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淺談機構投資者對關聯擔保抑制效應的實證研究
淺談機構投資者對關聯擔保抑制效應的實證研究摘要：基于近代公司治理理論的“利益侵占假說”,大股東可能通過上市公司的關聯擔保進行“隧道挖掘”,侵占中小股東的利益。近年來，中國證券市場上，作為公司治理的可能參與者，機構投資者發展迅猛。在資本市場的發展獲得了新的契機之下，機構投資者有能力、有動力抑制大股東的挖掘行為。選取2008年滬深兩市A股的183個樣本，采用二元Logistic回歸模型，研究發現，機構投資者持股比例與上市公司關聯擔保顯著負相關，說明機構投資者對關聯擔保存在抑制效應。同時，我們發現，絕對控股股東持股比例與上市公司關聯擔保顯著負相關。即絕對控股股東持股比例越高，絕對控股股東越不傾向于采用關聯擔保方式進行“隧道挖掘”.
關鍵詞：機構投資者；關聯擔保；抑制效應；實證研究
一、研究背景
（一）“隧道挖掘”與關聯擔保
傳統的公司治理理論是基于兩權（所有權與經營權）分離而可能導致的管理層對于股東利益造成的傷害而展開，也就是說傳統的公司治理理論關注的是股東與管理者層面涉及的委托—代理理論，學者們并由此提出了大量的公司治理機制，例如管理層激勵、對管理層的監管等。
但是，近年來，許多學者發現，世界上大部分國家和地區的企業股權并未是分散的，而是高度集中的（Zingales,1994;Franks、Mayer,1997;La porta等，1999;Shleifer,1999;Clasessen,2000;Faccio、Lang,2002;Cronqvist、Nilsson,2003）。這類企業的主要問題并不在股東與管理者之間，而應關注是大股東對中小股東的利益侵占問題，即“利益侵占假說（Expropriation）”.也就說，大股東在公司中擁有控制權，他們有動力、有能力為了實現自身的最大化利益而采取相關措施，這些措施可能忽視甚至侵占了中小股東的利益。作為利益侵占的一種形式，Johnson,La porta,Silanes和Shleifer（JLLS,2000）把通過內部交易轉移資源的鏈條比喻為一個隧道（Tunnel），即通過這條隧道，源源不斷地把處于企業底部的資源輸送到處于金字塔頂端的最終所有者。他們將使用“隧道”侵害底層公司小股東利益的行為稱為“隧道行為（Tunneling）”.隧道挖掘通常有兩種表現形式（JLLS,2000）：一種是大股東可以輕易地為了自身利益，通過自我交易從企業轉移資源，包括關聯擔保、過高的管理層報酬、侵占公司投資機會，甚至是偷竊和舞弊；另一種是大股東不必從企業轉移資產就可以增加自身價值，例如發行股票稀釋其他股東權益、凍結少數股權、內部交易等等。鄒海峰（2006）以桂林集琦藥業股份有限公司為案例，發現大股東通過股權融資、占用資金、現金股利、資產交易、擔保等多種方式獲得利益。
一般認為，這里說的關聯擔保就是上市公司為控股股東提供的擔保（徐千里、周旭輝，2009）。擴展其內涵，我們認為，“關聯擔保”既包括以本公司為擔保方，以本公司的控股股東、母公司、間接控股股東的公司為被擔保方的擔保，也包括以本公司的子公司或參股股東為擔保方，以與本公司存在上述關聯關系的公司為被擔保的擔保（高雷、宋順林，2007）。上市公司融資擔保本屬正常經濟行為，但因被擔保方惡意貸款、濫用銀行資金，導致提供擔保的上市公司常常陷入訴訟之中，并因連帶責任不得不代為清償銀行貸款。一些上市公司對外擔保成為大股東和管理者合謀侵占中小投資者利益的行為。
（二）機構投資者的發展
所謂“機構投資者”（Institutional Investors），是指以自有資金或信托資金進行證券投資活動的團體，又稱團體投資者，是個人投資者的對稱。包括投資公司、投資信托公司、保險公司、儲蓄銀行、各種基金組織和慈善機構等銀行金融股東和非銀行金融股東。他們從投資者、保險戶、儲蓄戶等方面吸收大量資金，將其中一部分投放證券市場，進行投資活動。相對于個人投資者而言，其擁有巨額資金，收集和分析證券等方面信息的能力較強，能夠進行和完成分散投資（嚴杰，1993）。
20世紀80年代以來，得益于制度環境的改善以及管理層的大力扶持，西方證券市場上以養老基金、保險基金、投資基金為主體的機構投資者獲得了迅速的發展。作為一個最有代表性的新興市場，中國證券市場用十幾年的時間走過了發達國家上百年的路程，可謂突飛猛進。2000年，中國證監會提出將超常規、創造性地培養和發展機構投資者作為推進中國證券市場發展的重要政策手段，使得機構投資者在數量上、規模上迅猛增加。按照《中國證券登記結算統計年鑒2008》的數據，1993年，機構投資者的開戶總數為2.84萬戶。到了2008年，機構投資者的開戶總數激增為62.67萬戶；2005年末，機構投資者持有已上市流通A股比例為30.13%.到2008年末，機構投資者的持股比例上升為54.62%.
