2023第49卷第11期
一、引 言
当前，加快提高上市公司质量正当其时，能为持续推动经济高质量发展巩固“基本盘”，增加“动力源”。2022年底，证监会印发《推动提高上市公司质量三年行动方案（2022—2025）》，提出要完善公司治理内部机制，引导各类主体有效参与公司治理，规范控股股东行为。控股股东作为影响上市公司质量的关键，其利益侵占行为是提高上市公司质量的一大阻碍。在此背景下，控股股东利益侵占行为的治理成为监管部门提高上市公司质量工作的重点。
为治理控股股东利益侵占问题，证监会做出了很多努力。除了采取行政处罚和包括监管问询在内的非行政处罚等外部监管措施，还相继推出了分类表决制度、股东大会网络投票制度以及累积投票制度、股东大会重大事项中小股东单独计票等鼓励小股东行权的内部治理手段，以遏制控股股东的利益侵占行为。但是，上述一系列外部监督和内部治理措施在控股股东利益侵占问题上收效甚微（唐松莲和袁春生，2012；Chen等，2013；罗进辉，2014；孔东民和刘莎莎，2017）。
为进一步解决控股股东利益侵占问题，证监会于2014年12月成立中证中小投资者服务中心（以下简称“投服中心”），投服中心持有沪深交易所每家上市公司一手（100股）股票，以小股东的身份行使质询、建议、表决、诉讼等股东权利，以维护中小股东的合法权益。这是一种监管者和小股东合二为一的角色。
在实践上，投服中心特别关注控股股东利益侵占问题并积极开展相关工作。为说明投服中心对控股股东利益侵占行为的治理作用，本文依据国泰安（CSMAR）上市公司关联交易数据库的数据，绘制了2016—2021年被投服中心行权的上市公司在被投服中心行权后的关联交易情况图。结果显示，被投服中心行权后，上市公司关联交易净额占总资产的比例逐年减少。
在理论上，首先，投服中心作为一个具有官办背景的公益性组织，其行权不仅能够缓解中小股东对发声不为上市公司控股股东和管理层所重视的担忧，而且还有助于中小股东克服“搭便车”倾向，进而提高了中小股东的行权积极性（何慧华和方军雄，2021）；其次，投服中心的监管背景也使其行权行为更易受到媒体关注，被投服中心行权会使公司的媒体负面关注度提高（陈运森等，2021）。最后，投服中心配有专业团队无偿为中小股东提供法律援助，且新《证券法》中的相关规定也为投服中心代表中小股东发起诉讼提供了便利，使中小股东的维权成本降低，同时中小股东因缺乏专业知识而在庭审中处于弱势的情况也得到了改善（辛宇等，2020）。
基于以上分析，本文以2013—2021年沪深A股非金融类上市公司为样本，采用双重差分模型检验具有监管背景的小股东行权对控股股东利益侵占行为的影响。研究发现，投服中心的行权有效抑制了上市公司控股股东的利益侵占行为；且这一作用的实现是通过提高中小股东在利益侵占相关议案中的投票率、上市公司的媒体负面关注度及其面临的诉讼风险来抑制控股股东的利益侵占行为。进一步分析发现，上述治理效应在内外部治理环境较差的企业中更为显著。同时，本文还发现投服中心的行权方式中，公开发声和参加股东大会这两种方式对上市公司控股股东的利益侵占行为具有显著的治理作用。
区别于以往研究，本文的贡献主要表现在以下两个方面：首先，在理论发展方面，本文为投服中心保护中小投资者利益提供了更为直接的证据。前期文献主要研究了投服中心的维权方式（辛宇等，2020）、行权对上市公司的信息治理效应（何慧华和方军雄，2021；Ge等，2022；Hu等，2022；陈克兢等，2022）以及行权后的市场反应（郑国坚等，2021；陈运森等，2021）。但关联交易作为控股股东直接侵占中小投资者利益的重要方式，尚未有文献探讨投服中心行权对关联交易行为的影响。本文关于投服中心的行权显著降低了上市公司关联交易行为的发现，为投服中心保护中小投资者利益提供了更为直接的证据。
二、制度背景、文献回顾与理论假说
（一）制度背景
中小投资者是我国资本市场的主要参与者，但其利益却时常受到侵害。因此，如何保护中小投资者的合法权益，是社会各界重点关注的问题。国务院于2013年12月发布了《关于进一步加强资本市场中小投资者合法权益保护工作的意见》，提出要构建专门的投资者保护体系。2014年12月，旨在维护中小投资者合法权益的中证中小投资者服务中心成立，由中国证监会直接管理。
持股行权是指投服中心持有沪深交易所每家上市公司一手（100股）股票，以小股东的身份行使质询、建议、表决、诉讼等股东权利，以维护中小股东的合法权益。投服中心行权试点工作于2016年2月开始，将上海、湖南和广东（除深圳外）三地作为试点地区；首次行权是在2016年5月出席的柘中股份股东大会上，行使了质询权、建议权和投票权三项股东权利。2017年4月，试点工作结束，投服中心行权范围由三个试点地区拓展至全国。在2016—2021年间，投服中心通过网上行权、参加股东大会、实地调研、出席媒体说明会以及公开发声五种行权方式对370家上市公司行权。
具体而言，网上行权是指投服中心以股东身份通过网络对上市公司进行问询，行使知情权、质询权和建议权。当投服中心采用这种方式行权时，主要是对上市公司进行督促和建议。参加股东大会是指投服中心以股东身份参加上市公司股东大会，在股东大会现场提出对公司治理和经营中存在的疑问，依法行使股东权利。实地调研是指投服中心前往上市公司调研，以对公司实际情况有更加充分的了解。这种行权方式投服中心较少采用，仅在2018年对5家上市公司进行了实地调研。出席媒体说明会是指投服中心在上市公司媒体说明会现场对上市公司经营情况、可能面临的风险等方面提出问询。公开发声是指投服中心通过网络、报刊等媒介公开指出上市公司存在的问题。
