文章信息
外国经济与管理 2018年40卷第11期 |
- 赵国宇, 禹薇
- Zhao Guoyu, Yu Wei
- 大股东股权制衡的公司治理效应——来自民营上市公司的证据
- The corporate governance effect of large shareholders’ equity balance: evidence from private listed companies
- 外国经济与管理, 2018, 40(11): 60-72
- Foreign Economics & Management, 2018, 40(11): 60-72.
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文章历史
- 收稿日期: 2018-01-17
2018第40卷第11期
2.华南师范大学 公共管理学院,广东 广州 510006
2.School of Public Administration, South China Normal University, Guangzhou 510006,China
股权集中虽然缓解了搭便车导致监督不力的局面,但引发了新的代理问题,表现为大股东采取各种方式侵占公司资源,掠夺中小股东的合法权益。在我国,由于法律和监管存在较大缺陷,加上公司治理也不够完善,为大股东攫取控制权私利提供了可乘之机,大股东掏空现象更加普遍。为抑制大股东的掏空行为,股权制衡机制被着重引入公司治理。广受批评的“一股独大”降低公司经营业绩、阻碍中国证券市场的健康发展,因此,股权制衡是上市公司治理结构的必然选择和最佳选择,并得到了实证检验(杨文君等,2016)。但这个问题还需进一步深入思考,除了要明确股权制衡是否有助于提升公司的经营业绩与市场价值之外,更重要的是要搞清楚股权制衡是如何促进公司经营业绩的,即股权制衡治理效应的作用路径问题。
大股东持股水平决定其对公司的控制程度,大股东控制和股权制衡之间可能存在此消彼长的关系,股权制衡治理作用的发挥受大股东控制的影响。刘慧龙等(2009)研究发现,如果其他大股东力量与第一大股东对比悬殊时,即使有动机去制衡,也会“有心无力”。汪茜等(2017)研究认为,对于第一大股东的控制权私立攫取行为,第二大股东是第一大股东抗衡的重要主体。但是,大股东控股水平是否并如何影响股权制衡?
现有研究肯定和强调了股权制衡的监督作用,却对均衡性大股东及其关系导致的负面影响没有足够重视。我国股权的一个特殊现象也没有得到特别关注:上市公司中的大股东之间联系十分普遍,关系错综复杂,这种关系削弱了监督效应,更有可能导致彼此采取一致行动。刘星和刘伟(2007)的研究发现,当公司中第一、二大股东性质不同时,股权制衡有显著效果,相反,大股东之间的合谋性大于彼此监督的可能性。大股东选择监督还是共谋主要取决于具体股东关系,因此,股东关系是否对股权制衡治理效应产生不利影响,需要进一步的研究。
针对以上问题,本文从投资效率促进、大股东掏空抑制两个方面研究股权制衡对公司经营业绩的影响,并进一步研究大股东控股水平以及大股东关系对股权制衡治理效果的影响。运用我国A股民营上市公司2014—2016年数据,本文构建了以投资效率与掏空为中介变量的研究模型,实证发现,股权制衡提高了公司投资效率、抑制了大股东掏空,从而提升了公司经营业绩。但对于大股东控制力较强的公司,股权制衡不能发挥相应的公司治理作用。同时,如果公司存在关系型大股东,公司被合谋掏空的可能性较大,股权制衡也难以发挥作用。本文的贡献在于:一方面,通过研究股权制衡对于促进投资效率、抑制大股东掏空的公司治理效应,探明股权制衡对业绩促进的作用路径,扩展与完善股权制衡的相关研究成果;另一方面,研究关系大股东之间可能形成合谋共同侵占公司利益,剖析大股东关系对股权制衡治理效用的影响。本研究揭示了关系型股东、股权制衡对于影响公司业绩和掏空的中间环节,获取的研究结论为公司股权结构改进、公司治理机制完善以及投资者利益保护提供理论依据和政策建议。
二、理论分析和假设提出在股权分散的情况下,外部性和搭便车心理导致中小股东监督水平不足。只有大股东才有足够的动力监督经理,从而较好地解决了股东和经理人之间的代理问题(Shleifer和Vishny,1997)。为了获得更多的股权控制权收益,控股股东加强了公司治理和监督水平。王化成等(2015)研究表明,随着大股东对公司持股水平的增加,其监督公司管理层的动力在增强,有利于防范公司股价崩盘的发生。因而,公司股权结构中大股东的存在是十分必要的。但是,大股东治理在解决“搭便车”问题的同时也产生了新的问题。一方面,大股东可能利用控制权对经理进行过多的干预,可能影响经理创新能力的自由发挥。特别地,当公司只有控制性大股东或者有影响力的大股东过少时,容易导致控股股东监督过度,可能影响企业的经营效率。另一方面,大股东治理会导致第二类代理问题,当控股股东的控制权和现金流权存在差异时,控股股东就产生了侵占中小股东利益的动机(石水平,2010)。大股东掏空经济后果严重,极端情况甚至给公司带来股价崩盘的风险(王超恩和张瑞君,2015)。因此,为防止大股东监督过度导致的负面治理效应,股权制衡作为一种重要的应对机制被引入公司治理。
在股权制衡的公司中,其他大股东的地位得到提升,在公司治理中也拥有一定的话语权,有利于防止控股股东的权力滥用。此外,其他大股东制衡力量越强,也越有利于公司顺利引入外部监管,从而进一步增加对控股股东的有效约束和监督。股权制衡有利于公司做出正确的投资决策。左晶晶等(2013)运用终极控制权理论研究中国上市公司的股权制衡和创新投资的关系发现,第二类代理问题导致控股股东对公司创新投资缺乏动力,存在制衡性大股东有助于促进公司更多地进行研发投资,这种效果尤其在民营上市公司得到体现。刘亚伟和张兆国(2016)研究发现,股权制衡有助于缓解董事长在任期中做出投资挤占决策。因此,股权制衡对公司投资产生了正面影响。
