第一篇：中國上市公司業(yè)績的預(yù)增公告中的信息含量研究——基于股權(quán)分置改革后的視角

中國上市公司業(yè)績預(yù)增公告中的信息含量研究——基于股權(quán)分置改革后的視角

《軟科學(xué)>>2o08年9月.第22卷.第9期(總第105期)中國上市公司業(yè)績預(yù)增公告中的 信息含量研究

基于股權(quán)分置改革后的視角 黃新建,李愛勤

(重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院,重慶400044)摘要:以2006年年報(bào)公布后至2007年4月24日上海證券交易所61家上市公司發(fā)布的第一季度和中期業(yè)績預(yù)增

公告為樣本,對(duì)股權(quán)分置改革以后的業(yè)績預(yù)增公告進(jìn)行了信息含量的實(shí)證分析.結(jié)果表明,在股權(quán)分置改革后,業(yè)

績預(yù)增公告確實(shí)具有非常強(qiáng)的信息內(nèi)涵,但是市場對(duì)此公告存在一定程度的信息提前反應(yīng),市場對(duì)業(yè)績預(yù)告的監(jiān)

督作用仍然比較弱,業(yè)績預(yù)告制度有待進(jìn)一步完善.關(guān)鍵詞:股權(quán)分置改革;信息含量;業(yè)績預(yù)增公告

中圖分類號(hào):F275文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼:A文章編號(hào):1001—8409(2008)09—0065—05 AStudyonInformationContentofPerformanceGrowing ForecastforChineseListedCompanies ——

BasedonPerspectiveofEquitySplittingReform HUANGXin-jian,LIAi—qin(SchoolofEconomicandBusinessAdministration,ChongqingUniversity,Chongqing400044)Abstract:Thispaperdoesanempiricalstudyontheinformationcontentaftertheequitysplittingreform.Thesam—

pieistheperformancegrowingforecastofthefirstquarterandthemedium

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termfor61listedcompaniesinShang-haiStockExchangeandthetimeofannounceisbetweenthepublicationoftheannualreportof2006toApril24, 2007.Resultsshowthatperformancegrowingforecastshavestronginformationcontentaftertheequitysplittingre-form,butmarketexistsacertaindegreeofearlierreactionphenomenonforperformancegrowingforecastsandthe marketofthesupervisoryroleisstillrelativelyweak,SOoursystemofperformanceforecaststillsubjectstofurther refinement.Keywords:equitysplittingreform;informationcontent;performancegrowingforecast 一 ,引言

我國資本市場改革走的是一條政府自上而下推 動(dòng)的,與市場的自我演進(jìn)相結(jié)合的道路.早期的股 權(quán)分置問題嚴(yán)重扭曲了我國資本市場的價(jià)格形成機(jī) 制,并長期困擾,甚至威脅到我國資本市場及相關(guān)行 業(yè)的存續(xù)和發(fā)展.2005年4月29日,中國證監(jiān)會(huì) 收稿日期:2007—11—20 基金項(xiàng)目:博士后科學(xué)基金資助項(xiàng)目(2005037492);國家自然科學(xué)基金資助項(xiàng)目(70472017)作者簡介:黃新建(1972一),江西石城人,重慶大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院副教授,博士,碩士生導(dǎo)師,中國注冊(cè)會(huì)計(jì)師,復(fù)旦大

學(xué)工商管理博士后,研究方向?yàn)闀?huì)計(jì)信息,盈余管理,財(cái)務(wù)舞弊與資本市場中的會(huì)計(jì)問題;李愛勤(1983一),四川廣元人,重慶 大學(xué)經(jīng)濟(jì)與工商管理學(xué)院碩士研究生.? 65?

《軟科學(xué)~2008年9月.第22巷.第9期(總第105期)發(fā)布的《關(guān)于上市公司股權(quán)分置改革試點(diǎn)有關(guān)問題 的通知》糾正了市場定價(jià)機(jī)制,結(jié)束了非流通股股 東與流通股東長期以來利益分割的局面,恢復(fù)了資 本市場功能,并由此推動(dòng)了資本市場的全方位改革.截至2008年4月,未進(jìn)行股權(quán)分置改革的上市公司 不足100家,僅占上市公司總數(shù)的7%左右.這次 股權(quán)分置改革已成為中國證券市場自成立以來影響 最為深遠(yuǎn)的制度變革.我國股權(quán)分置改革雖然取得了一定的成效,但 是并沒有從根本上解決長期困擾上市公司的深層次 矛盾.通過對(duì)150家進(jìn)行股權(quán)分置改革的企業(yè)經(jīng)營 數(shù)據(jù)進(jìn)行概率統(tǒng)計(jì),從經(jīng)驗(yàn)數(shù)據(jù)中發(fā)現(xiàn)了2個(gè)重要 的現(xiàn)象:(1)股權(quán)分置改革和民營化沒有產(chǎn)生技術(shù) 進(jìn)步,反而產(chǎn)生跨行業(yè)并購的多種經(jīng)營化行為.這 主要是因?yàn)楣蓹?quán)分散以后,小股東們既沒有足夠的 積極性和影響力,也很少能夠聯(lián)合起來對(duì)管理層的 戰(zhàn)略決策施加影響,所以企業(yè)中分散于眾多小股東 手中的股票比例越大,股東們就越不容易對(duì)管理層 進(jìn)行有效的監(jiān)管,管理層就越容易濫用權(quán)力制定一 些只對(duì)自己有利的企業(yè)戰(zhàn)略.在這樣的情況下,更 容易利用業(yè)績快報(bào)披露進(jìn)行關(guān)聯(lián)交易等違規(guī)操作.(2)股權(quán)分置改革使國有股份減少,公司管理階層 需要多元化經(jīng)營,企業(yè)合并重組等各種手段分散風(fēng) 險(xiǎn),獲取利潤和進(jìn)行納稅籌劃.近幾年會(huì)計(jì)信息披 露制度逐步完善,但是仍然存在漏洞,這為上市公司 進(jìn)行創(chuàng)造性會(huì)計(jì)提供了可趁之機(jī),這也就使得業(yè)績 預(yù)增——這一被大眾認(rèn)為是“好消息”的公告成為 各公司爭相利用的手段之一.在這樣的背景下,對(duì)

我國上市公司業(yè)績預(yù)增公告中的信息含量進(jìn)行研 究,顯然對(duì)推進(jìn)我國會(huì)計(jì)信息披露制度的完善和資 本市場的建設(shè)具有較大的理論意義和實(shí)踐價(jià)值.二,文獻(xiàn)回顧

關(guān)于盈利公告,盈利預(yù)告和業(yè)績快報(bào)等的信息 含量研究國外已有大量的文獻(xiàn).BallandBrown 關(guān)于盈利公告信息含量的研究被譽(yù)為實(shí)證會(huì)計(jì)的開 山之作;其后有LevJ,FrancisandSchipper',Pen— inanl4J ,Waymire等從不同角度向縱深方向拓展了 信息含量的研究.在我國,趙宇龍對(duì)滬市上市公 司的年度會(huì)計(jì)盈余報(bào)告進(jìn)行了經(jīng)驗(yàn)研究,結(jié)果表明 會(huì)計(jì)盈余披露具有信息含量,開創(chuàng)了我國的實(shí)證會(huì) 計(jì)研究;魏剛研究發(fā)現(xiàn)我國上市公司股利分配對(duì) 公司股價(jià)具有較強(qiáng)的影響,信息含量較大;陳曉 等檢驗(yàn)了滬市和深市A股盈余報(bào)告的有用性,研究 結(jié)果與趙宇龍一致;李增泉對(duì)不同類型審計(jì)意見.66.的信息含量進(jìn)行研究,發(fā)現(xiàn)“標(biāo)準(zhǔn)”和“非標(biāo)準(zhǔn)”審計(jì) 意見具有不同信息含量;劉力和李文德..通過對(duì)股 票首次公開發(fā)行首日超額收益的研究,發(fā)現(xiàn)事件期 新股申購平均超額收益顯著高于無風(fēng)險(xiǎn)報(bào)酬;陸正 飛和黃明輝¨對(duì)固定資產(chǎn)投資,王震等¨糾對(duì)被特 別處理事件的信息含量也進(jìn)行實(shí)證研究,表明固定 資產(chǎn)投資和被特別處理事件都具有信息含量.在業(yè)績預(yù)告方面,主要集中在首先公布的業(yè)績 預(yù)虧和預(yù)警兩項(xiàng)制度.研究結(jié)果有:薛爽_l發(fā)現(xiàn)預(yù) 虧公告具有顯著的信息含量;何德旭,王軼強(qiáng)和王

潔¨對(duì)我國實(shí)行業(yè)績預(yù)警制度規(guī)定的市場反應(yīng)做 了首次實(shí)證檢驗(yàn);洪劍峭,皮建屏¨和蔣義宏等【l6_ 進(jìn)行了關(guān)于業(yè)績預(yù)警公告方面較完整的研究,實(shí)證 研究發(fā)現(xiàn)預(yù)警制度取得了一定的成效,但仍存在很 多問題,需進(jìn)一步完善;柳木華的研究表明業(yè)績 快報(bào)具有信息含量.但是上述研究均為股權(quán)分置改 革以前的研究,在市場機(jī)制改變后尚未有這方面的 研究,而這正是本文研究的主題.三,研究設(shè)計(jì) 1.研究假設(shè)

