中国上市公司业绩的预增公告中的信息含量研究——基于股权分置改革后的视角（五篇材料）

第一篇：中国上市公司业绩的预增公告中的信息含量研究——基于股权分置改革后的视角

中国上市公司业绩预增公告中的信息含量研究——基于股权分置改革后的视角

《软科学>>2o08年9月.第22卷.第9期(总第105期)中国上市公司业绩预增公告中的 信息含量研究

基于股权分置改革后的视角 黄新建,李爱勤

(重庆大学经济与工商管理学院,重庆400044)摘要:以2006年年报公布后至2007年4月24日上海证券交易所61家上市公司发布的第一季度和中期业绩预增

公告为样本,对股权分置改革以后的业绩预增公告进行了信息含量的实证分析.结果表明,在股权分置改革后,业

绩预增公告确实具有非常强的信息内涵,但是市场对此公告存在一定程度的信息提前反应,市场对业绩预告的监

督作用仍然比较弱,业绩预告制度有待进一步完善.关键词:股权分置改革;信息含量;业绩预增公告

中图分类号:F275文献标识码:A文章编号:1001—8409(2008)09—0065—05 AStudyonInformationContentofPerformanceGrowing ForecastforChineseListedCompanies ——

BasedonPerspectiveofEquitySplittingReform HUANGXin-jian,LIAi—qin(SchoolofEconomicandBusinessAdministration,ChongqingUniversity,Chongqing400044)Abstract:Thispaperdoesanempiricalstudyontheinformationcontentaftertheequitysplittingreform.Thesam—

pieistheperformancegrowingforecastofthefirstquarterandthemedium

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termfor61listedcompaniesinShang-haiStockExchangeandthetimeofannounceisbetweenthepublicationoftheannualreportof2006toApril24, 2007.Resultsshowthatperformancegrowingforecastshavestronginformationcontentaftertheequitysplittingre-form,butmarketexistsacertaindegreeofearlierreactionphenomenonforperformancegrowingforecastsandthe marketofthesupervisoryroleisstillrelativelyweak,SOoursystemofperformanceforecaststillsubjectstofurther refinement.Keywords:equitysplittingreform;informationcontent;performancegrowingforecast 一 ,引言

我国资本市场改革走的是一条政府自上而下推 动的,与市场的自我演进相结合的道路.早期的股 权分置问题严重扭曲了我国资本市场的价格形成机 制,并长期困扰,甚至威胁到我国资本市场及相关行 业的存续和发展.2005年4月29日,中国证监会 收稿日期:2007—11—20 基金项目:博士后科学基金资助项目(2005037492);国家自然科学基金资助项目(70472017)作者简介:黄新建(1972一),江西石城人,重庆大学经济与工商管理学院副教授,博士,硕士生导师,中国注册会计师,复旦大

学工商管理博士后,研究方向为会计信息,盈余管理,财务舞弊与资本市场中的会计问题;李爱勤(1983一),四川广元人,重庆 大学经济与工商管理学院硕士研究生.? 65?

《软科学~2008年9月.第22巷.第9期(总第105期)发布的《关于上市公司股权分置改革试点有关问题 的通知》纠正了市场定价机制,结束了非流通股股 东与流通股东长期以来利益分割的局面,恢复了资 本市场功能,并由此推动了资本市场的全方位改革.截至2008年4月,未进行股权分置改革的上市公司 不足100家,仅占上市公司总数的7%左右.这次 股权分置改革已成为中国证券市场自成立以来影响 最为深远的制度变革.我国股权分置改革虽然取得了一定的成效,但 是并没有从根本上解决长期困扰上市公司的深层次 矛盾.通过对150家进行股权分置改革的企业经营 数据进行概率统计,从经验数据中发现了2个重要 的现象:(1)股权分置改革和民营化没有产生技术 进步,反而产生跨行业并购的多种经营化行为.这 主要是因为股权分散以后,小股东们既没有足够的 积极性和影响力,也很少能够联合起来对管理层的 战略决策施加影响,所以企业中分散于众多小股东 手中的股票比例越大,股东们就越不容易对管理层 进行有效的监管,管理层就越容易滥用权力制定一 些只对自己有利的企业战略.在这样的情况下,更 容易利用业绩快报披露进行关联交易等违规操作.(2)股权分置改革使国有股份减少,公司管理阶层 需要多元化经营,企业合并重组等各种手段分散风 险,获取利润和进行纳税筹划.近几年会计信息披 露制度逐步完善,但是仍然存在漏洞,这为上市公司 进行创造性会计提供了可趁之机,这也就使得业绩 预增——这一被大众认为是“好消息”的公告成为 各公司争相利用的手段之一.在这样的背景下,对

我国上市公司业绩预增公告中的信息含量进行研 究,显然对推进我国会计信息披露制度的完善和资 本市场的建设具有较大的理论意义和实践价值.二,文献回顾

关于盈利公告,盈利预告和业绩快报等的信息 含量研究国外已有大量的文献.BallandBrown 关于盈利公告信息含量的研究被誉为实证会计的开 山之作;其后有LevJ,FrancisandSchipper',Pen— inanl4J ,Waymire等从不同角度向纵深方向拓展了 信息含量的研究.在我国,赵宇龙对沪市上市公 司的年度会计盈余报告进行了经验研究,结果表明 会计盈余披露具有信息含量,开创了我国的实证会 计研究;魏刚研究发现我国上市公司股利分配对 公司股价具有较强的影响,信息含量较大;陈晓 等检验了沪市和深市A股盈余报告的有用性,研究 结果与赵宇龙一致;李增泉对不同类型审计意见.66.的信息含量进行研究,发现“标准”和“非标准”审计 意见具有不同信息含量;刘力和李文德..通过对股 票首次公开发行首日超额收益的研究,发现事件期 新股申购平均超额收益显着高于无风险报酬;陆正 飞和黄明辉¨对固定资产投资,王震等¨纠对被特 别处理事件的信息含量也进行实证研究,表明固定 资产投资和被特别处理事件都具有信息含量.在业绩预告方面,主要集中在首先公布的业绩 预亏和预警两项制度.研究结果有:薛爽_l发现预 亏公告具有显着的信息含量;何德旭,王轶强和王

洁¨对我国实行业绩预警制度规定的市场反应做 了首次实证检验;洪剑峭,皮建屏¨和蒋义宏等【l6_ 进行了关于业绩预警公告方面较完整的研究,实证 研究发现预警制度取得了一定的成效,但仍存在很 多问题,需进一步完善;柳木华的研究表明业绩 快报具有信息含量.但是上述研究均为股权分置改 革以前的研究,在市场机制改变后尚未有这方面的 研究,而这正是本文研究的主题.三,研究设计 1.研究假设

