独立董事能否抑制大股东的掏空.doc

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1、2007 年第 4 期 独立董事能否抑制大股东的 掏空 ? * 叶康涛 陆正飞 张志华 内容提要 : 本文以大股东占用上市公司资金作为研究对象 , 考察了在中 国证券市场 上 , 独立董事的引入能否有效抑制大股东的掏空行为 。 与以往研究类似 , 在 OLS 回归中 , 我们未能发现独立董事比例与大股东资金占用之间存在显著相关关系 。 进一步分析表 明 , 中国上市公司的独立董事变量具有内生性 , 在控制独立董事内生性情况下 , 我们发现 独立董事变量与大股东资金占用显著负相关 。 这表明以往研究未能发现独立董事能够抑 制大股东掏空 , 很可能源于模型设定偏误 。 在稳健性分析部分 , 我们采

2、用了多种指标来反 映大股东的资金占用行为 , 本文结论仍然成立 。 关键词 : 掏空 独立董事 抑制 一、引 言 独立董事制度究竟能否发挥应有的监督作用 , 保护中小投资者的利益 , 一直是个有争议的话 题。中国资本市场监管机构将独立董事制度视为降低公众公司内部代理问题的有效机制 , 中国证 监会于 2001 年 8 月 16 日发布 !关于在上市公司建立独立董事制度的指导意见 , 指出为了改善公 司治理结构 , 中国境内上市公司必须引入足够数量的独立董事 。同时 , 上市公司应赋予独立董事对 重大关联交易的认可权 , 以及对关联借款和其他有可能损害中小股东权益的事项发表独立意见。 过去几年

3、, 随着中国上市公司独立董事制度的逐步建立 , 一些研究实证检验了独立董事与公司 业绩之间的关系 , 但得出不一致的结论。吴淑琨等 ( 2001) 、王跃堂等 ( 2006) 发现独立董事比例与公 司业绩正相关 , 但更多的研究发现独立董事比例与公司业绩之间不存在显著相关关系 ( 例如 , 于东 智和王化成 , 2003; 高明华和马守莉 , 2002; 李有根等 , 2001; 李常青和赖建清 , 2004; 丛春霞 , 2004) 。 然而 , 已有研究主要考察独立董事与公司业绩之间的相关性 , 较少考察独立董事与公司治理具 体行为之间的关系。从制度设计上来说 , 独立董事的职能主要是监督

4、和咨询作用 , 并不直接参与公 司的日常经营决策 , 更非直接对公司业绩负责 , 而是为了防范公司风险 , 保护外部投资者的正当利 益不受内部人侵害。例如 , Johnson et al. ( 1996) 指出 , 即便是最积极的董事会 , 也不会参与对公司业 绩有重大影响的许多日常决策行为 , Kesner and Johnson( 1990) 更是认为 , 董事会结构并非公司业绩 的重要决定因素。 Kosnik( 1987) 建议 , 相比于直接分析董事会结构与公司业绩之间的关系 , 考察董 事会结构与公司内部治理行为之间的关系更有意义 , 例如高管薪酬制度、 CEO 更替、反收购条款等。

5、 这些内部治理行为才与董事会的职能直接相关 ; 同时 , 内部治理行为作为董事会结构与公司业绩之 间的中介变量 , 研究董事会结构与公司内部治理行为之间的关系 , 有助于更好地了解董事会结构究 竟是通过怎样的途径影响到公司业绩。 此外 , Hermalin and Weisbach ( 1988) 、 Agrawal and Knoeber ( 1996) 、 Shivdasani and Yermack( 1999) 、 * 叶康涛 , University of North Carolina, USA, 电 子信箱 : yek unc. edu; 陆 正飞、张志华 , 北京大 学光华 管理

6、学 院 , 邮 政编 码 : 100871, 电子信箱 : zflu gsm. pku. edu. cn。感谢两位匿名审稿人提出的富有建设性的 修改意见 , 同 时 , 也感谢 国家自然 科学基金 重 点项目 产权保护导向的会计研究 ( 项目批准号 : 70532002) 的资助。文责自负。 101 叶康涛等 : 独立董事能否抑制大股东的 掏空 ? Denis and Sarin( 1999) 等的研究表明 , 公司的独立董事比例是一个内生决定的变量 , 受 到公司治理结 构、公司业绩等变量的影响。如果该现象在中国资本市场上同样存在 , 则意味着在不控制独立董事 内生性情况下进行 OLS 回归

