田昆儒 李顏蘇 薛坤坤

(1.天津財經(jīng)大學(xué)會計學(xué)院，天津 300222；2.鄭州大學(xué)商學(xué)院，河南 鄭州 450001)

一、引言

企業(yè)是經(jīng)濟(jì)發(fā)展的重要力量，更是經(jīng)濟(jì)高質(zhì)量發(fā)展的微觀基礎(chǔ)(許志勇等，2022)。實際控制人作為提高上市公司監(jiān)管效率的重要抓手，對促進(jìn)公司高質(zhì)量發(fā)展具有重要作用。為進(jìn)一步督促實際控制人切實履行忠實勤勉義務(wù)，《中華人民共和國公司法》《中華人民共和國證券法》等法律法規(guī)明確了實際控制人的權(quán)利義務(wù)及行為規(guī)范，包括實際控制人不得利用關(guān)聯(lián)關(guān)系損害公司利益等。隨著我國資本市場的日益成熟、多層次資本市場建設(shè)的推進(jìn)，越來越多的上市公司宣告為無實際控制人。在西方發(fā)達(dá)資本市場中無實際控制人較為常見，且上市公司普遍呈現(xiàn)極度分散的股權(quán)結(jié)構(gòu)。本文認(rèn)為，無實際控制人上市公司數(shù)量增加在一定程度上是我國資本市場從“新興+轉(zhuǎn)軌”階段向成熟市場過渡過程中自然形成的現(xiàn)象，其表現(xiàn)出不同形態(tài)，包括股權(quán)分散型、股東制衡型、控股股東上層無實際控制人型等(叢懷挺和劉宏光，2021)。從現(xiàn)有研究看，我國學(xué)者主要從股權(quán)分散型無實際控制人展開研究，普遍認(rèn)為無實際控制人增加了企業(yè)的治理風(fēng)險(劉佳偉和周中勝，2021；Du and Ma，2022)。石青梅等(2022)結(jié)合我國無實際控制人且無控股股東的“雙無控制”現(xiàn)象，認(rèn)為“雙無控制”加劇了企業(yè)內(nèi)部控制重大缺陷。由于企業(yè)實際控制人缺失，各項法律法規(guī)中關(guān)于實際控制人的重要制度無法落實，極易導(dǎo)致無實際控制人游離于監(jiān)管之外，引發(fā)無實際控制人治理風(fēng)險。

與此同時，近年來上市公司股東、高管大規(guī)模減持事件頻發(fā)，尤其在限售股解禁后，內(nèi)部人輪番高位減持等現(xiàn)象引發(fā)市場熱議。已有研究表明，內(nèi)部人在減持過程中存在機(jī)會主義動機(jī)，內(nèi)部人的信息壓制行為會引發(fā)股價崩盤風(fēng)險，對我國證券市場造成不利影響(孫淑偉等，2017)。盡管2017年證監(jiān)會發(fā)布了《上市公司股東、董監(jiān)高減持股份的若干規(guī)定》，在一定程度上緩解了內(nèi)部人機(jī)會主義行為，但仍然存在著機(jī)會主義減持的亂象。例如，恒瑞醫(yī)藥在2018、2019兩年期間竟發(fā)生了五次大規(guī)模內(nèi)部人機(jī)會主義減持(田正梅，2021)。為進(jìn)一步約束違規(guī)減持行為，證監(jiān)會于2023年8月27日發(fā)布了關(guān)于“進(jìn)一步規(guī)范股份減持行為”的要求，明確了披露為無控股股東、實際控制人的上市公司存在破發(fā)、破凈情形，或者最近三年未進(jìn)行現(xiàn)金分紅、累計現(xiàn)金分紅金額低于最近三年年均凈利潤30%的，第一大股東及其實際控制人不得通過二級市場減持本公司股份的減持要求。從現(xiàn)有關(guān)于內(nèi)部人減持的研究看，主要集中在股東監(jiān)督、制衡等方面。Jensen and Meckling(1976)認(rèn)為股權(quán)集中度越高，對內(nèi)部人機(jī)會主義行為的約束力越強(qiáng)。股權(quán)結(jié)構(gòu)表現(xiàn)為多個大股東形式的企業(yè)能夠縮小內(nèi)部人減持套利的空間，降低內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為(羅宏和黃婉，2020)。然而，鮮有文獻(xiàn)從實際控制人缺失的視角探討無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響。

鑒于此，本文以2012―2021年滬深A(yù)股非金融上市公司實際控制人為研究對象，以內(nèi)部人機(jī)會主義動機(jī)為切入點，重點考察了無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響。研究發(fā)現(xiàn)，無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為顯著正相關(guān)，且該結(jié)論在更換樣本期間、調(diào)整樣本范圍、替換關(guān)鍵變量衡量指標(biāo)及內(nèi)生性問題等一系列檢驗后依舊穩(wěn)健。機(jī)制檢驗表明，無實際控制人削弱了對內(nèi)部人行為的監(jiān)督效力，提高了信息不對稱程度，影響了內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為。進(jìn)一步研究發(fā)現(xiàn)，公司治理水平的提高、法治環(huán)境的改善能夠削弱無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響。區(qū)分無實際控制人類型后發(fā)現(xiàn)，無實際控制人存在控股股東時，內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)更多。