因?yàn)樯鲜泄镜男畔⑴队写罅恳?guī)則限制,所 以業(yè)績預(yù)增報(bào)告被認(rèn)為具有一定的可信度或?qū)υ摴?司盈利提供了合理的保證,由此我們提出以下假設(shè): 假設(shè)1:業(yè)績預(yù)增公告日,證券市場有顯著的正 面反應(yīng).假設(shè)2:業(yè)績預(yù)增公告公開后的短時(shí)窗內(nèi),證券 市場有正面反應(yīng),即業(yè)績預(yù)告前30天的累計(jì)平均非 正常收益率平均變動(dòng)幅度小于業(yè)績預(yù)告日前后3天 的平均變動(dòng)幅度.在有效市場的假設(shè)下,信息公開前是未被市場 所預(yù)知的,因此股價(jià)不存在提前反應(yīng),業(yè)績預(yù)告日近期的累計(jì)平均非正常收益率應(yīng)該變動(dòng)不大.但是在 信息公布后投資者需要一段時(shí)間消化信息的影響, 因此股價(jià)仍然會(huì)與業(yè)績預(yù)告信息有同向變化.所 以: 假設(shè)3:業(yè)績預(yù)告日前一周的累計(jì)平均非正常 收益率接近于0,股價(jià)不存在提前反應(yīng).假設(shè)4:業(yè)績預(yù)告后20天內(nèi)中,證券市場有一 定的正面反映,即預(yù)增公司在[0,20]的累計(jì)平均非

正常收益率大于0.大量實(shí)證研究表明,我國股票市場處于弱式有 效,尚未達(dá)到半強(qiáng)式有效,所以業(yè)績預(yù)增公告存在內(nèi) 幕交易等違規(guī)操作的動(dòng)機(jī).既然公眾知道存在這樣 的動(dòng)機(jī),則公告的效果必然受到一定的影響,由此提

望!塑堂!±!旦:笠絲查:箜竺塑蘭箜塑2 出: 假設(shè)5:在公告公開后第10天左右,證券市場 有較小的負(fù)面反應(yīng).2.研究方法

基于各方面的分析,本文決定采用事件分析法 進(jìn)行實(shí)證研究.事件分析法即在一個(gè)相對(duì)較短的時(shí) 窗內(nèi),觀測市場對(duì)業(yè)績預(yù)增公告的反應(yīng)情況.為了 檢驗(yàn)實(shí)證結(jié)果的穩(wěn)健性,采用了效果比較穩(wěn)定的市 場調(diào)整模型,即: 尺(1)尺:業(yè)(2)AR=R一R(3)AAR=一1A(4)CAR=>AAR(5)CAR=CAR一CAR:(6)MCAR.=—

CARflIf(7,t2)tt,t2¨1—1 fl，其中:P;.為股票i在t時(shí)的價(jià)格;P為相應(yīng)時(shí)間的上證指數(shù)和深證指數(shù);Ri和R分別為個(gè)股和市場在t時(shí)的收益率;ARi為股票i在t時(shí)的非正常收益率;AARi為每天平均非正常收益率;CAR為累計(jì)平均非正常收益率;CAR,為(t,t:)的累計(jì)非正常收益率;MCR為(t.,t:)的平均累計(jì)非正常收益率.t 的區(qū)間根據(jù)不同的樣本確定.如果事件發(fā)生對(duì)股價(jià)無影響,那么由模型可知, CAR服從均值為零的正態(tài)分布.這樣可以通過對(duì) CAR是否為零進(jìn)行檢驗(yàn)來確定事件的發(fā)生對(duì)股價(jià) 是否產(chǎn)生影響.其檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量分別為: :_(8)5(CAR)/ 其中:S2(CAR)(CARjt—cA)(9)如果事件發(fā)生對(duì)股價(jià)無影響,那么檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量 服從T分布.本文利用統(tǒng)計(jì)量在5%顯著性水平下 進(jìn)行檢驗(yàn).3.樣本選取與數(shù)據(jù)來源

在2006年年報(bào)公布后,截至2007年4月2413 上海證券交易所共有62家上市公司發(fā)布了第一季 度和中期業(yè)績預(yù)增公告.因?yàn)閳?bào)告中披露的信息很 多,對(duì)股價(jià)影響的因素比較復(fù)雜,為了減少額外因素 的影響,剔除沒進(jìn)行股權(quán)改革的東北高速(因?yàn)闆] 有進(jìn)行股權(quán)改革的公司影響股價(jià)變動(dòng)的因素相對(duì)較 多).本文以這61家公司作為研究樣本,根據(jù)這6l 家的歷史K線圖和行情走勢圖等來獲得數(shù)據(jù).各

股每日股價(jià)數(shù)據(jù)和大盤指數(shù)數(shù)據(jù)來自上海證券交易 所網(wǎng)站及齊魯證券大福星操作系統(tǒng),各股相關(guān)資料 來自于巨潮資訊和上海證券交易所網(wǎng)站.本文研究 借助EXCEL2003和SPSS12.0軟件進(jìn)行分析.從行業(yè)的角度分析(按證監(jiān)會(huì)的劃分),在業(yè)績 預(yù)增板塊中“制造業(yè)一機(jī)械,設(shè)備,儀表”和“信息 技術(shù)業(yè)”兩大行業(yè)優(yōu)勢明顯,這兩個(gè)行業(yè)預(yù)增主要 是都受行業(yè)景氣的影響,其中產(chǎn)品價(jià)格上漲和需求 增加是業(yè)績大幅增加的主要因素.樣本行業(yè)統(tǒng)計(jì)見 表1.表1樣本行業(yè)統(tǒng)計(jì) 行業(yè)類別預(yù)增公司數(shù)量 農(nóng),林,牧,漁業(yè)

制造業(yè)一紡織,服裝,皮毛 制造業(yè)一機(jī)械,設(shè)備,儀表 批發(fā)和零售貿(mào)易 交通運(yùn)輸業(yè) 房地產(chǎn)行業(yè)

制造業(yè)一醫(yī)藥,生物制品 金融保險(xiǎn)業(yè)

制造業(yè)一金屬,非金屬 電力,煤及水的生產(chǎn)和供應(yīng)業(yè) 制造業(yè)一食品飲料 制造業(yè)一電子

制造業(yè)一石油,化學(xué),塑膠,塑料 采掘業(yè) 綜合類 信息技術(shù)業(yè) 制造業(yè)一其他

在這些業(yè)績預(yù)增公告中,大部分公司都披露了 業(yè)績預(yù)增理由.業(yè)績變化理由的陳述是預(yù)告制度中 自愿披露項(xiàng)目.自愿披露業(yè)績預(yù)增理由的公司占 81.30%,這表明大部分上市公司都能自愿披露原 因,但主觀原因多,客觀原因少;企業(yè)內(nèi)部的原因少, 外部原因多;還有部分公司陳述的原因過多,讓人找 不出導(dǎo)致企業(yè)變化的主要原因,降低了對(duì)真正重要 原因的關(guān)注程度;而且大多數(shù)公司對(duì)原因只作定性.67.33324●753223282

描述,沒有定量說明.可見,上市公司并未本著客觀 真實(shí)的原則披露預(yù)增理由.另外,還有18.7%的公 司根本就沒有陳述原因.關(guān)于業(yè)績預(yù)告的內(nèi)容方面,除中國石化和上海 金陵外,其余的全都披露了每股收益,業(yè)績變化的標(biāo) 準(zhǔn)都采用“凈利潤總額”這個(gè)概念.但對(duì)于一些投 資者十分關(guān)注的指標(biāo),諸如主營業(yè)務(wù)收入,凈資產(chǎn)收 益率,扣除非經(jīng)常性損益后的凈利潤總額,凈利潤總 額等較為關(guān)鍵的數(shù)據(jù)卻很少披露,明顯存在自愿披 露動(dòng)機(jī)不足的問題.而對(duì)一些投資者不太關(guān)注的定 量數(shù)據(jù),如與利潤變化有關(guān)的指標(biāo)上市公司表現(xiàn)卻 相對(duì)積極,過多地披露這方面的信息無疑會(huì)降低業(yè) 績預(yù)告信息的有用性和可信性.四,實(shí)證結(jié)果與分析

將業(yè)績預(yù)告日定為事件13,預(yù)告事件窗口定義 為51天,即預(yù)告日前30天,預(yù)告日后20天,預(yù)告日 定為第0天(若公告日為非交易13,則公告日之后 的第一個(gè)交易日為第0天).t的區(qū)間為(一30, 20).股票停牌日處理如下,t<0時(shí)向前退一天, t>0時(shí)向后推一天.整個(gè)數(shù)據(jù)時(shí)間段處于2007年2 月24日～5月1313.對(duì)樣本期間內(nèi)發(fā)生除權(quán)的股 票的價(jià)格均做復(fù)權(quán)處理.業(yè)績預(yù)增公司AAR和 圖1AAR及CAR描述統(tǒng)計(jì)圖