7、 , 将导致严重的模型设定偏误问题。 基于上述考虑 , 本文选择大股东占用上市公司资金行为作为研究对象 , 并在控制内生性情况 下 , 考察独立董事能否抑制大股东的占款行为。本文选择上述研究对象的原因在于 : ( 1) 大股东占 款已经成为大股东掏空上市公司的重要手段。根据沪深交易所披露的统计数据 , 截止 2005 年 12 月 31 日 , 两市共有 401 家上市公司不同程度存在大股 东非经营性占用上市公司资金行为 , 占用资 金总额达 449 04 亿元。 中国证监会也把大股东占款视为影响中国上市公司质量的突出问题之 一 , 并要求大股东加快清偿占款进度。 已有研究 ( 例如 , 姜国

8、华和岳衡 , 2005) 则表明大股东占 款给外部投资者带来了巨额损失。 ( 2) 中国证监会推行独立董事制度的主要目的之一 , 在于抑制大 股东与上市公司之间的恶性资金占用行为 , 例如 , 中国证监会 2001 年发布的 !关于在上市公司建立 独立董事制度的指导意见 要求 : 重大关联交易应得到独立董事的认可 ; 同 时 , 独立董事应对上市公 司的股东、实际控制人及其关联企业对上市公司现有或新发生的总额高于 300 万元或高于上市公 司最近经审计净资产值的 5% 的借款或其他资金往来发表独立意见。因此 , 考察独立董事能否抑 制大股东占款行为 , 有助于了解独立董事在中国上市公司内部治理

9、机制中的作用 , 以及独立董事与 公司业绩之间的中介传导机制。 唐清泉等 ( 2005) 和高雷等 ( 2006) 考察了独立董事与大股东资金占用之间的关系 , 发现独立董 事比例与大股东资金占用虽然呈负相关关系 , 但在统计上并不显著。不过 , 这两篇 文献都没有控制 独立董事的内生性问题。 与已有研究相比 , 本文的贡献在于 : ( 1) 控制了独立董事聘请的内生性问题。本文表明 , 中国上市公司独立董事聘请具有内生性。 同时发现 , 在没有控制内生性的 OLS 回归中 , 独立董事比例与大股东资金占用之间不存在显著相 关关系 , 但在控制内生性之后的 2SLS 和 3SLS 回归中 ,

10、独立董事比例与大股东资金占用显著负相 关。这表明以往研究没有发现独立董事能够抑制大股东资金占用 , 有可能源于模型设定偏误。 ( 2) 采用了一个更为干净的指标来反映大股东的掏空行为 , 即大股东占用其他应收款的增量 , 以提高回归模型的有效性。已有研究一般以大股东占用资金的存量规模作为掏空指标 ( 例如 , 唐清 泉等 , 2005; 高雷等 , 2006) 。根据证监会的要求 , 只有当上市公司拟与关联方达成重大关联交易时 , 才须经独立董事认可 , 这表明独立董事的作用主要体现在对新发生关联交易的监督上。 此外 , 已 有研究往往将大股东占用的应收账款也视为掏空。然而 , 我们认为将应收

11、账款归入掏空指标很可 能会增大测量误差 , 从而降低回归模型有效性 : ( 1) 应收账款主要源于关联销售和采购 , 属于 经营性 资金占用 , 很难判断应收账款便一定属于恶意资金占用 ; ( 2) 中国证监会和交易所清理欠款的有关 政策规定中 , 也主要针对大股东的非经营性占用上市公司资金行为 ; ( 3) 我们的预检验也表明 , 大股 东占用的应收账款与股票收益并不存在显著负相关关系 , 表明投资者并不认为经营性资金占用必 然属于大股东恶意侵占。基于上述考虑 , 我们选择了大股东占用其他应收款的年度增量来反映大 股东的掏空行为 , 以期得到一个更为干净的掏空指标。 ( 3) 姜国华和岳衡

