股權結構對非資金占用的影響研究

股權結構對非資金占用的影響研究

一、非國家股股東大股東之間的公司治理差異2006年7月3日，上海證券交易所和證券監(jiān)督管理委員會聯(lián)合發(fā)布了《關于上市公司主要股東及其子公司未經(jīng)批準使用資金的通知》（2006年第2號）。這是繼2006年6月1日兩所首次集中曝光上市公司大股東資金占用情況以來又一重要的持續(xù)監(jiān)管舉措。本次通告中，公開披露了截至2006年6月30日，滬深兩市還有148家公司存在非經(jīng)營性資金占用問題，占用余額仍高達315.70億元。非經(jīng)營性資金占用有別于經(jīng)營性資金占用，后者是通過采購、銷售等生產(chǎn)經(jīng)營環(huán)節(jié)的關聯(lián)交易產(chǎn)生的資金占用。非經(jīng)營性資金占用常常是為大股東墊付工資與福利、代償債務及其他在沒有商品和勞務對價情況下提供給大股東及其附屬企業(yè)使用的資金等(1)。因此存在這種占用情況的上市公司的獨立性值得懷疑，非經(jīng)營性資金占用可以被理解為是控股股東更為明顯的掠奪行為，是更為嚴重的公司治理問題。對大股東通過種種正當及非法的手段侵占中小股東的利益，Johson等形象地將這些手段描述為隧道挖掘（Tunneling），意指企業(yè)的控制者從企業(yè)轉移資產(chǎn)和利潤到自己手中的各種合法或者非法的行為。擁有控制權的大股東往往有動機采用各種方式獲取控制權利益，例如超額的管理層薪金、貸款擔保、掠奪性的關聯(lián)交易、占用資產(chǎn)、稀釋股權等，隧道挖掘不僅存在于發(fā)展中國家的股票市場，而且存在于歐美發(fā)達的證券市場，即使是資本市場監(jiān)管最為嚴厲的市場，也可能出現(xiàn)少數(shù)利益群體利用隧道行為來損害中小投資者利益的行為。不過,在新興市場上，這類問題尤其嚴重。唐宗明和蔣位(2002的研究表明，中國上市公司大股東侵害小股東的程度遠高于美英國家。我國上市公司根據(jù)控股股東的類型可以劃分為：國有上市公司和民營上市公司(2)。國有上市公司包括國家股或國有法人股股東控制的上市公司；而非國有上市公司都被視為民營上市公司，包括自然人、外資及其他非國有性質的一般法人股股東控制的上市公司。在交易所公布的存在大股東占用現(xiàn)象的148家上市公司中，民營上市公司有63家。上海證券交易所研究中心撰寫的《中國公司治理報告（2005）：民營上市公司治理》以截止2004年底滬市212家民營上市公司為樣本進行研究，結論顯示，國內民營上市公司盈利能力總體上比非民營上市公司差；從公司治理狀況看，民營上市公司大股東侵害小股東利益的情況更為嚴重。陳國進、林輝等（2005）對我國上市公司違法違規(guī)行為的實證研究認為：從公司治理角度看，在所有權結構高度集中的模式下，第一大股東的集中持股可以在一定程度上約束上市公司違法違規(guī)行為，但是第二大股東在制衡第一大股東方面還沒有起到有效的作用。但是筆者認為，該文與大多文獻類似，既沒有區(qū)別上市公司的類型，也沒有對關聯(lián)股東的持股進行加總計算，存在一定的缺陷。本文通過對交易所公布的資金占用數(shù)據(jù)進行實證分析，從兩個角度探討上市公司股權結構對資金占用的影響：第一，考慮控股股東的類型因素，在占用資金上，民營上市公司是否比國有上市公司有更高的發(fā)生概率？是否更為嚴重？第二，考慮控股股東的持股比例因素，不同的持股結構對資金占用有何影響？二、第二大股東3—理論分析與研究假設LaPorta等（1999）發(fā)現(xiàn)，除美國和英國等少數(shù)幾個國家外，世界上大部分國家的企業(yè)股權并不是高度分散的，相反是相當集中的。Grossman和Hart(1983）認為一旦股權集中在少數(shù)控股股東手中，就會產(chǎn)生控制權收益，這種收益只為大股東享有，而不能為其他股東分享。