CAR的描述性統(tǒng)計(jì)見圖1.對(duì)采集數(shù)據(jù)進(jìn)行在5% 的顯著性水平下的T檢驗(yàn),其CAR的相關(guān)檢驗(yàn)數(shù)據(jù) 見表2.表2CAR相關(guān)檢驗(yàn)數(shù)據(jù)

注:“在5%水平下顯著;…在1%水平下顯著,為單側(cè)檢驗(yàn).根據(jù)以上AAR及CAR描述統(tǒng)計(jì)圖及T檢驗(yàn)分 ? 68? 《軟科學(xué)))2008年9月.第22卷.第9期(總第105期)析,我們進(jìn)行假設(shè)檢驗(yàn).1.假設(shè)1和假設(shè)2 業(yè)績預(yù)增公司在公告前(一30,一1)29天內(nèi)的 CAR是一0.2063,MCAR是一0.0071,在(一1,1)3 天時(shí)間的CAR是0.0122,MCAR是0.0041,后者是 前者絕對(duì)值的57倍.因此,假設(shè)1成立.通過T檢驗(yàn)(見表2),我們可以發(fā)現(xiàn)整個(gè)期間 內(nèi)的CAR顯著不為0,尤其是業(yè)績預(yù)告日當(dāng)天,有 些業(yè)績預(yù)增公司出現(xiàn)漲停.因此,假設(shè)2也成立.假設(shè)1和假設(shè)2的成立充分說明,在股權(quán)分置 改革后,上市公司公布業(yè)績預(yù)增公告前,顯然存在信 息不對(duì)稱情況,而業(yè)績預(yù)增公告確實(shí)有很高的信息 含量,能夠緩解管理當(dāng)局和信息使用者之間的不對(duì) 稱情況,并且這種信息一旦被市場獲得,投資者能馬

上做出積極的反應(yīng).這同時(shí)也說明業(yè)績預(yù)告制度的 實(shí)施是必要的.2.假設(shè)3 業(yè)績預(yù)增公司預(yù)告前2O天的CAR值幾乎全部 為負(fù),在公告發(fā)布的前第lO天左右,CAR值迅速遞 減,公告前第7天達(dá)到最小,之后快速上升,出現(xiàn)很 明顯的拉高出貨,直到公告13當(dāng)天.也就是說如果 在公告前10天買入股票的話,到公告日就有很大的 超額收益.業(yè)績預(yù)增公司在業(yè)績預(yù)告13前有很明顯 的反向走勢,股價(jià)對(duì)預(yù)增信息有著明顯的提前反應(yīng), 則假設(shè)3不成立.股價(jià)對(duì)預(yù)增公告有明顯的提前反應(yīng),理論上只 有兩種可能的解釋:一是我國股市已經(jīng)達(dá)到半強(qiáng)式 有效,投資者的投資理性和素質(zhì)都有提高,能提前通 過其他信息對(duì)公司的經(jīng)營情況有一個(gè)準(zhǔn)確的預(yù)測, 從而提前做出決策調(diào)整;二是消息提前泄露,市場上 有人從”地下通道“獲得公司業(yè)績預(yù)增的消息并加 以利用.在這兩種可能性解釋中,迄今為止,尚無人 能研究證明我國證券市場已經(jīng)達(dá)到半強(qiáng)式有效,而 大眾投資者的素質(zhì)也是人所共知的,顯然第一種解 釋不能令人信服.因此第二種解釋更加合理.很多 研究表明,多數(shù)股票在價(jià)格變動(dòng)時(shí)都伴隨著大量出 貨的現(xiàn)象可以認(rèn)為顯然存在消息提前泄露的坐莊行 為.退一步講,即使其中包含投資者預(yù)測準(zhǔn)確的問 題,應(yīng)該也是資金雄厚和研發(fā)能力較強(qiáng)的機(jī)構(gòu)或莊 家.至此,可以得出這樣的結(jié)論,我國股票市場消息 提前泄露的問題比較嚴(yán)重,利用好消息和利空消息 提前出貨的行為到現(xiàn)在為止并沒有多大的改善,而 普通投資者利用相關(guān)信息預(yù)測上市公司的基本狀況 的能力較弱.總之,我國的證券市場還需要大家的 OOO加

《軟科學(xué)~2oo8年9月?第22卷?第9期箜塑 共同努力來進(jìn)一步完善以保護(hù)中小投資者的利益.3.假設(shè)4 業(yè)績預(yù)增公告發(fā)布后,在(1,20)這2O天內(nèi)業(yè) 績預(yù)增公司的CAR為0.4048,CAR的基本走勢與 業(yè)績預(yù)告是同方向的.CAR在業(yè)績預(yù)告后有大幅 度的增加.因此,假設(shè)4成立.CAR的變動(dòng),股價(jià) 的方向與業(yè)績的變化越來越合拍,也說明我國股市 已經(jīng)逐步走向理性,投資者基本上都可以根據(jù)業(yè)績 信息來做出股票買賣的決策,而發(fā)布有關(guān)公司的業(yè) 績的及時(shí)性信息,幫助投資者做出決策也變得越來 越重要.4.假設(shè)5 在公告公開后第1O天左右存在CAR明顯下滑 的區(qū)間,該區(qū)間表明在業(yè)績預(yù)增公告發(fā)布以后,股民 在一陣狂熱的投資后開始冷靜分析,對(duì)存在可能的 內(nèi)幕交易做出反應(yīng),使得股價(jià)下跌.由此可見,股民 的投資素質(zhì)正在逐步提高,不再一味的盲從,決策過 程中注意市場的變化,能夠在一定程度上冷靜分析 再做出決定.因此假設(shè)5成立.五,結(jié)論

股權(quán)分置改革使得我國的資本市場進(jìn)一步完 善,本文在此背景下,通過實(shí)證分析研究了我國業(yè)績 預(yù)增公告的信息含量.研究結(jié)果發(fā)現(xiàn):(1)在股權(quán)分置改革以后,業(yè)績預(yù)增公告信息 確實(shí)具有非常強(qiáng)的信息含量,它能夠在一定程度上

緩解公司管理當(dāng)局和外部信息使用者的信息不對(duì) 稱,幫助投資者做出正確決策.如果在定期報(bào)告公 布之前公布業(yè)績預(yù)測信息,可以降低定期報(bào)告中業(yè) 績的不確定性,提高信息的透明度,保證廣大投資者 的知情權(quán),并在一定程度上降低年報(bào)風(fēng)險(xiǎn).因此,業(yè) 績預(yù)告制度在一定程度上能夠保護(hù)投資者利益.(2)股權(quán)分置改革仍然未解決可能的內(nèi)幕交易 問題,使得業(yè)績預(yù)增公告市場仍然存在一定程度的 信息提前反應(yīng)現(xiàn)象.提前反應(yīng)現(xiàn)象說明內(nèi)部預(yù)測信 息在公布之前,可能已經(jīng)被莊家通過私下方式獲得, 莊家利用這些內(nèi)部信息構(gòu)造業(yè)績預(yù)告陷阱,提前出 貨,引起預(yù)告前后股價(jià)的大幅度波動(dòng),增加了中小投 資者的投資風(fēng)險(xiǎn).因此,在我國業(yè)績預(yù)告發(fā)布過程 中,存在很明顯的內(nèi)部信息泄漏造成的內(nèi)幕交易.(3)雖然我國資本市場進(jìn)行了股權(quán)分置改革, 市場對(duì)業(yè)績預(yù)告的監(jiān)督作用仍然較弱.守約預(yù)告者 并沒有因?yàn)檎\信而獲利,違約者不但沒有因違約而 受罰,反而因此間接受益.這說明,我國投資者在做 出投資決策時(shí),還缺乏理性思考.當(dāng)然如果把2007 年第一季度及中期業(yè)績預(yù)告的市場反應(yīng)進(jìn)行比較, 也可以看出,除公告13前后以外,2007年中期股價(jià) 與業(yè)績走勢基本是同方向的,這也說明我國投資者 的素質(zhì)在逐步提高.總之,僅僅依靠市場來約束違 約者是遠(yuǎn)遠(yuǎn)不夠的,中小投資者能起的監(jiān)督作用非 常有限,因此必須依靠制度規(guī)定的強(qiáng)制約束手段來 加大違規(guī)者的違規(guī)成本,業(yè)績預(yù)告制度還有待完善.參考文獻(xiàn): [1]BallRJ,PBrown.AnEmpiricalEvaluationofAccountingIncome Numbe~[J].JournalofAccountingResearch,1968,Autumn:159

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第二篇：終極控制人變更與公司業(yè)績_基于股權(quán)分置改革背景的經(jīng)驗(yàn)研究

財(cái)貿(mào)研究2011．5

終極控制人變更與公司業(yè)績

———基于股權(quán)分置改革背景的經(jīng)驗(yàn)研究

謝梅李強(qiáng)

