财佘通孔 2016年第27期
大股东特征、董事会特征与控制权私利的相关陛研究 术
— — 基于非流通股控股转让与非控股转让的分析
宁波大红鹰学院工商管理学院 陈东华
摘要：文章以 1999—2006年沪深两市A股市场发生非流通股控股转让与非控股转让的上市公司
为样本，测算了我国上市公司控制权私利水平，并对大股东特征、董事会特征与控制权私利的相关性
进行研究。研究发现：(1)大股东持股比例与控制权私利呈现一种倒 u型非线性曲线关系；(2)大股东
国有股权性质与控制权私利呈现正相关但不显著；(3)大股东股权制衡度与控制权私利呈现负相关但
不显著；(4)两职合一与控制权私利呈现显著性正相关；(5)独立董事比例与控制权私利呈现负相关但
不显著。研究结论表明，大股东持股比例、股权性质、受制衡程度以及两职兼任情况决定了大股东攫取
控制权私利的能力。
关键词：大股东特征 董事会特征 控制权私利 非流通股转让
一
、 弓I言
相对于英美发达国家 ，我国上市公司存在股权结构高
度集中、内部人控制问题严重等现象，外部法律与证券市
场监管体系还不完善。在这种制度背景下 ，掌握企业控制
权的创始大股东(控股股东)(Controlling Shareholder)或内
部经理人通过多种“隧道”(Tunneling)攫取控制权私利，严
重侵蚀着中小股东和外部债权人等利益主体的利益。
自Grossman&Hart于 1980年提 出控制权 概念(Control
Rights)以来 ，控制权私人收益(Private Benefits ofContro1)就
成为现代公司治理研究的核心问题。关于大股东或控股股
东控制权私利的度量、影响因素及大股东攫取控制权私利
行为对公司价值或绩效的影响方面，国内外学者进行了大
量的相关研究。在 已有的研究文献中，大股东特征及其治
理的相关研究主要集中在上市公司大股东控制与公司价
值或绩效的相关研究，对于大股东控制与控制权私利相关
性研究方面还不够系统，忽视了大股东特征与控制权私利
的内生性问题，即大股东特征与控制权私利的相关性问题
研究。文章将基于非流通股控股转让与非控股转让的视角
对大股东特征与控制权私利相关性进行实证研究 ，即大股
东持股比例与控制权私利的关系、大股东股权属性与控制
权私利的关系以及大股东制衡程度与控制权私利的关系。
二、理论分析与研究假设
Grossman&Hart(1988)提出控制权的共享收益(Public
Benefits of Contro1)和控制权的私有收益(Private Benefits of
Contro1)，控制权的共享收益是公司全体股东所得到的股息
流量的现值 ，而控制权的私有收益是管理者所享有的私人
收益，即控制权私利。并指出，当控制权私有收益存在并可
以攫取时，控股股东(大股东 )倾向于通过各种手段侵害中
小股东的利益。Denis&McConnell(2003)指出，通过侵害中小
股东的利益进而攫取控制权私有收益是控股股东掌握控
制权的主要 目的之一。国外学者并对控制权私利度量展开
了大量的实证研究 ，从现有研究文献来看，控制权私利度
量主要包括三种度量方法：如Barclay和Holdemess(1989)开
创了大宗股权溢价法(Large Equity Premium Method)，通过
对纽约证券交易所1978—1982年上市公司63项私下协议大
宗股权交易价格进行实证研究分析，发现该交易价格明显
高于转让公 告宣告 后 的市场 价格 ；Lease，Moconnell和
Mikhalson(1983，1984)提出投票权溢价法(Voting Premium
Method)，利用具有相同分红权、不同投票权的股票的价差
(即投票权溢价)估算控制权私利，并通过对美国1940—1978
年发行双层级股票的26家上市公司进行实证研究，研究发
现 ，管理者私有收益是投票权价值的重要来源 ；Hanouna，
Satin和Shapiro(2002)提 }』J配对样本法 (Paired Samples
Method)，以控制权交易价格和小额股权交易价格的差额度
量控制权私利，并通过西方七国1986—2000年发生的9566宗
