您现在的位置: 范文先生网 >> 经济论文 >> 证券论文 >> 正文

浅谈机构投资者对关联担保抑制效应的实证研究

时间:2006-11-22栏目:证券论文

的选择考虑到以下几个问题:(1)考虑到2007年是新会计准则实行的第一年,上市公司财务报表可能存在盈余管理的动机,因此,选择2008年的样本可能更准确地反应上市公司的财务状况。(2)同时发行B股或是H股的上市公司面临国内外双重监管,可能会影响上市公司的关联担保行为,故只选取只发行A股的上市公司数据作为样本。(3)本文只研究绝对控股股东,即持股比例大于或等于50%的控股股东的情况,这部分控股股东拥有上市公司的绝对控制权。为简化研究,本文不考虑部分上市公司中,持股比例大于20%但是小于50%,但是可以通过各种方式对上市公司拥有实际控制权的控股股东的样本。
  
  基于研究设计的需要对初始样本剔除了以下几类情况:(1)所有金融类上市公司,金融类上市公司与其他行业上市公司有显着的不同,因此,样本中剔除所有金融类上市公司;(2)可能进行盈余管理的上市公司(净资产收益率位于0%——1%以及6%——7%),本文只研究作为“隧道挖掘”的关联担保行为,并不考虑大股东对于上市公司利益输送的情况;(3)ST和*ST上市公司,这类公司的财务状况与其他公司有显着的差别,面临财务危机,这部分样本可能会对研究产生重大影响,产生错误结论,因此,剔除这类上市公司;(4)机构投资者为第一大股东的上市公司,本文主要研究机构投资者抑制第一大股东的作为“隧道挖掘”的关联担保行为,对于机构投资者为第一大股东的样本不符合研究初衷。
  
  为保持数据之间的可比性,本文所选变量均采用年末数。本文数据均为笔者根据锐思数据库提供的资料自己手工整理所得。
  
  (三)变量设计
  
  1.被解释变量定义。关联担保(Assurance):既包括以本公司为担保方,以本公司的控股股东、母公司、间接控股股东的公司为被担保方的担保,也包括以本公司的子公司或参股股东为担保方,以与本公司存在上述关联关系的公司为被担保的担保。对“关联担保”指标的衡量采用虚拟变量,1表示本年度发生了“关联担保”,0表示本年度没有发生“关联担保”. 解释变量定义。前十大股东中机构投资者持股比例(Instit):上市公司中前十大股东中机构投资者持股数量与总股本的比值,本文所称的机构投资者包括证券投资基金、社会基金、保险机构、信托投资公司和境外合格机构投资者(QFII)。 控制变量定义。绝对控股股东持股比例(Ash):冯根福(2005)、高雷等(2007)研究发现,第一大股东持股比例与关联担保显着负相关。唐清泉(2007)认为,当大股东的持股比例超过50%时,会担心担保可能带来的系列风险问题,削弱了利用担保进行渠道挖掘的动机。王琨等(2007)发现随着上市公司控股股东持股比例的增加,上市公司为关联方担保发生的概率呈现出先显着上升、其后不显着、最后显着下降的变化趋势。徐千里等(2009)发现控股股东的关联担保与控股股东比例呈正“U”型关系。因为本文研究的是绝对控股股东的情况,对于第一大股东持股比例与关联担保的关系,本文赞同刘峰等(2004)的观点,认为大股东持股比例高的,不倾向于以关联担保的形式实现利益输送。这个观点也与以上表述的唐清泉(2007)的研究结论不谋而合。
  
  假设2:绝对控股股东持股与关联担保负相关。
  
  第二至第五大股东持股比例之和(Top2-5):该指标反映了样本公司的股权制衡度。唐清泉等(2005)发现,第三大股东对上市公司的担保行为有明显的抑制作用;另外,李增泉等(2004)、陈晓和王琨(2005)和黎来芳等(2008)发现,大股东的隧道挖掘行为与第二至第五大股东持股比例之和显着负相关,表明第二至第五大股东持股有助于遏制大股东对上市公司的利益侵占。
  
  假设3:第二至第五大股东持股比例之和与关联担保负相关。
  
  独立董事比例(Direct):独立董事人数/全体董事人数。从制度设计上来说,独立董事的职能就是监督和咨询作用,主要是为了防范公司风险,保护外部投资者的正常利益不受内部人侵害。独立董事制度的引入可以完善公司治理,对大股东利益侵占行为产生制约作用。唐清泉等(2005)发现,独立董事的比例与担保呈负相关关系。
  