（二）文献回顾
现有文献从内部和外部两个方面对控股股东利益侵占的治理机制进行了研究。其中，内部治理方面主要是从股权结构（陈晓和王琨，2005；洪剑峭和薛皓，2008）、独立董事（Lo等，2010；Hope等，2019）、中小股东（Li，2021；黄泽悦等，2022）、公司章程（许金花等，2018）和管理层（张宇扬等，2020）等角度展开研究。陈晓和王琨（2005）发现，关联交易规模与股权集中度之间存在显著的正相关关系，与股权制衡度之间存在负相关关系。Lo 等（2010）发现，当董事会中独立董事比例较高时，关联交易过程中的价格操纵行为会减少。黄泽悦等（2022）发现，出席年度股东大会的中小股东人数越多，对大股东利益侵占行为的治理效果越好。许金花等（2018）认为，反收购条款的设立会抑制大股东的利益侵占行为。张宇扬等（2020）研究表明，CEO的海外经历时间越长，公司的关联交易水平越低。
外部治理方面则主要是从媒体（孔东民等，2013）、机构投资者（吴先聪等，2016）、政策制度变化（侯青川等，2017；Hope和Lu，2020；孙泽宇等（2020）；白雅洁和张铁刚，2021；Jiang等，2021；卢锐等，2022）等角度展开研究。孔东民等（2013）发现，媒体具有监督上市公司行为的作用。吴先聪等（2016）认为，机构投资者对控股股东的利益侵占行为具有治理作用，且这种治理作用随着机构投资者持股比例的提高而增强。侯青川等（2017）发现，放松卖空管制后，关联交易水平下降。卢锐等（2022）发现，资本市场开放会通过内部治理和外部监督两个机制约束控股股东的股权质押行为。
现有关于投服中心持股行权政策效果的文献主要集中在信息披露（何慧华和方军雄，2021；郑国坚等，2021；陈克兢等，2022；Ge等，2022；Hu等，2022）方面。何慧华和方军雄（2021）发现，投服中心持股行权产生的威慑效应和示范效应能够显著提高上市公司信息披露的完整性和准确性，减少财务重述。Ge等（2022）的研究表明，投服中心能通过持股行权减少上市公司的盈余管理。陈克兢等（2022）和Hu等（2022）发现，投服中心持股行权能够降低上市公司股价崩盘风险。郑国坚等（2021）和陈运森等（2021）发现，投服中心以参与股东大会方式行权后，中小股东参与股东大会的积极性显著提升，公司累计异常收益率（CAR）下降。此外，辛宇等（2020）通过案例分析的方式分析了投服中心在证券支持诉讼中发挥的重要作用。
综上所述，关于控股股东利益侵占治理的文献主要从内部治理和外部治理两个方面展开。在投服中心治理效应方面，现有文献主要关注投服中心行权对上市公司的信息治理效应。投服中心行权的最终目的是保护中小投资者合法权益，但关联交易作为控股股东直接侵占中小投资者利益的重要方式，尚未有文献探讨投服中心行权对关联交易行为的影响。基于此，本文分析投服中心持股行权对控股股东利益侵占行为的治理效应及其背后的影响机制。
（三）研究假说
作为专司小股东保障的机构，投服中心十分关注中小股东的权益是否受到侵害，其持股行权和维权行为带来的直接作用和媒体关注也提高了控股股东利益侵占的成本。因此，本文预期，投服中心能够抑制控股股东的利益侵占行为。
1. 行权对控股股东利益侵占的治理效应。从前文关于投服中心行权方式的介绍中可以看出，网上行权、参加股东大会和实地调研主要是发挥内部治理作用，出席媒体说明会和公开发声则主要是发挥外部治理作用。接下来，本文从内部治理和外部治理两个方面讨论投服中心行权对控股股东利益侵占行为的治理作用。
（1）内部治理效应。中小股东存在参与公司治理不积极、行权意识淡薄（Harris等，2010；Yao等，2019），以及行权成本与收益极不对称，即行权股东需支付较高的成本但获得的收益却很少等问题（郑国坚等，2016；Firth等，2019；辛宇等，2020）。这些问题的出现主要是因为中小股东持股比例较低且专业知识相对匮乏（孔东民等，2013），未能得到控股股东和管理层的重视（何慧华和方军雄，2021）。投服中心通过网上行权、参加股东大会等方式积极行权，示范和引领中小股东积极行使股东权利，唤起他们的行权意识。投服中心组建了一支由一线监管人员、行业专家、高校研究机构等组成的专业团队为行权工作出谋划策，中小股东只需在投服中心的带领下行权，大大降低了中小股东行权的专业门槛和行权成本。同时，投服中心的官方背景意味着控股股东和管理层必须重视这位小股东的发声。因此，在投服中心通过网上行权、参加股东大会等方式率先行权发声的带领下，中小股东的行权得到重视，使得其行权意愿提高。（何慧华和方军雄，2021），通过参与股东大会等方式行权的频率上升。中小股东积极参与股东大会有助于抑制控股股东利益侵占行为的发生，且参与人数越多，抑制效果越好（黄泽悦等，2022）。这主要是因为，越多中小股东出席股东大会，对控股股东提出的不合理议案行使质询权、建议权的中小股东也会越多，利益侵占相关议案通过的概率降低，控股股东实施利益侵占行为的难度提高（Levit，2019）。综上所述，投服中心通过持股行权发挥的示范引领作用能够唤醒中小股东的行权意识，从而抑制控股股东的利益侵占行为。
