終極目標(biāo)與控制權(quán)性質(zhì)對空洞行為的影響研究

終極目標(biāo)與控制權(quán)性質(zhì)對空洞行為的影響研究

一、下市公司控制權(quán)與大股東空間誤差的聯(lián)動關(guān)系1932年，自布雷埃梅恩（1932）在《現(xiàn)代公司的所有權(quán)與經(jīng)營》一書中提出現(xiàn)代公司的“所有權(quán)與經(jīng)營分離”以來，企業(yè)管理理論和實(shí)踐的重點(diǎn)是高度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)下股東和管理者之間的利益沖突。然而,20世紀(jì)90年代,學(xué)者們更為深入的考察發(fā)現(xiàn)股權(quán)相對集中或高度集中的現(xiàn)象在新興國家和歐洲公司中廣泛存在1。在這些股權(quán)相對集中或高度集中的上市公司中,由于控股股東或大股東往往掌握著公司的實(shí)際控制權(quán),他們的自利天性與機(jī)會主義行為又可能會導(dǎo)致其尋機(jī)運(yùn)用公司控制權(quán)損害中小股東的利益,于是產(chǎn)生了控股股東或大股東與中小股東之間的利益沖突,即公司治理的第二類代理問題,其中衍生出的終極控制股東代理問題,逐漸成為公司治理研究的新熱點(diǎn)。終極控制權(quán),最早由LaPorta等提出,他們研究了控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離產(chǎn)生的代理問題,通過全世界27個富有經(jīng)濟(jì)體的實(shí)證研究發(fā)現(xiàn),大多數(shù)國家的公司都存在唯一的終極控制股東,其控制權(quán)大都集中于家族或政府手中,當(dāng)控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)發(fā)生偏離時,控股股東就具有了侵占中小股東的動機(jī)2。Johnson等最早將大股東的“侵占效應(yīng)”描述為“掏空”或“隧道效應(yīng)(tunneling)”3。上市公司控制權(quán)越集中,大股東權(quán)力越大,其利益輸送行為越容易實(shí)施,越有動機(jī)把公司資產(chǎn)私有化,隧道效應(yīng)越明顯。后續(xù)研究也驗(yàn)證了終極控制權(quán)、控制權(quán)性質(zhì)與大股東掏空行為之間的顯著關(guān)聯(lián)性,上市公司控制權(quán)特征與大股東利益掏空行為之間的聯(lián)動關(guān)系引起學(xué)者們廣泛的關(guān)注。更進(jìn)一步的研究發(fā)現(xiàn),控制權(quán)水平與大股東掏空行為之間并不是一種平滑的聯(lián)動關(guān)系,而是存在著一定的區(qū)間效應(yīng),即股東控制權(quán)水平的不同,掏空行為的聯(lián)動關(guān)系也會發(fā)生結(jié)構(gòu)性的變化。具體表現(xiàn)為:當(dāng)控制權(quán)在低水平增加時,大股東利益掏空動機(jī)得以激勵。而控制權(quán)在高水平增加時,大股東利益掏空動機(jī)有所抑制。近年來,大股東通過資金占用、關(guān)聯(lián)交易、股利政策、過度投資等手段掏空上市公司資產(chǎn),使得上市公司的正常經(jīng)營活動無法正常有效進(jìn)行,最終導(dǎo)致其蛻變成控制集團(tuán)的利益輸送工具。終極控制權(quán)的存在使得上市公司治理的問題格外嚴(yán)峻,大股東利用終極控制權(quán)的控股地位,通過資金占用等“掏空”途徑,對中小股東權(quán)益實(shí)施侵害,這些“掏空”方式損害了中小股東的權(quán)益,嚴(yán)重打擊了投資者的信心。大股東的“掏空”行為,不僅不利于社會財富的合理配置,也顯現(xiàn)出弱勢金融群體權(quán)利的缺失。