田昆儒 蔣勇

【摘 要】 基于2003—2014年中國(guó)A股上市公司數(shù)據(jù)，利用面板門限回歸模型進(jìn)行實(shí)證研究，結(jié)果發(fā)現(xiàn)：兩權(quán)分離度與公司價(jià)值之間存在倒U型關(guān)系，終極控制人最優(yōu)兩權(quán)分離度為6.07%；現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值間存在倒U型關(guān)系，最優(yōu)現(xiàn)金流權(quán)為22.08%；終極控制人最優(yōu)表決權(quán)比例為28.92%；受表決權(quán)影響的現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值存在倒U型關(guān)系，當(dāng)表決權(quán)為28.88%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)使公司價(jià)值最大化；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于19.44%且小于等于22.08%時(shí)，受現(xiàn)金流權(quán)影響的表決權(quán)對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響最小。

【關(guān)鍵詞】 終極控制人； 兩權(quán)分離度； 現(xiàn)金流權(quán)； 表決權(quán)； 公司價(jià)值； 面板門限回歸

【中圖分類號(hào)】 F253.7 【文獻(xiàn)標(biāo)識(shí)碼】 A 【文章編號(hào)】 1004-5937（2017）01-0045-07

一、問(wèn)題提出

目前我國(guó)企業(yè)終極控制人分為國(guó)有性質(zhì)終極控制人和民營(yíng)性質(zhì)終極控制人。無(wú)論何種產(chǎn)權(quán)性質(zhì)終極控制人，均追求以資本為紐帶管理股權(quán)，提升股權(quán)價(jià)值和公司價(jià)值。終極控制人通過(guò)直接和（或）間接持股方式與目標(biāo)公司間形成一條或多條股權(quán)關(guān)系鏈，間接持股的每條股權(quán)關(guān)系鏈可能存在多于兩層的持股關(guān)系。企業(yè)終極控制人基于股權(quán)關(guān)系鏈形成對(duì)目標(biāo)公司的最終所有權(quán)和控制權(quán)。所有權(quán)又稱現(xiàn)金流權(quán)，等于一條股權(quán)關(guān)系鏈各層持股比例相乘，或多條股權(quán)關(guān)系鏈中每條股權(quán)關(guān)系鏈各層持股比例相乘之和?？刂茩?quán)又稱表決權(quán)，等于一條股權(quán)關(guān)系鏈的最弱一層持股比例，或多條股權(quán)關(guān)系鏈中每條股權(quán)關(guān)系鏈的最弱一層持股比例之和。終極控制人對(duì)目標(biāo)公司控制權(quán)與所有權(quán)之差即為兩權(quán)分離度。我國(guó)滬深兩市A股上市公司終極控制人對(duì)目標(biāo)公司的現(xiàn)金流權(quán)、表決權(quán)和兩權(quán)分離度狀況如表1。

表1表明：現(xiàn)金流權(quán)和表決權(quán)總體均呈V型，而兩權(quán)分離度總體呈倒U型。

在2003年至2014年的12年期間，現(xiàn)金流權(quán)、表決權(quán)總體先呈下降態(tài)勢(shì)，后又呈上升態(tài)勢(shì)，兩權(quán)分離度總體先呈上升態(tài)勢(shì)，后又呈下降態(tài)勢(shì)，那么上市公司終極控制人的現(xiàn)金流權(quán)、表決權(quán)和兩權(quán)分離度的升降過(guò)程中，是上升好還是下降好？問(wèn)題也可轉(zhuǎn)換成是否存在最優(yōu)的現(xiàn)金流權(quán)、表決權(quán)和兩權(quán)分離度？