（2）外部治理效应。当投服中心通过出席媒体说明会的方式行权时，由于说明会现场有众多媒体，因而投服中心的行权将会直接引起媒体的关注。如果上市公司未能妥善回复投服中心关于其控股股东利益侵占行为的现场质询，可能会导致媒体对上市公司的负面关注度提高。当投服中心以公开发声的方式行权时，其公开指出的上市公司中存在的一些利益侵占行为将会引起中小投资者、媒体以及监管部门的关注，这也将导致媒体对上市公司的负面关注度提高。当媒体对上市公司进行负面报道时，公司和控股股东的声誉都将受到负面影响，这种负面影响将导致公司经营、融资出现问题，控股股东的日常社交受到阻碍（吴先聪和郑国洪，2021），公司和控股股东的声誉成本提高（Kim等，2017）。为降低声誉成本，上市公司及其控股股东将减少利益侵占这类会产生负面报道的行为。同时，媒体关于控股股东利益侵占行为的负面报道也将引起监管部门的关注（吴先聪和郑国洪，2021），提高利益侵占行为的违规成本，进而约束控股股东的利益侵占行为。综上所述，投服中心通过对控股股东利益侵占行为行权，提高了媒体对上市公司的负面关注度，从而抑制了控股股东的利益侵占行为。
2. 维权对控股股东利益侵占的治理效应。中小股东“搭便车”问题不仅在行权过程中存在，维权过程中也同样存在。这主要是由我国向投资者提供的法律保护不足（郑国坚等，2016），案件诉讼周期较长、败诉损失与胜诉收益不匹配导致的。新《证券法》关于持股期限和持股比例不约束投服中心提起股东代表诉讼的规定为投服中心帮助中小股东维权提供了便利。在中小股东授权投服中心并提交相关材料后，投服中心即可代其处理诉讼维权相关事宜，且不收取任何费用。此外，投服中心与政府部门的天然联系为其与司法部门通力合作创造了条件（何慧华和方军雄，2021），有助于提高我国投资者法律保护力度（Ge等，2022）。上述分析表明，投服中心向中小股东提供的公益性法律援助减轻了中小股东诉讼成本与收益不匹配的问题，提高了中小股东的维权积极性，进而加大了上市公司面临的诉讼风险，削弱了控股股东实施利益侵占的意愿（陈海声和梁喜，2010）。综上所述，投服中心通过帮助中小股东维权提高了上市公司面临的诉讼风险，从而抑制了控股股东的利益侵占行为。基于以上分析，本文做出如下假说：
假说：投服中心能够有效抑制公司控股股东的利益侵占行为。
三、研究设计
（一）样本选择和数据来源
本文从中证中小投资者服务中心官网手工收集整理了投服中心2016—2021年行权数据，发现共有370家上市公司被投服中心行权，主要包括公开发声、参加媒体说明会、实地调研、网上行权和参加股东大会五种行权方式。借鉴陈克兢等（2022）的做法，本文选取2013—2021年的沪深A股上市公司为初始样本，以保证实验组和对照组在被行权当年及前后三年都有数据。参考姜付秀等（2020）的做法，本文按照以下标准剔除了部分样本：（1）金融和保险类上市公司；（2）ST、*ST类上市公司；（3）存在数据缺失的上市公司。此外，考虑到如果一家公司在样本期间内多次被投服中心行权可能会产生估计偏误，本文参考陈克兢等（2022）的处理方式，剔除了在样本期间内被投服中心多次行权的上市公司。同时，本文还对所有公司层面的连续变量都在上下1%的水平上进行缩尾（Winsorize）处理，最终得到19154个公司—年度观测值。本文的公司财务数据主要从国泰安数据库（CSMAR）和万得数据库（WIND）获取。
（二）模型设定与变量说明
为检验投服中心持股行权与控股股东利益侵占之间的关系，本文参考陈克兢等（2022）的做法，构建如下双重差分模型：
| $ {RPT}_{i,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{Toufu}_{i,t}+{\alpha }_{2}{Controls}_{i,t}+FirmFE+IndustryFE\times YearFE+{\varepsilon }_{i,t} $ | (1) |
其中，被解释变量RPT为控股股东利益侵占。参考现有文献（魏明海等，2013；姜付秀等，2015）的做法，采用上市公司与控股股东及其关联方之间的关联交易来衡量控股股东的利益侵占行为；借鉴姜付秀等（2015）的做法，使用上市公司关联交易净额（剔除协作方案、授权合同、研究与开发结果、核心管理层薪酬与其他业务5类）占总资产的比例来衡量上市公司的关联交易情况。
Toufu为实验组虚拟变量（Treat）与时间虚拟变量（Post）的交互项，是这部分的核心变量，其系数α1反映了投服中心行权对控股股东利益侵占行为的净影响。Treat为实验组虚拟变量，若上市公司曾被投服中心行权，则Treat取1；否则取0。Post为行权时间虚拟变量，上市公司首次被投服中心持股行权的当年及以后年份，Post取值为1；否则取0。
Controls代表控制变量集，本文参考魏明海等（2013）和姜付秀等（2015）的做法，控制了以下变量：盈利能力（Roa）和公司规模（Size），公司盈利能力和规模会影响控股股东的利益侵占行为（Berkman等，2009）；资产负债率（Lev），由于控股股东在进行利益侵占时并不关心公司的财务状况，因此资产负债率与控股股东利益侵占之间既可能存在正相关关系，也可能存在负相关关系（吴先聪等，2016）；公司产权性质（SOE），国有上市公司控股股东的利益侵占情况可能比非国有上市公司更严重（李增泉等，2004）；股权集中度（Top1），控股股东持股比例与其利益侵占行为之间存在正相关关系（Jiang等，2015）；二职合一（Dual），董事长和总经理由一人兼任会影响董事会的独立性，进而对控股股东的利益侵占行为产生影响（高雷等，2006）。同时，本文还在回归中控制了行业与年份的交互固定效应（IndustryFE×YearFE）和企业固定效应（FirmFE），并在公司层面聚类。相关变量的具体界定方式在表1中给出。
