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    中國餐飲酒店公司治理與風險承擔

    2016-03-18 18:16:31徐強強陳倩張爽
    商場現(xiàn)代化 2016年1期
    關鍵詞:風險承擔公司治理

    徐強強++陳倩++張爽

    摘 要:本文通過選取2004年-2014年間中國A股市場上餐飲酒店上市公司,用最終控制人的現(xiàn)金流權(quán),投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離度來刻畫公司治理,運用隨機效應模型分析公司治理與風險承擔的關系。研究發(fā)現(xiàn):(1)現(xiàn)金流權(quán),投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離度均不影響公司風險承擔行為;(2)國有控制公司的風險控制要優(yōu)于非國有控制公司。

    關鍵詞:酒店餐飲公司;公司治理;風險承擔;最終控制人;現(xiàn)金流權(quán)

    一、引言

    發(fā)展中國家的上市公司中存在普遍的股權(quán)集中的現(xiàn)象首次被La Porta et al.,(1998)發(fā)現(xiàn)?;诖?,La Porta et al .,(1999)認為傳統(tǒng)股權(quán)分散理論與發(fā)展中國家的現(xiàn)代公司治理現(xiàn)實不符,并第一次提出了最終控制人理論。股東擁有越多的股權(quán),也意味著擁有更多與持有股份相對應的現(xiàn)金流權(quán)。股東獲得公司利益分配的比例是依據(jù)其現(xiàn)金流權(quán)的多少,故現(xiàn)金流權(quán)越多,股東獲得利益越多,也會更有動力去經(jīng)營和監(jiān)督公司,即存在“激勵效應”(Shleifer and Vishny,1997)。由于現(xiàn)代公司廣泛存在多層控股結(jié)構(gòu),容易造成最終控制人投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離。當兩權(quán)出現(xiàn)分離時,最終控制人的權(quán)力與責任不平等,則越可能承擔更多的風險性投資項目,以獲取自身最大收益,即存在“塹壕效應”(Claessens et al.,2000)。因此,發(fā)展中國家大股東與小股東之間的關系成為另一類代理人問題,并受到研究者的日益重視(La Porta et al.,2002;Boubankri et al.,2013)。

    隨著經(jīng)濟發(fā)展和人均收入的提高,餐飲和酒店行業(yè)在促進社會消費方式和消費結(jié)構(gòu)的改變、增加就業(yè)崗位上起著重要作用。然而在餐飲酒店行業(yè),一些公司在公司治理上存在一定的問題,例如涉嫌信息披露違法違規(guī)、非法擔保,財務造假等。但遺憾的是,鮮有文獻關注中國餐飲酒店行業(yè)股權(quán)結(jié)構(gòu)與公司風險承擔的關系,并且中國餐飲酒店行業(yè)存在股權(quán)集中及實際控制人多次違法違規(guī)的現(xiàn)象。因此,研究中國餐飲酒店行業(yè)的最終控制人與公司風險承擔之間的是否存在“激勵效應”和“塹壕效應”,對于完善公司治理結(jié)構(gòu)和保護中小投資者,促進餐飲酒店行業(yè)的發(fā)展有著極其重要的作用和意義。

    本文從最終控制人理論和公司風險承擔行為角度出發(fā),以中國2004年-2014年11家A股餐飲酒店上市公司為研究對象,運用隨機效應模型分析最終控制人的現(xiàn)金流權(quán),投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離度分別對公司風險承擔的影響。研究發(fā)現(xiàn)餐飲酒店的最終控制人的現(xiàn)金流權(quán)、投票權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的分離度均不影響公司風險承擔行為,并且國有控制公司對風險的管理要優(yōu)于非國有控制公司。

    二、數(shù)據(jù)選取、變量定義與理論假設

    1.數(shù)據(jù)來源與篩選

    基于2004年中國證監(jiān)會規(guī)定所有上市公司必須披露公司實際控制人以及相關股權(quán)控制信息這一事實,本文選取2004年-2014中國A股市場上餐飲酒店上市公司為研究對象,來自通達信行業(yè)分類中餐飲酒店板塊全部共11家上市公司①。數(shù)據(jù)來源于國泰安數(shù)據(jù)庫,上海與深圳證券交易所中披露的相應年報。

