趙淑芳

（1.南開大學 經濟與社會發(fā)展研究院與中國科學技術發(fā)展戰(zhàn)略研究院聯(lián)合博士后工作站，北京 100038；2.內蒙古財經大學，內蒙古 呼和浩特 010051）

一、研究背景

隨著我國資本市場的快速發(fā)展，越來越多的上市公司實際控制人選擇直接持股。截止2015年底共有492家創(chuàng)業(yè)板上市公司，其中實際控制人為自然人的創(chuàng)業(yè)板上市公司為443家，占總上市公司數量的90%。伴隨著創(chuàng)業(yè)板市場的逐步發(fā)展，越來越多的實際控制人選擇直接持有上市公司股份（邵帥、呂長江，2015），這種直接持股方式恰好為本文提供了實驗環(huán)境。鑒于此，本文結合創(chuàng)業(yè)板的鮮明特征，選擇了實際控制人為研究對象，對其持股變動的經濟效果展開研究。這將為廣大二級市場投資者提供決策依據，也有助于相關監(jiān)管部門進行監(jiān)控和規(guī)范市場，維護資本市場的正常運轉。

本文的主要貢獻：發(fā)現(xiàn)了我國民營上市公司新興的持股結構安排，研究了自然人直接持股的經濟后果，及其提升企業(yè)價值的路徑，從股權安排的視角給出了完善公司治理結構的路徑。

二、研究假設的提出

Faccio和Lang（2002）指出當公司中存在控制股東時，有可能會出現(xiàn)控股股東的侵占行為，而這種侵占行為在一定程度上會加劇代理沖突，增加代理成本，致使公司價值下降。由于我國對保護投資者的法律體系不夠健全、完善，在一定程度上，加劇了實際控制人與中小投資者之間的代理沖突。由于實際控制人及高管有機會提前獲知公司相關的財務信息，為了實現(xiàn)自身利益的最大化，他們依據相關的財務指標，決定是否增減持股份的可能性很大。持股數量的增減代表著他們對公司未來發(fā)展前景的態(tài)度，這對中小投資者的增減持行為會產生重要影響，也會成為他們投資決策的依據。孟海霞、盧子敏（2011）；崔磊（2011）對產業(yè)資本股東的增減持行為進行了研究，在控股股東地位不發(fā)生變化的前提下，由于信息不對稱，控股股東具有一定的信息優(yōu)勢。企業(yè)經營狀況較好時，控股股東會逢低進入；當經營情況較差時，資產會逢高退出。統(tǒng)計結果顯示，公司的市場價值與控股股東的增減持行為具有顯著負向影響?；谝陨戏治?，提出如下假設：

假設H1：實際控制人持股變動對公司業(yè)績負相關。

隨著創(chuàng)業(yè)板市場的不斷發(fā)展，越來越多實際控制人選擇直接持有上市公司的股份。與金字塔結構相比，在一定程度上，實際控制人選擇直接持股，可以防止炒殼、賣殼等行為，實際控制人將會更加關注公司的長期經營業(yè)績（邵帥、呂長江，2015）。通過實際控制人的內部監(jiān)督，可以提高公司的治理水平，促進企業(yè)價值的提升。隨著實際控制人直接持股比例的增加，現(xiàn)金流權與控制權分離度會越來越低，大股東的掏空動因也會降低。從股權結構的安排上看，直接持股可以減少此類行為的出現(xiàn)，進而提高企業(yè)價值。實際控制人選擇直接持有上市公司股份，有利于企業(yè)產權與個人財產權捆綁；有利于個人風險與公司風險趨同（Fama和Jensen，1983）；有利于大股東與中小股東利益綁定。這將會產生一定的激勵作用，進而提升企業(yè)價值。邵帥、呂長江（2015）提出了實際控制人直接持有股份會提升價值，將個人財產與企業(yè)財產捆綁是有一定的激勵作用。在創(chuàng)業(yè)板市場上，絕大多數是民營企業(yè)，大多數的實際控制人是企業(yè)主要的經營者和管理者，所以實際控制人的自身利益與企業(yè)利益存在著密切聯(lián)系。因此，為了維護自身的利益，實現(xiàn)投資收益最大化的目標，他們有足夠的動因去激勵、監(jiān)督管理層，一定程度上會緩解所有者和經營者之間的代理問題，降低代理成本，公司績效的提高。王建文、李蓓（2012）對2006—2011年間所發(fā)生增減持事件進行了研究，對公告前后的市場反應進行了對比分析，結果表明，增持事件的市場反應不明顯，但減持事件的市場效應比較明顯。謝飛（2013）針對上市公司大股東的增減持市場反應進行了研究，研究結果表明，在大股東的增減持公告發(fā)布后，市場會有明顯的反應。如果是增持公告，股票會出現(xiàn)正的累計超額收益；如果是減持公告，股票會有負的累計超額收益。基于以上分析，本文提出如下假設：