因为上市公司的信息披露有大量规则限制,所 以业绩预增报告被认为具有一定的可信度或对该公 司盈利提供了合理的保证,由此我们提出以下假设: 假设1:业绩预增公告日,证券市场有显着的正 面反应.假设2:业绩预增公告公开后的短时窗内,证券 市场有正面反应,即业绩预告前30天的累计平均非 正常收益率平均变动幅度小于业绩预告日前后3天 的平均变动幅度.在有效市场的假设下,信息公开前是未被市场 所预知的,因此股价不存在提前反应,业绩预告日近期的累计平均非正常收益率应该变动不大.但是在 信息公布后投资者需要一段时间消化信息的影响, 因此股价仍然会与业绩预告信息有同向变化.所 以: 假设3:业绩预告日前一周的累计平均非正常 收益率接近于0,股价不存在提前反应.假设4:业绩预告后20天内中,证券市场有一 定的正面反映,即预增公司在[0,20]的累计平均非

正常收益率大于0.大量实证研究表明,我国股票市场处于弱式有 效,尚未达到半强式有效,所以业绩预增公告存在内 幕交易等违规操作的动机.既然公众知道存在这样 的动机,则公告的效果必然受到一定的影响,由此提

望!塑堂!±!旦:笠丝查:箜竺塑兰箜塑2 出: 假设5:在公告公开后第10天左右,证券市场 有较小的负面反应.2.研究方法

基于各方面的分析,本文决定采用事件分析法 进行实证研究.事件分析法即在一个相对较短的时 窗内,观测市场对业绩预增公告的反应情况.为了 检验实证结果的稳健性,采用了效果比较稳定的市 场调整模型,即: 尺(1)尺:业(2)AR=R一R(3)AAR=一1A(4)CAR=>AAR(5)CAR=CAR一CAR:(6)MCAR.=—

CARflIf(7,t2)tt,t2¨1—1 fl，其中:P;.为股票i在t时的价格;P为相应时间的上证指数和深证指数;Ri和R分别为个股和市场在t时的收益率;ARi为股票i在t时的非正常收益率;AARi为每天平均非正常收益率;CAR为累计平均非正常收益率;CAR,为(t,t:)的累计非正常收益率;MCR为(t.,t:)的平均累计非正常收益率.t 的区间根据不同的样本确定.如果事件发生对股价无影响,那么由模型可知, CAR服从均值为零的正态分布.这样可以通过对 CAR是否为零进行检验来确定事件的发生对股价 是否产生影响.其检验统计量分别为: :_(8)5(CAR)/ 其中:S2(CAR)(CARjt—cA)(9)如果事件发生对股价无影响,那么检验统计量 服从T分布.本文利用统计量在5%显着性水平下 进行检验.3.样本选取与数据来源

在2006年年报公布后,截至2007年4月2413 上海证券交易所共有62家上市公司发布了第一季 度和中期业绩预增公告.因为报告中披露的信息很 多,对股价影响的因素比较复杂,为了减少额外因素 的影响,剔除没进行股权改革的东北高速(因为没 有进行股权改革的公司影响股价变动的因素相对较 多).本文以这61家公司作为研究样本,根据这6l 家的历史K线图和行情走势图等来获得数据.各

股每日股价数据和大盘指数数据来自上海证券交易 所网站及齐鲁证券大福星操作系统,各股相关资料 来自于巨潮资讯和上海证券交易所网站.本文研究 借助EXCEL2003和SPSS12.0软件进行分析.从行业的角度分析(按证监会的划分),在业绩 预增板块中“制造业一机械,设备,仪表”和“信息 技术业”两大行业优势明显,这两个行业预增主要 是都受行业景气的影响,其中产品价格上涨和需求 增加是业绩大幅增加的主要因素.样本行业统计见 表1.表1样本行业统计 行业类别预增公司数量 农,林,牧,渔业

制造业一纺织,服装,皮毛 制造业一机械,设备,仪表 批发和零售贸易 交通运输业 房地产行业

制造业一医药,生物制品 金融保险业

制造业一金属,非金属 电力,煤及水的生产和供应业 制造业一食品饮料 制造业一电子

制造业一石油,化学,塑胶,塑料 采掘业 综合类 信息技术业 制造业一其他

在这些业绩预增公告中,大部分公司都披露了 业绩预增理由.业绩变化理由的陈述是预告制度中 自愿披露项目.自愿披露业绩预增理由的公司占 81.30%,这表明大部分上市公司都能自愿披露原 因,但主观原因多,客观原因少;企业内部的原因少, 外部原因多;还有部分公司陈述的原因过多,让人找 不出导致企业变化的主要原因,降低了对真正重要 原因的关注程度;而且大多数公司对原因只作定性.67.33324●753223282

描述,没有定量说明.可见,上市公司并未本着客观 真实的原则披露预增理由.另外,还有18.7%的公 司根本就没有陈述原因.关于业绩预告的内容方面,除中国石化和上海 金陵外,其余的全都披露了每股收益,业绩变化的标 准都采用“净利润总额”这个概念.但对于一些投 资者十分关注的指标,诸如主营业务收入,净资产收 益率,扣除非经常性损益后的净利润总额,净利润总 额等较为关键的数据却很少披露,明显存在自愿披 露动机不足的问题.而对一些投资者不太关注的定 量数据,如与利润变化有关的指标上市公司表现却 相对积极,过多地披露这方面的信息无疑会降低业 绩预告信息的有用性和可信性.四,实证结果与分析

将业绩预告日定为事件13,预告事件窗口定义 为51天,即预告日前30天,预告日后20天,预告日 定为第0天(若公告日为非交易13,则公告日之后 的第一个交易日为第0天).t的区间为(一30, 20).股票停牌日处理如下,t<0时向前退一天, t>0时向后推一天.整个数据时间段处于2007年2 月24日～5月1313.对样本期间内发生除权的股 票的价格均做复权处理.业绩预增公司AAR和 图1AAR及CAR描述统计图