（中國礦業(yè)大學(xué)，江蘇徐州221116）

摘要：以股權(quán)分置改革為背景，研究116家發(fā)生終極控制人直接變更和最終變更的上市公司 在其控制權(quán)轉(zhuǎn)移后3年的綜合業(yè)績變化情況及原因。研究結(jié)果顯示：控制權(quán)最終轉(zhuǎn)移比直接轉(zhuǎn)移 對(duì)公司綜合業(yè)績的改善作用更為顯著，不管終極控制人是由國有控制實(shí)體轉(zhuǎn)為民間控制實(shí)體，還是 在民間控制人之間轉(zhuǎn)移，都沒有對(duì)業(yè)績產(chǎn)生顯著作用，但終極控制人在國有控制實(shí)體間轉(zhuǎn)移卻對(duì)公 司業(yè)績產(chǎn)生了負(fù)面影響；盈余管理對(duì)公司業(yè)績的提升起了關(guān)鍵作用，股改效應(yīng)的發(fā)揮需要一個(gè)長期 過程。

關(guān)鍵詞：終極控制人；股權(quán)分置改革；控制權(quán)轉(zhuǎn)移；盈余管理

中圖分類號(hào)：F270．3文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼：A文章編號(hào)：1001－6260（2011）05－0140－09

股權(quán)分置改革徹底解決了我國證券市場從誕生起就存在的“同股不同權(quán)、同股不同價(jià)”的制度性缺 陷，這對(duì)于完善上市公司治理具有重要意義。股權(quán)分置改革期間上市公司并購事件頻繁，公司直接控制 人（第一大股東），甚至終極控制人①變更的事件屢見不鮮，公司直接或終極控制人的變更會(huì)帶來公司 控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，那么控制權(quán)轉(zhuǎn)移究竟會(huì)對(duì)公司的短期和長期業(yè)績產(chǎn)生怎樣的影響。如果終極控制人的 轉(zhuǎn)移方向不同，即終極控制人由國有轉(zhuǎn)為民間、在國有控制實(shí)體之間進(jìn)行轉(zhuǎn)移，或由民間轉(zhuǎn)為國有等，這 些不同性質(zhì)的控制權(quán)轉(zhuǎn)移對(duì)公司業(yè)績的影響是否存在差異。控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司業(yè)績變化的原因又是什 么。股權(quán)分置改革有沒有起到預(yù)期的改善公司治理的作用。這些都是本文關(guān)注的焦點(diǎn)。

一、文獻(xiàn)回顧與研究假設(shè)

（一）文獻(xiàn)回顧

關(guān)于控制權(quán)轉(zhuǎn)移績效的研究主要集中在兩個(gè)方面：一是對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后績效變化的比較研究，二 是對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績效變化的原因分析。

收稿日期：2011-05-03

作者簡介：謝梅（1981），女，江蘇淮安人，管理科學(xué)與工程博士生，中國礦業(yè)大學(xué)管理學(xué)院教師。

李強(qiáng)（1965），男，內(nèi)蒙古赤峰人，博士，中國礦業(yè)大學(xué)財(cái)務(wù)處處長，教授，博士生導(dǎo)師。

基金項(xiàng)目：中國礦業(yè)大學(xué)社會(huì)科學(xué)研究基金項(xiàng)目“產(chǎn)品市場競爭與最終所有權(quán)結(jié)構(gòu)———基于股權(quán)分置改革背景的經(jīng)驗(yàn)研究”（項(xiàng)目編號(hào)：

0J091177）。

*作者感謝匿名審稿專家的中肯意見和具有啟發(fā)性的建議，當(dāng)然文責(zé)自負(fù)。

①LaPorta等（1999）指出，企業(yè)控股股東可以使用優(yōu)先表決權(quán)、交叉持股、金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)等方式實(shí)施對(duì)上市公司的實(shí)際控制。特別地，企業(yè)控股股東經(jīng)常使用金字塔股權(quán)結(jié)構(gòu)建立一系列控制鏈來對(duì)公司實(shí)施控制，這個(gè)控制鏈中的一個(gè)公司可能被另一個(gè)公司控 制，而后者又可能通過類似的方式直接或間接地被某個(gè)最終控制人控制。

—041— 1．控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后績效變化的比較研究

國內(nèi)外眾多學(xué)者采用事件研究法對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移的績效進(jìn)行研究（Bauer，etal，2009；Schwert，1996； Jensen，etal，1983；Loughran，etal，1997；陳信元等，1999；徐莉萍等，2005a），但尚沒有取得一致結(jié)論。事件研究法測量非正常收益采用的市場模型以股價(jià)的波動(dòng)來衡量股東財(cái)富的變化，這種方法在股價(jià)能 夠真實(shí)反映公司經(jīng)營業(yè)績的西方成熟資本市場是有效的，而對(duì)于我國股票市場的有效性學(xué)術(shù)界仍存在 爭論（張兵等，2003；吳世農(nóng)，1996；檀學(xué)燕，2010）。由于根據(jù)并購的市場反應(yīng)來解釋我國上市公司的并 購績效會(huì)存在一定的偏差，所以本文中將采用會(huì)計(jì)研究法來分析控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后公司業(yè)績的變化。

采用會(huì)計(jì)研究法得到的結(jié)論也沒有取得一致。Langetieg（1978）、Ghosh（2001）的研究結(jié)果顯示，并 購并沒有改善公司業(yè)績；Kaplan（1989）、Healy等（1992）、Linn等（2001）發(fā)現(xiàn)并購后公司的經(jīng)營業(yè)績顯 著提高；而Agrawal等（1992）則發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司的經(jīng)營績效出現(xiàn)了惡化。國內(nèi)學(xué)者張新（2003）、周曉蘇等（2006）研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移僅能短暫地提升業(yè)績；馮根福等（2001）、徐莉萍等（2005a）認(rèn)為控制權(quán)轉(zhuǎn)移能夠部分提升公司業(yè)績；駱祚炎（2005）認(rèn)為控制權(quán)轉(zhuǎn)移并沒有改善公司績效，相反在控制權(quán)轉(zhuǎn)移的當(dāng)年，公司績效有明顯下降。

上述研究由于所處的資本市場發(fā)育程度不同，研究方法和模型各異，尤其是業(yè)績指標(biāo)選擇不同，導(dǎo) 致結(jié)論千差萬別。我們認(rèn)為，企業(yè)的經(jīng)營業(yè)績是多方面的，僅靠一個(gè)或少數(shù)幾個(gè)財(cái)務(wù)指標(biāo)是無法全面衡 量的。因此，本文借鑒馮根福等（2001）等的做法，從企業(yè)償債能力、發(fā)展能力等6個(gè)方面選取具有代表 性的財(cái)務(wù)指標(biāo)，通過主成分分析構(gòu)造出綜合業(yè)績得分，并以此作為公司業(yè)績的衡量指標(biāo)。

2．控制權(quán)轉(zhuǎn)移后績效變化的原因研究

許多學(xué)者研究了控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的資產(chǎn)重組等盈余管理行為對(duì)轉(zhuǎn)移后公司業(yè)績的影響，他們普遍發(fā) 現(xiàn)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的資產(chǎn)重組確實(shí)對(duì)提升業(yè)績起到了促進(jìn)作用（Denis，etal，2000；白云霞等，2004；方軼 強(qiáng)等，2006；白云霞等，2005）；Offenberg（2009）、奚俊芳等（2006）研究了控制權(quán)轉(zhuǎn)移后董事長和總經(jīng)理 變更等公司治理結(jié)構(gòu)特征對(duì)公司業(yè)績的影響。此外，也有學(xué)者研究了不同的控制權(quán)轉(zhuǎn)移方向?qū)D(zhuǎn)移后 公司業(yè)績的影響，如白云霞等（2008）研究發(fā)現(xiàn)，國有控制權(quán)轉(zhuǎn)移總體上并沒有改善公司業(yè)績，但終極控 制人變更能改善國有控制權(quán)轉(zhuǎn)移的績效。白云霞等（2008）的研究雖然從終極控制人角度研究了控制 權(quán)轉(zhuǎn)移的績效問題，但是僅研究了國有控制權(quán)的轉(zhuǎn)移，即在保持控制權(quán)國有性質(zhì)不變的情況下，國有控 制權(quán)在不同終極控制人之間或同一終極控制人不同轄區(qū)的不同控股單位之間的變更對(duì)公司績效的影 響，而沒有研究終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更，比如從國有轉(zhuǎn)為民營后公司績效的變化情況。

為了彌補(bǔ)上述研究的不足，本文從終極控制人角度，研究了終極控制權(quán)在不同國有控制主體之間的 轉(zhuǎn)移，以及終極控制權(quán)在國有和民間控制人兩種不同性質(zhì)最終控制人之間轉(zhuǎn)移的績效表現(xiàn)。

（二）研究假設(shè)