假設H2：實際控制人增持比例與公司績效正相關，或者無關。

假設H3：實際控制人減持比例與公司績效負相關。

Demsetz&Lehn（1985）和 Kole&Lehn（1997）從不同角度進行了研究，證實了股權結構具有內生性的特征。有些學者用“一股獨大”來形容我國的股權結構，這也說明了，控股股東所持有股份的數量較高，持股比例較穩(wěn)定。因此認為，第一大股東持股變動情況的內生性問題相對較小。非控股股東的持股數量卻有較大的變化。在不同階段，他們會采取不同的措施，這種持股變動與上市公司的經營狀況是息息相關的。換言之，非控股大股東的持股份額是內生于公司的業(yè)績。國內有關民營上市公司的股權結構內生性問題的研究較少。但從上述分析可知，民營上市公司是存在股權結構內生性問題。大量研究文獻證實了股權結構會對公司績效產生影響。目前，上市公司股份大部分是流通股，流通股比例呈現(xiàn)逐年上升的趨勢，實際控制人持有的股份能夠在二級市場上買賣。通過對大股東減持行為的研究，發(fā)現(xiàn)減持效應具有一定的滯后性（樓瑛、姚錚，2008）。在公司績效表現(xiàn)比較好的情況下，實際控制人也會愿意持有更多的股份，以期賺取更多的收益，并達到優(yōu)化公司股權結構的目的?；谏鲜龅姆治觯岢鋈缦录僭O：

假設H4：公司績效與實際控制人持股變動具有相互影響。

假設H5：公司績效與實際控制人持股變動存在動態(tài)跨期作用。

三、研究設計

（一）變量選取

實際控制人持股比例變動：根據Wind數據庫提供的重要股東二級市場交易明細及實際控制人明細，手工搜集而成。

公司績效、企業(yè)成長性、公司規(guī)模、資產負債率和股權集中度，這些指標的選取標準參考高管持股變動效果的研究設計。

表1 變量一覽表

（二）模型設計

本文參考 Davidson、Rowe（2004）、周翼翔（2012）和王振山（2014）的模型的做法，建立了模型。

模型（1）、（2）（3）分別用于檢驗假設 H1、H2和H3。文中設定了以下模型。其中，yit表示公司績效（ROA、ROE和 EPS），xit中分別代表實際控制人持股變動比例（ZRR），實際控制人增持比例（ZZB），實際控制人減持比例（ZJB）。Zit表示控制變量，包括公司規(guī)模、資產負債率、股權集中度、企業(yè)成長性和行業(yè)。其中模型（4）以檢驗假設H4，即檢驗公司績效對實際控制人持股變動的反饋效應；模型（5）和模型（6）用以檢驗假設 H5，實際控制人持股變動與公司績效間的動態(tài)跨期影響，其中 m、n≥1。

（三）數據來源

本文研究對象是創(chuàng)業(yè)板中實際控制人為自然人的上市公司，受IPO限售期、實際控制人類型及研究時間的影響，同時，為更清晰地觀察實際控制人持股變動效果及其與公司績效的動態(tài)跨期影響，本文選擇了2010年6月31日前上市的公司，共計90家。剔除了不符合該條件的4家，共選取86家公司作為研究樣本。對于會計期間的選取仍使用季度數據。即選取2013年第三季度至2015年第二季度數據。其中，實際控制人變動比例、增持比例、減持比例均根據Wind數據庫提供的重要股東二級市場交易明細，手工搜集而成。其他相關指標的數據均來源于Wind數據庫、上市公司各期季報、年報及深圳證券交易所網站。使用Eviews和Excel軟件進行數據處理。

四、實證檢驗與結果分析

（一）描述性統(tǒng)計分析

表2列出了各變量的描述性統(tǒng)計結果，從表2可以看出，實際控制人增持的最大值為10.34%，減持的最大值為8.6%，實際控制人的持股變動平均值為-0.12%，公司績效替代指標平均值分別為3.413、3.741和0.131。其中總資產收益率的變動幅度最大，到達185.8%。

表2 各指標的描述性統(tǒng)計結果

（二）相關系數分析

表3列出了各變量的相關性系數，從表3可以看出，績效指標ROA、ROE和EPS的相關系數比較大，存在一定的相關性，其余各變量的相關系數都比較小，可以認為各變量不存在相關性。

表3 相關性系數

（三）實證結果分析

本文借鑒了Hu Izumida（2008）和Wintoki（2010）的做法，他們認為在滯后效應模型中，被解釋變量的滯后期過長，會產生樣本量減少及自由度損失等問題，而過短的滯后期，有可能帶來樣本選擇性的偏差。一般情況下選滯后兩期數據進行處理，即滯后兩期足以捕獲過去因變量對當期有關變量的影響。因此，在本文所使用的模型中，對被解釋變量都進行了滯后兩期的處理。表4匯報了模型（1）的系統(tǒng)GMM回歸結果，檢驗實際控制人持股變動比例與公司績效的影響，可以看出實際控制人持股變動比例與公司績效有顯著的負向影響，與ROA、EPS在5%水平下顯著負相關，與ROE在10%水平下顯著負相關。這也說明本結果具有一定的穩(wěn)健性。驗證了假設H1，產生負相關的原因，各家上市公司實際控制人持股的減持絕對額大于增持絕對額，從表2中JBL和ZBL的平均值也能看出，前者均值的絕對值大于后者。此外，成長性和股權集中度均與績效指標顯著正相關，企業(yè)規(guī)模對ROA和EPS的關系顯著。