二、機構投資者抑制關聯擔保機理分析
在股權相對集中、公司治理結構不完善和外部監管機制薄弱的情況下，中國上市公司大股東的利益侵占行為非常普遍。近年來，中國新聞媒體揭露最多的公司治理問題莫過于大股東掏空。大股東的掏空行徑讓人觸目驚心，中小股東對此無不義憤填膺（高雷、宋順林，2007）。
作為股東，機構投資者是否有動力抑制關聯擔保行為？我們認為，對于機構投資者來說，他們起初對于參與公司治理并不積極，習慣于與其他小股東一樣“搭便車”.但隨著投入資金的增長，其所持股份的規模也越來越大，一旦關聯擔保造成公司業績低下，股價下跌，其被套牢之后如果繼續“用腳投票”,將損失慘重。所以，當上市公司出現關聯擔保等侵占中小股東利益的事情時，機構投資者不再簡單地將股票賣掉，而是放棄“華爾街規則”,改為“用手投票”,作為忠實股東參與公司治理，采取有效措施積極防御大股東對其利益的侵占。
作為股東，機構投資者是否有能力抑制關聯擔保行為？機構投資者資金雄厚，且擁有精通專業知識、投資經驗豐富的專家以及先進的分析工具和較齊全的分析資料，所以他們有能力對公司價值進行較準確的評估和有效地遏制大股東的利益侵占行為，客觀上保護中小投資者的利益。
“勝利股權之爭”、“方正科技股權之爭”、“招商銀行可轉債事件”、“中興H股風波”、“天歌科技系列”、“寶鋼股份增發事件”、“清華同方股權分置改革事件”,充分說明中國的機構投資者開始投入到“積極股東”的行列中去，吳敬璉（1994）把機構投資者這種行動稱之為“機構投資者的覺醒”.
三、文獻回顧
國內關于機構投資者與上市關聯擔保之間關系的文獻很少。
唐清泉、羅黨論和王莉（2005）發現，當機構投資者作為第二大股東時，與公司發生的擔保行為有負相關關系，但是不明顯。
國內相關的定量研究大多是機構投資者介入公司治理的研究，而且研究問題主要集中于機構投資者持股與公司績效的關系，對于機構投資者與上市公司關聯擔保之間關系的研究很少。僅有的上述的文獻也是以2001—2003年間的數據為研究樣本。近幾年來，資本市場先后經過了股權分置改革（股權分置改革試點在2005年4月啟動，在2006年底“收官”），新會計準則頒布實行（2007年1月1日，上市公司實行新會計準則），證券公司綜合治理，創業板、股指期貨、融資融券推出，資本市場的發展獲得了新的契機，因此，在此大背景下，審視機構投資者對關聯擔保行為的遏制效應，具有理論和現實意義。
四、實證研究
（一）研究假設
在中國資本市場上，由于受體制、環境等約束，上市公司和中小股東的權益無法得到有效保護，大股東可能通過關聯擔保對中小股東實施利益侵占。機構投資者發展突飛猛進的今天，在日益規范的制度環境、長足發展的資本市場環境下，隨著其持股比例的上升，機構投資者將有動力、有能力積極采取有效措施，遏制大股東的利益侵占行為。基于此，本文提出如下假設：
假設1:機構投資者持股與上市公司“關聯擔保”負相關。
（二）樣本選擇及數據來源
在樣本選擇上，以2008年滬深兩市只發行A股的第一大股東為絕對控股股東（第一大股東持股比例大于或等于50%）的上市公司為初始研究樣本。樣本的選擇考慮到以下幾個問題：（1）考慮到2007年是新會計準則實行的第一年，上市公司財務報表可能存在盈余管理的動機，因此，選擇2008年的樣本可能更準確地反應上市公司的財務狀況。（2）同時發行B股或是H股的上市公司面臨國內外雙重監管，可能會影響上市公司的關聯擔保行為，故只選取只發行A股的上市公司數據作為樣本。（3）本文只研究絕對控股股東，即持股比例大于或等于50%的控股股東的情況，這部分控股股東擁有上市公司的絕對控制權。為簡化研究，本文不考慮部分上市公司中，持股比例大于20%但是小于50%,但是可以通過各種方式對上市公司擁有實際控制權的控股股東的樣本。