要想遏制大股東掏空現(xiàn)象,必須厘清終極控制權(quán)特征與大股東掏空的內(nèi)在邏輯聯(lián)系,探求大股東侵占動機(jī)和制度癥結(jié),并在此基礎(chǔ)上,尋求上市公司內(nèi)部治理的有效機(jī)制。近年來,國內(nèi)外大股東利用終極控制權(quán)“掏空”的方式包括資金占用、關(guān)聯(lián)交易、兼并收購、股利政策等多種手段。具體而言,在控股股東對上市公司沒有絕對的控制權(quán)時,他們更傾向于通過資金占用掏空公司資產(chǎn),控制權(quán)水平越高,大股東通過資金占用進(jìn)行利益輸送的動機(jī)越大4。隨著大股東控制權(quán)的進(jìn)一步集中,控股股東持股比例與上市公司資金占用規(guī)模之間呈現(xiàn)著更為顯著的聯(lián)動關(guān)系5。金字塔式股權(quán)結(jié)構(gòu)、非公允的關(guān)聯(lián)交易為終極股東進(jìn)行輸送利益提供了有效的規(guī)避監(jiān)管渠道。控股股東持股比例越高,在董事會中的席位越多,通過關(guān)聯(lián)交易進(jìn)行利益輸送行為更嚴(yán)重6。針對兼并收購的研究也驗(yàn)證了控制權(quán)與大股東隧道效應(yīng)的關(guān)聯(lián)性7,當(dāng)上市公司具有配股或避虧動機(jī)時進(jìn)行的并購活動能夠在短期內(nèi)顯著提升公司的會計業(yè)績8。在業(yè)績提升的同時,控股股東在股利政策的制定上,享有一定的控制權(quán),可以通過對股利政策的選擇,侵占中小投資者的利益,達(dá)到“合法掏空”上市公司的目的9。而無保殼之憂時進(jìn)行的并購活動目的在于掏空資產(chǎn)10。進(jìn)一步的研究中發(fā)現(xiàn),終極控制權(quán)性質(zhì)的不同,上市公司利益掏空行為具有明顯的差異,所有權(quán)特征決定著上市公司實(shí)際控制人公司治理決策,并對其利益掏空行為具有顯著的影響11ue583。關(guān)于利益掏空在控制權(quán)性質(zhì)差異化的解釋主要集中在兩權(quán)分離層面上,具體而言,私人上市公司較傾向于采用金字塔式股權(quán)結(jié)構(gòu)控股,而國家控股公司較少采用這種方式,因此私人控股公司兩權(quán)分離程度較高,家族控制企業(yè)次之,國有企業(yè)兩權(quán)分離度最低ue58312。兩權(quán)分離度會在一定程度上影響上市公司股東主動提高信息透明度的動機(jī)進(jìn)而對公司經(jīng)營業(yè)績和大股東隧道效應(yīng)產(chǎn)生顯著性影響ue58313。針對控制權(quán)區(qū)間更為細(xì)致的研究發(fā)現(xiàn),控股股東控制權(quán)與利益掏空之間并不是一種平滑的正相關(guān)關(guān)系。利益掏空行為與控股股東持股比例之間的關(guān)系隨時間變化而變化ue58314,存在著先上升后下降的非線性關(guān)系15ue583。隨著控股股東控制權(quán)的增加,大股東在公司治理方面會出現(xiàn)完全相反的治理角色16ue583,不僅存在掏空行為,還存在一定的“支持(propping)”行為,而公司治理角色的轉(zhuǎn)變會影響大股東隧道效應(yīng)的實(shí)施ue58317,對控制權(quán)區(qū)間效應(yīng)的解釋主要集中在所有權(quán)的兩面性上,一方面控股股東因較高的所有權(quán)而增強(qiáng)了其獲取私人利益的動機(jī);另一方面,隨著控股股東持有的公司所有權(quán)比例越高,公司業(yè)績下滑帶來的非貨幣性效用損失也越大,這會直接削弱其侵占上市公司利益的動機(jī)。所有權(quán)的這種兩面性分別稱為“壕溝防御效應(yīng)(EntrenchmentEffect)”和“利益協(xié)同效應(yīng)(AlignmentEffect)”ue58318。