投资对一个国家经济的发展影响巨大,中国经济的发展对依靠投资拉动的需求十分明显,导致投资持续保持高水平增长(程仲鸣等,2008)。作为市场经济的主体,企业深受其影响,热衷于投资扩张,因此也普遍存在过度投资倾向(张敏等,2010)。但过度投资显然是不利于企业发展的,过度投资增加了企业股价崩盘的可能性,并且对未来股价崩盘风险具有长期影响(江轩宇和许年行,2015)。股权制衡是公司治理中的重要机制,其他大股东在一定程度上可以制衡控股大股东的行为,通过及时有效的监督,防止大股东权力的滥用。殷裕品(2017)研究认为,良好的公司治理对过度投资行为产生积极作用,通过制衡性股东的监督约束控股股东的过度投资行为。当公司多个大股东共存时,凡是关乎公司经营的重大决策都必须经全体大股东一致同意才能获得通过,这样就避免了单个大股东的权利滥用。因此,股权制衡是缓解双重代理成本的重要机制,对于促进企业研发投入、降低公司非效率投资起到重要作用。综上所述,提出如下假设:
假设1:股权制衡度越高,越有利于促进公司投资效率。
我国经济转轨还未最终完成,投资者保护环境相对较弱,股权集中现象突出,公司其他大股东的存在是牵制和监督第一大股东的重要力量。当企业的几个大股东出资比例接近时,其他大股东既有保护自己利益的需要,有保护自己合法权益的潜在能力,也有可能和第一大股东争夺企业的控制权和决策权。因此,为了防止第一大股东的利益侵害,其他大股东会积极地争夺公司控制权,如若不能获得控制权也会对大股东进行积极的监督。
当大股东因为持有更多的股份在公司治理中占据了主导地位,基于控制权私人收益的追求,有可能做出损害中小股东利益的决策。但在存在制衡性股东时情况就可能不一样了。在公司存在多个大股东情况下,特别是当形成均衡性大股东时,其他大股东拥有较强的和第一大股东议价的能力,甚至竞争控制权,因此,多个大股东并存是一种有效的制衡机制。唐清泉等(2005)认为其他大股东可充分发挥制衡作用,随着第二大至第五大股东的持股比例持续增加,其他股东对第一大股东的制衡作用随之增强。汪茜等(2017)分析认为,尽管受投资者法律保护、股权性质和现金流权等因素影响,但第二大股东对第一大股东的利益攫取仍然具有约束作用。股权制衡充分发挥其他大股东的利益保护动机,并充分发挥其他大股东的牵制作用,防止公司大股东滥用手中的控制权,对于抑制大股东掠夺公司利益的行为起到制约作用,因此,股权制衡有利于防止大股东的掏空行为。综上所述,提出如下假设:
假设2:股权制衡度越高,大股东掏空行为越有可能得到抑制。
占控股地位的大股东可能滥用掌握的控制权,对管理层做出过度干涉,不利于经理层做出灵活多变的经营管理。在股权制衡情况下,其他大股东出于保护自己利益的动机,也会阻止大股东的过度干涉。Gomes和Livdan(2004)认为,股权制衡可以从两个方面促进企业投资效率:第一,公司存在多个大股东意味着有更大比例的股东参与公司治理,由于收益与成本更多直接对应在一定程度上减少非效率投资行为;第二,在多个大股东形成制衡的情况下,每个大股东均受到其他大股东的有效监督,单个大股东难以私下采取行动实现对控制权私有收益的追求,这样大股东主导的非效率投资行为得到抑制。夏芸和徐欣(2012)发现存在超募问题的公司同时也通常存在过度投资现象,如果公司股权制衡程度较高,其过度投资行为可以得到一定程度的抑制。贾明琪等(2017)研究发现,从股权制衡角度来看,无论是用S指数还是Z指数衡量股权制衡程度,结论都是肯定的,即对投资效率产生正向影响。因此,如何约束大股东在投资方面的机会主义倾向,股权制衡至关重要。在多个均衡性大股东同享控制权的情况下,制衡型股权结构容易形成,对于限制公司任何单一大股东决策起到制约作用。由于股权制衡促进了公司的投资效率,提高公司经营水平。投资效率的促进最终有助于提高公司业绩。
在一个同时存在多个大股东的公司,多个大股东并存能起到互相制衡的作用。如果公司第一大股东同时受到其他大股东的联合监督,则联合监督因此有助于抑制大股东掏空。Bennedsen 和 Wolfenzon(2000)认为,在相关法律不能很好保护中小投资者的情况下,如果公司控制权同时被多个股东共享,任意一个大股东就不再有能力私下做出决策,从而形成股权制衡局面。如果公司存在多个大股东争夺控制权,大股东为了顺利获取控制权可能会向其他小股东做出承诺,保证其在获得控制权后不滥用该权力,从而减少了侵占小股东的行为。陈志军等(2014)从动态竞争的视角研究二者的关系,认为股权集中度、股权制衡度是衡量公司治理水平的重要指标,股权制衡对提升公司业绩起到重要作用。综上所述,提出如下假设:
假设3:股权制衡通过促进投资效率、抑制大股东掏空提升公司经营业绩。
大股东持股虽然有助于缓解股东与管理者之间的利益冲突,但股权制衡在公司治理方面也有可能导致不利经济后果。Maury和Pajuste(2005)指出,如果公司存在多个大股东,应该同时考虑大股东制衡和合谋两种相反的情况。在侵占公司资源问题上,大股东之间并非只会表现出相互制衡的一面,如果合谋受益巨大,大股东的监督动机在减弱。当存在大股东合谋获取更多收益且该收益大于制衡收益时,大股东之间也可能合谋采取一致行动。
