股权结构的设计大全11篇

股权结构的设计篇（1）

股权资本的存在，不可避免会产生股权契约。按企业形成的过程来分，股权契约可分为“设立时的股权契约”（如公司法、证券法等法律法规）和“设立后的股权契约”（如招股说明书、公司章程等）。前者主要是指企业和股东达成的股权融资契约，包括股东和企业在股权融资中享有的权利和需要承担的义务；后者主要是指管理者以企业人的身份和股东签订的约束管理层与股东之间在股权融资契约关系中权利与义务的约定。这些约定主要包括股东享有经营控制权和收益分配权，承担足额缴付股权资金的义务；管理层承担向股东披露相关信息和支付股利的义务等具体内容。契约有用性要求财务会计信息能解决契约订立与履行过程中信息不对称的问题，为契约的签订、监督和履行提供“公允”的信息。股权契约的复杂性与特殊性决定了其更需要“公允”的财务会计信息。本文从股权结构与股权集中度两个方面对股权契约与公允价值计量相关性进行实证分析。

一、理论分析与研究假设

为研究股权契约与公允价值计量的影响，本文从股权结构（实际控制人性质、机构持股比例合计）、股权集中度（第一大股东持股比例、前十大股东持股比例合计）两方面进行分析。

（一）股权结构对公允价值计量的影响

本文主要是从实际控制人性质、机构持股比例合计两个方面考虑的。

1.实际控制人性质对公允价值计量的影响。从理论上讲，国有经济（国有企业）是我国经济体制中重要的组成部分，由于国有股东除了追求经济目标外，还关心其承担的政治目标，因而国有股权可能会受到来自政府的行政干预较多；特别是地方政府，往往更偏向于利用其行政力量对企业进行干预（黄薏舟，2011）。从现有的研究成果来看，股权性质对公允价值计量的影响是客观存在的，因为最终控制人性质不同，必将造成其对股权契约，特别是具体股权契约（公司章程）的具体内容的差异化。也就是说，国有控股和非国有控股的上市公司对于具体股权契约的要求不尽相同，因此它们对契约签订基础的会计信息（包括公允价值计量产生的会计信息）要求，以及对公允价值计量的选择也会不尽相同，这些都是股权性质对公允价值计量产生的必然影响。为此，我们提出假设Ⅰ：非国有性质的企业与公允价值计量呈负相关，即非国有企业不倾向于使用公允价值计量。

2.机构持股比例对公允价值计量的影响。“估值有用性”与“契约有用性”作为会计信息最高目标――决策有用性的两种具体表现形式，也应是公允价值计量的会计信息最高目标的具体表现形式。估值有用性要求公允价值计量的会计信息有利于投资者的估值决策；契约有用性要求公允价值计量的会计信息能为签订契约的双方在契约签订、监督和执行过程中提供有利于保护各自权利的公允价值信息，有利于减少在契约订立与履行过程中信息不对称而导致的一些问题，保证企业契约集合中所有契约行为的顺利进行（张瑞琛，2009）。公允价值计量的产生与金融机构及金融业务的发展是密不可分的。因此，如果银行等金融机构参与上市公司并投资入股，那么银行金融机构对公允价值计量的偏爱的特性一定会传递给上市公司，因此我们提出假设Ⅱ：上市公司机构持股比例与公允价值计量呈正相关。

（二）股权集中程度对公允价值计量的影响

当股权契约的任何一方所持有的股权集中度都没有超过最低限度的控制权时，股权越发散，则股东的利益越趋于一致，股东就会按照所有股东的共同利益行事，运用公允价值计量从而提高会计盈余的价值相关性。但当股东持股比例达到足以有效控制公司时，大股东会利用控制权大于所有权的地位为自己谋利，利用表决权控制公司的会计政策选择和财务报告方式，侵占外部股东利益，降低会计信息可信度，达到对公允价值计量产生足够影响力。股权集中度可以分为三种情况：一是股权高度集中，公司拥有一个绝对控股的股东，该股东直接、间接或者直接和间接拥有公司50%的股权；二是股权高度分散，公司没有大股东，所有权与经营权完全分离，各股东所持比例在10%以下；三是股权适度集中，大股东持股比例介于上述两种情况之间，其中拥有相对控股股东，并且有其他大股东能够与之抗衡的股权集中度是比较完美的股权结构（张铮铮，2004；张瑞琛，2009）。

当股权高度集中时，绝对控股股东就成为控制权主体。他在行权时必定以自身利益为导向，控股股东监控积极性很高，但很难受到来自其他股东的制衡，因而可利用其绝对控制地位牺牲其他小股东的利益而为自己谋利。当股权高度分散时，每个股东持股比例都很低，由于每个股东持股比例过低，缺乏对经营者进行监督的动力，因此，企业的控制权就落入经营者手中，在决策时他也会以自身利益为出发点。而单个股东缺乏监督公司经营管理的积极性，都有“搭便车”的动机，对公司的监控难以发挥作用。当股权适度集中时，经营者行使对企业的经营权，而那些能力相当的大股东则统一行使对经营者的监督权。这种情况大股东通常以监督经营者为重，因此在进行决策时，他们通常会考虑能否起到对经营者的监督和制约作用。由于其他大股东持有相当数量的股份，故具有监督动力，解决了股权高度分散下的“搭便车”问题，同时又摆脱了股权高度集中下的“一股独大”局面，形成了有效的内部监控制衡机制（张铮铮，2004；张瑞琛，2009），因此我们一般认为在股权适度集中的情形下，问题最弱。

为此，本文进一步分为第一大股东持股比例、前十大股东持股比例合计两个指标：（1）第一大股东持股比例。我们提出假设Ⅲ：上市公司第一大股东持股比例与公允价值计量呈反向关系，即第一大股东持股比例越高，上市公司采用公允价值计量的相关利益就越小。（2）前十大股东持股比例合计。我们提出假设Ⅳ：上市公司前十大股东持股比例与公允价值计量呈反向关系，即前十大股东持股比例越高，上市公司采用公允价值计量的相关利益就越小。

二、样本选取、变量解释与研究模型

（一）样本选取与数据来源

本文选取2007―2011年沪深两市所有A股上市公司作为研究样本，为力求数据的准确性和可靠性，我们执行了以下筛选程序：（1）剔除金融行业上市公司，因为这些公司存在行业特殊性；（2）剔除数据缺失的公司；（3）为了控制极端值对回归结果的影响，对连续变量1%以下和99%以上分位数进行了缩尾处理（Winsorize）。本文实际控制人性质数据来源于国泰安数据库（CSMAR），其他财务数据都来源于Wind资讯金融终端系统。

（二）变量解释

1.因变量。公允价值变动收益率=（公允价值变动净收益+投资净收益+汇兑净收益）÷利润总额×100%。其中“公允价值变动净收益”包括投资净收益、公允价值变动净收益、汇兑净收益，反映企业投资获利水平。“公允价值变动净收益”的发生额取决于被投资公司的收益质量、证券资产的质量、国内外金融市场的变化等因素影响。

2.解释变量。

（1）实际控制人性质。本研究中的实际控制人是按国泰安数据库（CSMAR）中提到的《上市公司收购管理办法》标准界定，如果收购人有下列情形之一的，构成对一个上市公司的实际控制：在一个上市公司股东名册中持股数量最多的，但是有相反证据的除外；能够行使、控制一个上市公司的表决权超过该公司股东名册中持股数量最多的股东的；持有、控制一个上市公司股份、表决权的比例达到或者超过30%的，但是有相反证据的除外；通过行使表决权能够决定一个上市公司董事会半数以上成员当选的；中国证监会认定的其他情形。本文将民营企业（国泰安数据库中一级代码1200）、外国政府（国泰安数据库中一级代码2400）、自然人（国泰安数据库中一级代码3000）、无法分类（国泰安数据库中一级代码9999）都视为非国有性质企业，赋值为1，其他为国有性质企业，赋值为0。

（2）机构持股比例合计。根据Wind资讯金融终端系统中有关机构持股指标的分类，本文机构持股比例合计主要包括基金、券商、券商理财产品、QFII、保险公司、社保基金、企业年金、信托公司、财务公司、银行、一般法人、非金融类上市公司持股比例的合计。

（3）股权集中度。本文对股权集中度分为第一大股东持股比例和前十大股东持股比例合计两个指标来研究，考虑到这两个指标存在多重共线性（Multicollinearity），本文对这两个指标分别设计模型进行回归检验。

3.控制变量。为了控制其他因素对上市公司公允价值计量的影响，本文加入公司规模（Asset）、盈利能力（Roe）、资产负债率（Lev）、公司成长性（Growth），同时还对年份（Year）与行业（Ind）进行了控制。

本文全部变量的具体定义如下：

（1）因变量：公允价值变动收益率（Fvtoearn， （公允价值变动净收益+投资净收益+汇兑净收益）÷利润总额×100%）。

（2）解释变量（股本结构）：实际控制人性质（Dumcon，为哑变量，当上市公司实际控制人为非国有时取1；否则取0）；机构持股比例合计（Inth，机构持股比例合计）。

（3）解释变量（股权集中程度）：第一大股东持股比例（H1，第一大股东持股比例）；前十大股东持股比例合计（H10，前十大股东持股比例合计）。

（4）控制变量：公司规模（Asset，总资产的自然对数）；盈利能力（Roe，净资产收益率）；资产负债率（Lev，债务账面价值与总资产账面价值之比）；成长性（Growth，样本年度前三年资产总额平均增长率）；年份（Year，对N个样本年份设置了（N-1）个年份虚拟变量）；行业（Ind，按证监会的行业分类标准设置了11个行业虚拟变量）。

（三）研究模型

根据研究假设及因变量和解释变量的性质，考虑到“第一大股东持股比例”与“前十大股东持股比例合计”存在多重共线性，为此本文就“第一大股东持股比例”与“公允价值变动收益率”的相关性构建了OLS回归模型（1）；就“前十大股东持股比例合计”与“公允价值变动收益率”的相关性构建了OLS回归模型（2），具体

三、实证研究结果及分析

1.主要变量的描述性统计。回归模型（1）、模型（2）样本描述性统计分析的结果：2007―2011年期间的样本显示“机构持股比例合计”、“第一大股东持股比例”、“前十大股东持股比例合计”的标准方差都小于0.3以下，偏差程度较小；“公允价值变动收益率”的标准方差为0.916 8，偏差程度相对较大。从这个指标的均值来看，同期公允价值计量的收益占利润的比例约为35.28%，这表明上市公司运用公允价值进行计量的损益对利润的影响较大。

2.回归结果与分析。本文对模型（1）、模型（2）进行回归分析。模型（1）的回归结果表明：Dumcon在1%水平上与Fvtoearn显著负相关，模型（1）的回归结果有力地支持了假设Ⅰ的假设，相对于非国有上市公司，国有上市公司更多地采用了公允价值计量；模型（2）的回归结果也表明Dumcon在5%水平上与Fvtoearn显著负相关，也对假设Ⅰ提供了强有力的支持；模型（1）、模型（2）的回归结果表明：Inth与Fvtoearn不存在任何相关性，否定了假设Ⅱ，这说明机构持股并未对上市公司公允价值的计量产生影响；模型（1）的回归结果显示：H1在1%水平上与Fvtoearn显著负相关，有力地支持了假设Ⅲ的假设，股权集中度对上市公司公允价值计量存在显著影响，且持股比例越大的股东所在上市公司越少采用公允价值计量；模型（2）的回归结果显示：H10在1%水平上与Fvtoearn显著负相关，也有力地支持了假设Ⅳ的假设，进一步说明了股权集中度对上市公司公允价值计量存在显著影响，就是股权越集中的上市公司对公允价值计量的运用越低。

同时我们关注到，从两个模型的回归结果来看，在公司规模（Asset）、盈利能力（Roe）、资产负债率（Lev）、公司成长性（Growth）等5个控制量中，公司规模（Asset）在回归模型（1）、模型（2）中都在5%水平上与Fvtoearn显著负相关；盈利能力（Roe）与公司成长性（Growth）在回归模型（1）、模型（2）都在1%水平上与Fvtoearn显著负相关。而资产负债率（Lev）在回归模型（1）、模型（2）都在5%水平上与Fvtoearn显著正相关。控制变量所反映出来的情况也是值得我们关注的。

四、研究结论与研究展望

1.研究结论。我国上市公司股权契约对公允价值计量的影响是客观存在的，股权结构、股权集中度等因为股权契约而产生的实际后果与公允价值计量都存在明显的负相关关系，这也说明了公允价值计量正确表达了契约信息。

2.研究展望。本文研究中没有考虑到股权性质与持股比例对公允价值计量的交叉影响，这也是本文的未来研究方向。为了研究完整性的需要，本文未来还需就“公允价值计量对股权契约形式的影响”进行实证研究。

（ 张瑞琛系博士、讲师；吴峰宇为高级会计师、MPAcc；王景斌为博士、高级会计师；均系财政部全国会计领军〔后备〕人才培训班学员）

参考文献

[1] 张瑞琛.公允价值计量与税收契约相关性的理论分析[J].南京：现代管理科学，2012（9）： 73-75.

股权结构的设计篇（2）

1、以英美为代表的单层董事会制下的审计委员会模式。英美国家上市公司的股权结构以分散性的中小股东持股为特征，公司治理的重点是保护中小股东的利益。因此，其公司治理的构架是：股东大会选择董事会，董事会结构中独立董事的数量足以对执行董事起到制衡作用，并由董事会聘任经理层，在董事会下再设置包括审计委员会在内的各专门委员会。在这种模式下，审计委员会是董事会下的一个专门委员会，审计委员会能在董事会的授权下，按公司董事会批准的工作章程和规定行使职能，代表董事会对公司管理当局、内部审计和外部审计进行监督，并对董事会负责。这种模式下审计委员会大多由独立董事组成，审计委员会的主席也由独立董事担任，较好地保持了审计委员会的独立性。并且审计委员会直接代表董事会行使职权，提高了工作效率。因此，审计委员会能较好地维护中小股东的利益，有利于完善上市公司治理。

2、以法德为代表的双层董事会制下的审计委员会模式。法德上市公司股权结构的特征是机构投资者持股比例较大，公司治理的重点是防止管理层“内部人控制”。这种模式下由股东大会和工会选举产生监督董事会（也称监事会），然后由监督董事会提名组成管理董事会，并对其进行监督。监督董事会对股东大会负责，审计委员会是监事董事会下的一个专门委员会，并直接对监督董事会负责，审计委员会对相对管理董事独立，与管理董事会是监督与被监督的关系，能较好发挥审计委员会对公司管理当局的监督作用。但审计委员会易受大股东的操纵，为维护大股东的利益，而损害中小股东的利益。

3、以日本、中国为代表的二元单层董事会下设立审计委员会的模式。由于日本的股权结构是之间相互持股（交叉持股）为特征，公司治理的目标是维护股东的利益。因此，在这种模式下，股东大会同时选择监事会和董事会，监事会、董事会同时对股东大会负责，监事会行使对董事会和经理层的监督职能，董事会负责执行职能。审计委员会是董事会下的一个专门委员会。这种模式由于监事会和董事会易被大股东控制，监事会和审计委员会往往是为了“装饰门面”，并且监事会和审计委员会的监督职能常常界定不清。我国上市公司的审计委员会模式也和日本相似。