    依據(jù)主營業(yè)務相關性和控制鏈條完整性等條件進行數(shù)據(jù)篩選。如在樣本期間內(nèi)上市的公司,主營業(yè)務與餐飲酒店業(yè)無關時,則舍去其對應的數(shù)據(jù),例如,號百控股2012年之前是中衛(wèi)星脈通股份有限公司,其主營業(yè)務是衛(wèi)星通信,與餐飲酒店無關,故舍去其2004年至11年這8年的數(shù)據(jù);如年報披露的控制鏈條不完整,則舍去相應的數(shù)據(jù),例如,新都酒店2004年和2005年的年報控制鏈條有所缺失,故舍去這兩年的數(shù)據(jù)。最終共有98個觀察值。

    2.變量定義

    (1)公司治理

    ①最終控制人

    最終控制人是指持有公司絕對多數(shù)或者相對多數(shù)的股權(quán),能控制公司內(nèi)部經(jīng)營決策,以謀求利益最大化的最終股權(quán)持有人(La Porta et al .,1999)。本文把擁有最終投票權(quán)超過10%的股東定義為最終控制人,在存在多個最終投票權(quán)超過10%的大股東中,定義擁有最大投票權(quán)的股東為最終控制人??紤]到中國數(shù)據(jù)的可獲得性,并參照余紅海等(2010)對最終控制人的分類,本文把最終控制人分類為國有控制公司和非國有控制公司。本文把最終控制人類型定義為OWNERSHIP,國有控制公司定義為1,非國有控制公司定義為0。

    ②投票權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)

    投票權(quán)(VR)是指最終控制人享有與其股份相對應的表決權(quán),代表對企業(yè)的控制力;現(xiàn)金流權(quán)(CFR)是指最終控制人享有與其股份相對于的利潤分配權(quán),代表對企業(yè)利益的獲取能力(Almeida and Wolfenzon,2006)。

    投票權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的計算方法分別是加總各條股權(quán)控制鏈各層股東投票權(quán)的最小值和各條控制鏈各層股東持股比例的乘積的加總??刂奇湴ㄖ苯铀袡?quán)和間接所有權(quán)鏈條。直接所有權(quán)即最終控制人在該上市公司股東名單之內(nèi)。間接所有權(quán)即最終控制人通過控制其他公司(多個公司)再控股該上市公司。間接控制鏈條必須層層往上追溯,通過許多公司來計算最終控制人的投票權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)。特別注意最終控制人與實際控制人的區(qū)別。最終控制人的確定依據(jù)是股權(quán)控制鏈。實際控制人的確定依據(jù)是實際控制權(quán)。股權(quán)控制只是獲得該公司實際控制權(quán)的一種,本文研究樣本中還包括一致行為等手段獲得控制權(quán)。這部分控制權(quán)的獲得不包括在最終控制人內(nèi)。

    現(xiàn)金流權(quán)與投票權(quán)之間往往高度相關,一般來說投票權(quán)越大,現(xiàn)金流權(quán)也越大,現(xiàn)金流權(quán)能在一定程度上反映出投票權(quán)的大小。現(xiàn)金流權(quán)更能體現(xiàn)大股東的風險承擔,因為利潤的分配依據(jù)現(xiàn)金流權(quán),而不是投票權(quán)。故本文把現(xiàn)金流權(quán)作為變量代入模型。在穩(wěn)健性檢驗中,用投票權(quán)代替現(xiàn)金流權(quán),考察結(jié)果穩(wěn)健性。

    ③兩權(quán)分離度

    兩權(quán)分離度(SEP)是指最終控制人投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度,代表控制企業(yè)資源的能力與其成本的偏離程度(Claessens et al.,2000)。兩權(quán)分離度越大,表明最終控制人擁有較大的投資決策權(quán)力(投票權(quán)),而只付出較小的成本(現(xiàn)金流權(quán)),則存在較大的動機增加公司風險以獲得自身最大收益?;诂F(xiàn)有文獻,度量兩權(quán)分離度的方法主要有兩種:一是投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的差值;二是投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的比值。本文采用兩權(quán)分離度的第一種方法帶入模型,使用第二種方法進行穩(wěn)健性檢驗。定義分別如下:

    兩權(quán)分離度(SEP)=投票權(quán)-現(xiàn)金流權(quán)

    兩權(quán)分離度(SEP1)=投票權(quán)/現(xiàn)金流權(quán)

    (2)風險承擔

    風險承擔是公司對風險作出的反應,取決于大股東的的的風險偏好程度(Lumpkin and Dess,2005)?,F(xiàn)有文獻都采用風險指標代理風險承擔的衡量,參考Boubankri et al.,(2013),把RISK1作為首要風險承擔度量指標,RISK2和RISK3作為替代變量,定義如下:

    (3)控制變量

    參考現(xiàn)有文獻(Boubankri et al.,2013),本文選取如下控制變量:費用支出率(CAPEX)是銷售費用、管理費用和財務費用三者之和與營業(yè)收入的比值。股東往往根據(jù)自己的目標,調(diào)整費用支付策略來做出有利于自身的選擇。規(guī)模(SIZE),衡量公司資產(chǎn)的多少,本文取期末資產(chǎn)規(guī)模的自然對數(shù)。資產(chǎn)收益率(ROA)是衡量每單位資產(chǎn)創(chuàng)造多少凈利潤的指標。規(guī)模小的公司和資產(chǎn)收益率低的公司,往往會增大風險來是公司獲取更高的收益。財務杠桿(LEV)是衡量每資產(chǎn)盈余所負擔的固定財務費用,財務杠桿越高意味著公司財務風險越大。

    3.模型假設

    大股東控制公司主要會產(chǎn)生激勵效應和塹壕效,分別如下闡述:

    由于現(xiàn)金流權(quán)與公司的價值之間具有正相關關系,大股東擁有的現(xiàn)金流權(quán)越多,能從公司獲得的利潤分配越多,就有更大的動力來監(jiān)督和管理公司,適度控制公司風險承擔行為,提升公司的價值,對公司產(chǎn)生的正面影響,即存在“激勵效應”。股東擁有越多的現(xiàn)金流權(quán),也意味著需要承擔經(jīng)營決策的損失帶來的代價越大。因此隨著現(xiàn)金流權(quán)的增加,大股東與其他股東的利益趨于一致,即提升公司價值,增加公司風險承擔的動機越小。故本文提出第一個假設:

    H1:最終控制人的現(xiàn)金流權(quán)與公司風險承擔行為負相關。

    由于上市公司廣泛存在多層控股結(jié)構(gòu),最終控制人的投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)(兩權(quán))可能產(chǎn)生分離。當大股東的投票權(quán)大大超過現(xiàn)金流權(quán)時,大股東有強烈的動機使用投票權(quán)來侵害和掠奪小股東的利益,以獲得最大的私有利益,即存在“塹壕效應”。當兩權(quán)分離度越大時,大股東的這方面的動機越強。大股東通過關聯(lián)交易,稀釋股權(quán)等多種“隧道挖掘”方式,以損害小股東的利益來增加私有財富。大股東會權(quán)衡成本與收益來決定風險承擔,如果通過“隧道挖掘”獲得私有收益超過其成本時,大股東就有足夠的動機去侵害小股東利益,來增加公司風險承擔行為,獲取自身利益。故本文提出第二個假設:

    H2:最終控制人的投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離度與公司風險承擔行為正相關。

    三、實證分析

    1.描述性統(tǒng)計

    (1)樣本的描述性統(tǒng)計

    表1給出中國餐飲酒店上市公司共62個觀察值的描述性統(tǒng)計結(jié)果,最終控制人擁有的現(xiàn)金流權(quán)平均為40.92%,最大值為69.14%,最小值為7.60%,說明餐飲酒店上市公司之間的現(xiàn)金流權(quán)具有較大的差異;從OWNERSHIP變量均值可以發(fā)現(xiàn),77.42%的樣本為國有控制企業(yè);從SEP的最小值可以說明,部分上市公司并沒有產(chǎn)生投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離。

    (2)變量的相關性分析

    從表2變量Pearson相關系數(shù)表可以看出,兩權(quán)分離度、財務杠桿和費用支付率,三者與RISK1正相關,現(xiàn)金流權(quán)、最終控制人類型、資產(chǎn)收益率和規(guī)模均與RISK1負相關。除兩權(quán)分離度在5%的顯著性水平下與RISK1之間顯著,其余變量均在1%顯著性水平下與RISK1顯著,說明變量的選取是恰當?shù)摹?/p>

    2.模型設定及其實證結(jié)果

    依據(jù)假設H1:最終控制人的現(xiàn)金流權(quán)與公司風險承擔行為負相關,和假設H2:最終控制人的投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離度與公司風險承擔行為正相關,分別構(gòu)建實證分析模型如下:

    其中,RISK為風險度量指標;CFR為現(xiàn)金流權(quán);SEP為兩權(quán)分離度;OWNERSHIP為最終控制人類型;ROA、SIZE、LEV、CAPEX分別代表資產(chǎn)收益率、規(guī)模的自然對數(shù)、財務杠桿和費用支付率。

    面板數(shù)據(jù)估計模型分為兩種,即固定效應模型和隨機效應模型。固定效應的固定項包含了不隨時間而變的變量,由于樣本中個體的最終控制人類型沒有發(fā)生變化,使用固定效應模型來估計,會產(chǎn)生共線性,故本文采取隨機效應模型進行估計。