本文的研究貢獻(xiàn)主要集中在以下三方面：(1)基于內(nèi)部人機(jī)會主義減持視角，拓展了實際控制人缺失方面的研究?，F(xiàn)有關(guān)于無實際控制人企業(yè)的研究主要從企業(yè)成長性、創(chuàng)新、審計風(fēng)險、投資者保護(hù)、高管薪酬等方面展開，本文深入剖析了無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人“盤踞效應(yīng)”所引發(fā)的公司內(nèi)部治理、委托代理問題，豐富了無實際控制人經(jīng)濟(jì)后果的相關(guān)文獻(xiàn)。(2)以企業(yè)無實控人為切入點，關(guān)注內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為。目前關(guān)于內(nèi)部人機(jī)會主義減持的文獻(xiàn)，大多從大股東監(jiān)督、制衡角度進(jìn)行探討。本文結(jié)合我國部分上市公司無實際控制人這一現(xiàn)象，從監(jiān)督效應(yīng)、信息優(yōu)勢的角度考察無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會主義行為的變化，進(jìn)一步豐富了內(nèi)部人機(jī)會主義減持的相關(guān)文獻(xiàn)。(3)結(jié)論具有一定的現(xiàn)實意義。一方面，本文揭示了企業(yè)在無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人存在的機(jī)會主義行為，對有效約束我國內(nèi)部人減持亂象具有重要啟示意義；另一方面，本文有助于外部投資者從內(nèi)部人行為視角更深入地了解無實際控制人企業(yè)存在的治理風(fēng)險，為進(jìn)一步完善無實際控制人企業(yè)的監(jiān)管提供了新的思路。

二、制度背景

我國資本市場建立初期，經(jīng)濟(jì)發(fā)展正處于計劃經(jīng)濟(jì)向市場經(jīng)濟(jì)轉(zhuǎn)型階段，在當(dāng)時特定的經(jīng)濟(jì)環(huán)境背景下，證券市場中流通股和非流通股并存，造成上市公司普遍存在“一股獨大”現(xiàn)象。高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)偏離了資本市場中主流的公司治理模式，大股東行為難以得到有效約束，時常出現(xiàn)大股東濫用控制權(quán)侵害中小股東利益的現(xiàn)象。為彌補(bǔ)和完善歷史制度不足，適應(yīng)資本市場發(fā)展的新形勢，我國啟動股權(quán)分置改革，上市公司的股份分配模式逐漸形成由股權(quán)集中化向股權(quán)分散化轉(zhuǎn)變的趨勢，后續(xù)逐漸出現(xiàn)了上市公司無實際控制人現(xiàn)象。

2005年我國首次將“實際控制人”概念納入《公司法》，并明確了實際控制人是通過投資關(guān)系、協(xié)議或者其他安排，能夠?qū)嶋H支配公司行為的人，無實際控制人則意味著上市公司不存在明確的實際控制主體。對于無實際控制人的認(rèn)定，《公司法》并沒有給出明確的概念界定，一般根據(jù)《上市公司收購管理辦法》中不滿足上市公司對實際控制人的認(rèn)定來判斷是否為無實際控制人，若同時滿足以下條件：股權(quán)結(jié)構(gòu)分散，不存在持股50%以上的控股股東；不存在實際支配公司股份表決權(quán)超過30%的情況；單個股東無法控制股東大會；單個董事無法控制董事會；股東間無一致行動協(xié)議；單個董事、高級管理人員無法支配公司重大財務(wù)和經(jīng)營決策(王曄等，2021)，同時基于公司的實際情況判斷，可以認(rèn)定企業(yè)“不存在擁有公司控制權(quán)的人或者公司控制權(quán)的歸屬難以判斷”或“無實際控制人”。實踐中大多數(shù)企業(yè)由于股權(quán)結(jié)構(gòu)的變化導(dǎo)致企業(yè)從“有主”變“無主”，還有部分企業(yè)在IPO時直接被認(rèn)定為無實際控制人。據(jù)統(tǒng)計，解除一致行動人關(guān)系、原實際控制人直接或間接減持、定增稀釋股權(quán)、換屆選舉導(dǎo)致管理層變更以及IPO前股權(quán)分散是導(dǎo)致“無主”現(xiàn)象產(chǎn)生的主要原因。

為更直觀地呈現(xiàn)無實際控制人上市公司數(shù)量的變化，本文統(tǒng)計了從2012年起無實際控制人上市公司數(shù)量。如表1所示，2012―2021年無實際控制人上市公司數(shù)量呈上升趨勢，從2012年的59家增加至2021年的217家。主板中無實際控制人數(shù)量從2012年的47家增加至2021年的136家，總體呈現(xiàn)穩(wěn)定增長趨勢。創(chuàng)業(yè)板、科創(chuàng)板及北交所上市公司中無實際控制人數(shù)量從2012年的12家增加至2021年的81家。其中，2012―2018年整體保持穩(wěn)定增長的趨勢，2019年注冊制的實施促使更多企業(yè)選擇分拆上市，疊加了企業(yè)自身股權(quán)結(jié)構(gòu)的分散，導(dǎo)致無實際控制人企業(yè)數(shù)量大幅上升。