西方国家上市公司在董事下设立审计委员会，审计委员会大多数成员由独立董事担任，并且审计委员会的主席由独立董事担任，较好地保持了审计委员会的独立性。审计委员会在监督独立审计师、内部审计、财务报表完整性；参与公司风险管理和内部控制；沟通内部审计师、外部审计师和管理当局等方面发挥了重要的作用，促进了上市公司治理的完善。

而日本、德国等国家的上市公司的董事会由大股东控制，在董事会下设置的审计委员会更多的代表大股东的利益，虽然在对管理层进行监督方面起到了一定作用，但对公司治理的完善作用甚微，往往成为公司“装饰门面”的招牌。

二、我国上市公司审计委员会的现状

中国证监会于2002年1月7日的《上市公司治理准则》明确规定，上市公司董事会可以按照股东大会的有关决议设立审计委员会，并明确规定审计委员会的主要职责是：（1）提议聘请或更换外部审计机构；（2）监督公司的内部审计制度及其实施；（3）负责内部审计与外部审计之间的沟通；（4）审核公司的财务信息及其披露；（5）审查公司的内部控制制度。这一规定的出台，虽然没有强制要求上市公司设立审计委员会，但上市公司出于“装饰门面”的需要，纷纷在董事会下设立了审计委员会。但是由于我国上市公司股权结构的特殊性，使得审计委员会的功能弱化。

我国上市公司的股权结构的特征是国有股、国有法人股和法人股的比例占65％以上，且不能流通，而占上市公司股权比例35％的流通股相当分散，机构投资者占的比例较少，形成非流通股股东的过分集中，而流通股股东的过度分散，导致上市公司的重大决策权由非流通股大股东掌握，即存在所谓的“一股独大”现象。这就意味着存在非流通股控股股东通过操纵公司的经营活动，侵害中小股东利益的可能性。“如果股权集中到能够克服所有权于控制权分离的程度，则公众持股公司的优越性将被抹杀，控股股东对股票市场的操纵以及其他伤害分散股东的可能性就会产生”（林毅夫等，1997），而且，由于非流通股股东和流通股股东的获利模式有很大的差别，因此，我国上市公司的非流通股大股东很容易通过控制股东大会，从而控制董事会掌握上市公司的重大决策权，从而掠夺中小股东的利益。我国上市公司的审计委员会是董事会下的一个专门委员会，并对董事会负责，因而，非流通股控股股东对审计委员会的成员有实质任免权，即大股东掌握了审计委员会的控制权。国外的审计委员会由独立董事担任，在一定程度上可以削弱大股东对审计委员会的控制力。但是我国上市公司董事会成员中独立董事的比例较低，很难对执行董事起到制衡作用，并且独立董事的选聘、报酬等需由大股东控制的股东大会通过，独立董事的独立性难于保证，既使审计委员会大多数成员由独立董事担任，也很难避免审计委员会成为大股东的工具。

我国上市公司股权结构中的另一个特征是国有股、国有法人股的产权管理体制没有完全理顺，上市公司国有股、国有法人股委托链过长，国有产权虚置，在“一股独大”的情况下，上市公司高级经理层实际控制了上市公司的重大决策权，即形成了“内部人控制”，内部人控制的形成在很大程度上削弱了股东大会和董事会对重大事项决策权的控制力度。另外，在我国很多上市公司中，董事长和总裁均由同一人担任，形成了董事会与管理层的重叠。显然，在董事长和总裁同为一人兼任的情况下，公司的董事长兼总裁在公司的决策控制与决策管理方面有相当的权力，再加上很多上市公司的国有产权虚置，股东大会也没有履行任免和管理董事会的职责，因此，董事长兼总经理在公司决策控制与决策管理方面的权力更是被放大。所以，公司治理结构中理想的决策控制与决策管理分立的条件不存在时，公司的监事会便有至关重要的作用。而我国上市公司的监事会又不能发挥必要的监督作用，主要体现在两个方面：首先，受因素的限制，监事会不拥有控制董事会的实际权力。一般而言，监事会在法律上只是被授予有限的监督权力，没有任命、罢免董事的权力，缺乏足够的制约董事行为的手段，其职权仅限于业务监督权，更多地具有职责、义务的要求，而缺少权力的含义。其次，监事会成员的人员构成决定监事会无法起到太大作用。监事会成员由股东代表和适当比例的公司员工组成，它们的专业胜任能力则非常有限，以用友软件为例。它的三位监事中两位是工科专业，一位是法律专业。他们或多或少与公司有利益关系，与经理层相比往往处于信息劣势，让他们进行财务监督则有点勉为其难。

因此，在上市公司“内部人控制”和审计委员会由非流通股大股东控制的情况下，希望审计委员会对“内部人”实行监督是不现实的。因此，在我国上市公司特殊的股权结构下，在董事会下设立审计委员会只是为了应对媒体和“装饰门面”的需要而已，审计委员会的功能大大稍弱。

三、完善我国上市公司股权结构，发挥审计委员会的作用

1、解决“股权分置”是发挥审计委员会在公司治理中的作用的前提

股权结构的设计篇（3）

上市公司股权结构的不同特征，导致各国上市公司的治理模式存在差异，从而影响上市公司审计委员会在公司治理中的地位和作用。根据各国上市公司股权结构和公司治理模式的不同特点，可以将上市公司审计委员会按在公司治理中的地位和作用不同分为以下几种模式。

1、以英美为代表的单层董事会制下的审计委员会模式。英美国家上市公司的股权结构以分散性的中小股东持股为特征，公司治理的重点是保护中小股东的利益。因此，其公司治理的构架是：股东大会选择董事会，董事会结构中独立董事的数量足以对执行董事起到制衡作用，并由董事会聘任经理层，在董事会下再设置包括审计委员会在内的各专门委员会。在这种模式下，审计委员会是董事会下的一个专门委员会，审计委员会能在董事会的授权下，按公司董事会批准的工作章程和规定行使职能，代表董事会对公司管理当局、内部审计和外部审计进行监督，并对董事会负责。这种模式下审计委员会大多由独立董事组成，审计委员会的主席也由独立董事担任，较好地保持了审计委员会的独立性。并且审计委员会直接代表董事会行使职权，提高了工作效率。因此，审计委员会能较好地维护中小股东的利益，有利于完善上市公司治理。

2、以法德为代表的双层董事会制下的审计委员会模式。法德上市公司股权结构的特征是机构投资者持股比例较大，公司治理的重点是防止管理层“内部人控制”。这种模式下由股东大会和工会选举产生监督董事会（也称监事会），然后由监督董事会提名组成管理董事会，并对其进行监督。监督董事会对股东大会负责，审计委员会是监事董事会下的一个专门委员会，并直接对监督董事会负责，审计委员会对相对管理董事独立，与管理董事会是监督与被监督的关系，能较好发挥审计委员会对公司管理当局的监督作用。但审计委员会易受大股东的操纵，为维护大股东的利益，而损害中小股东的利益。

3、以日本、中国为代表的二元单层董事会下设立审计委员会的模式。由于日本的股权结构是企业之间相互持股（交叉持股）为特征，公司治理的目标是维护股东的利益。因此，在这种模式下，股东大会同时选择监事会和董事会，监事会、董事会同时对股东大会负责，监事会行使对董事会和经理层的监督职能，董事会负责执行职能。审计委员会是董事会下的一个专门委员会。这种模式由于监事会和董事会易被大股东控制，监事会和审计委员会往往是为了“装饰门面”，并且监事会和审计委员会的监督职能常常界定不清。我国上市公司的审计委员会模式也和日本相似。

西方国家上市公司在董事下设立审计委员会，审计委员会大多数成员由独立董事担任，并且审计委员会的主席由独立董事担任，较好地保持了审计委员会的独立性。审计委员会在监督独立审计师、内部审计、财务报表完整性；参与公司风险管理和内部控制；沟通内部审计师、外部审计师和管理当局等方面发挥了重要的作用，促进了上市公司治理的完善。

而日本、德国等国家的上市公司的董事会由大股东控制，在董事会下设置的审计委员会更多的代表大股东的利益，虽然在对管理层进行监督方面起到了一定作用，但对公司治理的完善作用甚微，往往成为公司“装饰门面”的招牌。

二、我国上市公司审计委员会的现状分析

中国证监会于2002年1月7日的《上市公司治理准则》明确规定，上市公司董事会可以按照股东大会的有关决议设立审计委员会，并明确规定审计委员会的主要职责是：（1）提议聘请或更换外部审计机构；（2）监督公司的内部审计制度及其实施；（3）负责内部审计与外部审计之间的沟通；（4）审核公司的财务信息及其披露；（5）审查公司的内部控制制度。这一规定的出台，虽然没有强制要求上市公司设立审计委员会，但上市公司出于“装饰门面”的需要，纷纷在董事会下设立了审计委员会。但是由于我国上市公司股权结构的特殊性，使得审计委员会的功能弱化。

我国上市公司的股权结构的特征是国有股、国有法人股和社会法人股的比例占65％以上，且不能流通，而占上市公司股权比例35％的流通股相当分散，机构投资者占的比例较少，形成非流通股股东的过分集中，而流通股股东的过度分散，导致上市公司的重大决策权由非流通股大股东掌握，即存在所谓的“一股独大”现象。这就意味着存在非流通股控股股东通过操纵公司的经营活动，侵害中小股东利益的可能性。“如果股权集中到能够克服所有权于控制权分离问题的程度，则公众持股公司的优越性将被抹杀，控股股东对股票市场的操纵以及其他伤害分散股东的可能性就会产生”（林毅夫等，1997），而且，由于非流通股股东和流通股股东的获利模式有很大的差别，因此，我国上市公司的非流通股大股东很容易通过控制股东大会，从而控制董事会掌握上市公司的重大决策权，从而掠夺中小股东的利益。我国上市公司的审计委员会是董事会下的一个专门委员会，并对董事会负责，因而，非流通股控股股东对审计委员会的成员有实质任免权，即大股东掌握了审计委员会的控制权。国外的审计委员会由独立董事担任，在一定程度上可以削弱大股东对审计委员会的控制力。但是我国上市公司董事会成员中独立董事的比例较低，很难对执行董事起到制衡作用，并且独立董事的选聘、报酬等需由大股东控制的股东大会通过，独立董事的独立性难于保证，既使审计委员会大多数成员由独立董事担任，也很难避免审计委员会成为大股东的工具。

我国上市公司股权结构中的另一个特征是国有股、国有法人股的产权管理体制没有完全理顺，上市公司国有股、国有法人股委托链过长，国有产权虚置，在“一股独大”的情况下，上市公司高级经理层实际控制了上市公司的重大决策权，即形成了“内部人控制”，内部人控制的形成在很大程度上削弱了股东大会和董事会对重大事项决策权的控制力度。另外，在我国很多上市公司中，董事长和总裁均由同一人担任，形成了董事会与管理层的重叠。显然，在董事长和总裁同为一人兼任的情况下，公司的董事长兼总裁在公司的决策控制与决策管理方面有相当的权力，再加上很多上市公司的国有产权虚置，股东大会也没有履行任免和管理董事会的职责，因此，董事长兼总经理在公司决策控制与决策管理方面的权力更是被放大。所以，公司治理结构中理想的决策控制与决策管理分立的条件不存在时，公司的监事会便有至关重要的作用。而我国上市公司的监事会又不能发挥必要的监督作用，主要体现在两个方面：首先，受法律因素的限制，监事会不拥有控制董事会的实际权力。一般而言，监事会在法律上只是被授予有限的监督权力，没有任命、罢免董事的权力，缺乏足够的制约董事行为的手段，其职权仅限于业务监督权，更多地具有职责、义务的要求，而缺少权力的含义。其次，监事会成员的人员构成决定监事会无法起到太大作用。监事会成员由股东代表和适当比例的公司员工组成，它们的专业胜任能力则非常有限，以用友软件为例。它的三位监事中两位是工科专业，一位是法律专业。他们或多或少与公司有经济利益关系，与经理层相比往往处于信息劣势，让他们进行财务监督则有点勉为其难。

因此，在上市公司“内部人控制”和审计委员会由非流通股大股东控制的情况下，希望审计委员会对“内部人”实行监督是不现实的。因此，在我国上市公司特殊的股权结构下，在董事会下设立审计委员会只是为了应对媒体和“装饰门面”的需要而已，审计委员会的功能大大稍弱。

三、完善我国上市公司股权结构，发挥审计委员会的作用

1、解决“股权分置”是发挥审计委员会在公司治理中的作用的前提

股权结构的设计篇（4）

为了避免管理者的这种机会主义行为，股东需要对管理者采取有效的监督和激励措施以避免其做出损害公司价值的行为。对管理者的激励方式有很多种，薪酬激励和股权激励是上市公司中两种主要的高管激励方式。本文从薪酬激励和股权激励双重维度考察股权投资介入对企业高管激励的影响，提出以下理论模型随着股权投资对公司治理的不断介入，股权投资者在改善高管激励中的作用越来越明显。股权投资机构的进入可以从薪酬激励及股权激励两方面提升对公司高管的激励作用。薪酬机制作为上市公司治理的重要机制之一，直接揭示了股东与经理人之间的问题。合理的薪酬机制不仅可以促使经理人与股东的目标趋于一致，而且合理的薪酬机制可以降低成本，缓解股东与经理人之间的冲突，提高公司价值。因此，股东可以通过设计合理的薪酬政策给管理层以激励，从而使其能够选择并从事有利于股东财富提高的行为（Jensen，1990）。股权投资者作为相对独立、持有股份较高的积极股东，对公司高管层具有较强的监控能力，能更好地扮演委托人的角色通过薪酬结构参与公司治理以提高治理水平。王雪荣（2009）等认为，股权投资者通过薪酬结构参与公司治理，在提高公司治理水平同时，高管的薪酬水平也随之增加。毛磊（2012）的研究表明，股权投资者持股比例的提高会增加管理层的风险，薪酬水平的提高是对其风险的相应补偿，高机构持股比例往往伴随着高薪酬水平。因此，本文提出以下假设：假设1：股权投资机构持股比例越高，股权投资机构对高管的激励作用越明显。股权投资者可以通过与控股股东、公司高管谈判协商的方式直接作用于高层管理者的薪酬计划，也可以通过表决权、股东积极主义以及董事会席位影响高管层薪酬结构。股权投资机构在公司董事会中的“话语权”，使得投资机构有更大的动力和能力去激励公司高管以提升公司绩效。股权投资机构在公司董事会的席位都能帮助投资机构提升对公司高管的激励效用。因此，本文提出以下假设：假设2：股权投资机构占公司董事会席位比例越高，则股权投资机构对高管的激励作用越明显。此外，本文进一步从股权投资机构的背景、经验和是否采用联合投资等角度考察了不同的股权投资机构的特征对企业高管激励作用的影响，并根据笔者的观察提出如下假设：假设3：股权投资机构的经验越丰富，则股权投资机构对高管的激励作用越明显。假设4：不同背景的股权投资机构对高管激励的作用有所不同。假设5：联合投资能够增强股权投资机构对高管的激励作用。

（二）实证设计

1．变量选取

（1）因变量分别采用高管团队平均薪酬水平（Salary）、高管与普通员工的绝对薪酬差距（Gap）和高管团队持股比例（MTShare）三个变量来衡量高管激励中的薪酬水平、薪酬结构和薪酬业绩敏感性，其中高管与普通员工绝对薪酬差距的计算方法为：Gap＝［（高管总工资－独立董事总津贴）／（高管总人数－独立董事人数）］－（支付给员工工资和现金／员工总人数）

