大小非和解后大股东减持的股权转让溢价研究

大小非和解后大股东减持的股权转让溢价研究

一、大股东系统优化实施动机及市场反应2005年以来，整个股权通用渠道在一定程度上克服了中国资本市场的“异股权”和“股主大”等问题，但随着股权分置改革，上市公司大股东的效用函数发生变化，股东的行为模式也发生变化。它从股份分置改革开始，成为对公司内部损益的唯一补偿，并考虑到外部市场的股份贴现和内部转移收入。2006年以来如火如荼的大股东减持行为对资本市场造成的重大影响,表明从资本市场获得股权转让溢价成为大股东新的获利途径。近两年来基于非流通股股东低价获得原始股权及套现获利动机的逻辑推理和“大小非”减持期间恰逢股市大跌的严峻事实,大股东减持成为理论界和实务界关注的热点,研究成果主要围绕大小非减持动机及减持的市场反应展开。在减持动机方面,巴曙松等认为托宾Q值对金融资产和实物资产的投资操作策略起到了至关重要的引导作用,只要解禁的非流通股股东所持有的股票其托宾Q值较高,且拥有投资实物资产的机会,那么其减持行为往往较为明显。在减持后果方面,研究发现大小非解禁后短期内并没有发生大股东抛售股份的情况,在大小非解禁公告日,上市公司的股价具有显著的负异常收益表现;财务绩效差的公司大股东减持比例要高,有些公司股价受小非减持存在显著性波动;大股东减持前的一定时期,减持公司的股价出现显著的正的超额收益,而在股份减持完成后,财富效应不再产生。上述研究主要集中在大小非解禁与减持的市场反应方面,大小非解禁后大股东通过减持获利水平如何?控股股东与非控股股东通过减持获取股权转让溢价是否存在差异?减持是否成为控制权私有收益的新途径?目前尚无学者研究。本文拟对大股东减持的股权转让溢价进行调查,通过比较控股股东与非控股股东通过减持获利的差异性及影响因素来判断我国上市公司控制权私有收益,以对股权分置改革后的大股东获利行为的变化、现状、后果及动机做出判断。本文剩余部分结构如下:第二部分是文献综述与研究假说,第三部分是样本选择与研究方法,第四部分是实证研究结果和分析,最后一部分为结论。二、控制权私有模型1988年Grossman和Hart提出控制权私有收益(PrivateBenefitsofControl)的概念,将控制权私利定义为控制性股东通过对控制权的行使而占有的全部价值之和,包括自我交易、对公司机会的利用、利用内幕交易所获得的全部收益、过度报酬和在职消费等,并将公司的价值分为两部分:一部分是股东所得到的股息流量的现值,即共享收益(PublicBenefits),如企业利润;另一部分是经营者所享有的私人利益,称之为控制权收益。Dyck和Zingales将控制权收益定义为公司中只能由控制性股东享有而中小股东不能分享的利益。对控制权私利的度量通常采用三种方法:一种是以Barclay和Holderness为代表的基于大宗股权转让的交易溢价来估计控制权私有收益水平;第二种是以Zingales、Nenova为代表的基于具有不同投票权的股票价值计算的投票权溢价来估计控制权私有收益水平;第三种是以Hanouna,Sarin和ShaPiro为代表的基于大小额股权交易价格的差额计算的控制权交易溢价来度量控制权价值。研究发现控股股东利用控制权获取私利的现象在各国资本市场均普遍存在。近些年来我国学者也展开了类似的研究,对我国上市公司控制权私利的度量方法也主要有三种:一是将大宗股权转让价格与公司净资产的差价作为公司控制权的隐性收益;二是以我国上市公司非流通股转让交易中控股股份与非控股股份转让价格上的价差对上市公司控制权的隐性收益进行测算;三是以控制权交易和小额股权交易的价格差额来估算我国上市公司控制权价值。实证研究表明我国上市公司控股股东的控制权私有收益高于发达国家。