CAR的描述性统计见图1.对采集数据进行在5% 的显着性水平下的T检验,其CAR的相关检验数据 见表2.表2CAR相关检验数据

注:“在5%水平下显着;…在1%水平下显着,为单侧检验.根据以上AAR及CAR描述统计图及T检验分 ? 68? 《软科学))2008年9月.第22卷.第9期(总第105期)析,我们进行假设检验.1.假设1和假设2 业绩预增公司在公告前(一30,一1)29天内的 CAR是一0.2063,MCAR是一0.0071,在(一1,1)3 天时间的CAR是0.0122,MCAR是0.0041,后者是 前者绝对值的57倍.因此,假设1成立.通过T检验(见表2),我们可以发现整个期间 内的CAR显着不为0,尤其是业绩预告日当天,有 些业绩预增公司出现涨停.因此,假设2也成立.假设1和假设2的成立充分说明,在股权分置 改革后,上市公司公布业绩预增公告前,显然存在信 息不对称情况,而业绩预增公告确实有很高的信息 含量,能够缓解管理当局和信息使用者之间的不对 称情况,并且这种信息一旦被市场获得,投资者能马

上做出积极的反应.这同时也说明业绩预告制度的 实施是必要的.2.假设3 业绩预增公司预告前2O天的CAR值几乎全部 为负,在公告发布的前第lO天左右,CAR值迅速递 减,公告前第7天达到最小,之后快速上升,出现很 明显的拉高出货,直到公告13当天.也就是说如果 在公告前10天买入股票的话,到公告日就有很大的 超额收益.业绩预增公司在业绩预告13前有很明显 的反向走势,股价对预增信息有着明显的提前反应, 则假设3不成立.股价对预增公告有明显的提前反应,理论上只 有两种可能的解释:一是我国股市已经达到半强式 有效,投资者的投资理性和素质都有提高,能提前通 过其他信息对公司的经营情况有一个准确的预测, 从而提前做出决策调整;二是消息提前泄露,市场上 有人从”地下通道“获得公司业绩预增的消息并加 以利用.在这两种可能性解释中,迄今为止,尚无人 能研究证明我国证券市场已经达到半强式有效,而 大众投资者的素质也是人所共知的,显然第一种解 释不能令人信服.因此第二种解释更加合理.很多 研究表明,多数股票在价格变动时都伴随着大量出 货的现象可以认为显然存在消息提前泄露的坐庄行 为.退一步讲,即使其中包含投资者预测准确的问 题,应该也是资金雄厚和研发能力较强的机构或庄 家.至此,可以得出这样的结论,我国股票市场消息 提前泄露的问题比较严重,利用好消息和利空消息 提前出货的行为到现在为止并没有多大的改善,而 普通投资者利用相关信息预测上市公司的基本状况 的能力较弱.总之,我国的证券市场还需要大家的 OOO加

《软科学~2oo8年9月?第22卷?第9期箜塑 共同努力来进一步完善以保护中小投资者的利益.3.假设4 业绩预增公告发布后,在(1,20)这2O天内业 绩预增公司的CAR为0.4048,CAR的基本走势与 业绩预告是同方向的.CAR在业绩预告后有大幅 度的增加.因此,假设4成立.CAR的变动,股价 的方向与业绩的变化越来越合拍,也说明我国股市 已经逐步走向理性,投资者基本上都可以根据业绩 信息来做出股票买卖的决策,而发布有关公司的业 绩的及时性信息,帮助投资者做出决策也变得越来 越重要.4.假设5 在公告公开后第1O天左右存在CAR明显下滑 的区间,该区间表明在业绩预增公告发布以后,股民 在一阵狂热的投资后开始冷静分析,对存在可能的 内幕交易做出反应,使得股价下跌.由此可见,股民 的投资素质正在逐步提高,不再一味的盲从,决策过 程中注意市场的变化,能够在一定程度上冷静分析 再做出决定.因此假设5成立.五,结论

股权分置改革使得我国的资本市场进一步完 善,本文在此背景下,通过实证分析研究了我国业绩 预增公告的信息含量.研究结果发现:(1)在股权分置改革以后,业绩预增公告信息 确实具有非常强的信息含量,它能够在一定程度上

缓解公司管理当局和外部信息使用者的信息不对 称,帮助投资者做出正确决策.如果在定期报告公 布之前公布业绩预测信息,可以降低定期报告中业 绩的不确定性,提高信息的透明度,保证广大投资者 的知情权,并在一定程度上降低年报风险.因此,业 绩预告制度在一定程度上能够保护投资者利益.(2)股权分置改革仍然未解决可能的内幕交易 问题,使得业绩预增公告市场仍然存在一定程度的 信息提前反应现象.提前反应现象说明内部预测信 息在公布之前,可能已经被庄家通过私下方式获得, 庄家利用这些内部信息构造业绩预告陷阱,提前出 货,引起预告前后股价的大幅度波动,增加了中小投 资者的投资风险.因此,在我国业绩预告发布过程 中,存在很明显的内部信息泄漏造成的内幕交易.(3)虽然我国资本市场进行了股权分置改革, 市场对业绩预告的监督作用仍然较弱.守约预告者 并没有因为诚信而获利,违约者不但没有因违约而 受罚,反而因此间接受益.这说明,我国投资者在做 出投资决策时,还缺乏理性思考.当然如果把2007 年第一季度及中期业绩预告的市场反应进行比较, 也可以看出,除公告13前后以外,2007年中期股价 与业绩走势基本是同方向的,这也说明我国投资者 的素质在逐步提高.总之,仅仅依靠市场来约束违 约者是远远不够的,中小投资者能起的监督作用非 常有限,因此必须依靠制度规定的强制约束手段来 加大违规者的违规成本,业绩预告制度还有待完善.参考文献: [1]BallRJ,PBrown.AnEmpiricalEvaluationofAccountingIncome Numbe~[J].JournalofAccountingResearch,1968,Autumn:159

一 l78.[2]LevBaruch.OntheUsefulnessofEarningsandEarningsResearch: LessonsandDirectionsfromTwoDecadesofEmpiricalResearch IJ].JournalofAccountingResearch,1989,Supplement:153— 192.[3]FrancisJ,SchipperK.HaveFinancialStatementsLestTheirRele— vance[J].JournalofAccountingResearch,1999,Autumn:319— 352.[4]PenmanS.AnEmpiricalInvestigationoftheVoluntaryDisclosureof CorporateEarningsForecasts[J].JournalofAccountingResearch, 1990,18(Spring):132—160.[5]WaymireGregory.AdditionalEvidenceontheInformationContent ofManagementEarningsForecasts[J].JournalofAccountingRe-search,1981,22(Autumn):703—7l8.[6]赵宇龙,王志台.会计盈余披露的信息含量——来自上海股市 的经验证据[J].经济研究,1998,7:41—49.[7]魏刚.我国上市公司股利分配的实证研究[J].经济研究,1998, 6:41—46.[8]陈晓,陈小悦,刘钊.A股盈余报告的有用性研究[J].经济研 究,1999,6:21—28.[9]李增泉.实证分析:审计意见的信息含量[J].会计研究,1999, 8:16—22, [1O]刘力,李文德.中国股市股票首次公开发行首日超额收益研究 [J].中国会计与财务研究,2000,4:45—53.[11]陆正飞,黄明辉.固定资产投资的信息含量研究——来自中国 A股市场的证据[J].中国会计与财务研究,2002,2:31—39.[12]王震,刘力,陈超.上市公司被特别处理(sT)公告的信息含量 与影响因素[J].金融研究,2002,9:61—70.[13]薛爽.预亏公告的信息含量[J].中国会计与财务研究,2001, 3:117—128.[14]何德旭,王轶强,王洁.上市公司信息披露”预警制度"的实证 分析——兼论我国证券市场的有效性和过度反应[J].当代经 济科学,2002,5:30—37.[15]洪剑峭,皮建屏.预警制度的实证研究[J].证券市场导报, 2002,9:4一l4.[16]蒋义宏,童驯,杨霞.业绩预警公告的信息含量.中国会计与 财务研究,2003,4:145—153.[17]柳木华.2005.业绩快报的信息含量:经验证据与政策含义 [J].会计研究,7:39—45.(责任编辑:辜萍)? 69?