表1 無實際控制人上市公司數(shù)量

三、理論分析與研究假設(shè)

從理論上講，內(nèi)部人減持主要受股東監(jiān)督和信息優(yōu)勢兩方面的影響(羅宏和黃婉，2020；李琳等，2017)。一方面，對內(nèi)部人行為的監(jiān)督意識、監(jiān)督效力，直接影響內(nèi)部人利益實現(xiàn)的可能性；另一方面，內(nèi)部人在企業(yè)經(jīng)營管理中參與程度較深，信息優(yōu)勢加劇了內(nèi)部人選擇性減持的動機(jī)。因此，本文從監(jiān)督效應(yīng)及信息優(yōu)勢兩方面探討無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持之間的關(guān)系。

(一)無實際控制人、監(jiān)督作用與內(nèi)部人機(jī)會主義減持

相比存在實際控制人的企業(yè)，無實際控制人企業(yè)由于缺乏對內(nèi)部人行為的有效監(jiān)督與制約，內(nèi)部人代理問題往往更加嚴(yán)重(劉佳偉和周中勝，2021)。本文認(rèn)為無實際控制人狀態(tài)下，實際控制人的監(jiān)督缺位弱化了對企業(yè)內(nèi)部人行為的監(jiān)督，加劇內(nèi)部人機(jī)會主義減持。一方面，無實際控制人一般表現(xiàn)為數(shù)量相當(dāng)多且持股比例較為接近的眾多股東持股(干勝道等，2020)，股權(quán)結(jié)構(gòu)相對分散，形成了多個中小股東共同治理的模式。雖然股東共同治理模式形成了有效的股權(quán)制衡結(jié)構(gòu)，但也降低了中小股東監(jiān)督內(nèi)部人的意愿和能力(吳建祥和李秉祥，2019)，無法對企業(yè)形成有效的控制和制約。無實際控制人狀態(tài)常常導(dǎo)致企業(yè)“群龍無首”下股東們“搭便車”心態(tài)。受到多個股東責(zé)任分散效應(yīng)的影響，股東之間相互推諉責(zé)任，導(dǎo)致股東對內(nèi)部人的監(jiān)督力量相對薄弱，提高了企業(yè)內(nèi)部人與股東之間的代理問題，內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為增加。另一方面，基于監(jiān)督效力的視角，無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人代替實際控制人對企業(yè)保持著高度控制，公司權(quán)力逐漸從“股東大會中心主義”向“董事會中心主義”讓渡。隨著股東大會權(quán)力的削弱以及內(nèi)部人權(quán)力的增強(qiáng)，內(nèi)部人既享有“權(quán)力獨立”又享有“最終決定權(quán)”，導(dǎo)致股東對內(nèi)部人行為的監(jiān)督機(jī)制失效。內(nèi)部人在無實際控制人企業(yè)的長期盤踞，削弱了股東對內(nèi)部人的監(jiān)督力量和監(jiān)督效力，也會使內(nèi)部人與所有者追求的財務(wù)目標(biāo)偏離(干勝道等，2020)，產(chǎn)生更為頻繁的機(jī)會主義減持行為。

(二)無實際控制人、信息優(yōu)勢與內(nèi)部人機(jī)會主義減持

內(nèi)部人往往能提前掌握公司兼并重組、發(fā)展前景等重大信息(鄧康橋，2013)，并且運用信息優(yōu)勢進(jìn)行擇時交易獲取超額報酬(李琳等，2017)。企業(yè)處于無實際控制人狀態(tài)，增加了企業(yè)潛在并購風(fēng)險，尤其是以險資舉牌為典型特征的敵意并購及外部接管威脅，提升了管理層對短期業(yè)績波動的敏感性和機(jī)會主義行為的利益實現(xiàn)。當(dāng)企業(yè)陷入控制權(quán)爭奪時，內(nèi)部人作為擁有足夠信息優(yōu)勢的理性經(jīng)濟(jì)人，能夠利用其對企業(yè)業(yè)績前景判斷、影響企業(yè)股價波動重大事件判斷的信息優(yōu)勢進(jìn)行選擇性交易(Piotroski and Roulstone，2005)，內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為增加。同時，企業(yè)在經(jīng)歷控制權(quán)爭奪后，新的第一大股東習(xí)慣于我國上市公司“一股獨大”的治理模式，出現(xiàn)“血洗”董事會的現(xiàn)象(鄭志剛，2017)，降低了內(nèi)部人職業(yè)安全感。內(nèi)部人預(yù)期到可能面臨的接管威脅時，作為掌握企業(yè)信息優(yōu)勢的群體，內(nèi)部人會通過減持的方式維護(hù)自身利益。因此，無實際控制人極易引發(fā)股權(quán)爭奪，提高了內(nèi)部人感知環(huán)境的不確定性，內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢進(jìn)行機(jī)會主義減持的行為增多。

