关键词：控制利益 控制结构 最终控制人 实际控制人 价值影响 市场反应
本研究报告从公司控制（CORPORATE CONTROL）的经济内涵出发，在详细阐述公司控制结构概念的基础上，建立了关于控制结构的基本分析框架，揭示了公司控制结构与公司价值之间的理论关系，并结合信息披露及其价值影响的理论分析，提出了关于控制结构披露市场反应的统计研究假说。在上述理论分析的基础上，报告以2001年1月1日至2003年6月30日期间深交所上市公司发生实际控制权转移时的控制结构披露事件为基础，以按照研究目的调整后的事件为研究样本，进行实证分析。研究样本市场反应的测量结果及其回归检验结果表明：（1）披露控制结构与不披露控制结构相比，表现在短窗口内超额收益率的市场反应，前者明显高于后者；（2）在披露控制结构的情形下，表现在短窗口内超额收益率的市场反应显著大于零。最后，基于理论与实证的分析结果，结合国内外资本市场发展的实践与经验，报告进一步提出了研究的实践意义与政策建议。
报告认为，虽然中国上市公司的控制结构信息披露在不断加强，但从本报告提出的控制结构分析框架来看，在持股方式与董事来源等重要方面的信息披露上仍然存在相当的缺陷，需要全面加强公司控制结构信息的披露与监管，以提高对上市公司重大事件与重大交易的监管水平———尤其是对上市公司资本系的监管。
引 言
中国资本市场历经十几年的快速成长正逐渐进入规范化发展阶段，市场创新不断深化，上市民营企业的数量不断增加，上市公司的结构发生了显著变化，为资本市场的发展注入了相当的活力。在这个发展过程中，中国资本市场上也逐渐形成了以某一法人机构或自然人为核心或控制纽带的关联上市公司系（简称“资本系”）。由于对上市公司控制结构信息披露的要求到最近两年才引起监管机构的重视，因而大部分上市公司所属集团内部以及上市公司“资本系”内部的控制关系非常隐蔽，给上市公司的监管带来了诸多问题。
正因为如此，2002年底，中国证监会颁布实施了《上市公司收购管理办法》与《上市公司股东持股变动信息披露管理办法》，要求信息披露义务人在大宗股份发生变动时详细披露股份控制人与上市公司之间的控制关系，同时2002年与2003年的上市公司年度报告披露准则也开始要求上市公司披露其与实际控制人之间的控制关系。
国内的现有研究则表明，股份控制人与上市公司之间的控制关系等控制结构因素作为公司治理的重要层面，对公司价值有着非常重要的影响。那么，实践中，在中国这种缺乏系统性投资者保护的“新型+转轨”经济的国家中，类似这种披露是否有助于保护投资者利益？或者说，投资者基于价值判断的市场反应如何呢？这是一个需要回答的理论与政策问题。
本报告主要以现阶段上市公司实际控制权转移过程中的控制结构披露为样本，研究披露事件前后不同样本市场反应的差异，研究披露行为对市场反应的影响程度，并在理论分析与实证模型检验结果的基础上结合当前中国上市公司控制结构披露制度的现状，提出本研究的实践意义与政策建议。
一、控制结构及其披露的
理论与假说
1、控制结构的经济内涵
本文中，控制结构指的是：最终控制人试图通过一致行动、差额投票权、多重塔式持股、交叉持股、董事会形成机制、董事提名机制等方式实现其在上市公司的控制地位的形式，它所表明的是最终控制人与上市公司之间的控制关系。在一定的控制结构下，最终控制人能否以最大限度的低成本实现其在公司中的控制地位，不仅取决于是否采用塔式持股等持股方式，而且还取决于董事会的形成机制与董事的提名机制，相对控制人之间博弈的集中体现就是董事会的构成。