上述成果为本文研究大股东减持的股权转让溢价提供了参考。但研究中存在两个主要问题,第一就是对控制权的定义和对控制权私利的测度很不统一,从而导致样本选择标准不一。目前国内外关于控制权私利测度的代表性公式达10个之多,其核心问题是控制权私利的测度是否必须建立在控制权转移的基础上。Dyck和Zingales、Hanouna等以控制权转移(如并购)为前提对控制权私利进行测度,实质是对控制权市场(也称接管市场)的控股股东控制权私利的研究,所针对的并非正常经营状态的上市公司,我国部分学者也以此为标准进行研究。而控股股东对公司机会的利用、利用内幕交易所获得的全部收益、过度报酬和在职消费等控制权私利的获取都是以拥有上市公司控制权为前提,Zingales和Nenova的基于投票权溢价的控制权私利也是建立在控制权不发生转移的基础上。部分学者的研究以大宗股权转让行为而非控制权转移作为测度控制权私利的比较基础,如唐宗明和蒋位所收集的90个股权交易的样本中一半涉及控股股东的变更,一半未涉及控股股东的变更;叶康涛的研究样本共包括162起非流通股转让交易,涉及97家上市公司,其中涉及第一大股东转让的交易共40起,涉及29家公司。概念上的不统一以及研究使用的样本量存在差异在一定程度上降低了结论的可靠性和普遍适用性。另外一个问题就是上述研究忽略了我国上市公司控制权转移与美国和其他国家上市公司的差异。近年来大量的研究表明,世界各国大多数公司的股权并不是高度分散而是相对集中,这使控股股东利用控制权谋取私有收益成为可能。与西方国家相比,我国上市公司的控股股东的持股比例则更为集中,Wind数据库资料显示,截止2007年底,我国全部上市公司1552家,总股本为22298.71亿元,其中第一大股东持股比例平均值为36.04%,远高于国外资本市场20%的水平,限售股中限售国家持股和限售国家法人股比例达到50.08%。由于政府监管等因素的影响,我国上市公司控制权转移的情况并不象西方资本市场那样频繁,控股股东尤其是国有企业控股股东更倾向于不转让控制权而通过逐渐降低持股比例获得私利,上述研究中样本量偏小也说明了这一问题。本文认为至少在我国上市公司股权结构的独特背景下,将控制权私利建立在控制权转移的基础上是有失偏颇的,难以对控股股东的控制权私利进行广泛的评价,就目前大小非解禁的特殊背景,上市公司在正常状态而非接管状态下控股股东未发生变更,其控股股东的股权转让溢价能对控制权私利进行测度。2006年以来的大小非解禁和减持为我们研究中国资本市场大股东行为的变迁及后果提供了难得的契机,第一大股东和第二大股东的减持是近两年来大股东减持的显著特征,控股股东更倾向于不转让控制权而通过逐渐降低持股比例获得私利,这是我国上市公司股权结构的独特制度背景造成的,因此,本文将对控股股东减持的股权转让溢价及影响因素展开研究,以此来测度大小非减持背景下我国上市公司的控制权私利。由于第二大股东亦是本次大小非减持的主力,本文同时将第二大股东作为非控股股东的代表,对其减持的股权转让溢价进行分析,通过比较控股股东与非控股股东股权转让溢价的差异,对上市公司控制权私利进行进一步判断。本文借鉴Barclay和Holderness1989年提出的方法,考虑到我国上市公司的非流通股通常是以每股净资产作为定价基准(非流通的国有股协议转让以每股净资产为基准是由相关政策规定的,如《股份有限公司国有股股东行使股权行为规范意见》规定,国有股的转让价格必须以公司的每股净资产值、净资产收益率、投资回报率等指标为依据,而且不得低于每股净资产),因此用每股净资产来代替上市公司股票价值。韩德宗、唐宗明的研究证实了该模型较适合我国上市公司控制权私有收益的度量。本文采用以下公式对股权转让溢价进行测度,通过比较控股股东与非控股股东股权转让溢价的差异判断我国上市公司控制权私有收益。