綜上分析，無實際控制人狀態(tài)下，對內(nèi)部人行為的監(jiān)督缺位以及內(nèi)部人信息優(yōu)勢是影響其機(jī)會主義減持動機(jī)的主要因素。具體而言，內(nèi)部人的自由裁量權(quán)在無實際控制人企業(yè)膨脹，弱化了股東對內(nèi)部人行為的監(jiān)督效力，內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為更頻繁；同時，無實際控制人狀態(tài)下，股權(quán)爭奪更易誘發(fā)內(nèi)部人利用信息優(yōu)勢進(jìn)行機(jī)會主義減持?；谝陨戏治觯疚奶岢鲅芯考僭O(shè)：

H1：無實際控制人公司的內(nèi)部人機(jī)會主義減持更加頻繁。

四、研究設(shè)計

(一)樣本選擇與數(shù)據(jù)來源

本文選取2012―2021年滬深A(yù)股非金融上市公司為初始樣本，并刪除了ST和*ST及數(shù)據(jù)缺失的公司樣本。上市公司是否屬于無實際控制人主要通過翻閱上市公司公布的年度報告獲得；內(nèi)部人機(jī)會主義減持?jǐn)?shù)據(jù)來源于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫，以上市公司董事、監(jiān)事和高級管理人員為內(nèi)部人研究對象；為了排除內(nèi)部人常規(guī)減持及內(nèi)部人未投機(jī)獲利的影響，剔除了內(nèi)部人通過大宗交易和協(xié)議轉(zhuǎn)讓股票數(shù)據(jù)以及股權(quán)激勵實施數(shù)據(jù)。其他主要財務(wù)數(shù)據(jù)均來自于國泰安(CSMAR)數(shù)據(jù)庫及萬得(Wind)數(shù)據(jù)庫。為消除極端值的影響，本文對所有連續(xù)變量在1%的水平上進(jìn)行縮尾處理，最終獲得19196個公司-年度觀測值，根據(jù)后續(xù)的研究內(nèi)容，觀測值將會在各部分有所差異。

(二)變量定義

1.被解釋變量

本文的被解釋變量為內(nèi)部人機(jī)會主義減持。對于內(nèi)部人機(jī)會主義減持，通常以內(nèi)部人減持后的超?；貓笞鳛楹饬繕?biāo)準(zhǔn)(陸超等，2023)。本文借鑒羅宏和黃婉(2020)、吳育輝和吳世農(nóng)(2010a)的研究方法，采用事件研究法，以減持公告日為基準(zhǔn)日，事件窗口為交易日及之后30個工作日，即[0,+30]，估計期由基準(zhǔn)日之前的150個工作日至減持前31個工作日組成，即[-150,-31]，采用標(biāo)準(zhǔn)的市場模型計算異?；貓蟆Ｈ魞?nèi)部人每一筆減持交易能夠預(yù)測未來一個月股票回報為負(fù)的，確認(rèn)為機(jī)會主義減持。將上市公司內(nèi)部人的每一筆機(jī)會主義減持交易在公司-年度層面進(jìn)行匯總，計算合計的內(nèi)部人減持金額(Sell)以及合計的減持次數(shù)(Stimes)，并分別對其作對數(shù)處理。

2.解釋變量

本文的核心解釋變量為無實際控制人(Non)，根據(jù)上市公司年報披露是否存在實際控制人進(jìn)行界定。年報中明確指出實際控制人的賦值為0，表示企業(yè)存在明確的實際控制人；反之則為無實際控制人賦值為1，表示企業(yè)當(dāng)年處于實際控制人缺失狀態(tài)。

3.控制變量

本文參考以往關(guān)于內(nèi)部人機(jī)會主義減持的相關(guān)研究(羅宏和黃婉，2020；吳育輝和吳世農(nóng)，2010a)，并結(jié)合上市公司股權(quán)特征，構(gòu)建了一系列控制變量。企業(yè)特征層面包括公司規(guī)模(Size)、公司財務(wù)杠桿(Lev)、公司盈利能力(Roa)、內(nèi)部人持股變動(Mhold)、是否發(fā)放現(xiàn)金股利(Cadiv)、股票收益波動性(Sdret)、上市公司年齡(Age)，公司治理層面包括董事會規(guī)模(Board)、第一大股東持股比例(Top1)、分析師跟蹤(Analyst)。其他影響內(nèi)部人機(jī)會主義減持的變量包括盈余管理(Da)、送股比例(Gr)、轉(zhuǎn)股比例(Cr)。此外，考慮到外部環(huán)境和行業(yè)因素可能對內(nèi)部人機(jī)會主義減持帶來的影響，模型還納入了年度(Year)和行業(yè)(Indus)虛擬變量。

