1、終極控制人兩權(quán)分離、信息不對稱與股票收益波動(dòng)摘 要：基于現(xiàn)實(shí)中股權(quán)結(jié)構(gòu)相對集中的資本市場背景，利用20072010年滬深證券市場上市公司數(shù)據(jù)，分析我國上市公司終極控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度與股票收益波動(dòng)性的關(guān)系，從信息不對稱角度考察終極控制人價(jià)值侵占對外部市場投資者的影響。研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人兩權(quán)分離程度越大，股票收益的波動(dòng)性則越強(qiáng)，表明終極控制人的侵占行為可能導(dǎo)致企業(yè)與市場投資者間信息不對稱程度增加，提高外部投資者的風(fēng)險(xiǎn)；同時(shí)，相對于國有上市公司和股權(quán)集中度較低的公司，非國有上市公司和股權(quán)集中度較高的公司終極控制人兩權(quán)分離程度與股票收益波動(dòng)性的關(guān)系更加顯著，說明不同所有權(quán)性質(zhì)或者不同股權(quán)

2、集中度企業(yè)終極控制人的侵占模式和侵占力度存在較大的差別。因此，應(yīng)加強(qiáng)和完善對大股東侵占的治理，以有效提高資本市場的效率。  關(guān)鍵詞：終極控制人；兩權(quán)分離；股票收益波動(dòng)；控制權(quán)；現(xiàn)金流權(quán)；信息不對稱；大股東侵占；所有權(quán)性質(zhì)；股權(quán)集中度  中圖分類號：F830.91 文獻(xiàn)標(biāo)志碼：A 文章編號：16748131（2013）05009111  一、引言  本文的主要研究目的在于考察終極控制人終極控制人指某個(gè)上市公司控制鏈條中處于金字塔結(jié)構(gòu)頂端的控制人，有的文獻(xiàn)中也稱實(shí)際控制人；直接控制人則指某個(gè)上市公司處于控股地位的第一大

3、股東，也稱控股股東。 的兩權(quán)分離特征對證券市場上股票收益波動(dòng)的影響，借以分析終極控制人兩權(quán)分離所導(dǎo)致的侵占可能是否會影響到企業(yè)與外部市場間的信息不對稱。自Shleife 等（1997）、Classens 等（2000）和Porta等（2002）學(xué)者的研究開始，很多研究都發(fā)現(xiàn)，市場上大多數(shù)企業(yè)都存在控股性股東，其中家族公司又  占了較高的比例。因此，現(xiàn)代企業(yè)已經(jīng)不再如Berle 等（1932）所描述的那樣具備高度分散的股權(quán)，并由此帶來了許多公司治理方面新的問題。一般來說，控股股東往往也會利用其控制性地位做出對自己有利而有損小股東利益的行為，控股股東對小股東的侵占已經(jīng)成為公司治

4、理中利益沖突的核心問題，該利益沖突主要體現(xiàn)為控股股東的關(guān)聯(lián)交易、資金占用、違規(guī)擔(dān)保，甚至市場操控等諸多方面。  目前眾多的文獻(xiàn)皆在關(guān)注終極控制人的所有權(quán)特征對企業(yè)行為及企業(yè)價(jià)值的影響，而一定程度上忽視了終極控制人的侵占對證券市場的影響。一般來說，作為內(nèi)部人的終極控制人總是比外部投資者掌握更多的關(guān)于企業(yè)的信息，而公司的所有權(quán)結(jié)構(gòu)特征可能會影響到公司的信息披露水平和披露時(shí)機(jī)，因此，如果終極控制人兩權(quán)分離越嚴(yán)重，其侵占動(dòng)機(jī)就越強(qiáng)，為了保證自身控制權(quán)私人收益的實(shí)現(xiàn)，終極控制人可能會盡量少和盡量晚地披露信息，使得外部投資者無法對企業(yè)的行為進(jìn)行有效的干涉，從而達(dá)到侵占的目的如重慶啤酒（