基于研究設計的需要對初始樣本剔除了以下幾類情況：（1）所有金融類上市公司，金融類上市公司與其他行業上市公司有顯著的不同，因此，樣本中剔除所有金融類上市公司；（2）可能進行盈余管理的上市公司（凈資產收益率位于0%——1%以及6%——7%），本文只研究作為“隧道挖掘”的關聯擔保行為，并不考慮大股東對于上市公司利益輸送的情況；（3）ST和*ST上市公司，這類公司的財務狀況與其他公司有顯著的差別，面臨財務危機，這部分樣本可能會對研究產生重大影響，產生錯誤結論，因此，剔除這類上市公司；（4）機構投資者為第一大股東的上市公司，本文主要研究機構投資者抑制第一大股東的作為“隧道挖掘”的關聯擔保行為，對于機構投資者為第一大股東的樣本不符合研究初衷。
為保持數據之間的可比性，本文所選變量均采用年末數。本文數據均為筆者根據銳思數據庫提供的資料自己手工整理所得。
（三）變量設計
1.被解釋變量定義。關聯擔保（Assurance）：既包括以本公司為擔保方，以本公司的控股股東、母公司、間接控股股東的公司為被擔保方的擔保，也包括以本公司的子公司或參股股東為擔保方，以與本公司存在上述關聯關系的公司為被擔保的擔保。對“關聯擔保”指標的衡量采用虛擬變量，1表示本年度發生了“關聯擔保”,0表示本年度沒有發生“關聯擔保”. 解釋變量定義。前十大股東中機構投資者持股比例（Instit）：上市公司中前十大股東中機構投資者持股數量與總股本的比值，本文所稱的機構投資者包括證券投資基金、社會基金、保險機構、信托投資公司和境外合格機構投資者（QFII）。 控制變量定義。絕對控股股東持股比例（Ash）：馮根福（2005）、高雷等（2007）研究發現，第一大股東持股比例與關聯擔保顯著負相關。唐清泉（2007）認為，當大股東的持股比例超過50%時，會擔心擔保可能帶來的系列風險問題，削弱了利用擔保進行渠道挖掘的動機。王琨等（2007）發現隨著上市公司控股股東持股比例的增加，上市公司為關聯方擔保發生的概率呈現出先顯著上升、其后不顯著、最后顯著下降的變化趨勢。徐千里等（2009）發現控股股東的關聯擔保與控股股東比例呈正“U”型關系。因為本文研究的是絕對控股股東的情況，對于第一大股東持股比例與關聯擔保的關系，本文贊同劉峰等（2004）的觀點，認為大股東持股比例高的，不傾向于以關聯擔保的形式實現利益輸送。這個觀點也與以上表述的唐清泉（2007）的研究結論不謀而合。
假設2:絕對控股股東持股與關聯擔保負相關。
第二至第五大股東持股比例之和（Top2-5）：該指標反映了樣本公司的股權制衡度。唐清泉等（2005）發現，第三大股東對上市公司的擔保行為有明顯的抑制作用；另外，李增泉等（2004）、陳曉和王琨（2005）和黎來芳等（2008）發現，大股東的隧道挖掘行為與第二至第五大股東持股比例之和顯著負相關，表明第二至第五大股東持股有助于遏制大股東對上市公司的利益侵占。
假設3:第二至第五大股東持股比例之和與關聯擔保負相關。
獨立董事比例（Direct）：獨立董事人數/全體董事人數。從制度設計上來說，獨立董事的職能就是監督和咨詢作用，主要是為了防范公司風險，保護外部投資者的正常利益不受內部人侵害。獨立董事制度的引入可以完善公司治理，對大股東利益侵占行為產生制約作用。唐清泉等（2005）發現，獨立董事的比例與擔保呈負相關關系。
假設4:獨立董事比例與關聯擔保負相關。