收购案例研究 ，研究发现，控制权交易价格平均比小额股
权交易价格高出18％左右。同内学者对大股东或控股股东
控制权私有收益进行了大量的相关的实证研究 (唐宗明，
蒋位，2002；叶康涛，2003；马磊、徐向艺，2007)。如部分学者
以上市公司大宗股权转让数据为样本，实证分析了我国上
市公司大股东或控股股东对中小股东的侵害程度 (唐宗
明、蒋位 ，2002)，以上市公司国有股协议转让股权交易为
样本，对我国上市公司控股股东攫取控制权私有收益的行
为进行了实证研究(马磊 、徐向艺，2007)；叶康涛(2003)以
我国非流通股权转让事件样本对公司控制权的隐形收益
进行实证研究，研究发现 ，控股股东一般会利用控制权获
取隐形收益。然而，把控制权私人收益定性为侵害，有可能
扭曲控制权私有收益的实质，并不能真正反映控制权私人
收益的内涵。
关于大股东或控股股东控制权私人收益的影响因素
及大股东攫取控制权私利行为对公司价值或绩效的影响
方面，国内外学者进行了大量的实证研究，但研究结论尚
不统一。
(1)大股东持股 比例与控制权私利相关性 。LLSV
陈东华：大股东特征、董事会特征与控制权私利的相关性研究
(2002)实证分析了掏空、法律保护和控股大股东现金流权
对公司价值的影响，研究表明，控股大股东持股比例越高，
其掏空就越少，公司的价值就越高。控股大股东持股 比例
与掏空行为之间并不是呈现出一种简单的线性关系(Morck
等，1988)，控股大股东持股比例与公司价值呈现倒N型三
次非线性曲线关系，大股东控制权行为呈现“掏空一利益协
调”双面效应(谢军，2007)。大股东持股比例对公司价值的
影响具有区间特征(饶育蕾等，2008)，呈现出一种“N”型三
次曲线关系(罗进辉、万迪唠，2010)。张学洪、章仁俊(2011)
以沪市民营上市公司2007—2009年关联交易数据为样本对
大股东持股比例与掏空行为的关系进行了实证分析，研究
结果表明，第一大股东持股比例与掏空行为呈现出典型的
倒u型曲线关系，且占优控股型大股东掏空行为更为严重。
上述文献研究表明大股东持股比例与掏空行为呈现倒U型
曲线关系，与公司价值呈现倒N型三次曲线关系，但大股东
持股比例与控制权私利关系如何有待实证检验。基于上述
分析，本文提出如下假设：
I-I1：大股东持股比例与控制权私利呈现一种倒U型非
线性曲线关系
(2)大股东股权性质与控制权私利相关性。我国上市
公司大部分是原国有企业经过改制、资产重组之后上市 ，
具有国有股份高度集中的特点。国有企业由政府控制，实
际控制人是政府官员，而掌握实际控制权的政府官员却几
乎不持有任何股份。在这种特殊的现实背景下，掌握实际
控制权的政府官员很有可能利用其掌握的控制权去追求
私人收益，并导致了严重的“内部人控制”现象(Shleifer A，
Vishny R，1994；陈冬华等 ，2005)。国内学者相关的实证研
究也验证了这一点，国有上市公司被控股大股东掏空程度
更高，可能缘由是我国国有上市公司在改组上市之前母公
司及其下属企业之间存在很大的关联交易关系 (饶育蕾
等 ，2008)。吴冬梅 、庄新 田(2008)以2001—2006年沪深两市
A股市场94家上市公司股权转让事件对股权集中度、股权
制衡度、股权性质与控制权私人收益的关系进行实证研究
发现 ，国有法人控制权私人收益最高，私人控股控制权私
人收益次之。叶会 、李善民(2011)以2006—2010年大宗股权
交易数据对大股东获取控制权私利行为进行实证分析，结
果表明，与非国有股东相比，国有性质的股东更倾向于以
私有收益的方式实现控制权私利。田立军、宋献中(2011)
研究发现，国有企业大股东与中小股东的代理冲突与企业
投资显著正相关，民营企业上市公司大股东与中小股东的
代理冲突与企业投资负相关但不显著 。曹 国华 、林川
(2012)认为，掏空是大股东减持的重要原因，并通过以
2007—2010年深市199家上市公司753个减持样本数据进行
了实证检验，研究发现，大股东持股比例及国有背景对大
股东减持产生显著的正向影响，股权制衡程度对大股东减