  假设4:独立董事比例与关联担保负相关。
  
  公司特征因素:此类指标的选取是为了消除样本公司个性特征对结论的影响。本文选取反映公司规模因素的总资产和反映资本结构的资产负债率(Lever)。为消除量纲影响,本文选取总资产的自然对数(Lnasset)来衡量公司的资产规模。唐清泉等(2005)认为,若上市公司的资产多,存在挖掘的可能性越大。高雷等(2007)认为,规模大的公司拥有更多的信誉资产和更强的担保能力,因而越有能力为关联方提供担保。刘小年等(2005)、冯根福等(2005)发现上市公司资产负债率与对外信用担保显着正相关。
  
  假设5:公司规模和资产负债率与关联担保正相关。
  
  (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回归模型进行分析。设p关联担保发生的概率,1-p为关联担保不发生的概率,将比数p/(1-p)取自然对数得ln[p/(1-p)],即对p作Logistic转换,记为LogitP,则LogitP的取值范围在-∞到+∞之间。以LogitP为因变量,建立线性回归方程,即为Logistic回归模型。模型中参数α是常数项,表示解释变量及控制变量取值全为0时,关联担保行为发生与不发生的概率之比的自然对数值,参数βi为Logistic回归系数,分别表示机构投资者持股比例取值增加一个单位以及控制变量取值增加一个单位引起比值的自然对数的变化量。
  
  (五)描述性统计
  
  关联担保设置为虚拟变量,发生关联担保的取1,无关联担保的取0.得出有效样本共183个,其中发生关联担保的有74个,未发生关联担保的有109个。统计发现,两组样本公司各特征指标的平均值存在一定的差异,但仅根据该表格的数据还无法判定其差异是否显着。下面对样本公司特征指标进行独立样本T检验。
  
  (六)样本检验
  
  根据样本数据的方差齐性检验(Levene检验)、T检验的计算结果我们发现,机构持股比例Instit的“Levene”检验项目中的的结果Sig.为0.509>0.1,接受原假设,两个总体的方差无显着差异的,即方差是齐性的。由于两个总体的方差无显着差异,所以T检验结果应应在方差相等的情况下做出,故推断结果应从“假设方差相等”行中得到,t统计量的观察值为-1.728,双尾概率p值为0.086<0.1,故拒绝零假设,因此认为这两个总体的均值存在显着差异(在90%的置信区间内)。而对于资产负债率Lever的“Levene”检验项目中的的结果Sig.为0.041<0.05,表明方差差异是显着的,即方差不是齐性的,从而在T检验中应当查看“方差不相等”项,表中该项Sig.(双侧)为0.000<0.01,表明均值差异是显着的(在99%的置信区间内)。其他变量显着性判断以此类推。
  
  对检验结果进行分析,可以得出样本公司中发生关联担保与未发生关联担保的上市公司具有明显差异的指标有:机构持股比例之和Instit、绝对控股股东持股比例Ash、资产规模Lnasset、资产负债率Lever,这四项变量的P值均小于0.1,而第二至第五大股东持股比例之和Top2-5、独立董事指标未显示有显着性差异,P值大于0.1.根据独立样本T检验结果,我们选取上述通过检验的四项指标进行二分类Logistic回归。
  
  (七)实证结果及分析
  
  由Logistic回归模型结果可知机构持股比例之和Instit、第一大股东持股比例Ash、资产规模Lnasset三项通过了显着性检验,而常数项C和资产负债率Lever未通过显着性检验。由通过检验的各指标系数可以作出以下分析:(1)上市公司的机构投资者持股比例与关联担保行为发生的概率成显
  
  参考文献:
  
  [1]徐千里,周旭辉。大股东制衡与关联担保的隧道效应[J].生产力研究,2009,(13):65-66.
  
  邹海峰。公司治理与大股东利益侵占——桂林集琦药业股份有限公司案例研究[J].商业研究,2006,(6):151-156.
  
  刘峰,贺建刚。股权结构与大股东利益实现方式的选择——中国资本市场利益输送的初步研究[J].中国会计评论,2004,(6):141-157.
  
  刘小年,郑仁满。公司业绩、资本机构与对外信用担保[J].金融研究,2005,(4):155-164.
  
  唐清泉,罗党论,王莉。大股东的隧道挖掘与制衡力量——来自中国市场的经验证据[J].中国会计评论,2005,(6):63-86.
  
  李增泉,孙铮,王志伟。“掏空”与所有权安排—

上一页  [1] [2] [3] 下一页

下页更精彩:1 3 4 下一页