機構投資者對實際控制人“掏空”治理的實證研究

摘要:基于中國資本市場以及金字塔股權結構的具體國情，從實證角度分析機構投資者對治理實際控制人“掏空”的影響，研究表明，機構投資者不僅能從源頭抑制實際控制人實施“掏空”的動機，還能弱化實際控制人實施“掏空”的程度。

關鍵詞: 機構投資者;實際控制人;“掏空”

中圖分類號:F830.91文獻標志碼:A文章編號:1673-291X(2010)09-0042-05

一、問題的提出及意義

長期以來，中國以散戶為主的投資者結構是導致股市劇烈波動的主要原因。鑒于此，中國證監會于1997年11月14日頒布了《證券投資基金管理暫行辦法》，通過改善中國的投資者結構，從而促進股市的持續、穩定和健康發展。在過去的十年里，機構投資者迅猛發展，對資本市場產生的影響日益明顯。2004年《國務院關于推進資本市場改革開放和穩定發展的若干意見》指出，希望通過機構投資者的力量進一步推動上市公司的發展。廣義的講，機構投資者指為廣大受益人或投資者的利益進行高成交量和低手續費的大宗交易的公司或者機構，目前中國的機構投資者主要包括證券投資基金、保險公司、社保基金、證券公司、銀行、QFII、信托公司等，這也構成本文研究中對機構投資者的定義。然而，中國的機構投資者是否能發揮股東積極主義作用，有效地參與公司治理呢?

“掏空”是La Porta，Lopez-de-Silanes和Shleifer在2000年提出的概念，金字塔的股權結構為“掏空”行為提供了關鍵的溫床。在金字塔股權結構下，實際控制人利用其控制權為決定公司的經營決策，犧牲上市公司的利益，轉移上市公司的資源和利潤，侵害中小股東的利益。當金字塔層次越多，實際控制人的“掏空”行為可能越嚴重。

從公司的治理的角度來看，機構投資者是重要的外部治理主體，機構投資者的隊伍日益壯大，對公司治理機制提供了新途徑。由于中國的機構投資者近幾年才開始發展，尚沒有學者對機構投資者介入金字塔股權下公司治理展開深入研究，本文基于公司治理的相關理論和機構投資者介入公司治理的機制，圍繞金字塔股權結構，考察了機構投資者持股比例對實際控制人掏空行為是否有抑制作用，具有一定的現實意義。

二、相關理論基礎

1.機構投資者與公司治理的關系。機構投資者指為廣大受益人或投資者的利益進行高成交量和低手續費的大宗交易的公司或者機構，包括投資中介機構(共同基金、投資銀行和私募基金等)、契約性儲蓄機構(社會保障基金、保險基金等)、存款機構(商業銀行等)以及各種基金組織和慈善機構等等。

國外方面對此問題的研究大致可以分為以下兩種觀點。一種認為機構投資者介入上市公司治理能發揮相當作用，應該支持和鼓勵機構投資者參與上市公司治理。并從數理統計角度進行的經驗研究表明，機構股東積極主義的價值是顯著的。Gillan和Starks(2000)的研究認為，機構投資者積極參與公司治理所取得的收益增量足以彌補其監督成本而且有余。而以共同基金為代表的機構投資者對公司治理結構改革的積極參與也導致了上市公司長期經營績效的提高。

但是，Coffee(1991)、Barnard(1992)、Webb(2003)等人對機構投資者在改進公司治理結構中發揮積極作用持否定態度，他們認為，由于不同的所有者利益間存在極其復雜的關系網，再加上信息評估方面的問題，機構投資者對公司的績效影響并不明顯，他們的積極主義不一定能夠使公司運營向好的方向轉變，可能進一步惡化公司的治理結構。

而國內的研究大多數是直接借鑒英美證券市場，分析機構投資者對上市公司治理的作用，或者通過分析國外尤其美國機構投資者積極參與公司治理對于中國上市公司治理結構的完善具有重要的借鑒作用。

