控制权转移溢价的影响因素研究

来源:用户上传      作者: 田斌 赵彩云

　　 摘要：上市公司控制权转移问题是现代公司治理研究的热点问题。控制权转移定价是学术界比较关注的问题，而控制权转移溢价的大小直接影响到并购双方的利益大小。基于控制权转移溢价影响因素的重要性，文章选择上述问题进行探讨和研究。文章研究我国深市和沪市2005年~2009年5年间发生控制权转移的上市公司，并通过分析目标公司的相关特征，通过建立多元线性回归模型统计得出影响控制权转移溢价的因素。研究结果表明：目标公司净资产收益率和目标公司规模与控制权转移溢价显著负相关。
　　关键词：控制；溢价； 影响因素
　　
　　一、 引言
　　 我国上市公司控制权转移的主要包括协议转让、无偿划拨、司法裁定拍卖转让、委托管理和二级市场收购五种方式。由于篇幅所限，本文主要研究协议转让下的控制权转移，这也是我国上市公司实现控制权的转移最常见的方式。
　　 控制权转移价格是争夺控制权的双方博弈的结果。控制权转移价格的大小取决于并购者对目标公司潜在收益的预期，而且与未来从控制者那里获得的控制利益大小有关系。潜在收益是指并购完成后，公司的控制者所能控制的收益，包括股票价值的增值以及在位时所享有的控制利益。
　　 目前国内学者关于控制权转移绩效方面的研究成果已十分丰富，但是对控制权转移溢价的影响因素的研究却不够深入。基于此，本文拟对影响上市公司控制权转移溢价的相关因素进行研究，期望实践中为企业有效治理控制权转移溢价献计献策，为相关理论研究提供新的视角和思路。
　　 二、 文献综述
　　 Faccio（1990）等人选取了50个现金并购案作为研究样本，通过回归估计和经验估计制定出了研究现金并购溢价的经验参数模型。在这个模型里，并购溢价是因变量，最近股票的历史价格、整体市场状况、被并企业股票所有权的分散程度和主并企业的相对谈判地位都是影响现金并购溢价的自变量。研究结果显示：最近股票的历史价格和整体市场状况对现金并购溢价的影响是不确定的；被并企业股票所有权的分散程度和现金并购溢价程度正相关；主并企业的相对谈判地位和现金并购溢价负相关，而且被并企业股票所有权的分散程度和主并企业的相对谈判地位这两者的作用在统计上都是显著的。
　　 Zhiwu Chen和Peng Xiong（2001）对中国非流通股的折价问题进行了研究，研究结果表明：公开拍卖方式下转让国有股的折价是77.93%；协议转让方式下转让国有股的折价是85.59%，与公开拍卖方式下相比要高出7.66个百分点。影响中国非流通股折价大小的因素主要有公司规模（资产规模和股权规模）、盈利能力（资产收益率、市净率及市盈率等）以及流通股市价的稳定性等。
　　 唐宗明、蒋位（2002）以1999年~2001年沪深两市88家上市公司共90项大宗国有股和法人股转让事件做为研究样本，对影响控制权转让价格的因素进行了多变量线性回归分析，得出的结论是：控制权转移溢价与转让股份占总股份的比例正相关，而与目标公司的规模和获利能力负相关。黄坚（2003）的研究结果表明控制权溢价与目标公司的配股资格、每股净资产以及流通股比例正相关，而与目标公司的未分配利润负相关。
　　 唐宗明、余颖等（2005）以2002年~2004年3年间我国上市公司控制权转让交易作为研究样本，对控制权转移溢价进行了实证分析，得出的研究结论为：控制权转移溢价与转让股份比例正相关，与流通股股数、公司净资产收益率、公司规模负相关。
　　 崔学刚、荆新（2006）采用1999年~2001年3年间的全样本，利用Logit回归方法，研究了每股净资产、总资产、第一大股东持股比例、主营业务利润率、现金比例等指标对控制权转移溢价的影响。研究结果表明，除了常数项外，所采取的这五个变量均与控制权转移溢价负相关。
　　 高辉、何玉梅（2009）在运用2002年~2006年的样本数据，对中国上市公司控制权的隐性利益水平所进行的实证分析，结果表明中国上市公司的转让溢价与转让比例呈正相关，与转让溢价水平与净资产收益率、现金比率、流通股数和公司规模均呈负相关。同时，随着转让比例的上升，一开始溢价比例会增加，当转让比例增大达到一定程度时，溢价比就会随之下降。用法律或制度安排保护中小股东以及或者形成较为分散的股权结构对于保护中小投资者权益更为有利。
