大股東制衡與外部監管約束機制的實證分析

金穎

（金陵科技學院 商學院，南京 211169）

0 引言

外部監管約束機制是大股東制衡機制發揮作用需面臨的外部治理環境的主要構成因素，可用對公司違規行為的監管和外部審計約束來度量。世界各國的證券市場中都存在欺詐違規行為，中國上市公司控股股東和在其控制下的董事會及管理層，不斷卷入違法違規行為，日益侵蝕外部投資者對中國證券市場的信心。近年來，中國上市公司治理機制成為注冊會計師審計關注的重要內容，和公司治理密切相關的上市公司募集資金使用、大股東占用資金等方面的問題，導致注冊會計師出具非標準審計意見報告。

在已有的研究中，學者們注意到了中國股市特殊的監管與治理環境，尤其是股權結構對上市公司違規行為和對外部審計約束和審計意見的影響，但未能較為全面和深入考慮大股東持股比例及在此基礎上所形成的股權制衡機制對公司違規行為和對外部審計約束和審計意見的的影響。

1 研究假設與分析

在信息不對稱、內外部治理機制薄弱和外部監管者能力有限情況下，上市公司的外部監管者并非有動機和能力對所有問題作出適當反應。同時，第一大股東既是“天使”，有足夠信息和動力去監督管理層來解決委托代理問題；又是 “魔鬼”，可濫用其控制權優勢“淘空”上市公司，侵害其他股東的利益。中國上市公司第一大股東往往具有信息優勢使信息嚴重不對稱，有動機和能力掩蓋實際存在的問題以謀取私利，卷入“隧道效應”。

假設1：上市公司第一大股東持股比例和違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見的可能性呈負相關關系。

由于和第一大股東目標函數的差異，其他大股東（本文指第二至第五大股東）可能并不熱衷于或者無法獲得“隧道效應”帶來的私有收益，而扮演監督和制衡的角色。公司以第二大股東為代表的其他大股東對第一大股東的制衡是保護外部投資者利益的一種重要機制。中國上市公司的其他大股東因其具有一定的持股比例和控制權而有一定的信息優勢，有助于制衡第一大股東減少上市公司實際存在問題的發生。在自身制衡能力相對較弱、內部治理機制不完善情況下，通過內部治理機制制衡的可行性較低且成本較高，因此其他大股東很有可能借助于外部治理機制，利用自身信息優勢與外部監管者合作，配合外部監管者監管控股股東，降低信息不對稱，從而保護自身以及其他中小股東的利益。基于以上分析，假設：

假設2：上市公司第二至第五各大股東持股比例越高，違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見的可能性越大。

假設3：上市公司第二至第五大股東的制衡度越高，違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見的可能性越大。

大股東制衡度指第二至第五大股東中部分或全部持股比例之和相對于第一大股東或前兩大股東持股比例的比值，前兩大股東可能利益關聯更加緊密，勾結結盟可獲得顯著的收益。

假設4：上市公司第二至第五大股東中持股比例相對較低的股東，特別是第四、第五大股東，更傾向于附和或容忍控股股東，在一定程度內，持股比例越高，違規行為被查處、年報被出具非標準審計意見的可能性越小。

2 研究數據、變量與模型的設計

2.1 研究數據

表1 2007年上市公司違規類型統計

表2 2007年上市公司年報審計意見類型分布

本文選用2007年在深交所和上交所上市的A股所有上市公司作為研究樣本，樣本總計1545個，研究數據來源于國泰安數據庫。

中國上市公司前五大股東持股比例均值依次為 35.93%、8.98%、3.69%、2.14%和1.47%。由此可見第一大股東處于絕對優勢地位，第二至第五大股東的各持股比例均值都不超過10%，對第一大股東的制衡能力有限。同時，第二大對第一大股東、第二和第三大對第一大股東、第二至第五大對第一大股東、第三大對第一和第二大股東、第三至第五大對第一和第二大股東的制衡度平均依次為0.32、0.47、0.62、0.1、0.2，由此可見前五大股東中排名在后的對排名在前的制衡能力不強。

所有患者均在常規對癥治療的基礎上，給予注射用萬古霉素（Eli Lilly Italia S.P.A.公司，注冊證號：國藥準字J20050069，規格：0.5 g）0.5 g加至0.9%氯化鈉注射液250 mL中，靜脈滴注，q12 h，滴速為10 mg/min（不宜超過15 mg/min）；同時行維持呼吸、循環功能及營養支持等綜合治療[7]。

表1是2007年上市公司被查處的違規行為類型的統計。被查處的違規行為總計77次，以推遲披露（29.87%）、重大遺漏（12.99%）和大股東占用上市公司資產（12.99%）為主。

