上市公司控制权私人收益及计量——以我国国有股权转让为例,本文主要内容关键词为:控制权论文,为例论文,股权转让论文,上市公司论文,收益论文,此文献不代表本站观点,内容供学术参考,文章仅供参考阅读下载。
一、引言
La Porta等(1999)指出,与Berle和Means所强调的上市公司面临所有权与经营权分离不同,即使在上市公司的股权比较分散的美、英等国家,大部分上市公司都有控股股东,而在东南亚、欧洲大陆等股权相对比较集中的国家更是如此。在这种情况下,控股股东的控制权私人收益而非管理层与股东之间的代理成本应该成为关注的重点。
控股股东的控制权私人收益(private benefit of controlling shareholder)是指,公司的股东并非天生平等的,其中控股股东能够单独享有某些收益,该收益并不在所有股东之间按照出资比例分享。Harris和Raviv(1988)、Aghion和Bolton(1992)把该私人收益看成某些股东处于控制地位所产生的心理(Psychic)价值。而本文主要关注的是La Porta等(1997)提出的控制权私人收益问题。La Porta等认为控股股东的控制权收益是控股股东把公司资源仅用于服务自己或者直接以偷盗方式挪占公司资源所产生的收益。
La Porta等(1998、1999、2000、2002)进一步分析了控制权私人收益与法律对投资者保护之间的关系及其对资本市场发展的影响。他们指出,法律制度对投资者的保护程度越高,控制权私人收益越低;反之,控制权私人收益越高。而对投资者保护程度的差异及其决定的控制权私人收益差异是解释不同国家资本市场发展差异的重要因素。投资者保护程度越低,控制权私人收益越高,中小投资者受到大股东侵害的可能性越大,因此为证券所支付的价格就越低,导致资本市场发展缓慢;反之,则有利于资本市场的发展。Edward,Johnson和Shleifer(2001)以捷克和波兰的经验对比说明了这个问题。
由此可见,控制权的私人收益间接地反映了一个国家法律制度对中小投资者的保护程度,直接影响到一个国家的资本市场发展和经济发展。本文将以我国上市公司的股权转让为例来分析我国的控制权私人收益问题,并对控制权私人收益进行度量,进而间接反映我国法律制度对公司的保护程度。
二、控制权私人收益影响因素与度量方法
1.投资者保护与控制权私人收益
一个国家上市公司的股权结构与控股股东的控制权私人收益密切相关。股权越集中,大股东对公司的控制力就强,就越可能利用控制权谋取私人收益。相反股权越分散,上市公司没有控股股东,因此也就不存在控制权私人收益,这时主要面临的是股东与管理层之间的代理问题。
La Porta等(1997、1999)指出,一个国家的公司股权结构到底是集中还是分散,在很大程度上是由这个国家的法律制度对中小投资者保护程度所决定的。当对投资者权益保护不够时,会有不同的替代机制来弥补法律制度对投资者保护的不足,所有权的集中就是其中之一。所有权集中是股东对自己的权利缺乏法律保护时的一种适应性反应,它有助于解决股东与管理人员之间的代理问题。但与此同时,所有权的集中又会带来新的问题:由于控股股东拥有公司控制权,这样可能造成控股股东掠夺小股东的行为。
由此可见,控制权私人收益归根到底是由法律对投资者的保护程度所决定的,控制权私人收益的大小可以在一定程度上反映一个国家的法律制度对投资者的保护程度。
La Porta,Lopez-de-Silanes,Shleifer,Vishy(1998)提出了衡量一个国家法律体系对中小投资者保护程度的指标体系,并运用该指标体系度量了49个国家法律制度对中小投资者的保护程度,他们的研究结论表明,普通法系的国家和地区对中小投资保护程度最高,德国和斯堪的纳维亚国家次之,法国法系的国家对投资者保护程度最低。
表1 2003年上半年我国上市公司股权转让交易统计描述
最小值 最大值 平均值标准差
转让数量(万股)
405.0016505.064922.773345.14
转让比例(%)
1 67 23.96
13.2
转让价格(元).14
10.00 2.8817 1.7544
转让前每股净资产(元).139.54 2.5870 1.5762
转让溢价比例(%) -69 189 18.08 41.49
孙永祥(2002)根据La Porta等提出的指标体系,对我国法律体系对中小投资者保护情况进行了估算,他的估算结果表明,我国现行的法律制度对中小投资者的保护程度比法国法系的国家对中小投资者的保护程度还要低。
根据以上的分析,我国法律体系对中小投资者的保护程度低,因此必然会导致上市公司的控制权具有较高的私人收益。下面以我国上市公司国有股权转让为例,度量我国上市公司的控制权私人收益,进而判断我国的法律制度是否为投资者提供了足够的保护。
2.控制权私人收益的度量方法选择