Shleifer和Vishny(1997）指出，控股股東可以利用小股東無法分享的控制權，通過侵害小股東利益來獲取私利。因此，公司治理問題的研究重心已從股東和管理者之間的沖突轉移到控股股東和小股東之間的沖突。周業(yè)安對股權結構的屬性與凈資產(chǎn)收益率的關系進行了檢驗,得出國有股的比例與凈資產(chǎn)收益率之間有顯著的正相關關系。如前所述，上海證券交易所的研究報告認為相對于非民營上市公司，民營上市公司的業(yè)績和公司治理水平都較差。國有資本的代理人：國有上市公司控股股東的經(jīng)營者并不能完全占有侵占的資金，在占用資金的動力上比民營上市公司的控股股東要弱。在法律的威懾力不足的我國證券市場中，民營上市公司的控股股東在切身利益的驅動下，表現(xiàn)出更強的掠奪性。因此，筆者從資金占用的普遍程度和嚴重程度的角度提出：假設1：在第一大股東(3)非經(jīng)營性資金占用方面，民營上市公司比國有上市公司有更高的概率，或者說是更為普遍。假設2：在第一大股東非經(jīng)營性資金占用方面，民營上市公司比國有上市公司有更高的資金占用率（去除了規(guī)模的影響），或者說是更為嚴重。股權制衡度主要是反映前幾大股東間的制衡關系，它是指由少數(shù)幾個大股東分享控制權，通過內部牽制，使得任何一個大股東都無法單獨控制企業(yè)的決策，達到互相監(jiān)督和抑制掠奪的效果。Wang和Wong發(fā)現(xiàn)，當公司第二大股東比例較高時，可以起到明顯的監(jiān)督作用，從而使公司的治理結構優(yōu)于那些第二大股東監(jiān)督作用較弱的公司。因此筆者再次提出:假設3：股權制衡度越高，資金占用率越小。假設4：第一、二大股東持股比例之差越大，資金占用率越高。Jensen和Meckling研究認為，控股股東持股比例在很高和很低兩種情況下的行為是不相同的，由此產(chǎn)生了兩種效應，分別稱為協(xié)同效應（AlignmentEffects）和壕溝效應（EntrenchmentEffects）。當在較低的持股水平上，第一大股東侵占中小股東利益的動機隨著持股比例的提高而增大，從而對中小股東的侵占程度也隨之提高，產(chǎn)生壕溝效應；但當持股比例達到一定程度后，大股東在上市公司占的利益很大，通過對中小股東利益侵占所獲得的比例降低，這時第一大股東的侵占行為就會減弱，形成協(xié)同效應。李增泉等的研究也發(fā)現(xiàn)，在較低持股比例上，第一大股東占用的上市公司資金隨第一大股東持股比例的提高而增加；一旦第一大股東的持股比例超過50%，利益協(xié)同效應則占主導地位，第一大股東占用的資金隨著持股比例的提高而降低。因此，筆者根據(jù)這兩種效應，提出如下假設：假設5：在第一大股東持股比例S1較低（≤50%）時，體現(xiàn)的是壕溝效應，即S1越大，資金占用率越高。假設6：在第一大股東持股比例S1較高（>50%）時，體現(xiàn)的是協(xié)同效應，即S1越大，資金占用率越低。再次考慮民營上市公司與國有上市公司的不同，國有上市公司的第一大股東絕大多數(shù)是國有企業(yè)集團，如中國華源集團有限公司是華源股份（600094,SH）的第一大股東，這些上市公司都是當初從集團中改制剝離出來的優(yōu)質資產(chǎn)，承擔包袱的集團母公司于是有了“正當理由”去尋求上市子公司的補償，而高持股比例支持了補償行為的實施。李增泉等提供的證據(jù)也表明，控股股東和地方政府有強烈的動機和足夠的能力通過資產(chǎn)重組從上市公司轉移資產(chǎn)，以支持母公司的存續(xù)或地方的發(fā)展。國有企業(yè)集團的“顧全大局”式的隧道挖掘一般是有政府支持和默許的，我們把這種現(xiàn)象稱為“政府主導的壕溝效應”。另一方面，國有企業(yè)集團的經(jīng)營者只是代理人，并不是所有者。