贾明琪等(2017)认为,股东之间的关系将改变股东获取信息能力、股东在公司中的地位,使得股东之间的力量阵营重新划分,从而对公司治理、股东间代理冲突、股东与管理层之间的代理冲突产生影响,最终对公司经营与投融资决策等重要问题产生严重影响。当几个大股东存在一定关系时非常容易形成一致的利益关系纽带,在形成利益网络后,大股东有可能发生合谋行为,导致公司股权制衡机制和监督机制失效。由于有关联关系的大股东共同控制了公司大部分股权,使得占有董事会、监事会大多数席位成为可能,因此董事会等机构的表决权实际掌握在关系大股东手中。只要对关系大股东有利,即使对公司严重不利的投资决策和经营方针也能顺利通过。吕怀立和李婉丽(2015)研究发现,股东合谋导致家族企业的投资非效率,很容易产生过度投资现象。由于接受共同监管和彼此存在千丝万缕的联系,使得大股东们在一些重大决策上不仅仅是增加合作的可能性,甚至采取合谋行为侵占公司其他股东的利益。大股东不断编织于己有利的股东关联网,借以实施非公平交易,采取利益联盟方式已经成为大股东侵占中小股东利益的主要手段。在大股东相互串谋的情况下,股权制衡很难发挥相应的作用。
综上所述,提出如下假设:
假设4:公司中关系型大股东的存在削弱了股权制衡治理机制的效应。
三、研究模型设计与样本选择(一)检验模型
为检验本文提出的假设,设计如下检验模型:
$\begin{aligned}O{I_{it}} = &{\beta _0} + {\beta _1}TOP{1_{it}} + {\beta _2}EB{D_{it}} + {\beta _3}CF{O_{it}} + {\beta _4}Dua{l_{it}} + {\beta _5}SO{D_{it}}\\& + {\beta _6}OutDi{r_{it}} + \Sigma Ind + \Sigma Year + \varepsilon \end{aligned}$ | (1) |
$\begin{aligned}TU{N_{it}} = & {\beta _0} + {\beta _1}TOP{1_{it}} + {\beta _2}EB{D_{it}} + {\beta _3}Relatio{n_{it}} + {\beta _4}EC{R_{it}} + {\beta _5}Relatio{n_{it}}\times EC{R_{it}} \\& + {\beta _7}Dua{l_{it}}+ {\beta _8}SO{D_{it}} + {\beta _9}OutDi{r_{it}} + {\beta _{10}}SIZ{E_{it}} + {\beta _{11}}RO{A_{it}} + {\beta _{12}}LE{V_{it}} \\&+ \Sigma Ind + \Sigma Year + \varepsilon \end{aligned}$ | (2) |
$\begin{aligned}PER{F_{it}} =&{\beta _0} + {\beta _1}TOP{1_{it}} + {\beta _2}EB{D_{it}} + {\beta _3}O{I_{it}} + {\beta _4}EB{D_{it}}\times O{I_{it}} + {\beta _5}TU{N_{it}}\\& + {\beta _6}EB{D_{it}}×TU{N_{it}} + {\beta _7}SIZ{E_{it}} + {\beta _8}LE{V_{it}} + \Sigma Ind + \Sigma Year + \varepsilon \end{aligned}$ | (3) |
(二)变量说明
1. 投资效率QI
目前,利用Richardson(2006)模型估计企业的非效率投资水平在实证研究中广泛采用。本文建立模型(4)来估计企业投资效率。
$\begin{aligned}NewInven{t_{i,t}} =& {\beta _0} + {\beta _1}Growt{h_{i,t - 1}}{\rm{ + }}{\beta _2}Siz{e_{i,t - 1}} + {\beta _3}LE{V_{i,t - 1}} + {\beta _4}RO{A_{i,t - 1}}\\&{\rm{ + }}{\beta _5}CF{O_i} + {\beta _6}Retur{n_{i,t - 1}} + {\beta _7}Industr{y_{i,t - 1}} + Yea{r_{i,t - 1}} + {\varepsilon _{i,t}}\end{aligned}$ | (4) |
其中,NewInvent为企业的新增投资,NewInvent=(资本支出+并购支出–出售长期资产收入–折旧)/总资产。这些项目数据通过现金流量表(直接法)获取,其中,资本支出为“购建固定资产、无形资产及其他长期资产的支出”,并购支出通过“取得子公司及其他营业单位支付的现金净额”项目得到,出售长期资产收入为“处置固定资产、无形资产和其他长期资产收回的现金净额”项目,折旧为“当期折旧费用”。
2. 掏空TUN
用资金占用衡量上市公司的掏空程度是最为常见的做法,参照Wang和Xiao(2011)的研究,通过上市公司其他应收款余额与总资产之比衡量大股东掏空程度。
3. 公司经营业绩ROA、TobinQ
公司经营业绩采用会计业绩和市场业绩两个指标进行衡量。会计业绩ROA用总资产净收益率衡量,等于企业净利润除以总资产。市场业绩采用TobinQ,本文参考邵毅平和虞凤凤(2012)、邵帅和吕长江(2015)的做法,TobinQ=(股东权益的市场价值+负债的账面价值)/资产的账面价值。
4. 大股东持股比例TOP1