　　 由此可见，鉴于我国市场的制度背景，我国控制权转移溢价的影响因素比起西方成熟市场来说更加复杂。我国学者关于控制权转移溢价的影响因素的研究结论并没有达到统一，也没有对控制权溢价作出很好的解释。对影响控制权转移溢价的因素进行归纳如下：（1）盈利能力，主要有净资产收益率和每股收益等指标；（2）偿债能力(财务杠杆)，主要有总资产负债率、流动比例和现金比例等指标；（3）股本扩张能力，主要有每股净资产和每股未分配利润等指标；（4）公司规模，主要有主营业务收入和总资产等指标；（5）转让特征，主要指目标公司股权转让比例指标；（6）股权特征，主要指目标公司流通股所占比例指标。
　　 三、 研究设计
　　 1. 样本选取。本文采用我国A股上市公司2005年~2009年5年间非流通股股权转让交易作为研究对象。研究过程中所采用的数据库来自RESSET金融研究数据库以及国泰安数据库，整理数据在EXCEL表中进行，回归分析采用STATE和SPSS统计软件。
　　 2. 研究假设。本文根据影响控制权转移溢价的不同因素来做出如下的几个假设：
　　 假设1（H1）：控制权转移溢价与ROE（目标公司净资产收益率）呈现负相关关系。从我国的实际情况来看，由于股票市场尚处于发展阶段，而且我国的各项法律法规并不健全，故本文假设目标公司的净资产收益率与控制权转移溢价负相关。
　　 假设2（H2）：控制权转移溢价与LEV（目标公司资产负债率）呈现正相关关系。本文用资产负债率作为衡量目标公司长期偿债能力的指标，并提出资产负债率越高控制权转移溢价也越高的假设。
　　 假设3（H3）：控制权转移溢价与LnPOR（目标公司总资产规模）负相关。公司规模越大，则公司的相关信息越透明，对其的监管也越严格，这导致获取控制权收益的难度加大，从而公司规模与控制权转移溢价负相关。
　　 3. 回归模型。根据以上假设，本文可以得到下列回归模型：
　　 PREMUM=α+β1ROE+β2LEV+β3LnPOR+β4W+β5LTQ+β6YEAR+ε
　　 其中，PREMUM=（P1-P2）/P2是根据Barclay & Holderness 所提出的BH 模型并结合我国实际而得出来的，即唐宗明和蒋位（2002）提出的采用每股净资产的大宗股权转让溢价法，P1表示股权转让交易时的每股价格，P2表示目标公司交易上一年的平均每股净资产。PREMUM为控制权转移溢价，ROE为控制权发生转移前一年目标公司的平均净资产收益率，LEV为控制权发生转移前一年目标公司的资产负债率水平，LnPOR为控制权发生转移前一年目标公司总资产的对数，W为控制权发生转移时目标公司股权转让比例，LTQ为目标公司流通股所占比例，YEAR为年度控制变量，本文的样本期间为5年，以2005年为基准项，设置了4个年度虚拟变量，α为常数项，ε为残差项。
　　 四、 实证结果与分析
　　 1. 相关性分析（相关系数表略）。通过相关性分析可以得出：

　　 （1）LEV（资产负债率）与W(目标公司股权转让比例)之间的相关系数为0.073 7；与LTQ（目标公司流通股所占比例）之间的相关系数为0.045 1；与ROE（净资产收益率）之间的相关系数为-0.509 7；与LnPOR（总资产的对数）之间的相关系数为0.169 2；与控制权转移溢价之间的相关系数为0.195 7，并且在10%的置信水平上显著，这表明，LEV（资产负债率）与控制权转移溢价显著正相关，与本文提出的假设一致。
　　 （2）W（目标公司股权转让比例）与LTQ（目标公司流通股所占比例）之间的相关系数为0.083 1；与ROE（净资产收益率）之间的相关系数为0.096 1；与LnPOR（总资产的对数）之间的相关系数为0.305 9；与控制权转移溢价之间的相关系数为0.335 3，并且在1%的置信水平上是显著的，这表明，W（目标公司股权转让比例）与控制权转移溢价在1%的水平上显著正相关，与本文提出的假设一致。
　　 （3）LTQ（目标公司流通股所占比例）与ROE（净资产收益率）之间的相关系数为-0.067 7；与LnPOR（总资产的对数）之间的相关系数为-0.243 2；与控制权转移溢价之间的相关系数为0.127 3，并不在任何置信水平上显著，这表明，LTQ（目标公司流通股所占比例）与控制权转移溢价正相关，与本文提出的假设不一致，而且LTQ（目标公司流通股所占比例）并不是影响控制权转移溢价的关键因素。
