控制权转移价格管理
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【摘要】本文通过模型和实证手段，分析了独立董事是否会影响我国上市公司控制权转移价格的制定。按照本文的模型显示，上市公司董事会中的独立董事比例如果高于法律法规规定的最低比例，将减少公司被折价出售的机会。
【关键词】独立董事控制权市场控制权转移价格实证研究
独立董事又可称为外部董事、非执行董事。因具有超然的地位、独立的态度和判断，独立董事能有效地增强董事会的独立性，使其发挥应有的作用。此外，独立董事还在企业接管过程中发挥着重要的作用，因为独立董事的一个重要职责就是决定企业是否可以出售，以及以怎样的价格出售。Brickley和James（1987）发现，美国限制银行兼并州里的银行，董事会中外部董事比例明显小于允许兼并的州，说明外部董事在评估购并建议方面有关键的作用。Kini、Kracaw和Mian等人的研究表明，当一个以内部董事为主的企业被收购后，独立董事的比例就会增加，而当一个以独立董事为主的企业被收购后，董事会非独立董事的比例就会上升，独立董事占多数的企业可以向收购方索要更高的价格。CotterShivdasani和Zenner发现，在公司兼并重组的标价收购情况下，独立董事比内部董事在收购中更为有效地代表股东利益，增加企业价值。ByrdHickman发现独立董事的作用有利于降低公司购并行为带来的负面效应。Shivdasani发现独立董事比例与公司被收购的可能性成反比。Brickley、Coles和Terry发现，独立董事占多数的公司，公布反收购策略之后，股价会上升，相反独立董事占少数的公司，公布反收购策略后，股价会下降，显示市场对外部董事的信任。Lee、Rosenstein、Rangan和Davidson（1992）认为，独立董事占较少比例的企业，管理层较易以较低的非公允价格收购其他企业，而独立董事占多数的企业，管理层收购其他企业时的收购价格相对较高。
在我国，对这一部分内容研究的人并不多。理论上，谭劲松从外部市场不成熟推测，独立董事对控制权转移无多大的影响，但无数据支持。实证上，王鹏飞、谢永珍认为董事会独立性与上市公司外部环境并无替代作用，但是他们使用的是模型参数，以资源风度与动态性来衡量。龚红（2004）认为独立董事的数量与董事会战略决策参与程度不相关，但没有把控制权转移行为单独分离开来。
西方国家控制权市场以要约收购为主，而我国所特有的股权结构决定了我国控制权交易大大别于西方。本文主要运用模型来检验我国的情况，主要检验在我国，独立董事能否影响我国上市公司控制权转移价格的制定。
一、研究方法和假设
由于我国特殊的国情，我国上市公司的股权转移价格的定价方式与国外不同。我们不能照搬国外的方法，需要针对本国的情况进行研究。
1、研究内容和假设
我国上市公司控制权转移的价格一般是在每股净资产的基础上，由收购双方根据力量博弈的结果来确定，同时有的还需要经过国资委的审批通过。因此，这些非市场因素会造成控制权转移的价格基本上围绕每股净资产上下波动。对于转移价格的明文规定，使得独立董事对转移价格高低的直接作用发挥有限，表现为控制权转移价格或者高于每股净资产，或者低于每股净资产。转移价格低于每股净资产意味着上市公司的资产被折价出售，而对有国有控股的企业，意味着国有资产的流失。独立董事虽然不能直接影响交易价格的高低，但能为上市公司献计献策，使其在博弈中获得有利于自己的结果，表现为使交易价格能高于每股净资产，不至于使资产被折价出售。
2、样本选择
本文研究的样本以2002—2005四年间发生了控制权转移的公司为基础，按照以下要求再进一步选取：第一，控制权转移方式采用有偿方式，包括司法拍卖、司法裁定；第二，转移价格及其他相关财务数据完整。入选后的样本为：2002年41家，2003年44家，2004、2005年50家，一共为135家。
3、样本分组
控制权发生转移的公司样本所使用的独立董事指标和财务指标都是选取控制权发生转移的上一年年底时的数据。虽然中国证监会在2001年了指导意见，硬性规定需设立独立董事，但2001年年底尚不在指导意见的时效内，在这个阶段，上市公司对独立董事的设立基本上出于自发，不仅设立的公司有限，人数更是有限。因此，把控制权转移发生在2002年的公司设为第一组样本。
按指导意见，上市公司的董事会需在2002年6月30日前至少设立2名独立董事，控制权转移发生在2003年的公司所选用的数据来自2002年年底，大部分上市公司按照意见设立了独立董事，但由于很多公司是迫于压力而设，因此只会把人数设立在最低的限度上，而高于此底线的公司则可以看作是自发多于强制。因此把控制权转移发生在2003年的设为第二组样本。从2003年6月30日开始，上市公司的董事会应当至少包括三分之一的独立董事。因此，控制权转移发生在2004、2005年的公司设为第三组。即：
样本一：控制权转移发生在2002年
样本二：控制权转移发生在2003年