5、600132）從2011年12月8日開始的連續(xù)跌停以及之后的連續(xù)上漲，這些大幅度異常波動(dòng)主要原因即在于企業(yè)信息披露的不及時(shí)造成企業(yè)與市場間嚴(yán)重信息不對稱，以致某些有控制力的投資者操縱市場獲利。 。但這卻在客觀上增加了企業(yè)與外部投資者之間的信息不對稱，在其他因素不變的情況下，將導(dǎo)致公司的股票收益產(chǎn)生更大的波動(dòng)性。另外，即使對于最應(yīng)該保持獨(dú)立性的證券分析師，在目前我國股權(quán)結(jié)構(gòu)高度集中的情況下，其分析行為也可能會受到上市公司控制人的影響市場中竟然出現(xiàn)了券商的高管擔(dān)任上市公司的獨(dú)立董事的現(xiàn)象，使得券商分析師的獨(dú)立性和獨(dú)立董事的獨(dú)立性都受到嚴(yán)重質(zhì)疑（證券之星http：/ ，進(jìn)而一定程度迎合上市公司一位證

6、券業(yè)資深人士透露“除要與上市公司搞好關(guān)系外，分析師還必須顧及基金分倉制度下利益分配?！保▏抛C券http：/ ，這也會使得公司與市場投資者之間的信息不對稱更加嚴(yán)重，進(jìn)而增加市場波動(dòng)風(fēng)險(xiǎn)。  傳統(tǒng)關(guān)于金融市場本身波動(dòng)性的研究，較多的文獻(xiàn)都是基于行為金融的假設(shè)，從投資者在心理層面對金融市場制度設(shè)計(jì)的反應(yīng)入手。而本文則嘗試通過實(shí)證分析，從企業(yè)層面信息出發(fā)，考察上市公司最具信息特征的股權(quán)結(jié)構(gòu)終極控制人的兩權(quán)偏離對股票收益波動(dòng)性的影響，以探究終極控制人的操控或侵占動(dòng)機(jī)對證券市場中信息不對稱的影響。我們的研究貢獻(xiàn)主要在于：提出了股票收益波動(dòng)性新的影響因素，認(rèn)為終極控制人的兩權(quán)偏離特征會

7、影響股票收益波動(dòng)性；而以往對股票收益波動(dòng)性的研究都主要集中在市場層面，在一定程度上忽視了上市公司的控制權(quán)和所有權(quán)特征，即企業(yè)層面信息對股票收益波動(dòng)的影響。我們的研究同時(shí)發(fā)現(xiàn)，上市公司的所有權(quán)性質(zhì)和股權(quán)集中度也都會對上述關(guān)系產(chǎn)生影響。  二、文獻(xiàn)評述與研究假設(shè)  隨著現(xiàn)代企業(yè)股權(quán)集中度的提高，關(guān)于控股股東價(jià)值侵占的問題引起了學(xué)者們很大的研究興趣，Zingales等（1994）和Stulz（1988）等的研究分別從理論和實(shí)證角度分析了控股股東侵害小股東獲取控制權(quán)私利的問題，認(rèn)為擁有大宗股權(quán)的所有者會得到與其所持比例不相稱的收益，并發(fā)現(xiàn)該部分控制權(quán)私人收益甚至

8、高達(dá)公司所分紅利的30%。他們的研究還發(fā)現(xiàn)，當(dāng)市場上出現(xiàn)對一個(gè)企業(yè)的控制權(quán)爭奪時(shí)，擁有較多投票權(quán)的股票轉(zhuǎn)讓價(jià)格要高于擁有較少投票權(quán)的股票價(jià)格，即存在投票權(quán)溢價(jià)的現(xiàn)象，溢價(jià)的高低取決于投票權(quán)持有人對于從公司的控制權(quán)中獲得額外收益的預(yù)期。隨著對股權(quán)集中所導(dǎo)致價(jià)值侵占問題研究的深入，后續(xù)更多的學(xué)者開始關(guān)注到控制人另外一個(gè)很重要的特征，即通過金字塔結(jié)構(gòu)或者交叉持股等方式所實(shí)現(xiàn)的控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)偏離。  Porta等（1999）的研究發(fā)現(xiàn)，與Berle 等（1932）所描述的不同，很少有公司具有分散的股權(quán)，更重要的是，他們的研究發(fā)現(xiàn)控制性股東對公司的控制權(quán)都超過了他們所擁有的現(xiàn)金流權(quán)