第二篇：终极控制人变更与公司业绩_基于股权分置改革背景的经验研究

财贸研究2011．5

终极控制人变更与公司业绩

———基于股权分置改革背景的经验研究

谢梅李强

（中国矿业大学，江苏徐州221116）

摘要：以股权分置改革为背景，研究116家发生终极控制人直接变更和最终变更的上市公司 在其控制权转移后3年的综合业绩变化情况及原因。研究结果显示：控制权最终转移比直接转移 对公司综合业绩的改善作用更为显著，不管终极控制人是由国有控制实体转为民间控制实体，还是 在民间控制人之间转移，都没有对业绩产生显著作用，但终极控制人在国有控制实体间转移却对公 司业绩产生了负面影响；盈余管理对公司业绩的提升起了关键作用，股改效应的发挥需要一个长期 过程。

关键词：终极控制人；股权分置改革；控制权转移；盈余管理

中图分类号：F270．3文献标识码：A文章编号：1001－6260（2011）05－0140－09

股权分置改革彻底解决了我国证券市场从诞生起就存在的“同股不同权、同股不同价”的制度性缺 陷，这对于完善上市公司治理具有重要意义。股权分置改革期间上市公司并购事件频繁，公司直接控制 人（第一大股东），甚至终极控制人①变更的事件屡见不鲜，公司直接或终极控制人的变更会带来公司 控制权的转移，那么控制权转移究竟会对公司的短期和长期业绩产生怎样的影响。如果终极控制人的 转移方向不同，即终极控制人由国有转为民间、在国有控制实体之间进行转移，或由民间转为国有等，这 些不同性质的控制权转移对公司业绩的影响是否存在差异。控制权转移后公司业绩变化的原因又是什 么。股权分置改革有没有起到预期的改善公司治理的作用。这些都是本文关注的焦点。

一、文献回顾与研究假设

（一）文献回顾

关于控制权转移绩效的研究主要集中在两个方面：一是对控制权转移前后绩效变化的比较研究，二 是对控制权转移后绩效变化的原因分析。

收稿日期：2011-05-03

作者简介：谢梅（1981），女，江苏淮安人，管理科学与工程博士生，中国矿业大学管理学院教师。

李强（1965），男，内蒙古赤峰人，博士，中国矿业大学财务处处长，教授，博士生导师。

基金项目：中国矿业大学社会科学研究基金项目“产品市场竞争与最终所有权结构———基于股权分置改革背景的经验研究”（项目编号：

0J091177）。

*作者感谢匿名审稿专家的中肯意见和具有启发性的建议，当然文责自负。

①LaPorta等（1999）指出，企业控股股东可以使用优先表决权、交叉持股、金字塔股权结构等方式实施对上市公司的实际控制。特别地，企业控股股东经常使用金字塔股权结构建立一系列控制链来对公司实施控制，这个控制链中的一个公司可能被另一个公司控 制，而后者又可能通过类似的方式直接或间接地被某个最终控制人控制。

—041— 1．控制权转移前后绩效变化的比较研究

国内外众多学者采用事件研究法对控制权转移的绩效进行研究（Bauer，etal，2009；Schwert，1996； Jensen，etal，1983；Loughran，etal，1997；陈信元等，1999；徐莉萍等，2005a），但尚没有取得一致结论。事件研究法测量非正常收益采用的市场模型以股价的波动来衡量股东财富的变化，这种方法在股价能 够真实反映公司经营业绩的西方成熟资本市场是有效的，而对于我国股票市场的有效性学术界仍存在 争论（张兵等，2003；吴世农，1996；檀学燕，2010）。由于根据并购的市场反应来解释我国上市公司的并 购绩效会存在一定的偏差，所以本文中将采用会计研究法来分析控制权转移前后公司业绩的变化。

采用会计研究法得到的结论也没有取得一致。Langetieg（1978）、Ghosh（2001）的研究结果显示，并 购并没有改善公司业绩；Kaplan（1989）、Healy等（1992）、Linn等（2001）发现并购后公司的经营业绩显 著提高；而Agrawal等（1992）则发现，控制权转移后公司的经营绩效出现了恶化。国内学者张新（2003）、周晓苏等（2006）研究发现，控制权转移仅能短暂地提升业绩；冯根福等（2001）、徐莉萍等（2005a）认为控制权转移能够部分提升公司业绩；骆祚炎（2005）认为控制权转移并没有改善公司绩效，相反在控制权转移的当年，公司绩效有明显下降。

上述研究由于所处的资本市场发育程度不同，研究方法和模型各异，尤其是业绩指标选择不同，导 致结论千差万别。我们认为，企业的经营业绩是多方面的，仅靠一个或少数几个财务指标是无法全面衡 量的。因此，本文借鉴冯根福等（2001）等的做法，从企业偿债能力、发展能力等6个方面选取具有代表 性的财务指标，通过主成分分析构造出综合业绩得分，并以此作为公司业绩的衡量指标。

