最终控制人性质（精选六篇）
最终控制人性质 篇1
国营背景上市公司和民营背景上市公司的公司治理结构存在较大区别,并影响了公司绩效。叶勇、胡培和何伟(2005)发现,不同终极控股股东控制的上市公司净资产收益率没有显著差异。彭茜(2009)等研究发现国有控股上市公司绩效显著高于非国有控股公司绩效。崔学刚、谢志华和郑职权(2007)发现在非保护型行业中,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,国有控制权和民营控制权对公司业绩无显著影响。孟令国(2011)认为人口红利可以推动中国经济和社会的转型,结构性的人口红利正在由东部向中西部转移。我国各地区经济发展不均衡,东部地区经济发展较好,人才、资金等生产要素优势突出,中西部地区和东北地区经济相对落后,劳动力、土地资源等传统生产要素优势突出,各地区为企业发展提供了不同的有利条件。基于此,本文研究最终控制人性质、地区差异对公司绩效的影响。
二、理论分析与研究假设
国营背景上市公司和民营背景上市公司的最终控制人性质不同,不同的最终控制人使公司形成了不同的公司治理结构,公司治理结构通过决策方式和经营方式选择等途径对公司绩效产生影响(吴淑琨,2002)。在公司治理层面,国营背景上市公司存在多层委托代理关系,除了民营背景上市公司的股东和董事会的委托代理关系、董事会和经理层之间的委托代理关系,还存在国务院和国有资产管理委员会(以下简称国资委)及国资委和中央企业之间的委托代理关系或地方人民政府和地方国资委及地方国资委和地方国有企业之间的委托代理关系,甚至还存在国企母公司与子公司的委托代理关系,多层委托代理关系使国营背景上市公司代理成本增加。所有者缺位和内部人治理等造成国营背景上市公司治理效率低下,影响公司绩效的提高(林阳春,2007)。此外,与民营背景上市公司相比,国营背景上市公司除了组织生产经营活动外,还要承担促进就业、调节经济结构等社会责任,加重了国营背景上市公司的负担。因此假设:
假设1:在其他条件相同的条件下,最终控制人性质对公司绩效存在显著影响,国营背景上市公司绩效显著低于民营背景上市公司绩效
由于国家政策和地区资源禀赋差异,东部沿海地区率先实行改革开放,经济快速发展,体制机制先进,聚集了大量的人才、资金,市场配置资源的能力较强,市场化程度高,而中西部地区、东北地区虽然在劳动力、土地等资源方面存在巨大优势,但经济较为落后,人才、资金欠缺,行政干预较为严重。因此假设:
假设2 :在其他条件相同的条件下,地区差异对公司绩效存在显著影响,东部地区上市公司绩效显著高于其他地区上市公司
假设2a:地区差异对国营背景上市公司绩效存在显著影响,东部国营背景上市公司绩效显著高于其他地区上市公司
假设2b:地区差异对民营背景上市公司绩效存在显著影响,东部民营背景上市公司绩效显著高于其他地区上市公司
三、研究设计
(一)变量定义和模型建立最终控制人性质(State)哑变量,当上市公司最终控制人为国有时取1,当上市公司最终控制人为非国有时取0。公司绩效用净资产收益率(Roe)进行度量,地区差异(Region)按公司所在地区来衡量,辽宁、北京、天津、河北、山东、江苏、上海、浙江、福建、广东、海南为东部地区(王小鲁,樊纲,2004),其余省份为中西部地区和东北地区,地区差异为哑变量,当公司在东部地区时取1,在中西部和东北地区时取0。另外将公司规模(Size)、资本结构(Lev)、成长水平(Growth),贝塔系数(Beta)作为控制变量。变量说明如表(1)。
为了检验最终控制人性质对上市公司绩效的影响,将净资产收益率作为被解释变量、将最终控制人性质、公司规模、资本结构、成长能力、Beta系数作为解释变量,建立模型1:Roe=β0+β1state+β2Lnsize+β3Lev+β4Growth+β5Beat+ε
为了检验地区差异对公司绩效的影响,将净资产收益率作为被解释变量、将地区差异、控制公司规模、资本结构、成长能 力、Beta系数作为 解释变量 , 建立模型2:Roe=β0+β1region+β2Lnsize+β3Lev+β4Growth+β5Beat+ε
(二)样本选取和数据来源本文以截至2013年9月30日的沪深主板A股上市公司为研究对象,用Eviews8.0进行数据处理,所用数据来自RESSET金融分析数据库,具体筛选条件为:剔除了50家ST、*ST、S*ST上市公司;由于金融企业的特殊性,剔除了银行(15家)、保险(4家)、证券(17家)等金融行业上市公司36家;剔除了缺少模型中所需数据上市公司50家,并对模型中有关连续变量进行了双侧1%的Winsorize处理,得到1156个样本。
四、实证检验分析
(一)描述性统计样本描述性统计如表(2)所示,从表中数据可知,上市公司2012年净资产收益率的平均值为7.3%,中值为6.7%,最大净资产收益率和最小净资产收益率分别为38.3%和-28.3%;国营背景上市公司数量众多,占全部上市公司的76.6%;上市公司2012年末平均总市值为76.741亿元,中值低于均值仅有39.239亿元,最大值和最小值分别为822.991亿元、9.561亿元,标准差高达105.813,说明上市公司年末总市值相差悬殊且少数上市公司市值很大;上市公司资产负债率平均为52.3% ,最大值和最小值分别为91.4%和7.7%,差距高达12倍;上市公司最近3年的平均营业收入增长率均值为18.5%,成长最快和最慢的公司营业收入增长率分别为241.8%和-25.6%,差距很大;Beta系数的均值为1.203,最大值和最小值分别为2.538和0.204。(1)在国营背景上市公司组中,国营背景上市公司2012年净资产收益率的平均值为7.1%,中值为6.7%,最大净资产收益率和最小净资产收益率分别为38.4%和-28.3%;国营背景上市公司大部分分布在东部地区,占全部国营背景上市公司的58.7%;国营背景上市公司2012年末平均总市值为82.701亿元,中值低于均值仅有39.352亿元,最大值和最小值分别为767.006亿元、9.561亿元,标准差高达112.617,国营背景上市公司年末总市值差距较大;上市公司资产负债率平均为53.2% ,最大值和最小值分别为91.5%和7.7%,差距高达12倍;上市公司最近3年的平均营业收入增长率均值为18.5%,成长最快和最慢的公司营业收入增长率分别为241.7%和-25.6%,差距很大;Beta系数的均值为1.206,最大值和最小值分别为2.538和0.213。(2)在民营背景上市公司组中,民营背景上市公司2012年净资产收益率的平均值为7.9%,中值为6.6%,最大净资产收益率和最小净资产收益率分别为38.7%和-26..5%;民营背景上市公司也大部分分布在东部地区,占该组公司总数的63.3%;该组公司2012年末平均总市值为57.181亿元,中值为38.269亿元,最大值和最小值分别为822.991亿元、9.998亿元,标准差为76.471;该组公司资产负债率平均为49.3% ,最大值和最小值分别为89.9%和9.0%;上市公司最近3年的平均营业收入增长率均值为21.3%,成长最快和最慢的公司营业收入增长率分别为205.3%和-23.8%;Beta系数的均值为1.193,最大值和最小值分别为2.444和0.204。通过分样本比较可知,民营背景上市公司的平均净资产收益率高于国营背景上市公司,国营背景上市公司规模和财务风险高于民营背景上市公司。