9、。之后，Classens 等（2000，2002）發(fā)現(xiàn)控股股東有動(dòng)機(jī)通過分離現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)以達(dá)到低成本侵占外部中小股東利益的目的?？刂茩?quán)與現(xiàn)金流權(quán)的分離程度越大，控股股東侵占小股東利益的激勵(lì)就越強(qiáng)，公司價(jià)值損失也越大，他們由此間接證明了控股股東侵占小股東利益的問題。秦志華等（2011）通過擴(kuò)展Porta關(guān)于大股東行為影響公司價(jià)值的分析模型，將大股東行為對企業(yè)價(jià)值的正負(fù)作用以及股權(quán)結(jié)構(gòu)對其行為選擇的影響置于統(tǒng)一框架中，認(rèn)為公司價(jià)值與非第一大股東所持股權(quán)的集中度和法律環(huán)境對中小股東的保護(hù)程度正相關(guān)，且第二大股東對第一大股東的制衡有利于公司價(jià)值的提升。馮旭南等（2009）對我國上市公司的終極控制權(quán)

10、和所有權(quán)結(jié)構(gòu)進(jìn)行了考察，發(fā)現(xiàn)國有上市公司的兩權(quán)分離情況并不是特別嚴(yán)重，但家族上市公司則傾向于以較少的現(xiàn)金流權(quán)獲得較多的控制權(quán)。竇煒等（2011）則認(rèn)為，在大股東絕對控股條件下，企業(yè)的過度投資扭曲程度與控股大股東持股比例呈負(fù)相關(guān)關(guān)系，而投資不足則與其呈正相關(guān)關(guān)系。 從上述文獻(xiàn)的研究可以看出，目前對控制性股東兩權(quán)分離的分析多集中在企業(yè)層面，但后來的一些實(shí)證研究則表明，特定的股權(quán)結(jié)構(gòu)、特定的控制人性質(zhì)都可能會影響到企業(yè)與外部資本市場之間的關(guān)系。Chau 等（2002）的研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)外部股權(quán)與自愿性信息披露水平正相關(guān)，而對于內(nèi)部人力量越強(qiáng)大的公司，其自愿性信息披露水平則越低。Fan等（20

11、02）的研究也表明，東亞上市公司控股股東控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的偏離使得公司盈余的信息含量降低，他們的研究似乎在暗示，為了滿足對控制權(quán)私人收益的追求，終極控制人可能會操控信息披露的時(shí)點(diǎn)或者信息披露的水平，從而制造企業(yè)與外部市場間的信息不對稱，以降低外部股東對公司決策的干預(yù)程度。Brockman 等（2003）的研究發(fā)現(xiàn)，在較弱的投資者保護(hù)環(huán)境下，企業(yè)股票將面臨嚴(yán)重的信息不對稱問題和較低的流動(dòng)性。Attig等（2006）基于加拿大公司樣本的研究也發(fā)現(xiàn)，大股東終極控制權(quán)和所有權(quán)的分離越大，股票的流動(dòng)性就越差。劉東霖等（2009）的研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的偏離程度越大，其獲取私有收益的動(dòng)機(jī)也

12、就越強(qiáng)烈，進(jìn)而降低公司信息披露透明度；他們的研究同時(shí)發(fā)現(xiàn)，與非國有控制公司相比，國有控制公司信息披露透明度狀況較好。姜毅等（2011）的研究表明，股權(quán)分置改革后，我國上市公司的信息披露質(zhì)量對控制權(quán)私人收益的抑制發(fā)揮了很大的作用，信息披露質(zhì)量越高，控制權(quán)私人收益水平就越低。洪金明等（2011）的研究認(rèn)為，信息披露質(zhì)量高的公司會減少控股股東的資金占用，并且傾向于選擇高質(zhì)量的審計(jì)師。 前述文獻(xiàn)分析表明，控股股東的股權(quán)特征會影響到公司的信息披露，進(jìn)而會影響企業(yè)與市場間的信息不對稱。因此，在現(xiàn)有文獻(xiàn)的基礎(chǔ)上，本文嘗試從另外一個(gè)角度考察終極控制人的兩權(quán)分離特征與信息不對稱的關(guān)系，即分析終極控制人