主要變量定義如表2所示。

表2 主要變量定義

(三)研究模型

本文主要研究無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持之間的關(guān)系，構(gòu)建如下模型：

本文重點關(guān)注系數(shù)α1的符號以及顯著水平，若α1顯著為正，表明無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為增加；若α1顯著為負(fù)，表明無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為減少。

(四)描述性統(tǒng)計

表3為主要變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果與單變量分析結(jié)果。由表3中A欄可知，樣本公司內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)的均值為3.498，最小值和最大值分別為0和18.702，標(biāo)準(zhǔn)差為6.325；內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)(Stimes)的樣本均值為0.332，最小值和最大值分別為0和2.833，表明樣本公司中普遍存在內(nèi)部人機(jī)會主義減持的現(xiàn)象，且公司之間內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為存在較大差異，與已有文獻(xiàn)結(jié)果相似。Non反映了上市公司實際控制人缺失情況，其樣本均值為0.050，表明無實際控制人樣本占全部樣本的5%，無實際控制人企業(yè)數(shù)量偏低。其余變量的描述性統(tǒng)計結(jié)果均處于正常范圍內(nèi)。

表3 主要變量的描述性統(tǒng)計與單變量分析

為進(jìn)一步驗證無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持之間的關(guān)系，本文進(jìn)行了組間均值差異檢驗，結(jié)果如表3中B欄所示，存在實際控制人組的內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)的均值比無實際控制人組低1.647；存在實際控制人組的內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)(Stimes)的均值比無實際控制人組低0.150，t檢驗結(jié)果顯示兩組均值均在1%水平上存在顯著差異。此外，本文還統(tǒng)計了各主要變量之間的相關(guān)性，其中，無實際控制人(Non)與內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)的Spearman相關(guān)系數(shù)為0.056，Pearson相關(guān)系數(shù)為0.057，且均在1%水平上顯著；無實際控制人(Non)與內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)(Stimes)之間的Spearman相關(guān)系數(shù)為0.054，Pearson相關(guān)系數(shù)為0.049，且均在1%水平上顯著，初步驗證了本文假設(shè)H1。

五、實證結(jié)果與分析

(一)無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持

表4為無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持之間的回歸結(jié)果。列(1)(2)顯示了在不考慮控制變量的情況下無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)、減持次數(shù)(Stimes)之間的關(guān)系，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為1.161、0.102，且均在1%水平上顯著。進(jìn)一步考慮了時間和行業(yè)影響因素后的回歸結(jié)果如列(3)(4)所示，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為1.020、0.086，且均在1%水平上顯著。表4的回歸結(jié)果表明，相對于存在實際控制人而言，無實際控制人企業(yè)中內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額更大，機(jī)會主義減持次數(shù)更加頻繁，驗證了本文提出的假設(shè)H1。

表4 無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持

(二)穩(wěn)健性檢驗

1.更換樣本期間

考慮到我國于2007年開始實行的新會計準(zhǔn)則對上市公司年度報告中的財務(wù)數(shù)據(jù)具有較大影響，實施準(zhǔn)則前后的財務(wù)數(shù)據(jù)對比度較低，因此，本文將樣本期調(diào)整為2007―2021年，并重新進(jìn)行回歸。表5列(1)(2)為重新回歸后的結(jié)果，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為1.147與0.098，均在1%水平上顯著，與前文結(jié)論一致。

表5 穩(wěn)健性檢驗：更換樣本期間、調(diào)整樣本范圍、更換解釋變量衡量方式

2.調(diào)整樣本范圍

創(chuàng)業(yè)板一般為創(chuàng)業(yè)型企業(yè)、中小企業(yè)和高科技企業(yè)，在上市門檻、監(jiān)管制度、信息披露、交易者條件、投資風(fēng)險等方面和主板市場有較大區(qū)別。同時，相較于主板的上市公司而言，創(chuàng)業(yè)板公司規(guī)模小、投資風(fēng)險大、股價易操縱，誘發(fā)內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為的可能性更大。因此，本文剔除創(chuàng)業(yè)板樣本公司，只保留主板數(shù)據(jù)重新回歸，結(jié)果如表5列(3)(4)所示。對于內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)為1.008；對于內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)(Stimes)，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)為0.103，均在1%水平上顯著，研究結(jié)論不變。

3.更換無實際控制人衡量方式

考慮到無實際控制人概念被引入我國的時間尚短，對無實際控制人概念的確認(rèn)及無實際控制人狀態(tài)的認(rèn)定并未形成統(tǒng)一結(jié)論。因此，本文根據(jù)上市公司股權(quán)控制鏈重新界定樣本公司是否屬于無實際控制人狀態(tài)，并重新進(jìn)行回歸，結(jié)果如表5列(5)(6)所示。無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)分別為0.739與0.076，均在5%水平上顯著，與前文結(jié)論一致。