12、( 2005) 发现其他应收款与未来股票收益负相关。然 而 , 我们发现只有被控股 # % & 周松林、吴铭 : !沪深交易所被占资公司及占用方法人姓名首曝光 , !中国证券报 2006 年 6 月 1 日。 !国务院批转证监会关于提高上市公司质量意见全文 , 新华网 , 2005 年 11 月 1 日。 中国证券监督管理委员会 : !关于进一步加快清欠的通知及以股抵债操作指引 , !中国证券报 2006 年 5 月 29 日。 证监会要求独立董事对现有或新增借款和其他资金往 来发表独立意见 , 但对于大股东的掏空行为不具有强制约束力。 102 # % & 2007 年第 4 期 股东占用的其

13、他应收款与股票收益显著负相关 , 而其他机构或个人占用的其他应收款与股票收益 并不存在显著负相关关系。表明其他应收款并不必然损害企业价值 , 姜国华和岳衡 ( 2005) 的发现 很可能源于大股东占用其他应收款的后果。 二、制度背景 中国上市公司的一个显著特征是股权高度集中 , 高度集中的股权结构 , 使公司往往置于一个或 少数几个大股东的绝对控制之下。大股东往往利用其绝对的控股地位 , 通过关联交易、盈余管理、 市场操纵等手段侵害中小股东的利益 ( 例如 , Jian and Wong, 2003; 姜国华和岳衡 , 2005; 李增泉等 , 2004) 。 为了改善中国上市公司治理结构 ,

14、 中国证监会希望通过引进独立董事制度 , 对大股东的行为进 行有效制约。特别是 , 2001 年 8 月 16 日 , 证监会发布 !关于在上市公司建立独立董事制度的指导意 见 ( 以下简称 !指导意见 ) , 提出 : 各境内上市公司应 当按照 !指导意见 的要求修改公司章程 , 聘任 适当人员担任独立董事 ; 在 2002 年 6 月 30 日以前 , 董事会成员中应当至少包括两名独立董事 ; 在 2003 年 6 月 30 日前 , 上市公司董事会成员中应当至少包括 1 3 的独立董事。 !指导意见 还规定 , 上市公司应赋予独立董事一些特别职权 , 包括 : 重大关联交易 ( 指上市公

15、司拟与关联人达成的总额 高于 300 万元或高于上市公司最近经审计净资产值的 5% 的关联交易 ) 应由独立董事认可后 , 提交 董事会讨论 ; 应对上市公司的股东、实际控制人及其 关联企业对上市公司现有或新发生的总额高于 300 万元或高于上市公司最近经审计净资产值的 5% 的借款或其他资金往来 , 以及公司是否采取有 效措施回收欠款等重大事项发表独立意见。中国证监会于 2004 年 12 月 7 日发布的 !关于加强社 会公众股股东权益保护的若干规定 中 , 再次明确了 !指导意见 中的有关规定 , 并要求上市公司建 立、完善独立董事制度 , 充分发挥独立董事作用。 由此可见 , 证监会引

16、入独立董事制度的主要目标之一 , 是为了抑制大股东的恶性资金占用行 为。本文就是想通过考察独立董事能否有效抑制 大股东的资金占用 , 探讨独立董事在中国公司治 理结构中的实际作用。 三、研究假设 ( 一 ) 大股东占款与股票收益 大股东长期占用上市公司资金且迟迟不愿偿还 , 是中国证券市场上一个较为引人注目的现象。 大股东长期占用上市公司资金 , 导致上市公司运营现金不足 , 资金周转困难 , 增加了上市公司的经 营难度 , 并迫使企业大量依赖外部融资 , 增加了企业的财务费用。姜国华和岳衡 ( 2005) 还发现 , 其 他应收款降低了上市公司的盈余持续性和未来股票收益。这表明 , 随着大股