TOP1为第一大股东的持股比例,用来衡量大股东持股水平对经营业绩、掏空的影响。
5. 股权制衡度EBD
股权制衡度指大股东之间的相互牵制、相互制衡程度,通常表现为公司其他大股东对第一大股东的制衡程度。借鉴陈德萍和陈永圣(2011)的做法,本文计算股权制衡的方法是以第二至第十大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值得到。在稳健性检验里用第二至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值进行衡量。
6. 大股东关系Relation
刘星和刘伟(2007)的研究发现,当公司中第一、二大股东性质不同时,股权制衡有显著效果,相反,大股东之间的合谋性大于彼此监督的可能性。窦炜(2011)等研究发现,在多个大股东共同控制的情况下,大股东监督或共谋将影响企业的投资行为,大股东互相共谋形成联盟时,更容易导致企业过度投资。如果企业中大股东合谋将削弱股权制衡的作用。为增加对中小投资者的保护,证监会对上市公司股东持股变动信息提出了披露要求,上市公司必须对关联关系和一致行动人信息进行披露。2003年后,上市公司对实际控制人的披露趋于完善。对于关系大股东的识别,本文将以下三种情形界定为关系股东:(1)产权关联,几个大股东属于同一控制人或彼此存在持股关系;(2)亲缘关联,大股东同属于家族成员或集团内成员公司;(3)一致行动人,根据证监会要求在公司年报中披露的一致行动人关系。设置虚拟变量Relation来衡量公司大股东之间是否存在相互关系,若公司大股东存在以上三种情形之一时,Relation取值为1,否则取值为0。
7. 超控制权ECR
当控股股东的控制权和现金流权存在差异时,大股东存在掏空动机(石水平,2010)。控制权与现金流权的计算方法首先由La Porta等(2002)提出,后由Faccio和Lang(2002)等加以应用并推广。本文借鉴石水平(2010)的做法,以控制权与现金流权之差衡量大股东超控制权。
8. 交乘项Relation×ECR
超控制权ECR可以衡量大股东的掏空动机,交乘项Relation×ECR用来检验具有超控制权的大股东是否利用股东关系实现掏空动机。
9. 公司层面控制变量
SIZE用来控制公司规模的影响,用当年总资产的自然对数进行衡量;Growth衡量公司的成长机会,用公司的销售增长率表示;LEV为资产负债率,以公司总负债除以总资产得到;CFO等于现金及现金等价物除以总资产;Return为公司年度股票对应的回报率。
10. 公司治理控制变量
虚拟变量DUAL用来衡量董事长与总经理两职分离情况,若总经理兼任董事长取值为1,否则为0。SOD用来衡量公司董事会规模,以董事会人数计量。变量OutDir用来衡量独立董事对大股东掏空的影响,以独立董事占全部董事人数的比例进行衡量。
11. 行业变量Industry、年度变量Year
为控制行业和年度对研究产生的影响,引入两个控制变量。Industry为行业变量,用于控制不同行业的差异。本文根据证监会公布的行业划分标准,以13个大类为基准组,剔除金融业后分别设置虚拟变量,样本属于该行业赋值为1,否则为0。Year为年度虚拟变量的统称,用于控制不同年度变量的影响。
(三)样本选择与数据来源
本文以2014—2016年沪、深证券市场A股民营上市公司为选样对象。在获得初步样本的基础上根据以下标准做进一步的筛选:(1)按照惯例剔除金融类和保险类上市公司,因为这类企业在经营特点、治理结构等方面存在较大差异;(2)对于没有提供完整数据的公司,予以剔除;(3)对于那些无法确定其他大股东是否与第一大股东存在联系的样本公司予以剔除;(4)对异常数值的样本公司进行处理,对样本变量的最大与最小1%观测值进行Winsorize处理。这样得到全部样本3122个。
对于关系大股东的识别,本文通过上市公司年度报告,查阅公司报表第六部分“普通股股份变动及股东情况”关于股东关联关系或一致行动的说明,以此界定关系股东。除了股东关系数据,本文实证研究用到的财务数据来自于中国股票市场国泰安CSMAR数据库,包括《中国上市公司治理结构研究数据库》和《中国股票上市公司财务数据库》。其中财务数据均为上市公司披露的当年年度报告数据,其中部分与万得资讯系统进行核对。
四、实证研究结果(一)样本总体特征描述性统计
表1为样本描述性统计。公司总资产收益率为5.51%,总体看上市公司处于盈利状态。民营企业的TobinQ均值为2.093,比国外相关文献统计的值高出较多,说明中国股票市场存在定价过高现象。OI的平均值为0.042,样本公司非效率投资规模的均值为总资产的4.2%。大股东资金占用TUN的均值为2.1%、中位数为0.9%。第一大股东持股比例为35.8%,第二大至第五大股东持股总数、第二大至第十大股东持股总数与第一大股东持股数的比例分别为51.6%、65.7%。从第一大股东持股比例、其他大股东与第一大股东持股数对比可以看出,我国上市公司股权集中现象十分明显。超过50%上市公司的前十大股东之间存在一定的相互关系,占总数的52.1%。
变 量 | 平均值 | 标准差 | 最小值 | 最大值 | 中位数 |
ROA | 0.055 | 0.090 | –0.693 | 1.106 | 0.0516 |
TobinQ | 2.093 | 1.924 | 0.252 | 15.531 | 2.086 |
OI | 0.042 | 0.021 | 0.001 | 0.521 | 0.036 |
TUN | 0.021 | 0.042 | 0 | 0.378 | 0.009 |