對現(xiàn)有文獻(xiàn)的歸納可以看到,大股東終極控制權(quán)與其“掏空”行為關(guān)聯(lián)度的實(shí)證研究大都著眼于兩者之間平滑的線性關(guān)系研究,大股東權(quán)力雙面性未能得到足夠的重視,對于大股東控制權(quán)的區(qū)間效應(yīng)研究不足,對區(qū)間效應(yīng)的解釋集中在理論層面,缺乏大樣本數(shù)據(jù)的支持。本文運(yùn)用門限面板分析方法對上市公司不同控制權(quán)水平下,掏空行為的聯(lián)動關(guān)系進(jìn)行了分析,對不同控制權(quán)區(qū)間的門限值進(jìn)行了估計,并把控制權(quán)性質(zhì)引入?yún)^(qū)間效應(yīng)的研究中,探討不同類型的公司,在大股東掏空傾向和控制權(quán)區(qū)間效應(yīng)上的差異。此外,本文運(yùn)用固定效應(yīng)模型探討了控制權(quán)區(qū)間效應(yīng)的成因,彌補(bǔ)了現(xiàn)有文獻(xiàn)在所有權(quán)雙面性實(shí)證研究方面的不足。二、確認(rèn)研究(一)樣本及變量的選擇本文選擇2005—2011年滬深兩市非金融類上市公司作為研究樣本,研究上市公司控制權(quán)與利益掏空的關(guān)聯(lián)度。根據(jù)實(shí)際控制權(quán)的不同,將所有樣本分為國家終極控制和私人終極控制這兩類19。為了構(gòu)造一組平衡面板數(shù)據(jù),剔除了樣本期間內(nèi)存在缺失數(shù)據(jù)的上市公司,以及樣本期間內(nèi)被ST、PT或退市的公司。LaPorta等在1999年提出了以“現(xiàn)有上市公司相關(guān)的股權(quán)控制鏈及股東之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系”為標(biāo)準(zhǔn)來確定上市公司的實(shí)際控制權(quán)的方法,按照該理論,由集體所有制企業(yè)、港澳臺資企業(yè)、外商投資企業(yè)、外國企業(yè)、社會團(tuán)體、外國公民控股的上市公司以及某些無法分類的上市公司樣本予以剔除ue58320。最終得到851家上市公司的樣本,共5957個觀測值構(gòu)成的一組平衡面板數(shù)據(jù)。樣本數(shù)據(jù)中控制權(quán)數(shù)據(jù)和上市公司的財務(wù)數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫CSMAR。在變量的選擇方面,由于資金占用是我國上市公司大股東最為常見的掏空方式,考慮到數(shù)據(jù)的可獲取性,本文主要從上市公司的資金占用水平的角度來考察大股東掏空程度。本文實(shí)證檢驗(yàn)所選用的變量包括反映控制權(quán)特征的變量(控制權(quán)性質(zhì)、控制權(quán)水平)、反映掏空程度的資金占用變量,以及其它可能影響掏空行為或資金占用的變量(現(xiàn)金存量、兩權(quán)分離系數(shù)、股東制衡能力、投資現(xiàn)金流、杠桿規(guī)模、公司規(guī)模、董事會規(guī)模),共10個變量。變量的具體定義如表1所示,本文對所選取變量的離群觀察值進(jìn)行了1%的winsor處理,以降低變量極端值對實(shí)證檢驗(yàn)效果的干擾。(二)持股比例之和本文主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果如表2所示,在全樣本數(shù)據(jù)中,終極控制權(quán)人具有國家性質(zhì)的上市公司占71.6%,說明我國上市公司多數(shù)是由國家終極控制的。終極控制權(quán)的均值為37.37%,而第二至第五大股東的持股比例之和僅為13.64%。上市公司的股權(quán)比較集中,終極股東能夠通過股權(quán)有效控制上市公司,公司內(nèi)部股東之前股權(quán)差異巨大,未能形成有效的權(quán)力制約。