當(dāng)公司終極控制人變更，但國有性質(zhì)不變的情況下，中央、省、市等不同級(jí)別的政府控制人之間相互 轉(zhuǎn)移上市公司的控制權(quán)往往是為了達(dá)到解決就業(yè)、產(chǎn)業(yè)整合、組建轄區(qū)內(nèi)大型企業(yè)集團(tuán)等政績目的，而 不是真正為了提高企業(yè)價(jià)值（白云霞等，2008）。當(dāng)終極控制人性質(zhì)發(fā)生變更，尤其是由國有變?yōu)槊耖g 控制人時(shí)，并購決策往往是收購方實(shí)際控制人的一項(xiàng)投資決策，決策的成功與否關(guān)乎其切身利益。因 此，上市公司終極控制人由國有變更為民間控制人后，必然會(huì)采取各種措施改善經(jīng)營，提高公司業(yè)績，甚 至進(jìn)行盈余管理以提升公司報(bào)告業(yè)績。因此，我們提出以下2個(gè)假設(shè)：

H1：終極控制人發(fā)生變更的公司對(duì)原有的經(jīng)營管理模式的改革更加徹底，更容易轉(zhuǎn)變經(jīng)營機(jī)制，因 此，相對(duì)于終極控制人未發(fā)生變更的公司，其報(bào)告業(yè)績提升更加顯著。

H2：在終極控制人發(fā)生變更的公司中，終極控制人由國有轉(zhuǎn)為民間的公司報(bào)告業(yè)績表現(xiàn)最佳。發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司一般管理效率低下、經(jīng)營業(yè)績較差，然而控制權(quán)轉(zhuǎn)移本身并不會(huì)自動(dòng)提高公 司業(yè)績，業(yè)績的改善需要資源的優(yōu)化配置和管理效率的提升。新控股股東接管公司后，往往會(huì)利用其控 制權(quán)委派代表進(jìn)入董事會(huì)，從而使得公司的各項(xiàng)經(jīng)營決策直接體現(xiàn)自己的意志。此外，由于上市“殼”

—141— 資源的稀缺性，為了保“殼”，并滿足證監(jiān)會(huì)規(guī)定的配股、增發(fā)對(duì)凈資產(chǎn)收益率的要求，上市公司管理層 及終極控制人都存在盈余管理動(dòng)機(jī)以獲得再融資的資格，為上市公司尋求軟約束的低成本資金來源。因此，我們提出下面的假設(shè)：

H3：控制權(quán)轉(zhuǎn)移后，在終極控制人意志的主導(dǎo)下，上市公司存在明顯的盈余管理傾向，盈余管理將 會(huì)大幅度提升公司業(yè)績。

股權(quán)分置改革本質(zhì)上是公司治理改革，證券監(jiān)管部門期望通過逐步將非流通股份轉(zhuǎn)變?yōu)榱魍ü煞?來改善上市公司的微觀治理結(jié)構(gòu)，股權(quán)分置問題的解決有助于優(yōu)化公司股權(quán)結(jié)構(gòu)，鼓勵(lì)中小股東參與公 司治理，完善管理層激勵(lì)，形成公司控制權(quán)市場，從而得到公司治理優(yōu)化的良性循環(huán)，建立起規(guī)范的公司 制度，促進(jìn)公司經(jīng)營管理效率的提高。因此，我們提出以下假設(shè)：

H4：股權(quán)分置改革的完成有利于上市公司業(yè)績的提高。

二、研究設(shè)計(jì)

（一）研究樣本及數(shù)據(jù)來源

本文從終極控制權(quán)角度來研究公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移績效，將控制權(quán)轉(zhuǎn)移分為直接轉(zhuǎn)移和最終轉(zhuǎn)移兩類： 如果上市公司第一大股東發(fā)生變化而終極控制人未變，則該公司發(fā)生了控制權(quán)的直接轉(zhuǎn)移；如果上市公 司第一大股東和終極控制人同時(shí)發(fā)生變更，則該公司發(fā)生了最終控制權(quán)轉(zhuǎn)移。對(duì)于終極控制人變更的 樣本又進(jìn)一步分為3種情況：（1）終極控制人由國有控制人轉(zhuǎn)為民間控制人①；（2）終極控制人在不同級(jí) 別國有投資實(shí)體之間進(jìn)行轉(zhuǎn)移②；（3）終極控制人在民間投資主體間轉(zhuǎn)移。以上對(duì)控制權(quán)變更的判斷，以實(shí)質(zhì)而非簡單名稱變更為依據(jù)。

本文研究樣本為滬、深兩市2005—2006年間發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司，分別研究這些公司在控制權(quán) 轉(zhuǎn)移后的第1、2、3年相對(duì)于控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年的業(yè)績變化。我們剔除以下公司：（1）在樣本期間發(fā)生 兩次或兩次以上第一大股東或最終控制人變更的樣本；（2）在發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的3年中再次發(fā)生控 制權(quán)轉(zhuǎn)移的樣本；（3）控制權(quán)轉(zhuǎn)移前2年至轉(zhuǎn)移后3年中發(fā)生行業(yè)變更的樣本；（4）第1大股東與第2 大股東持股比例相同，第1大股東不能實(shí)施有效控制的樣本；（5）發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的金融行業(yè)的樣本；（6）終極控制人由民間投資主體轉(zhuǎn)為國有的樣本（僅有4家，數(shù)量少而剔除）；（7）數(shù)據(jù)缺失或無法找到 配對(duì)公司的樣本。根據(jù)以上原則，共選取研究樣本116個(gè)，詳細(xì)情況見表1。本文數(shù)據(jù)處理使用 SPSS16．0統(tǒng)計(jì)分析軟件。

控制權(quán)轉(zhuǎn)移和資產(chǎn)重組數(shù)據(jù)來自 CCER數(shù)據(jù)庫，公司財(cái)務(wù)會(huì)計(jì)和公司治 理數(shù)據(jù)來自CSMAR數(shù)據(jù)庫。對(duì)于上市 公司終極控制人信息不詳、財(cái)務(wù)數(shù)據(jù)缺 失，以及控制權(quán)轉(zhuǎn)移時(shí)間無法確定的樣 本，再進(jìn)一步查找上市公司年報(bào)和財(cái)經(jīng) 網(wǎng)站新聞。年報(bào)數(shù)據(jù)來自金融界網(wǎng)站。

（二）研究模型及變量解釋 本文構(gòu)建如下模型：

表1研究樣本分類

控制人變化類型樣本數(shù)量2005年2006年

控制人最終轉(zhuǎn)移1529

實(shí)際控制人由政府變更為民間控制人818 實(shí)際控制人在不同級(jí)別政府間轉(zhuǎn)移38 實(shí)際控制人在不同民間控制人之間轉(zhuǎn)移43 控制人直接轉(zhuǎn)移3834

合計(jì)5363

① 民間控制人包括自然人、民營企業(yè)、鄉(xiāng)鎮(zhèn)或集體企業(yè)、外資企業(yè)、職工持股會(huì)、職工互助會(huì)、工會(huì)委員會(huì)（社團(tuán)法人）、經(jīng)濟(jì)社團(tuán)企

業(yè)聯(lián)合會(huì)，以及企業(yè)勞動(dòng)群眾集體等。

② 不同級(jí)別政府是指中央、省、市及縣一級(jí)政府，不包括鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級(jí)政府。夏立軍等（2005）指出，鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級(jí)政府部門控制的上市公

司實(shí)為鄉(xiāng)鎮(zhèn)集體企業(yè)性質(zhì)，其所受政府干預(yù)比較少，類似于民營企業(yè)，而不是國有企業(yè)，因此將鄉(xiāng)鎮(zhèn)一級(jí)政府控制的上市公司納入“非政 府控制”類型。

—241— AdjF_Chi=α0+α1UltChangei+α2Typei+α3Gov_NonGovi+α4BetweenGovi+

α5BetweenNonGovi+α6AdjEMi+α7ShaR+α8Sizei+α9ManChi+ α10Industry+εi

其中，α0，?，α10為系數(shù)，εi為殘差，i代表第i家公司。模型中其他變量的含義如下： 1．因變量

AdjF_Chi代表控制人變更前后的業(yè)績變化，計(jì)算方法為公司控制人變更后的綜合業(yè)績和控制人變 更前1年綜合業(yè)績的差。其中，控制人變更前后的綜合業(yè)績都經(jīng)過配對(duì)公司樣本調(diào)整，業(yè)績指標(biāo)以主成 分分析的綜合得分值表示。

本文選取了代表企業(yè)償債能力、發(fā)展能力、股東獲利能力、現(xiàn)金流量能力、盈利能力和營運(yùn)能力共6 個(gè)方面的7項(xiàng)財(cái)務(wù)指標(biāo)進(jìn)行主成分分析，計(jì)算綜合因子得分F值作為業(yè)績衡量指標(biāo)。各項(xiàng)指標(biāo)計(jì)算公 式如表2所示。

表2各項(xiàng)財(cái)務(wù)能力指標(biāo)計(jì)算公式

財(cái)務(wù)能力類型指標(biāo)計(jì)算公式 償債能力資產(chǎn)負(fù)債率負(fù)債總額/資產(chǎn)總額

發(fā)展能力營業(yè)收入增長率（本期營業(yè)收入－上期營業(yè)收入）/上期營業(yè)收入 股東獲利能力每股收益凈利潤/總股數(shù)