13、的兩權(quán)分離特征對企業(yè)股票收益波動(dòng)性的影響。一般來說，控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)存在偏離的終極控制人都會存在較強(qiáng)的侵占動(dòng)機(jī)，本文將通過分析企業(yè)股票收益波動(dòng)性對兩權(quán)分離特征的反映，反向考察終極控制人的侵占動(dòng)機(jī)。很多文獻(xiàn)的研究也都表明，現(xiàn)實(shí)中的控制人的侵占更多是通過關(guān)聯(lián)交易、資金占用和違規(guī)擔(dān)?；蛘邇?nèi)幕交易等形式進(jìn)行，但無論采取哪種價(jià)值侵占方式，都需要盡量規(guī)避監(jiān)管部門的監(jiān)督和核查，終極控制人都有動(dòng)機(jī)將這些處于灰色地帶的交易盡量“秘密”地進(jìn)行，即可能會故意在信息披露方面進(jìn)行操控。而被操縱的信息將使得企業(yè)與外部市場間的信息不對稱程度進(jìn)一步增加，信息不對稱程度的增加也會使得市場中投資者對企業(yè)的證券估值更加難以準(zhǔn)確進(jìn)行

14、，投資者對企業(yè)證券的估值差別也會較大，進(jìn)而造成股票收益產(chǎn)生更大的波動(dòng)，這在客觀上增加了外部中小投資者的風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)，終極控制人也可能利用“制造”的信息不對稱進(jìn)行某些內(nèi)幕交易，進(jìn)行炒作獲利。尤其在股改的影響尚未完全消失的中國股市，還存在大量的大股東減持和資產(chǎn)注入行為，這些基于大股東自身利益的行為也都可能會嚴(yán)重影響到信息不對稱性，進(jìn)而造成股票收益產(chǎn)生更大的波動(dòng)性實(shí)踐中的案例如：2010年12月2日御銀股份（002177）推出股權(quán)激勵(lì)計(jì)劃，公司將向高管以及中層技術(shù)管理人員等授予270萬份股票期權(quán)，行權(quán)價(jià)格為公告前一個(gè)交易日公司股票收盤價(jià)的15.40元；御銀股份同時(shí)制定了較高的行權(quán)條件，比如公司2011

15、年度經(jīng)審計(jì)凈利潤較2010年增長率不低于80%。此后，御銀股份股價(jià)大漲，股價(jià)從15.40元最高漲到21.99元；但當(dāng)楊文江減持完畢后，公司的股價(jià)在24日大跌超過7%。 。 基于上述分析，我們提出假設(shè)：終極控制人兩權(quán)分離度越高，公司股票收益波動(dòng)性越大。 三、研究設(shè)計(jì) 1.樣本選取 考慮到股權(quán)分置改革可能對公司行為以及資本市場產(chǎn)生的影響（黃晶 等，2011；謝世清 等，2011），本文的研究樣本選取了2007至2010年在我國上海和深圳證券交易所上市的公司。在樣本選取過程中，為了保證結(jié)論的穩(wěn)健性，我們遵循了如下的篩選原則：（1）剔除ST公司；（2）剔除金融行