二、文獻(xiàn)綜述

（一）國(guó)外相關(guān)研究

McConnell and Servaes[1]基于1976年1 173家公司和1986年1 093家公司樣本，研究了股權(quán)結(jié)構(gòu)與托賓Q值相關(guān)關(guān)系，發(fā)現(xiàn)內(nèi)部持股與托賓Q值呈倒U型關(guān)系，機(jī)構(gòu)持股與托賓Q值顯著正相關(guān)，這也說(shuō)明了公司價(jià)值是股權(quán)結(jié)構(gòu)的相關(guān)函數(shù)。La et al.[2]基于27個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體的大公司股權(quán)結(jié)構(gòu)數(shù)據(jù)，研究了這些公司的終極控制股東，發(fā)現(xiàn)除了股東權(quán)益保護(hù)良好的經(jīng)濟(jì)體外，這些公司通常是家族控制或國(guó)家控制型企業(yè)，終極控制股東通過(guò)金字塔股權(quán)關(guān)系鏈和管理參與，使其實(shí)際控制權(quán)明顯超過(guò)了現(xiàn)金流權(quán)。La et al.[3]構(gòu)建了一個(gè)小股東法律保護(hù)和控制股東現(xiàn)金流權(quán)對(duì)公司價(jià)值影響效應(yīng)模型，利用27個(gè)發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體539家大企業(yè)數(shù)據(jù)檢驗(yàn)了該模型，研究發(fā)現(xiàn)在那些發(fā)達(dá)經(jīng)濟(jì)體中，小股東權(quán)益保護(hù)越好，并且控制股東現(xiàn)金流權(quán)越高，公司價(jià)值就會(huì)越高。Claessens et al.[4]研究了9個(gè)東亞國(guó)家2 980家公司所有權(quán)與控制權(quán)的兩權(quán)分離狀況，發(fā)現(xiàn)所有國(guó)家中，控制人通過(guò)金字塔結(jié)構(gòu)和交叉持股導(dǎo)致表決權(quán)經(jīng)常超出現(xiàn)金流權(quán)，兩權(quán)分離現(xiàn)象在家族控制企業(yè)和小公司中最明顯。Claessens et al.[5]基于8個(gè)東亞經(jīng)濟(jì)體1 301家上市公司數(shù)據(jù)研究發(fā)現(xiàn)，當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|現(xiàn)金流權(quán)上升時(shí)，公司價(jià)值上升，具有激勵(lì)效應(yīng)，而當(dāng)?shù)谝淮蠊蓶|控制權(quán)超過(guò)其現(xiàn)金流權(quán)時(shí)，公司價(jià)值下降，又產(chǎn)生了防御效應(yīng)。Lins[6]基于18個(gè)新興市場(chǎng)1 433家公司樣本，考察了管理層股權(quán)集中度和非管理層的大股東股權(quán)集中度是否與公司價(jià)值相關(guān)，研究發(fā)現(xiàn)，對(duì)于管理層持股集中的公司，當(dāng)控制權(quán)超過(guò)現(xiàn)金流權(quán)時(shí)，公司價(jià)值較低，而非內(nèi)部持股的大股東擁有更多控制權(quán)時(shí)，公司價(jià)值與之正相關(guān)，這兩種效應(yīng)在那些對(duì)股東權(quán)益保護(hù)程度低的國(guó)家更顯著，這意味著外部股東保護(hù)機(jī)制對(duì)限制管理層代理成本發(fā)揮著作用，非內(nèi)部持股的大股東也能發(fā)揮缺失的機(jī)構(gòu)治理機(jī)制的部分替代作用。Daniel and Elizabeth[7]基于2001—2010年237家巴西上市公司1 199條非平衡面板觀測(cè)數(shù)據(jù)，利用系統(tǒng)廣義矩方法進(jìn)行動(dòng)態(tài)回歸，檢驗(yàn)股權(quán)和控制權(quán)集中度是否影響公司市值，研究發(fā)現(xiàn)，第一大股東現(xiàn)金流權(quán)與公司市值間存在倒U型的二次曲線關(guān)系，而且還發(fā)現(xiàn)，第一大股東持股的修正市值引起激勵(lì)效應(yīng)，而表決權(quán)集中度引起了防御效應(yīng)。Lin et al.[8]基于1997—2006年242家臺(tái)灣上市公司面板數(shù)據(jù)，以托賓Q值作為公司價(jià)值代理變量，利用面板門限回歸模型，研究了終極控制人現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)分別與公司價(jià)值的相關(guān)關(guān)系，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)，小于27.8%的現(xiàn)金流權(quán)以及在32.34%與34.03%之間的控制權(quán)是終極控制人實(shí)現(xiàn)公司價(jià)值最大化的最優(yōu)水平。

