控制權、控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購的影響
——來自中國民營上市公司的經驗證據(jù)

朱冬琴,陳文浩

(1.蘇州大學商學院,江蘇蘇州215021;2.上海財經大學會計學院,上海200433)

一、引 言

La Port等在1999年提出終極產權概念后,引起了學術界對終極控制人的控制權以及控制權與現(xiàn)金流權偏離問題的廣泛關注。代理理論認為,較高的控制權使控股股東憑借自身力量掠奪中小股東的利益成為可能,控制權與現(xiàn)金流權的偏離則可能進一步加劇控股股東的掠奪(Claessens等,2002;La Port等,2002)。但迄今為止,有關控制權給公司價值造成影響的實證檢驗并沒有得出統(tǒng)一的結論(Grossman和Hart,1988;Faccio和 Lasfer,1999;Edwards和Weichenrieder,1999),而有關控制權與現(xiàn)金流權的偏離給公司價值造成的影響的研究得出的結論基本一致,即控制權與現(xiàn)金流權的偏離損害了公司價值。事實上,綜觀國內外的研究文獻,有關控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度的研究還沒有深入到企業(yè)具體經營活動。直接以某種經營活動為研究對象,探討控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度對公司經營績效的影響,可能會更加清楚地反映控股股東與中小股東之間的代理沖突,從而得出更加可靠的結論。

并購屬于公司重大的可觀察的經營活動。并購集中體現(xiàn)了公司內部各利益集團的利益博弈,使控股股東與中小股東之間所蘊含的代理沖突顯現(xiàn)出來。Shleifer和Vishny(1986)研究表明,在缺乏有效的外部監(jiān)管機制的情況下,集中的股權有可能誘發(fā)大股東通過并購行為竊取控制權私有收益。Masulis等(2007)進一步證實,公司治理機制,特別是公司控制權市場直接影響著公司的并購績效。盡管協(xié)同效應理論、自由現(xiàn)金流理論和管理者自大理論等均從不同視角對并購動機進行解釋,但主并公司并購后的績效究竟是有所提升還是有所下滑仍無定論。

中國民營上市公司大多由家族企業(yè)發(fā)展而來,部分由國有企業(yè)改制而來。建國初期,民營企業(yè)的發(fā)展一直受到某種程度的束縛。改革開放給民營企業(yè)的發(fā)展帶來契機,促使民營企業(yè)的家族經理人普遍通過拉長控制鏈的形式擴張規(guī)模,導致民營企業(yè)控制權與現(xiàn)金流權偏離現(xiàn)象較為突出。西方企業(yè)的所有權結構通常被認為是股東自主選擇的結果,而由中國政府控制的國有上市公司的所有權結構卻受到中國國有資產分級管理體制的制約。中國民營上市公司的發(fā)展模式決定了其所有權結構既區(qū)別于西方企業(yè)內生的所有權結構,也區(qū)別于國有上市公司外生的所有權結構。根據(jù)上海證券交易所(2006)所做的研究,與國有上市公司相比,中國民營上市公司所有權結構是有所不同的。賴建清(2005)認為,中國國有上市公司的控制權與現(xiàn)金流權的分離情況并不嚴重,而非國有上市公司的兩權分離情況較為嚴重。中國民營上市公司特殊的所有權結構是否會對并購后的公司績效產生影響,目前國內學者研究得還不多。

本文選取2004年和2005年發(fā)生的股權交易類并購事件,運用代理理論研究中國民營上市公司控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度對并購績效的影響。研究結果表明,民營控股股東在并購過程中存在著激勵和壕溝防御這兩種效應,無論控制權還是控制權與現(xiàn)金流權的偏離度對中國民營上市公司的并購績效均具有兩面性,中國民營控股股東已具備部分市場化行為的特征。