样本三：控制权转移发生在2004、2005年
二、变量设计和描述性统计
1、模型
本研究将采用Logistic模型估计解释独立董事设置的程度对转移价格的影响，使用的统计软件为SPSS13.0。
令P为转移价格大于等于每股净资产的可能性，INDS为独立董事占董事会的比例，IND1为虚拟变量。如果INDS≥1/3，则IND1=1；如果INDS＜1/3，则IND1=0。Si为一组控制变量，ε为随机扰动项。构造Logistic概率分布函数为：
ln[P/(1-P)]=α+β×IND1+∑riSi+ε
2、变量设计
（1）因变量。根据研究的需要，因变量设为转移价格P是否大于等于每股净资产NAPS，如果转移价格大于等于每股净资产，则PNAPS=1；如果转移价格小于每股净资产，则PNAPS=0。
3、描述性统计
本文首先分别对三组样本做了描述性统计，发现前两组样本都无法做出显著结果。但对于控制权转移发生在2004年和2005年的样本三，本文发现了变量间显著的关系。
首先，本文对样本三中的解释变量做了列联分析，发现独立董事比例是否大于等于三分之一与转移价格是否大于等于每股净资产这两组定类变量的χ2=3.835，p=0.075，Phi、Cramer''''sV和C系数如表2。
（注：a、Notassumingthenullhypothesis；b、Usingtheasymptoticstandarderrorassumingthenullhypothesis。）
基于χ2的PHI系数，C系数与CV系数值都小于0.05这个显著水平，因此，可以拒绝原假设，认为这两个定类变量不是独立而是相关，即独立董事比例的设置是否高于等于最低标准会显著影响到控制权转移的价格是高于每股净资产还是低于每股净资产。
其次，对虚拟变量做列联分析，发现收购方与目标公司是否有关联与转移价格是否大于等于每股净资产这两组定类变量的χ2=7.339，p=0.029，Phi、Cramer''''sV和C系数如表3。
（注：a、Notassumingthenullhypothesis；b、Usingtheasymptoticstandarderrorassumingthenullhypothesis。）
同样，可以看出基于χ2的PHI系数，C系数与CV系数值都小于0.05这个显著水平，因此，可以拒绝原假设，认为这两个定类变量不是独立而是相关的。
最后，本文对其他控制变量进行单因素ANOVA分析，结果见表4。从表1可以看出，目标公司的公司规模、效益、股权转让比例、高管人员持股总数比例会对转移价格是否能高于每股净资产产生显著的影响。
三、多元回归结果及解释
本文运用logit方法估计独立董事比例设置是否符合法规要求，是否会影响到股权转让的定价？
从模型一到模型四，模型的拟合度都不是很高。从拟合度最高的模型二来看，虚拟变量IND的系数为正，即独立董事比例高于等于法规规定的三分之一时，目标公司转移价格更有可能是高于每股净资产，也就是说上市公司中独立董事设置的比例如果能符合法规最低要求的话，将减少将公司折价出售的机会。此外，收购方是否与目标公司有关联这一变量与转让价格是否高于每股净资产负相关，从中可以推断出，如果收购方是目标公司的关联方，将降低转让价格高于每股净资产的可能性，说明收购行为很可能属于关联交易，会增加将公司折价出售的机会，控制权转移行为易成为控股股东谋取私利的工具，但是该模型的精确度并不是很高。
四、结论
按照Kini、Kracaw和Mian等人的研究表明，独立董事占多数的企业可以向收购方索取更高的价格。但根据本文的研究，在我国，转让价格与独立董事设置这两者间，我们无法检验出两者之间具有显著的相关性。这主要是因为我国的股权转让主要发生在非流通股之间。由于市场的分割，使得上市公司“同股不同价”，股权转让的价格不能像国外那样由市场来决定。同时存在大量的国有股转让，使得转让价格的确定还需遵循国家的法律法规，非市场化的定价行为大大弱化了独立董事的作用。
但与此同时，独立董事的设置与转让价格是否高于每股净资产在计量上显示出了微弱的相关性。每股净资产是我国法律法规规定的股权转让的定价基准，但其只是个参考标准，转让价格仍可以围绕这个标准上下浮动。虽然股权转让的价格不能由市场来决定，但仍可以通过利益相关各方的力量博弈来确定。我国的股权转让大多涉及到国有股的转让，由于国有资产所有者缺位的问题，国有股的股权转让很可能就成为某些利益方谋取私利的工具，从而出现转让价格低于每股净资产的现象，即资产被折价出售，这意味着国有资产的流失。
按照本文的模型显示，上市公司董事会中的独立董事比例如果高于法律法规规定的最低比例，将减少公司被折价出售的机会。由此，可以推断，独立董事比例高的话，一方面可以增强目标公司管理层在谈判中的力量，另一方面可以加强对国有资产的保护力度，避免国有资产的流失。
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