(二)回归分析从回归结果表(3)可以看出:(1)模型1回归结果显示,净资产收益率与最终控制人性质负相关,相关系数为-0.011,在10%的水平下显著,控制变量中公司规模和公司成长性对公司净资产收益率有显著正影响;资本结构和Beta系数对公司净资产收益率有显著负面影响。另外,由描述性统计知民营背景上市公司净资产收益率均值7.9%大于国营背景上市公司净资产收益率均值7.1%。因此,假设1通过了检验,国营背景上市公司绩效显著低于民营背景上市公司绩效。国营背景上市公司在公司治理层面存在的多层委托代理关系增加了代理成本、影响公司决策和经营方式选择,对公司绩效产生负面影响;政府部门对国营背景上市公司行政干预较为严重,国营背景上市公司承担的促进就业、调整经济结构等责任增加了公司的负担,不利于公司绩效的提高;国资委监督不力、所有者缺位和内部人治理等造成国营背景上市公司治理效率低下,影响公司绩效的提高;国营背景上市公司董事和高管并没有真正出资,且国家对国营背景上市公司董事和高管的薪酬
注:*、**、*** 分别表示 t 检验在 10%、5%、1%的水平下显著,括号内为 t统计量
实施限制,造成对董事和高管的激励相对较低,不利于提升绩效。(2)模型2回归结果可以看出,净资产收益率与地区变量的相关系数为0.002,但不显著,说明地区差异对上市公司绩效不存在显著影响。因此,拒绝原假设2,东部地区上市公司绩效不高于中西部地区和东北地区上市公司绩效。根据波特的钻石模型理论,生产要素可以分为初级生产要素和高级生产要素,天然资源、劳动力和市场等初级生产要素对传统低端产业的发展起着重要作用,受过高等教育的人才、通讯、交通等高端生产要素为高端精致的产业发展提供重要支撑。我国经济尚处于快速发展阶段,经济发展质量和产业层次有待提高,沪深主板上市公司中资源类和普通制造业等中低端产业的企业占有很大的比重,高端产业上市公司较少;中西部地区和东北地区的天然资源、劳动力、土地等初级生产要素为中低端产业发展提高了有利条件,而且中西部和东北的某些地区的交通和通信等设施也很完善,并聚集了大量的受过高等教育的人才,这些优势有利于中西部和东北地区上市公司绩效的提高;我国正在实施的西部大开发、中部崛起、东北老工业基地振兴等促进区域平衡发展的战略,也为以上地区上市公司的发展提供了有利制度政策环境。国营背景上市公司组中,净资产收益率和地区变量的相关系数分别为0.003,且不显著。因此,拒绝原假设2a,地区差异对国营背景上市公司绩效不存在显著影响。各地民营背景上市公司组中,净资产收益率和地区变量的相关系数分别为-0.006,且不显著。因此,拒绝原假设2b,地区差异对民营背景上市公司绩效不存在显著影响。
五、结论
最终控制人性质 篇2
融资约束的研究框架最早由Myers和Majluf (1984)提出,并且将融资约束定义为“内外部资金的成本差异”。造成融资约束的原因,主要是信息不对称和代理问题。Myers和Majluf的研究发现:信息的不完全给投资者或债权人带来不确定性,进而给投资者或债权人带来风险,投资者或债权人便会要求更高的投资报酬率,相对于企业而言则是更高的融资成本。除了信息不对称,代理问题同样是造成融资约束的原因。Jensen和Meckling(1976)指出由于外部投资者可能会怀疑公司管理者为了他自己的利益而并非股东的利益进行投资,投资者会要求公司为外部融资支付一笔“额外费用”。这种“额外费用”就造成了内外部融资成本的差异进而形成了融资约束。显然,解决融资约束的主要途径是降低投资者或债权人与企业之间的信息不对称,以及治理代理问题。Bushman和Smith(2001)曾指出, 投资者可以根据高质量的会计信息做出投资决策,同时, 管理者通过会计信息受到投资者的监督。我国的会计准则在2014年进行了大规模的修改,其中一个目标便是提高财务报表的质量和会计信息透明度。这说明了我国正着力于建立高质量的会计信息制度。那么在我国,高质量的会计信息是否可以减少投资者与企业之间的信息不对称,并减缓两权分离所引起的代理问题,从而减缓企业所受到的融资约束呢?在我国,国有控股是上市公司的常见现象,中国政府通常是最大的联合投资者或控股股东。相比于非国家控股的企业,国有控股的企业拥有更丰富的政治资源。但与此同时,政府作为国有控股企业最终控制人往往缺乏管理能力和监督的动机,其企业制度和治理结构也倍受诟病。目前,虽然石油和电力行业率先掀起改革热潮,计划引进社会和民间资本以增强国有控股企业的灵活性,但同时也强调保持国有资本不流失。那么,最终控制人性质对企业面临的融资约束造成何种影响?最终控制人性质又是否会使得会计信息质量对融资约束的影响表现出较大的差异?本文从信息不对称理论出发,利用Almeida融资约束模型研究了在不同所有权情况下会计信息质量对融资约束的影响。
二、理论分析与研究假设
信息不对称和代理问题都会导致融资约束,同时融资约束可能导致企业不得不放弃净现值为正的投资项目,从而损害公司价值。已有的研究表明,提高会计信息质量可以减少投资者与企业之间的信息不对称,也可以减缓两权分离所引起的代理问题。Diamond et al (1991) 和Kim et al (1994) 的研究发现,会计信息质量可以增加股票的流动性。曾颖、陆正飞(2006)和黄娟娟、肖珉(2006)的研究均认为,提高信息披露的质量有助于降低公司的股权融资成本。何贤杰等(2012)的研究发现,企业社会责任信息披露有助于其进行股权再融资。这些研究意味着,高质量的会计信息质量能够帮助投资者降低信息风险,同时通过会计信息的监督效应减少管理层的道德风险和逆向选择,从而降低了企业面临的融资约束。由此,本文提出第一个假设:
假设1:会计信息质量能显著降低企业面临的融资约束
国外已有的实证结果表明,“政治关系”能为企业融资提供便利。Charumilind等(2006)的研究发现,有政治关系的企业获能获得较多的长期贷款。Chiu等(2004)的研究也发现,与政府和金融机构关系好的企业,举债能力较高。在我国,虽然证券市场正在朝着市场化的方向发展,但在国家或政府控股仍是常见现象。那些具有政治背景或者由政府控制的上市公司拥有更多的资源,例如政府补助、税收优惠、融资便利等。我国相关的实证研究也表明,政府控制对融资约束起着积极的作用。代光伦等(2012)的研究发现, 控制人的政府级别越高,越有利于缓解融资约束。于蔚等(2012)的研究发现,政治关联通过信息效应和资源效应缓解融资约束。由此,本文提出第二个假设:
假设2:国有控股企业面临的融资约束小于非国有控股企业
由于最终控制人往往决定着企业的董事会决议,高管层的任命等一系列重大决策,因此其管理能力和监督动机是企业成功经营的关键因素。不同性质的大股东的动机和勤勉程度有所差别,因而其对我国上市公司经营绩效的影响也有所不同(徐莉萍等,2006)。朱茶芬,李志文(2008)认为,非国有企业的治理结构更健康。非国有控股企业追求股东价值最大化,其会计信息质量的提高必然能帮助企业所有者监督企业管理者从而治理代理问题,同时降低企业与投资者之间的信息不对称。而相比之下,政府作为国有企业的实际控制人,会由于以下原因导致政府对企业经营的监督力度不足,从而削弱了会计信息在治理信息不对称和代理问题上的作用。首先,国有控股企业可能存在所有者缺位,经营者越位的现象,导致内部人掌握着企业的控制权,代理问题严重,同时会计信息的披露流于形式。另一方面政府的目标不一定是企业价值最大化,有可能是解决环保、就业等社会问题,政府缺乏监督企业经营成果的动力。由此,本文提出第三个假设:
假设3:相比于国有控股企业,会计信息质量对融资约束的改善作用在非国有控股企业中更为显著
三、研究设计
(一)样本选取与数据来源本文选取2010年至2012年在深圳证券交易所A股上市的公司作为研究样本,并且根据证监会行业分类指引剔除了金融行业的样本和净资产为负值的样本。已有研究表明,并购等资本运作行为将影响企业的融资约束和现金持有策略;同时,由于目前再融资行为与现金股利挂钩,上市公司在增发、配股前的股利发放行为异常(王志强、张玮婷,2012),为了避免这些行为的影响,本文剔除了在2010至2012年内有重大资本运作、增发、配股的企业。同时为了避免极端值的影响,本文对样本进行了1%的wonsorize缩尾处理。最后本文共得到1649个样本,其中2012年770个,2011年495个,2010年384个。本文所使用的财务数据均来源于聚源数据库,信息披露评价数据则来源于深圳证券交易所网站。借鉴前人对我国上市公司控股股东的分类(李青原,2010等),本文按照最终控制人性质将上市公司的控股股东分为国家股东和非国家股东, 国家股东包括国有资产管理部门、地方所属或中央直属的国企,非国家股东包括个人、民营企业、乡镇企业等。样本公司中37.84%的上市公司由国家控制,62.16%的上市公司由非国家股东控制。表1是样本的分布情况。
(二)变量定义与模型构建
本文使用Almeida等(2004)提出的融资约束模型, 研究会计信息质量对融资约束的影响。模型以现金-现金流敏感度为融资约束的代理变量, 融资约束越大, 现金-现金流的敏感度越大。基本模型如下:
被解释变量中,△cashholdingi，t表示现金、银行存款、交易性金融资产当年度的增加额,Ai，t-1表示上一年资产总额。 解释变量中CFit表示当年产生的经营性现金流,CFit/Ai，t-1的系数β1即为现金-现金流敏感度,并以此衡量融资约束的大小,β1越大,表明企业受到的融资约束越大。VARit即本文研究的变量:会计信息质量。本文关注的是会计信息质量VARit与CFit/Ai，t-1交叉乘积变量,该变量代表会计信息质量对现金-现金流敏感度的增量影响。Francis(2004)认为,盈余属性主要包括应计质量、持续性、可预测性、价值相关性、及时性、会计稳健性和盈余平滑性。本文选取在实证研究中应用较为广泛的盈余平滑度(AC)和会计信息透明度(Degree)作为会计信息质量VAR的替代指标。应计利润法认为,企业的盈利来源于两部分,一部分是经营活动产生的现金净流量,另一部分是对现金流量的会计调整,称为应计项目。而应计利润又由两部分组成,一是经营性的应计项目,例如应收账款等;另一部分是非经营性的应计项目,例如公允价值变动损失等。由于现金流可操控性不强, 因此应计利润法认为,企业的盈余主要通过应计项目,特别是非经营性应计项目实现。本文借鉴前人的研究(张金鑫, 王逸,2013),将盈余平滑度指标定义为:
其中NOPAC表示非经营性应计项目,取负值是为了与信息披露质量指标的变化方向一致,即该数值越大,盈余质量越高。本文预期AC与CFit/Ai，t-1的交叉乘积系数为负,即会计信息质量的提高会降低企业面临的融资约束。而对于会计信息透明度(Degree),本文采用深圳证券交易所的信息披露考核结果作为检验指标变量,得分越高,公司会计信息的透明度越高。由于深交所的考核内容是上市公司信息披露的真实性、准确性、完整性、及时性、合法合规性和公平性,因此这一指标在公司透明度和信息披露水平的研究中得到了较多应用,如张纯、吕伟(2007),曾颖、陆正飞(2006)。本文预期Degree与CFit/Ai，t-1的交叉乘积系数为负, 即会计信息透明度的提高会降低企业面临的融资约束。各变量及其定义如表2所示。
四、实证分析
(一)描述性统计表3为模型中主要变量的描述性统计结果。从表中可以得出以下结论:(1)国有控股企业的现金持有量和现金流均比非国有控股企业大。这表明,国有控股企业的资金更为充裕,初步验证了国有控股企业面临的融资约束较轻的假设。(2) 国有控股企业的规模大于非国有控股企业,而非国有控股企业的成长性要高于国有控股企业。(3) 国有控股企业的会计信息质量比非国有控股企业高。
(二)回归分析表4报告了多元回归的结果。首先,无论是国有控股企业还是非国有控股企业,CFit/Ai，t-1的系数显著为正,即现金—现金流敏感度为正,表明上市公司普遍面临着融资约束。其次,在同一个模型中,国有控股企业的CF系数比非国有控股企业的CF系数小;在模型1中,国有控股企业的CF系数是0.004,而在非国有控股企业中CF系数是0.116;在模型2中,国有控股企业的CF系数是0.305,而在非国有控股企业中CF系数是0.470,这表明非国有控股企业面临更严重的融资约束。模型1研究盈余质量对企业融资约束的影响,模型2研究会计信息透明度对企业融资约束的影响。在模型1中,无论是国有控股企业还是非国有控股企业CFit/Ai，t-1×AC的系数显著为负,这表明盈余质量的提高,减少了非国有控股企业的信息不对称程度,进而降低了企业对于内部资金的依赖,表现为降低现金-现金敏感度,也就是说降低了企业面临的融资约束。在模型2中, 国有控股企业CFit/Ai，t-1×AC的系数为负,但是不显著,这表明会计信息透明度的提高并不能显著地降低国有控股企业的融资约束。对于非国有控股企业,CFit/Ai，t-1×AC系数显著为负,这说明会计信息透明度的提高,减少了国有控股企业的信息不对称程度,从而降低了企业面临的融资约束。综上所述,会计信息质量的提高有助于缓解企业面临的融资约束。然而最终控制人性质会使得会计信息质量对融资约束的影响表现出较大的差异。对于非国有控股企业而言,无论是提高会计盈余质量还是提高会计信息透明度都能使其面临的融资约束程度显著地降低;而对于国有控股企业而言提高会计盈余质量能降低其面临的融资约束, 然而增强其信息披露水平的效用却不明显。
注:表中省略行业和年度的虚拟变量的结果。括号内为t值,***、**、*分别代表在1%、5%和10%的水平上显著。
五、结论
本文以我国2010年至2012年深圳证券交易所A股上市的公司为样本,分别采用会计盈余质量和会计信息透明度作为衡量会计信息质量的指标,利用Almeida融资约束模型考察了会计信息质量对国有控股企业和非国有控股企业的影响。研究发现,融资约束是我国上市公司存在的普遍现象;相比于非国有控股的上市公司,国有控股上市公司的融资约束较弱;会计信息质量的提高能降低信息不对称程度,进而降低了融资约束,表现为企业对内部现金的依赖减少;对于国有控股企业而言,提高信息透明度对缓解融资约束的作用不明显。
摘要：本文从信息不对称理论出发,选取2010-2012年深圳证券交易所A股上市的公司为样本,研究提高会计信息质量是否会对降低企业面临的融资约束。研究表明:提高会计盈余质量能显著地缓解上市公司的融资约束,提高会计信息透明度能显著地降低非国有控股企业的融资约束,然而会计信息透明度的提高对国有控股企业的作用不显著。因此,提高会计信息质量是解决我国上市公司融资约束问题的有效途径。
最终控制人性质 篇3
外部审计是经济发展的产物。审计师是连接资本提供者 (所有者) 和资本需求者 (经营者) 之间的桥梁。如图1所示, 经营者聘请审计师对其报表进行审计, 并将审计后的报表提供给所有者。