　　 （4）ROE（净资产收益率）与LnPOR（总资产的对数）之间的相关系数为0.206 3；与控制权转移溢价之间的相关系数为-0.328 3，并且在1%的置信水平上是显著的，这表明，ROE（净资产收益率）与控制权转移溢价在1%的水平上显著负相关，与本文提出的假设一致。
　　 （5）LnPOR（总资产的对数）与控制权转移溢价之间的相关系数为-0.218 2，并且在5%的置信水平上是显著的，这表明，LnPOR（总资产的对数）与控制权转移溢价在5%的水平上显著负相关，与本文提出的假设一致。
　　 综上，本文变量之间的相关系数大部分都在0.5以下，这说明变量之间不存在严重的多重共线性问题。LEV（资产负债率）、W（目标公司股权转让比例）、ROE（净资产收益率）以及LnPOR（总资产的对数）均是影响控制权转移溢价的关键因素，并且与控制权转移溢价呈现的相关关系均与本文所提假设一致。
　　 2. 统计检验结果与分析。多元回归分析的结果如表1所示。
　　 根据表1的回归结果，现进行如下分析：
　　 （1）我们可以看到第一个指标ROE（目标公司净资产收益率）的系数是-1.936 824，从该系数的方向可以知道与本文的假设是一致的，假设1成立。
　　 （2）第二个指标LEV（目标公司资产负债率）的系数是0.255 005 9，从该系数的方向可以知道与本文的假设一致，但并不具有显著的影响，说明假设2不成立。
　　 （3）第三个指标LnPOR（目标公司总资产规模）的系数是-0.458 934 4，而且在5%的置信水平上显著，假设3成立。
　　 从回归分析结果可以看出，影响控制权转移溢价的主要因素是ROE（目标公司净资产收益率）和LnPOR（目标公司总资产规模），均与控制权转移溢价负相关。
　　 回归方程的拟合优度达到了0.436 2，说明模型的拟合优度较高，年度虚拟变量的回归结果表明，2007年回归结果的相关系数是0.730 455 9，在10%的置信水平上是显著的；2008年回归结果的相关系数是1.849 774，在1%的置信水平上是显著的；2009年回归结果的相关系数是1.629 761，在5%以下的置信水平上是显著的；2006年回归结果的相关系数是0.151 603 1，并没有在1%、5%或者10%的置信水平上显著；截距项的相关系数是9.311 254，在5%的置信水平上是显著的，说明除了文中所选的五个变量外，可能还有其他的因素没有被选入。从各年最终结果可以看到，相关性是逐渐增强的。说明大股东掏空中小股东利益的现象不仅没有好转，反而“掏空”现象更加严重。
　　 3. 稳健性分析。上文的相关分析和多元线性回归分析已为本文的研究假设提供了直接的经验证据。为了增强本文经验证据和研究结果的可信度，本文进行了稳定性测试。具体而言，本文用EPS（每股收益）来代替ROE（净资产收益率）、用LCR（长期资本负债率）代替LEV（资产负债率）以及用LnPOB（营业收入的对数）代替LnPOR（总资产的对数）。由于W（股权转让比例）以及LTQ（流通股所占比例）这两个变量并非影响控制权转移溢价的关键因素而且也找不到相似的变量进行替代，故对这两者不进行替代。经过检验，稳健性测试的结果与上述的回归结果基本一致，模型比较稳定。通过多角度分析，本文的研究假设通过了显著性检验和稳健性测试。
　　 五、 研究结论
　　 本文的研究发现，在我国控制权发生转移过程中，存在比较高的溢价。控制权转移溢价的实质和基础是因为存在着剩余控制权以及控制权私有收益。外部环境比如法律制度健全程度、资本市场的运作效率和政府的干预力度都将在很大程度上影响控制权转移溢价的水平。然而，事实上控制权转移溢价并不是孤立存在的，而是会受到众多因素的影响。影响控制权转移溢价的因素比较复杂，除了文中所选变量之外，还有一些变量没有列举，同时一些宏观政策方面的因素没有得到很好的量化，从而导致研究结果具有一定的局限性。
　　 参考文献：
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　　 6. 唐宗明,余颖,俞乐.我国上市公司控制权私人收益的经验研究.系统工程理论方法应用,2005,（6）:510- 514.
　　 作者简介：田斌,中央财经大学会计学院2009级博士生，新疆财经大学会计学院讲师；赵彩云，北京工商大学会计学硕士，就职于北京七星华创电子股份有限公司。
　　 收稿日期：2012-02-17。

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