投资者关注家族企业控制权风险吗?
中图分类号：F830.91；F276.5文献标志码：A文章编号：1674?8131（2014）03?0099?09
一、引言
IPO抑价（IPO underpricing）是指首次公开发行的新股在上市首日的收盘价高出发行价的情况。新股定价过程其实是发行人、承销商和投资者三者博弈的过程，IPO抑价的高低，取决于两方面：一是一级市场发行者对新股的定价，二是二级市场中投资者对公司的估值。IPO抑价现象在各证券市场均存在，学者们对IPO抑价的原因也给出了各种解释。
Rock（1986）提出的“赢者诅咒”假说（Winner’s Curse Hypothesis）认为信息不对称是IPO抑价的主要原因。公司为了吸引不知情投资者认购新股，在定价时选择低价，以弥补不知情投资者由于逆向选择而造成的损失。“投资银行声誉假说”认为承销商拥有发行人和投资者双重身份，知晓内部信息，作为金融中价的承销商有助于解决发行公司与投资者之间的信息不对称问题，其声誉起了信号作用，承销商的信誉越高，其承销的企业IPO抑价率越低（McDonald et al，1972；Carter et al，1990；Tinic，1988）。不过，如果承销商的目标仅仅是完成新股发行任务，较低的定价能吸引更多投资者，使承销商免于发行失败。当IPO公司为中小企业时，相对于声誉较高的承销商，其谈判能力较弱，因此，新股定价偏低以及首日折价更高的现象更有可能发生。此时，承销商声誉与折价率正相关或无显著关系（Logue et al，2002）。还有学者用行为金融理论来解释IPO抑价，认为投资者情绪影响公司首发抑价，有研究表明IPO申购过程中个人投资者愿意并事实付高价购买股票（Dorn，2009）。此外，二级市场投资者也会影响IPO抑价率。Miller （1977）和 Ritter（1991）等学者认为二级市场投资者的狂热情绪是产生IPO短期抑价和长期弱势的重要原因，并指出高抑价可能也源于投资者的狂热。
作为新兴市场的代表，中国的股市还具有转轨的特征，其IPO抑价程度远高于其他国际市场。转轨制下的我国股票市场IPO抑价问题也引起了学者们的广泛关注。有学者的研究表明我国的IPO市场新股发行定价严重偏低（Su et al，1999；Chi et al，2005），其原因部分在于中国特殊的股票发行制度，中国股票发行与上市的时间间隔较长，投资者因而要求更高的风险补偿（Mok et al，1998）。但当间隔时间从200多天缩短到20多天，IPO抑价依然存在，因此，黄俊等（2013）认为投资者情绪才是影响IPO抑价的主因，而媒体报道在其中起了推波助澜的作用（他们检验了创业板数据，发现媒体报道显著提高了公司首发抑价）。也有学者认为，上述承销商声誉机制、投资者情绪等理论在回答我国IPO抑价之谜时没有解释力。蒋顺才等（2006）通过实证分析认为我国发行制度是影响IPO抑价的重要原因；但自2005年我国全面采用累计投票询价制之后，IPO首日平均抑价率仍在120%以上（张小成 等，2012）。浦军等（2010）的实证分析发现我国通过股权分置改革增加流通股供给以减少投资者非理性投资的目的并未达到，股改后IPO市场的高抑价率并不在于新股的定价，而在于二级市场的价格估值。邵新建等（2009）研究发现，在承销商缺乏新股分配权且发行价受核准控制的情况下，机构投资者的价格发现功能受限，法人配售、锁定制度也无法降低IPO抑价率。因此，重新审视我国的IPO抑价之谜是有必要的。
上述研究没有考虑公司内部固有存在的风险对IPO抑价的影响。事实上，占中小板绝大多数的上市公司的实际控制人是个人或家族（下文称实际控制人家族），这些公司在其首次公开发行股票招股说明书中，常常单独行文提请投资者注意控制权风险，如克明面业（股票代码：002661）称：“若公司的内部控制有效性不足、公司治理结构不够健全、运作不够规范，实际控制家族将可能通过行使表决权和公司职务对公司重大资本支出、人事任免、发展战略、关联交易等重大事项施加影响，从而存在决策偏离公司及中小股东最佳利益目标的风险”，这一风险即控制权风险。我国的投资者是否关注实际控制人家族的控制权风险？投资者视实际控制权为风险还是机遇？其是否会影响投资者对公司的估值？从而影响公司的IPO抑价程度？对于通过家族成员在高管层中任职来加强家族控制权的行为，是否会改变投资者态度，进而影响家族企业控制权与IPO抑价之间的关系？