17、东占款增加 , 公司未来 的经营风险也随之上升。 此外 , 我们通过手工翻阅上市公司年报 , 发现许多上市公司在提取坏账准 备时 , 并未特别考虑大股东占款的潜在坏账损失风险 , 部分公司甚至完全不对大股东占款计提坏账 准备 , 使得当前会计利润不能有效反映大股东占款存在的风险 , 这都降低了公司当期盈余信息的质 量 , 增加了公司股票持有风险 , 从而 , 理性的投资者将采取 以脚投票 , 抛售公司股票 , 导致公司股 票价格下跌。为此 , 我们有大股东占款增加额越高 , 则股票当期收益越低。 ( 二 ) 独立董事与大股东占款 国外许多研究表明 , 独立董事的存在 , 可以改善公司内 部治理

18、机制 , 例如 : 独立董事导致 CEO 更替与公司业绩的相关性更高 ( Weisbach, 1988) , 提高管理层报酬体系中股权激励的比重 ( Mehran, 103 叶康涛等 : 独立董事能否抑制大股东的 掏空 ? # 1995), 降低管 理层的 在职消 费 ( Brickley and James, 1987) , 降 低管 理层 支付 绿色 邮件 的 概率 ( Kosnik, 1987) , 提高公司在被收购时的超常收益率 ( Byrd and Hickman, 1992) , 提高公司在退市交易 中的超常收益率 ( Lee, et al. , 1992) , 使得市场对公司的毒

19、丸计划 做出积极反应 ( Brickley, et al. , 1994) 等。国内的研究方面 , 支晓强和童盼 ( 2005) 也发现 , 中国上市公司的独立董事能够识别公司 的盈余管理行为。总之 , 已有文献认为 , 独立董事在一定程度上能够改善公司内部治理机制。 大股东占款增加将损害中国上市公司的投资者利益 , 为此 , 若独立董事能够在公司内部治理机 制中发挥有效作用 , 则独立董事比例的增加 , 应该能够抑制大股东占款行为的发生 ; 同时 , 中国证监 会特别要求 : 重大关联交易 应取得独立董事认可。这也使得独立董事拥有足够的法律赋予的权力 来维护外部投资者的利益。为此 , 我们有

20、独立董事比例与大股东占款增量负相关。 已有研究采用独立董事比例来反映董事会的独立程度。然而 , 根据 !指导意见 的规定 , 重大关 联交易应取得独立董事认可。这就意味着 , 只要有一位独立董事对关联交易事项不予批准 , 董事会 中的其他成员就无能为力。由于随着独立董事人数的增加 , 独立董事对关联占款发表异议的概率 也很有可能增加。因此 , 独立董事能否有效抑制大股东占款 , 可能主要取决于独立董事人数的多 少。为此 , 我 们有独立董事人数与大股东占款增量负相关。 四 、研究设计及样本 ( 一 ) 研究设计 采用大股东占用上市公司其他应收款的年度增量 , 作为大股东恶意占用资金行为的代理变

21、量。 计算的大股东占用资金为第一大股东及其子公司占用上市公司的其他应收款 , 若有明确的证据表 明其他股东与大股东之间存在关联关系 , 则我们将这些股东占用的其他应收款也计入大股东占款。 在稳健性分析部分 , 我们也采用了其他反映大股东恶意占用资金行为的指标进行了再检验。 我们采用模型 1, 来检验假设 1: ( 1) : CARit = 1 + 1OAR it + 控制变量 + it 其中 : CARit 为公司 i 第 t 年的年度超额回报 , 计算公式为公司年度回报率 ( 包含分红 ) 减去市值 加权平均的市场年度回报率 ( 包含分红 ) ; OAR it 为公司 i 第 t 年的大股东

22、占款增加额 , 并通过除以年 末总资产予以标准化 ; 我们借鉴 Sloan( 1996) 的做法 , 在回归模型里控制如下风险因素 : MV, 公司上 年末股票市值的自然对数 ; MB, 公司上年末股票市值账面比 ; BETA, 公司上一年度的股票 BETA 值 ; E P, 公司 上年度的盈余 公司上年末股票市值。 我们也对行业和年度效应进行了控制。 我们采用模型 2a, 来检验假设 2a: ( 2a) : OARit = 2 + 2DIRECT it + 控制变量 + !it 其中 : DIRECT it 为公司 i 第 t 年的独立董事比例。此外 , Jian and Wong( 200