現(xiàn)金流量能力每股經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量經(jīng)營活動(dòng)現(xiàn)金凈流量/總股數(shù)

盈利能力營業(yè)毛利率凈資產(chǎn)收益率（營業(yè)收入－營業(yè)成本）/營業(yè)收入凈利潤/平均股東權(quán)益 營運(yùn)能力總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率營業(yè)收入/平均資產(chǎn)總額

注：由于資產(chǎn)負(fù)債率是逆向指標(biāo)，所以進(jìn)行主成分分析前在該指標(biāo)前做了增加負(fù)號(hào)處理。

為了依據(jù)綜合因子得分尋找配對(duì)樣本，在 進(jìn)行主成分分析時(shí)，我們使用了滬、深兩市全部 上市公司數(shù)據(jù)，其中剔除部分?jǐn)?shù)據(jù)缺失公司樣 本。由于本文的目的不是確定代表7項(xiàng)財(cái)務(wù)指 標(biāo)的關(guān)鍵因素，而是借助主成分分析計(jì)算公司 業(yè)績的綜合得分F值，因此，本文采用6個(gè)主成 分因子，其解釋能力達(dá)到了92．54%。各因子 解釋情況如表3所示。

根據(jù)表3可以得到以下因子綜合得分函數(shù)：

表36個(gè)主成分因子

因子特征值占總體百分比（%）累積百分比（%）F11．48821．26121．261 F21．24417．77039．031 F31．08815．54154．572 F40．99914．27968．851 F50．86712．38181．232 F60．79211．31292．544

F=0．2126F1+0．1777F2+0．1554F3+0．1428F4+0．1238F5+0．1131F6

根據(jù)上述因子綜合得分函數(shù)可以計(jì)算出全部上市公司及樣本公司各綜合業(yè)績得分值F，在剔 除綜合得分值絕對(duì)值大于3的異常樣本后，其分描述統(tǒng)計(jì)情況如表4所示。從表4可見，全部上市 公司在2004—2006年的綜合業(yè)績表現(xiàn)較差，綜合業(yè)績F值的平均值小于0，2007年以后綜合業(yè)績有了 一定程度提升。樣本公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年和轉(zhuǎn)移當(dāng)年綜合業(yè)績較差，綜合得分F值平均值為負(fù)，從 控制權(quán)轉(zhuǎn)移后1年起報(bào)告業(yè)績有所提升，并且平均值已為正數(shù)。由于116家樣本公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1 年分別為2004年和2005年，因此，可以看出研究樣本公司綜合業(yè)績明顯比全部上市公司整體業(yè)績均值 要差。

本文配對(duì)樣本的選擇依照公司綜合業(yè)績得分和資產(chǎn)規(guī)模兩個(gè)標(biāo)準(zhǔn)，具體篩選過程如下：（1）選取在 2005—2009年沒有發(fā)生第1大股東或最終控制人變更的公司；（2）選擇與樣本公司在同一行業(yè)的公司，行業(yè)按照《上市公司行業(yè)分類指引》的兩位代碼進(jìn)行劃分，如果無法找到配對(duì)，再擴(kuò)大細(xì)分行業(yè)查找；（3）分別選擇綜合因子得分和總資產(chǎn)與研究樣本在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年最接近的5家公司，然后按照下 面公式計(jì)算Match值，選擇Match值最小的公司作為配對(duì)樣本：

—341— Match=Fi－FsF

+Asseti－s AssetsAsset s

其中：Fi表示第i家研究樣本公司的綜合業(yè) 績得分值；Fs表示第s家備選配對(duì)公司的綜合業(yè) 績得分值；Asseti為第i家研究樣本公司的總資 產(chǎn)；Assets為第s家備選配對(duì)公司的總資產(chǎn)。

找到配對(duì)樣本后，分別以研究樣本公司各 的綜合業(yè)績得分，減去配對(duì)公司相應(yīng) 的綜合業(yè)績得分，作為研究樣本公司該經(jīng) 配對(duì)調(diào)整后的綜合業(yè)績指標(biāo)AdjFi。然后再分 別用研究樣本公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1、2、3年調(diào) 整后的綜合業(yè)績AdjF1、AdjF2、AdjF3，減去該公 司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年經(jīng)配對(duì)公司調(diào)整的綜合 因子得分AdjF－1作為最終的業(yè)績變化指標(biāo) AdjF_Chi。

2．測試變量

表4上市公司各綜合業(yè)績得分情況

均值最大值最小值標(biāo)準(zhǔn)差 全部上市公司綜合業(yè)績F值統(tǒng)計(jì) 2004－0．0351．750－2．4720．292 2005－0．0461．759－2．8970．317 2006－0．0171．947－2．0580．276 20070．0602．556－1．6280．305 20080．0102．600－1．7070．321 20090．0461．961－2．0120．313 研究樣本公司綜合業(yè)績F值統(tǒng)計(jì) －1－0．0670．247－1．6360．423 0－0．0300．223－1．3980．549 10．0310．317－0．7422．303 20．0270．326－0．8682．165 30．0490．372－0．6132．6

注：－1表示研究樣本公司的控制權(quán)轉(zhuǎn)移前1年，0表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移 當(dāng)年，1表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第1年，2、3的含義類推。

（1）最終控制人變更情況變量。UltChange表示終極控制人是否發(fā)生變更，若第1大股東和終極控 制人都發(fā)生變更，即控制權(quán)最終轉(zhuǎn)移，則取值為1；若第1大股東發(fā)生變更，而終極控制人未變，即控制 權(quán)直接轉(zhuǎn)移，則取值為0。Type表示終極控制人類型，如果上市公司的實(shí)際控制人為民間投資主體，則 取值為1，如果終極控制人為國有投資主體，則取值為0。Gov_NonGov、BetweenGov和BetweenNonGov是 表示終極控制人變更方向的虛擬變量，如果終極控制人由國有轉(zhuǎn)變?yōu)槊耖g控制人，則Gov_NonGov為1，否則為0；如果終極控制人在不同級(jí)別的國有投資實(shí)體間轉(zhuǎn)移，則BetweenGov為1，否則為0；如果終極 控制人在民間控制人之間進(jìn)行轉(zhuǎn)移，則BetweenNonGov為1，否則為0。

（2）盈余管理的衡量。應(yīng)計(jì)項(xiàng)目和線下項(xiàng)目是企業(yè)進(jìn)行盈余管理的主要手段，應(yīng)計(jì)項(xiàng)目主要包括 流動(dòng)資產(chǎn)和流動(dòng)負(fù)債項(xiàng)目，線下項(xiàng)目即非正常損益，主要包括投資收益、營業(yè)外收支等項(xiàng)目。學(xué)術(shù)界對(duì) 盈余管理的測度模型主要有應(yīng)計(jì)利潤分離模型、特定應(yīng)計(jì)利潤模型和盈余頻率分布模型三大類（奚俊 芳等，2006）。在成熟資本市場，通過線下項(xiàng)目進(jìn)行盈余管理的企業(yè)比較少，大多數(shù)上市公司通過應(yīng)計(jì) 項(xiàng)目進(jìn)行盈余管理，然而，由于我國證券市場“一股獨(dú)大”的特殊股權(quán)結(jié)構(gòu)，控股股東及實(shí)際控制人可以 通過對(duì)上市公司的絕對(duì)控制利用線下項(xiàng)目進(jìn)行盈余管理，尤其是對(duì)于控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移的上市公司，許多 學(xué)者發(fā)現(xiàn)上市公司在控制權(quán)發(fā)生轉(zhuǎn)移后會(huì)進(jìn)行資產(chǎn)剝離、資產(chǎn)置換等關(guān)聯(lián)方交易。因此，對(duì)于控制權(quán)發(fā) 生轉(zhuǎn)移公司的盈余管理研究可以采用線下項(xiàng)目進(jìn)行。本文構(gòu)建的盈余管理衡量指標(biāo)計(jì)算如下： 

EM=－ i=1WiAsset

其中：EM表示盈余管理測度，其絕對(duì)值越大表明盈余管理程度越強(qiáng)；W為現(xiàn)金流量表補(bǔ)充資料項(xiàng) 目，W1表示資產(chǎn)減值準(zhǔn)備，W2表示固定資產(chǎn)報(bào)廢損失，W3表示投資損失，W4表示處置固定資產(chǎn)、無形 資產(chǎn)和其他長期資產(chǎn)凈損失。由于上述各項(xiàng)為逆向指標(biāo)，因此，我們?cè)谠撝笜?biāo)值前添加負(fù)號(hào)的方法，使 其成為正向指標(biāo)。Asset表示公司當(dāng)年總資產(chǎn)。本文使用的盈余管理測度AdjEM經(jīng)過配對(duì)公司調(diào)整。