表4 實際控制人持股變動對公司績效的影響

表5列出了模型（2）的實證結果，實際控制人增持比例與公司績效的影響，實際控制人增持比例與公司績效具有顯著的正向影響，與ROA、ROE在5%的水平下均有顯著正相關，與EPS在10%的水平下均有顯著正相關。大多數的實際控制人在公司任職，是主要的經營者和管理者，實際控制人的自身利益與企業(yè)的利益存在著密切聯(lián)系。二者回歸系數為正，說明實際控制人對公司具有一定的支持效應（Friedman，2003）。實證結果與假設H2一致。股權集中度與成長性對ROA、ROE和EPS有顯著的正向影響。

表5 實際控制人增持比例與公司績效的影響

表6列出了模型（3）的實證結果，檢驗實際控制人減持比例與公司績效的影響，實際控制人減持比例與公司績效具有顯著的負向影響，與ROA、ROE在10%的水平下均有顯著負相關，與EPS在5%的水平下均有顯著負相關。實際控制人會利用控制權的優(yōu)勢，采取隧道行為，達到掏空上市公司和侵占中小投資者利益的目的。實證結果與假設H3一致。通過表5和表6的分析，可以認為實際控制人不僅對公司有支持效應（Friedman，2003），也存在掏空行為（Ikram，Napvi，2005），他們有實施隧道行為的動因。資產負債率、行業(yè)及對ROA、ROE和EPS系數不顯著，成長性對ROA、ROE和EPS有顯著的正向影響。

表6 實際控制人減持比例與公司績效的關系

表7給出了模型（4）的實證結果，檢驗公司績效對實際控制人持股變動的反饋效應，ROA和ROE對實際控制人的持股變動在10%的水平下顯著正向影響，EPS對實際控制人的持股變動在5%的水平下顯著正向影響。實際控制人會利用控制權和信息優(yōu)勢，采取增持或減持措施，調整其持股份額，賺取一定的收益，實現(xiàn)其自身利益的最大化。檢驗了假設H4，二者具有相互影響。

表8給出模型（5）的實證結果，檢驗了前期公司績效對當期實際控制人變動的影響，前期的ROA、ROE和EPS與當期的實際控制人增持有正向的影響，但回歸結果并不顯著，出現(xiàn)這種想象的原因有可能是，實際控制人作為公司的所有者，其增持行為不僅要考慮財務績效，還要對控制權、政治等因素進行考量。前期的ROA、ROE和EPS與當期的實際控制人減持有正向的影響，在1%的水平下顯著，產生這種現(xiàn)象的原因有可能是，在控制權不受影響的情況下，實際控制人會優(yōu)化自身持股比例，在二級市場拋售股票，圖謀圈錢套利。

表7 公司績效對實際控制人持股變動的反饋效應

表9給出模型（6）的實證結果。檢驗前期實際控制人變動對當期公司績效的影響，前期實際控制人增持在10%的水平下對ROA有顯著的正向影響，在5%水平下對ROE和EPS有顯著的正向影響。作為公司的內部人，實際控制人具有絕對的信息優(yōu)勢，他們增持公司股份，也會向市場傳遞出一定的信號效應。前期實際控制人減持在5%的水平下對ROA和EPS有顯著的負向影響，在10%水平下對ROE有顯著的負向影響。實際控制人持股變動具有一定的信號效應，他們減持公司的股份會向市場傳遞負向的影響，進而會影響到公司的業(yè)績，但這種負向的影響，會隨著時間的推移而弱化。通過表8和表9的分析，假設H5得到了驗證，即公司績效與實際控制人持股變動存在動態(tài)跨期影響。

表8 前期公司績效與當期實際控制人變動的關系

表9 前期實際控制人變動與當期公司績效的關系

五、研究結論

本文通過對2013年第三季度至2015年第二季度數據對創(chuàng)業(yè)板中實際控制人為自然人的上市公司的實證分析，從動態(tài)內生性視角出發(fā)，考察了實際控制人持股變動的經濟效果。研究發(fā)現(xiàn)：首先，在創(chuàng)業(yè)板市場上，實際控制人既對公司有支持效應，也存在掏空行為。其次，驗證實際控制人的減持與公司績效具有負向影響，即減持會導致公司績效下降；增持對公司績效有顯著的正向影響，即增持會促使公司績效上升。其次，實際控制人增持與減持和公司績效具有相互影響，二者存在動態(tài)跨期影響。在檢驗前期公司績效對當期實際控制人變動影響時，發(fā)現(xiàn)前期的ROA、ROE和EPS與當期的實際控制人增持有正向的影響，但回歸結果并不顯著，出現(xiàn)這種想象的原因有可能是，實際控制人作為公司的所有者，其增持行為不僅要考慮財務績效，還要考慮控制權、政治等因素（沈藝峰、醋衛(wèi)華和李培功，2011）。