公司特征因素：此類指標的選取是為了消除樣本公司個性特征對結論的影響。本文選取反映公司規模因素的總資產和反映資本結構的資產負債率（Lever）。為消除量綱影響，本文選取總資產的自然對數（Lnasset）來衡量公司的資產規模。唐清泉等（2005）認為，若上市公司的資產多，存在挖掘的可能性越大。高雷等（2007）認為，規模大的公司擁有更多的信譽資產和更強的擔保能力，因而越有能力為關聯方提供擔保。劉小年等（2005）、馮根福等（2005）發現上市公司資產負債率與對外信用擔保顯著正相關。
假設5:公司規模和資產負債率與關聯擔保正相關。
（四）模型建立
LogitpAssurance=α+β1×Institt+β2×Ash+β3×Top2-5+β4×Direct+β5×Lnasset+β6×Lever+ξ（公式1）
本文使用Logistic回歸模型進行分析。設p關聯擔保發生的概率，1-p為關聯擔保不發生的概率，將比數p/（1-p）取自然對數得ln[p/（1-p）],即對p作Logistic轉換，記為LogitP,則LogitP的取值范圍在-∞到+∞之間。以LogitP為因變量，建立線性回歸方程，即為Logistic回歸模型。模型中參數α是常數項，表示解釋變量及控制變量取值全為0時，關聯擔保行為發生與不發生的概率之比的自然對數值，參數βi為Logistic回歸系數，分別表示機構投資者持股比例取值增加一個單位以及控制變量取值增加一個單位引起比值的自然對數的變化量。
（五）描述性統計
關聯擔保設置為虛擬變量，發生關聯擔保的取1,無關聯擔保的取0.得出有效樣本共183個，其中發生關聯擔保的有74個，未發生關聯擔保的有109個。統計發現，兩組樣本公司各特征指標的平均值存在一定的差異，但僅根據該表格的數據還無法判定其差異是否顯著。下面對樣本公司特征指標進行獨立樣本T檢驗。
（六）樣本檢驗
根據樣本數據的方差齊性檢驗（Levene檢驗）、T檢驗的計算結果我們發現，機構持股比例Instit的“Levene”檢驗項目中的的結果Sig.為0.509>0.1,接受原假設，兩個總體的方差無顯著差異的，即方差是齊性的。由于兩個總體的方差無顯著差異，所以T檢驗結果應應在方差相等的情況下做出，故推斷結果應從“假設方差相等”行中得到，t統計量的觀察值為-1.728,雙尾概率p值為0.086<0.1,故拒絕零假設，因此認為這兩個總體的均值存在顯著差異（在90%的置信區間內）。而對于資產負債率Lever的“Levene”檢驗項目中的的結果Sig.為0.041<0.05,表明方差差異是顯著的，即方差不是齊性的，從而在T檢驗中應當查看“方差不相等”項，表中該項Sig.（雙側）為0.000<0.01,表明均值差異是顯著的（在99%的置信區間內）。其他變量顯著性判斷以此類推。
對檢驗結果進行分析，可以得出樣本公司中發生關聯擔保與未發生關聯擔保的上市公司具有明顯差異的指標有：機構持股比例之和Instit、絕對控股股東持股比例Ash、資產規模Lnasset、資產負債率Lever,這四項變量的P值均小于0.1,而第二至第五大股東持股比例之和Top2-5、獨立董事指標未顯示有顯著性差異，P值大于0.1.根據獨立樣本T檢驗結果，我們選取上述通過檢驗的四項指標進行二分類Logistic回歸。
（七）實證結果及分析
由Logistic回歸模型結果可知機構持股比例之和Instit、第一大股東持股比例Ash、資產規模Lnasset三項通過了顯著性檢驗，而常數項C和資產負債率Lever未通過顯著性檢驗。由通過檢驗的各指標系數可以作出以下分析：（1）上市公司的機構投資者持股比例與關聯擔保行為發生的概率成顯
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