（2）关于PE特征的变量设计根据上述五个假设，分别设置了以下关于股权投资者特征的解释变量进行考察：股权投资者的持股比例（PEShare）、股权投资者在董事会所在比例（PEBoard）、股权投资者经验（Age）、股权投资者的背景（Background）、是否联合投资（Dummysydicate）。其中，本文将股权投资者的背景分为四类，分别设置虚拟变量为政府（Gov）、私人（Private）、外资（Foregin）以及混合背景（Mix）。

（3）控制变量我们首先控制了公司规模（Firmsize）和公司经营业绩（ROE）对高管薪酬的影响，一些研究揭示，公司规模代表了高管获取资源和谋取私利的能力，为了防范高管的道德风险行为，公司规模越大，高管获得的薪酬激励越强；同时，高管的薪酬收入也与公司本期的经营业绩正相关。其次，以董事长是否兼任CEO作为衡量公司治理水平的变量。最后，我们也控制了行业和地域等因素对高管薪酬的影响，以公司是否属于高新技术行业、以及公司地址是否在北京、上海、广州为虚拟变量。

二、实证结果及分析

（一）描述性统计

下面根据股权投资者的特征对高管的薪酬水平、高管与普通员工的薪酬差距以及高管持股比例作描述性统计外资背景的股权投资机构更加重视对公司高管的激励，在薪酬水平、薪酬差距以及股权激励方面都领先于其他背景的股权投资机构。PE持股比例越高，更倾向于对公司高管采取固定薪酬激励而不是股权激励，拉开高管与普通员工的薪酬差距达到激励高管的目的。同时，关于PE经验的统计结果也得出类似的结论，越有经验的PE更倾向于对公司高管采取薪酬激励而不是股权激励的形式。而是否采用联合投资则对股权投资与公司高管的激励效用没有太大的影响。

（二）回归结果从回归结果我们可以得出以下结论：

（1）PE持股比例对薪酬水平和薪酬差距有显著的正向影响，而对股权激励却有显著的负向影响。这说明PE持股比例越高，更加倾向于采用固定薪酬激励，通过提高高管的薪酬水平和拉开薪酬差距来实现激励目的，而不是给予高管股权激励。本文认为，由于国内的大量企业属于家族型企业，存在家族股东任职管理层的情况，通过增加管理层持股会导致家族股东股权的过度集中，从而影响股权投资机构的治理效果及公司绩效。因此，国内股权投资机构并不倾向于对高管人员的股权激励措施。同时，由于股权激励方式在我国的运用并不成熟，面对投资者与高管层之间的高度信息不对称，股权投资机构更倾向于选择薪酬激励而不是股权激励。

（2）政府背景的股权投资机构更倾向于通过提高高管薪酬水平进行激励，民营背景股权投资机构倾向于拉大高管与普通员工的薪酬差距进行激励，而外资背景的股权投资机构则倾向于采用股权激励方式。Leeetal（2008）研究证实高管与普通员工之间的薪酬差距比单纯的高管薪酬水平更能激励高管并提升公司业绩，从我们的观察也发现，民营背景的股权投资机构比政府背景的股权投资机构在高管激励方面更有效率，而另一方面国内股权投资机构与外资股权投资机构对于激励方式的倾向不同主要取决于双方对于股权价值目标的分歧，国内的股权投资机构更加强调对企业的股权控制。

（3）从控制变量的回归系数可以看出，大规模的公司倾向于采取薪酬激励，小规模的公司倾向于采取股权激励。一方面成本随着公司规模的扩大而不断增加，薪酬激励机制相对于股权激励可以更好地降低成本；另一方面小规模的公司营业收入并不高，无法提供足够的薪酬激励，但是公司的成长潜力却巨大，因此小规模公司采取股权激励更能提升对高管人员的激励效用。此外，高新技术企业相对于其他行业，信息更加不对称，容易造成成本的增加，因此，股权投资机构更倾向于采取薪酬激励而不是股权激励。对比本文的理论假设与上述回归结果可知，假设1和假设4得到验证，而假设2、3、5的回归结果则不太显著，但变量PEBoard和变量Age回归系数的符号基本与假设预期一致，而虚拟变量DummySydicate回归系数的符号则与假设预期相反，也就是说多个股权投资者的介入并没能够加强对公司高管的激励效应，相反起到削弱的作用。

股权结构的设计篇（5）

一、公司治理结构权力制衡问题

(一)结构失重的股东大会　国际经济与合作发展组织(OECD)在其制定的《公司治理原则》中，同时考虑了对各种利益相关者的权益保护，但仍然以股东权益保护为主。我国《上海证券交易所上市公司治理指南》中指出，上市公司治理的主要目标是：“保护股东的权利和利益，突现股东价值和长期投资回报最大化，增强投资者信心”。可见，我国公司目标主要是以股东价值最大化为出发点，这也是维护股东利益的前提。股东利益主要通过股东大会及其执行机构董事会来得以实现和保障。股东权益的保障程度取决于股权结构，股权结构是公司治理的核心问题。然而，在我国上市公司的股东大会中仍然存在着较大的问题。特别是股权结构不合理这一问题表现尤为明显。我国上市公司股权结构的基本特点是：股权集中度高；国有股比例过高；流通股比例小且分散。我国资本市场的发展是在特殊的环境下起步的，发展之初就将上市公司的股份分为流通股和非流通股。在上市公司的股本结构中，流通股份只占35％左右，而尚未流通的股份却达到65％左右。《2002上市公司董事会治理蓝皮书》对2002年之前披露年报的1135家A股上市公司的调查结果表明第一大股东平均股权比率为43．94％，而这些第一大股东80％以上是国家机构或国有法人，“一股独大”现象十分严重。根据上海证券交易所的统计，在截止2003年已披露年报的沪市734家上市公司中，2002年底第一大股东控股比例高于50％的有300家，占总数的40．9％；介于30％~50％之间的有241家，占总数的32．8％；734家上市公司第一大股东控股比例的算术平均数为44．3％；截止至2006年下半年，沪深股市上，流通股比例超过50％的上市公司只有185家，第一大股东持股比例没有超过25％的只有219家。上市公司法人治理结构不健全，造成控股股东侵占上市公司利益的情况普遍存在，60％～70％的上市公司都存在着大股东侵占上市公司款项的情况。由于大股东拥有的绝对控制权，使得企业的经营决策完全由大股东控制，而大股东会更多地考虑其本身的利益。另外，由于大股东的绝对控制地位，股东大会成为了实质上的“大股东会”，在企业的董事会中更多的是大股东的代表，小股东的利益得不到保证。其中，国有股“一股独大”，降低了控制权的竞争力，小股东既没有积极性也没有资源履行监督职能，形成国有股权“强势”，小股东利益受损的风险增大。

(二)受制于“内部人”的董事会　在我国上市公司中，存在着两种类型的“内部人控制”：在民营控股的上市公司，“内部人”是由大股东和高层经理人构成；在国有控股的上市公司，由于大股东缺位“内部人”实际上是高层经理人。这两种“内部人控制”具有明显差别，前者“内部人”控制损害的是中小股东的利益；后者损害的是中小股东或大股东(国家)或全体股东的利益(吴世农，2001)。“内部人”董事局限性明显在于：要让大股东或其人通盘考虑公司利益，实在是勉为其难的事，特别是在与其他利益相互矛盾时，必然会站在大股东的立场上(否则将被撤换)，在这种情况下所作的决策难保其公正性。尤其是在我国公司股权高度集中的条件下，公司董事会的运作通常被“内部人”或股东控制，而不是以集体利益为基础的。我国上市公司的控股股东依靠对董事会席位的绝对控制来影响、决定公司决策并保护自己的利益，董事会的独立性很低。尽管2001年证券监督委员会的《关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见》指出，上市公司董事会成员中应当包括至少三分之一独立董事，标志着我国上市公司独立董事制度开始正式实施。但从实践看，我国推进独立董事制度的效果并不明显，并且存在许多争议。 (三)监督职能弱化的监事会　按照刘立国和杜莹对我国发生财务舞弊上市公司的分析：发生财务舞弊的公司，除了其执行董事(或内部董事)在董事会中的比例更高外，往往有一个更大规模的监事会，实践表明，我国的监事会制度在抑制公司财务报告舞弊方面并没有发挥应有的作用。首先，监事会没有足够的权利，无法彻底履行其职责。在我国公司运作实践中存在着两个层次：一是股东大会、董事会、总经理管理层次线；二是股东大会、监事会、董事会和部门经理层次。按此种“两线平行”的公司治理结构，公司监督机制的重心――监事会实际上处于一种十分尴尬的地位，即下位权利或弱势权力监督上位权利或强势权利，这在实践中处于“二律背反”。如董事或经理人的行为损害了公司利益，监事只能要求其纠正。如果要求没有作用，监事可以提请召开临时股东会并将这些行为报告给股东会。股东可以决议解聘犯错误的董事或经理人，但召开临时股东会的决议也可能被拒绝，因为召集l临时股东会的权力掌握在董事会手中。另外，即使设立了监事会也是形同虚设，其作用得不到切实发挥的原因与其构成人员有关。我国《公司法》没有规定担任监事的积极能力资格，只要符合消极资格的要求就能成为监事，立法没有界定监事注意事项的具体内容，也没有督促监事尽职尽责的制约机制。由于监事会人员来自企业内部的代表比例相对过高，文化程度相对较低，其中专业审计人员多由公司内部的审计人员兼任。这样的人员结构一方面导致缺少监督者应有的独立性，另一方面也缺乏有效的监督技能，使得企业监事会代表股东对董事会进行监督的职能并没有实施，监事会也就存在虚设之嫌。

(四)初步建设阶段的审计委员会　审计委员会是实现董事会监督职能，保障董事会独立性的重要组织机构。虽然在我国还是处于起步阶段，但在美国等西方国家已有半个多世纪的历史。几乎所有的成熟市场和新兴市场均认为，上市公司至少要建立审计委员会，以保障公司财务的透明度。从已实行审计委员会制度的多数国家的情况来看，这一制度在克服“内部人控制”，保护中小股东利益方面，发挥了一定的积极作用，已有愈来愈多的国家将其作为改进公司治理的重要手段。我国相关法律、法规对于上市公司设立审计委员会持鼓励态度，但并未提出强制性要求。如2002年初证监会的《上市公司治理准则》第52条规定：“上市公司董事会可以按照股东大会的有关决议，设立战略、审计、提名、薪酬与考核等专门委员会。专门委员会的成员全部由董事组成，其中审计、提名、薪酬、考核委员会中独立董事应占多数并担任召集人，审计委员会中至少应有一名独立董事是会计专业人士。”在实践中审计委员会制度在我国上市公司中正逐步建立起来，据证券监督委员会的一份抽样调查显示，在被调查的171家上市公司中，已有20％左右的公司主动设立了审计委员会，而且独立董事在其中都占到半数以上。然而，我国相关法律、法规对监事会与审计委员会之间的关系协调问题均未做出明确的说明，仅有对两者各自职权的规定散见于不同的法规中。存在的问题是我国现行法规对监事会与审计委员会的职责规定存在相似甚至重叠的现象，而且监督机构的具体职能与其组织地位不相匹配，在已设立审计委员会的公司中，难免出现

各监督机构互相推诿或权力争夺的不协调局面，不利于其监督职责的有效发挥。

二、上市公司治理结构完善的对策建议

(一)完善上市公司股权结构　从长远来看，要根本解决上市公司治理问题还得取决于股权结构的根本改观，否则《公司法》关于股东大会、董事会、监事会、经理层分权制衡的治理结构安排就显得毫无意义。为了改善上市公司股权结构不合理，以及保护小股东的利益，应当建立有效的监控机制，具体可通过以下方面完善：一是，限制股东过度膨胀的控制权。所利用的基本原理要切实好权利的合理分配与相互制衡，即公司的股东大会、董事会、经理层这三级架构应该各行其职、相互制约，决策管理权应当真正归股东大会所有，避免权力在各方之间的不正当转移。为了防止控制权股东对其他参与人权力的侵占，就必须在三级架构的生产方式、权利义务、运作程序方面予以合理化、明确化。二是，规范控股股东的行为。控股股东应当在享有相应权利的同时，承担对等的义务责任。首先，控股股东应当明确其对上市公司及其他股东负有诚信的义务，控股股东对其所控股的上市公司，应严格依据法律来行使出资人的权利，不得利用资产重组等手段损害上市公司和其他股东的合法权益，不得利用其特殊地位谋取额外的利益。其次，上市公司的重大决策应当由股东大会和董事会依法做出，股东大会不得直接或间接干预公司的决策及依法展开的生产经营活动，损害公司及其他股东的权益。而控股股东对上市公司董事、监事候选人的提名应严格遵循法律、法规和公司章程规定的条件和程序。最后，控股股东与上市公司应实行人员、资产、财产分开，机构、业务独立，各自独立核算、独立承担责任和风险。三是，实行有效的补偿机制。我国《公司法》规定：“股东大会、董事会的决议违反法律、行政法规、侵犯股东合法权益的，股东有权向人民法院提起要求停止该违法行为和侵害行为的诉讼。”可见，对股东权益的保护，尤其是对小股东权益的保护，我国在法律方面并不存在有效的控制措施，而仅仅是有权要求停止违法行为和侵害行为，并不能得到相应的补偿。股东实施自己权利的主要方法是启用法律及管理程序反对经理层、董事会或大股东。当法律体系为小股东提供这种机制，使其有合理依据认定其权利受到侵犯时能够提讼，小额投资者的信心才会得到加强。

(二)改善上市公司董事会　为了改善我国上市公司董事会的现状，建议采取的措施包括：一是，鉴于我国上市公司董事会中存在严重的“一股独大”的内部人控制和“国有股股东缺位”的内部人控制现象，必须采取有效措施予以弱化，将“存续企业”改造为专供资本运营的控股公司，“存续企业”是国有企业改革的产物，实现与上市公司经营管理层的彻底分离，为克服“内部人控制”缺陷创造条件；加强董事会对高级经营管理人员的监督，在董事会中设立审计、薪酬、提名等专门委员会，充分发挥作用，强化对经营层的监控；给予高级经营管理人员足够的激励，综合运用职级晋升、在职消费、薪酬、股票期权等多种激励方式，实现对经理人员的有效激励；提高公司运营的透明度，加强内部审计、国家审计和社会审计，强化信息披露，规范关联交易；加强司务公开，充分发挥职代会和员工的民主监督权力。二是，提高董事会的地位。随着上市公司股权结构的渐趋多元化，赋予董事会更多的权力，使董事会成为公司的决策和监控中心，有利于上市公司建立起规范的公司董事结构，也是符合股东的根本利益的。公司治理水平的高低，很大程度上取决于公司董事会治理水平的优劣。由此可见，董事会在公司治理中应处于核心位置。因此，努力加强公司董事会制度建设是提高我国公司治理水平的关键。三是，加强董事会的独立性，有效地发挥独立董事的职能，提高独立董事的素质。独立董事的独立性一般是指在地位、利益与人格三方面独立于公司及经营者与大股东，其职能主要体现在全部或大部分由独立董事组成的公司专门委员会的职权上。董事会应当要求关键的委员会(审计委员会、薪酬委员会和提名委员会)仅由独立董事构成，并在必要时自由地聘用独立顾问，确保董事会独立性，有效发挥独立董事的职能。应当对独立董事任职的积极资格进行规定，具体包括资格股、自然人身份、年龄和其他条件的规定，以提高独立董事任职资格的门槛。