| 变量类别 | 变量名称 | 变量定义 | 变量说明 |
| 被解释变量 | RPT | 控股股东利益侵占 | 用上市公司关联交易净额（剔除合作项目、许可协议、研究与开发成果、 关键管理人员报酬与其他事项 5 类）占总资产的比例来度量 |
| 解释变量 | Treat | 是否为实验组样本 | 上市公司曾被投服中心行权，Treat取值为1；否则为0 |
| Post | 行权时间虚拟变量 | 上市公司首次被投服中心行权的当年及以后年份，Post取值为1；否则为0 | |
| 控制变量 | Size | 公司规模 | 公司年末总资产的自然对数 |
| Lev | 资产负债率 | 公司总负债除以总资产 | |
| Top1 | 股权集中度 | 第一大股东持股比例 | |
| SOE | 产权性质 | 国有企业取值为1，非国有企业取值为0 | |
| Growth | 成长潜力 | 用营业收入增长率来衡量 | |
| Dual | 两职合一 | 若董事长和总经理由同一人兼任，则取值为1；否则为0 | |
| Roa | 盈利能力 | 总资产收益率，即净利润除以总资产 | |
| Age | 公司年龄 | 公司的上市年限 | |
| Capex | 资本性支出 | 固定资产、无形资产以及其他长期资产支付的现金流量净额 / 总资产 | |
| Tangible | 有形资产比率 | 年末有形资产总额 / 总资产 |
（三）描述性统计
描述性统计结果显示，样本中控股股东利益侵占（RPT）的最大值为0.857，最小值为0.010，这一结果反映出关联交易行为在我国上市公司中普遍存在，且不同公司之间关联交易数量存在较大差异。Toufu的均值为0.037，说明样本期间大约有3.7%的上市公司被投服中心行权。此外，为了初步了解投服中心开展行权工作时对涉及控股股东相关问题的关注程度，本文还另外设置了一个关于上市公司被行权公告中是否出现“控股股东”这四个字的指示变量（CS）。具体而言，使用“控股股东”这四个字在投服中心行权公告中进行检索，若投服中心行权公告中明确出现“控股股东”这四个字，则CS取值为1；若行权公告中未出现“控股股东”这四个字，则CS取值为0。结果显示，样本中有1364个公司—年度观测值曾被投服中心行权，其中有26.3%的观测值是投服中心在行权公告中明确提到了“控股股东”这四个字的，这表明投服中心对涉及控股股东的问题是较为关注的。
四、实证结果与分析
（一）基本实证结果与分析
表2汇报了投服中心持股行权与控股股东利益侵占的基准回归结果。其中，列（1）为单变量回归结果，控制了年份和企业固定效应。列（1）的结果显示，Toufu与RPT的回归系数为负，且在10%的水平上显著。这表明投服中心持股行权对上市公司控股股东的利益侵占行为具有显著的抑制作用，与本文的假说相符。列（2）、列（3）和列（4）为全变量回归结果，列（2）仅控制了年份和企业固定效应，列（3）进一步控制了行业固定效应，列（4）控制了行业与年份的交互固定效应和企业固定效应。列（2）—列（4）的结果显示，Toufu与控股股东利益侵占行为RPT的回归系数均显著为负。这些结果仍与本文的理论预期相符。
| 变量 | （1）RPT | （2）RPT | （3）RPT | （4）RPT |
| Toufu | −0.007*（−1.848） | −0.009**（−2.608） | −0.009**（−2.608） | −0.011***（−3.110） |
| Size | −0.024***（−5.323） | −0.024***（−5.323） | −0.024***（−5.780） | |
| Lev | 0.007（0.542） | 0.007（0.542） | 0.007（0.469） | |
| Top1 | 0.000（0.299） | 0.000（0.299） | 0.000（0.623） | |
| SOE | 0.004（0.650） | 0.004（0.650） | 0.003（0.613） | |
| Growth | 0.012***（4.545） | 0.012***（4.545） | 0.012***（4.943） | |
| Dual | −0.002（−1.711） | −0.002（−1.711） | −0.002*（−1.746） | |
| Roa | 0.057***（3.638） | 0.057***（3.638） | 0.058***（4.273） | |
| Age | 0.003（0.808） | 0.003（0.808） | 0.002（0.740） | |
| Capex | −0.026（−1.659） | −0.026（−1.659） | −0.023（−1.450） | |
| Tangible | 0.022（1.631） | 0.022（1.631） | 0.023（1.728） | |