23、3) 、李增泉等 ( 2004) 、 陈晓和王琨 ( 2005) 等认为 , 第一大股东持股比例、第二至第五大股东持股比例之和、国有控股、企业 集团控股等股权结构特征将影响到大股东与上市公司之间的关 联交易行为 , 为此 , 我们将上述指标 纳入回归模型作为控制变量。另外 , 大股东占款的增量还会受到大股东占款期初存量的影响 , 为 此 , 我们也将大股东占用其他应收款的期初规模作为控制变量。我们还加入了公司规模、负债率、 行业、年份等控制变量。 我们采用模型 2b, 检验假设 2b: ( 2b) : OAR it = 3 + 3 DIRECTNUMit + 控制变量 + it 其中 : DI

24、RECTNUMit 为公司 i 第 t 年的独立董事人数的虚拟变量 , 若独立董事人数大于样本中 # 绿色邮件是指遇到故意收购时 , 管理层以一定溢价从敌意收购者那里回购部分股票 , 以确保自己的控制权不会旁落。 毒丸计划是指一旦公司被收购 , 则管理层将采取一些严重损害公 司价值的 措施 , 来提高 收购者的 收购成本 , 或降低公 司 对收购者的吸引力。 % 感谢匿名审稿人在控制变量计算方面的建议。 104 % 位数 2, 则取值为 1, 否则取值 0。控制变量同模型 2a。由于 独立董事的聘请有可能存在内 生性问题 , 对于模型 2a、 2b, 我 们对独立董事变量是否具有内 生性进行了

25、 Hausman 检验。结 果发现 , Hausman 检 验表 明独 立董事变量具有内生性 , 为此 , 我们除 采用 OLS 方 法进 行回 归外 , 也采用了两阶段最小平 方法 ( 2SLS) 和三阶段最小平方 法 ( 3SLS) 进行回归 , 以控制可 能的内生性问题。 在 2SLS 和 3SLS 回 归中 , 我们根据已有文献研究结果 , 采用如下变量作为独立董事的 工具 变量 : ( 1) 高管 层持 股比 例。 Weisbach ( 1988 ) 、 Bathala and Rao ( 1995) 、 Denis and Sarin ( 1999) 等认 为 , 随着 高管层持

26、表 1 OAR( % ) OAR0( % ) DIRECT ( % ) DIRECTNUM CAR LEV STATE GROUP PAYOUT MV MANSTOCK( % ) FIRST( % ) SECFIVE( % ) BETA LNASSET MB E P LOSS 描述性统计和变量定义 均值 中位数 标准差 - 0. 891 0. 000 17. 424 3. 806 0. 092 18. 443 17. 315 20. 000 14. 780 0. 332 0 0. 471 - 0. 091 - 0. 115 0. 341 0. 474 0. 440 0. 421 0. 795

27、1 0. 404 0. 601 1 0. 490 0. 320 0. 210 0. 592 21. 018 20. 994 0. 646 0. 146 0. 000 1. 412 46. 875 47. 490 17. 237 11. 311 6. 440 11. 639 0. 991 0. 997 0. 277 20. 990 20. 930 0. 826 1. 712 1. 566 0. 575 0. 012 0. 016 0. 047 0. 080 0 0. 272 2007 年第 4 期 最小值 最大值 - 399. 209 100. 661 0. 000 403. 877 0. 00

28、0 0. 500 0 1 - 1. 022 1. 833 0. 020 10. 380 0 1 0 1 - 0. 120 14. 989 18. 497 24. 179 0. 000 26. 200 3. 730 88. 580 0. 040 58. 840 0. 028 1. 879 17. 553 24. 842 0. 882 8. 433 - 1. 193 0. 085 0 1 股比例的增 加 , 管理层和股东 的利益将趋于一致 , 从而 , 外部 董事监督作用的重要性将会降 低。 ( 2) 股 利 支付 率。 Bathala and Rao ( 1995) 认为 , 股利发放 减少了管