(三)改善上市公司监事会　有效运作监事会制度即监督董事，是改善上市公司治理结构的首要任务。首先，应当重视监事会制度的构建，监事会担负着公司内部控制的重任，是与董事会有着同等重要性的机构，应同构建董事会那样，用法律明确界定监事会的相关制度，减少监事制度受董事会控制的不利局面，发挥监事制度的监控作用。其次，为了增加监事会的独立性，可参考日本的外部监事制度设立外部监事。由于监督人必须独立于被监督人，因此可以引进外部监事作为强化监事会功能的一个突破口，因为监事会的监督是董事会的外部监督，机构的外部形式的人员之间的联系没有机构内的那样紧密，并且在从事具体权力时，以监事会集体的形式进行的监督，能克服一部分监事的偏见。于是，公司中就有了外部监事、中小股东监事、职工监事三种，它们的比例各占l／3为好，保持以上比例是保持独立的一个统计学上的临界点。最后，应当完善我国《公司法》中对监事会的立法规定，颁布补充规定或细则以实施监事会的职权。如赋予监事会聘请外部会计或者外部监督者的权利；规定监事会成员的专业方面的能力资格要求等。

(四)完善审计委员会与监事会的定位与分工　随着《萨班斯法案》的颁发，全球范围内掀起了审计委员会制度变革的热潮。改革后的审计委员会制度增加和强化了一些职能和要求，可划分为监督、复核、沟通和报告等方面。吴水澎等从监事会、审计委员会各自的层次和特点出发，对各自的职责提出了具体的设想，以在相互之间形成一种层次分明、分工明确而又相互合作的关系。如(表1)所示。

在具体实践中，审计委员会应当从管理层获得保证，这一保证是建立在管理层的自我评价基础上的，是就内部控制有效性所做的定期声明。审计委员会还应当从首席内部审计师获取独立的保证，该保证应采用发表意见及其他资料的形式。其后，审计委员会就可以依据这些资料来解释管理层声明的可靠性。这两项保证是内部控制监督程序的必要组成部分。保证的价值与保证所依据标准的质量成正比例关系。按照上述对我国上市公司治理结构的权力制衡问题的设想，笔者认为对于我国上市公司而言，有效的权力制衡结构示意图可以被描述为如(图1)所示。

作者简介：

股权结构的设计篇（6）

[中图分类号] F276.6 [文献标识码] A [文章编号] 1006-5024(2008)03-0156-03

[基金项目] 云南省教育厅科学研究基金项目“云南国有企业内部控制与公司治理关系的研究”(批准号：06J189F)

云南大学?川基金科研一般项目“市场经济的内在伦理机制研究”(批准号：07KT220)阶段成果之一

[作者简介] 郭太平，云南大学经济学院会计系硕士生，研究方向为公司治理与会计；

姜素萍，云南大学人文学院哲学系硕士生，研究方向为经济伦理；

李 明，云南大学公管学院行政管理专业硕士生，研究方向为政府治理。(云南 昆明 650091)

股权结构在公司治理结构中处于基础性地位，是对公司内部权力配置的直接反映；也是公司外部治理的前提条件。上市公司利润操纵一直是会计理论和实务中核心的问题。作为“经济人”的经理取得了事实上的控制权，控制了企业的会计信息系统，对会计政策的把握和选择以自身效用最大化为选择目标。经理的会计政策选择动机取决于公司股权结构对其会计政策选择的制约效果，所以，公司股权结构是产生会计政策选择的内在动因。

一、文献综述

Jensen和Meckling(1976)认为公司管理人员实际上拥有对公司的控制权和表决权，可能存在机会主义行为。但随着经理人员持股比例的增加，双方利益将会向趋同的方向发展，即内部人持股比例与公司价值存在相关关系。Gomes(2000)认为所有权集中度与公司价值之间存在着正向关系，较高的股权集中度表明了大股东愿意建立并维护不侵犯小股东权益的良好声誉。Shleifer和Vishny(1986)认为，一定的股权集中度才能使大股东有足够的激励去收集信息并有效监督管理层，从而避免了股权高度分散情况下的“搭便车”、“信息不对称”问题，因此，大股东对公司的控制有助于增加公司价值。

徐莉萍等(2006)在对大股东的性质作出清晰界定的基础上，考察了中国上市公司的股权集中度和股权制衡情况及其对公司经营绩效的影响。研究发现：股权集中度和经营绩效之间有着显著的正向线性关系，而且这种关系在不同性质的控股股东中都是存在的。于东智(2001)则通过对国有股与净资产收益率进行相关性分析，支持国有股比例与经营绩效正相关的观点。

流通股比例与公司经营绩效之间关系的研究也呈现不同的结论。谢军(2006)认为，第一大股东的治理动力随着其持股的增加而增大。无论控股股东的性质如何，股权越集中，大股东参与管理改善的动机和能力就越强；较高程度的集中控股是一个有效的公司治理结构。陈小悦和徐晓东(2001)认为，流通A股比例与企业绩效之间负相关；朱武祥、(2001)则认为流通A股比例对公司绩效没有显著影响。孙永祥、黄祖辉(1999)发现随着第一大股东持股比例的增加，托宾Q值先是上升，当第一股东持股比例达到50%后，托宾Q值开始下降。许小年和王燕(1997)、张红军(2000)认为股权集中程度越高，公司绩效越好。

可以看出，我国学者主要研究公司价值和股权结构的关系，且股权结构与公司绩效之间的关系并无明确一致的实证结果。对管理层如何通过会计政策选择操纵利润，影响公司价值的实证研究较少。通过实证研究公司股权结构与会计政策选择的关系，讨论公司股权结构对操纵性应计利润的影响，并提出改善公司股权结构以正确处理通过会计政策选择操纵利润的具体措施。

二、理论分析和研究假设

按照公司治理理论，股权结构是公司治理的基础，决定了管理层的利润操纵程度。公司股权结构的设计是保证和协调人行为和委托人目标的最大统一。现代企业中，管理当局完全控制了企业的会计信息系统，这有利于其通过会计政策选择，进行机会主义行为，影响公司治理效果。公司治理各相关利益主体就无法作出正确的决策。

股权结构是公司治理结构的基础和重要组成部分。国内学者普遍认为造成我国上市公司治理结构中内部人控制严重的原因，主要在于股权结构不合理，国有股一股独大。股权高度集中于控股股东的情况下，体现为管理层与控股股东对中小股东和债权人的双重侵害。

在股权集中的公司，经理层与股东之间有紧密的联系，股东对企业经营较为关注，并积极监督经理层。公司股权集中度过高，会形成一股独大，控股股东可能通过会计政策选择侵占中小股东利益。

提出假设1：公司股权集中度越高，会计政策选择的可能性越大。股权集中度与通过会计政策选择操纵应计利润绝对值之间正相关。

其次，股权所有人的身份会影响公司目标，例如政府控股公司一般会注重政治目标，法人控股公司一般更追求利润目标。公司最终控制人为国有控股，造成所有权虚位，管理层会为自身利益，利用会计政策选择操纵应计利润。

提出假设2：公司最终控制人为国有股东，通过会计政策选择操纵应计利润的可能性越大。

三、研究设计

(一)研究方法。国外最常用的盈余管理计量方法是应计利润分离法，即用回归模型将利润分离为非操纵应计利润和操纵性应计利润，并用操纵应计利润来衡量盈余管理的大小和程度。本文借鉴应计利润分离法，研究操纵性应计利润和内部公司治理的关系。

应计利润总额的计算方法有两种，现金流量表法和资产负债表法，Collins和Hribar(2002)发现采用资产负债表法估计盈余的应计成分存在难以准确分应计利润的问题，不如直接从现金流量表法计算出的应计利润准确。采用现金流量表法，计算操纵公司的操纵性应计利润。利用截面修正的Jones模型，分离出操纵性应计利润。因为主要是考察操纵性应计利润的程度和解释变量之间的关系，因此对于操纵性应计利润的方向不予以考虑，所以，将代表会计政策选择的操控性应计利润取绝对值。

建立如下多元回归方程：

|DAt| =β0+β1×STATE-HOLDt+β2×TOP1+β3×TOP2

+β4×TOP3+β5×LTOP1+β6×LTOP2+β7×LTOP3+εt

β0 为截距，β1～β7为系数，εt为残差量。

(二)数据收集。以2004-2005年深市和沪市上市公司为研究对象，来检验公司股权结构对管理当局对通过会计政策选择操纵应计利润的影响。公司财务数据、公司治理数据来源主要是CCER，同时参考中国证券监督委员会网站公布的上市公司年度报告，巨潮资讯网等网站，共选出上市公司1342家。Jones模型要求按行业分类，考虑到我国制造业上市公司比例较大，所以选取制造业上市公司数据为研究样本。首先通过EXCEL整理数据，筛选出制造业，通过散点图，剔除异常数据，根据研究需要，剔除指标不全数据，共选出608家上市公司为本研究样本，采用EVIEWS3.1软件进行回归分析。

四、实证结果与解释

(一)根据数据统计分析，计算出描述性统计指标见表2

从上看出：研究样本公司的操纵应计不为0，说明其存在利润操纵。各解释变量的最大值、最小值差异较大，考虑到数据的完整性，并未剔除。

(二)2005年操纵性应计与股权结构回归结果

从表3可以看出，对模型进行回归的F值较大，说明模型的整体显著性较高，从调整后的R2的数值看出模型整体拟合度较好。本文的解释变量均对操控性应计绝对值产生显著影响。

我国的公司股权结构对限制任意操纵应计利润产生了制约。企业的国有控股、第一大股东持股比例、第二大股东持股比例、第一大流通股东持股比例、第二大流通股东持股比例与预期的利润操纵负相关，且统计意义显著。

五、研究结论和对策建议

通过实证检验，验证了操控性应计利润绝对值的大小与公司股权结构之间的相关关系的假设。得出如下结论：操纵利润和公司股权结构存在显著的相关性；国有控股、第一大股东持股比例、第二大股东持股比例、第一大流通股东持股比例、第二大流通股东持股比例与操纵性应计利润负相关。这说明国有集团公司持股的公司冲突较为缓和，大股东操纵信息的动机较小。企业在对盈余进行管理时，确实考虑了对企业契约各方的影响，力图降低成本，受到公司治理结构的制约与影响。我国的大股东对通过会计政策选择进行利润操纵起到了制约作用，这也与国外的研究相似，处于绝对控股的大股东对公司治理发挥了积极作用，一定程度上限制了内部人控制。

本文的研究仅局限于制造业，将来扩展到别的行业是进一步深入研究的方向。

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[10]毕晓方，周晓苏.公司治理因素对企业操控性应计项目的影响――从企业契约观和信号假说出发[J].财贸研究，2006，(4).

[11]刘斌，胡媛.组合会计政策选择的契约动因研究[J].财贸研究，2006，(2).

[12]Shleifer Andrei and Robert W.Vishny.1997.A survey of Corporate Governance. Journal of Finance，52.

[13]Jones.J..Earnings Management During Import Relief Investigation[J].Journal of Accounting Research，1991，29.

[14]Bos，A.D.，and H.，Donker.2004.Monitoring Account-ing Changes；empirical evidence from the Netherlands.Corporate Governance，V12(1).

股权结构的设计篇（7）

一、引言

国外学者对股权结构与经营绩效等问题进行了许多研究，积累了丰富的研究成果。[1]针对二者关系，主要有以下一些观点：

（一）股权结构和经营绩效没有关系

Holderness和Sheehan（1988）通过采用托宾Q值与会计利润率将绝对控股股东的上市公司与股权非常分散的上市公司业绩进行比较，发现企业之间业绩没有显著差别，由此认为公司股权结构与公司绩效之间无相关关系。[2]Demsetz（1983）、Gedajlovic and Shapiro（1998）、朱武祥和张帆（2001）的研究也得出了类似的结论。

（二）股权结构与经营绩效存在相关关系

不同的股权集中程度、股权性质、股权制衡度对经营绩效有正向或反向或U型或其他关系。Burkartetal（1997）和Nieosia（1998）等学者认为股权集中度与经营绩效负相关。Vishny认为一定的股权集中度是必要的。贺家铁、陈春晖通过分析认为大股东的存在有利于提高上市公司经营业绩，但一股独大与之负相关。[3]

二、上市商业银行股权结构与经营绩效关系实证研究

（一）选择样本

本文选取了17家经营绩效良好，资产规模较大的上市商业银行进行实证研究。数据来源于银行年报。

（二）选择变量

1.被解释变量：衡量公司绩效的因素是多方面的，对公司绩效的考评应该是全方位的，用一个（一类）指标是不够全面的。[4]本文选取了每股收益、总资产收益率、总资产周转率、存贷比率、资本充足率、核心资本充足率、不良贷款比率、存款增长率、贷款增长率以及净利润增长率十个指标，数据区间为2010～2012年3年，通过采取倒数的方法将逆向指标正向化。

（1）KMO和Bartlett检验。KMO值为0.546，大于0.5，适合因子分析法。Bartlett球形检验显示显著性为0.000，小于0.05，表明本例中矩阵并不是单位矩阵，故用因子分析法是合理的。

表1 KMO和Bartlett的检验

（2）因子个数的确定。运用SPSS20.0软件，得出因子的方差贡献率。根据特征值大于1和累计贡献率大于80%的原则，[5]本文选取三个主成分作为初始因子。累计方差贡献率为82.156%。

（3）解释提取的因子。命名三个因子。采取方差最大法。总资产周转率在第一个因子上有较高载荷，命名为流动性因子。每股收益、总资产收益率、存款增长率，净利润增长率在第二个因子上有较高载荷，命名为收益——发展因子。资本充足率和核心资本充足率在第三个因子上有较高的载荷，命名为安全性因子。

（4）计算因子得分。根据SPSS20.0输出的得分系数矩阵，计算综合因子得分，见表2。

表2 经营绩效综合得分

2.解释变量：本文选取第一大股东持股比例、前五大股东持股比例、前十大股东持股比例、前十大股东持股比例平方和、第二大股东对第一大股东的制衡度。银行年末总资产的自然对数和资产负债率作为控制变量。

（三）提出假设

针对理论研究结果，本文提出以下假设：

假设1：第一大股东的持股例与商业银行绩效负相关。

假设2：前五大股东持股比例与商业银行绩效负相关。

假设3：前十大股东的持股比例与商业银行绩效正相关。

假设4：前十大股东持股比例的平方和与商业银行绩效正相关。

假设5：第二大股东对第一大股东的制衡度与商业银行经营绩效正相关。

三、实证研究结果分析

本文采用普通最小二乘法对银行绩效与各个解释变量进行回归拟和，并采用T检验和F检验来确定其相关显著性。[6]资产规模和资本结构作为控制变量，回归方程为：

F=C+aTOP1+bTOP5+cTOP10+dH10+eCR21+ε

其中，F代表商业银行经营绩效，TOP1代表第一大股东持股比例，TOP5代表前五大股东持股比例，TOP10代表前十大股东持股比例，H10代表前十大股东持股比例的平方和，CR21代表第二大股东对第一大股东的制衡。回归结果见表3。

表3 回归分析结果

根据回归结果分析股权结构与经营绩效的关系。

（一）第一大股东持股比例的回归系数为-0.01819

通过了T检验，在5%的水平下显著。实证结果证明假设1成立。

（二）前五大股东持股比例的回归系数为0.006678

没有通过T检验和F检验，因此无法得出前五大股东持股比例与商业银行经营绩效的关系，假设2不成立。

（三）前十大股东持股比例的回归系数为0.00624

通过了T检验，在5%的水平下显著。实证结果证明假设3成立。

（四）前十大股东持股比例平方和的回归系数为0.021048

通过了T检验，实证结果证明假设4成立。

（五）第二大股东与第一大股东持股比例之比的回归系数为0.685129

通过了T检验，在5%的水平下显著。实证结果证明假设5成立。

四、优化股权结构，提高经营绩效的对策及建议

影响商业银行经营绩效因素很多，如公司治理、发展方针、风险管理能力等都会对银行的经营绩效产生影响。[7]本文依据结论进行分析，提出一些对策及建议：

（一）减少第一大股东持股比例

目前我国处于市场经济快速发展的阶段，资本市场还不完善，一股独大，容易出现大股东为了自身利益侵害小股东利益的现象，不利于经营绩效的提高，所以要降低第一大股东的持股比例，提高经营绩效。

（二）支持相对集中的股权结构

我国法律制度尚不健全，市场机制不甚完善，没有有效的保护投资者的制度，就发展现状而言，股权过度分散的结构并不十分有利，少数股东控制股权，可以优化资源配置，因此要支持相对集中的股权结构。

（三）形成有效的股权制衡

没有完善的保护投资者制度的前提下，少数股东持股达到一定的比例，任何大股东都不能单独做出对公司有重大影响的决策。对大股东形成有效牵制，促使上市公司做出公平合理有效的企业决策，有利于经营绩效的提高。

参考文献

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[2]STULZ，R.Managerial Control of Voting Rights： Finaneing Polieies and the Marker for CorPorat eControl[J].Journal of Finaneial Eeonomies，1998（20）： 25-54.