同時,上市公司現(xiàn)金流權(quán)均值為31.23%,兩權(quán)分離系數(shù)均值為1.48,表明股權(quán)集中型上市公司存在著一定的兩權(quán)分離現(xiàn)象,終極股東能夠通過金字塔結(jié)構(gòu)對上市公司實(shí)施控制。在利益掏空方面,資金占用水平的均值為2.49%,我國上市公司的資金占用情況比較嚴(yán)重,大股東通過資金占用,將上市公司的資產(chǎn)私有化,損害中小投資者權(quán)益。(三)平對資金占用的影響本文通過單因素分析研究終極控制權(quán)性質(zhì)和控制權(quán)水平對資金占用的影響,為了提高結(jié)果的可靠性,本文結(jié)合t檢驗(yàn)、方差分析與秩和檢驗(yàn)的結(jié)果綜合判斷終極控制權(quán)性質(zhì)和控制權(quán)水平與資金占用之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系。1.我國私人所有的上市公司的資金占用水平表3與表4分別是控制權(quán)性質(zhì)與資金占用的t檢驗(yàn)結(jié)果以及秩和檢驗(yàn)結(jié)果,檢驗(yàn)結(jié)果表明,在資金占用水平上,私人所有的上市公司與國家所有的上市公司在均值上存在顯著差異,且前者要顯著高于后者,說明在我國股權(quán)集中型上市公司中,終極控制權(quán)性質(zhì)對資金占用水平有顯著性影響,私人終極控制的上市公司具有更強(qiáng)烈的掏空動機(jī)。2.控制權(quán)水平差異對資金占用的影響控制權(quán)與資金占用關(guān)聯(lián)性的單因素方差檢驗(yàn)結(jié)果以及秩和檢驗(yàn)結(jié)果如表5與表6所示,檢驗(yàn)結(jié)果表明,不同的控制權(quán)水平分組均值存在顯著的差異,控制權(quán)水平對資金占用有顯著影響。控制權(quán)與資金占用的關(guān)聯(lián)性是否具有區(qū)間效應(yīng),以及終極控制權(quán)人性質(zhì)在這種區(qū)間效應(yīng)上是否有顯著性差異正是本文所要重點(diǎn)研究的問題。(四)門限板分析1.多門限面板模型設(shè)定本文運(yùn)用Hansen(1999)提出的門限面板分析方法在非線性的框架下來研究控制權(quán)與資金占用關(guān)系結(jié)構(gòu)性變化,對不同控制權(quán)水平下控制權(quán)系數(shù)發(fā)生變化的門限值進(jìn)行估計。變量選擇如表7所示:本文在Hansen(1999)固定效應(yīng)(FE)門限回歸模型的基礎(chǔ)上,加入了年度虛擬變量,考慮時間效應(yīng),模型估計采用平衡面板數(shù)據(jù)。單門限面板模型設(shè)定如下:該模型主要研究控制權(quán)與資金占用之間的關(guān)系,其中考慮到了控制權(quán)水平區(qū)間變化所引起的系數(shù)結(jié)構(gòu)性變化,對其可能存在的門限效應(yīng)進(jìn)行了建模,模型涉及的觀察值包括{OCit,x{it,CRit:1≤i≤n,1≤t≤T},其中矩陣xit為一組對被解釋變量(資金占用規(guī)模OCCit)有影響的控制變量,包括控制權(quán)性質(zhì)、股東制衡能力、公司規(guī)模、公司財務(wù)杠桿、現(xiàn)金存量、投資現(xiàn)金流、董事會規(guī)模以及年度等變量;控制權(quán)CRit為模型的解釋變量,主要研究其對資金占用的影響;為了考察控制權(quán)自身區(qū)間變化所引起的控制權(quán)系數(shù)結(jié)構(gòu)性變化,本文門限變量選取的也是控制權(quán)CRit;I(·)為示性函數(shù);截距項(xiàng)μi用于反映個體效應(yīng),它的存在表明采用的是固定效應(yīng)模型(FE)來進(jìn)行估計;εit為隨機(jī)擾動項(xiàng),且εit~iidN(0,σ2)。由于模型可能存在不止一個門限值,因此,有必要對多個門限值的多重門限面板回歸模型進(jìn)行設(shè)定和驗(yàn)證。