| _cons | 0.057***（388.320） | 0.553***（5.324） | 0.553***（5.324） | 0.563***（5.622） |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业固定效应 | 非控制 | 非控制 | 控制 | 控制 |
| 行业—年份固定效应 | 非控制 | 非控制 | 非控制 | 控制 |
| 样本量 | 19 154 | 19 154 | 19 154 | 19 154 |
| Adj. R2 | 0.792 | 0.797 | 0.796 | 0.798 |
| 注：***、**和*分别表示在1%、5%和10%水平上显著；括号内数字为t值，标准误经公司层面聚类调整。下同。 | ||||
（二）稳健性检验
1. 平行趋势检验。平行趋势假定是采用DID方法的前提条件，即处理组和控制组在投服中心行权前各年度的关联交易规模应该具有一致的时间趋势。本文构建如下模型考察处理组和控制组的关联交易规模在投服中心行权前是否具有平行趋势：
| $ \begin{aligned} {RPT}_{i,t}=&{\alpha }_{0}+\sum _{\gamma =1}^{5}{\theta }_{-\gamma }{Toufu}_{i,t-\gamma }+\sum _{\gamma =0}^{3}{\theta }_{+\gamma }{Toufu}_{i,t+\gamma }+{\alpha }_{1}{Controls}_{i,t}\\ & +FirmFE+IndustryFE\times YearFE+{\varepsilon }_{i,t} \end{aligned} $ | (2) |
其中，Toufu−γ代表被投服中心行权前γ期；Toufu+γ代表被投服中心行权后γ期，且当γ=0时，表示被投服中心行权当期。特别地，被投服中心行权前5期及以上，Toufut−5取值为1，否则为0；被投服中心行权后3期到样本期结束，Toufut+3取值为1，否则为0。以Toufut−5为基期进行平行趋势检验。其余变量定义与式（1）相同。结果显示，被投服中心行权前，交互项的回归系数θ−4至θ−1均不显著；被投服中心行权后，交互项的回归系数θ0至θ3均显著为负。这表明，在被投服中心行权前，处理组和控制组的关联交易规模的变化趋势大致相同，达到了平行趋势假定的要求，证明本文的研究发现是稳健的。
2. 安慰剂检验。为了排除随机性因素或其他政策对控股股东利益侵占行为的影响，本文参考何慧华和方军雄（2021）的做法，采用随机赋值投服中心行权时间的方式进行安慰剂检验。具体来说，随机给时间虚拟变量Post_r赋值，然后用随机赋值的时间虚拟变量（Post_r）与实验组虚拟变量（Treat）交互，得到“伪”交互项（Toufu_r），重新对式（1）进行回归。通过重复上述过程1000次，得到1000个t统计量。结果显示，Toufu_r的回归系数的t值的绝对值小于表2中真实解释变量回归系数的t值的绝对值，且Toufu_r的回归系数大致满足以0为中轴的正态分布。这些结果说明控股股东利益侵占行为的减少确实是由投服中心行权驱动的。
3. PSM-DID检验。尽管作为外生冲击的投服中心行权事件能够起到减弱内生性问题的作用，但是本文的政策效果评估依然可能遭受“噪音”的干扰。针对这一问题，本文使用近邻匹配法进行1∶1匹配，为处理组中的每一个公司在控制组中找到和它最为接近的公司，然后用匹配后的样本重新对式（1）进行估计。回归结果显示，在排除公司特征异质性的影响之后，投服中心持股行权（Toufu）对上市公司控股股东的利益侵占行为依然存在显著的治理作用，从而进一步支持了本文的核心结论。
4. 熵平衡法。考虑到PSM方法可能会剔除不匹配的样本，导致可用于分析的样本数量减少，且经过PSM匹配后的处理组和控制组在均值上仍可能出现少量偏离的情况，对于高阶矩也无法进行控制，本文进一步采用熵平衡法来重新构造样本，对式（1）进行回归。结果显示，交互项（Toufu）的系数依然显著为负，这进一步验证了前文的结论。
5. 多时期DID的双重稳健估计量：CSDID。考虑到处理效应异质性可能导致双向固定效应模型的估计产生潜在偏误，本文参考现有文献（沈坤荣等，2023；姚鹏和牛靖，2023）的处理方式，进一步根据Callaway和Sant’Anna（2021）的方法计算了“异质性—稳健”估计量。结果显示，平均处理效应仍然显著为负，这表明本文的结论是稳健的。
6. 替换被解释变量。为增强本文回归结果的稳健性，我们改变了对关联交易的衡量方式。具体而言，参考Jian和Wong（2010）以及Chung 等（2019）的做法，使用式（3）回归后的残差来衡量关联交易，记为RPT2。
| $ {RPT}_{i,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{Size}_{i,t}+{\alpha }_{2}{Lev}_{i,t}+{\alpha }_{3}{Growth}_{i,t}+IndustryFE+YearFE+{\varepsilon }_{i,t} $ | (3) |
其中，Size为公司规模，Lev为公司杠杆率，Growth为公司成长性。结果显示，投服中心持股行权与RPT2仍显著负相关，这与理论预期一致，表明本文的研究结论是稳健的。