持产生负向影响。上述文献研究表明大股东股权国有性质
与掏空行为正相关 ，但大股东股权国有性质与控制权私利
关系如何有待实证检验。基于上述分析，提出如下假设：
H2：大股东国有股权性质与控制权私利正相关
(3)大股东股权制衡程度与控制权私利的关系。股权
集中能使大股东有效地激励和监督管理层，减少中小股东
相互搭便车的问题；而股权制衡能有效抑制大股东攫取控
制权私利(Shleifer A，Vishny，1986)。相关实证研究也证实
了这点，股权集中度与公司经营绩效之间呈现显著的正向
线性关系，而过高的股权制衡程度对公司的经营绩效有负
面影响(徐莉萍等 ，2006)。吴冬梅、庄新田(2008)通过实证
研究表明，股权集中度、股权制衡度对国有股控制权私利
具有一定的抑制作用，而对私人股份控制权私利作用有
限。而吴红军、吴世农(2009)通过实证研究发现，股权制衡
度与大股东的掏空之间呈现倒“u”型，与企业价值之间呈
现 “u”型。高 自由现金流量的公司倾向于进行过度投资，
第一 、二大股东分属不同性质对过度投资具有抑制作用
(黄本多、干胜道，2009)。现金流权、控制权与公司价值负
相关 ，股权制衡可以弱化两权特征对公司价值的不利影响
(高楠、马连福，2011)，金字塔结构特征与大股东利益侵占
正相关(陈红、杨凌霄 ，2012)。大股东之间存在着互相监督
和制衡 ，第二至第五大股东的持股比例和制衡度会在一定
程度上抑制大股东定向增发的隧道行为(李传宪、何益闯，
2012)。上述文献研究表明大股东股权制衡程度与公司经
营绩效、企业价值正相关 ，对大股东掏空、控制权私人收益
具有一定的抑制作用，但大股东股权制衡程度与控制权私
利关系如何有待实证检验。基于上述分析，提出如下假设：
1"t3：大股东股权制衡程度与控制权私利负相关
(4)董事会特征与控制权私利的关系假设。大股东或
控股股东攫取控制权私利行为决策还须通过董事会表决
通过，如果董事长和总经理两职合一，委托代理机制将会
失效，从而降低董事会的独立性及其监督功能 ，董事会成
了大股东或控股股东攫取控制权私利的傀儡。与代理理论
不同，管家理论认为董事长与总经理两职合一有利于提高
公司绩效。所以本研究对大股东或控股股东董事长和总经
理两职是否合一条件下 ，验证大股东特征与控制权私利的
关系。基于此，提出如下假设：
H4：两职合一与控制权私利正相关
董事会有效履行对经理层的监督职能的关键在于董
事会的独立性 ，董事会的独立性水平越高，董事会对经理
层的监督越有效。而董事会的独立性水平依赖于外部独立
董事的比例和履行监督职能的专业技能。基于此 ，提出如
下假设：
HS：独立董事比例与控制权私利负相关
三、研究设计
(一)样本选取与数据来源 根据研究需要，本研究选
取1999—2006年沪深两市A股市场发生股权转让的上市公
财务通讯 2016年第27期
司为样本 ，数据主要来源于CCER和GTA中国上市公司数据
库。样本选取按以下标准：(1)股权转让是市场行为 ，不包
括无偿转让；(2)股权转让是非流通股的转让，并且是同一
年发生非流通控股转让和非控股转让；(3)公告披露不属
于关联交易 ；(4)公告披露转让交易价格；(5)股权转让得
到财政部门批准；(6)剔除非现金交易和被中止的交易；
(7)剔除资料不全的上市公司；(8)剔除ST、ST*和 处理的
上市公司；(9)剔除金融类上市公司。经过筛选最终得到有
效样本共有88家上市公司、99个观测值、289笔交易。
(二)变量定义 (1)因变量。在已有相关研究文献中，
国内外学者主要采用间接的方法度量控制权私利。国外学
者对控制权私利的度量主要采取大宗股权溢价法(Barclay
和Holdemess，1989)、投票权溢价法(Lease et a1．，1983)、配对
样本法(Hanouna et a1．，2002)。国内学者对控制权私利的度
量主要采用修正后的大宗股权溢价法，即用大宗股权转让
价格与每股净资产的溢价度量控制权私利。但这种方法没
有考虑非控股股权交易的溢价，可能高估了控制权私利。
施东晖(2003)采用大小宗股权交易价差法对控制权私利
进行度量 ，设控制权交易每股价格为Pc，小额股权交易每