TOP1 | 0.358 | 0.145 | 0.035 | 0.834 | 0.338 |
EBD(TOP5) | 0.516 | 0.512 | 0.005 | 3.447 | 0.339 |
EBD(TOP10) | 0.657 | 0.636 | 0.008 | 4.935 | 0.461 |
Relation | 0.521 | 0.324 | 0 | 1 | 1 |
ECR | 0.058 | 0.072 | 0 | 0.312 | 0 |
DUAL | 0.152 | 0.356 | 0 | 1 | 0 |
SOD | 9.115 | 1.832 | 4.013 | 18.011 | 9 |
OutDir | 0.356 | 0.052 | 0.125 | 0.803 | 0.333 |
SIZE | 21.763 | 1.314 | 16.962 | 28.012 | 21.519 |
Growth | 0.725 | 9.456 | –1.001 | 5.601 | 0.245 |
LEV | 0.517 | 0.303 | 0.014 | 6.737 | 0.512 |
CFO | 0.032 | 0.078 | –0.912 | 1.103 | 0.032 |
(二)多元回归分析
1.股权制衡对公司投资效率的影响
表2为大股东股权制衡与公司投资效率的多元回归分析结果。第(1)列分析对象为全部样本,第(2)、(3)列为子样本回归分析结果。对于全样本,投资效率原值OI及其绝对值与第一大股东持股比例TOP1在10%水平上显著正相关,第一大股东持股水平越高,公司投资越没有效率。投资水平OI与股权制衡度EBD在5%水平上显著负相关,股权制衡有利于促进投资效率。对于过度投资子样本,OI与EBD在5%水平上显著负相关,但对于投资不足样本,两者并不显著相关,表明股权制衡的治理效应主要在于抑制公司过度投资。
变 量 | 全样本 | 子样本 | |||
OI原值 | OI绝对值 | OI>0 | OI≤0 | ||
截距 | 0.049(1.239) | 0.046(1.302) | 0.161**(2.095) | 0.018(1.156) | |
TOP1 | 0.061*(1.762) | 0.053*(1.947) | 0.085*(2.056) | –0.013(1.413) | |
EBD | –0.035**(–2.236) | –0.016**(–1.934) | –0.026*(–1.967) | –0.005(–1.502) | |
CFO | 0.012(0.807) | 0.034(1.278) | –0.084(–1.286) | 0.012(1.105) | |
Dual | 0.009(0.867) | –0.004(–0.912) | –0.005(–0.865) | 0.005(0.786) | |
SOD | –0.001(–0.684) | –0.002(–1.124) | –0.005(–1.236) | 0.001(0.985) | |
OutDir | –0.184*(–1.856) | 0.042(0.651) | –0.163*(1.903) | –0.182*(–1.832) | |
IND | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
N | 3122 | 3122 | 1247 | 1875 | |
Adj-R2 | 0.116 | 0.113 | 0.102 | 0.103 | |
F | 3.792*** | 5.447*** | 11.983*** | 2.757*** | |
注:***、**、* 分别表示在1%、5%、10%水平上统计显著,以下同。 |
2.股权制衡对大股东掏空的抑制作用
表3为股权制衡度与公司掏空程度的多元回归分析结果。第(1)列针对全样本进行回归,公司掏空程度TUN与第一大股东持股比例TOP1在5%水平上显著正相关,第一大股东持股水平越高,公司被掏空程度越高。掏空程度TUN与股权制衡度EBD在10%水平上显著负相关,股权制衡有利于抑制大股东掏空行为。掏空程度TUN与大股东关系Relation在10%水平上显著正相关,大股东存在一定关联性的情况下掏空公司的可能性越大。TUN与大股东超控制权Relation×ECR在5%水平上显著正相关,超控制权越大,掏空越严重。TUN与Relation×ECR在5%水平上显著正相关,支持大股东合谋掏空假设。进一步,第(2)列针对大股东不存在关联的子样本进行回归,研究结论同第(1)列保持一致。但第(3)列针对大股东存在关联的子样本回归结果表明,掏空TUN与股权制衡EBD并不显著相关,当公司存在关系大股东时,股权制衡不能起到抑制掏空的作用。
变 量 | 全样本 | 子样本Relation=0 | 子样本Relation=1 |
(1) | (2) | (3) | |
截距 | 0.063***(4.714) | 0.072***(3.687) | 0.092**(2.152) |
TOP1 | 0.024**(2.035) | 0.033**(1.986) | 0.021**(2.126) |
EBD | –0.009*(–1.813) | –0.007**(–1.965) | 0.008(1.549) |
Relation | 0.019*(1.836) | ||
ECR | 0.102**(2.381) | 0.132**(2.165) | 0.141**(2.201) |