4.內(nèi)生性處理

上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部人機(jī)會主義減持之間的關(guān)系可能會受到樣本選擇偏差、互為因果的影響，并影響回歸結(jié)果。因此，本文采用傾向得分匹配法(PSM)和工具變量法(IV-2SLS)來緩解可能存在的內(nèi)生性問題。

首先，為緩解樣本選擇偏差帶來的影響，本文根據(jù)上市公司是否存在實際控制人將樣本公司分為存在實際控制人組和無實際控制人組，樣本公司無實際控制人的為處理組，取值為1，否則為控制組，取值為0。由于股權(quán)結(jié)構(gòu)與內(nèi)部人減持之間的關(guān)系最有可能受到公司治理變量以及企業(yè)特征的影響，因此，本文借鑒Du and Ma(2022)的研究，選取財務(wù)杠桿(Lev)、盈利能力(Roa)、內(nèi)部人持股變動(Mhold)、股票收益波動性(Sdret)、公司年齡(Age)、分析師跟蹤(Analyst)、盈余管理(Da)、獨立董事比例(Indep)、高管持股(Mshare)、審計質(zhì)量(Big4)、營收規(guī)模(Growth)、現(xiàn)金流比率(Cashflow)、機(jī)構(gòu)投資者持股比例(Inst)、兩職合一(Dual)作為配對變量，分別采用1:1、1:4有放回近鄰匹配法及核匹配法為處理組匹配，并采用配對后的樣本重新進(jìn)行多元回歸。表6報告了基于PSM法1:1、1:4及核匹配的回歸結(jié)果，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)均在1%水平上顯著為正，與前文研究結(jié)論一致。

表6 穩(wěn)健性檢驗：內(nèi)生性處理(傾向得分匹配法)

其次，為緩解可能存在互為因果的內(nèi)生性問題，本文采用兩階段工具變量法檢驗兩者之間的關(guān)系。根據(jù)上市公司所在城市-年度以股權(quán)變更形式并購的次數(shù)(Iv-city)作為無實際控制人的工具變量進(jìn)行內(nèi)生性檢驗。該工具變量與企業(yè)實際控制人股權(quán)變更有關(guān)，直接影響了企業(yè)是否成為無實際控制人，滿足相關(guān)性；該工具變量與內(nèi)部人機(jī)會主義減持無關(guān)，只能通過無實際控制人影響內(nèi)部人交易。內(nèi)部人機(jī)會主義減持主要受到企業(yè)實際控制人的影響，與企業(yè)所在城市-年度股權(quán)變更形式并購的次數(shù)無關(guān)，滿足外生性。表7列(1)為第一階段的回歸結(jié)果，表明工具變量(Iv-city)與無實際控制人(Non)顯著正相關(guān)。列(2)(3)是第二階段回歸結(jié)果，在控制了可能的內(nèi)生性問題后，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)依舊顯著為正，再一次驗證了本文的研究結(jié)果。該工具變量兩階段最小二乘法中Kleibergen-Paap rkLM統(tǒng)計量值在1%水平上顯著，拒絕工具變量識別不足的假設(shè)；Cragg-Donald WaldF值大于Stock-Yogo弱工具變量識別F檢驗在10%的臨界水平，因此不存在弱工具變量的問題。

表7 穩(wěn)健性檢驗：內(nèi)生性處理(工具變量法)

(三)機(jī)制檢驗

基于研究假設(shè)的理論分析認(rèn)為，上市公司處于無實際控制人狀態(tài)削弱了對內(nèi)部人行為的監(jiān)督并加重企業(yè)信息不對稱程度，影響內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為。因此，本文主要通過實證檢驗監(jiān)督效應(yīng)與信息優(yōu)勢在無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持之間發(fā)揮的傳導(dǎo)機(jī)制，主要借鑒陳作華等(2022)的研究方法檢驗無實際控制人對監(jiān)督效應(yīng)與信息優(yōu)勢的影響。

1.監(jiān)督效應(yīng)路徑

無實際控制人狀態(tài)放松了對內(nèi)部人行為的監(jiān)督，加劇了內(nèi)部人與股東之間的代理沖突，內(nèi)部人可能犧牲股東利益來換取自身利益(吳育輝和吳世農(nóng)，2010b)。本文借鑒李曉艷等(2023)的研究，從代理成本角度檢驗無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的中介效應(yīng)，并參照李小榮和張瑞君(2014)的做法，采用總資產(chǎn)周轉(zhuǎn)率(營業(yè)收入/資產(chǎn)總額)來衡量股東與管理層之間的代理成本(Ac)，該值越大代表股東與管理層之間的代理問題越嚴(yán)重，即代理成本越高。表8列(1)匯報了基于監(jiān)督效應(yīng)的機(jī)制檢驗結(jié)果，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)為0.055，且在1%水平上顯著，表明無實際控制人狀態(tài)削弱了對內(nèi)部人行為的監(jiān)督，內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額更大、機(jī)會主義減持次數(shù)更多。