资本市场上的资本提供者与资本需求者所做出的决策都是自愿的。资本提供者对其是否提供资本给相关企业完全拥有自主权, 资本需求者凭借自身的“实力”在市场上争取资源, 而选择何种类型的审计师也是其自身“实力”的一种体现。投资者和债权人对各企业都是一视同仁的, 哪个企业“实力”强, 哪个企业就更容易从资本市场上融资。
审计师是连接资本提供者和资本需求者之间的桥梁。理想的状态下, 企业内部人员选择审计师是以外部人员的需求为出发点的, 即选择符合外部人员要求的审计师。但上述关系中隐含着一个假设:企业向外部融资存在一定的难度。正因为存在一定的困难, 致使内部人员主动向外部人员提供相关的信息, 而且这种信息经过高质量审计师的审计, 以满足外部人员的要求。当这一假设不存在, 资本的供求状态发生改变, 企业内部人员易于从外部融资时, 内部人员选择审计师的情况将偏离理想状态。
国外的研究都是基于竞争的资本市场环境进行的, 在竞争的资本市场下, 资源得到有效、合理的配置。资本市场的基本功能是合理配置资源, 使资源流向效率高的企业, 从而得到最优利用。因此, 资本市场上的资本需求者有动机聘请高素质的审计师, 以向投资者提供高质量的信息。
二、审计形式需求者与审计实质需求者
Jensen和Meckling (1976) 研究发现, 经理人员聘请独立的第三方进行监督符合成本效益原则。经理人员会在与外部投资者缔结的契约中自愿给予外部投资者以监督的权力, 因此经理人员和外部投资者均为审计需求者。但是企业经理人员对审计的需求是一种被动需求, 外部投资者与债权人对审计的需求是一种主动需求。因此, 本文提出审计形式需求者与审计实质需求者两个概念。具体如图2所示:
本文简要地将资本需求者视为审计服务提供者, 而将资本提供者视为审计服务需求者。从广义上来说, 资本提供者又分为三类:最终控制人、外部投资者与债权人。最终控制人是企业最大的资本提供者。
资本需求者本身也存在审计需求, 但其审计需求是因外部投资者和债权人的约束而产生的。当资本所有权与控制权分离时, 作为“经济人”的管理层可能会牺牲所有者的利益而使自身利益最大化。外部投资者预测到管理层存在这种机会主义行为, 一旦管理层没有提供高质量的信息, 外部投资者将调整其购买证券的金额, 由此而导致的企业价值的下降部分将由管理层承担。这不仅会降低投资报酬率, 而且还会降低管理者自身的收益 (Jensen和Meckling, 1976) 。而管理层为了避免遭受这种损失就会向外部投资者承诺, 他们会像拥有百分之百股权一样勤勉, 不过多地进行在职消费等。而这些承诺是否会实现?这就需要独立的第三方进行监督, 而审计正是这样的一种监督机制。因此本文称资本需求者为审计形式需求者, 资本提供者为审计实质需求者, 审计实质需求者又可称作审计最终需求者。
张立民等 (2007) 指出, 审计形式需求者通常为具有委托人资格却希望控制审计意见类型的被审计单位及少数大股东。
从理论上来说, 作为最终控制人的战略投资者, 其应该最为迫切需要高素质的审计师来进行审计。但是, 作为企业最大的资本提供者, 他们可以利用其自身的控股股东身份获取相关的财务信息, 而不必像外部投资者一样从公司年报中获取信息。在公司中最终控制人还可能控制着公司管理层, 当然也存在最终控制人与管理层合一的现象。由于在很多上市公司中拥有50%以上股份的大股东便可以绝对地控制公司, 董事会与股东大会的效果是完全等同的, 因此最终控制人已经从外部信息需求者蜕变为内部信息的生产者。资本提供者与管理层的双重身份弱化了最终控制人对审计服务的需求, 最终控制人异化为审计服务提供者, 本文称之为审计形式需求者。
三、最终控制人对审计师选择的影响力
当最终控制人蜕变为审计形式需求者时, 由于普遍存在的“一股独大”现象, 大多数公司的股东大会、董事会及管理层都被最终控制人所控制, 从而导致内部治理机制发挥的作用有限。另外, 由于我国要素市场发育迟缓以及竞争机制的不完善, 经理人市场竞争机制和控制权转移机制等外部治理机制同样发挥不了应有的作用, 因此, 公司的最终控制人完全属于拥有契约优势的一方, 最终控制人对审计师选择也拥有契约优势。
2005年修订的《公司法》第170条规定:公司聘用、解聘承办公司审计业务的会计师事务所, 依照公司章程的规定, 由股东会、股东大会或者董事会决定。公司股东会、股东大会或者董事会就解聘会计师事务所进行表决时, 应当允许会计师事务所陈述意见。但我国的股东大会决议是“多数同意”机制, 上市公司的最终控制人通常利用股东大会决议为自己提供“方便”。因此, 最终控制人作为契约中有优势的一方, 其有动机也有能力干涉企业的审计师选择。
四、最终控制人选择审计师的理论分析
审计形式需求者作为契约中拥有优势的一方, 是否有动机聘请高素质的审计师, 取决于其对自身成本与收益的权衡。在一定的约束条件下, 若聘请低素质审计师付出的代价远远高于收益, 他们就有动机聘请高素质审计师。审计师选择过程中始终存在着审计形式需求者与审计实质需求者之间需求的差异, 这两者之间力量大小的对比决定了公司所选择的审计师素质的高低。
在理想的状态下, 出于对外部投资者利益保护的考虑, 最终控制人和管理层应该从审计实质需求者的角度出发来选择审计师。只有满足了审计实质需求者的需求, 他们才会提供资本或者继续提供资本。这是因为外部投资者和债权人可以通过控制资本流动来改变管理层从资本市场上获取资本的成本与数量。在完善的资本市场上, 管理层的机会主义行为带来的成本会由其自身承担。
在我国, 随着证券市场的逐步规范, 理性投资者增加, 外部投资者与债权人对高质量的审计需求也逐渐增加。但这些审计实质需求者在与最终控制人和管理层等“内部人”博弈的过程中始终处于弱势地位, 作为分散的投资者, 他们仍然难以对审计师选择施加直接影响。在处于弱势地位的情况下, 审计实质需求者主要通过公司的外部治理机制, 如中小投资者“用脚投票”的资本市场、经理人市场和产品市场等来影响最终控制人与管理层的审计师选择, 但这些外部治理机制发挥的作用十分有限。在我国, 大股东的股票仍然没有流通, 致使中小股东难以通过“用脚投票”的方式对上市公司施加实质性影响。并且, 我国产品市场和要素市场上仍然存在过多的政府干预行为, 从而削弱了产品市场和要素市场作为外部监控机制的作用。同时, 由于激励机制和家族控股等现实因素的影响, 我国远未形成竞争激烈的经理人市场 (黄彤, 2005) 。因此, 从宏观上来说, 我国高质量的审计需求仍然不足, 国际“四大”会计师事务所在我国所占有的市场份额仍然不大。
另外, 审计师选择还会受到市场现实条件的影响。当资本供过于求时, 企业较容易从资本市场上融资, 企业筹资成本较低, 这时对审计实质需求者来说, 他们自身也缺乏对高质量审计的需求, 审计形式需求者更加没有动机聘请高质量的审计师进行审计。在国外资本市场上, 资本的供给与需求趋于理想的状态, 资本市场是引导资源合理配置的工具。而我国的资本市场却有其特殊性, 政府对资本市场的干预导致我国资本市场并不能合理地配置资源。
政府作为资本市场中上市公司的最终控制人, 导致了产权性质不同的企业在资本市场上融资的难易程度存在差异。对于非国有控股企业来说, 仍然是资本供给与需求状况决定最终控制人与管理层对审计师的选择;而对于国有控股企业来说, 由于证券市场上对首次上市交易的“国企优待”以及银行的优待, 其更容易从资本市场上融资。