16、業(yè)公司；（3）剔除控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)或者股票收益波動(dòng)性數(shù)據(jù)不完整的公司；（4）剔除解釋變量與被解釋變量數(shù)據(jù)存在異常值的公司；（5）根據(jù)一般的研究慣例和現(xiàn)實(shí)中的情況，同時(shí)考慮到關(guān)于終極控制人控制權(quán)的數(shù)據(jù)中已經(jīng)充分考慮了股東間一致行動(dòng)對終極控制人控制權(quán)大小的影響，因此，我們剔除了樣本中終極控制人控制權(quán)小于15%的公司，以保證樣本公司終極控制人擁有較強(qiáng)的控制力對于終極控制人控制權(quán)分界點(diǎn)，我們還分別使用了10%和20%控制權(quán)比例作為分界點(diǎn)以及不設(shè)控制權(quán)比例分界點(diǎn)三種做法。通過檢驗(yàn)我們發(fā)現(xiàn)，文章的結(jié)論沒有受到實(shí)質(zhì)性的影響，說明文章的研究結(jié)論具有穩(wěn)健性。但限于篇幅，文中未作明確報(bào)告。 。至此，本文樣本的實(shí)際

17、有效觀測值為4589個(gè)。本文計(jì)算兩權(quán)分離度的數(shù)據(jù)來源于CSMAR數(shù)據(jù)庫；根據(jù)該數(shù)據(jù)庫的說明，數(shù)據(jù)庫中終極控制人控制權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)的計(jì)算方法為Porta（1999）的計(jì)算方法。其他數(shù)據(jù)來源于WIND金融數(shù)據(jù)庫，數(shù)據(jù)處理軟件為EXCEL2003和SPSS17.0。 2.變量定義 （1）被解釋變量 本文研究的對象為上市公司終極控制人兩權(quán)分離度與股票收益波動(dòng)性的關(guān)系，因此我們的被解釋變量為股票收益波動(dòng)性。由于終極控制人兩權(quán)分離度只有年度數(shù)據(jù)，因此我們選擇了年度指標(biāo)度量股票收益波動(dòng)性。出于穩(wěn)健性考慮，我們選取了兩種指標(biāo)度量股票收益的波動(dòng)性，即貝塔值與年化波動(dòng)率。貝塔值的具體計(jì)

18、算方法為：取最近52周的交易數(shù)據(jù)，以普通周收益率為計(jì)算周期，標(biāo)的指數(shù)為上證綜合指數(shù)。年化波動(dòng)率的計(jì)算方法為：按照當(dāng)年最后一個(gè)交易日之前52周，以周收益率為基準(zhǔn)，用普通收益率計(jì)算收益率標(biāo)準(zhǔn)差。（2）解釋變量 理論上認(rèn)為，之所以終極控制人的兩權(quán)分離能夠增強(qiáng)其侵占動(dòng)機(jī)，本質(zhì)上源于其侵占的成本和收益的不對稱。借鑒投資學(xué)的基本理論，現(xiàn)金流權(quán)等同于行為成本，控制權(quán)則等同于行為收益，二者間的比例關(guān)系則等同于收益率。因此，用二者間的比例關(guān)系更能夠描述終極控制人的侵占動(dòng)機(jī)。我國特殊的上市公司控制結(jié)構(gòu)和公司治理狀況表明，上市公司的直接控制人一般都為法人，而該法人的各股東間一般都具有一定的行為一致性。如果

19、仍舊用終極控制人的控制權(quán)來描述其控制力度，則有可能低估其控制力。因此，上市公司終極控制人對上市公司的控制力度用上市公司直接控制人的控制權(quán)描述更合理，而用終極控制人現(xiàn)金流權(quán)與上市公司直接控制人控制權(quán)的比例描述終極控制人的兩權(quán)分離度也更合適。 基于上述分析，考慮到我國上市公司特殊的治理水平和控制結(jié)構(gòu)，我們在既有文獻(xiàn)指標(biāo)設(shè)定的基礎(chǔ)上進(jìn)行了調(diào)整，選擇了用終極控制人現(xiàn)金流權(quán)與直接控制人控制權(quán)的比值（分離度一）以及終極控制人現(xiàn)金流權(quán)與直接控制人控制權(quán)的差值（分離度二）來描述其兩權(quán)分離度。同時(shí)，出于穩(wěn)健性考慮，本文的穩(wěn)健性檢驗(yàn)中使用了終極控制人現(xiàn)金流權(quán)與終極控制人控制權(quán)的比值（分離度三）和差值（分