[3]贺家铁，陈春晖.上市公司股权结构高管层激励组合与公司绩效的实证研究[J].湖南大学学报（社科版），2005（11）.

[4]徐炜，胡道勇.股权结构与公司绩效[J].南京师范大学学报（社科版），2006（01）.

[5]黄海，罗友丰.SPSSll.0 for windows统计分析[M].北京：北京人民邮电出版社，2001.

股权结构的设计篇（8）

股利政策不但是公司利润分配的主要内容，而且非现金股利分配还与筹资活动紧密相关，股利政策的最终选择是既有公司治理结构下利益相关者博弈的结果。随着股改逐步推进，中国上市公司股权结构中股权流通性和股权集中度发生了很大的变化，而这些变化使得很多原有研究成果的假设前提不能得到满足。本文试图通过股权分置改革后的数据验证股权结构对现金股利政策的影响。

一、文献综述

(一)国外文献基于国外公司样本的研究成果大多表明，股权集中度与股利支付率负相关。Dewenter和Warther(1998)对美国和日本企业的股利政策做了对比后发现，股权结构较集中的日本公司现金股利支付水平低于股权结构集中度较低的美国公司。Rozeff(1982)发现，现金股利支付比例与公司股权集中度负相关，而且公司股权越分散，股利支付比例越高。La Porta等(2000)将股利的模型分为结果模型和替代模型两类。结果模型表明：股利政策是内部股东与外部小股东之间冲突的结果，对于那些小股东权利保护弱的国家，内部大股东与外部小股东之间的问题更加严重，企业的股利支付率低于投资者保护强的国家。替代模型认为：较高的股利支付可以起到缓和内部股东与外部小股东之间冲突的作用。Mancinelli和Ozkan(2006)实证结果表明，股利支付率随着大股东控制权的提升而降低，大股东之间的联盟使得非控制性大股东的监督力度有限。

(二)国内文献基于国内公司样本的研究成果大多表明，股权集中度与现金股利支付率正相关。原红旗(2001)对深圳证券交易所1994年至1997年除金融概念股外的上市公司股利分配方案分年度进行了横截面分析，发现控股(大)股东存在从上市公司转移现金的动机，控股比例越高，以现金股利转移资金的可能性越大。余明桂、夏新平(2004)通过对中国732家上市公司1998年至2002年的股利分配数据进行实证分析，结果发现有控股股东的企业，其股利支付率显著高于没有控股股东的企业。胡国柳、黄景贵(2005)证明在中国上市公司中存在大股东与管理者共谋(内部股东)，对外部股东实施侵占的情形，股权集中度与企业现金股利支付率之间存在显著的正相关关系。唐跃军、谢仍明(2006)以及唐清泉、罗党论(2006)证明第一大股东持股比例与现金股利呈明显的正相关关系，我国上市公司第一大股东(控股股东)偏好现金股利的“隧道效应”。李小军等(2008)认为中小股东持股比例越高，其监督作用就越强，公司发放的现金股利就越平稳。

二、研究设计

(一)研究假设委托理论认为，在公司股权结构和控制权相对分散的公司，内部人与外部投资者的成本相对较高，稳定而较高的现金股利是有效降低公司成本的手段。同时分派现金股利能够减少管理层可自由支配的现金流量，从而减少潜在的过度投资，缓解公司的成本。因此，在股权结构和控制权相对集中的公司，由于股权结构和控制权相对集中在少数大股东手中，控股股东有能力和动机监督管理层，股东与管理层之间的成本相对较低，缺乏发放较高现金股利的动机。在中国，存在两类成本：一是股东与管理层之间的成本；二是控股(大)股东与中小股东之间的成本。对于第一类问题，本文不做研究。对于第二类问题，是在我国上市公司中存在的较为普遍的现象，本文研究的重点是股权结构对现金股利政策的影响。股权分置改革后非流通股(控股，大)股东向流通股股东支付股份对价取得流通权，按照CSMAR的统计，截止2008年末，以股份作为对价取得流通权的公司，向流通股股东支付股份对价比例的算术平均数为0.2924，这表明股权分置改革使得中国上市公司的股权集中度有所下降，但是下降程度并不高，还不能对现金股利政策产生转折性重大的影响，所以提出假设：

假设1：股权集中度越高的上市公司。越倾向于分配现金股利

假设2：在采用现金股利分配方式时。股权集中度越高的上市公司。现金股利支付水平越高

控股(大)股东对上市公司的控制权越大，通过关联交易从上市公司转移资金的能力也就越大，上市公司通过发放相对稳定的现金股利来降低成本的动机就越小。马曙光等(2005年)研究发现现金股利和资金侵占同是大股东实现其股权价值最大化的手段，二者具有可替代性。而持股比例越高，股东在政策制定过程中与其他持股比例相对较低的股东的对抗能力更强。因此，虽然针对公司整体股权结构来说，集中度越高则越倾向于进行高现金分配，但具体到单个大股东，则是持股比例越高其对现金股利的偏好越低。从趋势上看，股权越分散，随着其他大股东影响力的上升，公司决策会逐渐表现其他大股东甚至其他中小股东的意志，此时非现金股利分配比例越大。因此，提出假设：

假设3：在采用现金股利分配方式时。第一大股东控制权越高越倾向于较低水平的现金股利

(二)样本选取和数据来源本文选取了2007年至2008年的A股上市公司来研究其现金股利政策，剔除了在2005年以后上市的公司，2006年至2008年度因违规被监管机构处罚，处罚类型为被立案调查、警告、处以罚款或者取消其证券业务许可，并责令关闭的公司；发生重大并购重组事项的公司予以剔除，包括资产并购和股权并购，剔除标准为交易总金额与样本公司资产总额之比大于等于30％；剔除了净资产或者未分配利润小于等于零的公司、ST公司、净资产收益率为负数的以及数据不全的样本后获得样本公司为2007年795个。2008年772个，合计得到1567个样本。本文的各项数据来自CSMAR数据库，并经整理得到。

三、实证结果分析

(一)股权结构对分配方式的影响分析现行我国上市公司的利润分配方式主要包括现金股利、送股、转增、配股。但只有现金股利和送股是真正意义上的对利润进行的分配，因此本文将分配方式分为不分配(包括分配方式为只转增的样本)、分配现金股利、分配股票股利、既分配现金股利又分配股票股利四种。股权结构与股利分配方式的描述性统计及指标说明见(表1)、(表2)。统计结果分析：(1)从JZ与S指标看。在全部的1567个样本中，分配现金股利的897个样本的4个股权集中指标Jz以及4个H指数的均值是这四种分配方式中最高的，说明股权集中度越高，公司越倾向于现金股利分配方式。验证了假设1。(2)从Z指数可以判断第一大股东对公司的控制程度，从统计数据可以看出，不分配不转增或只转增的情况下，该指标均值高于其他分配方式，因而表明第一大股东控制权越高，越倾向于不进行利润分配。(3)从Z指数和S指数可以看出，在既

分配现金股利又送股的方式下，Z指数均值为最小而S指数均值达到最大，说明在第一大股东控制权较低而其他大股东持股比例增加时，除第一大股东外的其他大股东对公司影响力增强，此时的分配方式倾向于同时分配现金股利与股票股利的方式。从趋势上看，股权越分散，非现金股利分配比例越大。

(二)股权结构对现金股利分配水平的影响分析在上述数据分析的基础上本文进一步建立回归模型来研究当公司分配现金股利时，股权结构对现金股利支付率是否有显著影响。从共计1567个样本中选取分配方式为分配现金股利的样本，共计887个，并剔除了部分数据不全以及指标异常的样本后得到685个样本。

(1)多重共线性分析

本文选取的变量如(表3)所示。在测度股权结构时采用了多项指标，包括反映前几大股东持股比例和的指标JZ1、JZ2、JZ3、JZ4，以平方方式反映股权集中程度的H指数H、H3、H5、H1，以及反映第一大股东控制权的M指标。变量的相关系数矩阵如(表4)。从相关系数矩阵可以看出JZ1、JZ2、JZ3、JZ4与H、H3、H5、H102；间相关程度很高，若同时引入模型将产生严重的多重共线性，同时可以发现H10与H、H3、H5的相关程度非常高，与JZ1、JZ2、JZ3、JZ4的相关程度也是变量中最高的，因此在模型设计时选择变量H10可以获得比较好的代表性。变量M与其他指标的相关程度较低。将其选人模型中。考虑到除上述股权结构的影响之外，现金股利的分配还会受到盈利能力、现金充裕情况、公司规模等因素的影响，结合现有相关文献，本文还选取了以下三个指标作为控制变量：SY为净资产收益率；CR为现金流量比率；RV为主营业务收入。

(2)回归分析

为了分析股权结构对现金股利分配水平的影响，本文拟采用如下多元线性回归模型：CD=C+β1Z+β2S+β3H10+β4LT+λ1SY+λ2CR+λ3RB+ε。采用最小二乘估计得回归结果如(表5)所示。模型的R-squared为0.3252，Adjusted R-squared为0.32019，模型拟合程度较好；F-statistic为65.4326，超过0.01水平上的临界值3.32，说明解释变量总体与应变量存在显著的线性关系；Durbin-Watson stat为2.0898，表明模型不存在自相关，模型设定良好。但此时还不能根据回归结果得出结论，因为模型虽然排除了多重共线性和自相关的影响，但还可能存在异方差。采用White检验对模型进行异方差检验得到如(表6)所示。可见，F值和R-squared均超过了临界值，表明模型中存在着严重的异方差，因此采用加权最小二乘法来消除异方差对模型参数估计的影响。将权重设置为Weighting Series：RESID^(-1/2)进行最小二乘估计的结果见(表7)。可以发现模型的R-squared为0.9998，Adjusted R-squared为0.9998，F-statistic为72044.5741，参数均通过了5％水平的显著性检验，说明模型拟合程度很好，解释变量总体与应变量存在显著的线性关系，单个解释变量也对应变量产生显著影响。H10的意义在于体现多个大股东联合对公司的控制能力。H10的回归系数为0.1874，表明股权集中程度越高，在分配现金股利时越倾向于分配更高水平的现金股利。而由H10的经济意义可知该股权集中度指标为前10大股东持股比例平方和，说明在股权集中度较高的公司中大股东力量的联合能够显著的导致公司分配更高水平的现金股利。验证了假设2，在采用现金股利分配方式时，股权集中度越高的上市公司，现金股利支付水平越高。M指标体现了第一大股东对公司的控制力，M的回归系数为负，表明第一大股东控制权越高越倾向于较低水平的现金股利。进一步验证了控股的第一大股东并非高现金股利的偏好者，其原因可能是因为现金股利分配具有一定程度的利益均沾，高额派现会导致现金流外部化，而大股东可以通过其他方式实现自身利益，如关联交易。作为第一大股东其在政策制定过程中与其他持股比例相对较低的股东的对抗能力更强，因此，第一大股东的控制权能够显著影响现金股利的分配水平。回归结果验证了假设3，在采用现金股利分配方式时，第一大股东控制权越高越倾向于较低水平的现金股利。但M的回归系数较小，仅为0.00168，表明虽然第一大股东能够显著影响现金股利的分配水平，但由于股利分配是一种集体决策行为，第一大股东能够产生的影响是有限的。

四、结论及建议

股权结构的设计篇（9）

一、引言

审计作为上市公司外部治理机制的重要组成部分，通常投资者会根据会计师事务所对上市公司出具的审计意见来判断投资风险，进行投资决策。因此，注册会计师审计的独立性与审计质量一直是学者们关注的热点问题。然而审计收费的标准确定的合理与否，会对审计的独立性与质量产生影，因此有必要对审计收费的影因素进行全面分析。国外关于审计收费问题的研究已经有将近30年的历史。其中，Simunic最早运用多元线性回归模型对可能影审计收费的十大因素进行了考察，发现资产规模、控股子公司数目、行业类型、资产负债率等都是影审计收费的重要因素。相对而言，由于数据缺乏，国内关于审计收费的影因素的研究起步比较晚。自2001年中国证监会了《公开发行证券的公司信息披露规范问答第6号――支付会计师事务所报酬及其披露》，这才意味着广大的信息使用者可以通过上市公司公开披露的信息获得注册会计师为其提供审计及相关服务收费的信息，为学者的研究提供了充分的数据来源。刘斌（2003）利用Simunic模型对中国的上市公司审计收费进行了实证分析，研究发现上市公司规模、经济业务的复杂程度以及上市公司所在地是影我国上市公司审计收费的主要因素。目前已有的研究表明影审计收费的因素有两个方面：一是会计师事务所层面（如事务所规模、审计师变更、审计任期等）；二是上市公司层面，除了一般的财务数据外（如资产规模、应收账款比例、存货比例、资产负债率等），主要集中于公司内部治理结构（如董事会特征、审计委员会特征等）。但是，这些研究很少涉及股权治理结构对审计收费的影问题。众所周知，有效的公司治理结构能够对公司经营者行为构成一定的制约作用，减少其为自己的利益而进行的会计操纵，从而增加财务报告的可信性。然而，股权结构是公司治理结构的重要内容之一，并且完善有效的股权治理结构能够降低注册会计师承担的审计风险，进而对审计收费定价产生影。因此，本文主要研究股权结构（是否存在制衡股东、最终控制人性质、股权制衡度）对审计收费的影。