（二）國(guó)內(nèi)相關(guān)研究

葉勇等[9]實(shí)證發(fā)現(xiàn)，上市公司隱性終極控制股東通過(guò)金字塔結(jié)構(gòu)產(chǎn)生了控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)間的兩權(quán)分離，兩權(quán)分離度與上市公司市值負(fù)相關(guān)。張霜和康勇[10]基于1999—2001年290起股權(quán)轉(zhuǎn)讓上市公司樣本，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：當(dāng)終極控制人控制權(quán)從政府轉(zhuǎn)到法人時(shí)，股份增加與短期績(jī)效正相關(guān)；從法人轉(zhuǎn)到法人時(shí)，股份增加不利于中期業(yè)績(jī)提升，但利于長(zhǎng)期業(yè)績(jī)改進(jìn)；從法人轉(zhuǎn)到政府時(shí)，股份增加對(duì)公司業(yè)績(jī)具有消極影響。黃雷等[11]研究發(fā)現(xiàn)，終極控制股東所有權(quán)與公司業(yè)績(jī)負(fù)相關(guān)。曹裕等[12]基于2005—2008年中國(guó)752家上市公司數(shù)據(jù)，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)：最終控制人控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)均與公司價(jià)值負(fù)相關(guān)；在成長(zhǎng)期和成熟期，兩權(quán)分離度與公司價(jià)值負(fù)相關(guān)，在衰退期則與公司價(jià)值正相關(guān)。馬磊和徐向藝[13]以三一重工為研究對(duì)象，對(duì)三一重工公司績(jī)效與控制股東現(xiàn)金流權(quán)、表決權(quán)及兩權(quán)分離度進(jìn)行灰色關(guān)聯(lián)度分析，實(shí)證發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金流權(quán)與公司績(jī)效正相關(guān)，具有激勵(lì)效應(yīng)，兩權(quán)分離度未降低公司績(jī)效，沒(méi)有產(chǎn)生防御效應(yīng)，但激勵(lì)和防御效應(yīng)均不顯著。王雷等[14]以2007年滬深兩市A股170家國(guó)有控股上市公司截面數(shù)據(jù)為樣本，研究了控制權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)之間偏離度對(duì)國(guó)有控股上市公司經(jīng)營(yíng)績(jī)效影響，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，當(dāng)終極控制股東存在超額控制權(quán)時(shí)，總經(jīng)理兩職合一、管理層持股和高管薪酬與公司績(jī)效正相關(guān)，沒(méi)有超額控制權(quán)時(shí)，執(zhí)行董事比例、總經(jīng)理兩職合一對(duì)企業(yè)績(jī)效負(fù)相關(guān)，管理層持股對(duì)企業(yè)績(jī)效正相關(guān)。冉戎和郝穎[15]以1998—2006年中國(guó)上市公司數(shù)據(jù)為樣本，研究了控制權(quán)私利對(duì)公司價(jià)值的影響，發(fā)現(xiàn)：超額控制權(quán)私利導(dǎo)致公司價(jià)值下降；合理控制權(quán)私利有利于公司價(jià)值增加；兩權(quán)分離度較低時(shí)，促進(jìn)合理控制權(quán)私利對(duì)公司價(jià)值正面影響，較高時(shí)，加劇超額控制權(quán)私利對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響。張欣哲等[16]以滬深兩市由自然人創(chuàng)立、擁有的民營(yíng)上市公司為樣本，實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，控制權(quán)與所有權(quán)分離度與公司績(jī)效顯著負(fù)相關(guān)。鞠雪芹[17]基于中國(guó)A股上市公司2008年截面數(shù)據(jù)，分國(guó)資委和自然人為實(shí)際控制人兩組樣本，實(shí)證結(jié)果發(fā)現(xiàn)：兩組樣本中，控制權(quán)、現(xiàn)金流權(quán)和股權(quán)控制鏈對(duì)兩權(quán)分離度的影響方向相同；自然人控股樣本組中，兩權(quán)分離度與企業(yè)價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)；國(guó)資委控股樣本組中，兩權(quán)分離度與企業(yè)價(jià)值負(fù)相關(guān)，但不顯著，若設(shè)定二次曲線關(guān)系的話，則存在微弱的U型關(guān)系，隨著兩權(quán)分離度增加，企業(yè)價(jià)值先降后升。劉情和宋從濤[18]實(shí)證研究發(fā)現(xiàn)，終極控制人兩權(quán)分離度越大，民營(yíng)上市公司業(yè)績(jī)?cè)讲?。劉鑫等[19]以2000—2010年中國(guó)上市公司為樣本，研究了終極控制人現(xiàn)金流權(quán)、兩權(quán)分離度與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)間相關(guān)關(guān)系，結(jié)果發(fā)現(xiàn)，現(xiàn)金流權(quán)與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)呈U型關(guān)系，而兩權(quán)分離度與公司風(fēng)險(xiǎn)承擔(dān)呈倒U型關(guān)系。

到目前為止，文獻(xiàn)中尚未有作者以中國(guó)A股上市公司為樣本，利用面板門限回歸模型，研究使上市公司價(jià)值最大化的最優(yōu)終極控制人現(xiàn)金流權(quán)、表決權(quán)和兩權(quán)分離度比例或區(qū)間。

