，在一定程度上掩盖了其效率低下的事实，从而使产权效率表现出与民营控股公司无差异。本文提供了系统性的经验证据，进一步证明了我国国企改革民营化的方向是正确的，这对于继续进行民营化改革的政策制定与监管具有一定的参考。

由于本文没有采用民营化的动态分析，而只是静态地比较了国有控制权与民营控制权的效率问题，因此，对国有控制权民营化过程中出现的问题以及相关利益主体的利益分配问题考虑得不够，同时对于民营控制权的效率及保障条件的研究也不够，从而本文的结论存在一定的局限。也许在民营化改革中，加强政策监管与相应主体的利益保护仍旧是重要的任务。