2.公司治理與“掏空”的關系。傳統的公司理論基本是公司所有權和經營權分離這一基本特征觀點展開，按照委托—代理理論，代理問題的產生是由于在代理行為中，委托人和代理人具有各自不同的利益，當代理人追求自己的利益時，就有可能造成對委托人利益的損害。代理人問題產生的原因可以歸納為如下兩點:一是信息不對稱，二是激勵不相容。委托人必須設立一套有效的制衡機制來規范和約束代理人行為，從而降低代理成本，提高公司經營效率，更好地滿足委托人的利益，實現公司價值最大化的目標。公司治理的概念應運而生。隨著越來越多的公司所用權結構出現適度集中的趨勢，經濟學界開始關注大股東與中小股東的分歧，如何防止大股東對其他股東的利益侵害成為公司治理的主要問題?！疤涂铡笔侵复蠊蓶|侵占中小股東的利益，將財產和利潤轉移出去的行為。正如Faccio等(2001)所說:股權集中類上市公司治理的核心就是解決大股東“掏空”問題。

三、機構投資者對上市公司實際控制人“掏空”行為治理的實證分析

(一)模型假說提出

我們參考了La Porta等(1999)以及Bebchuk等(2000)的模型，建立一個基于控制權私人收益的簡單理論模型。以公司是否賣出資產的決策為例，從中探討現金流權與控制權的關系，為實證模型的構建奠定基礎。

假設某公司擁有資產A，該資產的價值為V，在購置該資產時，利用債務進行了部分融資，債務的價值為D，由于研究控制股由于我們僅研究實際控制人與中小股東之間的代理成本，而不研究股東與債權人之間的代理問題，因此我們假定債權人具有優先權，并且不存在償債風險，即V-D>0。

我們假設a:現金流量權，p:控制權，P:出售價格，s:代理成本。

如果出售資產A，賣得資產所獲收益，首先償還債務，剩余部分根據現金流量權比例在控股股東和中小股東之間分攤，控股股東獲取收益=a(P-D)，中小股東獲取的收益=(1-a)(P-D)。

如果不出售資產A，控股股東的收益=a(1-s) (V-D)+S(V-D)，其中，S(V-D)是控股股東的隱形收入(將中小股東的代理成本理解成被實際控制人掠取的利益)，該收入由實際控制人和中小股東的信息不對稱帶來的，此時，中小股東的收益=(1-a)(1-s)(V-D)。所以，只有在下式等式成立時，實際控制人才會做不賣出的決策。

a(1-s)(V-D)+S(V-D)>a(P-D)(1)

對(1)進行簡單的求導，可得P≤V(s/a-s)(V-D)

根據一般投資原理，當PV時，控制股東做出不賣出資產A的決策不利于公司價值的提高。當P，V，D不變時，S和a反比例變化，公司的現金流量權越小，處于金字塔底層的公司，代理成本就會很高，越強的誘因使得實際控制人對中小股東實施掠奪。實際控制人的現金流權比例a越小，則控制股東掠取的控制權私人收益比例就越大。

當實際控制人受到利益驅使，對上市公司實施“掏空”，使得中小股東的利益受到了侵害，如果機構投資者介入治理，發揮監管作用，抑制實際控制人的“掏空”動機，實際控制人的現金流量權比例因此增加，所以，我們將此作為構建以下實證模型的依據。

(二)樣本選取和數據來源

我們選用2004—2007年間機構投資者持股的滬深股票市場所有A股上市公司為初選樣本，兩權分離的相關數據來源于深圳國泰安信息技術有限公司的CSMAR數據庫，機構投資持股比例及其他財務指標來源于上海萬德咨詢科技有限公司開發的“Wind”資訊，篩選標準如下:

(1)刪除金融保險類上市公司，由于其遵循的會計核算規則與其他上市公司存在較大的差異，不具可比性;(2)刪除ST和ST*上市公司;(3)刪除數據不全的公司，包括終極控制人不詳，財務數據缺失的上市公司。經過以上篩選后，獲得樣本總數為3 416。

(三)模型構建與變量描述

1.模型構建

根據上文分析，我們構建下面三個模型:

模型(1):

CR=β0+β1INSTVES+β2PRO*INSTVES+β3Contrl+

β4Year+δ

模型(2):

SR=β0+β1INSTVES+β2PRO*INSTVES+β3Contrl+

β4Year+δ

模型(3):

Ocup=β0+β1INSTVES+β2PRO*INSTVES+β3Contrl+

β4Year+δ

2.變量界定

(1)因變量

1)現金流量權。為了研究機構投資者和兩權分離的關系，本文采用La Porta等人(1999)提出的計算方法，以金字塔鏈上所有持股份額的乘積來度量，表示的是實際控制人實際投入公司的資金占總投資額的比例所享有的分享剩余的權利，即:

CR=ni=1a i t，其中a i 1 …a i t為第i條控制鏈的所有鏈間控股比例。

2)控制權比例?？刂茩嘀傅氖菍嶋H控制人利用投票權對公司重大決策或事項的表決權，對于控制權比例的計算，本文仍采用La Porta(1999)及郎咸平(2002)提出的計算方法，用金字塔上最小的持股份額來度量。

VR=min i(a i 1 -a i t)，其中a i 1 …a i t為第i條控制鏈的所有鏈間控股比例。如果某上市公司僅有一條控制鏈，那么控制權比例即為此控制鏈中最小的那個控股權比例;如果此上市公司存在多條控制鏈，那么控制權比例則為每條控制鏈中最小的控股比例之和。

3)現金流權和控制權的分離率。本文參考 Claessens、Djankov(2000)計算分離率(Separation Rate，SR)的方法，即以現金流量權與控制權的比率(Ratio of Cash Flow Rights to Voting Rights)作為分離率(SR=CR/VR)，SR越小，則說明現金流量權與控制權的分離程度越大。

從圖1看出三個指標的計算過程，可以看出，實際控制人A通過A-B-D和A-C兩條控制鏈對E公司實施控制，因此終極控制人A在E公司中的現金流權和控制權分別為30%和52.5%現金流權=50%*50%*30%+100%*22.5%=30%，控制權=min(L1)+min(L2)=52.5%，兩權偏離度為0.57(30%/52.5%)。

圖1 兩權分離計算示意圖

4)其他應收款。實際控制人對上市公司的資金占用主要是通過“其他應收款”科目進行，因此直接將其他應收款/資產總額作為資金占用程度。這是個外在指標，即對掏空行為的表象描述，另外，為了更加形象刻畫掏空程度，本文還選取兩權偏離度作為另一個衡量指標。本文認為兩權分離才是實際控制人掏空行為的本質原因和制度根源 ，兩權分離不會隨著全流通資本市場的到來而消失，未來的實際控制人的掏空行為會更加隱蔽。總之，較小的現金流量權比例大大降低了掏空行為的掏空成本，而通過金字塔股權結構獲取的絕對控制權又使實際控制人得以左右上市公司的決策，所以，兩權分離才是實際控制人掏空上市公司資源的內在原因，本文用這個通過描述掏空的內在原因來刻畫掏空程度。

綜上，本文在實證分析中因變量的測試方法(如表2)。

表2 因變量及定義

(2)測試變量

1)機構投資者持股比例(Instves)，表示機構投資者持股比例的大小。2)產權性質(PRO)。

金字塔股權結構對不同的產權的意義不盡相同，對國有企業來說，主要是為了減少對上市公司的行政干預，而對民營企業來說，其利用金字塔股權結構構建一個內部資本市場，方便附屬公司的融資。正是由于民營企業兩權分離的特殊目的，故導致嚴重的代理問題。

那么，對于實際控制人的“掏空”行為，機構投資者的監管作用會因實際控制人的性質不同而有所差異?為了檢驗產權歸屬的影響，我們在實證模型中將虛擬變量區分為國有企業和民營企業。若上市公司披露的實際控制人為自然人、家族和民營企業，則將其界定為民營企業控制。如果實際控制人性質為國有，則取1，反之，則取0。

(3)控制變量

1)次大股東持股比例。對于實際控制人“掏空”的行為，其他股東除了采取“用腳投票”的自保措施外，也可采取聯盟集中所有權的方式，以對實際控制人的行為實施監督(Roell，1998 ;La Potra等，1999)。從理論上講，其他大股東較高的所有權比例既提供了監督第一大股東動力，但同時也為其提供了他們合謀的基礎。但是，合謀需要聯盟內部的統一協調，如果采取監督，則會實際控制人“掏空”行為更容易被發現，所以，大股東之間無論是監督還是合謀，都會提高實際控制人獲取控制權私人收益的成本。我們認為，次大股東持股比例是個至關重要的變量，因此，本文選取第二大股東控股比例為控制變量，若比例大于或等于5%，則取1，反之則取零。

2)公司規模。在可以衡量公司規模的指標有很多，如:凈資產總額，公司年銷售收入額等，本文沿用文獻中最常用的指標，即取公司總資產的自然對數來表示。本文沿用相關文獻中常用的總資產的自然對數指標。

3)每股紅股。如果上市公司發放股利，則視為對實際控制人的股權稀釋，從理論來看，實際控制人的股權被削弱，其實施掏空的可能性就越小。在本文的實證研究中，如果上市公司前三年有發放股票股利，則取0，反之則取1。