三、模型及變量說(shuō)明

借鑒Hansen[20]門限回歸思路，構(gòu)建兩權(quán)分離項(xiàng)目與公司價(jià)值關(guān)系的面板門限回歸模型，目標(biāo)是尋找使公司價(jià)值最大化的終極控制股東兩權(quán)分離度、現(xiàn)金流權(quán)和表決權(quán)比例或區(qū)間。構(gòu)建兩個(gè)模型，一個(gè)模型是獨(dú)立的兩權(quán)分離項(xiàng)目與公司價(jià)值關(guān)系的門限模型，另一個(gè)是互為條件的兩權(quán)分離項(xiàng)目與公司價(jià)值關(guān)系的門限模型。以托賓Q值代表公司價(jià)值，作為被解釋變量，兩權(quán)分離度、現(xiàn)金流權(quán)和表決權(quán)分別為獨(dú)立待考察對(duì)象，作為核心解釋變量同時(shí)為門限變量，資產(chǎn)規(guī)模、財(cái)務(wù)杠桿和成長(zhǎng)能力作為控制變量，則獨(dú)立的兩權(quán)分離項(xiàng)目三門限面板回歸模型構(gòu)建如式（1）。

四、數(shù)據(jù)說(shuō)明及回歸分析

（一）數(shù)據(jù)說(shuō)明

數(shù)據(jù)源自國(guó)泰安數(shù)據(jù)庫(kù)（CSMAR）。計(jì)量軟件為Stata 12.0。以2003—2014年滬深兩市A股上市公司為樣本，剔除金融行業(yè)、ST公司和缺失值，為消除極端值影響進(jìn)行了1%和99%縮尾處理，剔除不滿足面板數(shù)據(jù)要求的其他樣本，得到304家上市公司3 648條面板觀測(cè)數(shù)據(jù)，變量的統(tǒng)計(jì)描述見(jiàn)表3。

（二）獨(dú)立的兩權(quán)分離項(xiàng)目三門限模型回歸分析

當(dāng)xi，t代表兩權(quán)分離度時(shí)，定義為面板A；當(dāng)xi，t代表現(xiàn)金流權(quán)時(shí)，定義為面板B；當(dāng)xi，t代表表決權(quán)時(shí)，定義為面板C。對(duì)面板A、B、C數(shù)據(jù)通過(guò)式（1）模型分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表4、表5、表6和表7。

表4顯示：面板A中，兩權(quán)分離度為核心解釋變量同時(shí)為門限變量，單門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕無(wú)門限的原假設(shè)，接受至少存在單門限的備擇假設(shè)；雙門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在單門限的原假設(shè)，接受至少存在雙門限的備擇假設(shè)；三門限效應(yīng)的P值為0.0333，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在雙門限的原假設(shè)，接受至少存在三門限的備擇假設(shè)；三個(gè)門限值分別為1.75%、2.76%和6.07%。

如表5所示：面板B中，現(xiàn)金流權(quán)為核心解釋變量同時(shí)為門限變量，單門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕無(wú)門限的原假設(shè)，接受至少存在單門限的備擇假設(shè)；雙門限效應(yīng)的P值為0.0133，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在單門限的原假設(shè)，接受至少存在雙門限的備擇假設(shè)；三門限效應(yīng)的P值為0.0033，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在雙門限的原假設(shè)，接受至少存在三門限的備擇假設(shè)；三個(gè)門限值分別為22.08%、47.07%和57.72%。

如表6所示：面板C中，表決權(quán)為核心解釋變量同時(shí)為門限變量，單門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕無(wú)門限的原假設(shè)，接受至少存在單門限的備擇假設(shè)；雙門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在單門限的原假設(shè)，接受至少存在雙門限的備擇假設(shè)；三門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在雙門限的原假設(shè)，接受至少存在三門限的備擇假設(shè)；三個(gè)門限值分別為28.92%、31.39%和47.07%。