二、文献综述

（一）国外文献

公司治理结构包括很多组成部分，如董事会结构，监事会结构，审计委员会的组成，股权结构等等都是公司治理结构建设的重要内容。关于公司治理结构对审计收费的影，国外学者大多数都是从公司治理结构的成分出发研究其对注册会计师独立审计收费的影，然而，研究的结果并未达成一致。Ferdinand A．Gul（1998）研究发现独立董事比例与审计收费之间存在负相关关系，认为独立董事人数在董事会中越多，则董事会独立性越强，审计师作出的风险评估水平越低，相应收取了较低的审计费用。Llein（1998）发现，独立于CEO的董事会更能对财务报告过程提供有效的监督；两者职务合一降低了董事会的监督效果，其控制风险较高，审计师会高估控制风险水平，实施了更多的审计程序，从而提高了审计收费标准。Abbott等（2003）利用美国2001年非管制行业的上市公司作为研究对象，在控制了审计收费的的一般影因素（公司规模、经济业务的复杂程度、事务所特征等）的基础上研究了审计委员会人员构成、是否有财务专家、一年内开会的次数对审计收费的影，结果发现，完全由独立董事构成，且至少有一位财务专家的审计委员会对审计费用有显著的（正）影，即增加了审计收费，而审计委员会一年内开会的次数对审计费用不具有显著作用。与此相反，Xie（2003）研究发现审计委员会中外部独立董事所占比例越高、至少拥有一名财务专家或公司明确规定审计委员会对财务报告与外部审计的监督权时，公司进行激进型盈余管理的可能性降低。该研究说明，审计委员会在一定程度上降低了公司盈余作的可能性，从而降低了审计风险，最终降低了审计收费。

（二）国内文献

我国李补喜和王平心（2006）发现独立董事比例与审计收费显著负相关，这与国外的研究结果一致。蔡吉甫（2007）的研究结果显示，相对于非国有控股上市公司而言，会计师事务所对国有控股上市公司收取了较高的审计费用，且大股东持股比例与审计收费呈现出正U型的非线性关系。而郭梦岚（2009）利用沪深两市上市公司2007年数据作为研究样本却发现，国有控股公司的审计收费要低于非国有控股公司的审计费用。另外郭梦岚还初步尝试检验了股权制衡度对审计收费的影，发现两者之间不存在相关关系，但研究中并没有区分上市公司是否存在股权制衡，而是对所有样本进行股权制衡的检验，因此该结论需要进一步的论证。高明明、高莹（2008）利用我国沪深两市A股上市公司数据，采用将解释变量逐一代入的方法，研究股权结构审计收费关系。研究表明，股权集中度在10％水平上与审计收费显著正相关。这与蔡吉甫（2007）的研究结果不同。

综上所述，关于公司治理对审计收费的影还没有形成一致的结论，而且很少有学者从股权结果的角度去研究审计收费问题。因此，本文在已有研究的基础上，运用我国上市公司数据，对公司股权结构（是否存在制衡股东、最终控制人性质、股权制衡度）与审计费用的关系进行实证研究。

三、研究设计

（一）研究假设

本文从股权制衡、最终控制人性质与审计费用的关系提出研究假设如下：

（1）股权制衡与审计收费。根据股权结构的理论，从整个企业界来看，可以把股权结构归纳为三种类型：一是股权高度集中，公司存在一个绝对控股股东；二是股权高度分散；三是股权相对集中，公司存在一个相对控股股东，同时还有其他大股东，即存在制衡股东。依据理论，由于公司两权分离，股东需要对管理层进行监督。但是，鉴于监督成本的不可分摊性和监督收益按持股比例的均分性，导致中小股东在收益与成本的权衡之下很少有动机实施监督行为。然而，大股东因持股比例较高使其具有较强的动机监督管理者的行为。因此，大股东的存在有助于提高公司治理的效率。但与此同时，大股东的存在会造成大股东与中小股东之间的利益冲突。当大股东对公司具有绝对控制权时，他可以操纵管理层，通过提供虚假的财务报表，牺牲中小股东的利益，对公司财富进行掏空。控股股东谋取私利的一个重要方面是操纵公司盈余以最大化自身的利益，从而导致会计信息质量的降低，信息不对称程度的提高。这样，就会降低公司财务报告信息的真实性与透明度，从而加大注册会计师的审计风险。然而，制衡股东的存在使得在股东层面，由于不存在绝对权力，公司控制权由少数几个大股东分享，任何一个大股东都无法单独控制企业的决策，重大决策要股东一致通过，所以大股东就没有机会通过损害其他股东获利，只能转而通过采取更有效的经营措施，获得更多的利润与所有股东共同分享，股东的权力受到制约和监督。再者，股东间的制约使得对董事会的权力、行为的有效监督和约束得到落实，这样就可以降低外部独立审计师的风险，进而降低审计费用。因此提出假设：

H1：存在制衡股东的上市公司的审计收费低于没有制衡股东的上市公司（其中第二大股东的持股比例达到了10%就证明上市公司存在制衡股东）

（2）最终控制人性质（国有、非国有）与审计收费。当前，在我国上市公司中采用的股权制衡机制的设计并不能完全有效地解决我国上市公司中的公司治理问题，需要引入新的利益相关方，打破股权制衡结构中的股东同质性。对符合股权制衡基本特征的公司，还需要考察其最终控制人信息和前十大股东间的关联关系信息，避免形式上符合股权制衡但实质是一股独大的情况。国有股权为政府所拥有，政府的目标在于社会利益最大化，而非国有控股股东的目标则在于自身的利益最大化。在股权分置改革后，因为其相应的利益所得直接归属于其自身，非国有控股股东更有动机来操纵上市公司盈余（Ding、Zhang and Zhang，2007；雷光勇和刘慧龙，2006），从而加大了注册会计师审计的风险；另一方面，国有控股公司往往承担着更大的社会责任和政治成本，其盈余管理行为受到一定的限制。因此，审计师花费的审计成本和收取的风险溢价更低。并且，政府控制的上市公司通常与政府之间存在较强的政治关联，寻租能力较强，这不仅决定审计师的审计风险会较低，而且决定其在与审计师协商审计定价时的议价能力也更强。

H2：最终控制人性质是国有的上市公司， 其审计费用低于最终控制人性质是非国有的上市公司

（二）样本选取

本文以我国上市公司A股2009年的审计收费数据作为研究样本，对股权结构与审计收费的关系进行实证研究。为了保证数据的有效性，本文依据以下标准对原始数据进行了筛选：剔除公司第一大股东持股比例小于10%的公司数据（这样公司被认为不存在制衡股东）；剔除金融行业的上市公司数据；剔除年报中披露的审计费用包括差旅费半年度审计费用以及其他专项审计费用的公司数据；剔除数据披露不全的公司，最后得到有效样本公司1003家。

（三）模型建立与变量定义

依据前面的理论分析，以Suminic关于审计收费影因素的模型为基础，构建了如下回归模型对研究假设进行实证检验：LnAF=β0+β1 ZH +β2KZ +β3 EI +β4LnAsset +β5SqSubs +β6Inratio +β7Reratio +β8DE +β9YL +β10SWS+ε

其中，β0表示截距项，β1，…，β10表示回归系数，ε为随机误差项。模型中的各变量说明如下：（1）被解释变量：审计收费。LnAF为年报审计费用的自然对数。（2）解释变量。解释变量包括：KZ：哑铃变量，0表示最终控制人性质为国有，1表示最终控制人性质为非国有；ZH：哑铃变量，0表示存在制衡股东，1表示不存在制衡股东；LnAsset:上市公司总资产的自然对数；SqSubs：上市公司纳入合并报表范围的子公司数目的平方根；Inratio:上市公司存货与总资产的比例；Reratio:上市公司应收账款与总资产的比例；DE：资产负债率；EI：非经常性损益的绝对值与总资产的比例；YL：盈亏状况，0表示盈利，1表示亏损；SWS：会计师事务所规模（1为“四大”，0为“非四大”）。

四、实证结果分析

（一）描述性统计

表（1）列示了1003个有效样本观测值的变量描述性统计，年报审计收费的均值为66.97万，最小值为10万，最大值为560万，两者相差较大，表明上市公司审计收费存在明显的差异。ZH变量的均值为0.72，表明在所有的观测样本中有72%的上市公司不存在制衡股东，说明我国上市公司一股独大的现象比较严重。另外，KZ变量的均值为0.42，说明样本中有58%的上市公司最终控制在国家手里。

（二）回归分析

表（2）是对模型进行多变量回归分析的结果，调整R2为0.577，模型的解释力度良好。从表中可以看出，在控制了资产规模、非经常性损益、子公司数目、存货比例、应收账款比例、审计意见、盈亏状况、事务所规模等控制变量后，ZH变量同审计收费在5%的水平上显著正相关，验证了假设1。这就说明相对于一股独大的上市公司会计师事务所对存在制衡股东的上市公司收取了较低的审计费用。同时，KZ变量同审计收费也在0.01的置信水平上显著正相关，验证了假设2。这说明会计师事务所对最终控制人性质为国有的上市的收取了较低的审计费用，这个结论与郭梦岚（2009）的研究结果一致，但同蔡吉甫（2007）的研究结果正好相反。另外，审计收费与总资产规模、子公司数目、非经常性损益比例、会计师事务所规模都在0.01的置信水平上正相关。说明在我国的审计市场中，上市公司的盈余质量也是影审计收费的主要因素。国际四大事务所由于其审计人员的高质量的专业性和服务水平以及较高的品牌优势收费会比一般的事务所要高。最后，与以往的研究不同的是，资产负债率、应收账款比例与审计费用的关系并不显著。说明公司的财务风险并不是会计师事务所对审计收费定价考虑的主要因素。

（三）进一步分析

股权制衡就是利用多个大股东互相制衡的机制，在减少控制权私人收益的同时，保护中小股东利益的一种股权安排模式。股权制衡能够在一定程度上可以防止大股东的隧道行为，从而促进公司内部控制系统的改进，有效地降低审计师承担的审计风险，并最终降低审计费用。这已经在前面得到了一定的验证。因此，有必要在此基础上进一步研究存在制衡股东的上市公司股权制衡度是否同审计收费存在相关关系？是否是制衡度越高审计收费就越低？因此在原有回归模型的基础上加入了制衡度变量（ZHD）：第2至第5大股东持股比例的平方和与第1大股东持股比例平方的比值），利用存在制衡股东的上市公司对模型进行了再一次的检验。表（3）给出了相应的结果，显示上市公司股权制衡度与审计收费之间不存在明显的相关关系。其他变量回归结果都与前面基本相同。

五、结论

本文从上市公司的股权结构的角度对审计收费的影因素进行了实证研究，发现上市公司最终控制人性质、是否存在制衡股东都是会计师事务所审计收费定价考虑的主要因素。进一步研究发现，股权制衡度审计收费不存在显著相关关系。其中一个可能的原因是上市公司的多个大股东之间存在同质性，相互之间缺乏监督和制约的动机。为此，本文还依据第一二大股东的性质将上市公司分成了四个小组（国有与国有、国有与非国有、非国有与非国有、非国有与国有）分别对其进行了实证检验，结果发现分组之下股权制衡度与审计收费的关系还是不明显，另外，四种类型上市公司的审计收费不存在明显的差异（由于篇幅有限结果没有在此列示）。这说明会计师事务所在对上市公司的审计费用进行定价的时侯很少考虑股权制衡度因素。可能的原因是有的公司表面看起来有很强的股权制衡，但实际上却一股独大。因此，以后的研究可以更多的考虑股东之间是否存在关联关系，再进一步检验股权制衡度的审计收费的影。

参考文献：

［1］蔡吉甫：《公司治理、审计风险与审计费用关系研究》，《审计研究》2007年第3期。

［2］刘斌、叶建中、廖莹毅：《我国上市公司审计收费影因素的实证研究――深沪市2001年报的经验证据》，《审计研究》2003年第1期。

股权结构的设计篇（10）

一、引言

我国上市公司中普遍存在股权过度集中的现象，而股东之间相互制衡能力又相对较小，从而使得公司治理中缺乏对控股股东行为的有效约束。因此，围绕公司股权结构改革，促进控股股东行为优化，非控股股东能够理性地行使监督上市公司行为的权力将是监管部门的重要职责之一。2010年5月14日国务院了《关于鼓励和引导民间投资健康发展的若干意见》明确提出鼓励民间资本以控股、参股等方式参与国有股权改革，推进投资主体多元化。2012年5月23日印发《关于国有企业改制重组中积极引入民间投资的指导意见》更加明确地提出积极引入民间投资参与国有企业改制重组，建立现代产权制度，民间投资主体可以通过出资入股、收购股权、认购可转债、融资租赁等多种形式参与国有企业改制重组，从而推进企业股权结构优化。这些法律体系的构建为我国上市公司股权结构优化创造了良好的外部环境。

根据经典的企业产权理论，企业所有权结构对其经营绩效率及其管理决策层的经营理念、行为方式会产生显著的影响。那么，企业产权结构肯定也会对其盈余管理行为及其经济效应存在显著的积极或负面影响。因为在股权高度分散的公司，其公司治理的关键问题在于经理人与股东之间的冲突，而在股权高度集中的公司，大股东对公司有足够大的控制能力，其公司治理问题的本质就发生了异化，从而演变为大股东与小股东之间的利益冲突，即大股东往往凭借其对公司的主导与控制地位对非控股股东的利益进行侵害。这种矛盾冲突在我国上市公司的盈余管理行为表现得更为突出（陈小林、林昕，2011）。

由于制度性的原因，盈余管理现象在我国上市公司较为普遍，往往被上市公司用来包装上市、规避摘牌和实现配股、增发等目的。根据我国《公司法》的相关规定，企业必须在近三年内连续盈利，才能申请上市，上市公司最近三年内净资产收益率每年都必须在10%以上才能申报配股。为达到上市或配股等目的，企业便采用盈余管理及其财务包装，盈余粉饰的报表还有助于企业获取非正常的资本性收益。通常，当公司的经营业绩不佳时，控股股东为了从上市公司中获取更多的利益，会通过管理盈余达到配股资格。在股权集中的上市公司，控股股东为了获得控制权私人利益，往往会控制若干上市公司和非上市公司，导致公司控制权与现金流量权的分离，使得他们在控制的不同子公司之间进行利益侵占，如通过资金占用、债务担保、资产转移、股利支付等手段侵占中小股东利益，也即所称的“掏空”。而大股东为了掩饰其对中小股东的利益侵占行为，往往会采取盈余管理手段。控股股东享有的控制权私人利益越多，他们为了掩饰公司业绩而进行的盈余管理的动机也越强。由于控股股东采取“掏空”、盲目“圈钱”等手段转移企业资源增加自身财富，其对企业的盈余管理产生负面影响（刘洪渭、荣蓬，2010）。因此，大力培育非控股股东的股权集中度，不断提高非控股股东对控股股东的制衡能力，构建完善的上市公司的内部治理机制，可以在很大程度上约束控股股东对上市公司的盈余管理行为，在一定程度上防止控股东对非控股股东与中小投资者的利益的侵占行为。

基于上述分析可知，股权集中度、股权制衡度对公司盈余管理行为产生了显著的影响，因此，对我国上市公司的股权集中度、股权制衡度与盈余管理行为的研究具有十分重要的理论与实际意义，这将更加有利于深入剖析我国上市公司股权结构的内在特征、盈余管理行为的异质性差异及其内在影响。本研究的主要贡献在于如下几个方面：一是剖析我国上市公司的股权集中度、股权制衡度的基本特征；二是构建盈余管理评价模型，并以我国A股上市公司2009—2011年的实证资料对其进行准确计量；三是构建股权集中度、股权制衡度对盈余管理行为影响的理论模型，并对其内在影响关系进行实证检验，为构建高效的企业股权结构体系提供一定理论与实证参考。

