大股东掏空上市公司

一、描述性统计

（一）上市公司各研究变量的总体情况分析

在实证分析之前，需要对样本数据的总体情况进行了解，并分析各个变量的变化趋势。本章首先利用Stata10.0对因变量、自变量、中介变量及控制变量进行了均值、标准差及最小、最大值的描述性统计分析。

如表6-2所示的描述性统计结果可以看出，全样本共包括1 112家上市公司、4 448个样本观测值。同时，表6-2中也给出了各个统计量的自身特征：（1）大股东掏空度量变量两权分离度（SR）的均值为79.89%，其值分布于0.93%和1之间，可以看出我国上市公司存在较大程度的大股东掏空行为，同时数值1的存在也说明存在上市公司并未出现大股东控制权与现金流权分离的现象，相当于直接控股；（2）终极控股股东持股比例均值为38.14%，股权集中度均值为49.45%，说明我国上市公司呈现较高的股权集中现象，一股独大的问题在中国上市公司较为普遍；（3）所有权性质的均值大于50%说明总体样本中国有企业比例较大，数据显示国有企业比非国有企业高5.04个百分点；（4）股权制衡度均值为65.12%，标准差为0.651 8，说明股权制衡度中等，并且样本公司的平均偏离程度较大，即在不同的公司表现出较大的差异；（5）独立董事比例的标准差较小，仅为0.051 9，说明较集中的分布于均值36.41%周围；（6）两职合一变量均值为0.142 8，说明只有较小部分上市公司存在董事长与总经理兼任的情况；（7）公司负债水平的均值为0.5，说明样本上市公司整体的负债水平出于中等水平，财务风险不是很高。

表6-2 两权分离与控制权私利：总样本的描述性统计

（二）不同分类情形下上市公司各研究变量的描述性分析

为了对本章各变量有更深层面上的整体性把握，下面按照终极控股股东所有权性质及年份对各研究变量做了分类别的描述性统计，以便进行对比分析。

如表6-3所示了按终极控股股东所有权性质分类的各研究变量的统计结果。从表6-3中可以看出：（1）国有控制上市公司的两权分离度的均值显著高于非国有控制，说明非国有控股企业的大股东掏空程度相对较高，非国有控股的上市公司更有动机和条件通过金字塔等结构等隐蔽复杂的手段使得所有权和控制权分离，从而进行大股东掏空行为；（2）国有上市公司中的终极控股股东持股比例、股权集中度均略高于非国有上市公司的，说明国有上市公司中一股独大的现象更加严重，股权分布更为集中；（3）股权制衡度指标在非国有上市公司中明显高于国有上市公司，说明非国有上市公司的中小股东能更好地抑制大股东的掏空行为，与股权集中度表现的国有上市公司股权更集中的结论具有一致性；（4）独立董事比例变量在国有与非国有上市公司间的差别不大，与总样本分析的结论相一致；（5）两职合一变量则表现了较大的差别，国有的均值为0.088 2，非国有的均值为0.202 8，说明国有上市公司中董事长与总经理兼任的现象较少；（6）其他变量（监事会规模、代理成本、管理层薪酬等）的均值在国有上市公司与非国有上市公司间并没有表现出很大的差异性。

表6-3 两权分离与控制权私利：总样本按终极控股股东所有权性质分类的描述性统计

如表6-4所示了各研究变量分年度的描述性统计结果。从表6-4中可以看出：（1）我国上市公司终极控股股东的控制权与现金流权确实存在很大程度的偏离，并且大股东掏空程度变量两权分离度在2008—2011年呈现不规则的变化状况，2008、2009年分别为79.91%和79.92%，在2010年小幅度的下降为79.54%，2011年又升为80.18%，这种变化并不意外，因为大股东掏空程度受诸多方面的影响；（2）终极控股股东的平均持股比例呈现逐年下降的趋势，从2008年的38.59%逐年递减为2011年的37.67%；（3）股权集中度也是呈现逐年下降的变化，从2008年的51.19%逐渐降为2011年的48.05%；（4）股权制衡度均值2008年为67.69%，2009年降为64.39%，2010年略微上升到64.49%，2011年降为63.89%，可以看出总体是呈现略微下降的趋势；（5）独立董事比例呈现明显上升趋势，2008—2011年分别为36.04%、36.24%、36.54%和36.79%，这跟近几年加强了对独立董事制度的重视程度有关，独立董事比例的提高可以加强上市公司对董事会成员的监督；（6）两职合一程度呈现明显上升趋势，从2008年的0.136 3逐年上升为2011年的0.155 7，说明董事长与总经理两职合一的现象逐年加重；（7）监事会规模逐年下降趋势，存在监事会规模小于3人的情况，说明上市公司并没有对监事会的监督职能持足够的重视；（8）代理成本逐年上升、管理者薪酬逐年提高；（9）净资产收益率在2008—2010年间逐年上升，而在2011年却出现了明显的下降，公司规模逐年上升，公司负债逐年上升。