本文的研究主要有以下兩方面的貢獻:首先,本文將控制權和現(xiàn)金流權的研究深入到企業(yè)具體經營活動,選擇并購作為研究對象,拓展了所有權結構研究的范圍?？刂茩嗯c現(xiàn)金流權的偏離度和并購績效之間的非線性關系的研究結論,不同于以往文獻一致認為控制權與現(xiàn)金流權的偏離必然損害公司價值的結論。其次,本文從制度層面拓寬了國內外有關并購動因的研究視野。李增泉等(2005)實證考察了控股股東和地方政府的支持或掏空動機對上市公司并購績效的影響。方軍雄(2008)和潘紅波等(2008)從不同角度研究政府干預對并購行為的影響。他們的研究主要從宏觀經濟制度背景入手研究并購動因。本文則從由制度背景導致的中國民營上市公司特有的代理問題視角研究并購動機,將制度背景作為可能的并購動因的研究深入到企業(yè)內部微觀層面。

本研究其余部分如下:第二部分是理論分析并提出研究假設,第三部分是樣本選取以及檢驗模型的建立和變量的具體描述,第四部分和第五部分是實證檢驗及其結果分析,最后是研究結論及啟示。

二、理論分析和研究假設

(一)控制權對并購績效影響的理論分析

代理理論認為,控制權對公司價值的影響可以表現(xiàn)為兩種相反的效應:激勵效應(Incentive Effect)和壕溝防御效應(Entrenchment Effect)。在所有權集中的公司中,控股股東的存在可以有效降低現(xiàn)代公司中股東和經理之間的委托代理問題,使控股股東與中小股東的利益趨于一致,從而表現(xiàn)為控制權的激勵效應。但是,控股股東也可能具有損害公司價值的行為(Claessens等,2002)?？毓晒蓶|有著自己的利益,如果公司沒有形成小股東對控股股東的有效制衡機制,控制股東憑借控制地位謀取控制權的私有收益不僅會損害中小股東的利益,而且還會使公司價值下降(Claessens等,2002),從而表現(xiàn)為控制權的壕溝防御效應。

終極控制人的控制權對公司經營的影響可以通過并購等經營活動表現(xiàn)出來。一方面,當終極控制人的控制權比例在一定范圍內時,終極控制人可能不惜犧牲中小股東的利益,通過并購運作公司資產謀取控制權的私有收益。其結果是終極控制人與中小股東之間的代理成本上升,并購后的公司價值受損,形成控制權的壕溝防御效應。另一方面,當控制權比例超過某一范圍,終極控制人通過并購過分追求控制權的私有收益,不僅損害了中小股東的利益,更會導致公司價值大幅受損,最終會使終極控制人得不償失,自身利益受損。此時,終極控制人會轉向從事以創(chuàng)造公司價值為動機的并購活動,形成控制權的激勵效應。中國民營上市公司的出資人通常為自然人或家族,相比國有上市公司,中國民營上市公司的控股股東具有監(jiān)督經理的動力,“內部人控制”及經理人代理人問題較小。由于經營目標的追求,民營上市公司的控股股東更有可能充分利用所擁有的控制權對公司并購行為形成影響。根據(jù)上述分析,提出研究假設1。

假設1:當控制權在一定范圍內時,控制權比例越高,并購績效下降越大;當控制權超出一定范圍,控制權比例越高,并購績效提高越大。

(二)控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購績效影響的理論分析

金字塔式組織結構使公司資源在公司內部流動,提高了資源在公司內的配置效率。但金字塔式組織結構的形成,也為終極控制人獲取更多的私人利益提供了機會。通過金字塔式組織結構的控制鏈,終極控制人可以使用少于控制權的現(xiàn)金流權獲得更多的利益,實現(xiàn)控制鏈的杠桿效應?？刂茩嗯c現(xiàn)金流權的偏離導致控股股東與中小股東之間的代理問題更為嚴重(Bebchuk等,2003)。

由于終極控制人可以使用少于控制權的現(xiàn)金流權獲得更多的利益,實現(xiàn)控制鏈的杠桿效應,因此當控制權與現(xiàn)金流權偏離較大時,由控制鏈的杠桿效應帶來的私有收益會非常明顯,終極控制人就可能將并購作為謀取私有收益的一種手段,并購績效會有所下降,從而形成壕溝防御效應。但是,終極控制人通過控制鏈的杠桿效應獲取私有收益時必須首先承擔并購本身所產生的成本,如談判成本、整合成本和交易成本等。如果終極控制人獲得的私有收益小于所承擔的成本,終極控制人將不會以獲取私有收益作為并購動機?；诔杀九c收益的權衡,在控制權與現(xiàn)金流權偏離度不大的公司里,終極控制人通過控制鏈的杠桿效應獲得的私有收益非常有限,會轉向從事以創(chuàng)造公司價值為動機的并購活動,從而形成激勵效應。中國民營上市公司的股東結構大多具有較長的控制鏈,導致由控制權與現(xiàn)金流權偏離所帶來的代理問題更為突出。為了尋求實現(xiàn)自身利益目標,在并購中民營控股股東,更加注重對控制鏈的杠桿效應進行成本收益分析。根據(jù)上述分析,提出研究假設2。