4)資產負債率。一般來說，資產負債率越高，公司面臨的財務風險越大，意味著破產風險越大，對與實際控制人來說，如果公司的財務杠桿較高，則其實施掏空的動機可能會減弱。

(四)多元回歸分析

1.簡單的統計分析

(1)描述性統計

表4是本文主要變量的描述性統計結果。兩權分離度是本文主要考察的指標，如圖所示，全體樣本企業中，兩權分離度的均值是0.83，可見在上市公司中普遍存在兩權分離的情況，兩權偏離度越接近于1，兩權的差異越小。民營上市公司的兩權分離度最小值是0.016，只有國有上市公司的1/5，這表明實際控制人性質為民營的上市公司的現金流量權和控制權分離較嚴重，其終極控制者只用付出較小的現金投入，就能獲得對下層上市公司較大的控制權，這為實際控制人實施隧道挖掘行為提供了激勵和機會。從國有企業的現金流量權大于民營企業的現金流量權可以看出這點，這和民營上市公司一般通過“買殼上市”而形成的金字塔結構有關，即先控制一個法人企業，然后再通過這個法人企業并購一個上市公司，在上市伊始就加大了控制鏈的層級數，從而導致嚴重的現金流量權和控制權的偏離。另外，從標準差可以看出，不同的民營企業之間，兩權分離的程度的差異較大。

(2)變量的相關性分析

表5是本文主要變量的相關性分析結果。在變量相關性分析表中，右上角是Pearson檢驗結果，左下角是Spearman檢驗結果，***、**、*分別表示在1%，5%，10%的水平上統計顯著(雙位檢驗)。實際控制人資金占用和兩權分離度是實證研究中的因變量，是我們重點考察的變量。從表中，我們可以看到，二者與公司規模、實際控制人性質的相關性較強。Pearson和 Spearman的檢驗結果表明，兩權分離度與資金占用與實際控制人資金占用負相關，意味著兩權分離的數值越小，實際控制人更容易實施掏空。機構投資者持股比例雖然與兩權分離正相關，但不顯著。在控制變量中，第二大股東持股與兩權分離度顯著負相關，這檢驗了在變量解釋中提出的預期假設。

2.多元回歸結果(見下頁表6)

3.實證結論

表6是以兩權分離度為因變量的回歸結果。模型(1)和模型(2)均以兩權分離作為因變量進行的回歸，其中，模型(1)的因變量是現金流量權，模型(2)的因變量是兩權分離度，模型(1a)、模型(1b)和模型(2a)、模型(2b)的F值可以看出，雖然機構投資者持股比例均與因變量正相關，且符合預期，但是加入控制變量后的模型解釋力提高了，機構投資者持股比例對模型的貢獻變小了。從模型(1c)和模型(2c)的F值可以看出，模型(1c)的解釋力更強，所以我們采用該模型的結果。在模型(1c)中，機構投資者的持股比例和現金流量權正相關，這說明了機構投資者持股比例越大，兩權偏離就越小，機構投資者在參與公司治理的過程中，能夠通過行使表決權改善公司金字塔股權結構，從源頭抑制實際控制人實施掏空的動機。

表7以往來資金占用率為因變量的回歸結果，對模型(3a)和模型(3b)結果分析，當沒有加入控制變量時，模型的解釋力只有10%左右，模型(3a)的解釋力達到44%，這主要是控制變量起作用，機構投資者持股雖然對模型解釋貢獻不大，但是與實際控制人資金占用率有負向顯著影響，說明機構投資者持股比例雖然不高，但已具備股東積極主義的動機和能力，能抑制實際控制人對中小股東侵占和掠奪行為，客觀上保護了投資者權益。

模型(3c)報告了實際控制人的性質對機構投資者的股東積極主義行為的影響，在模型(3c)中，PRO*INST的系數(0.001)和T值(1.825)的符號均與INST相反，可以看出，相對于實際控制人為民營性質的上市公司來說，在國有控制的上市公司中，實際控制人資金占用隨機構投資者的持股比例而下降的程度有顯著降低。這表明，在實際控制人為國有性質的上市公司中，機構投資者采取股東積極主義行為的效果有限，其抑制實際控制人侵吞和掠奪行為，客觀上保護投資者的成效較差，這是由于在實際控制人為國有性質的上市公司中，機構投資者受到來自于政府的限制較多，其監管的難度和成本都較高，難以充分發揮監管。

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