20、離度四）描述其兩權(quán)分離度。分析結(jié)果表明，相對于分離度三和分離度四，分離度一和分離度二對企業(yè)負(fù)債率、盈利能力以及Tobins Q值的解釋力度都要更強(qiáng)。但限于篇幅，文中未報(bào)告具體數(shù)據(jù)結(jié)果。 （3）控制變量 根據(jù)相關(guān)文獻(xiàn)的研究結(jié)論，本文選擇了企業(yè)性質(zhì)企業(yè)性質(zhì)的分類方法為：按照實(shí)際控制人擁有上市公司股份性質(zhì)劃分，若為國家股、國有法人股或者國有股的認(rèn)定為國有企業(yè)，否則為非國有企業(yè)。 、股權(quán)集中度、公司規(guī)模、盈利能力、收入增長率、機(jī)構(gòu)持股比例、公司股票是否為市場指數(shù)股以及年度和行業(yè)作為控制變量（Gompers et al，2001；Xu et al，2003；祁斌 等，2006；胡大春

21、 等，2007；劉奕均 等，2010）。具體相關(guān)變量的類型、名稱、縮寫和度量列示在表1中。 3.模型設(shè)定 根據(jù)本文的研究問題和指標(biāo)定義，我們設(shè)計(jì)了如下的回歸模型： 其中：CONS為截距項(xiàng)，it為誤差項(xiàng)，變量下角標(biāo)分別表示第i家公司和第t期，其他具體變量皆按表1的定義。 四、實(shí)證分析結(jié)果 1.描述性統(tǒng)計(jì)分析 從表2中Panel A可以看出，股票收益波動(dòng)性一（VOLA1）的均值為0.971，標(biāo)準(zhǔn)差為0.349；波動(dòng)性二（VOLA2）的均值為61.809，標(biāo)準(zhǔn)差為14.846。分離度一（SEPA1）的均值為0.875，即如果終極控制人每侵占

22、一元價(jià)值，其只需承擔(dān)0.875元的成本，其標(biāo)準(zhǔn)差為0.377；分離度二（SEPA2）的均值為-5.424，標(biāo)準(zhǔn)差為11.723。分離度一（SEPA1）的極小值為0.02，說明該公司的控制權(quán)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了現(xiàn)金流權(quán)，終極控制人的控制權(quán)的杠桿效應(yīng)非常明顯。分離度二（SEPA2）的極小值為-71.746，也說明控制權(quán)遠(yuǎn)遠(yuǎn)超過了現(xiàn)金流權(quán)。 Panel B為按照股票收益波動(dòng)性大小分作三個(gè)組的分別統(tǒng)計(jì)結(jié)果，表中數(shù)據(jù)顯示，無論按照分離度一（SEPA1）還是分離度二（SEPA2），描述性統(tǒng)計(jì)都顯示出一個(gè)明顯的規(guī)律：控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)分離程度越大（即指標(biāo)值越?。?，對應(yīng)的股票收益波動(dòng)性越高；而且，均值和標(biāo)準(zhǔn)差都

23、遵循此規(guī)律。該數(shù)據(jù)分析結(jié)果為我們的假設(shè)檢驗(yàn)提供了初步支持。 表3顯示，股票收益波動(dòng)性與其他主要變量基本都存在明顯的相關(guān)關(guān)系，尤其與比值分離度和差值分離度都存在明顯的負(fù)相關(guān)關(guān)系，表明終極控制人兩權(quán)偏離越嚴(yán)重，企業(yè)的股票收益波動(dòng)性越大，與預(yù)期關(guān)系一致。另外，進(jìn)入模型的各解釋變量之間相關(guān)系數(shù)都在0.35以下，預(yù)期不存在明顯的共線性。 注：左下三角為pearson相關(guān)系數(shù)，右上三角為spearman相關(guān)系數(shù)。上角標(biāo)* *表示在置信度（雙側(cè)）為 0.01 時(shí)相關(guān)性是顯著的，*表示在置信度（雙側(cè)）為0.05時(shí)相關(guān)性是顯著的。 2.實(shí)證模型分析 本研究利用普通最小二乘