多重門限面板模型與單門限面板模型設(shè)定形式類似,以雙重門限值的雙重門限模型為例,可以表述為如下形式:2.雙重門限面板模型為了確定模型是否存在門限效應(yīng),以及存在門限效應(yīng)的情況下合適的門限值個數(shù),本文分別對模型假定存在一個門限、兩個門限和三個門限并對其進(jìn)行估計。模型的F統(tǒng)計量和采用自舉法(Boot-strap)得到的經(jīng)驗(yàn)分布的p值如表8所示。PanelA全樣本數(shù)據(jù)關(guān)于單一門限檢驗(yàn)結(jié)果在1%的置信水平下顯著,表明控制權(quán)水平與資金占用存在門限效應(yīng)。雙重門限和三重門限的自抽樣結(jié)果均在5%的置信水平下顯著,考慮到雙重門限的p值更小,本文擬進(jìn)行雙重門限面板來對其進(jìn)行建模分析。而PanelB中國家終極控制樣本單門限結(jié)果在1%的置信水平下顯著,雙門限結(jié)果在5%的置信水平下顯著,選取雙重門限面板進(jìn)行估計。PanelC中私人終極控制樣本檢驗(yàn)結(jié)果與全樣本結(jié)果比較類似,存在顯著的門限效應(yīng),同樣考慮到三重模型的顯著性不如雙重模型的顯著性,選取雙重門限面板模型來進(jìn)行估計。雙重門限模型的兩個門限估計值如表9所示,PanelA全樣本雙重門限面板估計結(jié)果為γ１=23.1,γ２=73.24,PanelB國家控制樣本門限估計值γ１和γ２分別為39.26和72.88。PanelC私人控制樣本門限估計值γ１和γ２分別為20.52和45.08?？梢?由國家終極控制的上市公司與由私人控制上市公司控制權(quán)門限估計值有明顯的差異。私人控制上市公司門限值更低,在低控制權(quán)水平上,更容易出現(xiàn)控制權(quán)的結(jié)構(gòu)性變化。3.控制權(quán)與資金占用的區(qū)間效應(yīng)門限面板模型參數(shù)估計結(jié)果如表10所示,具體而言,PanelA全樣本的估計結(jié)果表明,當(dāng)控制權(quán)水平處于23.1%以下的較低水平時,控制權(quán)與資金占用呈正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為0.000558,系數(shù)估計結(jié)果通過了1%的顯著性檢驗(yàn);當(dāng)控制權(quán)水平處于23.1%和73.24%之間時,控制權(quán)與資金占用也呈正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)在1%的置信水平下顯著為正,然而,系數(shù)估計結(jié)果為0.000218,較前者有明顯的下降,控制權(quán)與資金占用的聯(lián)動關(guān)系有所削弱;而當(dāng)控制權(quán)水平處于73.24%以上的較高水平時,控制權(quán)與資金占用呈現(xiàn)更為微弱的正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)僅為0.000026,該結(jié)果在1%的置信水平下顯著。從以上結(jié)果可以看到,大股東利益掏空行為與控制權(quán)水平的聯(lián)動關(guān)系具有顯著的區(qū)間效應(yīng),控制權(quán)水平不同,資金占用的光纜關(guān)系也會發(fā)生顯著變化。從分樣本的門限分析結(jié)果來看,國家控制和私人控制的上市公司控制權(quán)與資金占用之間也存在顯著的區(qū)間效應(yīng)。