（3）股權(quán)分置改革完成情況變量。ShaR表示股權(quán)分置改革的完成情況，如果i公司在第t年完成了 股改，則ShaR為1，否則為0。

3．控制變量

Size表示公司規(guī)模，用總資產(chǎn)的自然對(duì)數(shù)表示。ManCh表示上市公司的總經(jīng)理或董事長變更與否，—441— 如果發(fā)生變更則為1，不變則為0。Industry表示公司所處的行業(yè)，根據(jù)《上市公司行業(yè)分類指引》，除制 造業(yè)外的其他行業(yè)取首字母表示行業(yè)分類，制造業(yè)取字母后的第1位數(shù)字作為行業(yè)分類，研究樣本共涉 及18個(gè)行業(yè)，因此，設(shè)置18個(gè)行業(yè)虛擬變量。

三、實(shí)證檢驗(yàn)結(jié)果及分析

（一）控制人變更前后的業(yè)績變化

對(duì)于2005—2006年發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的116家公司，本文研究了這些公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年和轉(zhuǎn)移 后的第1、2、3年分別相對(duì)于轉(zhuǎn)移前1年的綜合業(yè)績變化情況，如表5所示。

表5樣本公司控制權(quán)轉(zhuǎn)移前后綜合業(yè)績變化情況

經(jīng)營業(yè)績差異均值標(biāo)準(zhǔn)差T值秩均值（負(fù)）秩均值（正）Z 未經(jīng)配對(duì)樣本調(diào)整的綜合業(yè)績變化

（－1，0）0．0360．2531．57950．8959．04－1．882*

（－1，1）0．0980．3283．303＊＊＊43．8161．86－4．112＊＊＊（－1，2）0．0930．3323．101＊＊＊47．4159．59－3．990＊＊＊（－1，3）0．1150．3603．532＊＊＊46．6660．49－3．665＊＊＊

（－1，轉(zhuǎn)移后3年平均）0．1020．2983．781＊＊＊46．0860．10－4．263＊＊＊ 經(jīng)過配對(duì)樣本調(diào)整的綜合業(yè)績變化

（－1，0）0．0120．2640．48950．4861．03－0．349（－1，1）0．0340．3261．14053．5557．15－1．064（－1，2）0．0580．3311．945*48．3860．79－2．360＊＊（－1，3）0．0860．4052．353＊＊45．1365．53－1．746*

（－1，轉(zhuǎn)移后3年平均）0．0590．2992．194＊＊50．5159．33－1．933*

注：（－1，0）表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年相對(duì)于轉(zhuǎn)移前1年綜合業(yè)績的變化，（－1，1）表示控制權(quán)轉(zhuǎn)移后1年相對(duì)于轉(zhuǎn)移前1年綜 合業(yè)績的變化，（－1，2）、（－1，3）、（－1，轉(zhuǎn)移后3年平均）依次類推。第二列至第四列為兩配對(duì)樣本T檢驗(yàn)結(jié)果，第五 列至最后一列為兩配對(duì)樣本W(wǎng)ilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)結(jié)果。*、＊＊、＊＊＊分別表示雙側(cè)檢驗(yàn)在10%、5%與1%水平下顯著。

從表5的檢驗(yàn)結(jié)果來看，控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的綜合業(yè)績?cè)谖唇?jīng)配對(duì)公司樣本調(diào)整前，其業(yè)績?cè)诳刂茩?quán) 轉(zhuǎn)移后的第1、2、3年都有明顯提高，并且在Wilcoxon符號(hào)秩檢驗(yàn)下，控制權(quán)轉(zhuǎn)移當(dāng)年的業(yè)績就比轉(zhuǎn)移 前1年有明顯提高。然而，經(jīng)過配對(duì)樣本調(diào)整后我們發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司的綜合業(yè)績?cè)谵D(zhuǎn)移的當(dāng)年和 后1年并沒有顯著提高，僅在轉(zhuǎn)移后的第2和第3年才有了改善，而且顯著性水平有所下降。由于經(jīng)過 配對(duì)樣本調(diào)整的綜合業(yè)績考慮了行業(yè)總體業(yè)績提升、樣本公司盈余數(shù)字均值回轉(zhuǎn)的影響，我們認(rèn)為經(jīng)過 配對(duì)樣本調(diào)整后得到的結(jié)果更加可靠。因此，樣本公司在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第2～3年業(yè)績有了明顯改 善，而轉(zhuǎn)移的當(dāng)年和后1年并沒有顯著的提高，控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司業(yè)績的改善不是一蹴而就的，需要公司 長期持續(xù)不斷的努力。

（二）控制權(quán)轉(zhuǎn)移后業(yè)績變化的影響因素分析

表6分別對(duì)控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1、2、3年，以及轉(zhuǎn)移后3年的混合數(shù)據(jù)相對(duì)于轉(zhuǎn)移前1年綜合業(yè)績變 化的影響因素進(jìn)行了回歸分析，結(jié)果如下：

第一，終極控制人變更情況變量UltChange的回歸系數(shù)顯著為正，這表明終極控制人變更對(duì)公司綜 合業(yè)績的提升具有顯著的正面影響，這種正向作用無論是在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后的第1、2、3年，還是3年的混 合數(shù)據(jù)都成立，這個(gè)結(jié)果驗(yàn)證了我們的假設(shè)1，即終極控制人發(fā)生變更的公司（控制權(quán)最終轉(zhuǎn)移）比未發(fā) 生變更公司（控制權(quán)直接轉(zhuǎn)移）的報(bào)告業(yè)績提升的更加顯著，且在其他條件相同的情況下，控制權(quán)最終 轉(zhuǎn)移比直接轉(zhuǎn)移對(duì)公司綜合業(yè)績變化的影響高0．337，這可能是由于在終極控制人發(fā)生變更后，公司的 決策層進(jìn)行了改組，從而能夠使公司對(duì)原有的經(jīng)營管理模式進(jìn)行重大調(diào)整，更容易轉(zhuǎn)變經(jīng)營機(jī)制。

—541—

表6控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司業(yè)績變化影響因素的回歸分析結(jié)果

自變量轉(zhuǎn)移后1年系數(shù)T值轉(zhuǎn)移后2年系數(shù)T值轉(zhuǎn)移后3年系數(shù)T值轉(zhuǎn)移后3年混合系數(shù)T值 UltChange0．337＊＊2．3720．491＊＊＊3．3840．401＊＊2．1550．423＊＊＊4．787 Gov_NonGov－0．232－1．275－0．301－1．360－0．111－0．474－0．249－1．421 BetweenGov－0．323*－1．949－0．296*－1．782－0．132－0．619－0．266＊＊＊－2．623 BetweenNonGov－0．206－0．996－0．227－1．107－0．059－0．221－0．207－1．621 Type－0．022－0．214－0．037－0．374－0．068－0．533－0．034－0．531 AdjEM1．159＊＊2．0231．484＊＊＊3．147－1．170－1．5330．699＊＊2．103 ShaR0．0380．2450．000－0．001－0．284－0．5940．0800．543 Size0．058＊＊2．1010．060＊＊2．2440．060*1．8490．052＊＊＊3．297 ManCh0．0661．0990．0110．182－0．057－0．7410．0080．205

Intercept－1．319＊＊－2．289－1．325＊＊－2．432－0．993－1．459－1．221＊＊＊－3．554 Industry控制控制控制控制 樣本量116116116348 F值2．6033．2022．1784．621 Adj－R20．1140．1410．1250．105 Durbin－Watson1．9801．7681．9641．921

注：*、＊＊、＊＊＊分別表示雙側(cè)檢驗(yàn)在10%、5%與1%水平下顯著。

第二，從終極控制人的轉(zhuǎn)移方向來看，Gov_NonGov變量在4個(gè)回歸方程中的回歸系數(shù)均不顯著，這 說明終極控制人由國有轉(zhuǎn)為民間控制人并沒有顯著提升公司業(yè)績，這與假設(shè)2相矛盾。這可能是由于 發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移的公司在轉(zhuǎn)移前的業(yè)績都比較差，如表4中描述統(tǒng)計(jì)顯示，控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司在轉(zhuǎn)移前1 年的綜合業(yè)績得分均值低于全部上市公司綜合業(yè)績均值，可見這類公司存在比較嚴(yán)重的公司治理問題，需要進(jìn)一步優(yōu)化公司股權(quán)結(jié)構(gòu)。另外，2005—2006年，公司控制權(quán)的轉(zhuǎn)移基本上都是通過股權(quán)協(xié)議轉(zhuǎn) 讓實(shí)現(xiàn)的，控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司股權(quán)“一股獨(dú)大”的格局并沒有得到真正改觀，公司董事會(huì)仍被公司終極 控制人操控，眾多中小股東很難參與公司治理，大股東侵害中小股東利益的現(xiàn)象仍然存在。因此，即使 終極控制人由國有轉(zhuǎn)向民間也不能在短暫的2～3年內(nèi)使公司業(yè)績有明顯的改善。