表6-4 两权分离与控制权私利：总样本按年度分类的描述性统计

续 表

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二、相关性分析

在进行线性回归前，本章先对各研究变量两两间的相关关系进行检验，以考察他们的相关程度，并确定是否适宜进行线性回归分析，表6-5列示了大股东掏空程度变量及公司治理结构变量相关性分析的结果。

表6-5 两权分离与控制权私利：变量间的Pearson相关系数矩阵表

注：对角线上方为Pearson相关系数，对角线下方为Spearman相关系数；*表示显著性水平为0.05。

从表6-5中可以看出：（1）在Pearson和Spearman两种相关系数的交叉检验下，终极控股股东持股比例、所有权性质、股权集中度、股权制衡度、独立董事比例、监事会规模、公司规模这几个变量与大股东掏空程度SR均具有显著的相关关系，说明对于本书的假设可以用前面建立的面板数据回归模型进行分析；（2）终极控股股东持股比例与股权集中度的相关程度相当高，两者的Pearson系数绝对值达到了0.726 4，Spearman系数绝对值为0.753 2，为防止多重共线性问题对回归结果造成严重干扰，下文特将这2个变量分开进行回归统计。以上的分析对本章的几项假设进行了初步的验证，下面使用面板数据的回归分析对各自变量与大股东掏空的关系进行更深一步的检验。

三、回归分析

在对本章所有样本数据进行描述性统计分析与相关性分析后，本章将对公司治理结构因素与大股东掏空程度进行面板数据的回归分析，从而判断两者是否确实具有相关性，以及公司治理结构会对大股东掏空带来何种影响，并进一步对两者的影响路径进行剖析，通过实证研究探究公司治理收益与治理成本这两个中介变量如何起作用，以便更好地说明公司治理结构为何会给大股东掏空带来上述影响。在该部分研究中，我们首先将所有研究变量数据进行了标准化（均值为0）处理，以保证实证研究结果的准确性，再对新的数据集进行面板数据的处理，之后对公司治理结构各变量与大股东掏空程度进行回归分析，得出显著结论后再进行中介效应的分析。

（一）公司股权结构与大股东掏空程度的回归分析

在回归分析部分，首先利用Stata10.0对上市公司治理结构中的股权结构的各个变量分别与大股东的掏空程度的度量变量两权分离度进行回归分析，得出的回归结果如表6-6所示。从表中可以看到：（1）上市公司所有权性质（Nature）与两权分离度显著正相关，即与大股东掏空程度显著负相关，说明国有上市公司比非国有上市公司中的大股东掏空程度低，这与假设H 6-1a结论一致；（2）大股东掏空程度与上市公司终极控股股东持股比例显著负相关，与终极控股股东持股比例的平方显著正相关，验证了假设H 6-2，大股东掏空程度与终极控股股东持股比例呈“U”形关系；（3）公司股权集中度与大股东掏空程度显著负相关，说明上市公司的股权越集中，大股东掏空程度越低，这也验证了假设H 6-3的正确性；（4）股权制衡度与大股东掏空程度正相关，这与假设H 6-4相反，但是这种关系并不显著，因此假设H 6-4不成立，H 6-4a、H 6-4b无从验证。造成这一相反关系的原因可能如下：从总体描述性统计分析也可以看出股权制衡度的平均值为0.651 217 4，即第二到第十大股东持股比例之和仅是第一大股东持股比例的65.12%，这种对比鲜明地体现出了中小股东对大股东的较弱的制衡能力，持股比例相对较高的中小股东在大股东的利益诱导下，可能会与大股东合谋从而侵占持股比例较低的中小股东的利益，导致股权制衡度与大股东掏空的正向的相关关系，徐莉萍等（2006）、高雷等（2007）的研究中也证实了这一点。

表6-6 上市公司股权结构对大股东掏空行为的影响

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经过研究发现，公司股权结构对大股东掏空具显著影响的因素为所有权性质、终极控股股东持股比例及股权集中度。因此，我们在所有权性质、终极控股股东持股比例及股权集中度与大股东掏空程度显著相关的基础上进一步进行中介效应的研究分析。先对上述3个股权结构变量与公司制度约束水平及制度激励水平进行回归分析得到如表6-7所示，再将公司制度约束水平与制度激励水平引入公司股权结构对大股东掏空行为影响的过程中，得到回归结果如表6-8所示。

表6-7 上市公司股权结构对公司制度约束水平和激励水平的影响

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表6-8 上市公司股权结构与公司制度约束水平、激励水平对大股东掏空行为的影响

