劉瑩

摘 要：大量學(xué)者圍繞大股東行為對公司財務(wù)決策的影響進行了研究，但是研究結(jié)論分歧較大，原因之一是對影響路徑的忽略。本文在構(gòu)建影響路徑圖的基礎(chǔ)上，為大股東治理機制對財務(wù)決策的影響找到了中介，即公司董事會治理機制和公司高管治理機制。使用結(jié)構(gòu)方程法和AMOS軟件確定了大股東行為對公司財務(wù)決策的直接影響系數(shù)和間接影響系數(shù)，得出結(jié)論：第一，大股東的侵害行為普遍存在，對公司財務(wù)決策產(chǎn)生負面影響；第二，大股東實際控制程度過高，以及其他大股東對第一大股東制衡機制、董事會對大股東約束機制的缺失造成了財務(wù)決策的不理性。

關(guān)鍵詞：大股東；財務(wù)決策；路徑研究；結(jié)構(gòu)方程法

中圖分類號：F812 文獻標(biāo)識碼：A 文章編號：1674-2265（2017）07-0053-06

大量學(xué)者針對大股東行為對公司價值的影響進行了研究，但是研究結(jié)論分歧較大，甚至相悖，除了指標(biāo)選取的差異、行業(yè)發(fā)展的影響、大股東行為的外生化，大股東行為對公司財務(wù)決策的影響路徑也至關(guān)重要。已有研究大多僅僅關(guān)注大股東行為本身與公司融資、投資、利潤分配決策的相關(guān)性，側(cè)重于討論單個治理機制對公司財務(wù)決策的影響，忽略了各種治理機制之間的相互作用。大股東通過股權(quán)優(yōu)勢控制股東大會，能否利用自身控制力使公司做出有利于自身的財務(wù)決策？大股東影響公司財務(wù)決策的方式是直接還是間接？兩種方式的影響比例如何分配？這些問題還有待驗證。因此，公司財務(wù)決策中有必要考慮大股東與中小股東之間的第二類委托—代理矛盾，這將有助于更好地了解大股東治理機制的內(nèi)在機理和效率。

一、理論分析

高度集中的股權(quán)結(jié)構(gòu)是我國上市公司的明顯特征，投票權(quán)與現(xiàn)金流權(quán)的不一致使大股東追求控制權(quán)私有收益最大化的機會主義行為普遍存在，對公司價值產(chǎn)生了影響。從公司經(jīng)營和決策過程來看，董事會直接負責(zé)對股東大會決議的執(zhí)行，負責(zé)公司所有財務(wù)活動的指揮與管理。公司高管負責(zé)公司經(jīng)營管理，是公司運營和完成董事會目標(biāo)的執(zhí)行者。大股東憑借其在股東大會的股權(quán)優(yōu)勢，可以操縱董事會的選舉，繼而任免公司高管控制公司財務(wù)決策。因此，大股東對公司財務(wù)活動產(chǎn)生影響的路徑為，首先通過絕對股權(quán)優(yōu)勢控制股東大會，進而通過股東大會對董事會、監(jiān)事會的任命權(quán)以及董事會、監(jiān)事會對管理層的監(jiān)督權(quán)操控公司，最后對公司財務(wù)決策產(chǎn)生影響。因此，大股東對財務(wù)決策產(chǎn)生影響不可避免地借助于董事會治理機制和公司高管治理機制。

如圖1所示，本文將大股東實施侵害行為的影響路徑分為3個層次，分別是大股東治理、公司內(nèi)部治理和公司財務(wù)決策。大股東治理即公司的股權(quán)結(jié)構(gòu)安排；公司內(nèi)部治理包括與公司財務(wù)決策密切相關(guān)的董事會治理和公司高管治理；公司財務(wù)決策包括籌資決策、投資決策和利潤分配決策。大股東治理會對第二層次公司內(nèi)部治理（董事會治理和公司高管治理）產(chǎn)生直接影響。由于董事會和公司高管在公司經(jīng)營過程中的核心決策地位，公司內(nèi)部治理兩大機制對公司財務(wù)決策也會產(chǎn)生直接影響。通過測算大股東治理機制對公司內(nèi)部治理機制以及公司內(nèi)部治理機制對公司財務(wù)決策的直接影響系數(shù)，二者乘積即為大股東對公司財務(wù)決策的間接影響，同時由于大股東治理的核心地位，也可計算出大股東治理對公司財務(wù)決策的直接影響系數(shù)。