本文将尝试对上述问题进行研究：一是基于IPO抑价的角度考查投资者对家族控制权风险的关注程度，并厘清家族控制权风险的属性；二是分析家族成员涉入高管层程度不同的情景下，投资者对家族控制权的反应；三是从影响企业定价的风险因素出发，探讨影响IPO抑价率的原因，提供了IPO抑价研究的新视角。
张俭:投资者关注家族企业控制权风险吗？二、研究假设
公司定价与公司价值相关，投资者对公司定价，除了考虑公司未来收益，还要考虑投资该公司的风险。其中，控制权集中是公司重要的风险之一。Fama和Jensen（1985）提出股权集中的大股东更有可能采用侵害中小股东利益的投资决策。但家族控制权集中也预示着家族目标与企业目标更可能一致，此时，家族内部的亲缘信任及利他行为将降低所有者和经理人之间的代理成本，提升企业价值。我国投资者对于上市家族企业在招股说明书中特别提出的“控制权风险”持什么观点？是否影响IPO的估值与抑价？以前的研究并未给出经验证据。
在中小板上市公司中，实际控制人家族往往同时也是公司创始人。实际控制人家族掌握了公司最完整的信息，而外部投资者只能通过路演、招股说明书等渠道获取一部分信息。在信息不对称时，可能产生逆向选择。一般来讲，实际控制人认为公司发展前景较好时，更愿意将股权保持在自己及家族成员手中；同时，公司为了将自己的质量信息传达给投资者而愿意付出较高的成本，将自己与低质量的公司区分开来。新股发行的较低定价，则是成本较高的方式之一，这种方式可以减轻逆向选择，确保公司新股发行的成功。当公司进入二级市场之后，投资者是否关注实际控制人家族的控制权风险呢？投资者视实际控制人家族的集中控制权为“风险”还是“机遇”？
当实际控制人家族控制权集中时，对公司价值的影响是双面的。一方面，实际控制人家族所拥有的控制权越大，家族成员越有“锁定”效应。如陈克明及其妻子、儿女及弟弟、妹妹等家族成员一共持有克明面业公司73.92%的所有权及投票权，处于绝对控股地位。克明面业不仅是陈克明家族赚钱的渠道，同时也是陈氏家族事业的象征。这种情况下，上市公司与实际控制人家族的利益会捆绑在一起，呈现“一荣俱荣，一损俱损的局面”。此时，家族管理者与家族股东之间的信息不对称现象降低，监督成本下降，代理问题随之减轻，因此，投资者对公司价值的估计相对较高。另一方面，对于大股东控制企业，虽然股东与经营者的第一重代理问题可能缓解，但随之而来是大股东与中小股东之间的第二重代理问题。实际控制人家族的控制权集中产生的风险，如招股说明书中所言，在公司治理不健全的情况下，实际控制人家族可能通过各种手段“掏空”上市公司，损害中小投资者的利益。二级市场的投资者如果将家族控制权风险视为坏消息，那么对公司价值的估值就会较低，在其他条件不变的情况下，IPO抑价率会下降。根据以上分析，本文提出以下假设：
假设1a：投资者视家族控制权为好消息，在上市首日给予高估价，则家族控制权与IPO抑价正相关。
假设1b：投资者视家族控制权为坏消息，在上市首日给予低估价，则家族控制权与IPO抑价负相关。
Porta等（1999）认为提高家族成员在高管层比重是实际控制人强化控制权的手段之一。家族成员在公司中任CEO等高管职位，可能产生两个后果：一方面，实际控制人家族可以通过涉入公司的决策、管理及监督层来强化其控制力，当家族成员加入董事会、高级管理人员及监事会（后简称高管层）时，实际控制人家族可以通过直接决定公司重大事项来实现其意愿。因此，过多的家族成员在公司任职可能引起投资者对家族“任人唯亲”的担忧，从而降低其对公司的估值。另一方面，如果实际控制人家族的目标与公司一致，家族成员在高管层任职，由于血缘关系的联系，能相互增进信任，降低高管层团队间的协调运作成本；同时，家族成员在目标一致的情况下，由于利他行为的存在，家族成员会更努力工作，使公司价值增加。但是，当家族目标是“掏空”时，则家族成员涉入管理越深，投资者对企业估价越低。无论是那种情况，投资者对家族控制权风险的评价都受到家族成员涉入管理程度的调节，由此有以下假设：
假设2：家族成员涉入高管层的程度会调节家族企业控制权与IPO抑价之间的关系。
三、研究设计
1．研究样本与数据来源