1.首先对公司体现制度约束水平的代理成本进行中介效应的分析。

（1）所有权性质与大股东掏空程度。

由表6-7和表6-8可知模型1中式（6-2）的a1不显著，或式（6-3）的d1和b1显著，因此需要对公司所有权性质回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-7、式（6-8）可知：

a1=—0.032 2，Sa1=0.021 1，b1=0.032 7，Sb1=0.007 81

Z=a1×b1/（a12×Sb12+b12×Sa12）ˆ0.5=—1.433 797 077

|Z|=1.433 8＞0.9

Sobel检验显著，所以公司制度约束水平对公司所有权性质与大股东掏空程度的影响之间的中介效应显著，国有企业相对于非国有企业中代理成本较高，对股东的约束力高，因此掏空程度相对较低，验证了假设H 6-1a。

（2）公司终极股东持股比例与大股东掏空程度。

由表6-7和表6-8可知模型2中式（6-7）的a2不显著，式（6-8）的d2和b2显著，因此也需要对公司终极控股股东持股比例的回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-7、表6-8可知：

a2=—0.026 4，Sa2=0.019 7，b2=0.031 3，Sb2=0.007 83

Z=a2×b2/（a22×Sb22+b22×Sa22）ˆ0.5=—1.270 603 487

|Z|=1.270 6＞0.9

Sobel检验显著，终极控股股东持股比例会部分通过公司制度约束水平作用于大股东的掏空行为，验证了假设H 6-2a，终极控股股东持股比例越高，公司的制度约束水平会越低，会加重大股东掏空行为的发生。

（3）公司股权集中度与大股东掏空程度。

表6-7和表6-8显示模型3中式（6-12）的a3不显著，式（6-13）的d3和b3显著，因此同样需要对公司股权集中度回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-7、表6-8可知：

a3=—0.015 4，Sa3=0.019 7，b3=0.031 9，Sb3=0.007 84

Z=a3×b3/（a32×Sb32+b32×Sa32）ˆ0.5=—0.767 686 112

|Z|=0.767 7＜0.9

Sobel检验不显著，说明体现公司制度约束水平的代理成本在公司股权集中度对大股东掏空行为的影响中不存在显著中介效应，公司股权集中度不会通过代理成本作用于大股东的掏空行为，假设H 6-3a不成立。说明大股东在进行掏空决策时，仅仅是在股权集中的情况下受到了其他大股东的制衡约束，就会减弱其掏空行为，这一过程并不需要代理成本所产生的制度约束力来对其进行约束。

2.再对体现制度激励水平的管理者薪酬进行中介效应的分析。

（1）同样地首先来看公司所有权性质的影响。由表6-7和表6-8可知模型1中式（6-4）的a1'及式（6-5）的d1'显著，而式（6-5）中的b1'不显著，因此需要对公司所有权性质回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-7、表6-8可知：

a1'=—0.121，Sa1'=0.024 9，b1'=0.001 50，Sb1'=0.014 1

Z=a1'×b1'/（a1'2×Sb1'2+b1'2*Sa1'2）ˆ0.5=—0.106 357 495

|Z|=0.106 4＜0.9

Sobel检验不显著，所以管理者薪酬的制度激励水平对公司所有权性质与大股东掏空程度的影响之间的中介效应不显著，上市公司所有权性质（即公司是国有还是非国有）不会通过管理者薪酬作用于大股东的掏空行为，也就是说管理者薪酬变量不会成为影响国有上市公司与非国有上市公司大股东掏空程度的差异的因素，这说明管理者薪酬并没有发挥其应有的激励作用。但从表6-7中也可看出，公司所有权性质与管理者薪酬是显著负相关的，说明国有公司相对于非国有公司拥有较低的管理者薪酬，这部分验证了假设H6-1b。

（2）上市公司终极控股股东持股比例对大股东掏空行为的影响中，由表6-7和表6-8可知模型2中式（6-9）的a2'及式（6-10）的d2'显著，而式（6-10）中的b2'不显著，因此需要对公司所有权性质回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-7、表6-8可知：

a2'=—0.054 7，Sa2'=0.016 4，b2'=—0.012 9，Sb2'=0.014 3

Z=a2'×b2'/（a2'2×Sb2'2+b2'2×Sa2'2）ˆ0.5=0.870 809 687

|Z|=0.870 8＜0.9

Sobel检验不显著，终极控股股东持股比例不会通过体现制度激励水平的管理者薪酬作用于大股东的掏空行为，假设H 6-2b不成立，这说明无论管理者薪酬是高还是低，只要终极控股股东的持股比例使其具有强烈的动机进行掏空时，大股东都会选择掏空，管理者薪酬在此过程中并不能发挥有效的激励作用。