Relation×ECR | 0.062**(2.239) | ||
Dual | –0.003(–1.265) | –0.002(–1.023) | –0.005(–1.245) |
SOD | –0.001**(–2.187) | –0.001*(–1.868) | –0.002(–1.618) |
OutDir | 0.041**(2.036) | 0.037**(2.124) | –0.006(–0.128) |
SIZE | –0.003***(–3.248) | –0.003***(–3.234) | –0.004*(–1.912) |
ROA | –0.036***(–2.756) | –0.035***(–3.124) | 0.061*(1.798) |
LEV | 0.019***(4.635) | 0.019***(4.212) | 0.047***(4.139) |
IND | 控制 | 控制 | 控制 |
Year | 控制 | 控制 | 控制 |
N | 3122 | 1524 | 1598 |
Adj-R2 | 0.087 | 0.084 | 0.076 |
F | 13.258*** | 3.785*** | 11.246*** |
3.股权制衡促进公司业绩的治理机制分析
表4为大股东股权制衡与公司业绩的多元回归分析结果。第(1)、(2)列的被解释变量为总资产收益率(ROA),第(3)、(4)列的被解释变量为托宾Q(TobinQ)。根据(1)—(4)列的回归分析结果,公司业绩与第一大股东持股比例TOP1在1%水平上显著正相关,第一大股东持股有利于提高公司经营业绩。公司业绩与股权制衡度EBD在1%水平上显著正相关,股权制衡度越高,公司业绩越好。
变 量 | PERF=ROA | PERF=TobinQ | |||
(1) | (2) | (3) | (4) | ||
截距 | –0.127***(–3.697) | –0.119***(–3.435) | 23.813***(26.698) | 23.211***(25.661) | |
TOP1 | 0.088***(5.068) | 0.079***(4.554) | 2.294***(5.082) | 2.464***(5.434) | |
EBD | 0.022***(4.439) | 0.029***(4.850) | 0.589***(4.543) | 0.803***(5.181) | |
OI | –0.084***(–3.765) | –0.478**(–2.221) | |||
EBD×OI | 0.121***(4.824) | 0.241**(2.219) | |||
TUN | –0.199**(–2.121) | –9.146***(3.730) | |||
EBD×TUN | 0.062**(2.215) | 7.669**(2.391) | |||
SIZE | 0.008***(4.8) | 0.008***(4.612) | –0.989***(–22.719) | –0.972***(–22.231) | |
LEV | –0.072***(–8.356) | –0.068***(–7.885) | –1.401***(–6.243) | –1.519***(–6.704) | |
IND | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
N | 3122 | 3122 | 3122 | 3122 | |
Adj-R2 | 0.086 | 0.106 | 0.318 | 0.326 | |
F | 34.792*** | 18.324 | 118.761*** | 87.931 |
在第(2)、(4)列中,公司业绩与投资无效率OI、掏空TUN均显著负相关,投资无效率和掏空降低了企业的经营业绩。关键解释变量EBD×OI、EBD×TUN均显著为正,股权制衡削弱了投资无效率与掏空对公司业绩的不利影响。
4.控股股东持股水平对股权制衡治理机制的影响
表5为大股东持股对股权制衡的多元回归分析结果。一般认为当大股东持股达到30%时对公司具有较强的控制力,因此,以30%为阈值对样本进行分类。对于大股东控制力较弱的样本(
变 量 | PERF=ROA | PERF=TobinQ | |||
TOP1≤30% | TOP1>30% | TOP1≤30% | TOP1>30% | ||
截距 | –0.239***(–3.312) | –0.124***(–3.087) | 29.113***(8.526) | 15.924***(12.336) | |
TOP1 | 0.127**(2.324) | 0.079***(3.129) | 3.002*(1.796) | 2.712***(3.651) | |
EBD | 0.027***(3.103) | 0.031***(2.657) | 0.816***(3.026) | 1.102***(3.247) | |
OI | –0.095(1.412) | –0.076***(3.217) | –2.324(–1.328) | –0.187**(–2.268) | |
EBD×OI | 0.121***(2.625) | 0.031(1.157) | 1.483**(2.125) | 0.074(0.845) | |
TUN | –0.347**(–2.124) | –0.093(–0.314) | –10.659***(3.103) | –2.332(0.954) | |