股价格为Pm，则控制权私利为PBc：旦 ×100％。吴冬
rm
梅、庄新 田(2008)采用同样的方法度量控制权私利，计算
公式，PBC= ，P 、P2分别为非流通股控股转让每股平
2
均交易价格和非控股转让每股平均交易价格。本文控制权
私利的度量采取这种方法。(2)自变量。本研究主要的自变
量(解释变量)有大股东特征(大股东持股比例、大股东股
权性质、大股东股权制衡程度)、董事会结构(两职兼任情
况、独立董事比例)，自变量的定义和计量方法具体如表1
所示。(3)控制变量。已有文献研究表明行业特征对控制权
私有收益具有影响效应，固定资产比例高的产业会提高内
部人转移资产的难度 ，因此控制权私有收益相对较低 ；相
反 ，新兴服务行业控制权私有收益则普遍较高 (Dyck和
ZingaleS，2004；林朝南、刘星 、郝颖，2006)。相关实证研究结
果表明，公司规模和资产负债率会显著影响控制权私利
(唐宗明、蒋位，2002)；余明桂等，2006)。因此，本研究主要
的控制变量选取公司规模、负债水平 、固定资产比例。上述
变量的定义和计量方法见表1所示。
(三)模型构建 本研究构建如下回归模型：(1)为了考
察大股东特征与控制权私利的相关性，建立模型1：
PBC=ct+I31Share+132Share +8~Propty+134H2_5+[~sSize
+136Debt+[37Tangle+s (1)
(2)为了考察董事会特征与控制权私利的相关性，建立
模型2：
PBC=c~+[3lCEO+[SzDir+[33Size+~34Debt+[35Tangle+s (2)
上述模型中，仅为常数项，pi为系数，e为残差项。
表1 变量定义及计量方法
变量类别 变量名称 变量符号 变量定义及计量方法
因变量 控制权私利 PBC PBc=里
，P-、P2分别为j}流通股控股转让每股平均
交易价格和非控股转让每股平均交易价格。
自变量 大股东持股比例 Share 第一大股东持有公司股票数／公司股票总数)×100％
大股东股权性质 Pmpty 若大股东股权性质为国有，则取值为1，否则为0。
大股东股权{i6衡程度 1-12—5 第二至第五大股东持股比例／第一大股东持股比倒
两职兼任情况 CE0 董事长与总经理为同一人，则取值为l，否则为0。
独立董事比例 Dir ：独立董事人数／董事会人数)X 100％
控制变量 公司规模 Size 总资产的自然对数值
负债水平 Debt 资产 债率=( 债总额／资产总额)X100％
固定资产比例 Tangle (固定资产总额／资产总额)×100％
四、实证分析
(一)描述性统计 运用stata10．0“summarize”命令对样
本数据进行描述性统计，样本数据的描述性统计详见表2。
可以看出，相对于英美等发达国家，我国上市公司股权集
中度较高，第一大股东持股比例平均值达到28．82％，最高
值达到66．4％；第一大股东受制衡程度不高，制衡程度平均
值为1．219，最大值为3．135，最小值为0．0232；第一大股东董
事长、总经理两职兼任比例为12．1％，独立董事比例为
19．6％，这说明我国上市公司治理结构中，两职兼任情况并
不严重 ，独立董事比例较为合理。运用stata10．0“tabstat”命
令对大股东控制权私利进行分类度量，大股东控制权私利
的分类度量见表3。表3分别从第一大股东股权国有性质 、
非国有性质对大股东控制权私利进行度量。结果显示，大
股东股权为国有性质时，其控制权私利平均水平为0．1276；
大股东股权为非国有性质时，其控制权私利平均水平为
0．0975；可以看出，国有性质的大股东更倾向于利用掌握控
制权谋取私利，这点也正好与假设2相吻合。从样本数据总
体来看，大股东控制权私利的平均水平为0．11268，最高控
制权私利水平为2．0739，最低控制权私利水平为一0．55714。
从国内外控制权私利水平的比较来看，由于各国在公司治
理模式 、治理结构以及法律对投资者的保护程度 、信息披
露制度、资本市场发达程度等方面的差异 ，使得各国上市
公司大股东对中小股东的侵害程度有所不同 (Dyck and