2．控制权转移后绩效变化的原因研究

许多学者研究了控制权转移后的资产重组等盈余管理行为对转移后公司业绩的影响，他们普遍发 现控制权转移后的资产重组确实对提升业绩起到了促进作用（Denis，etal，2000；白云霞等，2004；方轶 强等，2006；白云霞等，2005）；Offenberg（2009）、奚俊芳等（2006）研究了控制权转移后董事长和总经理 变更等公司治理结构特征对公司业绩的影响。此外，也有学者研究了不同的控制权转移方向对转移后 公司业绩的影响，如白云霞等（2008）研究发现，国有控制权转移总体上并没有改善公司业绩，但终极控 制人变更能改善国有控制权转移的绩效。白云霞等（2008）的研究虽然从终极控制人角度研究了控制 权转移的绩效问题，但是仅研究了国有控制权的转移，即在保持控制权国有性质不变的情况下，国有控 制权在不同终极控制人之间或同一终极控制人不同辖区的不同控股单位之间的变更对公司绩效的影 响，而没有研究终极控制人性质发生变更，比如从国有转为民营后公司绩效的变化情况。

为了弥补上述研究的不足，本文从终极控制人角度，研究了终极控制权在不同国有控制主体之间的 转移，以及终极控制权在国有和民间控制人两种不同性质最终控制人之间转移的绩效表现。

（二）研究假设

当公司终极控制人变更，但国有性质不变的情况下，中央、省、市等不同级别的政府控制人之间相互 转移上市公司的控制权往往是为了达到解决就业、产业整合、组建辖区内大型企业集团等政绩目的，而 不是真正为了提高企业价值（白云霞等，2008）。当终极控制人性质发生变更，尤其是由国有变为民间 控制人时，并购决策往往是收购方实际控制人的一项投资决策，决策的成功与否关乎其切身利益。因 此，上市公司终极控制人由国有变更为民间控制人后，必然会采取各种措施改善经营，提高公司业绩，甚 至进行盈余管理以提升公司报告业绩。因此，我们提出以下2个假设：

H1：终极控制人发生变更的公司对原有的经营管理模式的改革更加彻底，更容易转变经营机制，因 此，相对于终极控制人未发生变更的公司，其报告业绩提升更加显著。

H2：在终极控制人发生变更的公司中，终极控制人由国有转为民间的公司报告业绩表现最佳。发生控制权转移的公司一般管理效率低下、经营业绩较差，然而控制权转移本身并不会自动提高公 司业绩，业绩的改善需要资源的优化配置和管理效率的提升。新控股股东接管公司后，往往会利用其控 制权委派代表进入董事会，从而使得公司的各项经营决策直接体现自己的意志。此外，由于上市“壳”

—141— 资源的稀缺性，为了保“壳”，并满足证监会规定的配股、增发对净资产收益率的要求，上市公司管理层 及终极控制人都存在盈余管理动机以获得再融资的资格，为上市公司寻求软约束的低成本资金来源。因此，我们提出下面的假设：

H3：控制权转移后，在终极控制人意志的主导下，上市公司存在明显的盈余管理倾向，盈余管理将 会大幅度提升公司业绩。

股权分置改革本质上是公司治理改革，证券监管部门期望通过逐步将非流通股份转变为流通股份 来改善上市公司的微观治理结构，股权分置问题的解决有助于优化公司股权结构，鼓励中小股东参与公 司治理，完善管理层激励，形成公司控制权市场，从而得到公司治理优化的良性循环，建立起规范的公司 制度，促进公司经营管理效率的提高。因此，我们提出以下假设：

H4：股权分置改革的完成有利于上市公司业绩的提高。

二、研究设计

（一）研究样本及数据来源

本文从终极控制权角度来研究公司控制权转移绩效，将控制权转移分为直接转移和最终转移两类： 如果上市公司第一大股东发生变化而终极控制人未变，则该公司发生了控制权的直接转移；如果上市公 司第一大股东和终极控制人同时发生变更，则该公司发生了最终控制权转移。对于终极控制人变更的 样本又进一步分为3种情况：（1）终极控制人由国有控制人转为民间控制人①；（2）终极控制人在不同级 别国有投资实体之间进行转移②；（3）终极控制人在民间投资主体间转移。以上对控制权变更的判断，以实质而非简单名称变更为依据。

本文研究样本为沪、深两市2005—2006年间发生控制权转移的公司，分别研究这些公司在控制权 转移后的第1、2、3年相对于控制权转移前1年的业绩变化。我们剔除以下公司：（1）在样本期间发生 两次或两次以上第一大股东或最终控制人变更的样本；（2）在发生控制权转移后的3年中再次发生控 制权转移的样本；（3）控制权转移前2年至转移后3年中发生行业变更的样本；（4）第1大股东与第2 大股东持股比例相同，第1大股东不能实施有效控制的样本；（5）发生控制权转移的金融行业的样本；（6）终极控制人由民间投资主体转为国有的样本（仅有4家，数量少而剔除）；（7）数据缺失或无法找到 配对公司的样本。根据以上原则，共选取研究样本116个，详细情况见表1。本文数据处理使用 SPSS16．0统计分析软件。

控制权转移和资产重组数据来自 CCER数据库，公司财务会计和公司治 理数据来自CSMAR数据库。对于上市 公司终极控制人信息不详、财务数据缺 失，以及控制权转移时间无法确定的样 本，再进一步查找上市公司年报和财经 网站新闻。年报数据来自金融界网站。

（二）研究模型及变量解释 本文构建如下模型：

表1研究样本分类

控制人变化类型样本数量2005年2006年

控制人最终转移1529

实际控制人由政府变更为民间控制人818 实际控制人在不同级别政府间转移38 实际控制人在不同民间控制人之间转移43 控制人直接转移3834

合计5363

① 民间控制人包括自然人、民营企业、乡镇或集体企业、外资企业、职工持股会、职工互助会、工会委员会（社团法人）、经济社团企

业联合会，以及企业劳动群众集体等。

② 不同级别政府是指中央、省、市及县一级政府，不包括乡镇一级政府。夏立军等（2005）指出，乡镇一级政府部门控制的上市公

司实为乡镇集体企业性质，其所受政府干预比较少，类似于民营企业，而不是国有企业，因此将乡镇一级政府控制的上市公司纳入“非政 府控制”类型。

—241— AdjF_Chi=α0+α1UltChangei+α2Typei+α3Gov_NonGovi+α4BetweenGovi+

α5BetweenNonGovi+α6AdjEMi+α7ShaR+α8Sizei+α9ManChi+ α10Industry+εi

其中，α0，„，α10为系数，εi为残差，i代表第i家公司。模型中其他变量的含义如下： 1．因变量

AdjF_Chi代表控制人变更前后的业绩变化，计算方法为公司控制人变更后的综合业绩和控制人变 更前1年综合业绩的差。其中，控制人变更前后的综合业绩都经过配对公司样本调整，业绩指标以主成 分分析的综合得分值表示。

本文选取了代表企业偿债能力、发展能力、股东获利能力、现金流量能力、盈利能力和营运能力共6 个方面的7项财务指标进行主成分分析，计算综合因子得分F值作为业绩衡量指标。各项指标计算公 式如表2所示。