LA PORTA，LOPEZ-DE-SILANES & SHLEIFER（LLS，1999）在考察全球上市公司股权结构时，从公司控制与控制结构的角度把公司大致分成两类：分散持有的公司与拥有最终控制人的公司。BEBCHUK ET AL（1999）指出，在后一种公司中，最终控制人取得实际控制权与控制地位的方式主要有两种：（1）在一股一票的情形下，持有公司足够大的股份；（2）在一股一票的情形下，通过塔式持股等方式在持有较少份额现金流权利的同时取得公司的实际控制权。在第（2）种情形下，研究控制权的实现方式并确定公司的最终控制人会比较复杂，因为它要求进一步沿着股权关系向上追溯考察其他各种关系（一致行动、差额投票权、塔式持股、交叉持股等）。
按照LLS（1999）的思路，在一定的阀值标准下（即拥有多少投票权才能取得一定的控制地位，假定为10%），公司的控制结构中最终控制人的个数（NCult）可能出现一下几种情况：（1）NCult=0，（2）NCult=1，（3）NCult>1.显然，如果NCult=0，则该公司可以界定为分散持有的公司；否则，该公司即为拥有最终控制人的公司，即：NCult≥1.而按照《上市公司收购管理办法》的基本精神，在NCult=1的情况下，该最终控制人就是公司的实际控制人。因此，可以把公司的控制人（CONTROLLER）区分为最终控制人（ULTIMATE CONTROLLER）与实际控制人（EFFECTIVE CONTROLLER）。显然，这种区分是有意义的，因为在NCult>1的情况下，很难事先判断出实际控制人，在公司治理的实际运作过程中，最终控制人之间还存在着一个博弈过程；而且，这种博弈过程是动态的。更为重要的是，最终控制人之间的这种博弈可能给公司的经营运作造成威胁，进而给公司的投资者带来损失。实际上，可以把NCult=1情形下的最终控制人称为绝对控制人/实际控制人，而把NCult>1情形下的最终控制人称为相对控制人：因为在NCult>1的情形下，虽然相应的控制人取得了可以“控制”公司资源使用的“权利”，但最终的结果还要取决于最终控制人之间的博弈。
另一方面，就一定的持股方式而言，最终控制人还需要借助于董事会来实现其最终控制地位（不一定是“实际控制人－EFFEC－TIVE CONTROLLER”），所以公司董事会的组成机制尤其是董事的提名机制在公司控制结构的形成过程中也就显得非常重要了。理论上讲，公司董事所代表的是全体股东的利益；但根据政治学理论，在存在自由裁量空间并且外部惩戒体系不完善的情况下，公司董事首先需要考虑的是推举他的股东/股份控制人的意志。在NCult>1的情形下，相对控制人之间的博弈在董事会的构成与董事的提名上就会体现出来。《收购管理办法》第六十条第（四）项就指出“通过行使表决权决定一个上市公司董事会半数以上成员当选的”也构成对一个上市公司的实际控制。因此，不管是通过什么样的方式行使表决权，一旦某一方确定了半数以上的公司董事，就实现了对上市公司的实际控制。因此，弄清楚每一位董事是“谁”通过法定途径“决定”的（即董事会成员的来源及其与主要股东/股份控制人之间的关系），对了解公司控制结构也是非常重要的。
在中国现行的法律法规框架下，控制结构中的董事会形成/提名机制同时又与持股方式有着非常紧密的联系。中国证监会1997年颁布实施的《上市公司指引》对董事的选举、提名提到了这样的参考规定：“第五十七条 公司召开董事会，持有或者合并持有公司发行在外有表决权股份总数的百分之五以上的股东，有权向公司提出新的提案。”“第六十七条 董事、监事候选人名单以提案的方式提请股东大会决议。董事会应当向股东提供候选董事、监事的简历和基本情况。（注释：公司应当在章程中规定董事、监事提名的方式和程序。）”而且，《上市公司章程指引》也提到：“（三）董事会和监事会成员的任免及其报酬和支付方法”作为股东大会的普通决议，“应当由出席股东大会的股东（包括股东代理人）所持有表决权的二分之一以上通过”。