直接度量控制权的私人收益是非常困难的,原因在于:第一,Harris等把控制权私人收益视为一种心理上的价值,因此是不可能直接度量。第二,正如哈特所指出的控制权私人收益往往是在合同不完全的情况下发生的,仅当第三者难以或不可能证实时,方能从公司资源中获得私人收益。否则,外部股东可以通过法律程序索回这些收益。
目前主要通过两种方法间接地来估算控制权私人收益的大小。第一种方法由Barclay和Holderness(1989)提出的。该方法主要通过比较大宗股权转让价格与大宗转让公布后交易日的市场价格之差来代表控制权私人收益的估计值。第二种估算控制权私人收益的方法是由Lease,McConnell和Mikkelson(1984)提出的。该方法比较同一公司发行的两类具有不同投票权而其他权利都一样的股票的价格差异,并以此价格差异代表控制权的私人收益。
显然,以上两种方法并不适合于估算我国上市公司的控制权私人收益。我国上市公司拥有控制权的股东持有的股份往往是非流通股,由于市场分割,流通股与非流通股之间存在巨大的价格差异,不具备可比性,因而通过第一种方法来估算控制权私人收益显然是不行的。此外,我国上市公司尚未有在投票权上有差异而在其他方面没有差异的股票,因此也难以通过第二种方法来估算我国上市公司控股股东的控制权私人收益。
表2 第一大股东与非第一大股东的转让溢价比较
子样本 样本数
均值 标准差
转让价格
第一大股东 433.25981.8833
非第一大股东242.20421.2685
溢价程度
第一大股东 43
27%42.08%
非第一大股东24 2.09%35.94%
为此,本文将通过上市公司非流通股的转让来度量我国控制权的私人收益情况。每年我国都发生大量上市公司国有股和法人股转让交易,这些股权转让交易产生了一个控制权交易市场,因为大部分股权转让均涉及公司控制权的转移。
在非流通股权的转让过程中,每次交易的转让股份占公司总股本的比例相差很大,因此新股东通过股权受让方式获得的对上市公司的控制程度也不一样,如果存在控制权私人收益,这种差异应该能在股权定价中反映出来。为此,本文通过比较分析具有不同控制权的股权转让交易的价格差异来间接度量我国上市公司的控制权私人收益。
目前我国上市公司的非流通股权转让基本以上市公司的每股净资产作为转让价格的基准,上下浮动,从而形成转让价格相对于每股净资产的溢价或折价。有众多因素会影响国有股权转让的溢价或折价程度,比如公司的盈利能力、成长性、财务状况等。而本文所关注的是不同股权转让交易中控制权的差异是否会成为影响转让溢价或折价的重要因素。
本文将从两个方面来反映股权转让过程中的控制权转移,并分析它与转让溢价之间的关系:第一,受让方是否成为公司新的第一大股东。如果受让方成为第一大股东,那么他取得对公司的控制权的可能性比他是非第一大股东时大,因而,受让方是第一大股东的股权转让交易的溢价程度要高于受让方为非第一大股东的交易。第二,受让方能否取得对公司的控制权不但决定于自己持有的股份,还决定于其他股东持有的公司股份,相对于其他股东的股份比例越高,则越容易取得控制权;因此本文以受让方受让的股权比例与上市公司前十大股东中其他九大股东占公司股份比例之和之比来反映受让方对公司控制权(简称相对控制权比例),该比例越高则对公司的控制权越大。
三、我国上市公司控制权私人收益的度量
1.样本及统计描述
(1)样本选取。本文选取2003年上半年发生的上市公司国有股转让交易作为研究样本(具体数据可见《中国证券报》2003年7月21日第19版)。2003年上半年共发生上市公司国有股权转让事件107起,扣除尚未经财政部批准和由法院强制拍卖的股权转让之外,已实施的国有股权转让交易有67起。
(2)统计特征描述。表1是上述股权转让交易数据的统计描述。表1数据表明,2003年上半年发生的国有股权转让交易中,所有股权的每股平均转让价格为2.8817元,相对于平均净资产2.587元而言,平均溢价程度为18.08%。但是,不同公司的股权转让溢价程度[(转让价格—每股净资产)/每股净资产]相差巨大,其中最高为189%,最低为-69%(即股权以折价方式转让)。
表2的数据表明,在上述67宗国有股权转让交易中,受让方成为公司第一大股东的转让交易,平均转让溢价为27%,远远高于受让方不是公司第一大股东的股权转让交易,后者的平均溢价程度仅为2%(二者之间的差异在统计上显著)。
以上的统计分析表明,具有控制权的股权转让存在显著的溢价现象,但是我们并不能得出上述股权转让溢价是控制权的私人收益所产生的,这是因为还有其他的因素可能会影响股权转让的溢价程度,比如,盈利能力强和成长性好的公司其股份转让的溢价程度可能高于那些盈利能力低、成长性差的公司。为此,下面通过多元线性回归方程在控制其他因素的情况下,分析控制权差异是否成为影响股权转让溢价的显著因素。
表3 控制权溢价多元线性回归分析
列一 列二
变更
系数
t值
