影響大股東追加承諾的因素

[摘要]在三一重工的帶頭下，一共有84家上市公司大股東作出了追加承諾延長解禁限售股鎖定期的公告。通過實證檢驗的方法探尋影響大股東追加承諾延長解禁限售股鎖定期的因素，發現對上市公司大股東是否追加承諾延長解禁限售股的鎖定期具有顯著正向影響的因素是公司規模大小與股權激勵；具有顯著負面影響的因素是公司屬St類公司、行業性質以及對絕對控股的偏離程度。

[關鍵詞]追加承諾；

限售流通股減持；鎖定期

2008年6月17日，作為“中國股改第一股”的三一集團作為股改后首家全流通上市公司的大股東，率先作出承諾將其所持股份自愿繼續鎖定兩年。在追加鎖定期內除非公司股價高于當前股價的兩倍，大股東不會在二級市場減持所持股份。繼而，幾十家上市公司大股東紛紛作出相應表態。在三一重工的帶頭下，越來越多上市公司的大股東加入到了“鎖倉”的行列之中，其中絕大多數集中在2008年下半年的時間段作出追加承諾的公告，但是隨著2009年上半年資本市場的好轉，上海機場、金陵藥業、中聯重工、華天酒店等公司的大股東也作出了追加承諾的公告。截至2009年6月底，一共有84家上市公司大股東作出了此類公告。

本文試圖從實證分析的角度探尋影響大股東追加承諾延長解禁限售股鎖定期的因素，并對股權分置改革的適當性作出簡單評論。

一、文獻綜述與研究意義

股權分置改革是中國特殊體制下的產物，大股東追加承諾延長限售期更是中國特有的現象，國外對這方面的研究幾乎沒有，國外學者對與此相關的大股東行為進行了研究，得出一些重要成果。Shleifer和Vishny(1986)提出。由于大股東有動力收集信息并對管理層實施積極的監管，所以大股東的出現可以有效避免“搭便車問題”。La Porta(1999)提出，世界上大多數國家公司治理的主要問題不是職業經理侵害外部股東利益，而是大股東掠奪小股東。Jolnson、La Porta、Florencio和Shleifer(2000)則認為，股權集中會造成大股東與中小股東之間的嚴重代理問題，大股東傾向于利用手中的控制權，通過“隧道效應”(Tunneling)從上市公司中轉移資產和利潤，對中小股東的利益造成侵害。這些研究對國內股權分置改革成效的研究有著借鑒作用。

國內方面，戴爽(2008)認為，影響大小非減持的因素主要有3個：一是對中國股市未來的一致預期，這是最關鍵的一個因素；二是大小非自身的資金鏈狀況；三是股份性質以及對控股權的態度。高彭沖(2008)利用197家對解禁限售股進行減持的上市公司為樣本展開實證分析。研究結果表明。從股份性質角度考察公司控制權結構與大股東減持解禁限售股之間的內在聯系時。發現國有股比例與減持比例呈回歸系數為正的線性關系，法人股比例與減持比例呈回歸系數為負的線性關系。

對于大股東追加承諾延長解禁限售股鎖定期這一特殊現象，雖然不少學者發表了不同的看法，如戴爽、李振寧等。但始終沒有學者對這一現象進行過實證檢驗；而已有理論研究雖然對股權結構、公司業績、股利政策等的影響作過細致的研究，但對于公司財務狀況、股利政策等對大股東行為的影響卻未作過深入的探討，因此，本文試圖進行嘗試。

二、理論假設與模型設計

(一)理論假設

本文選取A股市場全部1602家上市公司2008年6月30日的截面數據作為樣本(因為第一家承諾的公司三一重工在作出公告時，考慮的因素是截止到2008年6月17日的)，剔除數據缺乏樣本(沒有非流通股的公司)20個以及金融類公司29個共49個樣本后，最終得到有效樣本數為1553個，其中追加承諾的樣本數為84個。

在初步分析追加承諾的公司特征之后。結合相關理論文獻，本文作出如下幾個方面的假設：

1.公司規模

由于規模效應，大公司抗風險能力、盈利能力都可能較小公司而言更強，大股東更愿意保留其控股權而追加承諾。因此，預期符號為正。

2.是否為ST類公司

ST類公司由于財務狀況、經營狀況和成長能力比較差，如果公司大股東追加承諾延長解禁限售股的鎖定期，則束縛了其在資本市場的套利行為，因此預期符號為負。

3.行業性質

根據殷曉東(2006)，事關經濟安全和國家安全的軍工、航天、造幣等行業領域、具有外溢性特征的行業(包括交通運輸、倉儲業門類和電力、煤氣及水的生產和供應業等門類)以及具有自然壟斷特征的行業(包括采掘業、批發和零售貿易門類、房地產業門類、傳播與文化產業門類和綜合類)應當保持壟斷，或者絕對控股地位。也即，屬于這些行業(定義為虛擬變量，取值1代表該類行業，取值0代表其他競爭性行業)的上市公司，其大股東應更傾向于持股，而非減持，因此。預期符號為正。