這與民營上市公司的第一大股東或實際控制人是有本質區(qū)別的。在高持股比例情況下，雖然集團公司在上市公司占的利益很大，但對于代理人來說卻未必如此，反而為代理人的隧道挖掘提供了保障。第一大股東的代理人可以通過第一大股東對上市子公司的資金占用，達到更多地從第一大股東渠道轉移資產(chǎn)或者提高職務消費的目的。在高控制權下的這種隧道挖掘，是“損公肥私”式的個人利益輸送，我們稱之為“控股股東代理人的壕溝效應”。由此提出：假設7：國有上市公司的第一大股東持股比例S1較高（>50%）時，體現(xiàn)的是壕溝效應，即S1越大，資金占用率越高。假設8：民營上市公司的第一大股東持股比例S1較高（>50%）時，體現(xiàn)的是協(xié)同效應，即S1越大，資金占用率越低。三、樣本篩選、數(shù)據(jù)來源和變量解釋1樣本選取及結果本文選擇滬、深交易所聯(lián)合發(fā)布的“關于上市公司大股東及其附屬企業(yè)非經(jīng)營性資金占用的通告（2006年第二號）”（以下簡稱“2號通告”）披露的148家公司中的122家，作為研究樣本。樣本篩選遵循信息披露的充分性和可靠性原則，具體過程如下：（1）剔除未披露H股具體股東的公司4家；（2）考慮到當年占用金額與現(xiàn)在的余額已發(fā)生重大變化的情況，剔除資金占用發(fā)生在2001年及以前年份的公司6家；（3）剔除公司已經(jīng)過重大資產(chǎn)重組，并且原大股東的關聯(lián)關系在公開信息中不明確的公司12家；（4）剔除指標變異性較大（資金占用率與第一大股東持股之比≧1.5或≦0.04）的公司4家。最終得到有效樣本122家。樣本公司的非經(jīng)營性占用資金余額來自“2號通告”，前五大股東持股比例和總資產(chǎn)數(shù)據(jù)來自巨潮資訊網(wǎng)。2股東持股比例之差,股權制衡度之差本文采用的因變量是資金占用率；三個自變量包括：第一大股東持股比例、第一和第二大股東持股比例之差、股權制衡度；兩個分組變量為D1、D2。這些自變量和分組變量代表了股權結構的兩個內涵：股權性質和大股東持股比例與結構。(1）年度實際生產(chǎn)的背景資金占用率（ocr）=非經(jīng)營性資金占用余額/發(fā)生占用當年的期末總資產(chǎn)。發(fā)生占用當年的期末總資產(chǎn)的運用，是為了消除公司規(guī)模對占用金額的影響，采用的是資金占用發(fā)生當年的年報的總資產(chǎn)的數(shù)據(jù)，來源于巨潮資訊網(wǎng)的上市公司資料庫。(2）股權集中度對資金占用率的影響本文用第一大股東持股比例（S1）來反映股權集中度（ConcentrationRatioofOwnership），假設5、假設6、假設7和假設8都是針對股權集中度對資金占用率的影響設計的。第一大股東持股比例的計算采用的是控股股東的概念，對存在關聯(lián)方關系的股東持股進行加總。(3）dr5的構成股權制衡度（DegreeofOwnershipRestriction）采用同濟大學—上海證券課題組（2002）的公式：dr5代表股權制衡度，S1、S2、S3、S4、S5分別代表公司第一、第二、第三、第四和第五大股東持股比例。dr5越大，說明前五大股東中“S2+S3+S4+S5”相對于S1越大，那么對第一大股東的制衡度就越高。S1至S5是資金占用當年年度財務報告中的數(shù)據(jù)，S2至S5的計算也對存在關聯(lián)方關系的股東持股進行加總，數(shù)據(jù)來源于巨潮資訊網(wǎng)的上市公司資料庫。(4）s1.2.2算公式這是另一個反映股權制衡程度的自變量，計算公式：S1.2=S1-S2。S1.2越小，說明第一、二大股東的持股越接近，那么第二大股東對第一大股東的制衡就越強。(5）民營上市公司兩子樣本引入變量D1進行分組：樣本可以分組為國有和民營上市公司兩個子樣本。引入變量D2進行分組：樣本可以分組為第一大股東持股比例S1>50%或S1≤50%兩個子樣本。