    本文使用隨機效應FGLS模型,對標準誤的估計使用聚類穩(wěn)健標準誤,回歸結(jié)果見表3。

    表3回歸結(jié)果中表明:

    在研究假設H1下,餐飲酒店最終控制人的現(xiàn)金流權(quán)與公司風險承擔不顯著相關,即不存在“激勵效應”。擁有現(xiàn)金流權(quán)的多少,并不會影響對公司風險承擔行為的選擇:一是最終控制人無論擁有多少現(xiàn)金流權(quán),增大風險承擔行為也會加大自身的成本,個人與公司利益在一定程度上具有一致性;二是最終控制人還存在其他獲利的途徑,在樣本區(qū)間內(nèi)擁有的投票權(quán)呈下降趨勢,可見通過出售股權(quán)也是獲取收益渠道之一。

    在研究假設H2下,兩權(quán)分離度與風險承擔不顯著相關,即不存在“塹壕效應”。兩權(quán)分離程度不會對公司風險承擔行為產(chǎn)生影響:一是兩權(quán)分離度較小,最終控制人增加公司風險承擔行為動機較小;二是最終控制人有意愿長期經(jīng)營公司,因為除新都酒店外,其余公司在樣本區(qū)間內(nèi)并沒有發(fā)生變更最終控制人②,通過“隧道挖掘”來損害公司利益不利于公司長期發(fā)展。

    同時在研究假設H1和假設H2下,最終控制人類型均與公司風險承擔行為具有顯著的負相關性。說明最終控制人是國有控制公司會更好的控制風險,一是國有控制公司比非國有兩權(quán)偏離度更小,需要承擔公司風險行為的成本更大;二是國有單位除了經(jīng)濟利益,更要追求社會利益,增加就業(yè)和社會穩(wěn)定等,所以增加風險以提高經(jīng)濟收益的動機不強。

    3.穩(wěn)健性檢驗

    為了進一步測度模型的穩(wěn)定性,對于假設H1和假設H2,分別使用投票權(quán)代替現(xiàn)金流權(quán),使用SEP1代替SEP,進行穩(wěn)健性檢驗。檢驗結(jié)果表明③,現(xiàn)金流權(quán)和兩權(quán)分離度均與風險承擔不顯著相關,最終控制人與風險承擔顯著性負相關,與上述結(jié)論基本一致,上述回歸結(jié)果具有較好的穩(wěn)健性。

    四、結(jié)論

    本文從最終控制人理論和公司風險承擔行為角度出發(fā),以中國2004年-2014年全部11家A股餐飲酒店上市公司為研究對象,運用隨機效應模型分析公司是否存在“激勵效應”和“塹壕效應”,對于完善公司治理結(jié)構(gòu)和保護中小投資者,促進餐飲酒店行業(yè)的發(fā)展有著極其重要的作用和意義。研究發(fā)現(xiàn)餐飲酒店上市公司不存在“激勵效應”和“塹壕效應”,即最終控制人的現(xiàn)金流權(quán)和兩權(quán)分離度均不影響公司風險承擔行為。這主要是因為最終控制人可以通過出售股權(quán)等渠道獲利和具有長期經(jīng)營公司的意向等。但其中,國有控制公司對風險的管理要優(yōu)于非國有控制公司,主要是國有企業(yè)要權(quán)衡“經(jīng)濟效益”與“社會效益”,故增大風險承擔行為動機不強。

    注釋:

    ①酒店餐飲在通達信行業(yè)分類中代碼:880423,包括零七股份、新都酒店、華天酒店、東方賓館、西安飲食、全聚德、中科云網(wǎng)、首都旅游、號百控股、錦江股份和金陵飯店共11家上市公司。多數(shù)券商均采用通達信分類方法。

    ②零七股份的最終控制人是在家族內(nèi)部變動,在2013年最終控制人李成碧變成練衛(wèi)飛,李成碧為練衛(wèi)飛的岳母,故本文不認為零七股份最終控制人發(fā)生變化。

    ③篇幅限制省去了穩(wěn)健性檢驗的實證結(jié)果報告,可向作者索取。

    參考文獻:

    [1]Almeida H V, Wolfenzon D. A Theory of Pyramidal Ownership and Family Business Group [J].Journal of Finance, 2006, 61: 2637-2680.

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    作者簡介:徐強強,男,海南大學經(jīng)濟與管理學院,金融學碩士研究生;陳倩,海南大學旅游學院,旅游管理碩士研究生;張爽,海南大學經(jīng)濟與管理學院,國際商務碩士研究生

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