29、理层可以随意支配的 自由现金流 , 降低了公司内部 代理成本 , 从而 , 公司对独立董 事的需求将 减少 , 我们以本年 度股利支 付 本年度盈 余来反 映股利支付率。 ( 3) 盈利情况。 Hermalin and Weisbach( 1998) 认 为 , 若公司业绩较差 , 则会导致 注 : OAR 为大股东占款增加额 , 即第一大股东及其关联方第 t 年占用上市公司的其 他应收款减去第 t- 1 年占用的其他应收款 , 我们除以年末总资产 予 以标准化 ; OAR0 为 大股东占用其他应收款 的期初 规模除 以年初 总资 产 ; DIRECT 为独立 董事占 董事会 比 例 ; DI

30、RECTNUM: 为独立董事人数的虚拟变 量 , 若独立 董事人 数超过 2 人 , 则为 1, 等 于 或小于 2 人 , 则为 0; CAR 为公司年度超额回报 , 计算公 式为公司股票 年度回报率 ( 包含 分红 ) 减去按市值加权平均 的沪深股 票市场年 度回报率 ( 包含分红 ) ; LEV, 公司年末 负 债 年末总资产 ; STATE: 国有控股虚拟变量 , 如果是直接由 政府部门控股 , 或者是国 有企 业控股 , 则取值 1, 否则 , 取值 0; GROUP: 企业集团虚拟变量 , 如果 是个人、国有资产 管理 局、科研 机 构、高 校、社 会 团 体、投 资 公 司、职

31、工 持 股 会 持 股 , 则 取 值 0, 否 则 为 1; PAYOUT: 当年支付股利除以当年净利润 ; MV, 公司年初股票市值 的自然对数 , 计算 公式 为 : log( 非流通 股数 * 每股 净资产 + 流通 股数 * 每股 市价 ) ; MANSTOCK: 高管层持股 比 例之和 ; FIRST: 第 一大 股 东 持 股 比例 ; SECFIVE: 第 二 至第 五 大 股 东 持股 比 例 之 和 ; BETA: 股票上年度 BETA 值 ; LNASSET: 总资产的自然对数 ; MB, 公司 股票的年初市 值账 面比 , 计算公式为 : ( 非流通股数 * 每股净资产

32、 + 流通 股数 * 每股市价 ) 净资产 ; E P: 股票上年度盈利 上年末股票市值 ; LOSS: 亏损虚拟变量 , 若公司上 年度亏损 , 取值 1, 否则为 0。 独立董事的增加 , 以便加强对 管理层的监督 , 我们以上年末是否亏损这个虚拟变量来反映。 ( 4) 公 司经营风险。 Bathala and Rao( 1995) 认为 , 高风险公司的代理冲突更严重 , 因此需要更多的监督 , 从 而会有更高比例的外部董事 , 我们以公司股票上年度 BETA 值来反映其经营风险。另外 , 我们也纳 入了上年末股票市值账面比 ( 反映公司的成长性 ) 等变量。 ( 二 ) 样本 我们的样

33、本区间为 2000 年至 2003 年在上海证券交易所上市的所有制造业公司 , 各年的公司 数为 321、 367、 406、 437, 共 1531 个公司年度。我们采用手工收集方式 , 从上市公司披露的关联交易 信息中 , 归类统计出第一大股东及其子公司所占用资金情况。其余变量数据来自北京大学中国经 105 叶康涛等 : 独立董事能否抑制大股东的 掏空 ? 济研究中心开发的 CCERTM 中国证券市场数据库系统。我们剔除了部分变量数据缺失的 239 个观 测值 , 此外 , 由于同时发行 H 股的上市公司其聘请独立董事行为具有特殊性 , 我们也剔除了同时发 行 H 股的上市公司 , 最后得

34、到 1255 个观测值 , 各年观测值分别为 251、 295、 339、 370。 表 1 为变量定义和描述性统计。从描述性统计来看 , 中国上 市公司独立董事比例平均仅为 17 32% , 最高也 仅为 50% , 只有 33 2% 的观测值中独立董事人数超过 2 人 , 总体而言 , 董事会中的 独立董事比例并不是很高。从大股东占款增量来看 , 平均值为 - 0 891% , 这表明样本期间大股东 占款程度平均而言有所下降。但大股东占款的期初存量仍相当高 , 平均约为总资产的 3 81% , 最 高达到总资产的 403 88% 。之所以出现大股东占款高于总资产的情形 , 是由于一些公司对