由上可知, 产权性质不同的企业所受融资约束不同, 审计实质需求者所提供资本对最终控制人的影响也存在差异, 从而影响了企业的审计师选择。
参考文献
[1].Jensen, Meckling.Theory of the firm:managerial behavior, agency costs and ownership structure.Journal of Financial Economics, 1976;3
最终控制人性质 篇4
MM理论认为, 在交易成本为零等一系列严格的假定下, 企业的投资决策仅取决于项目的净现值, 与融资无关。在新古典主义的设置中, 考虑到调整成本 (Tobin, 1969;Hayashi, 1982) , 管理者 (即公司) 将会一直进行资本投资, 直至边际回报为零。此基础设置中, 我们观测不到内部产生的现金流和投资之间的关系 (即投资与内部现金流无关) 。但现实世界不是完美的, 融资会影响到企业的投资决策, 研究发现, 导致企业投资与内部现金流高度相关主要因为融资约束和代理问题。之前的研究文献在很大程度上主要着眼于对投资——现金流敏感性现象的解释:融资约束或自由现金流。存在这一问题的前提是管理者和外部资本供应者之间信息不对称, 事前的信息不对称导致融资约束进而产生投资不足 (逆向选择问题) , 事后的信息不对称导致过度投资 (道德风险问题) 。会计信息由于具有治理和定价功能, 被认为是缓解公司中代理冲突和信息不对称的主要机制之一。国外, Bushman和Smith (2001) 、Biddle和Hilary (2006) 、Verdi (2006) 和Tang (2007) 的研究均证实了会计信息质量提高了投资效率。袁建国等 (2009) 、李青原等 (2010) 的研究也提供了国内证据。但是这些研究均没有从投资—现金流敏感性的角度 (非效率投资的代理变量) 研究财务报告质量的信息传递作用。本文以2005年至2010年的非金融上市公司为样本, 对实际控制人、财务报告质量与投资—现金流敏感性三者之间的关系进行实证研究。
二、研究设计
(一) 研究假设
参照已有研究成果, 本文提出如下研究假设:
(1) 财务报告质量与投资—现金流敏感性。FHP于 (1988) 以股利支付水平作为融资约束的判别标准, 验证了投资—现金流敏感性在信息成本不同的企业之间的差异, 提出融资约束假说。Hoshi et al. (1991) 总结了融资约束的两个可能的理由。一方面, 道德风险模型表明, 当管理者控制但并不拥有公司时, 外部融资会稀释管理层持股比例, 从而加剧管理层激励问题。这一事后激励问题降低了事前的资本供给量。另一方面, Myers和Majluf (1984) 提出了逆向选择模型。如果管理者相比投资人拥有关于公司前景的更多信息, 将会溢价发行证券, 而理性的投资者会增加资本成本, 从而公司会减少资本需求量。因此, 在这两种情况下, 导致公司资本投资更依赖于内部产生的现金流。有学者从自由现金流的角度来研究投资—现金流敏感性问题, Jensen (1986) 表示管理者有动机使其公司规模超过最优水平。鉴于外部融资使得管理者更易被外部资本提供者监督和惩戒, “内部项目融资避免了这种监督和资金可能无法获得的可能性”, 从而使管理者更依赖于内部产生的现金流, 而不是将多余的现金分给投资者从而造成过度投资。Richardson (2006) 将企业新增投资支出分为预期投资支出和非正常投资支出, 过度投资行为集中于自由现金流水平较高的公司, 投资对现金流的敏感性符合代理理论的解释。 (Antle和Eppen, 1985) 。所以我们认为, 高质量的财务报告能降低投资—现金流敏感性。国外的实证研究中, Bushman和Smith (2001) 、Biddle和Hilary (2006) 和Verdi (2006) 等的研究均证实了财务报告质量能提高投资效率。国内袁建国等 (2009) 研究发现会计信息质量与企业过度投资显著负相关, 在自由现金流量较多的上市公司中, 这种负相关关系更强, 提高会计信息质量可以抑制企业的过度投资行为。李青原等 (2010) 从终极控制人的角度出发研究会计信息质量与投资效率之间的关系, 他们发现会计信息质量与公司投资过度、投资不足的关系在不同的控制权性质下呈现出不同的特点。基于以上分析, 提出如下假设:
假设1:高质量的财务报告质量降低公司层面的投资—现金流敏感性
(2) 实际控制人性质的影响。李青原等 (2010) 利用2004年至2006年的数据发现, 非国有控制公司的会计信息质量与公司投资效率间关联度大于国有控制的公司。张洪辉等 (2010) 发现, 国有企业的过度投资与现金流不存在显著的相关性, 债务也没有能够约束过度投资行为, 政府控制的国有上市公司的过度投资, 并不一定是因为经理个人私利引起的, 而是各级政府、政府官员将其经济、政治目标内部化到其控制的企业的结果。可见, 财务报告质量在国有上市公司中降低道德风险的作用降低。另一方面, 国有上市公司面临的融资约束较非国有公司要轻。中央所属的国有上市公司多是掌握国计民生的大型企业, 不仅有能力从国有银行获得贷款, 建立较紧密的融资关系, 而且国有银行为了改善自身的经营状况往往也争相为其提供贷款;地方所属国有企业因为有政府的支持, 从外部取得资金也较容易。所以, 财务报告在国有上市公司融资中所起到的信号传递作用降低了, 国有公司并不需要提高会计信息质量就比非国有公司面临的融资约束低。而非国有控股上市公司由于政策歧视, 在银行信贷市场或资本市场中处于明显的弱势地位, 此时若较好解决借贷双方的信息不对称和借款方道德风险问题将有助于缓减其融资约束 (白重恩等, 2005) 。基于以上分析, 提出如下假设:
假设2:与实际控制人为国有的上市公司相比, 非国有的上市公司中高质量的财务报告降低投资—现金流敏感性的作用更强
(二) 样本选择
数据包括2000年来所有非金融类上市公司, 但是因为在计算AQ时需要滞后5期的数据, 所以实际进行分析的数据是2005年至2010年共6年的数据, 剔除所需数据缺失公司, 共获得7031个有效样本。
(三) 变量定义
我们借鉴Dechow和Dichev (2002) 和Mc Nichols (2002) 的研究, 以应计质量作为衡量财务报告质量的代理变量。这种方法基于应计是对未来现金流量的估计, 应计利润估算有较低的估计错误时, 收益将更能代表未来的现金流量。继Francis et al. (2005) 的研究, 我们使用Dechow和Dichev (2002) 的模型进行估计, 且要求每个年份每个行业至少有20个观测值, 行业分类基于上市公司行业分类指引 (CSRC行业分类) 标准 (制造业按二级分类, 其他行业按一级分类) 。我们首先根据模型 (1) 求得残差, 财务报告质量AQ在第t年的值被定义为在t-5至t-1年间 (由于在DD模型中现金流量提前了一年, 在此要滞后一年) 由DD模型估计的公司层面的残差的标准离差, 以确保当年之前的所有影响盈余质量的解释变量都被计量。再乘以负1, 使AQ所代表的财务报告质量呈递增。Accrualsi, t=α+β1Cash Flowi, t-1+β2Cash Flowi, t+β3Cash Flowi, t+1+εi, t (1) ;其中:Accrualsi, t= (ΔCA-ΔCash) - (ΔCL-ΔSTD) -Dep, ΔCA=流动资产的变化, ΔCash=货币资金的变化, ΔCL=流动负债的变化, ΔSTD=短期借款的变化, Dep=折旧和摊销, Cash Flow=非经常项目前的净收入减Accruals。所有变量均除以平均总资产。