2.信息優(yōu)勢路徑

無實際控制人狀態(tài)下易引發(fā)控制權(quán)爭奪，同時，股權(quán)紛爭會進(jìn)一步強(qiáng)化內(nèi)部人的信息優(yōu)勢，加劇了其機(jī)會主義減持行為。本文借鑒辛清泉等(2014)的研究，通過盈余質(zhì)量、信息披露考評指數(shù)、分析師盈余預(yù)測和審計師角度，構(gòu)建信息透明度(Asy)指標(biāo)對公司信息透明度進(jìn)行衡量，該值越大代表企業(yè)信息透明度越高，即內(nèi)部人信息優(yōu)勢越弱。表8列(2)匯報了基于信息優(yōu)勢路徑的機(jī)制檢驗結(jié)果，無實際控制人(Non)的回歸系數(shù)為-0.006，且在10%水平上顯著，表明無實際控制人狀態(tài)下，企業(yè)信息透明度較低，內(nèi)部人具有更強(qiáng)的信息優(yōu)勢，從而影響內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為。

六、進(jìn)一步分析

(一)無實際控制人、內(nèi)部治理與內(nèi)部人機(jī)會主義減持

面對不同類型的代理沖突，公司治理的有效性往往表現(xiàn)出顯著差異(Lei et al.，2013)，內(nèi)部人的行為選擇同樣也具有差異性。公司治理水平薄弱會導(dǎo)致內(nèi)部人更可能凌駕于企業(yè)內(nèi)部控制制度之上，盈余變化受到管理者操縱的概率增大(Fama，1980)，增加了內(nèi)部人機(jī)會主義行為的傾向。相對而言，公司治理水平較高的企業(yè)，既能夠有效發(fā)揮各職能部門的權(quán)力和義務(wù)，又能使各職能部門之間相互制約牽制，及時發(fā)現(xiàn)內(nèi)部人可能存在的機(jī)會主義行為。隨著公司治理水平的提升，管理者與股東之間的信息不對稱(Bhojraj and Sengupta，2003)能顯著降低。特別是在無實際控制人的情況下，良好的公司治理水平能夠幫助企業(yè)穩(wěn)定控制權(quán)，加強(qiáng)信息披露制度的執(zhí)行力度，規(guī)范內(nèi)部人行為。因此，本文推測公司治理水平的提高能夠削弱無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響。

為驗證上述推斷，本文借鑒周宏等(2018)的做法，選擇董事長與總經(jīng)理兩職合一、獨董占比、董事會持股比例、高管持股比例、第一大股東持股比例、董事會規(guī)模、監(jiān)事會規(guī)模以及前三位高管薪酬總和，利用主成分分析法來構(gòu)建公司治理水平指標(biāo)(Gov)，該指標(biāo)數(shù)值越大則說明公司治理質(zhì)量越高，并在模型(1)中分別加入Gov、Gov和Non的交乘項(Gov×Non)。表9列(1)(2)為回歸結(jié)果，Gov和Non的交乘項(Gov×Non)的系數(shù)分別為-0.455、-0.066，且均至少在10%水平上顯著為負(fù)，表明公司治理水平的提高可以有效減少無實際控制人狀態(tài)下內(nèi)部人機(jī)會主義減持行為。

表9 內(nèi)部治理、外部治理環(huán)境的影響

(二)無實際控制人、外部治理與內(nèi)部人機(jī)會主義減持

內(nèi)外部治理的有效結(jié)合，能夠最大程度發(fā)揮公司治理效力。內(nèi)部治理機(jī)制與外部治理存在替代作用(李姝等，2018)，外部治理機(jī)制在內(nèi)部治理水平較高時能夠進(jìn)一步強(qiáng)化公司治理質(zhì)量，在內(nèi)部治理機(jī)制無法有效發(fā)揮時，則可以彌補(bǔ)內(nèi)部治理失靈引起的公司治理質(zhì)量下降的問題。法治環(huán)境被認(rèn)為是一種有效的外部監(jiān)督形式，對內(nèi)部人機(jī)會主義行為起到良好的抑制作用(陸超等，2023)。企業(yè)外部法治環(huán)境較差，通常意味著投資者保護(hù)程度較弱，內(nèi)部人違規(guī)交易的成本較低，增強(qiáng)了內(nèi)部人機(jī)會主義行為的動機(jī)。相反，企業(yè)所處的外部法治環(huán)境越好，法治對公司的監(jiān)督作用越強(qiáng)(李春濤等，2021)，提高了企業(yè)信息透明度，內(nèi)部人機(jī)會主義行為得到一定的抑制。因此，本文推測良好的法治環(huán)境能夠削弱無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響。

為驗證上述推斷，本文根據(jù)王小魯?shù)?2021)編制的《中國分省份市場化指數(shù)報告2021)》中的市場中介組織發(fā)育和法律制度環(huán)境指數(shù)，并借鑒解學(xué)梅和朱琪瑋(2021)的研究，通過計算各省份平均年度增長率的方法推算出各省份2021年的市場化指數(shù)，用以衡量所在地區(qū)的法治環(huán)境(Legal)。當(dāng)上市公司所在地區(qū)的法治環(huán)境大于年度-行業(yè)中位數(shù)時，取值為1，否則為0，并在模型(1)中分別加入Legal、Legal和Legal的交乘項(Legal×Non)。表9列(3)(4)的被解釋變量分別為內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)、減持次數(shù)(Stimes)，Legal和Non的交乘項(Legal×Non)的系數(shù)分別為-0.634、-0.076，且均在10%水平上顯著為負(fù)，表明良好的法治環(huán)境能夠強(qiáng)化外部監(jiān)督，削弱了無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響，驗證了本文的推斷。