表2各项财务能力指标计算公式

财务能力类型指标计算公式 偿债能力资产负债率负债总额/资产总额

发展能力营业收入增长率（本期营业收入－上期营业收入）/上期营业收入 股东获利能力每股收益净利润/总股数

现金流量能力每股经营活动现金净流量经营活动现金净流量/总股数

盈利能力营业毛利率净资产收益率（营业收入－营业成本）/营业收入净利润/平均股东权益 营运能力总资产周转率营业收入/平均资产总额

注：由于资产负债率是逆向指标，所以进行主成分分析前在该指标前做了增加负号处理。

为了依据综合因子得分寻找配对样本，在 进行主成分分析时，我们使用了沪、深两市全部 上市公司数据，其中剔除部分数据缺失公司样 本。由于本文的目的不是确定代表7项财务指 标的关键因素，而是借助主成分分析计算公司 业绩的综合得分F值，因此，本文采用6个主成 分因子，其解释能力达到了92．54%。各因子 解释情况如表3所示。

根据表3可以得到以下因子综合得分函数：

表36个主成分因子

因子特征值占总体百分比（%）累积百分比（%）F11．48821．26121．261 F21．24417．77039．031 F31．08815．54154．572 F40．99914．27968．851 F50．86712．38181．232 F60．79211．31292．544

F=0．2126F1+0．1777F2+0．1554F3+0．1428F4+0．1238F5+0．1131F6

根据上述因子综合得分函数可以计算出全部上市公司及样本公司各综合业绩得分值F，在剔 除综合得分值绝对值大于3的异常样本后，其分描述统计情况如表4所示。从表4可见，全部上市 公司在2004—2006年的综合业绩表现较差，综合业绩F值的平均值小于0，2007年以后综合业绩有了 一定程度提升。样本公司在控制权转移前1年和转移当年综合业绩较差，综合得分F值平均值为负，从 控制权转移后1年起报告业绩有所提升，并且平均值已为正数。由于116家样本公司控制权转移前1 年分别为2004年和2005年，因此，可以看出研究样本公司综合业绩明显比全部上市公司整体业绩均值 要差。

本文配对样本的选择依照公司综合业绩得分和资产规模两个标准，具体筛选过程如下：（1）选取在 2005—2009年没有发生第1大股东或最终控制人变更的公司；（2）选择与样本公司在同一行业的公司，行业按照《上市公司行业分类指引》的两位代码进行划分，如果无法找到配对，再扩大细分行业查找；（3）分别选择综合因子得分和总资产与研究样本在控制权转移前1年最接近的5家公司，然后按照下 面公式计算Match值，选择Match值最小的公司作为配对样本：

—341— Match=Fi－FsF

+Asseti－s AssetsAsset s

其中：Fi表示第i家研究样本公司的综合业 绩得分值；Fs表示第s家备选配对公司的综合业 绩得分值；Asseti为第i家研究样本公司的总资 产；Assets为第s家备选配对公司的总资产。

找到配对样本后，分别以研究样本公司各 的综合业绩得分，减去配对公司相应 的综合业绩得分，作为研究样本公司该经 配对调整后的综合业绩指标AdjFi。然后再分 别用研究样本公司控制权转移后第1、2、3年调 整后的综合业绩AdjF1、AdjF2、AdjF3，减去该公 司在控制权转移前1年经配对公司调整的综合 因子得分AdjF－1作为最终的业绩变化指标 AdjF_Chi。

2．测试变量

表4上市公司各综合业绩得分情况

均值最大值最小值标准差 全部上市公司综合业绩F值统计 2004－0．0351．750－2．4720．292 2005－0．0461．759－2．8970．317 2006－0．0171．947－2．0580．276 20070．0602．556－1．6280．305 20080．0102．600－1．7070．321 20090．0461．961－2．0120．313 研究样本公司综合业绩F值统计 －1－0．0670．247－1．6360．423 0－0．0300．223－1．3980．549 10．0310．317－0．7422．303 20．0270．326－0．8682．165 30．0490．372－0．6132．6

注：－1表示研究样本公司的控制权转移前1年，0表示控制权转移 当年，1表示控制权转移后的第1年，2、3的含义类推。

（1）最终控制人变更情况变量。UltChange表示终极控制人是否发生变更，若第1大股东和终极控 制人都发生变更，即控制权最终转移，则取值为1；若第1大股东发生变更，而终极控制人未变，即控制 权直接转移，则取值为0。Type表示终极控制人类型，如果上市公司的实际控制人为民间投资主体，则 取值为1，如果终极控制人为国有投资主体，则取值为0。Gov_NonGov、BetweenGov和BetweenNonGov是 表示终极控制人变更方向的虚拟变量，如果终极控制人由国有转变为民间控制人，则Gov_NonGov为1，否则为0；如果终极控制人在不同级别的国有投资实体间转移，则BetweenGov为1，否则为0；如果终极 控制人在民间控制人之间进行转移，则BetweenNonGov为1，否则为0。

（2）盈余管理的衡量。应计项目和线下项目是企业进行盈余管理的主要手段，应计项目主要包括 流动资产和流动负债项目，线下项目即非正常损益，主要包括投资收益、营业外收支等项目。学术界对 盈余管理的测度模型主要有应计利润分离模型、特定应计利润模型和盈余频率分布模型三大类（奚俊 芳等，2006）。在成熟资本市场，通过线下项目进行盈余管理的企业比较少，大多数上市公司通过应计 项目进行盈余管理，然而，由于我国证券市场“一股独大”的特殊股权结构，控股股东及实际控制人可以 通过对上市公司的绝对控制利用线下项目进行盈余管理，尤其是对于控制权发生转移的上市公司，许多 学者发现上市公司在控制权发生转移后会进行资产剥离、资产置换等关联方交易。因此，对于控制权发 生转移公司的盈余管理研究可以采用线下项目进行。本文构建的盈余管理衡量指标计算如下： 

EM=－ i=1WiAsset

其中：EM表示盈余管理测度，其绝对值越大表明盈余管理程度越强；W为现金流量表补充资料项 目，W1表示资产减值准备，W2表示固定资产报废损失，W3表示投资损失，W4表示处置固定资产、无形 资产和其他长期资产净损失。由于上述各项为逆向指标，因此，我们在该指标值前添加负号的方法，使 其成为正向指标。Asset表示公司当年总资产。本文使用的盈余管理测度AdjEM经过配对公司调整。