本文以2004―2012年在我国中小板上市的703家公司为初始样本，删除上市前被终止的立立电子和胜景山河两家公司，排除实际控制人不是个人或家族的公司，并删除数据缺失的样本，最后得到的研究样本为507家家族企业，即实际控制人为个人或家族的上市公司。所需要的公司上市信息和数据来自于国泰安（CSMAR）数据库；家族企业的实际控制人家族拥有的控制权数据及高管层中的家族成员任职数据通过查阅和分析整理各公司招股说明书等公开资料获得，其中公司招股说明书来自巨潮资讯网；承销商的排名数据来自于中国证券业协会官方网站。为了排除极端值的影响，本文对连续型变量进行了5%水平的缩尾我们还对数据进行了1%和0.5%的缩尾，其检验结果基本一致。。
样本各年分布情况见表1，样本公司数量总量不断增加，其中2006年的数量最低，仅增加29家，2010年和2011年上市的样本公司数量均超过了100家。此外，其他各年上市的公司数量较为均衡，表明证监会对家族企业上市的支持力度在过去三年经历了一个高峰，而后又有回落。
表1上市家族企业上市年度分布表
上市的企业数／家百分比／%累计百分比／%2006295.7205.72020076913.6119.3320085410.6529.982009387.50037.48201016432.3569.82201110320.3290.142012509.860100总计507100
2．研究变量
我们根据已有对IPO抑价的相关研究，确定了如下被解释变量、解释变量和控制变量。
（1） 被解释变量
Retnfstd为上市首日的IPO抑价率的代理变量，即上市首日的个股回报率，计算方式为：
Retnfstd =（pn,1/pn,0）-1
其中，pn,1为股票n在上市首日的收盘价，pn,0为股票n的发行价。
（2）解释变量
FamUcsv为实际控制人家族拥有的控制权。本文以实际控制人为中心，将其有亲缘关系的亲属视为一个整体，计算出实际控制人家族的整体控制权。这里采用Porta（1999）的方法，以实际控制人与上市公司股权关系链或若干股权关系链中最弱的一层或最弱的一层的总和作为FamUcsvr。假设家族企业通过m条股权关系链控制上市公司，每条股权关系链中有n层，则实际控制人家族的控制权为：
家族控制权=?mi=1min(ai1,ai2,ai3,…,ain)
如图1中的克明面业，实际控制人家族中有7人直接或通过克明投资间接持有上市公司股份。其控制链一共有7条，其中第二条为间接投资，陈克明及其妻子和二弟合计持有克明投资100%股权，克明投资持有上市公司61.39%股权，这一控制链中最弱一层为61.39%（61.39%<100%）。而控制人家族整体的控制权为73.92%（0.6%+61.39%+5?42%+0.61% +0.24%+5.42%+0.24%）。这一数据通过查阅样本公司的招股说明书及年报并手工判断计算得出。收集过程中为了防止人因误差，我们进行了交叉检验，即先由两人独立查询计算，然后由第三人进行检查，三人所取的数据一致后才予以认定。图1克明面业控制图
DAMdum为家族成员在高管层涉入程度虚拟变量。高管层涉入程度指上市家族企业中的家族成员在公司高管层任职人数及比重。例如克明面业2012年的高管层人员共18位，其中独立董事4名；实际控制人家族成员中有5人在公司高管层任职（陈克明任董事长，其妻子任董事，二弟任总经理，儿子和女儿均任副总经理），则该公司家族成员在高管层涉入程度为27.78%。DAMdum变量以此为基础，如果该公司高管层中家族成员任职比重超过全部公司的均值则取1，表示家族成员在高管层涉入程度高；否则取0。
（3）控制变量
参考有关研究文献，本文选择如下控制变量：
Pefstd为上市首日市盈率，该指标反映了公司的估值水平。
Plotonln为上网发行中签率，该指标反映一级市场投资者对公司的认同程度，中签率越低，说明该公司股票的需求量越大，同时也意味着新股的定价低于投资者预期。
Tnovfstd为上市首日换手率，该指标反映二级市场的投资者情绪。
AGE为公司年龄，是指从公司创立到IPO上市之间的年数。
SHRJZ10为股权制衡度，该指标为公司前十大股东持股比例减去实际控制人家族持股比例，反映公司治理中的制衡程度。
SIZEIPO为公司规模，用发行价格与发行数量之积的对数衡量。
SY为承销商声誉虚拟变量，以近五年的承销商承销收入之和进行排名，其中，排名前10的取值为1，其他则取值为0。
3．研究模型
为了检验假说1，本文建立以下模型：
Fetnfstd=α0+α1FamUcsvr+α2SHRJZ10+