4.股權激勵

李丹(2008)經過實證研究。發現公司高管持股比率與公司的業績存在顯著的正相關關系。李振寧(2008)表示，推出高價認股權激勵方案的公司不會輕易出現減持行為。若以香港股市的經驗看，對于那些實施股權激勵方案的上市公司，反而是投資者可以比較青睞的公司。因為在資本市場中，利益的合法合理結合是公司發展之源。通過股權激勵這樣的方案實施，將部分核心公司高管捆綁在公司上，顯然是一種進步，不應只是狹隘地理解為套利游戲，而應該積極地看待這個問題。如果將是否推出股權激勵計劃定義為虛擬變量，則取值1代表上市公司推出計劃。而取值0則代表公司尚未(無論是由于公司自身的原因還是法律法規的限制導致雕出此類計劃。預期符號為正。

5.絕對控股偏離度

大股東為取得公司絕對控股權，其理想、安全的控股比例為50％以上。控股比例大幅低于50％的公司要想實現絕對控股，其成本較高；控股比例大幅低于50％的公司沒有動力保持高比例的持股水平。因此，存在一個以50％為中心的平衡。大幅高于或者低于50％控股比例的大股東，都有向此比例的傾向。定義絕對控股偏離度為第一大股東持股比例與50％之間差額的絕對值。預計符號為負，即大股東持股比例越接近50％，其越傾向于增加控股權的安全性，則不會減持股份，而追加承諾。

6.上市年數

我國上市年數較長的公司大多是由國有企業改制成立的，這些企業很大一部分背負較大改革的政治歷史包袱，其財務狀況和經營業績不佳(王躍堂，2000)。另外，這類企業一般大股東處于絕對控股地位，且其持股比例相當高，具有減持的動力。因此，大股東是否追加承諾可能與公司上市年數有關，預期其符號為負。

7.成長性

公司成長性越好，公司大股東越傾向于追加承諾延長解禁限售股的鎖定期；相反，公司成長性越差，公司大股東越傾向于不追加承諾延長解禁限售股的鎖定期。預期符號為正。

8.股利水平

原紅旗(2001)通過實證研究發現上市公司控股股東以現金股利從上市公司轉移現金。陳信元、陳冬華和時旭(2003)對“佛山照明高派現案例”進行分析后認為大股東占用資金是發放股利的真正原因。唐躍軍、謝仍明(2006)認為上市公司的第一大股東或控股股東以國家或法人為主，作為對其放棄股票流動性的補償，他們往往以遠低于流通股股票價格的代價持有大量非流通但是權利等同的股票，由此形成“同股同權不同價”的特殊現象，在發放股利時，控股股東的報酬率高于中小股東，這使得控股股東和中小股東目標函數不一致甚至扭曲。他們選取1999—2003年的上市公司數據進行實證檢驗。發現我國上市公司確實存在現金股利的“隧道效應”。為此，本文假設因變量與上市公司股利收益率正相關，預期符號為正。

(二)模型設計及變量定義

本文采用Logistic模型進行研究。Logistic回歸，是指因變量為二級記分或二級評定的回歸分析。其因變量為(0，1)的二項式分布，不滿足正態分布，無法使用OLS(普通最小二乘法)進行回歸分析。其定義式為：IogitP=In(P／1-p)，變換后可得到其回歸模型為：

Lnp／1-p=β₀+β₁X₁+β₂X₂+…+β_nX_n

結合本文實際，筆者采用以下Logistic模型：

LnYesno／1-Yesno=β₀+β₁Size+β₂Sst+β₃Indu+β₄Enco+β₅Disb+β₆Age+β₇Mvbv+β₈DiVi

本文涉及的變量主要包括因變量和自變量。

因變量Yesno是大股東追加承諾延長解禁限售股的鎖定期的概率，當大股東追加承諾延長解禁限售股的鎖定期時取值1，否則取值0。

自變量的具體定義如下(見表1)：

三、樣本描述

本文選取A股市場全部1602家上市公司2008年6月30日的截面數據作為樣本，剔除數據缺乏樣本(沒有非流通股的公司)20個以及金融類公司29個共49個樣本后，最終得到有效樣本數為1553個，其中追加承諾的樣本數為84個。各項數據均取自巨靈數據庫，部分指標經過整理。以下(見表2)是各變量的描述性統計表：根據以上描述性統計表，Size和Enco變量在未追加承諾組的均值、中位數均顯著低于追加承諾組的。與預計符號一致；Sst和Disb變量在未追加承諾組的均值、中位數均顯著高于追加承諾組的，也與預計符號一致；但是Indu變量在未追加承諾組的均值顯著高于追加承諾組的。與預計符號相反，其原因將在后文中具體分析；而Age、Mvbv和Divi變量的均值、中位數在未追加承諾組與追加承諾組之間并無顯著差異。