因此，要全面地考察公司的控制结构，不仅要全面地考察最终控制人在公司中的持股结构，还要考察董事会的形成机制与董事的提名机制。
2、控制结构与公司价值
BEBCHUK，KRAAKMAN & TRIANTIS（1999）则指出，实际控制人往往会通过（多重）塔式持股、交叉持股、差额投票权等方式实现或进一步加强其在公司中的控制地位，而在这样的控制结构下，控制人（最终控制人/实际控制人）直接的股权投入比较小，取得控制地位的成本也比较低，这样，控制人的现金流权利与所掌握的有影响力的投票权之间的差额就会更大；进而，对控制人来说，现金流权与投票权之间的分离也就会更明显，共有利益与自有利益之间就会出现更大的差异。因此，这种情况下的控制结构与公司价值之间的联系会更为紧密。针对成熟市场与转轨市场的实证研究也表明：公司控制结构是公司价值的重要决定因素，现金流权与投票权的分离将导致公司价值下降。
综上所述，公司价值与公司控制结构之间存在非常紧密的关系，并且公司控制结构影响公司价值的一个重要方面是：实际控制人赖以实现其控制地位的方式（如塔式持股、交叉持股、一致行动、董事会形成机制/董事提名机制等）往往会导致公司实际控制人在公司中的现金流权与投票权的进一步分离，这种分离是控制方攫取上市公司利益、扩大自有利益的基础，进而影响公司的价值及其市场评估。因此，现金流权与投票权分离成为控制结构影响公司价值的主要因素。
为方便下文讨论，根据上述分析，可以假定：
公司价值或公司价值的市场评估与公司控制结构之间存在下述函数关系，即控制结构价值函数：V=F（cfdiv，⊙）。其中，V为公司价值或价值的市场评估，cfdiv为公司控制结构影响公司价值的主要因素－现金流权利与投票权利的分离程度，⊙为影响公司价值的其它因素，如实际控制人的性质等。
3、信息披露的价值影响
信息经济学的观点表明，公司与投资者之间的信息不对称必然会导致公司股份交易与价值评估过程中的“逆向选择”（AD－VERSE SELECTION），进而导致资本成本上升。GROSSMAN & HART（1980）指出，某项资产的拥有者向潜在买方销售该资产的同时必然会向潜在买方披露信息；GROSSMAN & HART（1980）观点的基本逻辑是：（1）理性的潜在买方会认为卖方保留的信息是不利于标的资产估值或质量评价的信息，因此，潜在买方就会对标的资产进行打折，如果没有相应的修正机制，就会形成“柠檬资产市场”；（2）在这种情况下，优质资产的拥有者为了使自己的资产区别于劣质资产，就会采取相应的措施向潜在买方传递相应信息（即信息经济学中逆向选择的重要纠正机制：信号传递，SIGNALING），而该过程也就是信息披露的过程。VERRECCHIA（2001）指出，GROSSMAN & HART（1980）等研究提出的“资产拥有者保留的信息因为潜在买方的理性行为而被迫披露的理念是信息披露理论解释的一大创新”（P.414），而且也能够延伸到公司信息披露领域。例如：在股票发行过程中，潜在买方（潜在股东）会理性地认为发行人及其现有股东保留的信息是对股票价值不利的信息，因此会在购买的时候降低认购价格，从而使得发行折扣率提高、公司融资额降低，最终使得资本成本提高。为降低认购折扣率，发行人及其现有股东不得不在下述“利益均衡”原则下在一定程度上披露保留的部分信息而不管这种信息对股票估值多么不利：披露此类信息所带来的筹资收益不低于未披露此类信息时的筹资收益。COPELAND & GALAI（1983）也指出，在股票的公开交易过程中，理性的投资者同样会对公司管理层的信息保留行为会做出估值折扣的判断与决策，从而使得股票价格下降，流动性降低。