Zingales，2003)。如在投资者保护较好、信息披露制度严格 、
资本市场发达的英美等国家，大股东控制权私利水平不足
0．05；而在一些南美洲和亚洲国家，由于资本市场不发达、
缺乏投资者保护的法律条款、信息披露制度的不严格以及
上市公司股权的高度集中，其各国上市公司大股东控制权
私利水平为0．13左右。本文研究测算出的大股东控制权私
利的平均水平为0．11268，与一些南美洲和亚洲国家上市公
司大股东控制权私利水平基本持平，但远高于英美等资本
市场发达国家。
(二)回归分析 运用statal0．0“vif”命令对模型1进行多
重共线性 的检验 ，从结果可以看到 ，“share”和“share2”的
“vif"都大于10，自变量的平均“v∥大于1，因此，自变量之
间存在严重 的多重共线性 问题。而把模型1中 自变量
陈东华：大股东特征、董事会特征与控制权私利的相关性研究
表2 样本数据的描述性统计
VARIABLES N sd
share 99 0．282 0．110 0．106 0．664
propty 99 0．505 0．503 0 1
h25 99 1．219 0．638 0．0232 3．135
99 0．121 0．328 O 1
dir 99 0．196 O．16O O O．44_4
99 20-38 1．028 14．O6 22．27
debt 99 0．470 0．174 0．100 0．943
tanz．1e 99 0．343 0．215 0．00242 0．882
表3 大股东控制权私利的分类度量
“share2”去掉 ，再对模型1进行多重共线性的检验 ，从结果
可以看到，所有白变量的“vif”都小于10，则不存在多重共
线性问题。这主要是因为模型1中同时使用同一个变量
“share”的一次项和二次项做 自变量产生的。而模型1中加
入“share”的二次项是为了研究假设 1的需要 ，并且可以得
到更好的预测模型。对模型2进行多重共线性的检验，从结
果可以看到，所有自变量的“v 都小于10，结果表明，模型
2自变量之间不存在多重共线性问题。运用statal0．0“ovtest”
命令分别对模型1和模型2进行内生性的检验，从“ovtest”命
令结果可以看出，模型1和模型2内生性检验的P值都大于
0．05，结果表明模型1和模型2都不存在内生性问题。运用
stata10．0“bettest”命令分别对模型1和模型2进行异方差的
检验，从“hettest”命令结果可以看出，模型1和模型2异方差
检验的P值都小于0．05，结果表明，模型1和模型2都可能存
在异方差问题。对于模型1和模型2可能存在异方差的问
题，本文研究采用“robust”命令对其进行修正，从而得到稳
健的方差。模型回归结果详见表4。(1)大股东特征对控制
权私利的影响。从模型1回归结果可以分析出，大股东持股
比例与控制权私利呈现一种倒U型非线性曲线关系(share2
的系数在10％水平下显著为负)，这说明随着第一大股东持
股比例的增加，控制权私利呈现先升后降的趋势，假设一
得到验证。大股东股权性质(propty)的系数为正，没有通过
显著性检验，这说明大股东国有股权性质与控制权私利正
相关但不显著。假设二没有通过显著性检验 ，这可能是因
为掌握实际控制权的政府官员一方面利用其掌握的控制
权去追求私人收益，而另一方面出于自身政治前途的顾
虑 ，倾向于采取必要的措施抑制控制权私利的攫取(吴冬
梅 、庄新田，2008)。大股东股权制衡程度(h25)的系数为
负，没有通过显著性检验，这说明大股东股权制衡度与控
制权私利负相关但不显著。假设三没有通过显著性检验，
这可能是由于家族上市公司中家族成员担任董事长、CEO
等职务，从而使得股权制衡效应失效 (吴冬梅、庄新 田，
2008)；也有可能是由于上市公司大股东之间相互勾结共
同攫取控制权私利(杨淑娥、王映美，2008)。(2)董事会特
征对控制权私利的影响。从模型2回归结果可以分析出，上
市公司董事长、总经理两职合一与控制权私利显著性正相
关(eeo的系数在5％水平下显著为正)，假设四得到验证。独