四、實證結果及假設檢驗

利用SPSS13.0軟件對樣本數據進行Logistic回歸，Hosmer and Lemeshow檢驗得到的伴隨概率Sig為0.910，模型通過總體檢驗。

(一)假設檢驗

對模型各系數的檢驗，其結果如下(見表3)。

對應表3，自變量Size和Enco與因變量正相關，回歸結果與預計符號一致；Sst和Disb與因變量負相關，回歸結果也和預計符號一致。

回歸結果顯示，自變量Indu雖然對因變量有顯著的作用，但其系數為負。與本文的預計符號剛好相反，也與殷曉東(2006)的假設不相符。為探尋背后的原因，我們以Indu為因變量(虛擬變量)，以國有股控股比例State為自變量，另外以絕對控股為虛擬自變量(當第一大股東持股超過50％或者國有股持股超過50％時取值1，否則取值0)，兩者的相關系數為0236，另外，一般線性回歸結果中的VIF值均為1.055，故模型不存在嚴重的多重共線性。采用Logistic模型回歸，得到如下回歸結果(見表4)。

從回歸結果中，可以看到，Indu與國有股控股比例State以及虛擬變量Control在1％的水平下顯著正相關。其經濟解釋是：事關經濟安全和國家安全的軍工、航天、造幣等行業領域、具有外溢性特征的行業(包括交通運輸、倉儲業門類和電力、煤氣及水的生產和供應業等門類)以及具有自然壟斷特征的行業(包括采掘業、批發和零售貿易門類、房地產業門類、傳播與文化產業門類和綜合類)，其共同特征是要么第一大股東已經絕對控股，要么國有股已經絕對控股。這樣分析后，就不難發現為什么Indu對因變量Yesno具有顯著的負效應，因為此類公司已經絕對控股，不存在控股權的安全性問題。

其他3個自變量均未通過顯著性檢驗。其中上市年限Age與因變量負相關，與本文的理論假設一致，但不顯著；成長性自變量Mvbv與因變量正相關，與理論假設一致，但也不顯著；股利支付水平的符號與預計符號相反。且不顯著，說明在樣本期并不存在顯著的“隧道效應”。

(二)共線性等問題診斷

由于不涉及時間序列數據，故模型不存在自相關問題。

為了檢驗模型的多重共線性，筆者對自變量進行了相關分析，發現相關系數絕對值最大的為0.344，說明不存在嚴重的多重共線性。另外，對變量進行了一般線性回歸，得到的結果顯示各自變量VIF值均小于2，所以不存在多重共線性問題。

使用R²值判斷回歸方程整體的可靠程度和對因變量的解釋程度。得到NagelkerkeR²值為0.085，比較小，說明模型的擬合效果不是很好，但是，根據計量經濟學原理，樣本容量超過30時，調整后的R²可能較小，而本文中的樣本總量為1553，這就需要配合F檢驗一起對方程的結果進行評價，當調整后的R²值較小，但F檢驗顯著，那么仍然可以認為回歸方程較合理的反映出解釋變量與被解釋變量之間的內在聯系(盡管模型未解釋因變量方差變動的大部分)；另外，由于大股東的行為在一定程度上取決于其自身的財務狀況、投資機會等，而上市公司大股東的相關數據無法取得，故在本文中未考慮大股東自身的因素，這也是R²值不高的一個原因。

五、結論解釋

根據本文的研究結果，對上市公司大股東是否追加承諾延長解禁限售股的鎖定期具有顯著正向影響的因素是公司規模大小與股權激勵；具有顯著負面影響的因素是公司屬St類公司、行業性質以及絕對控股的程度。這些結論說明，上市公司規模越大、代理矛盾越小的公司，其大股東越傾向于追加承諾，其原因是此類公司往往是行業內的優秀企業；而St類公司、壟斷類公司以及控股比例遠離50％的公司，其大股東越傾向于不追加承諾，這類公司要么經營業績差，要么大股東控股比例太高。所有這些影響大股東是否追加承諾的因素都符合“優勝劣汰”的企業競爭規則，也有利于資本的優化配置。

以上分析，從一個側面說明了飽受詬病的“大小非”解禁，其實是深化市場經濟體制改革的必由之路。

本文的局限性是由于大多數上市公司的大股東并未上市，大股東本身的數據難以取得，所以本文只是從上市公司自身的特征來研究大股東的市場行為，導致本文的R²較小，擬合程度不高。