α3Pefstd+α4Plotonln+α5Tnovfstd+
α6AGE+α7SIZEIPO+α8SY+ε
为了检验假说2，本文按家族成员在高管层涉入程度将样本分为两组，即涉入程度高的公司组和涉入程度低的公司组，对上述模型进行分组检验，并检验两组系数是否存在显著差异。
四、实证分析结果
1．描述性统计
表2列出了各个变量的描述性统计，从中可以看到样本公司抑价率（以上市首日的个股回报率Retnfstd表示）均值为69%，最大值为267%，最小值为-7%。实际控制人家族所持有的控制权最高为73.77%，最低为23.13%，平均值为50.61%，表明中小板上市的家族企业中实际控制人家族掌握的控制权平均值较高，且差异较大。上市公司市盈率平均为54.38，最大值达124.5，最低的也有24.89，说明市场对公司的估值整体处于较高水平。此外，上网发行中签率平均值为0.74，首日换手率平均值为0?71，公司年龄平均约为7.3年。
表2研究变量的描述性统计
样本数平均值中位数最小值最大值标准差1/4分位数3/4分位数Retnfstd5070.690.40-0.072.670.760.150.94FamUcsvr50750.6151.5723.1373.7715.3338.464.01Pefstd50760.5554.3824.89124.526.6640.4476.8Plotonln5070.740.510.052.890.740.200.98Tnovfstd5070.710.760.300.90.170.650.84AGE5077.3161244.81310SHRJZ1050722.6221.544.48045.9212.4911.8432.97SIZEIPO50710.9310.969.74012.050.6610.4011.44SY5070.781010.4111
2．回归分析结果
表3列出了普通最小二乘法回归结果。三组回归模型的VIF值均低于2.5，可以认为解释变量间多重共线性不严重。
回归结果（1）表明：在全样本中实际控制人家族的控制权与IPO抑价在5%水平上显著正相关，与假设1a一致，即投资者视家族控制权集中为好消息，实际控制人家族控制权越高，公司IPO抑价率越高。
回归结果（2）表明：在家族成员涉入高管层程度较高的公司中，实际控制人家族控制权与IPO抑价率在1%水平上正相关，且与全样本相比，相关系数更大。通过对两组系数的t检验发现，回归结果（2）中的系数在1%水平上大于回归结果（1）中的系数。
回归结果（3）表明：在家族成员涉入高管层程度较低的公司中，实际控制人家族控制权与IPO抑价正相关，但不显著。
通过对模型2和模型3的回归系数检验发现，两组系数在5%水平上显著不相等。因此，可以得出结论，家族成员涉入程度调节了家族控制权与IPO抑价的关系，当家族成员涉入高管层程度较高时，家族控制权不再被投资者视为风险。也就是说，如果实际控制人家族人力、财务都较大程度投向上市公司时，投资者将其视为“好消息”，从而在二级市场上给予较高估值，IPO抑价率更高，与假设2一致。
此外，从实证结果上看，控制变量中的市盈率与IPO抑价显著正相关；上网发行中签率的系数为负，但不显著；投资者情绪的代理变量首日换手率对IPO抑价有正向影响，与韩立岩等（2007）、周孝华等（2008）及王栋等（2011）的研究结果类似，但并不显著；承销商声誉的系数为负，但结果也不显著，与刘江会（2004）和郭泓等（2006）的研究结论相同；股权制衡度与IPO抑价正相关；公司年龄、规模与IPO抑价在1%水平上负相关。
表3调整异方差的OLS回归结果（y=Retnfstd）
（1）全样本
（Retnfstd）（2）家族涉入程度高
（Retnfstd1）（3）家族涉入程度低