表7列示了面板A、B和C的門限回歸估計(jì)結(jié)果。

面板A中：當(dāng)兩權(quán)分離度小于等于1.75%時(shí)，兩權(quán)分離度與公司價(jià)值正相關(guān)，但不顯著，兩權(quán)分離度每上升1%，公司價(jià)值上升16.02%；當(dāng)兩權(quán)分離度大于1.75%且小于等于2.76%時(shí)，兩權(quán)分離度與公司價(jià)值顯著正相關(guān)，兩權(quán)分離度每上升1%，公司價(jià)值上升44.27%；當(dāng)兩權(quán)分離度大于2.76%且小于等于6.07%時(shí)，兩權(quán)分離度與公司價(jià)值顯著正相關(guān)，兩權(quán)分離度每上升1%，公司價(jià)值上升8.12%；當(dāng)兩權(quán)分離度大于6.07%時(shí)，兩權(quán)分離度與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，兩權(quán)分離度每上升1%，公司價(jià)值下降0.98%?？梢?jiàn)兩權(quán)分離度作為門限變量同時(shí)為解釋變量，與公司價(jià)值之間，存在倒U型關(guān)系，拐點(diǎn)為6.07%，所以使公司價(jià)值最大化的終極控制股東所有權(quán)與控制權(quán)分離度為6.07%。

面板B中：當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)小于等于22.08%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值正相關(guān)，但不顯著，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值上升0.73%；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于22.08%且小于等于47.07%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降1.08%；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于47.07%且小于等于57.72%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值負(fù)相關(guān)，但不顯著，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降0.43%；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于57.72%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降0.96%?？梢?jiàn)現(xiàn)金流權(quán)作為門限變量同時(shí)為解釋變量，與公司價(jià)值間，存在倒U型關(guān)系，拐點(diǎn)為22.08%，所以使公司價(jià)值最大化的終極控制股東現(xiàn)金流權(quán)為22.08%。

面板C中：當(dāng)表決權(quán)小于等于28.92%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降2.38%；當(dāng)表決權(quán)大于28.92%且小于等于31.39%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降4.54%；當(dāng)表決權(quán)大于31.39%且小于等于47.07%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降2.80%；當(dāng)表決權(quán)大于47.07%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降2.17%。可見(jiàn)表決權(quán)作為門限變量同時(shí)為解釋變量，在三個(gè)門限分割出的四個(gè)區(qū)間中，與公司價(jià)值均顯著負(fù)相關(guān)，但程度不同，其中的區(qū)間1（表決權(quán)≤28.92%）和區(qū)間4（表決權(quán)>47.07%）對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響相對(duì)較小且影響接近，系數(shù)分別為-2.3820和-2.1648，如以負(fù)面影響最小為標(biāo)準(zhǔn)的話，應(yīng)取區(qū)間4，但綜合考慮面板A和面板B的回歸分析結(jié)論，應(yīng)取區(qū)間1為宜，因?yàn)槊姘錌中最優(yōu)現(xiàn)金流權(quán)為22.08%，面板A中最優(yōu)兩權(quán)分離度為6.07%，而表決權(quán)等于現(xiàn)金流權(quán)加兩權(quán)分離度，即最優(yōu)表決權(quán)應(yīng)為28.15%，這與面板C中區(qū)間1（表決權(quán)≤28.92%）的上限28.92%基本吻合，另外，表決權(quán)在區(qū)間1（表決權(quán)≤28.92%）和區(qū)間4（表決權(quán)>47.07%）對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響很接近（系數(shù)分別為-2.3820和-2.1648），所以最優(yōu)表決權(quán)取區(qū)間1（表決權(quán)≤28.92%）的上限28.92%為宜，即終極控制股東最優(yōu)表決權(quán)比例為28.92%。

（三）互為條件的兩權(quán)分離項(xiàng)目三門限模型回歸分析

當(dāng)xi，t為現(xiàn)金流權(quán)，yi，t為表決權(quán)時(shí)，定義為面板D，當(dāng)xi，t為表決權(quán)，yi，t為現(xiàn)金流權(quán)時(shí)，定義為面板E。對(duì)面板D和E數(shù)據(jù)通過(guò)式（2）模型分別進(jìn)行回歸，回歸結(jié)果見(jiàn)表8、表9和表10。

表8顯示：面板D中，現(xiàn)金流權(quán)為受門限變量表決權(quán)影響的核心解釋變量，單門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕無(wú)門限的原假設(shè)，接受至少存在單門限的備擇假設(shè)；雙門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在單門限的原假設(shè)，接受至少存在雙門限的備擇假設(shè)；三門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在雙門限的原假設(shè)，接受至少存在三門限的備擇假設(shè)；三個(gè)門限值分別為14.76%、25.69%和28.88%。