對于國家終極控制的上市公司,當(dāng)控制權(quán)水平處于39.26%以下時,控制權(quán)與資金占用呈正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為0.000381;當(dāng)控制權(quán)水平處于39.26%和72.88%之間時,控制權(quán)與資金占用較弱的正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為0.000235,估計系數(shù)較前者有明顯的下降;當(dāng)控制權(quán)水平處于72.88%以上時,控制權(quán)與資金占用呈微弱的正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為0.000039,上述回歸結(jié)果通過了1%的顯著性檢驗(yàn),表明對于國家控股上市公司,控制權(quán)與資金占用兩者的關(guān)聯(lián)關(guān)系存在著顯著的區(qū)間差異。而對于私人終極控制的上市公司而言,控制權(quán)和水平與資金占用的區(qū)間效應(yīng)存在明顯的差異性特征。當(dāng)控制權(quán)水平處于20.52%以下時,在1%的置信水平上,控制權(quán)與資金占用呈顯著的正相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為0.000225;而當(dāng)控制權(quán)水平處于20.52%和45.08%之間時,控制權(quán)與資金占用呈明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為-0.000342,該系數(shù)估計值通過了10%的顯著性檢驗(yàn);當(dāng)控制權(quán)水平處于45.08%以上時,控制權(quán)與資金占用在1%的置信水平上呈微弱的負(fù)相關(guān)關(guān)系,控制權(quán)系數(shù)為-0.000012。這表明,私人控制的上市公司,在較高區(qū)間的控制權(quán)水平上,資金占用表現(xiàn)出一定的受抑制效果。結(jié)合單因素分析結(jié)果,終極控制權(quán)性質(zhì)與資金占用之間存在顯著的差異影響,這種差異不僅體現(xiàn)在利益掏空的傾向上,在控制權(quán)結(jié)構(gòu)性變化上同樣存在。對于控制權(quán)系數(shù)因控制權(quán)水平不同而表現(xiàn)出來的區(qū)間效應(yīng),一個可能的解釋是控股股東所有權(quán)的兩面性。在兩權(quán)分離的背景下,控制權(quán)表現(xiàn)出“壕溝防御效應(yīng)”,控制權(quán)水平越高,控股股東利益掏空行為越容易實(shí)施,這會增強(qiáng)控股股東侵占上市公司利益的動機(jī),而現(xiàn)金流權(quán)表現(xiàn)出“利益協(xié)同效應(yīng)”,現(xiàn)金流權(quán)越大,股東自身利益與上市公司利益趨同性更強(qiáng),這會削弱其侵占上市公司利益的動機(jī)。對于兩權(quán)分離程度較大的上市公司,“壕溝防御效應(yīng)”起主要作用,控股股東獲取私人利益的動機(jī)增強(qiáng),資金占用水平上升,資金占用與控制權(quán)呈正相關(guān)關(guān)系。而對于兩權(quán)分離程度較低的上市公司,隨著控制權(quán)水平的提升,現(xiàn)金流權(quán)水平會比兩權(quán)分離程度較高的公司有更大幅度的上升,控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)趨于相同。在這個過程中“利益協(xié)同效應(yīng)”不斷增強(qiáng),并占據(jù)主導(dǎo)地位,控股股東侵占上市公司利益的動機(jī)由于現(xiàn)金流權(quán)增加而得以削弱,資金占用水平會下降,控制權(quán)與資金占用呈現(xiàn)較弱的正相關(guān)關(guān)系,甚至可能出現(xiàn)私人終極控制公司樣本中出現(xiàn)的負(fù)相關(guān)關(guān)系。從以上分析可以看到,以控股股東所有權(quán)的兩面性解釋控制權(quán)系數(shù)的區(qū)間效應(yīng),一個核心條件的是控制權(quán)與兩權(quán)分離系數(shù)之間存在著負(fù)相關(guān)關(guān)系,即隨著控制權(quán)的水平的提高,上市公司整體現(xiàn)金流權(quán)增長的幅度更大,兩權(quán)趨于一致,上市公司控股股東私人利益與公司經(jīng)營利益趨同。