7. 考虑地区的时变特征。由于地区层面不随时间变化的因素可能会影响本文的估计结果，因此在式（1）基础上，还需进一步控制地区层面的因素可能带来的影响。对此，本文参考刘慧龙等（2022）的做法，在式（1）的基础上引入如下3个地区层面控制变量：（1）地区人均GDP（GDP）；（2）地区财政收入结构（Taxrev），用地区税收收入与其一般收入预算之比来衡量；（3）地区产业结构（Industruc），用地区第三产业与第二产业产值之比来衡量。结果显示，Toufu的估计系数仍显著为负，和前文回归结果大致相同。
五、机制分析
（一）行权对控股股东利益侵占的治理效应
1. 内部治理效应。本文通过考察投服中心持股行权是否带动了更多中小股东积极参与股东大会行权来检验这一路径。首先，本文参考胡茜茜等（2018）的做法，构建中小股东在股东大会中的投票参与程度指标（Vote），具体计算公式如下：
| $ {Vote}_{i,t}=\frac{{Votew}_{i,t}-{Votex}_{i,t}}{1000(1+{Votex}_{i,t})} $ | (4) |
其中，Votew为出席网络投票股东大会的股东人数的平均数，Votex为出席非网络投票股东大会的股东人数的平均数。
参考何慧华和方军雄（2021）的做法，本文构建如下模型对投服中心持股行权后中小股东在上市公司股东大会中的投票参与情况进行分析：
| $ {Vote1}_{i,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{Toufu}_{i,t}+{\alpha }_{2}{Controls}_{i,t}+FirmFE+IndustryFE\times YearFE+{\varepsilon }_{i,t} $ | (5) |
其中，Vote1表示中小股东在股东大会中的投票参与情况，其余变量的含义与式（1）相同。回归结果如表3列（1）所示，Toufu与Vote1的回归系数在5%的水平上显著为正，这表明投服中心持股行权显著提高了中小股东在上市公司股东大会中的投票参与率。
| 变量 | 内部治理 | 外部治理 | 维权 | |
| Vote1 | Vote2 | News | Lawsuit | |
| Toufu | 0.010**（2.136） | 0.017*（1.705） | 0.095**（2.221） | 0.496**（2.299） |
| 控制变量 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 企业固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 行业—年份固定效应 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 |
| 样本量 | 19 154 | 19 154 | 14 825 | 12 680 |
| Adj. R2 | 0.299 | 0.190 | 0.708 | 0.117 |
其次，本文考察投服中心持股行权后中小股东在讨论利益侵占相关议案的股东大会中的投票参与情况，建立如下模型：
| $ {Vote2}_{i,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{Toufu}_{i,t}+{\alpha }_{2}{Controls}_{i,t}+FirmFE+IndustryFE\times YearFE+{\varepsilon }_{i,t} $ | (6) |
其中，Vote2表示中小股东在讨论利益侵占相关议案的股东大会中的投票参与情况。本文将议案名称中包含关联交易、担保、资金占用以及对外提供财务援助等关键词的议案定义为利益侵占相关议案。为计算Vote2，本文先根据议案名称筛选出讨论利益侵占相关议案的股东大会，再通过式（4）计算中小股东在这类股东大会中的投票参与情况。其余变量含义与式（1）相同。回归结果如表3列（2）所示，Toufu的系数显著为正，这说明投服中心行权能够引导更多中小股东主动行权，使股东大会发挥其应有的内部治理作用，减少控股股东利益侵占行为的发生。
2. 外部治理效应。投服中心可以通过公开发声和出席媒体说明会的方式来吸引媒体对上市公司的关注，进而发挥外部治理的作用。因此，本文通过观察投服中心持股行权是否提高了上市公司的媒体负面关注度来检验这一机制，回归模型构建如下：
| $ {News}_{i,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{Toufu}_{i,t}+{\alpha }_{2}{Controls}_{i,t}+FirmFE+IndustryFE\times YearFE+{\varepsilon }_{i,t} $ | (7) |
其中，News表示上市公司的媒体负面关注度。本文借鉴郑国坚等（2021）的做法，使用公司当年被媒体负面报道的次数加1再取自然对数来衡量上市公司的媒体负面关注度。上市公司媒体报道数据来源于中国研究数据服务平台（CNRDS）。式（7）中，其他变量含义与式（1）相同。回归结果如表3列（3）所示，Toufu的系数在5%的水平上显著为正，这说明投服中心的行权提高了媒体对上市公司的负面关注度，导致控股股东面临的外部监督压力增强，进而迫使其约束自身的利益侵占行为。
（二）维权对控股股东利益侵占的治理效应