24、法（OLS）進(jìn)行實(shí)證分析。借鑒以往文獻(xiàn)研究成果，在控制了相關(guān)可能影響股票收益波動(dòng)性的變量后，以多元回歸估計(jì)公司終極控制人兩權(quán)分離程度對股票收益波動(dòng)性的影響，研究對象為20072010年我國滬深證券市場的上市公司。各實(shí)證結(jié)果分別列示在表4（全樣本回歸）、表5（按企業(yè)性質(zhì)分組回歸）和表6（按股權(quán)集中度分組回歸）中。 （1）基于全樣本的回歸分析 根據(jù)表4的回歸結(jié)果，在控制相關(guān)變量的情況下，當(dāng)被解釋變量為股票收益波動(dòng)性一（VOLA1）時(shí)，分離度一（SEPA1）的回歸系數(shù)T值為-3.604，模型的Adj-R2為18.9%；分離度二（SEPA2）的回歸系數(shù)T值為-4.133，模型的Ad

25、j-R2為18.9%，都在1%顯著性水平上顯著。當(dāng)被解釋變量為股票收益波動(dòng)性二（VOLA2）時(shí)，分離度一（SEPA1）的回歸系數(shù)T值為1.705，模型的Adj-R2為29.7%，在10%水平上顯著；分離度二（SEPA2）的回歸系數(shù)T值為-2.702，模型的Adj-R2為29.7%，在5%水平上顯著。4個(gè)回歸模型的F值也都在1%水平上顯著，顯示模型的配適度也處于較高水平。 綜合來說，無論解釋變量為分離度一（SEPA1）還是分離度二（SEPA2），被解釋變量為股票收益波動(dòng)性一（VOLA1）還是波動(dòng)性二（VOLA2），終極控制人兩權(quán)分離程度與股票收益波動(dòng)性二者之間都呈現(xiàn)顯著的負(fù)相關(guān)關(guān)系。即

26、終極控制人現(xiàn)金流權(quán)偏離控制權(quán)越嚴(yán)重，公司的股票收益波動(dòng)性越大。兩權(quán)偏離越嚴(yán)重，可能對應(yīng)著控制人更強(qiáng)的侵占動(dòng)機(jī)和與外部投資者之間更嚴(yán)重的信息不對稱，更嚴(yán)重的信息不對稱則會導(dǎo)致股票收益更大的波動(dòng)性，這也提高了外部投資人的風(fēng)險(xiǎn)。同時(shí)我們看到，用差值描述的分離度二（SEPA2）顯然對股票收益波動(dòng)性有更強(qiáng)的解釋，其對應(yīng)的回歸系數(shù)T值都顯著高于分離度一所對應(yīng)的T值。（2）基于公司特征的分組回歸分析 注：括號內(nèi)數(shù)字為相應(yīng)回歸系數(shù)的t值。各回歸系數(shù)右上角標(biāo)*、* *和* * *分別表示統(tǒng)計(jì)量在10%、5%和1%的顯著水平上是顯著的，回歸方法為普通最小二乘回歸（OLS）。下同。 鑒于我國資本

27、市場建立和發(fā)展的特殊性，市場中存在國有企業(yè)和非國有企業(yè)的性質(zhì)區(qū)別，該種出資人性質(zhì)的不同很可能會導(dǎo)致企業(yè)的行為出現(xiàn)較大的差異。馮旭南等（2009）和渡邊真理子（2011）的研究也發(fā)現(xiàn)，國有上市公司和民營上市公司的所有權(quán)和控制權(quán)結(jié)構(gòu)特征存在較大的差別。因此，我們進(jìn)一步檢驗(yàn)了企業(yè)的該種性質(zhì)差別是否會影響終極控制人兩權(quán)分離度與股票收益波動(dòng)性的關(guān)系。 對比表5中模型1和模型5數(shù)據(jù)，終極控制人兩權(quán)分離度對股票收益波動(dòng)性的回歸系數(shù)分別為-0.017和-0.073，回歸系數(shù)的T值分別為-0.875和-3.948，存在顯著的差別，其他幾個(gè)對比模型也都存在類似關(guān)系。說明相對于國有企業(yè)，非國有企業(yè)終極控制