35、大股东 占款大量计提坏账准备和资产减值准备 , 从而导致总资产大幅缩水 , 但在核算大股东占款时 , 并不 因已计提坏账准备便相应减 少大股东占款额 , 仍按实际占用额披露大股东占款情况 , 出现了大股东 占款反而高于总资产的情况。我们在稳健性分析部分剔除了异常值进行再检验 , 结果表明本文结 论并不受异常值的显著影响。 独立董事比例与人数都与股票收 益负相关 , 这或许 表明业绩越差 的公司更有可能聘请独立董事。独立董事虽然与大股东占款增加额没有呈现出显著相关性 , 但却 与大股东占款期初存量显著负相关 , 这或许表明大股东期初占款规模越高的公司越倾向于不聘请 独立董事。 五、实证分析结果

36、( 一 ) 大股东占款与股票收益 模型 1 的回归结果列示在 表 3 里。表 3 显示 , 大股东占款增加额与股票收益显著负相关。即 便在控制了公司规模、 MB 比、 BETA 值和盈余市价比等反映公司股票风险和盈利状况的因素之后 , 106 表 2 列 出了 大股 东 占款 增 表2 主要回归变量与其他变量之间的 Pearson 相关系数表 量、独立 董事 比 例、 独立 董事 人 OAR DIRECT DIRECTNUM CAR 数、股票收益与其 他变量之间的 DIRECT 0. 05 相关系数。表2 显示 , 大 股东占 * 0.76 款增加额与股 票收益 显著负 相 * * * 关 ,

37、 但大股东占款 期初存量反而 OAR0 - 0. 83 - 0. 07 - 0. 08 0. 08 与股票收益显著正相关 ,不过多 * - 0.07 元回归结果表明 ,在控制其他风 * * * - 0.08 - 0. 08 0. 07 险因素之后 ,大股 东占款期初存 GROUP 0.07 0. 03 0. 02 0. 00 量与股票收益之间不存在显著相 * * MV 0.12 0. 00 0. 03 0. 02 关性 ,这或许表明 大股东占款期 * * * 0.16 0. 06 - 0. 15 初存量对股票收益的负面影响已 * * 0. 07 0.14 经反映在过去 各期的 股票收 益 FI

38、RST 0.04 0. 00 - 0. 02 0. 06 中 ,从而与本期的 股票收益不存 * * * * - 0.08 - 0. 18 - 0. 17 0. 13 在显著负相关关系。大股东占款 * * * * 0.13 0. 08 0. 16 0. 06 增加额与大股东占款期初存量显 PAYOUT 0. 00 0. 07 0. 08 - 0. 02 著负相关 ,这表明 大股东占款增 * * MANSTOCK 0.00 0. 09 0. 11 - 0. 01 加额主要取决于期初存量 ,期初 * * - 0.16 - 0. 22 存量越高 ,本期占款增加量越低。 * - 0.11 注 : 变量定

39、义见表 1。 * 、 * 分别代表在 5% 、 1% 水平下显著。 2007 年第 4 期 这一效应仍然成立。此外 , 大股东占款期初规模与股票收益虽然负相关 , 但统计上并不显著 , 这或 许表明大股东占款期初存量对股票收益的影响已经反映在过去各期的股票收益中 , 从而与本期的 股票收益不存在显著负相关关系。 作为 补充检验 , 我们也考察了其他应收款中并非由大股东及其子公司占用的部分与股票收益 的关系。我们发现 , 这部分其他应收款无论是增量还是存量 , 都与股票收益不存在显著负相关关 系。这表明企业正常经营过程中产生的其他应收款并不必然损害企业价值 , 也表明姜国华和岳衡 ( 2005)