四、民營上市公司資金占用概率表1為各變量的描述性統(tǒng)計，共有122個樣本公司，平均資金占用率(ocr)為0.1591，平均第一大股東持股比例(S1)為0.4307,股權制衡度(dr5)均值為0.3972(其中最小值0.0050,最大值1.6367)。對于民營上市公司和國有上市公司的分類，中國證監(jiān)會和滬深交易所都還沒有明確的界定，本文根據(jù)中歐國際工商學院及《東方企業(yè)家》2006年6月評選“2006民營上市公司100強”的入圍標準，確認2005年底在滬深交易所上市的民營上市公司分別為231家和175家，共計406家。表2中，民營上市公司有50家，觀察概率0.4098是否顯著高于檢驗概率（總體概率）0.295芽采用非參數(shù)檢驗中的二項分布檢驗（Binomialtest）如下：表3的二項分布檢驗顯示：單側p=0.004<0.01，具有高度顯著性。因此假設1是成立的，民營上市公司在非經(jīng)營性資金占用方面有更高的概率，或者說是更為普遍。表4的描述性統(tǒng)計顯示，民營上市公司和國有上市公司的平均資金占用率分別為0.1402和0.1723，是否存在顯著差異？由于參數(shù)檢驗顯示方差是不齊的，所以我們選擇用兩個獨立樣本（2IndependentSamples）的非參數(shù)檢驗。從表5看出，p=0.712，檢驗水平a=0.10下，仍然能接受H0，可見兩組均值并無顯著差異。結論為：民營上市公司的資金占用率并不會比國有上市公司的高。因此假設2是不成立的。五、資金占用率的回歸結果針對假設3至假設8，設計了表7的6個單自變量線性回歸模型，模型的設定考慮了兩個方面的因素：其一，反映股權結構的自變量：股權制衡度（dr5）、第一與第二大股東持股比例之差（S1.2）、第一大股東持股比例（S1）之間存在共線性問題，因此選擇單自變量線性回歸模型；其二，根據(jù)假設的涉及范圍與分析的需要，研究樣本分:全樣本、D2=0樣本、D2=1樣本、D2=1且D1=0樣本、D2=1且D1=1樣本。樣本分類情況如表6。從表7可知，模型1、模型2都通過了1%顯著性水平的檢驗，實證結果支持了假設3和假設4。說明在我國上市公司中股權制衡度（dr5）越高，資金占用率（ocr）越低；第一與第二大股東持股比例之差（S1.2）越小，資金占用率（ocr）越低。第二大股東在制衡第一大股東方面起到了有效的作用。模型3的回歸結果驗證了假設5，說明壕溝效應的存在，在第一大股東持股比例S1≤50%時，S1越大，資金占用率越高。模型4雖然通過了10%水平的顯著性檢驗，但是系數(shù)為正，仍然是S1越大，資金占用率越高的壕溝效應，這與預期是相反的。可見從總體上看，當?shù)谝淮蠊蓶|持股比例S1>50%時，并沒有產(chǎn)生協(xié)同效應，假設6不能成立。對這一結果的可能解釋是，S1大于50%的樣本中包含國有上市公司和民營上市公司，而這兩類公司的控股股東的行為是不同的。模型5、模型6涉及的兩個子樣本是對模型4的S1大于50%樣本的再分組，從結果看，民營組（D2=1;D1=0）和國有組（D2=1;D1=1）的回歸系數(shù)都通過了5%顯著性檢驗。模型5的系數(shù)為負數(shù)，支持了假設8，民營上市公司的第一大股東持股比例S1>50%時，體現(xiàn)的是協(xié)同效應，S1越大，資金占用率就越低。而模型6的系數(shù)是正的，說明S1越大，資金占用率越高，所以假設7是成立的，國有上市公司在S1>50%時體現(xiàn)的是壕溝效應。由此，對模型4回歸結果的進一步解釋是，S1>50%的樣本中國有上市公司（31家）的壕溝效應，相對于民營上市公司（8家）的協(xié)同效應，發(fā)揮了更大權重的作用。導致在總體上體現(xiàn)了壕溝效應。同時我們發(fā)現(xiàn)，模型5的調整R2是0.547，明顯大于其它模型，一方面是