PBC=w(P-V)/V(公式1)其中,PBC为大股东通过减持获取的股权转让溢价,P为第一或第二大股东减持期间的股票平均价格;w为减持比例,等于第一或第二大股东减持股数/公司总股本;V为每股净资产。根据前述关于控制权私利的研究成果,本文提出假设1:H1:控股股东通过减持获取的股权转让溢价高于非控股股东通过减持获取的股权转让溢价。Zingales的研究认为控制权竞争程度与控制权私利显著相关,认为如果大股东对公司具有强有力的控制,那么将阻碍来自外部的控制权竞争,从而有可能使大股东更容易、更大胆地攫取私有收益。控股股东的控制权程度越高,非控股股东发挥制约作用的可能性越低,控股股东实施操纵行为的难度越小,谋取控制权私有收益的可能性越大。我们遵循主流学术研究方法,以第一大股东持股比例衡量控制权程度,以第二大股东至第五大股东持股比例之和衡量股权制衡度,据此假设:H2:控制权程度与股权转让溢价正相关。H3:股权制衡度与股权转让溢价负相关。目前我国学者关于控制权私利的研究均未考虑股权性质因素的影响。本文认为,与西方国家不同,股权性质对我国上市公司具有重要影响,这也是我国资本市场的特殊问题,国内学者历年来的研究证实了这一现象。陈小悦,徐晓东等从股权性质与公司绩效的角度进行研究,认为国家股与公司绩效负相关或不相关,研究显示非国家股股东公司在经营上更灵活,具有更高的盈利能力和企业价值,国有控股的大股东相对忽视经营业绩的原因是国有控股公司更多地受到政策监管及政府职能部门的影响,政府导向特征更显著。基于我国上市公司国有股权的重要地位以及监管因素,本文假设:H4:股权性质与大股东减持的股权转让溢价显著相关。大股东减持行为与公司的经营业绩有直接关系。通常情况下,对于一家业绩良好具有发展前景的公司大股东普遍具有惜售心理,而对一家业绩与发展前景较差的公司大股东减持套现的动机更强烈。因此,公司经营绩效会对大股东的私有收益产生影响。本文以上一年度的净资产收益率和营业利润率来衡量被减持公司的经营绩效。预测公司经营绩效与私有收益呈负相关关系。提出假设:H5:公司经营绩效与大股东减持的股权转让溢价负相关。三、样本的选择和研究方法(一)控制变量的计算本文使用以下模型对上述假说进行检验,变量定义、计量方法及预期符号见表1。在检验上述假设的同时,本文选择公司规模和资产负债率作为控制变量。净资产收益率、营业利润率、资产负债率和总资产均取发生减持行为前一年末的财务数据。PCB=α+β1×Cr+β2×Z+β4×ROE+β5×OPR+β6×DEBT+β7×SIZE+εPCB=α+β3×SS+β4×ROE+β5×OPR+β6×DEBT+β7×SIZE+εPCB=α+β1×Cr+β2×Z+β3×SS+β4×ROE+β5×OPR+β6×DEBT+β7×SIZE+ε(二)面板数据分析2007、2008年我国沪、深证券市场大小非解禁公司共1168家,本文以大小非解禁后发生大股东减持的上市公司为样本,剔除金融保险业公司和数据不全的公司,最后得到样本公司共559家。具体情况见表2。本文混合了我国深、沪两市上市公司在整个样本期间的横截面数据以及时间序列数据,形成了一个面板(panal)数据。采用面板数据进行回归分析,可以在一定程度上克服变量之间的多重共线性,而且面板数据通常含有很多数据点会带来较大的自由度,同时截面变量和时间变量的结合能够有效地提高短期时间序列动态模型估计的准确性。大小非减持比例和股票溢价率等数据通过手工计算取得,财务数据来源为国泰安数据库。数据分析使用SPSS16.0统计软件。