本文使用結(jié)構(gòu)方程法研究。結(jié)構(gòu)方程模型（Structural Equation Modeling，簡稱SEM）融合了傳統(tǒng)多變量統(tǒng)計分析中的“因素分析”與“線性模型之回歸分析”的統(tǒng)計技術(shù)，可對各種因果模型進行辨識、估計與驗證，廣泛應(yīng)用于社會經(jīng)濟領(lǐng)域。對于需要處理多個自變量、多個因變量和有些變量無法直接使用量化指標(biāo)予以反映的問題，結(jié)構(gòu)方程法都可以解決。 本文使用AMOS分析軟件進行參數(shù)估計和參數(shù)檢驗。

二、變量選擇及模型建立

（一）大股東治理指標(biāo)的選擇

在第二類委托代理關(guān)系相關(guān)文獻中，確定大股東行為代理指標(biāo)至關(guān)重要，股權(quán)集中度、終極控制者對公司的控制權(quán)是比較常見的代理變量。當(dāng)控制性大股東只持有一小部分現(xiàn)金流權(quán)，并且同時能夠建立起對公司投票權(quán)的控制時，所有權(quán)結(jié)構(gòu)問題就會凸現(xiàn)。投票權(quán)和現(xiàn)金流權(quán)之間的分離為大股東追逐控制權(quán)私有收益提供了強有力的激勵。同時，有些股東雖然具有大股東甚至第一大股東身份，但是當(dāng)其他大股東選擇聯(lián)合時，這類大股東的絕對控制能力也會喪失，因此股東股權(quán)制衡程度也應(yīng)考慮在內(nèi)。

基于以上分析，本文選擇基于海洋博弈模型中的夏普利（Shapley）指數(shù)度量第一大股東實際控制程度和股權(quán)制衡度，加上第一大股東實際持股比例，使用以上三個指標(biāo)度量大股東的侵占程度。第一大股東實際控制程度越低，股權(quán)制衡度越高，大股東行為越難以實施侵害，大股東治理效果越好。

（二）董事會治理指標(biāo)的選擇

獨立董事是指獨立于公司股東之外且不在公司內(nèi)部任職，與公司或公司經(jīng)營管理者沒有重要業(yè)務(wù)聯(lián)系或?qū)I(yè)聯(lián)系的董事（中國證監(jiān)會，2001）。與公司其他董事相比，獨立董事能夠?qū)臼聞?wù)做出獨立判斷，可以代表中小股東利益，是監(jiān)督機會主義行為的獨立力量。獨立董事治理作用的早期研究者Kosnik（1987）指出，企業(yè)迫切需要設(shè)立獨立董事來改變內(nèi)部人決策權(quán)力結(jié)構(gòu)，起到監(jiān)督、規(guī)范作用。Chen等（2006）的研究結(jié)果顯示，在獨立董事比例較高的中國上市公司里，內(nèi)部人欺詐行為較少。曲亮等（2014）進一步證明了獨立董事能夠有效抑制中國上市公司大股東的資金占用行為。

兩職合一即董事長和總經(jīng)理同時由一人承擔(dān)。董事長與總經(jīng)理的兩職合一將使企業(yè)控制權(quán)高度集中，從而削弱董事會的監(jiān)督職能，在有利于提高其創(chuàng)新自由度的同時，可能會降低總經(jīng)理等高層管理團隊監(jiān)督的有效性。綜上所述，本文選擇獨立董事比例、獨立董事人數(shù)、是否存在兩職合一作為董事會治理的代理指標(biāo)。

（三）公司高管治理指標(biāo)的選擇

由于經(jīng)營者與所有者之間存在利益沖突，一旦出現(xiàn)所有權(quán)與經(jīng)營權(quán)普遍分離，公司管理人員可能會追求自身利益而非股東利益最大化。按照激勵相容理論，管理者擁有公司100%股份時，對其監(jiān)督代理成本達到最小。為了有效控制公司高管的道德風(fēng)險行為，給予管理者一定股份是有效手段。當(dāng)公司高管同時具備股東身份時，其行為也將更符合公司和股東的利益。另外，由于我國大部分上市公司中國有股占比較大，國有股所有者事實缺位現(xiàn)象會直接影響高管在上市公司中的表現(xiàn)及其對營運過程的控制能力。因此，本文選擇公司高管持股比例、總股本和國有股比例作為高管治理的代理指標(biāo)。endprint

（四）模型的建立

結(jié)構(gòu)方程模型涉及潛變量和觀測變量，二者都不宜過多，否則會造成方程不可識別。根據(jù)上述變量選擇結(jié)果，本文設(shè)置了4個潛變量和12個觀測變量，路徑圖如圖2所示，路徑圖中的變量說明如表1所示。