假設2:當控制權與現(xiàn)金流權的偏離度在較小范圍內時,偏離度對并購績效沒有影響;當偏離度超出一定范圍,偏離度越大,并購績效下降越大。

三、研究設計

(一)樣本選取和數(shù)據(jù)來源

本文以中國經濟研究中心CCER數(shù)據(jù)庫2004年和2005年的資產交易數(shù)據(jù)為基礎,剔除資產剝離以及資產置換中非股權交易后,依照下列順序進行篩選:(1)剔除屬于金融業(yè)的公司。(2)剔除電力、煤氣及水的生產和供應等行業(yè)的公司。因為這類公司所處行業(yè)屬于公用事業(yè)行業(yè),獲利能力受到政府管制的影響。(3)剔除最終控制人性質不詳?shù)墓尽?4)剔除最終控制人為非民營和國有的公司。(5)剔除數(shù)據(jù)不詳?shù)墓尽?6)剔除并購交易額小于1000萬元的公司。(7)如果同一家公司在并購當年同時發(fā)生資產剝離和其他資產交易,且金額超過當年并購交易金額10%以上,則剔除這類公司。(8)剔除并購前后三年內終極控制人性質發(fā)生變更的公司。(9)剔除注冊地在西藏的公司(根據(jù)樊綱、王小魯和朱恒鵬(2007)的研究,西藏地區(qū)的市場化程度極低)。(10)如果同一家公司在同一年份有多起并購事件,選擇同一年份中交易額最大的并購事件,從而剔除其他樣本。另外,同一家公司在同一年份相同日期公布多起事件,則視為一起并購事件。經過篩選最終獲得207家上市公司的219起并購事件作為研究樣本。

中國證監(jiān)會要求上市公司從2004年開始公布最終控制人的身份、控制鏈條和持股比例。樣本公司的控制權、現(xiàn)金流權的計算根據(jù)上市公司年度報告中公司與實際控制人之間產權與控制關系的方框圖的相關數(shù)據(jù)逐一計算而得。市場化進程指數(shù)來自樊綱、王小魯和朱恒鵬等編制的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2006年報告》,其余數(shù)據(jù)均來自CCER數(shù)據(jù)庫。

(二)檢驗模型和變量定義

1.檢驗模型

根據(jù)前述的理論,結合已有的研究,本文構建如下兩個模型用于檢驗上述研究假設。

模型(1)用于檢驗假設1,模型(2)用于檢驗假設2。由于在檢驗模型中直接引入持股比例及其平方項會引起共線性問題,回歸分析前控制權(Control)、控制權與現(xiàn)金流權偏離度(Divg)及其平方項均經過中心化處理。對于模型中的自變量,其中反映公司財務特征的控制變量Da、Grth和Loss_d采用并購宣告前一年度的數(shù)據(jù),其余自變量均采用并購宣告當年的數(shù)據(jù)。

2.變量定義

上述回歸模型中,被解釋變量Δ Per為并購前后三年公司績效的變化,包括會計指標Δ Cfoa和市場指標ΔTobin's Q。進行回歸分析時,這兩個指標已進行樣本所屬行業(yè)相應指標的中位數(shù)調整。ΔCfoa是用于衡量并購績效的會計指標,數(shù)值上等于公司并購前后三年經營活動產生的現(xiàn)金流量凈額的平均變化,并用并購當年的公司總資產進行標準化處理。借鑒Healey(1992)的方法,本文采用經營活動產生的現(xiàn)金流量凈額作為并購績效的衡量指標,可以避免不同公司并購前融資方式和并購交易后由于合并會計報表處理方法不同而對公司當期利潤造成的影響。ΔT obin's Q是用于衡量并購績效的市場指標,數(shù)值上等于公司并購前后三年Tobin's Q的平均變化。Tobin's Q的計算方法與夏立軍等(2005)基本相同。