表2是2007年上市公司年報審計意見類型的統計。總的看來，2007年共有116家上市公司的年報被注冊會計而出具非標準審計意見，占樣本總體的7.59%。其中，被出具非標準審計意見的有加事項段、保留意見、無法發表意見的審計報告的上市公司依次為88家（5.76%）、13家（0.85%）和15家（0.98%）。

2.2 研究變量與模型

構建如下Logistic回歸模型驗證研究假設，具體探討上市公司前五大股東持股比例及以此為基礎的大股東的股權制衡機制對于違規行為被監管部門查處的可能性和年報被出具非標準審計意見的可能性的影響。

研究大股東制衡與公司違規行為：

P（D）=eZ／(1+eZ)，其中：

研究大股東制衡與年報審計意見：

P（A）=eZ／(1+eZ)，其中：

表3 研究變量一覽表

考慮注冊會計師往往會對上市公司違法違規行為被查處的年報給予特別關注，因此上市公司違法違規行為被查處的年報更有可能被注冊會計師出具非標準審計意見，研究審計意見時將違規行為也作為控制變量之一。

3 結果分析

在實證分析過程中考慮大股東持股比例、大股東制衡度的解釋變量間存在較嚴重的多重共線性問題，故在回歸分析中實驗變量逐一進入模型，多重共線性問題有望得到控制。主要實證結果如表4和表5。

表4中，上市公司第一大股東持股比例越低，第二至四各大股東持股比例越高，違規行為被查處的可能性越大。第五大股東持股比例對違規行為被查處的可能性影響不顯著。上市公司第二大對第一大股東、第二和第三大對第一大股東、第二至第五大對第一大股東、第三大對前兩大股東的制衡度越高，違規行為被查處的可能性越大。第三至第五大對前兩大股東的制衡度對違規行為被查處的可能性不存在顯著影響。

表5 Logistic回歸模型分析結果（A）

表5中，上市公司第一大股東持股比例越低，第二、五各大股東持股比例越高，年報越有可能被出具非標準審計意見。第三、四各大股東持股比例對年報被出具非標準審計意見的可能性沒有顯著影響。上市公司第二大對第一大股東、第二和第三大對第一大股東、第二至第五大對第一大股東的制衡度越高，年報被出具非標準審計意見的可能性越大。第三大對前兩大股東、第三至第五大對前兩大股東的制衡度對年報被出具非標準審計意見的可能性不存在顯著影響。

另外，第一大股東性質、控制權與現金流權的分離度與違規行為被查處的可能性和年報被出具非標準審計意見的關系不顯著。關于控制變量的回歸結果顯示，財務杠桿和公司規模與上市公司違規行為被查處的可能性之間關系也不顯著。上市公司財務杠桿越高、違規行為被查處，年報被出具非標準審計意見的可能性越大。

4 研究結論

實證研究表明：

（1）在內部治理機制有待完善、外部市場監管乏力情況下，第一大股東集中持股，具有信息優勢，有利于掩蓋其隧道行為；其他大股東有可能更多地求助于外部治理機制，用自身的信息優勢與外部監管者合作，監管控股股東的行為。因此，上市公司第一大股東持股比例越低，第二至四各大股東持股比例越高，第二大對第一大股東、第二和第三大對第一大股東、第二至第五大對第一大股東、第三大對前兩大股東的制衡度越高，違規行為被查處的可能性越大；第一大股東持股比例越低，第二、五各大股東持股比例越高，第二大對第一大股東、第二和第三大對第一大股東、第二至第五大對第一大股東的制衡度越高，年報被出具非標準審計意見的可能性越大。

（2）第二至第五大股東持股較少時可能認為，容忍或附和第一大股東帶來的好處大于對第一大股東制衡帶來的收益；或制衡成本較高，使其配合外部監管部門對第一大股東的 “隧道行為”進行監管產生的損失更大，他們中一部分或全部可能選擇附和或忍受控股股東。因此，第四、五各大股東持股比例，第三至第五大對前兩大股東的制衡度對違規行為被查處的可能性沒有顯著影響。第三、四各大股東持股比例，第三大對前兩大股東、第三至第五大對前兩大股東的制衡度對年報被出具非標準審計意見的可能性沒有顯著影響。

總之，大股東制衡機制和外部監管約束間的關系表現為：具備一定制衡能力的其他大股東有利于減少 “隧道行為”；但在自身制衡能力相對較弱、內部治理機制不完善時，制衡的可行性較低且成本較高，其他大股東很有可能選擇更多地求助于外部治理機制，配合監管部門約束控股股東的行為。因此，在中國目前情況下，上市公司其他大股東對第一大股東的制衡能力越強，違規行為被監管部門查處、年報被出具非標準審計意見的可能性越大，這就提高了外部監管約束的有效性。

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