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        股權(quán)結(jié)構(gòu)與股權(quán)質(zhì)押的相關(guān)關(guān)系研究

        2014-12-31 00:00:00陳焰華
        文化產(chǎn)業(yè) 2014年9期

        摘 要:論文以2007-2012年間我國滬深兩市A股主板上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押行為為研究對象,探索上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與控股股東股權(quán)質(zhì)押行為之間的相關(guān)關(guān)系。研究結(jié)果顯示:(1)控股股東持股比例與股權(quán)質(zhì)押行為負相關(guān),亦即持股比例越高,股權(quán)質(zhì)押比率越低;(2)股權(quán)制衡機制未對控股股東股權(quán)質(zhì)押行為起到制約作用;(3)相比國有上市公司,非國有上市公司更可能發(fā)生股權(quán)質(zhì)押。

        關(guān)鍵詞:股權(quán)結(jié)構(gòu);股權(quán)質(zhì)押;股權(quán)制衡度;股權(quán)性質(zhì);

        中圖分類號:F830 文獻標識碼A 文章編號:1674-3520(2014)-09-00-02

        一、引言

        近年來,股權(quán)質(zhì)押作為一種新興的融資方式,在我國資本市場上頻繁發(fā)生,尤其是控股股東股權(quán)質(zhì)押行為。通過查閱上市公司公布的股權(quán)質(zhì)押公告,統(tǒng)計結(jié)果顯示,滬深兩市A股主板上市公司股權(quán)質(zhì)押行為從2007年的415次上升到2012年的771次,在此期間共發(fā)生3660次股權(quán)質(zhì)押行為,其中控股股東股權(quán)質(zhì)押行為達到3024次,占比高達82.62%,控股股東股權(quán)質(zhì)押活動非?;钴S。

        同時,股權(quán)質(zhì)押也引起了不少學(xué)者的關(guān)注??v觀現(xiàn)有股權(quán)質(zhì)押相關(guān)研究,以往學(xué)者基本上以代理理論為基本分析框架,多以股權(quán)質(zhì)押所引帶來的多層次代理問題為出發(fā)點,研究股權(quán)質(zhì)押可能引發(fā)的道德風(fēng)險。Yeh et al.認為股權(quán)質(zhì)押帶來了更為嚴重的代理問題,代理問題隨著質(zhì)押比例的提高而變得更為嚴重;黎來芳指出股權(quán)質(zhì)押是控制人“掏空”上市公司的手段之一;李永偉和李若山認為股權(quán)質(zhì)押存在控股股東利用“隧道效應(yīng)”侵占小股東利益;郝項超和梁琪首次通過實證研究,指明股權(quán)質(zhì)押具有弱化激勵效應(yīng)和強化侵占效應(yīng),降低了公司價值。

        上市公司控股股東在質(zhì)押股權(quán)獲得質(zhì)押資金的同時,也面臨著可能因無法及時償還質(zhì)押貸款等所帶來的控制權(quán)轉(zhuǎn)移風(fēng)險。在這種情況下,控股股東為何還會發(fā)生股權(quán)質(zhì)押?為了更深層次地揭示出控股股東發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為的原因,有必要以股權(quán)結(jié)構(gòu)作為切入點。因此,本文試圖研究上市公司股權(quán)結(jié)構(gòu)與控股股東股權(quán)質(zhì)押行為之間的相關(guān)關(guān)系,在此基礎(chǔ)上,力圖揭示出控股股東發(fā)生股權(quán)質(zhì)押活動的原因。

        二、理論分析與研究假設(shè)

        (一)控股股東持股比例與股權(quán)質(zhì)押

        股權(quán)質(zhì)押作為控股股東掏空上市公司的方式之一,與其現(xiàn)金流權(quán)和控制權(quán)的分離程度密不可分。因此,在控股股東持股比例較低時,兩權(quán)分離程度較大,利益侵占效應(yīng)占主導(dǎo)地位,控股股東會傾向于質(zhì)押股權(quán)謀取自身經(jīng)濟利益,此時控股股東更容易發(fā)生股權(quán)質(zhì)押,且質(zhì)押比率較高。當控股股東持股比例較高時,利益協(xié)同效應(yīng)占主導(dǎo)地位,控股股東股權(quán)質(zhì)押的傾向會隨著持股比例的提高而較弱。基本以上理論分析,提出本文假設(shè)H1:

        控股股東持股比例與股權(quán)質(zhì)押比率負相關(guān),持股比例越高,股權(quán)質(zhì)押比率越低。

        (二)股權(quán)制衡度與股權(quán)質(zhì)押

        在我國上市公司中,“一股獨大”現(xiàn)象依然存在,控股股東處于絕對控股地位,控股股東利用其絕對控制權(quán)對中小股東和上市公司進行侵占的現(xiàn)象屢見不鮮。當存在與控股股東相抗衡的其他大股東時,能夠有效監(jiān)督控股股東的利益侵占行為。股權(quán)制衡度越高,弱化控股股東股權(quán)質(zhì)押行為的效應(yīng)越顯著?;疽陨侠碚摲治觯岢霰疚募僭O(shè)H2:

        股權(quán)制衡度與股權(quán)質(zhì)押比率負相關(guān),股權(quán)制衡度越高,股權(quán)質(zhì)押比率越低。

        (三)股權(quán)性質(zhì)與股權(quán)質(zhì)押

        按照上市公司最終控制人的產(chǎn)權(quán)性質(zhì),將上市公司劃分為國有和非國有上市公司,這種劃分有著特定的經(jīng)濟內(nèi)涵。非國有上市公司并無國有上市公司那樣天生的“政治”資本,其所面臨的融資約束更高,在向銀行貸款往往需要提供更多、更高品種的抵押品或質(zhì)押品。因此,非國有上市公司發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為的可能性更高?;疽陨侠碚摲治?,提出本文假設(shè)H3:

        相比于國有上市公司,非國有上市公司更容易發(fā)生控股股東股權(quán)質(zhì)押行為。

        三、研究設(shè)計

        (一)樣本選取與數(shù)據(jù)來源

        本文以2007-2012年間我國滬深兩市A股主板上市公司發(fā)布的股權(quán)質(zhì)押公告為初始研究樣本。在對初始樣本進行篩選后,最后共得到1256家上市公司的2774個控股股東股權(quán)質(zhì)押公告,以1256家上市公司作為本文研究的觀測值。

        本文研究中所涉及的有關(guān)數(shù)據(jù)來自于CSMAR、CCER數(shù)據(jù)庫,個別缺失的數(shù)據(jù)從上市公司年報中手工整理而成。

        (二)變量定義與模型建立

        為了檢驗股權(quán)結(jié)構(gòu)與控股股東股權(quán)質(zhì)押相關(guān)關(guān)系,建立如下回歸模型:

        模型中的各變量含義如下:(1)因變量為股權(quán)質(zhì)押比率(Pledge),用上市公司控股股東質(zhì)押股份占其所持公司股份總數(shù)的比例來表示;(2)解釋變量為控股股東持股比例(Top1)、股權(quán)制衡度(Z_Index)、股權(quán)性質(zhì)(Private),其中股權(quán)制衡度用第一大股東與第二大股東持股比例的比值來表示,該比值越小,說明股權(quán)制衡度越高,制衡效應(yīng)越強,股權(quán)性質(zhì)為啞變量,當最終控制人為非國有股東時,取值為1,否則取0;(3)本文還選擇公司規(guī)模(Size)、資產(chǎn)負債率(Lev)、成長能力(Growth)、盈利能力(Roa)作為控制變量,同時控制年度效應(yīng)和行業(yè)效應(yīng)的影響。

        四、回歸分析與研究結(jié)論

        本文采用多元回歸分析方法,對股權(quán)結(jié)構(gòu)與控股股東股權(quán)質(zhì)押之間相關(guān)關(guān)系進行了實證研究,表1報告了回歸結(jié)果,對研究假設(shè)的檢驗結(jié)果分析如下:

        (1)控股股東持股比例與股權(quán)質(zhì)押比率的回歸系數(shù)為-0.2857,呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系,且在1%水平下顯著,表明控股股東持股比例與股權(quán)質(zhì)押比率反向變化,隨著控股股東持股比例的上升,兩權(quán)分離度降低,利益協(xié)同效應(yīng)占主導(dǎo)地位,其股權(quán)質(zhì)押行為會有所減弱,假設(shè)H1得到驗證。

        (2)股權(quán)制衡度代理變量Z_Index與股權(quán)質(zhì)押比率的回歸系數(shù)為-0.0008,呈現(xiàn)負相關(guān)關(guān)系,且在5%水平下顯著,表明Z_Index值越低,控股股東股權(quán)質(zhì)押比率越高,也就說明股權(quán)結(jié)構(gòu)中的股權(quán)制衡機制對控股股東股權(quán)質(zhì)押的掏空行為未起到遏制作用,而結(jié)果恰恰相反,這可能是由于第二大股東與控股股東的合謀原因所導(dǎo)致。

        (3)股權(quán)性質(zhì)與股權(quán)質(zhì)押比率的回歸系數(shù)為0.3034,在1%水平下顯著正相關(guān),表明非國有上市公司控股股東股權(quán)質(zhì)押比率高于國有上市公司,非國有上市公司控股股東更易發(fā)生股權(quán)質(zhì)押行為,假設(shè)H3得到驗證。非國有上市公司并不具備國有上市那樣優(yōu)越的“政治資本”,其所面臨的融資約束在一定程度上也誘發(fā)了控股股東的股權(quán)質(zhì)押行為。

        參考文獻:

        [1]譚燕,吳靜.股權(quán)質(zhì)押具有治理效用嗎?--來自中國上市公司的經(jīng)驗證據(jù)[J].會計研究,2013, (2):45-53.

        [2]郝項超,梁琪.最終控制人股權(quán)質(zhì)押損害公司價值么?[J].會計研究,2009 (7):57-63.

        [3]李永偉,李若山.上市公司股權(quán)質(zhì)押下的“隧道挖掘”--明星電力資金黑洞案例分析[J].財務(wù)與會計(理財版),2007,(1):39-42.

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