投服中心主要通过代表或支持中小股东针对控股股东的利益侵占行为提起诉讼的方式发挥事后惩戒作用。因此，本文通过观察投服中心持股行权是否提高了上市公司被中小股东诉讼的风险来检验这一机制，回归模型构建如下：
| $ {Lawsuit}_{i,t}={\alpha }_{0}+{\alpha }_{1}{Toufu}_{i,t}+{\alpha }_{2}{Controls}_{i,t}+FirmFE+IndustryFE\times YearFE+{\varepsilon }_{i,t} $ | (8) |
其中，Lawsuit表示上市公司面临的被中小股东诉讼的风险。本文借鉴何慧华和方军雄（2021）的做法，使用公司当年是否被中小股东起诉来衡量上市公司面临的被中小股东诉讼的风险。若公司当年被中小股东起诉，则Lawsuit取值为1；否则为0。上市公司诉讼案件数据来源于国泰安数据库。式（8）中，其他变量含义与式（1）相同。回归结果如表3列（4）所示，Toufu的系数在5%的水平上显著为正，这说明投服中心的存在使更多的中小股东愿意通过诉讼的方式维护自身权益，提高了上市公司面临的被中小股东诉讼的风险，增加了控股股东的利益侵占成本，进而抑制了控股股东利益侵占行为的发生。
六、进一步分析
（一）内外部治理环境
探讨投服中心在何种内外部治理环境下具有更好的政策效果，对于投服中心制定行权方案更好地履行保护中小投资者的职责具有重要现实意义。
1. 内部治理环境
（1）独立董事。独立董事监督是解决控股股东与中小股东之间代理冲突的有效途径之一（吴先聪等，2016），独立董事占比越高，控股股东利益侵占越少（Gao和Kling，2008）。由此可知，与独立董事占比较高的公司相比，独立董事占比较低的公司的内部治理质量更低，可能存在更为严重的控股股东利益侵占问题，此时这类公司可能更需要投服中心发挥治理作用来抑制控股股东的利益侵占行为。为检验独立董事的异质性，本文根据独立董事占比（Indep）的均值进行分组。结果显示，Toufu的回归系数在独立董事占比较低的样本中显著为负，在独立董事占比较高的样本中不显著。组间系数差异检验结果显示，经验P值为0.051。这表明较低的独立董事占比使控股股东更容易实施利益侵占行为，而投服中心持股行权对这类公司具有更强的治理效果。
（2）两权分离。现有研究表明，两权分离有利于控股股东实施利益侵占行为（田利辉等，2016）。两权分离程度越高，控股股东侵占中小股东利益的动机越强烈（渡边真理子，2011），侵占的程度也越高（Liu和Tian，2012）。由此可知，在两权分离程度高的公司中，控股股东利益侵占的情况更有可能发生，此时投服中心能发挥更大的治理作用。为检验两权分离的异质性，本文参考田利辉等（2016）的做法，使用公司控制权与现金流权之差来衡量两权分离程度（wedge）。当wedge大于0时，两权分离虚拟变量（wedge_dummy）取值为1，即上市公司存在两权分离的情况；反之，wedge_dummy为0。结果显示，在存在两权分离情况的样本中，Toufu的回归系数显著为负；而在不存在两权分离情况的样本中，回归系数则不显著。组间系数差异检验结果显示，经验P值为0.050。这表明两权分离使控股股东更容易实施利益侵占行为，而投服中心持股行权对这类公司具有更强的治理效果。
2. 外部治理环境
（1）外部审计监督。外部审计能够监督控股股东的利益侵占行为（岳衡，2006），因而存在控股股东利益侵占行为的公司，往往不愿聘请高质量的外部审计师（周中胜和陈汉文，2006）。由此可知，外部审计质量较低的公司往往存在着更为严重的控股股东利益侵占问题。此时，投服中心作为一种治理补偿机制，能够发挥更大的治理作用。由于具有行业专长的审计师的审计质量更高（李英和梁日新，2023），因此本文参考李姝等（2021）和陈小林等（2013）的做法，将审计师行业专长作为衡量外部审计质量的标准，以检验外部审计的异质性。当审计师行业专长大于或等于10%时，我们认为企业具有高质量的外部审计监督；反之，则反。结果显示，在低质量外部审计监督样本中，Toufu的回归系数显著为负；而在高质量外部审计监督样本中，回归系数则不显著。组间系数差异检验结果显示，经验P值为0.066。这表明较低的外部审计监督质量使控股股东更容易实施利益侵占行为，而投服中心持股行权对这类公司具有更强的治理效果。
（2）分析师关注。分析师关注具有外部治理的作用（王靖懿等，2019），能在一定程度上监督控股股东的行为（于忠泊等，2011），进而减少控股股东的利益侵占（卢锐等，2022）。由此可知，分析师关注度较低的公司受到的外部分析师监督更少，因而更需要投服中心的监督作用作为弥补。为检验分析师关注的异质性，本文根据分析师跟踪人数的年度中位数进行分组。结果显示，在低分析师关注样本中，Toufu的回归系数显著为负；而在高分析师关注样本中，回归系数则不显著。组间系数差异检验结果显示，经验P值为0.036。这表明较低的分析师关注使控股股东更容易实施利益侵占行为，而投服中心持股行权对这类公司具有更强的治理效果。