(三)無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持：基于控股股東的影響

不同類型的無實際控制人可能表現(xiàn)出不同的利益動機(jī)，本文結(jié)合無實際控制人的股權(quán)結(jié)構(gòu)特征，討論無實際控制人是否存在控股主體對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響。通過查閱宣稱無實際控制人企業(yè)的年度報告發(fā)現(xiàn)，無實際控制人的直接股東并非完全呈現(xiàn)股權(quán)分散的結(jié)構(gòu)，部分無實際控制人存在控股股東，且因控股股東屬于無實際控制人狀態(tài)，從而宣稱自己為無實際控制人。該類型的無實際控制人通常存在明確的控股主體，并表現(xiàn)出母公司與子公司或者子公司與子公司之間交叉持股的特征。無實際控制人企業(yè)的控股股東面臨嚴(yán)重的監(jiān)督缺位，卻具備控股股東的股權(quán)優(yōu)勢。那么，控股股東在無實際控制人狀態(tài)下對內(nèi)部人機(jī)會主義行為發(fā)揮“合謀效應(yīng)”抑或“監(jiān)督效應(yīng)”？

本文結(jié)合實踐將無實際控制人(Non1)樣本進(jìn)行細(xì)分，按照其是否存在控股股東劃分為存在控股股東的無實際控制人，取值為1；不存在控股股東的無實際控制人，取值為0，檢驗無實際控制人狀態(tài)下是否存在控股股東對內(nèi)部人機(jī)會主義減持產(chǎn)生的差異性影響?；貧w結(jié)果如表10所示，無實際控制人(Non1)與內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)(Stimes)之間的相關(guān)性在10%水平上顯著為正，與內(nèi)部人機(jī)會主義減持金額(Sell)之間不存在顯著相關(guān)性。這說明企業(yè)在無實際控制人狀態(tài)下，控股股東與內(nèi)部人之間存在“合謀效應(yīng)”，內(nèi)部人機(jī)會主義減持更加頻繁。

表10 無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持：基于控股股東的影響

七、結(jié)論與建議

本文以2012―2021年A股非金融上市公司為研究樣本，理論分析并實證檢驗了無實際控制人狀態(tài)下企業(yè)內(nèi)部人機(jī)會主義減持的變化情況。研究發(fā)現(xiàn)：第一，無實際控制人與內(nèi)部人機(jī)會主義減持顯著正相關(guān)，并且在考慮相關(guān)內(nèi)生性問題后該研究結(jié)論依舊穩(wěn)健。第二，在影響機(jī)理方面，無實際控制人通過弱化股東對內(nèi)部人行為的監(jiān)督作用、加劇內(nèi)部人信息優(yōu)勢，影響內(nèi)部人機(jī)會主義減持。第三，公司內(nèi)部治理水平及外部法治環(huán)境水平的提升能顯著削弱無實際控制人對內(nèi)部人機(jī)會主義減持的影響；進(jìn)一步區(qū)分無實際控制人類型后發(fā)現(xiàn)，無實際控制人存在控股股東的情況下內(nèi)部人機(jī)會主義減持次數(shù)更多。

基于以上結(jié)論，本文提出如下建議：第一，加強(qiáng)無實際控制人監(jiān)管對完善公司治理、促進(jìn)企業(yè)高質(zhì)量發(fā)展具有重要意義。鑒于實際控制人缺位增加了追責(zé)難度，建議監(jiān)管部門加強(qiáng)對無實際控制人的細(xì)化分類，明確無實際控制人企業(yè)的認(rèn)定標(biāo)準(zhǔn)；同時，對無實際控制人企業(yè)實行更嚴(yán)格的減持要求，加大對無實際控制人狀態(tài)下違規(guī)減持的打擊力度。第二，本文研究發(fā)現(xiàn)，企業(yè)內(nèi)部治理水平及外部法治環(huán)境水平的提升能有效制約內(nèi)部人機(jī)會主義傾向。無實際控制人企業(yè)應(yīng)建立有效和完善的公司治理機(jī)制，預(yù)防和避免實際控制人缺失造成被惡意并購的風(fēng)險；同時，進(jìn)一步加強(qiáng)法制水平建設(shè)，利用法律制度環(huán)境約束內(nèi)部人短視行為，減少內(nèi)部人機(jī)會主義減持。 ■

[基金項目：國家自然科學(xué)基金項目“董事會權(quán)力結(jié)構(gòu)、決策類型與企業(yè)投資效率研究”(項目編號：72002205)]