40、 发现的其他应收款与股票收益的负相关关系 , 很可能源于大股东占用其他应收款的后果。 表 3 的回归结果不仅支持了假设 1, 而且也表明我们选择大股东占用其他应收款的年度增量作为 掏空指标有其合理性。 ( 二 ) 独立董事与大股东占款 : OLS 回归 我们首先采用 OLS 回归模型检验独立董事与大股东占款之间的关系 , 回归结果列在表 4 中。 与唐清泉等 ( 2005) 、高雷等 ( 2006) 的研究结果相似 , 我们发现独立董事比例与大股东资金占用虽然 负相关 , 但在统计上并不显著。然而 , 当采用独立董事人数变量时 , 我们发现两者呈现显著负相关 关系。这表明独立董事人数越多 ,

41、则大股东越难以占用其他应收款 , 其原因或许是随着独立董事数 目的增加 , 独立董事对关联占款发表异议的概率也很有可能增加 , 从而制约了大股东的掏空行为。 控制变量的回归结果则表 明 , 大股东期初占款存量越高 , 则本期新增占款越少 , 其原因不难理 解 : 当大股东已经占有了大量资金时 , 继续对上市公司进行掏空的余地便下降了。此外 , 第二至第 五大股东持股比例越高 , 则大股东占款越少 , 这反映了其他大股东对第一大股东掏空行为的制约作 用。而负债率与大股东占款显著正相关 , 这或许表明随着大股东掏空程度的提高 , 导致企业更有可 能依赖于外部融资来满足其日常运营资金需要 ; 也有可

42、能是随着负债率增加 , 大股东更有动力去掏 空企业 , 因为此时掏空后果主要由债权人承担。 表 3 模型 1 回归结果 表 4 模型 2a、 2b 回归结果 OLS 回归 OAR - 0. 173 因变量 = CAR ( 1) 因变量 = OAR ( 2) OAR0 UOAR UOAR0 MB * - 0. 079 - 0. 031 0. 156 * 0. 000 - 0. 032 DIRECT DIRECTNUM OAR0 FIRST - 0. 069 - 0. 793* 0. 000 - 0. 032 - 0. 794* 0. 000 MV BETA E P 行业效应 年度效应 调整 R

43、平方 - 0. 033 - 0. 011 - 0. 102 0. 552 已控制 已控制 0. 307 - 0. 014 - 0. 103 0. 594 已控制 已控制 0. 303 - 0. 034 - 0. 012 - 0. 102 0. 498 已控制 已控制 0. 307 - 0. 016 - 0. 106 0. 538 已控制 已控制 0. 302 SECFIVE STATE GROUP LEV LNASSET 行业效应 - 0. 001 0. 000 0. 004 0. 039 - 0. 001 已控制 - 0. 001 0. 000 0. 004 0. 038 0. 001 已控

44、制 注 : UOAR: 除了第一大股东及 其子公司 之外 , 其他 机构或 个人占 用的其他应收款增量 , 并 除以年末 总资产。 UOAR0: 除 了第一 大股东 年度效应 调整 R 平方 已控制 0. 695 已控制 0. 698 及其子公司之外 , 其他机构或 个人占用 的其他应 收款期初 规模 , 并除 以年初总资产。其余变量定义见表 1。 * 、 * 分别代表在 5% 、 1% 水平 下显著。 注 : 变量定义见表 1。 * 、 * 分别代表在 5% 、 1% 水 平 下显著。 107 * * * * * * * * * * * * * * * 叶康涛等 : 独立董事能否抑制大股东的

45、 掏空 ? ( 三 ) 独立董事与大股东占款 2SLS 和 3SLS 回归 我们首先采用 Hausman 检验考察独立董事与大股东占款之间是否存在内生性 , 结果表明独立 董事与大股东占款之间存在显著内生性 : 当内生变量为独立董事比例时 , Hausman 检验 t = 6 09, p chi2 0. 000 0. 000 0. 000 0. 000 * * 2007 年第 4 期 之 , 我们所选择的工具变量对于独立董事比例变量较为有效 , 但对于独立董事人数变量的有效性需 持谨慎态度。 模型 2a、 2b 的 2SLS 和 3SLS 的回归结果列示在表 6 中。虽然在 OLS 回归结果中 , 我们没有发现 独立董事比例与大股东占款显著相关 , 但在