立董事 比例(dir)系数为负，没有通过显著性检验，这说明
独立董事比例与控制权私利负相关但不显著。假设五没有
通过显著性检验，可能是由于大股东通过选择自己的亲信
占据董事会的多数席位，或者选择跟自己有一定潜在关联
的人选担任公司独立董事，使得董事会的决议体现大股东
的意志 ，从而使得外部独立董事制度失效 (杨淑娥 、王映
美，2008)。
表4 模型回归结果
自变量 模型 1 模型2
B Robust B Robust
Constant 0．0943 Std．E1T O．133 Std．E11
share 2．301 0．638 0．825
share2 -3．458* 1．506
propty 0．0194 1．859
h25 -0．oo3o4 0．0801
Ce0 O．0734 0．275**
dir -0．198 0．161
●
SlZe -0．00824 O．00843 0．255
debt -0．464* 0．0332 -0．577** 0．041
tangle 0．192 0．234 0．245 0．234
R-squared 0．085 O．158 0．107 0．148
注： 表 示在 1％水平下显著； 表示在 5％水平下显署； 表示在
10％水平下显著。
(3)控制变量的影响。模型1回归结果中，公司规模
(size)系数为负，没有通过显著性检验，这说明公司规模与
控制权私利负相关但不显著；模型2回归结果中，公司规模
(size)系数为正，没有通过显著性检验，这说明公司规模与
控制权私利正相关但不显著。造成上述结果的可能原因是
一 方面公司规模为大股东攫取控制权私利提供了更大的
空问，但另一方面，大公司更容易受到外界的关注，从而阻
碍了大股东攫取控制权私利行为。负债水平(size)系数在
模型1、模型2回归结果中都显著为负 ，这个结果与唐宗明，
蒋位(2002)、余明桂等(2006)研究结果一致。这说明上市公
司负债水平越高，大股东攫取控制权私利水平越低 ，这从
某种意义上说明上市公司外部债权人在一定程度上能够
监督和约束大股东谋取控制权私利行为。固定资产比例
(tangle)系数在模型1、模型2回归结果中都为正，但没有通
过显著性检验，这说明固定资产比例与控制权私利正相关
但不显著。这也正说明了固定资产比例高的产业会提高内
部人转移资产的难度(林朝南、刘星、郝颖，2006)。
五、结论
本文研究结论如下 ：(1)大股东持股比例与控制权私
利呈现一种倒u型非线性曲线关系，即随着第一大股东持
股比例的增加，控制权私利呈现先升后降的趋势 ；(2)大股
东国有股权性质与控制权私利正相关但不显著；(3)大股
东股权制衡度与控制权私利负相关但不显著；(4)两职合
一 与控制权私利显著性正相关；(5)独立董事比例与控制
权私利负相关但不显著。
财套通孔 2016年第27期
研究结论表明，大股东持股比例、股权性质 、股权制衡
程度以及两职兼任情况决定了大股东攫取控制权私利的
能力。本文研究结论的启示是 ：第一，通过引进机构投资者
和法人股东 ，优化股权结构安排 ，充分发挥大股东之间的
相互制衡效应，弱化第一大股东的控制权；第二，加大对国
有控股上市公司的监察力度 ，抑制大股东的“隧道”行为，
以保障中小股东的利益；第三，合理安排公司治理结构 ，避
免董事长、总经理两职合一；第四，完善上市公司独立董事
甄选 、聘任、考核制度，增强独立董事的独立性，真正发挥
其监督治理作用。
本文系国家自然科学基金资助项目 “基于策略互动
实验方法的大股东控制权私利形成机理研究：影响因素与
伦理决策”(项 目编号：71272143)，教育部人文社会科学研
究基金资助项目“基于S—C—P的控制权私人收益的形成机
制及其市场效率研究”(项目编号：10YJA630053)，浙江省
哲学社会科学规划课题“全流通背景下大股东控制权私if,1
行 为 演 进 、 成 因 及 治 理 机 制 研 究 ”(项 目 编 号 ：
15NDJC065YB)的阶段性研究成果。
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