表9顯示：面板E中，表決權(quán)為受門限變量現(xiàn)金流權(quán)影響的核心解釋變量，單門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕無(wú)門限的原假設(shè)，接受至少存在單門限的備擇假設(shè)；雙門限效應(yīng)的P值為0.0000，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在單門限的原假設(shè)，接受至少存在雙門限的備擇假設(shè)；三門限效應(yīng)的P值為0.0067，說(shuō)明應(yīng)拒絕存在雙門限的原假設(shè)，接受至少存在三門限的備擇假設(shè)；三個(gè)門限值分別為19.44%、22.08%和44.27%。

表10列示了面板D和E的門限回歸估計(jì)結(jié)果。

面板D中：當(dāng)表決權(quán)小于等于14.76%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值顯著正相關(guān)，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值上升8.46%；當(dāng)表決權(quán)大于14.76%且小于等于25.69%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值顯著正相關(guān)，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值上升3.36%；當(dāng)表決權(quán)大于25.69%且小于等于28.88%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值顯著正相關(guān)，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值上升1.29%；當(dāng)表決權(quán)大于28.88%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，現(xiàn)金流權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降0.45%?？梢?jiàn)當(dāng)表決權(quán)為門限變量時(shí)，受表決權(quán)影響的現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值存在倒U型關(guān)系，拐點(diǎn)在表決權(quán)的28.88%處，此處現(xiàn)金流權(quán)使公司價(jià)值最大化。而28.88%的表決權(quán)與面板C回歸分析結(jié)論中最優(yōu)表決權(quán)比例的28.92%基本吻合，這意味著28.88%的表決權(quán)不僅使受其影響的現(xiàn)金流權(quán)使公司價(jià)值最大，而且28.88%附近的表決權(quán)獨(dú)立對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響最小。

面板E中：當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)小于等于19.44%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降3.07%；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于19.44%且小于等于22.08%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降1.91%；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于22.08%且小于等于44.27%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降2.99%；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于44.27%時(shí)，表決權(quán)與公司價(jià)值顯著負(fù)相關(guān)，表決權(quán)每上升1%，公司價(jià)值下降2.09%。可見(jiàn)，當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于19.44%且小于等于22.08%時(shí)，受現(xiàn)金流權(quán)影響的表決權(quán)對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響最小。而現(xiàn)金流權(quán)在區(qū)間（19.44%，22.08%]的上限22.08%與面板B回歸分析結(jié)論中最優(yōu)現(xiàn)金流權(quán)為22.08%完全吻合，這說(shuō)明22.08%的現(xiàn)金流權(quán)不僅獨(dú)立使公司價(jià)值最大化，而且也可使受其影響的表決權(quán)對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響最小。

五、結(jié)論和啟示

以2003—2014年中國(guó)A股上市公司為樣本，通過(guò)面板門限回歸研究發(fā)現(xiàn)：兩權(quán)分離度與公司價(jià)值之間存在倒U型關(guān)系，使公司價(jià)值最大化的終極控制股東所有權(quán)與控制權(quán)分離度為6.07%；現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值間存在倒U型關(guān)系，使公司價(jià)值最大化的終極控制股東現(xiàn)金流權(quán)為22.08%；終極控制股東最優(yōu)表決權(quán)比例為28.92%；受表決權(quán)影響的現(xiàn)金流權(quán)與公司價(jià)值存在倒U型關(guān)系，當(dāng)表決權(quán)為28.88%時(shí)，現(xiàn)金流權(quán)使公司價(jià)值最大化，這意味著28.88%的表決權(quán)不僅使受其影響的現(xiàn)金流權(quán)使公司價(jià)值最大，而且在28.88%附近的獨(dú)立表決權(quán)對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響也最??；當(dāng)現(xiàn)金流權(quán)大于19.44%且小于等于22.08%時(shí)，受現(xiàn)金流權(quán)影響的表決權(quán)對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響最小，而現(xiàn)金流權(quán)在區(qū)間（19.44%，22.08%]的上限22.08%與終極控制股東最優(yōu)現(xiàn)金流權(quán)的22.08%完全吻合，這說(shuō)明22.08%的現(xiàn)金流權(quán)不僅獨(dú)立使公司價(jià)值最大化，而且也可使受其影響的表決權(quán)對(duì)公司價(jià)值負(fù)面影響最小。

上述實(shí)證結(jié)論對(duì)我國(guó)企業(yè)管控的啟示在于：終極控制人對(duì)上市公司的所有權(quán)和控制權(quán)存在最優(yōu)比例，不是越高越好，也不是越低越好，而是要適度；終極控制人所有權(quán)和控制權(quán)適度偏離可使公司價(jià)值最大化。

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