(四) 模型构建
为了检验财务报告质量对投资—现金流敏感性的影响, 我们借鉴Broussard et al. (2004) 、支晓强、童盼 (2007) 等的研究, 使用如下的模型对假设进行实证分析:Investmenti, t=α+β1CFOi, t++β2AQi, t×CFOi, t+∑Controli, t+∑Year+∑Ind+εit (2) ;Investment代表公司的固定资产投资, 等于公司本年现金流量表中“购建固定资产、无形资产和其他长期资产所支付的现金”除以年初总资产。CFO代表公司本年的现金流, 等于公司本年现金流量表中的“经营活动现金流量净额”除以年初总资产。借鉴Biddle&Hilary (2006) 的研究, 引入以下控制变量:公司规模、市价与账面价值的比例、有形资产比率、杠杆率、股利支付率和财务松弛等。这些变量在之前的研究中被发现与资本投资相关。Log Asset:总资产的自然对数;TBQ:总资产市场价值除以总资产的账面价值;ROA:总资产收益率;Dividend:股息支付哑变量, 如果公司已经支付了股息取值为1, 否则为0;K-structure:长期负债与总资产的比率;Tangibility:有形资产率 (PPE/总资产) ;CFOsale:CFO/销售收入;Slack:现金/PPE;Big Four:审计质量哑变量, 如果公司被四大审计的设置为1, 否则为0。Year为年度控制变量, 以2005年为控制年份, 共设置Year06、Year07、Year08、Year09、Yea10共5个变量。Ind为行业控制变量, 制造业按二级分类, 其他行业按一级分类, 剔除金融业后共21个行业, 但是因为AQ的计算要求每年每行业至少有20个样本, 而采掘业 (B) 、木材、家具业 (C2) 、其他制造业 (C9) 、散播与文化产业 (L) 的样本数每年少于20个, 剔除这四个行业后, 以C0为基础, 共设置16个控制哑变量。
三、实证结果分析
(一) 描述性统计
上市公司财务数据资料均来自于CSMAR数据库和CCER数据库, 为了消除极端值的影响, 我们对处于0-1%和99%-100%之间的极端值样本进行了winsorize处理。表 (1) Panel A是主要变量的描述性统计, 投资、经营现金流与财务报告质量的标准差均较大, 说明公司间差异较大。尤其是AQ的标准差较大, 说明我国上市公司的财务报告质量差异明显, 这为我们的分析提供了很好的数据基础。另外, 表 (2) Panel B中, AQ与投资、经营现金流均负相关, 且皮尔森相关系数分别是-0.5886和-0.6157, 初步表明高质量财务报告信息有助于缓减契约方间的信息不对称和代理问题, 进而造成其与投资、经营现金流负相关。同时, AQ与审计质量 (Big Four) 负相关 (-0.3469) , 一般认为经过四大审计的公司的财务报告质量较高, 而数据显示与预期相反;公司规模与其他变量之间的相关性较强, 公司规模越大企业的投资、现金流越多, 但并没有证据显示规模越大财务报告质量越高。
(二) 回归分析
按实际控制人性质将上市公司分为国有控股公司 (State=1) 和非国有控股公司 (State=0) , 进行分析。回归结果见表 (3) 。从表 (3) 中分析可知: (1) 在模型1中, 不论是国有还是非国有控股公司, 投资与现金流均在1%的显著性水平下正相关, 说明我国上市公司普遍存在投资与内部现金流高度敏感的非效率投资问题。而且国有公司的投资与现金流的回归系数较非国有公司更高, 说明国有上市公司的非效率投资问题更严重。 (2) 在模型2中, 不论是国有还是非国有控股公司, 财务报告质量 (AQ) 与现金流 (CFO) 的交乘项均与投资支出负相关, 这说明财务报告质量的提高降低了投资—现金流敏感性, 假设1得到了验证。 (3) 在模型2中, 财务报告质量 (AQ) 与现金流 (CFO) 的交乘项系数在非国有公司中更显著, 这说明在非国有公司中财务报告质量与投资—现金流之间的关联度大于国有公司, 财务报告质量的提高降低非效率投资的作用在非国有公司中更大, 假设2得到了验证。 (4) 在模型3中, 加入了控制变量后, 回归结果依旧不变, 说明我们的结论是稳健的, 进一步验证了假设1和假设2。
(三) 稳健性检验
我们沿着Francis et al (2005) 的研究, 将模型 (1) 进行修正以包括厂房设备 (PPE) 和收入的变化 (除以平均资产) 。Mc Nichols (2002) 提出这一模型的延伸, 其认为销售收入和PPE的变化在形成流动性应计 (current accruals) 、经营现金流量的预期中起重要作用。表明添加这些变量到DD模型 (2002) 中, 显著提高其解释力, 从而减少测量误差。我们用以下模型计算的财务报告质量来进行稳健性检验:TCA2j, t=β0, j+β1, jCFOj, t-1+β2, jCFOj, t+β3, jCFOj, t+1+β4, jβRevj, t+β5, jPPEj, t+βj, t (3) ;其中, Revj, t=公司j在第t-1年至第t年间收入变化;PPEj, t=公司j在第t年中PPE (固定资产) 总值的变化。AQ的计算方法同前, 首先根据模型 (3) 计算残差, AQ在第t年的值为t-5至t-1年间残差的标准离差, 然后再乘以负1, 使AQ所代表的财务报告质量呈递增。回归结果与前文的结论基本一致, 限于篇幅不再具体汇报。
四、结论
本文通过对实际控制人性质、财务报告质量与投资现金流敏感性关系进行实证研究, 发现财务报告质量与投资—现金流敏感性负相关, 高质量的财务报告提高了投资效率;在非国有公司中财务报告质量与投资—现金流之间的关联度大于国有公司, 财务报告质量的提高降低非效率投资的作用在非国有公司中更大表明。高质量的财务报告能降低公司内部管理者与外部投资人之间的信息不对称, 从而减少了融资约束和代理成本, 降低了投资与内部现金流之间的关系, 提高了投资效率。
摘要：本文以2005年至2010年的非金融上市公司为样本, 对实际控制人性质、财务报告质量与投资现金流敏感性的关系进行了实证研究。结果发现:财务报告质量与投资现金流敏感性负相关, 高质量的财务报告提高了投资效率;同时发现在非国有公司中财务报告质量与投资现金流之间的关联度大于国有公司。
最终控制人性质 篇5
一、对最终控制人的界定
最终控制人即广义的控股股东, 既包括狭义控股股东即公司第一层面的直接控制人, 又包括间接最终控制人。所谓的控股股东, 是指掌握公司控制权达到一定比例, 能够左右股东会和董事会的决议, 从而可以控制公司局面烦人股东。控股股东有广义和狭义之分。狭义控股股东仅指公司第一层面的直接控制人, 一般为公司的第一大股东。如果公司发行的股份全部具有表决权, 则直接控制人对公司的所有权和控制权比例是相等的。然而, 在很多情况下, 投资人可以通过诸如多层持股、交叉持股、金字塔结构和其他特殊的合约安排, 通过复杂的控制链条间接控制上市公司, 这一类股东定义为间接最终控制人。