Retnfstd2FamUcsvr0.005 0**（1.98）0.016 6***（2.74）0.002 7（1.03）Pefstd0.014 0***（15.35）0.012 9***（8.78）0.014 7***（12.91）Plotonln-0.052 1*（-1.65）-0.049 3（-1.07）-0.050 9（-1.10）Tnovfstd0.009 9（0.08）0.044 3（0.28）0.007 8（0.04）SHRJZ100.006 0*（1.94）0.015 7**（2.29）0.003 3（1.06）AGE-0.017 9***（-4.43）-0.016 8***（-3.02）-0.017 6***（-3.14）SIZEIPO-0.604 3***（-17.43）-0.597 9***（-10.19）-0.605 8***（-14.15）SY-0.069 8（-1.42）-0.094 5（-1.21）-0.047 8（-0.76）_cons6.277 1***（14.86）5.384 5***（7.84）6.431 6***（11.91）N507 231 276 R2_a0.671 80.640 50.687 2F115.676 539.474 478.699 9t statistics in parentheses；*p<0.1, **p<0.05, *** p<0.01
3．稳健性检验
我们进行以下稳健性检验及扩展性分析。
（1）用经市场调整的上市首日个股回报率Retnadfstd作为IPO抑价率的代理变量。
经市场调整的上市首日个股回报率的计算方法为：
Retnadfstdi,1=［(1+rn,1)/(1+Rm,1)］-1
其中Rm，1为上市首日的市场回报率，即上市首日与招股日的综合指数之差减1。描述性统计分析发现，经市场调整后的抑价率（Retnadfstd）平均值为68%，最大值高达260%。表4列出调整异方差后的回归结果，在家族成员在高管层涉入程度较高的公司中，家族控制权的系数为0.015 6，高于总体回归的系数0.004 6，且在1%水平上显著，说明家族成员在高管层的涉入程度强化了家族控制权与IPO抑价间的正相关关系，与前述结果一致；而在家族成员在高管层涉入程度较低的样本组，家族控制权的系数不显著，说明在家族成员在高管层涉入程度较低的公司中，家族控制权对IPO抑价没有解释力。
（2）样本的重新选择
为了排除抑价率为负数的影响，我们剔除了IPO抑价为负的公司重新进行检验，检验结果与前述结果基本一致。
（3）高科技行业风险的影响
由于高科技行业研发成本高、周期长、市场变化更快，因此风险更大。IPO抑价是否可以用高科技行业的风险进行解释呢？我们在模型中加入高科技行业风险的虚拟变量Hitech，检验高科技行业风险是否对IPO抑价有解释力。当公司是高科技行业时Hitech取1，否则取0。表5的实证结果表明，加入高科技行业变量Hitech之后，回归结果与前述分析基本一致；并且高科技行业变量的系数不显著，对IPO抑价没有解释力。
表4调整异方差的OLS回归结果（y= Retnadfstd）
（1） 全样本（2） 家族涉入程度高（3） 家族涉入程度低FamUcsvr0.004 6*（1.82）0.015 6***（2.61）0.002 4（0.89）Pefstd0.013 2***（15.13）0.012 2***（8.73）0.013 7***（12.50）Plotonln-0.074 5**（-2.47）-0.063 8（-1.47）-0.082 3*（-1.82）Tnovfstd0.010 0（0.09）0.044 1（0.29）0.020 3（0.12）SHRJZ100.005 3*（1.71）0.014 8**（2.21）0.002 6（0.80）AGE-0.017 5***（-4.46）-0.015 8***（-2.89）-0.018 2***（-3.38）SIZEIPO-0.560 0***（-16.16）-0.547 9***（-9.52）-0.565 5***（-13.04）SY-0.059 2（-1.25）-0.081 2（-1.07）-0.040 3（-0.67）_cons5.865 3***（13.76）4.931 2***（7.49）6.078 5***（11.03）N507231276R2_a0.664 00.628 30.681 7F108.140 436.219 175.453 1t statistics in parentheses *p<0.1, **p<0.05, *** p<0.01
表5调整异方差的OLS回归结果（高科技行业影响）
〖XB，HT5”SS，J*2；D*2<续表>〗全样本Retnfstd
（1）Retnadfstd
（2）家族涉入程度高Retnfstd1
（3）Retnadfstd1
（4）家族涉入程度低Retnfstd2
（5）Retnadfstd2
（6）FamUcsvr0.005 0*