EBD×TUN | 0.087**(2.306) | 0.082(0.874) | 8.326**(2.587) | 0.274(0.635) | |
SIZE | 0.012***(3.426) | 0.011***(3.652) | –1.403***(–12.465) | –0.716***(–10.148) | |
LEV | –0.041**(–2.358) | –0.136***(–8.625) | –0.671***(–2.123) | –3.603***(–9.756) | |
IND | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
N | 1343 | 1779 | 1343 | 1779 | |
Adj-R2 | 0.091 | 0.101 | 0.312 | 0.357 | |
F | 8.689*** | 12.721*** | 18.368*** | 54.364*** |
5.关系大股东对股权制衡治理机制的影响
表6为大股东存在相互关系时对股权制衡影响的回归分析结果。当大股东之间存在关系时,公司业绩与关键解释变量EBD×OI、EBD×TUN均不显著相关,股权制衡的公司治理机制没有起到显著的作用。当大股东之间不存在相互关系时,关键解释变量EBD×OI、EBD×TUN均显著为正,股权制衡削弱了投资无效率与掏空对公司业绩的不利影响,股权制衡发挥了治理效应。
变 量 | PERF=ROA | PERF=TobinQ | |||
存在关系股东 | 不存在关系股东 | 存在关系股东 | 不存在关系股东 | ||
截距 | –0.231**(–2.384) | –0.168***(–3.658) | 16.357***(4.103) | 20.218***(17.364) | |
TOP1 | 0.071(1.354) | 0.076***(3.205) | 1.078(0.965) | 2.302***(4.159) | |
EBD | –0.016(–0.872) | 0.031***(3.013) | 0.512(0.785) | 0.674***(4.357) | |
OI | –0.142*(–1.916) | –0.077**(–2.703) | –0.246*(–1.812) | 0.448*(1.812) | |
EBD×OI | 0.116(1.432) | 0.023***(3.369) | 0.141(0.209) | 0.426***(2.675) | |
TUN | –0.568*(–1.868) | –0.185**(–2.052) | –1.259*(–0.923) | –8.104**(2.456) | |
EBD×TUN | 0.306(1.231) | 0.023*(1.887) | –0.263(–0.089) | 7.126*(–1.915) | |
SIZE | 0.017***(3.123) | 0.117***(5.234) | –0.612***(–3.087) | 2.612***(4.327) | |
LEV | –0.143***(–4.031) | 0.001***(1.381) | –5.112***(–4.108) | –.916***(–17.383) | |
IND | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
N | 1598 | 1524 | 1598 | 1524 | |
Adj-R2 | 0.189 | 0.126 | 0.365 | 0.339 | |
F | 4.126*** | 8.956*** | 10.318*** | 52.156*** |
为避免随机因素造成结论的偶然性,本文做了如下稳健性检验:
(1)内生性问题。大股东侵占导致公司绩效下降,公司绩效下降可能会进一步加剧大股东的掏空,为此,本文采用Hausman内生性检验方法,首先对式(2)进行OLS回归,将回归后的残差代入式(3)并进行OLS回归,残差项系数与业绩在5%水平上显著相关,表明两者存在一定内生性。为解决内生性带来的影响,本文建立联立方程模型,进行3SLS回归以消除内生性问题。针对假设2、3,业绩以ROA为例进行回归分析,回归分析结果见表7,第(1)、(2)、(3)列为全样本,第(4)列为子样本(Relation=0),第(5)列为子样本(Relation=1)。结果表明,在考虑内生性的情况下,股权制衡的效果更加明显,但研究的基本结论仍然保持不变。限于篇幅,针对其他假设的分析结果没有报告。
变 量 | ROA | TUN | ||||
(1) | (2) | (3) | (4) | (5) | ||
截距 | 0.096**(2.825) | 0.036***(2.857) | 0.098***(3.328) | 0.104***(2.587) | 0.125**(2.201) | |
TOP1 | –0.012*(–1.825) | 0.079(1.355) | 0.032**(2.109) | 0.047**(2.013) | 0.053**(2.315) | |
EBD | 0.065***(3.235) | 0.102***(2.861) | –0.012*(–1.875) | –0.018**(–2.087) | 0.012(1.405) | |
OI | –0.121***(–2.652) | |||||
EBD×OI | 0.151***(3.238) | |||||