二、定向增发过程中最终控制人的侵占行为的表现
定向增发也称为非公开发行, 与公开发行同属于增发的范畴。定向增发是公司再融资方式之一, 通过向特定的增发对象发行股票, 以获得公司发展所需资金。定向增发是在股权分置改革后借鉴境外市场经验引入的新的融资发行制度。在定向增发过程中, 最终控制人对中小股东的侵占效应表现为以下几个方面:
(一) 对定向增发股价的操纵
在定向增发时, 增发对象按照增发价格支付一定的对价以获得股份。无论控股股东、战略投资者还是机构投资者都希望以较低的估计认购股票。按照《上市公司证券发行管理办法》, 规定“发行价格不低于定价基准日前20个交易日公司股票均价的90%”, 由此看出增发股价与基准日前20个交易日股票均价有着直接的关系。在这样的情况下, 最终控制人将通过各种方法压低前20个交易日的股价, 包括增发前长期停牌、发放不利消息等。较低的股价使得参与增发的最终控制人、机构投资者在支付相同对价的情况下获得更多股份份额, 降低了其融资成本, 侵占了中小股东的利益。
(二) 定向增发过程中注入劣质资产
证监会并没有对增发对象认购股份支付对价的形式做出明确规定, 最终控制人等可以选择以现金或者资产等方式获得股票。在这样的背景下, 最终控制人大多会选择以注入资产的方式参与定向增发。上市公司最终控制人以资产认购定向增发的股票, 可以解决上市公司的关联交易等问题而且有利于优化其资产结构。由于对资产的估价机制尚不完善, 使得增发对象有高估资产的机会行为, 更为严重的是以次充好。以劣质资产换得股票的行为, 在短期内使得未最终控制人获得超额收益, 但是不利于公司长远发展。长期来看, 劣质的资产会引起公司经营效率、盈利能力的下降, 从而使得每股收益下降, 侵占了未参与定向增发的股东们的利益。
(三) 定向增发后发放高现金股利
现金股利本被看成是所有股东利益均享的一种方式, 然而定向增发后的现金股利却有所不同。在增发后, 最终控制人提高了持股比例和控制权, 认购增发股票的现金或资产并没有完全参与到增发当年的经营活动中, 但是增发后确按持股比例向所有股东发放现金股利, 也就是说最终控制人增加的持股比例剥脱了原本应该支付给中小股东的现金股利, 这实质上是对中小股东利益的侵占。
三、最终控制人参与定向增发对现金股利政策的影响
股利分配政策体现了上市公司利润在留存收益和分配给股东之间的抉择, 不仅与公司的投融资政策有关, 更多的是控股股东与中小股东之间利益均衡的问题。最终控制人对上市公司的各项经营政策具有绝对的话语权和决定权, 影响着上市公司的股利政策。在定向增发这个特殊的再融资方式下, 最终控制人的行为也表现出一定的特殊性。
(一) 中小股东对定向增发后发放现金股利的接受度更高, 促使了最终控制人在增发后发放现金股利
定向增发后的现金股利看似是所有股东收益共享, 其实不然。在定向增发过程中, 最终控制人以较低的价格获得较多的股份, 增加的持股比例和控制权使得其在公司宣告发放现金股利时获得更大份额的股利, 而中小股东并未参加增发, 获得的现金股利份额较小, 这在一定程度上对中小股东利益进行了侵占。尽管如此, 中小股东也还是能接受这种情况, 因为如果最终控制人不发放现金股利而将利润作为留存收益, 他们将一无所获。
(二) 定向增发受到的制约少, 最终控制人利用增发后的现金股利向自身输送利益的空间较大
定向增发降低了公司净收益率的指标要求, 审核程序简单、发行成本低, 同时对过去几年股利支付情况没有明确规定。这使得有些公司, 在增发前一年通常进行盈余管理 (章卫东, 2010) , 将增发一年的留存收益放在增发后发放股利, 这样增发后股份份额增加的最终控制人获取现金股利的份额更大。通过以上分析, 本文认为最终控制人在参与定向增发后会增加现金股利的分配, 提高自身获得收益的比例。
(三) 不同经济性质的控股股东对现金股利政策的影响不同
目前上市公司最终控制人的经济性质而言, 主要包括国家、民营、外资、社会团体、职工持股和其他持股主体, 其中国家持股上市公司占全部上市公司的主要部分。由于最终控制人经济性质不同, 它们的持股比例、控制方式都会有所差异, 进而对上市公司收益分配的理念也不同。最终控制人为国有的企业主要是水力、电力、石油等资源的大型企业, 为了维持居民生活和维护公共设施而存在。受到国绩效考核的要求, 这些企业对资产的保值增值要求较高, 一般会将利润留存在企业内部而不分配给股东。相比而言, 最终控制人为非国有性质的, 投资的主要目的是获得投资收益且没有类似的绩效考核要求, 其分配现金股利倾向较高。
所以, 有关部门应该加强上市公司定向增发后的现金分红的监管规定, 改变“一股独大”现状, 建立多个股东股权制衡机制, 加强对中小股东的保护, 从而抑制最终控制人通过定向增发后的现金分红向自身输送利益。
参考文献
[1]宋玉, 李卓.最终控制人特征和上市公司现金股利政策[J].审计与经济研究.2007, (5) .
[2]王化成, 李春玲, 卢闯.控股股东对上市公司现金股利政策影响的实证研究[J].管理世界, 2007 (1) :122-127, 136, 172.
最终控制人性质 篇6
一、最终控制人是否存在掏空动机
中捷股份的全称是中捷缝纫机股份有限公司, 是中捷控股集团有限公司 (简称“中捷集团”) 的上市公司, 于2004年7月在深圳证券交易所挂牌上市。中捷集团是由自然人蔡某控制的一家综合性企业集团, 蔡某就是中捷股份的最终控制人。由于中捷集团的全部股权均由蔡某一家持有, 因而最终控制人在中捷股份的现金流量权和控制权并未分离。笔者参照La Porta等人 (1999) 的方法, 对蔡某在中捷股份和中捷集团享有的投票权以及现金流量权计算如下:
最终控制人在中捷股份和中捷集团享有的投票权以及现金流量权
如上表所示, 最终控制人在中捷股份享有的现金流量权和投票权一致, 不存在两者分离所产生的代理问题。但最终控制人在中捷股份的现金流量权远不及其在中捷集团的现金流量权, 2004年两者比值最大为0.54, 此后各年逐渐降低。显而易见, 将中捷股份的资源转移到中捷集团更符合最终控制人的利益, 因而蔡某有掏空上市公司的动机。不仅如此, 蔡某各年拥有中捷股份的投票权远远超出20%, 并担任董事长一职, 从而具备实施掏空行为的条件。
二、最终控制人的行为是否得到有效制约
既然最终控制人兼有掏空上市公司的动机和能力, 其他大股东能否对其掏空行为进行制约呢?2004~2005年中捷股份均有另一个持股5%以上的大股东, 即玉环兴业服务公司。然而, 玉环兴业服务公司股权的67.2%由中捷集团的高管持有, 最终控制人将上市公司的资源转移到中捷集团, 同样符合玉环兴业服务公司的利益, 因而不能奢望它对最终控制人的掏空行为进行制约。