28、人兩權(quán)分離度與股票波動(dòng)性的負(fù)相關(guān)關(guān)系更加顯著，顯示出民營企業(yè)的大股東控制所導(dǎo)致的侵占問題更加嚴(yán)重。根據(jù)我國上市公司的控制鏈條特征，民營企業(yè)一般都可以找到自然人性質(zhì)的終極控制人，因此，公司的行為具有更多的自然人意志特征，而作為自然人的終極控制人也更可能通過關(guān)聯(lián)交易和操縱企業(yè)信息披露等方式來獲取控制權(quán)私人收益。與之相反的是，國有上市公司都不存在自然人性質(zhì)的終極控制人，終極控制人法律特征的差別也使得兩類企業(yè)的行為特征有著截然不同的模式（崔學(xué)剛 等，2011；魏卉 等，2011）。李維安等（2010）以及宋玉（2009）的研究也發(fā)現(xiàn)，在終極控制人存在兩權(quán)分離的情況下，政府控制的公司比民營企業(yè)有更好的經(jīng)

29、理層治理水平，而且非國有公司終極控制人的兩權(quán)分離度會產(chǎn)生更大的影響，說明同樣的兩權(quán)分離在不同的企業(yè)所產(chǎn)生的影響是不同的，這與本文的研究在邏輯上是一致的。 （3）基于股權(quán)集中度的分組回歸分析 我國上市公司的股權(quán)集中程度是非常高的（馮旭南 等，2009；吳育輝 等，2011）。而高度集中的股權(quán)雖然可能帶來決策效率的提升，但更可能導(dǎo)致不同類型股東之間產(chǎn)生沖突，造成實(shí)質(zhì)上的內(nèi)部人控制，進(jìn)而影響公司治理的有效性。因此，我們根據(jù)樣本公司的股權(quán)集中度對樣本公司進(jìn)行了分組回歸，以考察股權(quán)集中度是否會影響到終極控制人兩權(quán)分離度與股票收益波動(dòng)性之間的關(guān)系分組方法：根據(jù)樣本的中值分作兩組，集中度

30、較高的組為股權(quán)集中組，集中度較低的組為股權(quán)分散組。 。 表6數(shù)據(jù)表明，對于股權(quán)集中的公司，其終極控制人兩權(quán)分離度與股票收益波動(dòng)性的負(fù)相關(guān)關(guān)系非常顯著，大都達(dá)到了1%的顯著性水平（如模型1中分離度對股票收益波動(dòng)性的回歸系數(shù)和T值分別為-0.066和-3.395）。而對于股權(quán)分散的公司，其二者的負(fù)相關(guān)關(guān)系并未達(dá)到顯著水平（如模型5中分離度對股票收益波動(dòng)性的回歸系數(shù)和T值分別為-0.030和-1.500）。股權(quán)結(jié)構(gòu)理論認(rèn)為，上市公司股權(quán)越集中，大股東間相互監(jiān)督的可能性則越少，而且更少的大股東也更可能產(chǎn)生大股東間的一致行動(dòng)。因此，在股權(quán)高度集中而且存在兩權(quán)分離的企業(yè)，終極控制人的侵占動(dòng)機(jī)會更強(qiáng)，侵占行為也會更容易實(shí)施。在此情況下，企業(yè)與外部市場間的信息不對稱更加嚴(yán)重，外部投資者處于更加嚴(yán)重的弱勢地位，進(jìn)而會導(dǎo)致股票收益更大的波動(dòng)性。也就是說，分散的所有權(quán)結(jié)構(gòu)可以提高股票的流動(dòng)性，降低投資者風(fēng)險(xiǎn)，這和世界范圍內(nèi)一個(gè)經(jīng)濟(jì)體中投資者保護(hù)水平越高其上市公司股權(quán)越分散的現(xiàn)象是一致的。