TUN | –0.301**(–2.453) | |||||
EBD×TUN | 0.096**(2.316) | |||||
Relation | 0.031*(1.847) | |||||
ECR | 0.124**(2.392) | 0.156**(2.203) | 0.213**(2.247) | |||
Relation×ECR | 0.094**(2.329) | |||||
ROA | –0.102***(–2.624) | –0.112***(–3.238) | 0.132*(1.829) | |||
其他控制变量 | 略 | 略 | 略 | 略 | 略 | |
IND&Year | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | 控制 | |
N | 3122 | 3122 | 3122 | 1524 | 1598 | |
Adj-R2 | 0.114 | 0.122 | 0.101 | 0.092 | 0.085 | |
F | 16.957 | 20.748 | 65.236 | 5.268 | 12.348 |
(2)针对面板数据做的进一步处理。第一,考虑公司层面样本集聚的影响。将每个公司相关变量的多年度取平均值代入模型进行回归分析(由此模型中不再考虑年度控制变量),进一步探讨股权制衡的治理效应;第二,对于资金占用值为0的样本,现有研究普遍做法是将其剔除后再进行回归,但可能会带来样本选择偏误。本文参照刘少波和马超(2016)的做法,采用Tobit模型进行回归分析。
(3)对掏空的稳健性分析。在模型中,掏空TUN与股东关系同时受公司治理变量的影响,对于大股东掏空程度的衡量存在多种方式,上文实证研究中对掏空的衡量是目前较为通用的衡量方式。本文采取以下方法进行稳健性分析:第一,参照苏冬蔚和熊家财(2013)的做法,首先构建以掏空为因变量的分析模型,然后计算回归模型的残差项来估计公司的掏空程度;第二,参考焦健等(2017)的做法,将公司大股东及其关联方占用公司其他应收款与其他应付款之差,除以期末资产总额来进行衡量,重新对各个模型进行回归检验;第三,参照吴先聪等(2016)的做法,采用第一大股东与公司进行的关联交易进行衡量,等于关联交易总额除以公司总资产,关联交易总额具体计算时将公司的关联商品交易、关联劳务交易、关联借贷、关联担保和抵押等交易活动均纳入考察范畴。
(4)对投资效率的稳健性检验。本研究中的另一个关键指标是过度投资,对过度投资的稳健性测试采用了如下计量方法:通过行业中位数调整计算过度投资水平。
(5)对股权制衡的稳健性检验。对于股权制衡的衡量,论文还采用第二至第五大股东持股比例之和与第一大股东持股比例的比值进行衡量。另外,根据郑国坚等(2014)的做法,设置虚拟变量衡量股权制衡。若第二至第十大股东持股之和与第一大股东之比高于中位数,则取值为1,否则为0。
(6)为了降低变量极端值的影响,本文对所有变量还做了上、下5%水平的Winsorize处理,得到相应替换样本。此外,本文对连续变量中处于1%和99%分位数之外的极端观测值进行去除,数据处理后重新进行回归分析。
经过以上处理,研究结论并未发生实质性变化。限于篇幅,这些结果没有在此报告。
六、结论与启示(一)研究结论
目前关于股权制衡的研究着重关注股权制衡对公司业绩的影响,对于股权制衡如何提升公司业绩的作用机制和路径并未引起足够重视。在研究大股东之间的监督作用时忽略了关系型大股东存在共谋分享控制权收益动机时对股权制衡产生的负面影响。
利用我国2014—2016年间的民营上市公司数据,实证分析了股权制衡的公司治理机制及其效应,研究了股东持股水平、大股东关系对股权制衡治理机制的影响,扩展与完善股权制衡的相关研究成果。关于股权制衡度与公司经营业绩的关系,研究结果表明:股权制衡促进了公司经营业绩,表现为总资产收益率与公司价值的提高。关于股权制衡治理机制的作用路径,一方面股权制衡提高了公司投资效率,另一方面抑制了大股东掏空,最终促进了公司经营业绩的提高。对于大股东控制程度较低的公司,股权制衡削弱了投资无效率与掏空对公司业绩的不利影响,但对于大股东控制力较强的公司,股权制衡的公司治理机制并不能显著发挥作用。在存在关系型大股东的公司里,公司被掏空的可能性更大,关系型大股东之间存在合谋掏空公司的情况。如果公司不存在关联关系的大股东,股权制衡较好地发挥了治理效应,提升了公司业绩,但如果公司存在关系型大股东,股权制衡的公司治理机制难以发挥作用。
(二)管理建议
从第二类代理成本视角,验证了大股东有效制衡观。相互制衡的股权结构治理效应较好,几个大股东共享控制权对于限制大股东掠夺公司行为有重要作用,股权制衡促进了公司投资效率,其他大股东同时也能起到抑制大股东掏空行为的作用。
股权制衡在公司治理方面既能导致有利经济后果,但也有可能导致不利经济后果。在掠夺中小股东利益问题上,大股东并非只会表现出股权制衡,大股东之间也可能形成合谋。当公司存在多个大股东且这几个大股东具有掏空动机时,只要掏空收益大于监督收益,大股东就有可能联合起来行动,形成大股东合谋掏空。此时,股权制衡的治理效果不佳。因此,加强公司治理、构建制衡性股权结构是十分必要的。为防止关系型大股东导致的不利后果,必须对其进行重点监管。
(三)研究展望
存在密切关系的大股东彼此如何进行合谋,具体的掏空方式如何,比如是关联交易、资金占用,还是抵押贷款等,合谋机理如何、合谋者利益如何分配,需要进一步研究。
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