我们还注意到,在所有第一大股东减持样本中,减持后发生控制权变更的公司仅有19家,占所有减持公司的比重不到3.4%,占全部大小非解禁公司的比重仅为1.63%,这一方面验证了上文的推理,说明我国上市公司控股股东并不倾向轻易放弃控制权,更倾向于不转让控制权而通过逐渐降低持股比例获得私利,另一方面,比重过小也使该群体不具有统计上的研究意义,基于控制权转移的控制权私有收益的研究未必适合我国资本市场特征。四、结果表明，研究结果与分析(一)控股股东减弱的股权转让溢价由于大小非解禁后有些上市公司同时被多个大股东减持,本文首先对被减持上市公司所有大股东减持比例之和进行了统计,以了解大小非解禁后大股东减持的现状,统计结果如表3。从表3可以看出,大股东减持比例平均为1.96%,2007年减持比例略高,为2.04%,2008年减持比例为1.76%,总体看来,大股东减持比例还比较有限,符合前文推测的我国上市公司更倾向于不转让控制权而通过逐渐降低持股比例获得私有收益,说明在目前及未来一段时间内大股东减持将是我国资本市场大股东行为的特征之一。此外,非国有控股公司的大股东减持比例为2.58%明显高于国有控股公司,说明股权性质对大股东减持行为有显著影响。本文重点考察控股股东和第二大股东减持的股权转让溢价及影响因素,表4是对第一大股东减持样本和第二大股东减持样本的所有变量的描述性统计分析。从表4可以看出,第一大股东减持组中股权转让溢价(PBC)19.44%显著高于第二大股东减持公司的平均值13.39%,说明我国上市公司大小非解禁后控股股东通过减持获取控制权私利的情况的确存在。与假设1相符。而且第一大股东减持组中股权转让溢价的标准差也大大低于第二大股东减持组,说明控股股东通过减持获取的股权转让溢价水平相对集中。表5是以股权性质为标准进行的分组分析。从表5可以看出,在第一大股东减持公司中股权性质对股权转让溢价有显著影响,非国有控股公司的第一大股东的股权转让溢价达到31.02%,而国有控股公司的第一大股东的股权转让溢价仅为14.07%,而且组间差异在统计上显著。而第二大股东减持组中这种差异并不显著。说明股权性质对控股股东股权转让溢价有显著影响,将其纳入自变量是很有必要的。(二)第二大股东被转让的背景,其和预期的相关系数相关表6和表7分别对第一大股东减持和第二大股东减持组进行了相关分析。从表6可以看出,第一大股东的股权转让溢价PBC与Cr、Z、SS、ROE、OPR的相关系数符号均与预期相符合,且与Z、SS、ROE在5%或1%的水平上显著相关。但在第二大股东减持样本中,股权转让溢价PBC仅与ROE的相关系数通过显著性检验,与其他变量不具有统计意义上的显著相关。此外,Cr、Z与SS之间显著相关,这也支持我们采用三个模型分别将股权结构、股权性质纳入方程进行检验的必要性。以下通过回归分析进行进一步检验。此外,所有自变量之间相关系数小于0.5,说明自变量之间不存在显著的高度相关问题。(三)模型2:个人特质和企业控制权表8是对股权转让溢价的回归分析结果。从回归结果来看,模型的拟合程度较好,均通过了显著性检验。文中所有回归模型的Durbin-Watson检验值均在2左右,表明模型不存在显著的序列自相关问题。另外,本研究的所有模型均未显现出多重共线性的显著特征。第一大股东减持组的Adj-R2达到40%以上,说明模型解释度较好,明显高于第二大股东减持组。从表8可以看出,在第一大股东减持样本中,模型1显示Cr的回归系数为正但不显著,Z的回归系数显著为负,模型2中SS的回归系数显著为负,在纳入所有变量的模型3中,Cr、SS的回归系数在10%的水平上通过检验,Z的回归系数在5%的水平上通过检验。说明控制权程度与控股股东的股权转让溢价正相关,股权制衡度和股权性质与控股股东的股权转让溢价负相关。与假设2、假设3和假设4相符。但在第二大股东减持样本中Cr、Z、SS的回归系数均未通过显著性检验