（3）在上市公司股权集中度对大股东掏空行为的影响过程中，表6-7和表6-8显示模型3中式（6-14）的a3'及式（6-15）的d3'显著，而式（6-15）中的b3'不显著，因此同样需要对公司股权集中度回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-7、表6-8可知：

a3'=—0.166，Sa3'=0.021 8，b3'=—0.007 6，Sb3'=0.014 4

Z=a3'×b3'/（a3'2×Sb3'2+b3'2×Sa3'2）ˆ0.5=0.526 514 617

|Z|=0.526 5＜0.9

Sobel检验不显著，说明体现公司制度激励水平的管理者薪酬在公司股权集中度对大股东掏空行为的影响中不存在显著中介效应，公司股权集中度不会通过管理者薪酬作用于大股东的掏空行为，假设H6-3b成立。

（二）公司董事会结构与大股东掏空程度的回归分析

利用Stata10.0对上市公司治理结构中董事会结构的独立董事比例及两职合一分别与大股东的掏空程度的度量变量两权分离度进行回归分析，得出的回归结果如表6-9所示。从表6-9中可以看到：（1）上市公司的独立董事比例与两权分离度显著正相关，即与大股东掏空程度显著负相关，说明上市公司中独立董事比例越高，越能有效抑制大股东的掏空行为，验证了假设H 6-5；（2）上市公司的两职合一与大股东掏空行为的关系不具显著性，总体描述性统计可以看出两职合一情况只有0.142 76，只有很少的公司存在董事长与总经理兼任的情况，这一现象并不严重，所以其对大股东掏空程度的影响是微乎其微的。因此假设H 6-6不成立，H 6-6a与H 6-6b无从验证。

表6-9 上市公司董事会结构对大股东掏空行为的影响

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经过研究发现，公司董事会结构对大股东掏空具显著影响的因素为独立董事比例。因此，下面在独立董事比例与大股东掏空程度显著相关的基础上进一步进行中介效应的研究分析。先对独立董事比例与公司制度约束水平及制度激励水平进行回归分析得到回归结果如表6-10所示，再将公司制度约束水平与制度激励水平引入独立董事比例对大股东掏空行为影响的过程中，得到回归结果如表6-11所示。

表6-10 上市公司独立董事比例对公司制度约束水平和激励水平的影响

表6-11 上市公司独立董事比例与制度约束水平、激励水平对大股东掏空行为的影响

1.首先对公司制度约束水平的代理成本进行中介效应的分析。由表6-10和表6-11可知模型5中式（6-22）的a5不显著，式（6-23）的d5和b5显著，因此需要对独立董事比例回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-10、表6-11可知：

a5=—0.004 36，Sa5=0.017 2，b5=0.031 7，Sb5=0.007 84

Z=a5×b5/（a52×Sb52+b52×Sa52）ˆ0.5=0.252 991 688

|Z|=0.253 0＜0.9

Sobel检验不显著，即公司制度约束水平对公司独立董事比例与大股东掏空程度的影响之间的中介效应不显著，独立董事比例不会通过代理成本作用于大股东的掏空行为，否定了假设H 6-5a。

2.接下来对体现制度激励水平的管理者薪酬进行中介效应的分析。由表6-10和表6-11可知模型5中式（6-24）的a5'和式（6-25）的d5'显著，而式（6-25）中的b5'不显著，因此需要对独立董事比例回归分析所得的系数进行Sobel检验，由表6-10、表6-11可知：

a5'=0.031 0，Sa5'=0.011 8，b5'=—0.011 6，Sb5'=0.014 3

Z=a5'×b5'/（a5'2×Sb5'2+b5'2×Sa5'2）ˆ0.5=—0.775 080 962

|Z|=0.775 1＜0.9

Sobel检验不显著，即公司制度激励水平对公司独立董事比例与大股东掏空程度的影响之间的中介效应不显著，独立董事比例不会通过管理者薪酬作用于大股东的掏空行为，验证了假设H 6-5b。

（三）公司监事会结构与大股东掏空程度的回归分析

同样利用Stata10.0对上市公司监事会结构中的监事会规模与大股东的掏空程度的度量变量两权分离度进行回归分析，得出的回归结果如表6-12所示。从表6-12中可以看到，上市公司的监事会规模与两权分离度正相关，即与大股东掏空程度负相关，这与假设H 6-7的相关方向一致，但由于不显著，说明实际中上市公司的监事会结构并不能有效抑制大股东的掏空行为，这可能跟监事会的监督职能还没有被上市公司所重视有关，从描述性统计分析也能看出依然存在监事会规模小于3人的情形，并且还有一个原因是有些监事会成员自身就会持股，因此极有可能与大股东形成合谋，侵害公司的利益。因此假设H 6-7不成立。假设H 6-7a、H 6-7b也就无从验证。

表6-12 上市公司监事会结构对大股东掏空行为的影响

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