系数
t值
a-.332 -2.312** -.218-1.632
eps 6.553E-02 .312 2.820E-02 .136
yield -1.755E-0.3 -.614 -1.790E-03-.636
fz
1.167E-04 2.883*** 1.047E-04
2.646**
zyzzl4.105E-04 3.862*** 4.355E-04 4.176***
jlzzl6.492E-03
2.465** 5.784E-03
2.176**
control
.271 3.263*** 3.982E-02 3.697***
control[2]
-3.577E-04 -3.714***
N=67,ADJUSTED R[2]=0.405,F=8.485 N=67,ADJUSTED R[2]=0.424,F=7.97
***:在1%水平上显著;**:在5%水平上显著;*:在10%水平上显著
2.多元线性回归分析
(1)多元线性回归模型。建立如下的多元线性回归方程:
premium=a+b[,1]×eps+b[,2]×yield+b[,3]×fz+b[,4]×zyzzl+b[,5]×jlzzl+b[,6]×control+e[,i] (1)
其中:a:为常数项
premium:股权转让溢价,为被解释变量,premium=(转让价—每股净资产)/每股净资产;
eps:代表公司转让前一年度的每股收益;
yield:代表公司转让前一年度的净资产收益率;fz:代表公司转让时的资产负债率;
zyzzl:代表公司转让前一年度的主营增长率;jlzzl:代表公司净利润增长率;
control:代表受让方对公司的控制程度。根据以上的分析,本文将从两个方面来反映控制权;第一,受让方是否成为第一大股东;此时control是一个哑变量,当受让方是第一大股东时,取值为1,否则取值为0;第二,相对控制权比例,此时control=转让股份/其他九大股东股份之和;
e[,i]为方程的随机项。
(2)以受让方是否成为第一大股东来代表控制权的回归分析结果。表3列一是以受让方是否成为第一大股东来代表控制权进行的多元线性回归分析的结果。它表明,在控制其他变量的情况下,解释变量control能够显著解释股权转让的溢价程度(在1%水平上显著),受让方成为第一股东的股权转让中,溢价程度比受让方没有成为第一大股东的股权转让交易高27.1%。这说明国有股权转让交易中不同控制权的转让交易在溢价程度上具有显著差异,这种差异部分来源于受让方对上市公司的控制权差异,它反映了控制权的私人收益。
(3)以相对控制权代表控制权的回归分析结果。如果一个公司取得了上市公司50%的股权,那么他已经取得对公司的绝对控制权,完全等价于他拥有50%以上股权时的控制权。因此,在拥有公司股权比例较低时,随着持有股份比例的增加,控制权会得到逐步加强,私人收益也会增加,但是达到一定比例以后(取得绝对控制权后),控制权的私人边际收益为零,而投资组合理论表明,股权的过度集中会带来较大的非系统风险,使控制权的私人收益下降。因此在股权转让溢价程度与股权比例方面可能会呈现先上升后下降(倒U)的形状。为此,建立回归方程(2)进行检验。
premium=a+b[,1]×eps+b[,2]×yield+b[,3]×fz+b[,4]×zyzzl+b[,5]×jlzzl+b[,6]×control+b[,7]×control[2]+e[,i] (2)
相对于第一个回归方程,第二个回归方程增加了变量control[2],如果变量control[2]的系数为负,则说明上述倒U关系成立。表3列二的回归分析结果表明变量control的系数为正,变量control[2]的系数为负,并在1%水平显著,这证明随着股份比例的增加,相对控制权加强,转让溢价也逐步上升,但是受让股权达到一定比例后,控股股东取得绝对控股权之后,控制权的私人边际收益接近于零,而增加股份比例所产生的非分散化投资风险却呈现递增趋势,从而导致私人总收益下降,这必然会在转让价格的支付中体现出来,即控股股东不会继续为增加的股权比例支付额外的溢价,从而使转让溢价下降。
四、结论
本文以我国上市公司中的国有股权转让为例,分析并计量了我国上市公司的控制权私人收益问题。在我国法律体系对中小投资者缺乏足够保护和上市公司股权高度集中的情况下,控股股东对上市公司的控制权能够带来较高的私人收益,这种私人收益可以从股权转让的价格差异中得到体现,受让方成为第一股东的股权转让交易的转让溢价显著高于受让方没有成为第一大股东的股权转让交易,在控制其他因素的情况下幅度达到27%,而整个样本的平均溢价仅为18%。而进一步的分析表明,这种控制权溢价在很大程度上决定于受让方相对于其他大股东的控制力。
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