（3）机构投资者。由于机构投资者持有公司较多股份，因而其有动力对控股股东的利益侵占行为进行监督，以提高自身投资收益（吴先聪等，2016）。机构投资者对公司的监督作用随着其持股比例的提高而增强（程书强，2006）。由此可知，在机构投资者持股比例较低的公司中，机构投资者对公司的监督作用相对较弱，控股股东利益侵占的问题可能更为严重，更需要依靠投服中心来治理控股股东的利益侵占问题。为检验机构投资者的异质性，本文根据机构投资者持股比例的年度中位数进行分组。结果显示，在低机构投资者持股比例样本中，Toufu的回归系数显著为负；而在高机构投资者持股比例样本中，回归系数则不显著。组间系数差异检验结果显示，经验P值为0.016。这表明较低的机构投资者持股使控股股东更容易实施利益侵占行为，而投服中心持股行权对这类公司具有更强的治理效果。
（二）投服中心的行权方式
前文的结果表明，投服中心行权会显著抑制上市公司控股股东的利益侵占行为。但是，投服中心采取哪些行权方式才会对控股股东的利益侵占行为产生显著影响呢？对上述问题的回答将有助于投服中心未来更好地开展行权工作。由于投服中心仅在2018年对5家上市公司采取实地调研的方式行权，样本量过少，因此在此处本文不对实地调研方式进行探讨。同时，考虑到被投服中心以某一种方式行权的公司样本可能较少，本文采用PSM-DID模型分析投服中心行权方式的异质性，使用PSM一对一匹配后的样本进行回归。结果显示，投服中心采取公开发声和参加股东大会的方式行权，能够显著抑制上市公司控股股东的利益侵占行为；投服中心采取出席媒体说明会和网上行权的方式行权，则对上市公司控股股东的利益侵占行为不具有显著的治理效应。
导致上述结果出现的原因可能是：首先，投服中心所具有的官方背景使其以股东身份公开发声时，更易吸引媒体、中小投资者和监管部门的关注，加大了控股股东所承受的外部监管压力，迫使其约束自身的利益侵占行为。其次，投服中心通过参与股东大会的方式行权时，能够引起中小股东对利益侵占相关议案的关注，提高了中小股东在这类议案中的投票参与率，降低了这类议案通过的概率，从而抑制了控股股东的利益侵占行为。再次，当投服中心以出席媒体说明会的方式行权时，由于绝大多数被投服中心以这种方式行权的公司正处于停牌状态（陈运森等，2021），停牌期间存在许多其他因素会影响控股股东的利益侵占行为，因而很难将投服中心的治理作用准确地识别出来。最后，当投服中心以网上行权的方式行权时，由于这种问询是在网上而非面对面进行，上市公司可能会在投服中心提出问题一段时间后才进行回复，甚至不回复，即行权力度相对较轻，因此未能对控股股东的利益侵占行为产生显著的治理作用。
七、结论与政策建议
投服中心是2014年由中国证监会批准设立并直接管理的证券金融类公益机构，旨在保护中小投资者的合法权益。为探究投服中心持股行权的成效，本文以2013—2021年中国A股非金融类上市公司为研究样本，采用双重差分法实证检验投服中心持股行权对上市公司控股股东利益侵占行为的治理作用。研究发现，投服中心行权有效抑制了上市公司控股股东的利益侵占行为；且这一作用是通过提高中小股东在利益侵占相关议案中的投票率、提高上市公司的媒体负面关注度和增加其面临的诉讼风险实现的。进一步分析发现，投服中心以公开发声和参与股东大会的方式行权时能显著减少上市公司控股股东的利益侵占行为。本文的研究结论表明，投服中心持股行权能够有效抑制控股股东的利益侵占行为，保护中小股东的合法权益。
本文拓展了中小投资者保护的相关研究，为上市公司治理研究提供了新视角，肯定了投服中心成立以来对中小投资者保护的作用，为投服中心保护中小投资者的实证研究提供了更加直接的证据。投服中心是对当下行政处罚、问询监管等投资者保护机制的有效补充，是中小投资者向股东积极主义迈进的一种态度转变。因此，本文研究结论具有重要的政策含义。
第一，投服中心应积极行权，切实履行保护中小投资者的职责。本文发现投服中心行权对上市公司控股股东的利益侵占行为具有真实的治理效应，且相较于出席媒体说明会和网上行权的方式，公开发声和参与股东大会这两种行权方式具有更好的治理效果。这意味着投服中心应积极行权，切实尽到维护中小投资者的责任。在行权时，注意每种行权方式所适合的情境，因事制宜，尽可能发挥每种方式的最大效用。例如，在治理上市公司控股股东利益侵占问题时，应重点使用公开发声和参加股东大会两种方式，并进一步改善其他行权方式的治理效应。
第二，投服中心可联合其他具有外部治理作用的力量。本文研究发现，投服中心行权的治理效应在外部治理环境较差的企业中更显著。这意味着投服中心可与审计师、分析师、机构投资者等中介机构以及司法机构协同行动、密切合作，就上市公司中存在的侵害中小股东利益的行为及时进行沟通，提高投服中心的工作效率，更好地发挥维护中小投资者利益的作用。
第三，公司应完善自身内部治理机制。本文研究结果表明，投服中心行权对内部治理环境较差的企业具有更大的治理效应。这意味着企业要改善自身内部治理环境，重视独立董事在内部治理机制中的作用。一方面，通过提高独立董事在董事会中占比，使董事会的独立性得到保证；另一方面，降低两权分离度，以抑制控股股东的利益侵占行为。
第四，中小投资者应提高行权维权意识。本文研究发现，投服中心通过示范行权和帮助中小投资者维权，缓解了中小投资者在行权和维权过程中的搭便车问题，进而减少了控股股东的利益侵占行为。这意味着投服中心一方面应加强向中小投资者开展“知权、行权、维权”宣传教育的力度，提高中小投资者的维权意识；另一方面，中小投资者不要因为“股少言轻”和专业能力不足而对公司治理缺乏热情，而应当通过参与股东大会投票、诉讼等方式积极行权维权，维护自身合法权益。
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