上述分析过程也可以用来作为上市公司自愿信息披露的理论解释。在资本市场的实际运行过程中，虽然大量的信息披露是强制，但公司管理层仍然拥有一些非常有助于公司评价的私人信息。VERRECCHIA（1983）等研究表明，以下两种信息之间就存在某种均衡：“管理层披露的有利于公司市场估值的信息”与“公司管理层保留的有损于公司市场估值的信息”。也就是说，在均衡状态下，并非所有的信息都披露出来了。同时，对管理层保留的信息，投资者对该种信息的内容与披露的决策行为（即决定是否披露）也有自己的“理性预期”，即：信息及信息决策将对公司价值产生一定的影响。这样，私人信息的披露对市场估值存在两方面的影响：（1）披露的信息内容对估值的影响，披露的信息内容作为投资者的市场估值基础，如公司控制结构；（2）披露决策/行为本身对估值的影响，例如，在自愿披露的情况下，披露行为表明，不管披露的信息是否有利于估值，管理层都有信心凭借自身的能力提升公司未来的价值。
假定在信息披露决策/行为前后，公司的估值分别为V0、V1，信息披露内容带来的市场估值增量为Winfo，信息披露行为带来的市场估值增量为Wdisc，即可得下述期望模型：
（1.1）E（V1）=E（V0）+E（Winfo|Wdisc）+E（Wdisc）
下面讨论有关（某种私人信息）披露的强制性问题。在强制披露环境下，信息从私人信息变成公开信息的过程，同样会涉及到管理层的决策行为。不同的是，强制环境下的披露决策/行为要涉及违规成本/惩罚成本。如果管理层没有披露必须披露的信息，那么公司或者公司管理层会受到监管机构的惩罚。假定，公司/管理层因为没有披露必须披露的信息而受到的处罚为γ，并且假定γ可以用货币衡量；显然，如果公司/管理层披露了必须披露的信息，那么，γ=0.如前所述，其它市场主体（主要包括市场投资者与市场分析人员）对公司/管理层的决策也会有一种“理性预期”：应该披露但未披露的信息对公司的市场估值是十分不利的；同时，公司/管理层因为其披露决策而受到的处罚（γ）也会使市场的诚信/能力评价降低，从而进一步降低公司的市场估值。记上述两种情况造成的市场估值折扣量为Wviolen；显然，γ与Wviolen之间存在着的正函数关系。这样，自愿披露环境下的预期模型（1.1）式就可以修正为：
（1.2）E（V1）=E（V0）+E（Winfo|Wdisc）+E（Wdisc）-E（Wviolen）
为讨论方便，记公司/管理层的披露决策前后公司的价值变化为W=V1-V0，（1.1）与（1.2）就可以整合形成一个模型：
（1.3）E（W）=E（Winfo|Wdisc）+E（Wdisc）-E（Wviolen），E（Wviolen）≥0；其中，在自愿披露环境下， E（Wviolen）=0，在强制披露环境下，E（Wviolen）>0.
（1.3）式中整合的市场估值预期模型表明，不管在自愿披露环境下还是在强制披露环境下，E（Winfo|Wdisc）与E（Wdisc）都是披露之后市场估值变化的重要因素，但这两部分会随着信息性质的不同而产生不同影响。
4、统计研究假说
下面就结合公司控制结构信息的特点、公司控制结构与公司价值之间的关系，在模型（1.3）的基础上，讨论公司控制结构披露的市场估值。
用上标α与β分别提示公司控制结构信息披露与未披露带来的相应价值变化，则（1.3）式可以分别改写为：
（1.4A）
（1.4B）
前面的分析表明， ；因为披露行为本身是公司/管理层在“均衡准则”指导下的决策结果，不管披露的公司控制结构信息对公司价值的市场评估多么不利，从总体上带来的价值增加（减少）都要高于（低于）不披露控制结构信息带来的价值增加（减少）。
下面来看 与 之间的关系。要计算 与 的期望值，不妨假定两个样本：公司披露控制结构导致的市场估值的变化样本A，公司未披露控制结构导致的市场估值的变化样本B.