（3）股权分置改革完成情况变量。ShaR表示股权分置改革的完成情况，如果i公司在第t年完成了 股改，则ShaR为1，否则为0。

3．控制变量

Size表示公司规模，用总资产的自然对数表示。ManCh表示上市公司的总经理或董事长变更与否，—441— 如果发生变更则为1，不变则为0。Industry表示公司所处的行业，根据《上市公司行业分类指引》，除制 造业外的其他行业取首字母表示行业分类，制造业取字母后的第1位数字作为行业分类，研究样本共涉 及18个行业，因此，设置18个行业虚拟变量。

三、实证检验结果及分析

（一）控制人变更前后的业绩变化

对于2005—2006年发生控制权转移的116家公司，本文研究了这些公司在控制权转移当年和转移 后的第1、2、3年分别相对于转移前1年的综合业绩变化情况，如表5所示。

表5样本公司控制权转移前后综合业绩变化情况

经营业绩差异均值标准差T值秩均值（负）秩均值（正）Z 未经配对样本调整的综合业绩变化

（－1，0）0．0360．2531．57950．8959．04－1．882*

（－1，1）0．0980．3283．303＊＊＊43．8161．86－4．112＊＊＊（－1，2）0．0930．3323．101＊＊＊47．4159．59－3．990＊＊＊（－1，3）0．1150．3603．532＊＊＊46．6660．49－3．665＊＊＊

（－1，转移后3年平均）0．1020．2983．781＊＊＊46．0860．10－4．263＊＊＊ 经过配对样本调整的综合业绩变化

（－1，0）0．0120．2640．48950．4861．03－0．349（－1，1）0．0340．3261．14053．5557．15－1．064（－1，2）0．0580．3311．945*48．3860．79－2．360＊＊（－1，3）0．0860．4052．353＊＊45．1365．53－1．746*

（－1，转移后3年平均）0．0590．2992．194＊＊50．5159．33－1．933*

注：（－1，0）表示控制权转移当年相对于转移前1年综合业绩的变化，（－1，1）表示控制权转移后1年相对于转移前1年综 合业绩的变化，（－1，2）、（－1，3）、（－1，转移后3年平均）依次类推。第二列至第四列为两配对样本T检验结果，第五 列至最后一列为两配对样本Wilcoxon符号秩检验结果。*、＊＊、＊＊＊分别表示双侧检验在10%、5%与1%水平下显著。

从表5的检验结果来看，控制权转移公司的综合业绩在未经配对公司样本调整前，其业绩在控制权 转移后的第1、2、3年都有明显提高，并且在Wilcoxon符号秩检验下，控制权转移当年的业绩就比转移 前1年有明显提高。然而，经过配对样本调整后我们发现，控制权转移公司的综合业绩在转移的当年和 后1年并没有显著提高，仅在转移后的第2和第3年才有了改善，而且显著性水平有所下降。由于经过 配对样本调整的综合业绩考虑了行业总体业绩提升、样本公司盈余数字均值回转的影响，我们认为经过 配对样本调整后得到的结果更加可靠。因此，样本公司在控制权转移后的第2～3年业绩有了明显改 善，而转移的当年和后1年并没有显著的提高，控制权转移公司业绩的改善不是一蹴而就的，需要公司 长期持续不断的努力。

（二）控制权转移后业绩变化的影响因素分析

表6分别对控制权转移后第1、2、3年，以及转移后3年的混合数据相对于转移前1年综合业绩变 化的影响因素进行了回归分析，结果如下：

第一，终极控制人变更情况变量UltChange的回归系数显著为正，这表明终极控制人变更对公司综 合业绩的提升具有显著的正面影响，这种正向作用无论是在控制权转移后的第1、2、3年，还是3年的混 合数据都成立，这个结果验证了我们的假设1，即终极控制人发生变更的公司（控制权最终转移）比未发 生变更公司（控制权直接转移）的报告业绩提升的更加显著，且在其他条件相同的情况下，控制权最终 转移比直接转移对公司综合业绩变化的影响高0．337，这可能是由于在终极控制人发生变更后，公司的 决策层进行了改组，从而能够使公司对原有的经营管理模式进行重大调整，更容易转变经营机制。

—541—

表6控制权转移后公司业绩变化影响因素的回归分析结果

自变量转移后1年系数T值转移后2年系数T值转移后3年系数T值转移后3年混合系数T值 UltChange0．337＊＊2．3720．491＊＊＊3．3840．401＊＊2．1550．423＊＊＊4．787 Gov_NonGov－0．232－1．275－0．301－1．360－0．111－0．474－0．249－1．421 BetweenGov－0．323*－1．949－0．296*－1．782－0．132－0．619－0．266＊＊＊－2．623 BetweenNonGov－0．206－0．996－0．227－1．107－0．059－0．221－0．207－1．621 Type－0．022－0．214－0．037－0．374－0．068－0．533－0．034－0．531 AdjEM1．159＊＊2．0231．484＊＊＊3．147－1．170－1．5330．699＊＊2．103 ShaR0．0380．2450．000－0．001－0．284－0．5940．0800．543 Size0．058＊＊2．1010．060＊＊2．2440．060*1．8490．052＊＊＊3．297 ManCh0．0661．0990．0110．182－0．057－0．7410．0080．205

Intercept－1．319＊＊－2．289－1．325＊＊－2．432－0．993－1．459－1．221＊＊＊－3．554 Industry控制控制控制控制 样本量116116116348 F值2．6033．2022．1784．621 Adj－R20．1140．1410．1250．105 Durbin－Watson1．9801．7681．9641．921

注：*、＊＊、＊＊＊分别表示双侧检验在10%、5%与1%水平下显著。

第二，从终极控制人的转移方向来看，Gov_NonGov变量在4个回归方程中的回归系数均不显著，这 说明终极控制人由国有转为民间控制人并没有显著提升公司业绩，这与假设2相矛盾。这可能是由于 发生控制权转移的公司在转移前的业绩都比较差，如表4中描述统计显示，控制权转移公司在转移前1 年的综合业绩得分均值低于全部上市公司综合业绩均值，可见这类公司存在比较严重的公司治理问题，需要进一步优化公司股权结构。另外，2005—2006年，公司控制权的转移基本上都是通过股权协议转 让实现的，控制权转移后公司股权“一股独大”的格局并没有得到真正改观，公司董事会仍被公司终极 控制人操控，众多中小股东很难参与公司治理，大股东侵害中小股东利益的现象仍然存在。因此，即使 终极控制人由国有转向民间也不能在短暂的2～3年内使公司业绩有明显的改善。