模型(1)中的解釋變量為Contrl及其平方項Contrl2。Contrl反映終極控制人對上市公司的控制權?？刂茩啾壤挠嬎阌蓛刹糠謽嫵?終極控制人直接持有的上市公司股權以及通過金字塔層級間接持有的上市公司股權。與La Port等(1999)和Claessens等(2002)類似,本文以家族為單位,將有血緣關系和婚姻關系的家族成員持有的股份結合起來考慮。

模型(2)中的解釋變量為Divg及其平方項Divg2。Divg反映終極控制人在上市公司中控制權與現(xiàn)金流權的偏離度,數(shù)量上用控制權減去現(xiàn)金流權的差額除以控制權?，F(xiàn)金流權的計算也由兩部分構成:終極控制人沿著控制鏈持有的直接所有權以及通過金字塔層級持有的間接所有權。直接所有權和間接所有權的計算均按照控制鏈每一鏈條上的持股比例逐漸上推而得。

Ind是公司注冊地所在省、自治區(qū)或直轄市的市場化相對進程指數(shù),具體數(shù)值來自于由樊綱、王小魯和朱恒鵬等人所編制的《中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程2006年報告》。Csh_d、T rd和Rel_d是反映并購交易特征的控制變量。Csh_d虛擬變量檢驗并購支付方式對并購績效的影響。當公司采用現(xiàn)金支付時,該變量取值為1,否則為0。Trd為交易特征變量,用并購交易額與主并公司的總資產的比例來反映。Rel_d虛擬變量為主并公司與目標公司之間的交易關系特征變量,如果該并購交易屬于關聯(lián)交易,該變量為1,否則為0。Da、Grth和Loss_d是反映公司財務特征的控制變量。Da為資產負債率,數(shù)量上為公司并購前一年末的總負債除以總資產,用于控制并購前公司資本結構的影響。Grth為營業(yè)收入增長率,用于控制公司的成長性。Loss_d虛擬變量,如果并購前一年虧損,該變量取值為1,否則為0。Bal是反映公司股權制衡度的控制變量,數(shù)量上等于第二至第五大股東持股比例之和除以終極控制人的控制權比例。

四、實證檢驗結果及分析

(一)控制權以及控制權與現(xiàn)金流權偏離度的描述性統(tǒng)計

表1是樣本公司在2004年和2005年相應的控制權以及控制權與現(xiàn)金流權偏離度的描述性統(tǒng)計。為了反映民營上市公司與國有上市公司所有權結構之間的差異,表1同時列示了國有上市公司相應的所有權結構數(shù)據(jù)。統(tǒng)計結果顯示,民營上市公司的控制權均值為0.357,相應的國有上市公司卻達到0.467。說明相比于國有上市公司,民營上市公司控股股東控制權較低。有關控制權與現(xiàn)金流權偏離度在民營上市公司和國有上市公司之間的差異非常明顯。民營上市公司的偏離度遠遠大于國有上市公司,其均值為0.424,相應的國有上市公司的偏離度均值只有0.0897,偏離度并不明顯。

表1 所有權結構的描述性統(tǒng)計

(二)檢驗模型的回歸分析

表2是控制權以及控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購績效影響的OLS回歸結果。為了使檢驗結果更具可靠性,研究過程中加入了國有上市公司并購樣本作為對照樣本進行比較研究。

表2回歸結果顯示,在民營上市公司中,Contrl變量的系數(shù)顯著為負,Contrl2變量的系數(shù)顯著為正,說明控制權與并購績效Δ Cfoa、ΔTobin's Q存在非線性的U型關系,表明當控制權在某一水平下時,控制權越大,并購績效越低;當控制權超過某一水平時,控制權越大,并購績效就越高,這一結果與假設1相一致。在國有上市公司中,Contrl變量的系數(shù)顯著為負,Contrl2變量的系數(shù)為正,但不顯著,說明控制權與并購績效ΔCfoa、ΔTobin's Q是顯著負相關關系。這可能與國有上市公司所處的制度背景有關。國有上市公司受到政府干預較多,而且政府的控制權越大,越有可能體現(xiàn)政府的利益,公司受到政府干預的可能性越大。政府干預會減少公司財富(Shleifer和Vishny,1997)。