BetweenGov變量的回歸系數(shù)在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1、2年，以及轉(zhuǎn)移后3年混合數(shù)據(jù)回歸中均顯著為 負(fù)，這表明終極控制人在國有控制實(shí)體間轉(zhuǎn)移對(duì)公司業(yè)績產(chǎn)生了負(fù)面影響。這可能是由于國有控制權(quán) 的轉(zhuǎn)讓更多是出于政治目的，在政府行政指令下的企業(yè)重組并不能促使產(chǎn)業(yè)結(jié)構(gòu)的良好整合以及公司 治理機(jī)制的完善。我們的研究結(jié)論與楊記軍等（2010）略有差別，他們認(rèn)為終極控制權(quán)仍保留在政府內(nèi) 部的“換湯不換藥”的控制權(quán)轉(zhuǎn)讓方式并沒有顯著改善企業(yè)業(yè)績，但是也沒有產(chǎn)生顯著的負(fù)面影響。產(chǎn) 生這種差異的原因可能是由于研究樣本涵蓋的時(shí)間不同，以及業(yè)績指標(biāo)選擇不同造成的。

此外，BetweenNonGov變量的回歸系數(shù)全都不顯著，這說明公司終極控制權(quán)在民間控制人之間轉(zhuǎn)移 也不能顯著改善公司業(yè)績。這可能是由于“殼”資源的稀缺性，民間控制人獲取上市公司控制權(quán)更多是 出于上市融資的目的，將上市公司作為其提款機(jī)，而不是真正為了公司經(jīng)營業(yè)績的改善。

第三，經(jīng)過配對(duì)樣本公司調(diào)整的盈余管理變量AdjEM在控制權(quán)轉(zhuǎn)移后第1、2年，以及轉(zhuǎn)移后3年 混合數(shù)據(jù)回歸的系數(shù)均顯著為正，而且轉(zhuǎn)移后第1、2年的回歸系數(shù)都顯著大于1．15，這有力地驗(yàn)證了 我們的假設(shè)3。雖然我們很難區(qū)分控制權(quán)轉(zhuǎn)移后公司業(yè)績的提升究竟有多大程度是緣于經(jīng)營管理效率 的提高，有多大程度是緣于盈余管理，但是不可否認(rèn)的是，盈余管理的存在確實(shí)為公司報(bào)告業(yè)績的提升 做了重要貢獻(xiàn)。

第四，股權(quán)分置改革是否完成變量ShaR的回歸系數(shù)全都不顯著，這說明在研究期間上市公司完成 股改對(duì)公司業(yè)績的提升并沒有顯著作用。這可能是因?yàn)椋m然許多上市公司在這段期間完成了股改，但 是由于制度性限售，其股票仍不能自由上市流通，因而并沒有真正實(shí)現(xiàn)股票的全流通。因此，成熟資本 市場司空見慣的控制權(quán)爭奪在我國股票市場上還沒有出現(xiàn)，上市公司的大股東和管理層即使因經(jīng)營不 善導(dǎo)致公司業(yè)績下滑、股價(jià)下跌也不會(huì)面臨被接管的威脅。股權(quán)分置改革效應(yīng)的發(fā)揮是一個(gè)長期過程，—641— 需要資本市場的進(jìn)一步發(fā)展培育，所以從短期來看，股改對(duì)公司業(yè)績的改善不明顯也不足為奇。

第五，終極控制人類型變量Type的回歸系數(shù)也不顯著，這表明，對(duì)于發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移這類存在嚴(yán)重 公司治理問題的上市公司而言，終極控制人是國有的還是民間的對(duì)公司業(yè)績的影響沒有顯著的差異，該 類公司最主要的問題是在終極控制人的強(qiáng)有力控制下建立一個(gè)有效的公司治理機(jī)制，只有公司治理機(jī) 制的完善才能從根本上解決公司的決策機(jī)制中存在的問題，提高公司經(jīng)營管理效率。

（三）穩(wěn)健性檢驗(yàn)

據(jù)表6可知，各回歸模型的Durbin－Watson值都在1．75以上，說明檢驗(yàn)?zāi)Ｐ筒淮嬖趪?yán)重的自相關(guān) 問題。另外，除政府轉(zhuǎn)為民間控制人變量Gov_NonGov的VIF值（未超過7．3）稍大外，其余各個(gè)變量回 歸的VIF值都小于3，這表明回歸模型不存在多重共線性問題。此外，我們還嘗試將盈余管理變量進(jìn)行 了修正。2007年實(shí)施新準(zhǔn)則后，上市公司年報(bào)中增加了公允價(jià)值變動(dòng)損益科目，這成為一些上市公司 操縱利潤的新手段，因此在盈余管理指標(biāo)的分子中，我們又增加了公允價(jià)值變動(dòng)損失項(xiàng)目，而2007年以 前年報(bào)中沒有該項(xiàng)目，我們將其值視為0，這樣計(jì)算的EM經(jīng)過配對(duì)公司調(diào)整后的回歸分析結(jié)果仍然與 上述分析結(jié)果一致。因此，穩(wěn)定性檢驗(yàn)的結(jié)果表明本文的研究結(jié)果是可靠的。

四、結(jié)論及研究展望

本文以股權(quán)分置改革期間滬深兩市發(fā)生終極控制人直接變更和最終變更的116家上市公司為研究 樣本，通過主成分分析構(gòu)建綜合得分衡量公司的綜合業(yè)績，分析了樣本公司在控制權(quán)直接和最終轉(zhuǎn)移后 3年的綜合業(yè)績變化情況以及變化的原因。研究發(fā)現(xiàn)：樣本公司綜合業(yè)績?cè)诳刂茩?quán)轉(zhuǎn)移的當(dāng)年和轉(zhuǎn)移 后第1年并沒有顯著的提高，在轉(zhuǎn)移后的第2、3年才有了明顯改善，這說明控制權(quán)轉(zhuǎn)移公司業(yè)績的改善 需要長期的努力；與控制權(quán)直接轉(zhuǎn)移相比，控制權(quán)最終轉(zhuǎn)移對(duì)公司綜合業(yè)績的改善作用更為顯著，這表 明實(shí)際控制人發(fā)生變更的公司對(duì)原有經(jīng)營管理模式的改革更加徹底，更容易轉(zhuǎn)變經(jīng)營機(jī)制，從而有利于 公司業(yè)績的提高；從終極控制人的轉(zhuǎn)移方向來看，不管終極控制人是由國有轉(zhuǎn)為民間，還是在民間控制 人之間轉(zhuǎn)移都沒有對(duì)公司業(yè)績產(chǎn)生顯著影響，而終極控制人在國有控制實(shí)體間進(jìn)行轉(zhuǎn)移卻對(duì)公司業(yè)績 產(chǎn)生了負(fù)面影響，這可能是由于國有控制權(quán)的轉(zhuǎn)讓更多是出于政治目的，而不是真正為了提高公司的經(jīng) 營業(yè)績；盈余管理對(duì)上市公司業(yè)績的提升起到了關(guān)鍵作用，股權(quán)分置改革的完成并沒有在短期內(nèi)產(chǎn)生顯 著效應(yīng)，股改效應(yīng)的發(fā)揮是一個(gè)長期過程，需要資本市場的進(jìn)一步發(fā)展培育；對(duì)于發(fā)生控制權(quán)轉(zhuǎn)移這類 存在嚴(yán)重治理問題的上市公司，不同類型的終極控制人對(duì)公司業(yè)績的影響并沒有顯著差異，該類公司亟 需解決的關(guān)鍵問題是在終極控制人的強(qiáng)有力監(jiān)督下建立起一個(gè)有效的公司治理機(jī)制，只有治理機(jī)制的 完善才能從根本上解決公司決策機(jī)制存在的問題，進(jìn)而提高公司的經(jīng)營管理效率和績效。

本文的不足之處在于，僅以股權(quán)分置改革為背景研究股改期間不同性質(zhì)的終極控制人變更對(duì)公司 業(yè)績的影響，而沒有比較“股改前”和“股改后”不同性質(zhì)的終極控制人變更對(duì)公司業(yè)績的影響是否存在 顯著差異，也沒有將股改對(duì)公司業(yè)績的影響從終極控制人變更的影響中分離出來，這是本文未來的一個(gè) 研究方向。

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UltimateControllerTransferandFirmPerformance：StudyBased

ontheBackgroundofNon-tradableShareReform

XIEMeiLIQiang

（ChinaUniversityofMining＆Technology，Xuzhou221116）

Abstract：Using116listedcompanies，whoseultimatecontrollerschangedirectlyorultimatelyduring theperiodofnon－tradablesharereform，thispaperanalyzesreasonsoftheirintegratedperformancechan-gesafterultimatecontrollershavetransferredfor3years．Themainconclusionsareasfollows：theultimate controllers'changesfinallyhavemuchmoresignificanteffectsonfirms'performancethanitchangesdirect-ly，however，neitherultimatecontrollerschangingfromstate-ownerstoprivateownersnorbetweenprivate ownershaveanysignificanteffectonfirmperformance，theultimatecontrollers'changebetweenstate-ownedentitieshasnegativeimpactonfirmperformance；earningsmanagementplaysakeyroleinenhancing theperformanceofthecompany，whereas，thecompletionofthenon-tradablesharereformdoesn'tworkon firmperformanceintheshortterm．

Keywords：ultimatecontroller；non-tradablesharereform；corporatecontroltransfer；earningsman-agement（責(zé)任編輯張建軍）

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