（1.96）0.004 6*
（1.86）0.016 6***
（2.74）0.015 6***
（2.61）0.002 7
（1.05）0.002 5
（0.93）Hitech-0.034 2
（-0.48）-0.056 8
（-0.82）0.022 8
（0.15）-0.012 6
（-0.09）-0.073 0
（-0.91）-0.093 8
（-1.21）Pefstd0.014 0***
（17.84）0.013 2***
（17.35）0.012 9***
（8.78）0.012 2***
（8.72）0.014 8***
（12.77）0.013 9***
（12.45）Plotonln-0.053 2
（-1.56）-0.076 3**
（-2.30）-0.048 6
（-1.06）-0.064 1
（-1.48）-0.053 0
（-1.14）-0.084 9*
（-1.87）Tnovfstd0.007 6
（0.06）0.006 1
（0.05）0.043 4
（0.27）0.044 6
（0.30）-0.002 7
（-0.01）0.006 9
（0.04）SHRJZ100.006 0*
（1.93）0.005 3*
（1.77）0.015 8**
（2.29）0.014 8**
（2.20）0.003 4
（1.08）0.002 7
（0.83）AGE-0.017 8***
（-4.28）-0.017 4***
（-4.30）-0.016 8***
（-3.01）-0.015 8***
（-2.89）-0.017 3***
（-3.08）-0.017 8***
（-3.31）SIZEIPO-0.605 0***
（-17.07）-0.561 2***
（-16.29）-0.598 5***
（-10.23）-0.547 6***
（-9.53）-0.609 7***
（-14.34）-0.5705***
（-13.27）SY-0.071 7
（-1.51）-0.062 4
（-1.36）-0.094 1
（-1.21）-0.081 4
（-1.07）-0.054 7
（-0.87）-0.049 2
（-0.81）_cons6.291 8***
（14.46）5.889 6***
（13.92）5.388 0***
（7.84）4.929 2***
（7.47）6.484 4***
（12.11）6.146 4***
（11.24）N507507231231276276R2_a0.671 30.663 80.638 90.626 60.687 00.682 2F115.838 0111.989 335.433132.404 870.365 367.583 4t statistics in parentheses *p<0.1, ** p<0.05, *** p<0.01
五、结论与建议
本文采用我国中小板上市的家族企业为研究样本，运用信号理论，考虑公司估值的控制权风险因素，分析了家族企业控制权、家族成员涉入公司高管层程度与IPO抑价之间的关系。实证研究发现，投资者在上市首日给予家族控制权集中度高的公司以更高的价格，家族控制权越高，IPO抑价率越高；当家族通过聘任更多的家族成员担任高管以加强控制权时，投资者在上市首日对公司的估价更高；而对于家族成员涉入高管层程度较低的公司，投资者并不关注家族控制权风险。本文为IPO抑价现象提供的新的解释视角，反映了我国投资者对家族企业控制权风险的复杂态度。实际控制人家族的控制权大，确实存在着风险，但是我国投资者并没有视之为风险，主要原因在于投资者对于公司治理是否健全合理的认知，即：当实际控制人家族涉入高管层较深时，我国投资者更倾向于将家族企业控制权视为价值发现的机遇而赋予公司更高的估值。
因此，为了保护中小投资者的利益，促使企业在资本市场上健康发展，监管层应进一步完善我国的企业IPO制度，保障高质量企业上市。借用市场的力量也许能达到筛选公司的目的，比如我国正在研究的创业板IPO办法以及多层次资本市场的联系与对接等。同时，应完善相应的公司治理和外部监督机制，以有效控制所有权集中的风险。不同的股权结构固然会影响企业价值，但较好的公司治理结构与制度执行，能对实际控制人“掏空”上市公司的行为起到约束作用。
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