独立董事作为中小股东利益的代表, 是否能对最终控制人的掏空行为进行制约呢?根据中捷股份披露的信息, 2008年5月26日, 蔡某等六名董事由于公司被公开谴责而集体辞职, 公司选举出新的董事长。此前, 各届董事会中独立董事人数均为董事会成员的1/3, 达到了最低要求。最终控制人蔡某一直担任中捷股份的董事长, 牢牢掌握上市公司的控制权。出席董事会会议的次数是衡量独立董事工作是否勤勉的一个重要指标。2004~2007年中捷股份竟有一半的独立董事缺席了约1/4的董事会会议, 也未委托他人代为表决。更让人失望的是, 2006年年度报告表决时, 三名独立董事中只有两名列席会议;2007年年度报告表决时只有一名独立董事出席, 另外三名均委托其代为表决。出席会议的情况尚且如此, 独立董事从未对公司董事会各项议案及其他事项提出过异议也就不足为奇了。基于上述情况来看, 中捷股份的独立董事制度主要是满足形式上的要求, 独立董事履行职责的情况并不理想, 无法对最终控制人进行有效制约。
三、中捷集团侵占上市公司利益的若干证据
1. 日常关联方交易。
考虑到控制关系的存在, 分析关联方交易时应关注中捷集团所控制的企业与中捷股份发生的关联方交易。从关联方交易的内容来看, 主要表现为中捷股份购买生铁等原材料以及接受广告服务, 业务类型较为简单, 且中捷股份对这些关联方交易不存在明显的依赖。从关联方交易的定价来看, 中捷股份购买商品或接受劳务时均按市场价格定价, 但中捷集团的控股子公司为中捷股份提供广告服务的定价原则却没有被披露, 存在最终控制人利用关联方交易定价进行掏空的可能。
玉环中捷广告公司 (简称“中捷广告”) 原为中捷股份的控股子公司, 2004年11月中捷股份将其股权转让给中捷集团。2004年12月中捷广告就从中捷股份收取广告制作费17.01万元, 2005年收取广告制作及服务费则高达196.89万元。形成鲜明对比的是, 中捷广告2004年1~11月为中捷集团提供广告服务的收费仅为1.07万元。截至2006年11月, 中捷集团将中捷广告出售之前, 中捷广告从中捷股份共获取405.71万元, 包括广告制作收入361.71万元、服务费收入44万元, 中捷集团按持股比例享有206.91万元。毋庸置疑, 中捷广告高价为中捷股份提供广告服务、低价为中捷集团提供广告服务的实质就是最终控制人通过看似合理的关联方交易将中捷股份的资源转移给中捷集团。
2. 资产收购与出售。
资产收购与出售交易也是最终控制人实施掏空的常用手段之一, 表现为上市公司高价买入和低价卖出资产。自上市以来, 中捷股份与中捷集团之间共发生了两笔资产出售交易, 即中捷广告和上海中捷缝纫机有限公司 (简称“上海中捷”) 的股权转让交易。
中捷股份持有中捷广告51%的股权, 于2004年11月30日将股权转让给中捷集团。此次转让参照中捷广告2004年9月末每元资本净资产额作价39.45万元, 而当时中捷股份长期股权投资的账面净值为41.71万元。无疑, 中捷股份贱卖了资产。从中捷广告的主要财务数据来看, 2004年1~11月实现主营业务收入83.72万元, 与2003年相比减少了33.91%, 主营业务利润率由2003年的93.27%降为54.86%, 净利润更是锐减124.4%。2004年, 全国广告投放总量同比增长了17%, 中捷广告的业绩不升反降且幅度如此之大显然不合情理。更令人惊讶的是, 短短两年后中捷集团就将中捷广告转手卖出。而这两年内, 中捷广告从中捷股份获取收入405.71万元, 中捷集团按持股比例享有206.91万元, 且不必再为中捷股份支付任何广告费用。由此得知, 表面上看中捷广告因为业绩变差而被低价转让, 实际上却是最终控制人采用财务手段低价获取中捷广告的股权, 为日后将上市公司的资源转移至集团公司创造条件。
关于上海中捷的股权转让, 中捷股份发布临时公告称由于上海中捷主营产品盈利能力下降, 公司逐渐将该类产品转移至生产成本较低的江苏和浙江生产基地, 同时将所持上海中捷53.33%的股权转让给中捷集团。从上海中捷出售前的财务数据来看, 2004~2005年其发展状况良好, 但2006年财务业绩突然滑坡。此次交易的定价以正信会计师事务所对上海中捷的评估价值为基础, 基于第三方评估公允的前提, 上市公司的利益未被侵占, 故不作深入分析。
3. 资金占用。
大股东与上市公司之间资金占用的相关数据主要通过“应收账款”、“应付账款”、“预收账款”、“预付账款”、“其他应收款”和“其他应付款”账户反映。由于应收预收、应付预付款项都是在经营活动中产生的, 因而可以将其作为计算经营性资金占用的依据。而其他应收、其他应付款涉及的是非经营活动, 故用来确定非经营性资金占用的依据。
2006年年末中捷股份的大股东净占用资金高达1.51亿元, 占中捷股份总资产的13.54%;2007年年末大股东净占用资金增至1.71亿元, 占中捷股份总资产的10.48%。根据李增泉、孙铮等 (2004) 的研究, 我国A股市场2000~2003年上市公司大股东净占用资金与上市公司总资产的比例均值为2.5%。中捷股份的大股东净占用资金的数额之巨, 由此可见一斑。从资金占用形态来看, 中捷股份与大股东之间各年经营活动涉及资金的金额较小, 且余额方向随机, 可视为正常交易。实际上, 控制人主要通过非经营活动非法占用上市公司的资金。
四、思考与启示
1. 加大对掏空行为的处罚力度。
2004年11月, 中捷股份将子公司的股权低价转让给中捷集团, 此后两年内接受其提供的高价服务, 将其数百万元的资产以广告制作及服务费的形式转移给中捷集团。自2006年1月起, 董事长蔡某在未经任何审批程序的情况下多次将中捷股份的资金划拨给中捷集团使用, 致使中捷集团累计占用中捷股份近5亿元的资金。蔡某一家拥有中捷集团的全部股权, 通过这些违法行为所获取的利益之丰厚可想而知。2008年6月, 中国证监会对中捷股份处以30万元的罚款、对蔡某处以30万元的罚款以及5年市场禁入。相比之下, 实际控制人因事情败露而受到的处罚简直微不足道。由于违法收益与违法成本不对等, 在经济利益的刺激下, 实际控制人实施掏空行为就是一种理性的选择。因此, 只有加大对掏空行为的处罚力度, 将违法成本提高到合理水平, 改变最终控制人的预期, 才能从根本上遏制其掏空行为。
2. 促进民营上市公司由家长制向现代公司治理机制转变。
与大多数民营企业一样, 中捷股份实行家长制管理模式, 一切重大决策都是董事长说了算, 董事会、监事会、股东大会等通通成了摆设, 实际控制人的掏空行为得不到有效约束。因此, 必须促使民营上市公司摆脱传统的家长制, 由人治转向法治, 真正贯彻董事会、监事会和股东大会相互制衡的现代公司治理机制。
3. 进一步完善对上市公司信息披露的监管。
为了隐瞒中捷集团占用资金的事实, 中捷股份在2006年、2007年半年报和年报中均进行了虚假披露。2007年10月, 中捷股份公开增发募集资金达42 600万元, 而保荐人、会计师事务所、律师事务所均未发现公司存在巨额资金被占用的问题。从公开增发到被证监会公开处罚, 中捷股份的股价跌幅高达48.51%, 令中小投资者损失惨重。尽管中捷股份的实际控制人采取的手段并不复杂, 但时隔三年才被发现, 表明我国在上市公司信息披露监管方面存在疏漏。因此, 应进一步完善对上市公司信息披露的监管, 包括提高独立审计的质量, 将有助于尽早发现上市公司的各项违规行为, 保护中小投资者的利益。
参考文献
[1].贺建刚, 刘峰.大股东控制、利益输送与投资者保护——基于上市公司资产收购关联交易的实证研究.中国会计与财务研究, 2005;3
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[3].吕长江, 肖成民.民营上市公司所有权安排与掏空行为——基于阳光集团的案例研究.管理世界, 2006;10