表2 控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度對并購績效影響的OLS回歸結果

表2回歸結果還顯示,在民營上市公司中,當因變量為Δ Cfoa時,Divg變量的系數(shù)顯著為負,Divg2變量的系數(shù)為負,但不顯著;當因變量為ΔTobin's Q時,Divg變量的系數(shù)為負,但不顯著,Divg2變量的系數(shù)顯著為負,因而控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購績效的影響不能完全確定。在國有上市公司中,無論因變量是Δ Cfoa還是ΔTobin's Q,Divg變量的系數(shù)顯著為負,Divg2變量的系數(shù)為負,但不顯著,說明控制權與現(xiàn)金流權偏離度和并購績效ΔCfoa、ΔTobin's Q是顯著負相關關系。因而,在國有上市公司中,控制權與現(xiàn)金流權的偏離度對并購績效產生了負面影響。

五、內生性問題及模型中工具變量的引入

(一)內生性的理論分析及檢驗模型

表2檢驗結果顯示控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購績效的影響不明確。為了對上述結果作進一步考察,保證回歸結果的穩(wěn)健性,考慮模型中是否存在內生性問題,本文引入流通股比例作為模型檢驗的工具變量。自從Demsetz和Lehn(1985)開始關注所有權結構的內生性問題以來,內生性問題不斷受到理論和實務研究的重視。在工具變量的選擇上,借鑒曹延求等(2007)、宋敏(2004)的做法,采用上市公司的流通股比例及其平方項作為控制權以及控制權與現(xiàn)金流權偏離度的工具變量,建立如下內生性檢驗模型。

上述模型中,β0為截距,β1-β2分別為自變量系數(shù),ε為方程殘差。

(二)內生性檢驗

表3是內生性檢驗的回歸結果。從回歸結果可以看出,在民營上市公司中,控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度均與流通股比例存在非線性關系,但在國有上市公司中,并沒有得出這種非線性關系,而只有負向的線性關系。這說明,流通股比例對不同性質的所有權結構存在不同的內生性影響。

表3 內生性檢驗的回歸結果

(三)引入工具變量后回歸模型的TSLS回歸分析

引入工具變量后,采用兩階段最小二乘法 TSLS對檢驗模型(1)和模型(2)重新檢驗,回歸結果見表4。

對比表2和表4,考慮內生性問題后,模型的解釋能力和擬合優(yōu)度都有所增強。在引入工具變量后,控制權對并購績效的回歸結果發(fā)生了一些變化,但與前面的回歸結果基本一致,進一步驗證了假設1。在國有上市公司中,控制權與并購績效Δ Cfoa、ΔT obin's Q之間仍表現(xiàn)為顯著的負相關關系。

表4 控制權以及控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購績效影響的TSLS回歸結果

進一步研究發(fā)現(xiàn),在引入工具變量后,控制權與現(xiàn)金流權偏離度對并購績效影響的回歸結果發(fā)生了一些變化。在民營上市公司中,控制權與現(xiàn)金流權的偏離度和并購績效 Δ Cfoa、ΔTobin's Q之間表現(xiàn)為顯著的非線性的倒U型關系,從而驗證了假設2。這說明在民營上市公司中,當偏離度在某一較低水平時,偏離度沒有對并購績效產生負面影響;當偏離度超過某一水平時,偏離度越大,對并購績效則越會產生負面影響。在國有上市公司中,控制權與現(xiàn)金流權的偏離度和并購績效Δ Cfoa、Δ Tobin's Q之間仍表現(xiàn)為顯著的負相關關系。