同时，由于函数V=（cfdiv）是非减函数，因此，在这两个样本中市场估值变化的观测值可以形成一个非严格的降序排列，且假定排列如下：
（J≥3≥j≥1）
（K≥3≥k≥1）
由于在没有披露的情况下，投资者不可能根据已经披露的控制结构按照控制结构价值函数形成相应的市场估值，但投资者根据自己的理性预期形成的对公司的市场估值会远远低于应该披露之前的估值，甚至按照最坏的估值，估值下降幅度会超过披露公司控制结构的样本公司的价值增量，即 ；同时假定 ，即：对应样本公司，控制结构带来的价值变化为0.因而有：
（1.5）
（1.5）式表明 的期望值不会小于 的期望值，即：
承前，由于 且 ，从而E（Wα）>E（Wβ）。因此，在“影响公司价值的其它因素不变”的情况下，可以得到如下统计研究假设：
统计假设：上市公司披露控制结构与不披露控制结构相比，基于投资者市场估值变化的市场反应表现在价格上，前者要强于后者。
在现有经典研究文献中，研究市场估值的变化、财富效应以及表现在价格上的市场反应，通常采用的方式是考察公司决策行为事件带来的证券价格/收益率的变化或者超额收益率。因而，可以把上述统计假设改写为
统计假设：上市公司披露控制结构与不披露控制结构相比，基于投资者市场估值变化的市场反应表现在短窗口内超额收益率，前者要高于后者。
二、实证研究
本文按照下列研究路线检验上述假说：截取某一个特定时间段，针对某种特定事件的公告（定期报告或者重大事件公告），选取两种类型的公司，一类公司披露了公司的控制结构，一类公司没有披露公司的控制结构；然后，在同一个横截面上比较这两类公司的市场反应情况，看前一类的市场反应是否要高于后一类公司的市场反应，并用超额收益率来度量市场反应；之后，再把市场反应作为应变量、公司控制结构的披露（假定为变量Dctrl）等其他解释变量作为自变量，看变量Dctrl的回归系数是否为正且显著。
1、样本选择
在现有的控制结构信息披露体系中，监管机构更加关注在公司股份发生变更（尤其是控制权发生变更）时的信息披露，要求信息披露义务人披露变更后上市公司持有人/控制人与上市公司之间的控制关系，而对公司的静态控制结构没有更细的要求。同时，（1）董事会的实质性变动也往往是在公司大股东发生变换之后发生；（2）张新（2003）的研究表明
股权转让是否导致实际控制权发生转移对收益率的影响也存在重大差异；（3）投资者对导致控制发生变动的股权变动事件更敏感一些；（4）控制权转移过程中，潜在实际控制人控制结构的披露在一定程度上反映了上市公司的控制结构。
因此，在现有的披露制度环境下，比较合适的考察事件就是基于大股东变动的控制权变动事件，重点考察其中基于“实际控制人/持股方式”的控制结构披露－控制结构的两个重要层面。
本文以2001年1月1日至2003年6月30日期间深交所上市公司发生实际控制权转移时的控制结构披露事件为基础，在监管判断的基础上，剔出控股股东重组、金融机构与上市公司之间的“债转股”导致公司第一大股份发生变化、涉及外资的实际控制权转移事件、吸收合并等特殊案例后的通过协议转让与法院程序导致的实际控制权转移事件作为研究的可行样本。最后，根据事件研究的技术要求，选择了89个披露事件作为本文的研究样本。
从事件样本的披露特点来看，时间样本的披露深度基本上可以分为七种情况。按照《收购管理办法》第61条的基本精神，对来自深交所与证监会的业务数据，把上述两大类情形中的7种情况，按照控制结构披露的深度划分为六个层次；同时，为了更进一步的回归分析，把上述几种情况根据披露深度的不同定义一个披露程度的变量，给定相应的赋值，如表1所示。
表1控制结构披露程序（DISC）
2、市场反应的计算测量
在现有文献中，重大事件公告的市场反应一般都采用事件研究的办法来考察超额收益率，本文也将采用事件研究法来研究基于重大事件（实际控制权转移）的控制结构披露事件的价值影响与相应的市场反应。事件研究的基准估计模型将采用调整后的A－GRAWAL，JAFFE & MANDELKER（1992）三因素模型，具体调整过程如下：
变量的含义如下：
Rft：无风险利率。
：公司所在行业所有公司同一交易日的平均收益率。
：公司同属规模组内所有公司同一交易日的平均收益率。
Rmt：深沪两市A股有效交易股票当日复权收益率平均值。
由于本研究考察的时间跨度是基于日交易数据的短窗口，所以可以合理地假定Rft≈Rf0，则有：
图1 窗口[-60，+30]上的超额收益率*
* CAAR_NABE、CAAR_CD分别指披露/未披露控制结构样本的平均累积超额收益率，反斜杠后的数字表示该类组合的样本数量。