二、理论分析与研究假设

股权集中度是指企业的全部股东因持股比例及其相互影响关系不同所表现出来的股权集中化与股权分散化的数量化指标。它既是衡量企业股权分布状态的关键指标，也是衡量企业治理结构体系稳定性强弱的重要指标。公司股权集中度的高低对盈余管理行为的影响具有较大的不确定性。Berle和Means（1932）最早研究了股权结构对公司盈余管理行为的影响，其通过实证研究发现过于分散的股权结构体系会削弱企业股东对管理层的有效监督以及限制企业管理层的在职消费行为，其主要原因在于分散股权拥有者——股东在监督过程当中会存在较高的边际成本。因此，在股权过度分散的公司当中，巨大的分散股东群体便存在较强的“搭便车”的动机，而不愿意去付出巨大的监督成本。也就是说，股权集中度太低会导致企业的管理人员掌握企业的控制权，使得他们有能力通过经济决策和会计职业判断来影响报送的会计信息，进而影响他们在企业契约中的利益，从而影响公司的盈余管理行为。Peasnel（2000）通过实证研究发现上市公司股权集中度与盈余管理质量存在显著的正相关的关系；Fernando（2008）以智利上市公司为例进行研究发现：过度分散的股权集中度会在一定程度上降低盈余管理质量。

与之相对应的是，随着公司股权结构的不断聚集，公司的股权集中度将不断提升，尤其是当公司股票被几个主要大股东同时持有时，这些股东因为持有公司较大份额的股份，出于自我利益保护动机而具有强烈的监督动力，其监督效率会相对较高，对公司的会计信息质量及其盈余管理的影响更为正面、积极。也就是说，股权集中度的提高会对公司盈余管理质量产生显著的积极影响。Tsai（2009）基于神经网络模型与决策树分析进行理论与实证研究发现当公司股权集中度超过一定的阈值后，它与公司绩效、盈余管理质量存在正相关系。Antonio（2011）基于董事会结构特征与审计委员会属性视角，构建股权集中度与公司盈余管理的内在影响关系的理论模型研究发现，股权集中程度会对董事会与审计委员内部结构体系产生积极影响，从而间接地影响到公司盈余管理质量。

假设1：在排除控股股东有效控制的前提下，公司股权集中度的提升对其盈余管理质量产生了积极的影响。

但是，随着公司股权集中度的进一步提高，公司的股权会聚集在少数或者是一个大的控股股东的手中，当上市公司的股权集中度达到了一定程度时，控股股东就能够对上市公司实施有效的内部优化与控制，此时，公司治理的最基本问题就会从企业投资者和职业经理人之间的冲突转移到上市公司控股股东和中、小股东之间的利益冲突，从而导致上市公司控股股东具有以牺牲中、小股东经济利益为代价来掠夺公司财富的强烈动机。黄少安和张岗（2001）认为我国上市公司处于股权分置的特殊背景造成了上市公司的大股东与中、小股东之间存在较为严重的利益冲突，上市公司的控股股东有足够的能力与权力来操纵和管理盈余数字。Tsai（2009）研究认为高股权集中度的上市公司容易导致控股股东的“特权行为”，其内部管理层和董事会、控股股东之间存在更为密切的利益关系，促使它们更加有可能形成“内部合谋”现象，这种现象会对上市公司的盈余管理产生显著的消极影响，从而出现前几大股东持股比例过高的公司内部权力制衡效果反而较差的现象，盈余质量下降。Nurwati（2011）通过理论研究得出，控股股东在上市公司配股过程中实施盈余管理的最直接原因突出表现在为获得配股资格和提高上市公司的股票发行价格。控股股东为了将稀缺的资本配置到优秀上市公司中和避免恶意融资，这也将直接诱发上市公司的盈余管理行为。Kiridaran（2010）通过研究上市公司股权结构与会计盈余信息之间内在影响关系发现：上市公司控制权与现金流权的分离使得其控股股东与中、小投资者之间的冲突，控制性股东将在不同时期根据自己的偏好和利益来披露上市公司的会计盈余信息，从而削弱了报告盈余对中、小投资者的可信性，为盈余管理创造了良好的外部环境。基于上述分析，本文提出如下有关控股股东与盈余管理的内在影响关系。

假设2：控股股东对上市公司的控制程度越高，其盈余管理质量则越低。

但与之相反的是，随着股权集中度的提高，上市公司内部就会形成实力相当且相互制衡的大股东，大股东之间既存在利益共同点，也存在利益冲突，从而使得它们之间形成一种相互合作又互相监督的“内部制衡”关系。这种关系不仅对上市公司的经营管理产生了显著的积极影响，也对上市公司的盈余管理行为产生显著的积极影响。从股权制衡的角度研究企业管理行为及其经营绩效的文献较多，如朱红军、汪辉（2004）考察我国民营上市公司股权制衡的效果，认为股权制衡模式并不比“一股独大”更有效率；Kin（2008）基于企业经营绩效的角度分析大股东之间股权制衡的程度的影响，它不仅对公司绩效的存在显著的正向影响，而且对公司内部控制有效性与盈余管理行为产生显著正向影响，多数上市公司的除控股股东后的前九大股东股权集中度的提高有利于提高公司价值，在抑制第一大股东私利行为方面发挥了积极的制衡作用。Antonio（2011）基于经营范围假设、监督假设、谈判假设检验了上市公司盈余管理质量与主要大股东规模和结构的内在影响关系，研究发现上市公司重大信息披露与经营决策执行均受到股权结构、大股东规模的影响，在公司监督成本与收益的共同影响，公司盈余管理质量与股东“内部制衡度”存在显著的正相关性。George（2009）分析股权集中度、股权制衡度对公司盈余管理行为的共同影响的研究显示：在控制股权制衡度的前提下，股权集中类上市公司的盈余管理质量明显好于股权分散类的上市公司，在控制股权集中度的前提下，股权制衡类的上市公司的盈余管理行为好于股权集中类公司，而显著地大于由单一控股股东控制的上市公司。基于上述研究，笔者提出如下关于股权制衡度与上市公司盈余管理行为的内在影响关系。

假设3：上市公司股权制衡度与盈余管理质量存在显著的正相关关系。

三、研究设计

基于以上理论分析，本文的实证研究设计主要是构建公司盈余管理质量测度方法，并以此为基础构建公司盈余管理质量与股权集中度、股权制衡度的计量分析模型。

（一）盈余管理质量的测定方法设定

基于应计制的会计管理模式可以知道，公司的盈余由经营现金流与应计利润构成，由于经营现金流的可操作性的空间比较小，应计利润的操作弹性大，盈余管理行为也就主要通过公司利润调整来实现。正基于此，本文参照修正的Jones模型①来测算上市公司的盈余管理质量。

从理论上讲，公司的非可操性应计利润是其主营业务收入变动额、应收账款变动额和公司特征变量的函数，即：

NDAit=α0+α1（1/Assetit-1）+α2[（REVit-RECit）/Assetit-1]+α3（PPEit/Assetit-1）+α4Rassetit-1 （1）

其中NDAit为i公司第t年度的非可操纵应计利润总额；REVit为i公司第t年度主营业务收入的变动额；RECit为i公司第t年度的应收账款的变动额；PPEit为i公司第t年度固定资产总额；Assetit-1为i公司第t-1年末的总资产的数额；Rassetit-1为i公司第t-1年末的国有股权在总资产中所占份额。方程（1）式中的系数α0、α1、α2、α3、α4可以使用横截面样本数据通过如下的方程（2）式进行估计而得到：

TAit/Assetit-1=α0+α1（1/Assetit-1）+α2（REVit/Assetit-1）

+α3（PPEit/Assetit-1）+α4Rassetit-1+εit （2）

TAit=NIit-CFOit （3）

其中，TAit是i公司第t年度的应计利润总额，等于净利润减去经营现金流量的差额。NIit表示i公司第t年度的净利润；CFOit表示i公司第t年度的经营现金流的总额。α0、α1、α2、α3、α4分别是待估参数α0、α1、α2、α3、α4的估计值。εit是随机误差扰动项。然后，用总应计利润减去非可操性应计利润，就可以测算出i公司第t年度的盈余管理的异常应计利润。则盈余管理质量系数（IDAit）为：

IDAit=（TAit-NDAit）/NDAit （4）

该系数值的大小表示上市公司盈余管理质量的高低，数值越大，表示盈余管理质量越差，反之，则越好。

（二）股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响回归模型设定

上市公司股权集中度有可能是由于第一大股东或控股股东所持股份增加所导致，也有可能是由于机构投资者或普通投资者所持股份的增加所至，因此，研究股权集中度与盈余管理的内在关系必须考虑这两种不同的情况。参照陈德萍（2011）、Nurwati（2011）等相关学者的研究方法，本研究构建其内在影响关系的非线性计量分析模型。

IDAit=β0+β1FIRit+β2FIR2it+β3（1/Assetit-1）+β4

[（REVit-RECit）/Assetit-1]+β5（PPEit/Assetit-1）+β6Rassetit-1+εit （5）

IDAit=γ0+γ1FIVRit+γ2FIVR2it+γ3（1/Assetit-1）+γ4[（REVit-RECit）/Assetit-1]+γ5（PPEit/Assetit-1）+γ6Rassetit-1+εit （6）

IDAit=δ0+δ1TENRit+δ2TENR2it+δ3（1/Assetit-1）+δ4[（REVit-RECit）/Assetit-1]+δ5（PPEit/Assetit-1）+δ6Rassetit-1+εit （7）

其中模型（5）表示控股股东对上市公司的控制度对盈余管理质量的影响的计量回归模型，其模型为二次型的表示方式，FIRit是i公司第t年度的第一大控股股东所持公司股份份额占公司所有股份比重。从理论分析来看，β1大于0，β2小于0或者不显著。其他变量为控制变量，即为影响盈余管理质量的上市公司特征变量，其设置方式的理论基础与模型（1）相同。模型（6）表示非控股股东所持有上市公司股份的股权集中度对盈余管理质量的影响的计量回归模型，其模型也为二次型的表示方式，FIVRit是i公司第t年度除控股股东以外的前五大股东所持公司股份份额公司占所有股份比重。从理论分析来看，γ1小于0，γ2大于0或者不显著。其他变量为控制变量，即为影响盈余管理质量的上市公司特征变量，其设置方式的理论基础与模型（5）相同。为了验证上述模型分析结论的稳健性，设置模型（7）来进行相应的验证。其设置方式是将变量FIRit改为TENRit，其模型为二次型的表示方式，TENRit是i公司第t年度除控股股东以外的前十大股东所持公司股份份额占公司所有股份的比重。其他变量为控制变量的设置方式的理论基础与模型（6）相同。从理论分析来看，δ1小于0，δ2大于0或者在不显著。

股权制衡度主要体现在大股东之间的相互影响关系上，在“以手投票”的公司运行模式下，这种影响关系就直接体现在各个大股东所持公司股份的大小，因此本文在研究股权制衡度对盈余管理质量的关系时，直接以大股东与控股股东所持公司股份的比例关系进入计量回归模型：

IDAit=φ0+φ1（FIVR/FIRit）+φ2（FIVR/FIRit）2+φ3（1/Assetit-1）+φ4[REVit-RECit]/Assetit-1]+φ5（PPEit/Assetit-1）+φ6Rassetit-1+εit （8）

IDAit=？渍0+？渍1（TENR/FIRit）+？渍2（TENR/FIRit）2+？渍3（1/Assetit-1）+？渍4[（REVit-RECit）/Assetit-1]+？渍5（PPEit/Assetit-1）+？渍6Rassetit-1+εit （9）

模型（8）表示非控股股东与控股股东之间的股权制衡度对盈余管理质量的影响的计量回归模型，其模型也为二次型的表示方式，FIVR/FIRit是i公司第t年度除控股股东以外的前五大股东所持公司股份份额与第一大控股股东所持公司股份的比重。从理论分析来看，φ1小于0，φ2大于0或者不显著。其他变量为控制变量，即为影响盈余管理质量的上市公司特征变量，其设置方式的理论基础与模型（5）相同。为了检验回归计量模型的稳健性，以TENR/FIRit作为替代变量构建回归模型（9），即以i公司第t年度除控股股东以外的前十大股东所持公司股份份额与第一大控股股东所持公司股份的比重作为替代变量，以检验回归结果的稳健性。

四、实证分析

（一）实证研究样本数据选择

本文的实证分析是以中国上海证券交易所和深圳证券交易所的所有上市公司为对象，实证检验我国上市公司股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响，上市公司的样本数据主要来自于深圳国泰安公司开发的CSMAR数据库，样本数据为2009—2011年度上市交易的上市公司的面板数据。为保持样本数据的一致性及其理论模型的内在要求，对样本数据进了如下筛选：首先是剔除执行特殊会计制度的金融类公司等行业特性及法律规章异于一般行业的样本观测值，其次是剔除披露不完整以及2009—2011年度数据缺失的公司样本，剔除当年退市、暂停交易等的公司年度样本，最终本研究样本数为1 127家上市公司。

（二）样本数据的描述性统计分析

表1是样本数据的描述性统计分析表，从控股股东所持上市公司股份数量来看，FIRit的均值达到47.45%，中位数达到45.37%，远远超过欧美成熟市场经济国家的20%的平均水平，而且最大值达到93.27%，最小值也达到了9.27%，标准差较大，达到22.49%，不同上市公司间分布极不平衡。从除控股股东以外的前五大控股股东所持股份数量来看，FIVRit的均值仅为16.53%，中位数仅为15.85%，最小值仅为了6.45%，最大值也仅为21.59%，标准差相对较小，为14.45%。从除控股股东以外的前十大控股股东所持股份数量TENRit来看也表现出相类似的数量特征，从而使得FIVR/FIRit、TENR/FIRit的数值相对较小，其均值分别仅为0.3484、0.4421，从此可以较好地看出上市公司的股权集中度十分高，控股股东对上市公司的控制能力十分强，但主要股东与控股股东之间相互制衡能力较差。而上市公司净利润NIit和经营现金流CFOit的均值分别2.1201亿元与0.0148亿元，这也在一定程度上显示出上市公司存在虚增利润之嫌疑，盈余管理质量也存在较大问题，初步印证了本文的理论分析与研究假设。

（三）盈余管理质量实证分析结果

首先利用上市公司2009—2011年不同年度的截面数据，根据模型（2），采用极大似然估计（MLE）回归方法，求得各上市公司盈余管理质量的非可操性应计利润计算模型的系数，其具体的回归结果如下表2所示。其中模型（1）是以2009年度上市公司的截面数据进行计量回归分析的结果，模型（2）是以2010年度上市司的截面数据进行计量回归分析的结果，模型（3）是以2011年度上市司的截面数据进行计量回归分析的结果。从回归结果来看，大部分回归变量的T-统计值在5%的显著水平上显著，调整Adjusted-R2值分别达到0.823、0.908、0.826，F-Value都在1%的显著水平上显著，因此，这种回归方法是可行的。其回归系数可用于预测上市公司盈余管理质量的非可操性应计利润模型各变量的系数。