六、研究結論與啟示

針對中國民營上市公司特殊的所有權結構,本文選取中國上市公司2004年和2005年發(fā)生的219起股權交易并購事件作為研究樣本,研究民營上市公司控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度對并購績效的影響。研究后發(fā)現(xiàn):在民營上市公司中,控制權以及控制權與現(xiàn)金流權的偏離度與并購績效均存在非線性的關系。當控制權低于一定水平時,或者控制權與現(xiàn)金流權的偏離度較大時,并購體現(xiàn)為終極控制人的壕溝防御效應;當控制權超過一定范圍時,或者當偏離度在較小范圍時,并購體現(xiàn)為終極控制人的激勵效應。

本文的研究結論具有啟示意義:首先,控制權以及控制權與現(xiàn)金流權之間的偏離度對中國民營上市公司的并購績效具有兩方面影響。中國的民營控股股東已基本具有市場經濟中行為人的特征,能夠出于“兩手論”考慮,適時根據(jù)自身利益的需要采取一定的并購行為。其次,民營控股股東充分的控制權有助于降低代理成本,提高并購績效;過低的控制權,有可能促使其通過并購行為攫取公司資源,減損公司價值。因此,中國民營上市公司控股股東與中小股東在安排所有權結構的過程中,既要使控股股東持有足夠的控制權,同時又必須減少民營企業(yè)過于復雜的金字塔所有權結構,避免控制權與現(xiàn)金流權的過分偏離,以防止公司價值落入非線性曲線底部。

[1]曹廷求,楊秀麗,孫宇光.股權結構與公司績效:度量方法與內生性[J].經濟研究,2007,(10):68-76.

[2]樊綱,王小魯,朱恒鵬.中國市場化指數(shù)——各地區(qū)市場化相對進程 2006年報告[M].北京:經濟科學出版社,2007.

[3]方軍雄.政府干預、所有權性質與企業(yè)并購[J].管理世界,2008,(9):118-124.

[4]賴建清.所有權、控制權與公司績效[M].北京:北京大學出版社,2006.

[5]李增泉,余謙,王曉坤.掏空、支持與并購重組——來自我國上市公司的經驗證據(jù)[J].經濟研究,2005,(1):95-105.

[6]潘紅波,夏新平,余明桂.政府干預、政治關聯(lián)與地方國有企業(yè)并購[J].經濟研究,2008,(4):41-52.

[7]上海證券交易所.中國公司治理報告(2006):國有控股上市公司治理[M].上海:復旦大學出版社,2006.

[8]夏立軍,方軼強.政府控制、治理環(huán)境與公司價值[J].經濟研究,2005,(5):40-51.

[9]Bebchuk,Lucian A,John C,et al.The power of takeover defenses[R].Working Paper,Harvard Law School and NBER,2003.

[10]Claessens Stijn,Simeon Djankov,Joseph P H Fan,et al.Disentangling the incentive and entrenchment effects of large shareholdings[J].Journal of Finance,2002,(12):2741-2771.

[11]Demsetz,Lehn.The structure of ownership:Causes and consequences[J].Journal of Political Economy,1985,93:1155-1177.

[12]Edwards Jeremy S,Alfons J Weichenrieder.Ownership concentration and share valuation:Evidence from Germany[R].Working Paper,University of Cambridge,1999.

[13]Faccio M,A Lasfer.Managerial ownership,board structure and firm value:The UK evidence[R].Working Paper,SSRN,1999.

[14]Grossman Sanford,Oliver Hart.One-share,one-vote,and the market for corporate control[J].Journal of Financial Economics,1988,20:175-202.

[15]Healy P M,Palepu K G,Ruback R S.Does corporate performance improve after mer-gers?[J].Journal of Financial Economics,1992,31:135-175.

[16]La Porta,Rafael,Florencio Lopez-de-Silanes,et al.Corporate ownership around the world[J].Journal of Finance,1999,54:471-518.

[17]La Porta,Rafael,Florencio Lopez-de-Silanes,et al.Investor protection and corporate valuation[J].Journal of Finance,2002,57:1147-1170.

[18]Masulis R W,C Wang,F Xie.Corporate governance and acquirer returns[J].Journal of Finance,2007,62:1581-1889.

[19]Shleifer Andrei,Robert W Vishny.Large shareholders and corporate control[J].Journal of Political Economy,1986,94:461-488.

[20]Shleifer Andrei,Robert W Vishny.A survey of corporate governance[J].Journal of Finance,1997,52:737-783.