图1的计算结果表明：披露控制结构样本的超额收益率要高于未披露控制结构的超额收益率；也就是说，披露控制结构与不披露控制结构相比，短窗口内的超额收益率，前者要明显高于后者。
3、回归检验
SEFCIK & THOMPSON（1986）与MCWILLIAMS & SIEGEL（1997）都提到，在研究特定事件的超额收益率与公司特定性质或者事件特定性之间的关系时，往往可以建立超额收益率与解释变量之间的回归解释模型来探寻超额收益率与解释变量之间的解释关系及其显著程度。同样地，为了探寻公司控制结构的披露与因此带来的超额收益率之间是否存在显著的解释关系以及解释程度，也可以建立一个超额收益率的回归解释模型。
本文根据事件特征（短窗口内的超额收益率），在建立回归揭示模型检验市场反应的影响因素时，选取事件窗口中的窄小窗口 [-30，+5]内的累积超额收益率（CAR_30_5）作为应变量，把前面界定的控制结构披露程度（DISC）和其他一些可能的控制变量作为解释变量，建立下列解释回归模型：
其中，X为控制变量矩阵，λ为控制变量对应的参数矩阵，β为控制披露程度的参数。
根据本文研究的特点，主要涉及的控制变量包括：事件前窗口[-60，-31]上的累计超额收益率（CAR_60_31）、公司规模（SIZE）、TOBIN‘S Q值（Q）、资产负债率（LEV）、控制权交易增溢比（股权转让价格相对每股净资产的溢价比例，PREMIUM）、主营业务增长率（GROWTH）、每股收益（EPS）、现金储备能力（货币资金总资产比率，CRESV）、现金流能力（经营净现金流总资产比率，CFLOW）、控制度变化（控制权转移前后前三大股份控制方所控比例的平方和的变化，H_DIF）、买方性质（B_TYPE，是否国有）、交易类型（T_TYPE，是否协议转让）、环境控制变量（DUMPRD，样本事件是否发生在2002年12月1日之后）。
逐步回归。不固定任何解释变量而把14个解释变量都放到模型中进行分析，而剔除P值大于10%的变量；从实证结果来看，CAR_60_31、Q、LEV、SIZE、DISC都是CAR的显著影响因素，其影响程度（局部R2）分别为8.0%、5.5%、4.2%、3.6%、2.6%.上述逐步回归结果表明，不仅CAR_60_31、Q、LEV、SIZE、DISC是CAR的显著解释因素，而这五个因素构成的解释模型是其中的最佳模型。
模型对比。虽然逐步回归结果已经表明，其它解释变量并不显著，但还是需要对逐步回归剔除的部分重要解释变量进行对比，如控制度变化（H_DIF）、交易增溢比（PREMIUM）、公司成长（GROWTH）、制度环境控制变量（DUMPRD）。为此，分别把这四个因素分别加入CAR_60_31、Q、LEV、SIZE、DISC构造的回归模型中，看它们的加入是否有助于改善模型。实证结果表明，这四个因素的加入并没有改善模型，同时，它们的影响非常微弱、在统计上也不显著。
综合平均累积超额收益率的比较与回归解释模型的检验结果，可以统计研究假说成立，因为控制结构披露程度对累计超额收益率的影响显著为正，而现金流权与投票权的分离程度（控制度）的变化、制度环境的变化、买方性质与交易类型、公司成长、交易增溢比等因素带来的影响并不显著；同时也表明，回归检验模型的统计分析结果支持“影响公司的其它因素不变”的统计推断前提。
三、实践意义与政策建议
中国证券市场发展的十几年内，有关上市公司控制结构的信息披露也在不断加强；但是，从本文提出的控制结构分析框架来看，上市公司控制结构信息的现行披露管理框架依然存在很大缺陷。第一，强调变动过程中上市公司最终控制人（包括实际控制人与相对控制人）的披露，而没有强调静态过程中最终控制人的披露。也就是说，只要求5%或者5%以上公司股份变动的情况下，披露控制该股份的实际控制人，而没有要求所有持有5%或者5%以上公司股份的股东披露该股份的实际控制人，即没有要求上市公司披露除实际控制人之外的其他最终控制人与上市公司之间的控制关系。第二，强调控制结构中的持股方式，忽视董事会的形成与董事提名/来源。现行的披露准则基本上只要求披露董事会成员的姓名、性别、年龄、任期起止日期、年初和年末持股数量、年度内股份增减变动量及增减变动的原因，而没有要求披露公司董事的来源（即相应董事是由谁提名参加选举进入董事会的）。
因此，需要针对目前尚存的缺陷，进一步完善公司控制结构披露监管制度，使之涵盖控制结构的持股方式与董事形成机制（尤其是董事的来源）、公司的实际控制人与其他相对控制人等方面的信息。