BetweenGov变量的回归系数在控制权转移后第1、2年，以及转移后3年混合数据回归中均显著为 负，这表明终极控制人在国有控制实体间转移对公司业绩产生了负面影响。这可能是由于国有控制权 的转让更多是出于政治目的，在政府行政指令下的企业重组并不能促使产业结构的良好整合以及公司 治理机制的完善。我们的研究结论与杨记军等（2010）略有差别，他们认为终极控制权仍保留在政府内 部的“换汤不换药”的控制权转让方式并没有显著改善企业业绩，但是也没有产生显著的负面影响。产 生这种差异的原因可能是由于研究样本涵盖的时间不同，以及业绩指标选择不同造成的。

此外，BetweenNonGov变量的回归系数全都不显著，这说明公司终极控制权在民间控制人之间转移 也不能显著改善公司业绩。这可能是由于“壳”资源的稀缺性，民间控制人获取上市公司控制权更多是 出于上市融资的目的，将上市公司作为其提款机，而不是真正为了公司经营业绩的改善。

第三，经过配对样本公司调整的盈余管理变量AdjEM在控制权转移后第1、2年，以及转移后3年 混合数据回归的系数均显著为正，而且转移后第1、2年的回归系数都显著大于1．15，这有力地验证了 我们的假设3。虽然我们很难区分控制权转移后公司业绩的提升究竟有多大程度是缘于经营管理效率 的提高，有多大程度是缘于盈余管理，但是不可否认的是，盈余管理的存在确实为公司报告业绩的提升 做了重要贡献。

第四，股权分置改革是否完成变量ShaR的回归系数全都不显著，这说明在研究期间上市公司完成 股改对公司业绩的提升并没有显著作用。这可能是因为，虽然许多上市公司在这段期间完成了股改，但 是由于制度性限售，其股票仍不能自由上市流通，因而并没有真正实现股票的全流通。因此，成熟资本 市场司空见惯的控制权争夺在我国股票市场上还没有出现，上市公司的大股东和管理层即使因经营不 善导致公司业绩下滑、股价下跌也不会面临被接管的威胁。股权分置改革效应的发挥是一个长期过程，—641— 需要资本市场的进一步发展培育，所以从短期来看，股改对公司业绩的改善不明显也不足为奇。

第五，终极控制人类型变量Type的回归系数也不显著，这表明，对于发生控制权转移这类存在严重 公司治理问题的上市公司而言，终极控制人是国有的还是民间的对公司业绩的影响没有显著的差异，该 类公司最主要的问题是在终极控制人的强有力控制下建立一个有效的公司治理机制，只有公司治理机 制的完善才能从根本上解决公司的决策机制中存在的问题，提高公司经营管理效率。

（三）稳健性检验

据表6可知，各回归模型的Durbin－Watson值都在1．75以上，说明检验模型不存在严重的自相关 问题。另外，除政府转为民间控制人变量Gov_NonGov的VIF值（未超过7．3）稍大外，其余各个变量回 归的VIF值都小于3，这表明回归模型不存在多重共线性问题。此外，我们还尝试将盈余管理变量进行 了修正。2007年实施新准则后，上市公司年报中增加了公允价值变动损益科目，这成为一些上市公司 操纵利润的新手段，因此在盈余管理指标的分子中，我们又增加了公允价值变动损失项目，而2007年以 前年报中没有该项目，我们将其值视为0，这样计算的EM经过配对公司调整后的回归分析结果仍然与 上述分析结果一致。因此，稳定性检验的结果表明本文的研究结果是可靠的。

四、结论及研究展望

本文以股权分置改革期间沪深两市发生终极控制人直接变更和最终变更的116家上市公司为研究 样本，通过主成分分析构建综合得分衡量公司的综合业绩，分析了样本公司在控制权直接和最终转移后 3年的综合业绩变化情况以及变化的原因。研究发现：样本公司综合业绩在控制权转移的当年和转移 后第1年并没有显著的提高，在转移后的第2、3年才有了明显改善，这说明控制权转移公司业绩的改善 需要长期的努力；与控制权直接转移相比，控制权最终转移对公司综合业绩的改善作用更为显著，这表 明实际控制人发生变更的公司对原有经营管理模式的改革更加彻底，更容易转变经营机制，从而有利于 公司业绩的提高；从终极控制人的转移方向来看，不管终极控制人是由国有转为民间，还是在民间控制 人之间转移都没有对公司业绩产生显著影响，而终极控制人在国有控制实体间进行转移却对公司业绩 产生了负面影响，这可能是由于国有控制权的转让更多是出于政治目的，而不是真正为了提高公司的经 营业绩；盈余管理对上市公司业绩的提升起到了关键作用，股权分置改革的完成并没有在短期内产生显 著效应，股改效应的发挥是一个长期过程，需要资本市场的进一步发展培育；对于发生控制权转移这类 存在严重治理问题的上市公司，不同类型的终极控制人对公司业绩的影响并没有显著差异，该类公司亟 需解决的关键问题是在终极控制人的强有力监督下建立起一个有效的公司治理机制，只有治理机制的 完善才能从根本上解决公司决策机制存在的问题，进而提高公司的经营管理效率和绩效。

本文的不足之处在于，仅以股权分置改革为背景研究股改期间不同性质的终极控制人变更对公司 业绩的影响，而没有比较“股改前”和“股改后”不同性质的终极控制人变更对公司业绩的影响是否存在 显著差异，也没有将股改对公司业绩的影响从终极控制人变更的影响中分离出来，这是本文未来的一个 研究方向。

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UltimateControllerTransferandFirmPerformance：StudyBased

ontheBackgroundofNon-tradableShareReform

XIEMeiLIQiang

（ChinaUniversityofMining＆Technology，Xuzhou221116）

Abstract：Using116listedcompanies，whoseultimatecontrollerschangedirectlyorultimatelyduring theperiodofnon－tradablesharereform，thispaperanalyzesreasonsoftheirintegratedperformancechan-gesafterultimatecontrollershavetransferredfor3years．Themainconclusionsareasfollows：theultimate controllers'changesfinallyhavemuchmoresignificanteffectsonfirms'performancethanitchangesdirect-ly，however，neitherultimatecontrollerschangingfromstate-ownerstoprivateownersnorbetweenprivate ownershaveanysignificanteffectonfirmperformance，theultimatecontrollers'changebetweenstate-ownedentitieshasnegativeimpactonfirmperformance；earningsmanagementplaysakeyroleinenhancing theperformanceofthecompany，whereas，thecompletionofthenon-tradablesharereformdoesn'tworkon firmperformanceintheshortterm．

Keywords：ultimatecontroller；non-tradablesharereform；corporatecontroltransfer；earningsman-agement（责任编辑张建军）

—841—