然后，根据各个上市公司模型（1）中各个变量的具体数值及其表2中计算的各变量的系数值，计算出不同上市公司的盈余管理质量系数IDAit值。由于涉及样本数量的个体较多，在此不便全部列出，本文利用SPASS软件对其进行统计分析，其统计分析图表如图1所示。图1是将上市公司的盈余管理质量系数分为（-∞，0]、（0，0.25]、（0.25，0.5]、（0.5，0.75]、（1，+∞]五个不同区间，分析不同年度所有上市公司的盈余管理质量系数值在这五个不同区间分布状况。从图1的统计数据来看，2009—2011年度盈余管理质量系数IDAit值小于0的公司所占比重十分少且逐年呈现出递减趋势，仅为9.19%、6.98%、4.75%，而在区间（0，0.25]的公司所占比重最多且逐年呈现出递增的变化趋势，分别达到30.44%、33.58%、37.85%，在区间（0.25，0.5]的公司所占比重次之，也逐年呈现出递增的变化趋势，分别达到28.23%、31.58%、32.81%，而在区间（0.5，0.75]的公司所占比重位居第三位且逐年呈现出递减的变化趋势，分别为22.88%、20.27%、19.26%、在区间（1，+∞]的公司所占比重最少，且逐年呈现出递减趋势，分别为9.26%、7.59%、5.33%。

（四）股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响的实证计量分析结果

根据理论分析部分的计量经济学模型（5）—模型（9），基于2009—2011年度上市交易的上市公司的面板数据，经协方差分析和hausman检验，拒绝了随机效应的原假设，故选用等斜率的固定效应面板计量模型来实证分析股权集中度、股权制衡度对盈余管理质量的影响，其实证分析结果如表3所示。

模型（5）是以控股股东所持股份比重为股权变量，以检验理论分析部分所提出的研究假设1，从其固定效应回归结果来看，调整-R2为0.898，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2为72.345，也在5%的显著水平上显著。控股股东所持股份比重这一变量的系数值为0.339，与研究假设2相一致，Best-S的值为23.67%，这与实际均值47.45%有较大差别。资产、主营业务收入的变动额、应收账款的变动额、固定资产总额、产权比重等变量的数值与理论分析基本一致。模型（6）是排除控股股东以外的股权集中度为股权变量，股权集中度变量是以除控股股东以外的前五大股东所持股份所占比重来表示，以检验理论分析部分所提出的研究假设1，从其固定效应回归结果来看，调整-R2为0.902，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2为97.326，在1%的显著水平上显著。股权集中度这一变量的系数值分别为-0.423，即排除控股股东以外的股权集中度与盈余管理质量系数成负相关关系，排除控股股东以外的公司股权集中度的提升对其盈余管理质量产生了积极的影响，这印证了研究假设2的存在性，Best-S的值为30.13%，这远远大于16.53%的实际均值。资产、主营业务收入的变动额、应收账款的变动额、固定资产总额、产权比重等变量的数值与理论分析也基本一致。模型（8）是以股权均衡度为股权变量，股权均衡度变量是以除控股股东以外的前五大股东所持股份与控股股东所持股份的比重来表示，以检验理论分析部分所提出的研究假设3，从其固定效应回归结果来看，调整-R2为0.937，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2为102.302，在1%的显著水平上显著。股权均衡度这一变量的系数值分别为-0.468，即股权均衡度与盈余管理质量系数成负相关关系，公司股权均衡度的提升对其盈余管理质量产生了积极的影响，这印证了研究假设3的存在性，Best-S的值为0.4021，这远远大于0.3484的实际均值。

为了检验上述回归结果的稳健性，本文对模型（6）和模型（8）的股权变量的内在构成进行了相应的修正，模型（7）是在模型（6）的基础上将股权变量修改为除控股股东以外的前十大股东所持股份所占比重来表示，而模型（9）是在模型（8）的基础上将股权变量修改为除控股股东以外的前十大股东所持股份与控股股东所持股份的比重来表示。其他变量设计及其回归方法与统计检验都相同。从其固定效应回归结果来看，调整-R2分别为0.864、0.895，大部分回归变量的T-统计量在5%以上的显著水平的显著。Wald x2分别为96.322、54.378，分别在1%或5%的显著水平上显著。股权集中度这一变量的系数值分别为-0.497、-0.438，略微有所下降，但与前模型（6）与模型（8）所得到的结论基本一致，资产、主营业务收入的变动额、应收账款的变动额、固定资产总额、产权比重等变量的数值与理论分析也基本一致，也进一步验证回归分析结果与研究假设的正确性。

五、结论

本文基于盈余管理的内在影响因素，构建盈余管理质量评价模型，并以我国A股上市公司2009—2011年实证资料对其进行准确计量。从理论上分析控股股东、股权集中度、股权制衡度对盈余管理的影响，构建其内在影响的计量经济分析模型并进行相应的实证分析，得到如下主要结论：1.上市公司的股权集中度十分高，这种十分高的股权集中度主要源自于控股股东的股份聚集，从而导致控股股东对上市公司的绝对控制优势，但非控股股东与控股股东之间相互制衡能力十分差；2.上市公司盈余管理行为十分严重，从盈余管理质量系数来看，有将近30%的上市公司的这一指标超过0.5，也就是说，这些公司的异常应计利润占到非可操性应计利润的50%以上；3.控股股东所持股份比重与盈余管理质量系数的内在影响系数值为0.339，二者存在显著的正向影响关系，即控股股东对上市公司的控制程度越高，其盈余管理行为则越严重；4.在排除控股股东以外的股权集中度与盈余管理质量系数的内在影响系数值为-0.423，二者存在显著的负相关关系，即非控股股东股权集中度的提升对其盈余管理行为产生了显著的积极影响，股权均衡度与盈余管理质量系数之间成负相关关系，公司股权制衡度的提升对其盈余管理行为产生了显著的积极影响。

以上研究结果显示：股权结构体系不合理是影响我国上市公司治理的关键因子，由于我国上市公司过高的股权集中度主要源自于控股股东所持股份的过度集中，而非控股股东所持股份过于分散，这同时也对其盈余管理行为产生显著负面影响；过于分散的非控股股权集中度，又导致上市公司内部过低的股权制衡度，使得上市公司本身缺乏有效的内部约束机制，即上市公司内部缺乏一种非控股股东与控股股东之间的内在制衡能力，其他大股东不能够对控股股东起到真正的监督作用。正基于此，本文认为在中国目前的制度背景下，应大力培育机构投资者和构建大股东多元化、股权相互制衡的治理机制，大力提升非控股股东的股权集中度，这将在很大程度上有助于解决我国上市公司目前所存在的盈余管理行为问题。

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股权结构的设计篇（11）

中图分类号：F275；F276.6 文献标志码：A 文章编号：1673-291X（2013）05-0089-02

引言

股权激励是以公司股票为标的，对其董事、高级管理人员、核心员工及其他人员进行长期激励的方式。国外股权激励制度始于大约20世纪50年代的美国，我国的股权激励随着2005 年股权分置改革的进行拉开了大幕。国资委和证监会先后多次了关于股权激励的管理法规和办法，对上市公司的股权激励行为进行了规范。随着一系列法规政策的出台，越来越多的上市公司将股权激励作为激励管理层与核心骨干，营造高效、诚信、共赢团队的重要选择。股权激励是否达到理想的效果，这一直是理论界和实务界关注的焦点，目前仍未达成一致的结论。然而公司自身对激励模式与对象的选择不合理、激励期限与考核指标疏于设计等契约层面因素也是制约着股权激励发展的关键因素，由此可见契约结构研究的必要性。

一、股权激励契约要素研究的现状

Jensen &Murphy （1990）提出经营者激励的真正核心问题不在于给予多少，而在于如何给予，从而产生了经营者激励契约观[1]。Stephen （2008）[2]指出，相对于激励力度而言，激励契约结构是决定经营者薪酬激励有效性更为重要的因素。国内学者刘浩、孙铮（2009）[3]在对西方股权激励契约结构研究进行综述的基础上，对该问题给予了系统性的阐述。他们指出，直接研究股权激励与公司绩效之间的关系往往是不够的，还需从微观层面进行更为精细的分析，即从股权激励契约本身入手，详细探讨股权激励契约的选择、条款设计、实际执行中的操纵、契约修改等关键环节及其经济后果，是了解股权激励与公司绩效之间桥梁的重要思路。在此基础上，国内外学者普遍意识到，在既定规则的约束下，如何选择契约要素，构建合理的契约结构，从而使股权激励达到原始初衷，才是上市公司股权激励方案设计的核心，也是股权激励研究的趋势所在。

Zattoni和Minichilli （2009）[4]以1999―2005 年的意大利上市公司为样本，运用Logit 模型考察了激励对象对股权激励实施效果的影响。研究结果表明，激励对象（ 如高层经营者、技术人员或其他人员）的不同并没有使股权激励效应发生本质变化，但股权激励效应会随激励人数的不同而迥异，激励对象少于10的激励效果更加显著。吕长江等（2009）[5]以 2005―2008 年公布股权激励草案的公司为样本，通过考察窗口期 CAR 的情况发现，上市公司可以通过激励条件和激励有效期的改善增加股权激励方案的激励效果。

目前，对股权激励契约要素的研究侧重于各契约要素对激励效果的影响。本文从契约要素设计的角度出发，通过对229家上市公司的股权激励草案分析，研究国内上市公司股权激励契约结构设计的现状和特点，并对如何设计合理的股权激励提出一些建议。

二、我国上市公司股权激励契约结构的特点

我国在2006年完成股权分置改革，自此上市公司才有了真正意义上股权激励制度的实施。为了客观地反映股权激励方案的设计情况，选取2006年1月1日至2010年12月31日期间公布激励草案的境内上市公司为样本。考虑到极端值对数理统计结果的不利影响，剔除了业绩过差的ST和PT公司，并且去除了中途停止实施股权激励的上市公司、公开信息不完整的上市公司，同时也不包含金融类公司，最后选取229家A股上市公司作为研究样本。

（一）股权激励有效期偏短

相关办法规定，股权激励计划的有效期应包括行权限制期和行权有效期，原则上不得少于2年，在限制期内不可以行权。同时，《上市公司股权激励管理办法》也做了相关规定，股票期权的有效期从授权日计算不得超过10年。根据样本数据的统计结果，229家上市公司选择的激励年限平均只有5年。其中，选择激励有效期在4―5年之间的企业占最大比例，达到75%；5―7年的占16%；8―10年的占7%；1―3年的仅占2%。从总体分布情况来看，激励有效期偏短，具体结果见表1。

表1 上市企业股权激励有效期统计

（二）股权激励模式以股票期权为主

上市公司股权激励标的物是股权激励的载体，对于激励实施的效果影响很大。股权激励标的物主要可分为股票、股票期权、股票增值权、限制性股票等。根据统计结果，使用股票期权作为激励模式的有176家，占总样本的77%；限制性股票的有51家，占比22%；而选择其他几种方式的企业都比较少。由此可以看出，在激励方式的选择上，我国上市公司多数倾向于选择股票期权和限制性股票。值得注意的是，样本公司中华菱管线的激励标的物是股票增值权，这与激励对象包括外籍高管有关，因目前的法规暂不允许外籍人员直接持有国内A股，所以公司以限制性股票激励其他中国高管，而以股票的增值利润作为外籍高管的激励。

（三）股权激励行权条件指标单一

行权条件中指标选用的统计结果是，20.09%的样本公司行权条件中只有一个指标，63.32%的企业选用两个指标，14.85%的企业选用三个指标，而有四个和五个指标的公司只分别有1家和3家。并且对其中常用指标的统计显示，有158家企业选择的指标中包括净利润增长率，有145家加权平均资产收益率，而净利润、净利润增幅、主营收入增长率、每股收益的出现次数分别为46次、18次、29次、12次。由此可见，上市公司的行权条件中衡量公司业绩的主要参考指标为净利润增长率和加权平均资产收益率，两者均为动态的财务指标。企业的业绩指标设定通常以财务指标为主，因为财务指标是量化指标，可以直观的进行考察，但这样有失全面，不利于激励效果的实现。

（四）高管授予比例适中

授予激励对象以合理的激励股权数量，即根据激励对象的重要程度以及贡献期望，合理地分配激励股份。证监会规定股权激励额度不得超过公司股本总额的10%，任何一名激励对象通过全部有效的股权激励计划获授的本公司股票累计不得超过公司股本总额的1% 。但对于激励力度的分配，公司根据实际情况自行安排，可以选择只对高管或核心技术人员进行股权激励，也可以按一定比例给两者分配相应的数量。样本数据显示，大部分公司选择两者兼顾，高管授予比例集中在40%以下，说明大部分公司考虑到了对公司有贡献的核心技术人员或业务人员，甚至普通员工也可以享有激励，这样有利于形成公司内部的公平状态，稳定人心，增加积极性。

三、股权激励契约要素设计的建议

（一）制定符合公司的股权激励方案

股权激励作为一项长期机制，其原理是通过委托关系，运用激励与约束机制限制和引导管理层，以达到减少成本、增加公司效益与长期激励等效应。由于股权激励的实施是受一系列内外条件影响的，在条件或时机不适宜的情况下，股权激励方案发挥不了其应有的作用。所以，公司应该在不违背国家关于股权激励的相关法律法规规定的基础上，结合自身发展的阶段、未来发展的方向等实际条件，统筹兼顾管理层、股东、员工各方利益的前提下，制定高效精细的股权激励实施方案。激励方案应对会计风险与市场风险都做到有效控制，要保证激励的长期效应，防止激励对象提前套现，保障激励效果的实现。

（二）设计合理的有效期限

激励有效期是激励计划的时间长度，有效期越长，激励对象行权的门槛越高，因为他们每期都要面临激励条件的约束，其操纵行权指标的能力会被显著地削弱。行权业绩目标短期内可能容易纵，但长期来看，这些指标总会反转，不可能一直纵。此外，较长的激励有效期使每期行权的数量大幅降低，这也削弱了高管通过操纵股价来集中获得高额收益的能力。目前，我国大概有77%的公司将激励有效期设置在5 年及以下，这说明公司设置的激励有效期限的门槛相对较低，并呈现出羊群效应。而另有约29%公司的激励有效期为5 年以下，其高管福利的动机更加明显。作者认为，有效期越长，激励作用越明显，所以合理的有效期分布应当是有更多的公司选择较长的有效期。

（三）确定适当的激励比例

公司应根据实际情况确定授予数量，针对我国目前激励比例不高的现状，可以合理地提高股权激励比例。且我国规定的10%上限相对于西方国家而言不存在激励过度的问题，对个人授予最多不超过1%的规定也有效地防止了员工之间的财富差距加大导致分配不均匀的结果。所以，在证监会规定的合法范围内，上市公司可以适当提高股权激励的比例，但应做到分批授予，且授权数量适当。偏重高管激励的企业，特别是技术密集型企业可将激励目标群体逐渐扩展到核心技术人员。提高核心骨干员工的受益度，有利于公司的平稳发展，对加强公司凝聚力、员工归属感以及提高股东利益与员工利益的一致性有重要作用。

（四） 形成完善的业绩评价体系

业绩评价体系是一个股权激励方案最核心的部分，从统计结果看，我国上市公司股权激励的业绩评价体系存在一些问题，如考核指标不切合实际、偏重财务指标而忽略市场指标等。这些问题无疑阻碍企业达到通过实施股权激励来提高长期业绩的目的，所以，完善合理的业绩考核指标体系是股权激励制度得以有效实施的保证。各公司所处的行业、发展状况等基本情况的差异，必然要求其业绩评价体系设计灵活，切不可死板硬套其他公司模式。在制定过程中可以尝试多样化的业绩指标组合，绝对指标和相对指标并重，纵向比较和横向比较并重，财务指标和非财务指标并重。同时，对于不同的激励对象，要制定相应合适的考核指标，避免整齐划一。只有这样，建立的业绩考核指标体系才能综合评价企业潜在的竞争优势和未来的发展潜力，保证股权激励有效的实施。

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