(五)上市公司的債權(quán)雙面性能夠解釋控制權(quán)結(jié)構(gòu)變化的單為了檢驗(yàn)運(yùn)用所有權(quán)兩面性解釋控制權(quán)結(jié)構(gòu)性變化的合理性,本文以終極控制權(quán)性質(zhì)為分組依據(jù),通過構(gòu)造固定效應(yīng)模型,實(shí)證檢驗(yàn)控制權(quán)與兩權(quán)分離系數(shù)之間的聯(lián)動關(guān)系,模型回歸結(jié)果如表11所示。從全樣本回歸結(jié)果看,控制權(quán)與上市公司兩權(quán)分離系數(shù)之間反向相關(guān),總樣本回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著。隨著控制權(quán)水平的上升,上市公司兩權(quán)分離系數(shù)呈下降趨勢,即上市公司現(xiàn)金流權(quán)增長幅度大于控制權(quán)增長幅度,兩權(quán)趨于一致,上市公司控股股東私人利益與公司經(jīng)營利益趨于相同。在兩權(quán)趨同的背景下,“利益協(xié)同效應(yīng)”較“壕溝防御效應(yīng)”更為明顯,控制權(quán)與資金占用之間的正相關(guān)關(guān)系不斷削弱,以上市公司所有權(quán)的兩面性來解釋控制權(quán)與資金占用之間存在的區(qū)間效應(yīng)具有一定的合理性。而關(guān)于不同控制權(quán)性質(zhì)的上市公司控制權(quán)結(jié)構(gòu)性變化的差異性,從分組結(jié)果,我們可以看到,國家控制和私人控制的上市公司中,控制權(quán)回歸系數(shù)在1%的顯著性水平下顯著為負(fù),而私人控制公司的回歸系數(shù)更小。可見,隨著終極股東控制權(quán)的提升,私人控制的上市公司兩權(quán)分離系數(shù)下降幅度更大,現(xiàn)金流權(quán)增加更迅速,“利益協(xié)同效應(yīng)”更為明顯,這也解釋了在門限模型私人控制公司分組中,控制權(quán)與資金占用之間負(fù)相關(guān)的結(jié)構(gòu)變化。綜上,所有權(quán)雙面性能夠在一定程度上解釋控制權(quán)結(jié)構(gòu)性變化。隨著上市公司控股股東控制權(quán)的增加,現(xiàn)金流增長幅度更為明顯,兩權(quán)分離系數(shù)得以下降,上市公司股東私人利益與公司經(jīng)營利益趨同,在“利益協(xié)同效應(yīng)”作用下,控制權(quán)與資金占用之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系得以不斷減弱,且這種削弱關(guān)系在私人控制上市公司中得到更為顯著的體現(xiàn)。三、政策建議:關(guān)注小股東控制的資金占用,尤其注重中小型企業(yè)本文選取2005—2011年滬深A(yù)股上市公司數(shù)據(jù),從終極控制權(quán)的角度考察了終極控制權(quán)性質(zhì)和控制權(quán)水平與資金占用之間的關(guān)聯(lián)關(guān)系,結(jié)合單因素分析和基于非線性框架的門限面板分析,發(fā)現(xiàn)終極控制權(quán)性質(zhì)能夠顯著影響資金占用水平,控制權(quán)與利益掏空行為關(guān)聯(lián)性存在顯著的區(qū)間效應(yīng)。具體而言,不同的終極控制權(quán)性質(zhì)在資金占用水平上存在顯著的差異,私人終極控制的上市公司資金占用規(guī)模顯著高于國家終極控制的上市公司資金占用水平,更進(jìn)一步,門限面板分析發(fā)現(xiàn),控制權(quán)性質(zhì)不同對資金占用影響的差異不僅體現(xiàn)在利益掏空傾向上,在控制權(quán)結(jié)構(gòu)性變化中