本模型有測量指標(biāo)12個，待估計參數(shù)20個，符合t規(guī)則（[t=20

三、大股東侵占行為對公司財務(wù)決策影響路徑的實證分析

（一）樣本選取和數(shù)據(jù)來源

農(nóng)業(yè)是我國國民經(jīng)濟運行的基礎(chǔ)，農(nóng)業(yè)企業(yè)承擔(dān)著促進農(nóng)業(yè)可持續(xù)發(fā)展、提高農(nóng)民可支配收入、保障食品健康等重要社會責(zé)任，但作為農(nóng)業(yè)類型企業(yè)的龍頭，農(nóng)業(yè)上市公司的表現(xiàn)并不盡如人意。本文希望通過對農(nóng)業(yè)上市公司大股東行為的研究，提高公司治理效率，提升績效水平。鑒于此本文選取我國農(nóng)業(yè)上市公司作為研究樣本。截至2015年12月31日，在我國境內(nèi)上市的農(nóng)林牧漁業(yè)板塊共有44家。按照《上市公司行業(yè)分類指引》對農(nóng)業(yè)上市公司的確認標(biāo)準，本文對上述44家上市公司的主營業(yè)務(wù)收入按行業(yè)分類，并計算各行業(yè)或者子行業(yè)的主營業(yè)務(wù)收入所占比重。刪除ST股票，最終選取了35家農(nóng)業(yè)上市公司2007—2015年的數(shù)據(jù)作為樣本，并形成觀測變量原始數(shù)據(jù)庫（略），數(shù)據(jù)來源為國泰安數(shù)據(jù)庫、證券之星數(shù)據(jù)中心、和訊網(wǎng)數(shù)據(jù)中心。

（二）觀測變量的確定

本文主要觀測變量的核算方法如表1所示。

（三）模型擬合度檢驗

AMOS24.0提供了多種模型擬合指數(shù)，通常采用絕對擬合指數(shù)[χ2]、RMR、GFI，相對擬合指數(shù)NFI、IFI、CFI，信息指數(shù)AIC 等指數(shù)對結(jié)構(gòu)方程模型的擬合優(yōu)度進行評價。擬合指數(shù)計算結(jié)果如表2所示。

結(jié)構(gòu)方程模型擬合程度的評價標(biāo)準為：[χ2]越接近飽和模型越好；RMR小于0. 05，越小越好；GFI大于0. 9；NFI、IFI、CFI大于0. 9，越接近1 越好；AIC越接近飽和模型越好。在本文構(gòu)建的結(jié)構(gòu)方程模型的擬合指數(shù)指標(biāo)中，RMR、GFI、NFI和CFI的取值未達到最優(yōu)值，其余指標(biāo)均符合檢驗標(biāo)準。對于以上四項指標(biāo)，雖然未達到最優(yōu)值，但距離臨界值相差很小，可以認為本模型的擬合度良好，具有較高的構(gòu)建效度。

（四）模型參數(shù)估計

選擇AMOS軟件中的MLE方法進行參數(shù)估計，模型參數(shù)估計結(jié)果如表3所示。

表3顯示，除極個別參數(shù)統(tǒng)計顯著性不明顯以外，其他參數(shù)均能通過統(tǒng)計顯著性檢驗。未通過顯著性檢驗的分別為：大股東治理機制對公司財務(wù)決策的標(biāo)準化系數(shù)，P值為0.137；公司財務(wù)決策對投資效率的標(biāo)準化系數(shù)，P值為0.195。上述兩個參數(shù)雖然沒有通過顯著性檢驗，但是其P值距離臨界值很近，可以認為模型參數(shù)的顯著性檢驗通過。

（五）結(jié)構(gòu)方程模型結(jié)果分析

1. 各治理機制內(nèi)部關(guān)系。表3顯示，第一大股東持股比例、第一大股東實際控制程度、股權(quán)制衡度對大股東治理機制的影響系數(shù)分別為-2.153、-0.423和1.000。從影響系數(shù)的符號上分析，第一大股東持股比例和第一大股東實際控制程度對大股東治理機制的影響均為負值，這與Holderness（2003）提出的“獲得控制權(quán)公共收益和控制權(quán)私有收益是大股東集中所有權(quán)的最根本動機”，以及Johnson（2000）提出的“大股東持股比例越高，二權(quán)分離程度越高，公司價值越低”等觀點一致。股權(quán)制衡度對大股東治理機制的影響系數(shù)為正，驗證了大部分研究者提出的“股權(quán)制衡度對公司價值存在正面影響”這一觀點。從影響系數(shù)絕對值分析，股權(quán)制衡度對大股東治理機制影響的絕對程度顯然低于另外兩項觀測變量之和，這說明雖然從理論上分析，有效的股權(quán)制衡可以通過牽制大股東起到削弱其負面影響的目的，但是我國農(nóng)業(yè)上市公司的股權(quán)制衡機制尚不成熟，在大股東治理中發(fā)揮的作用還比較薄弱，內(nèi)部制衡機制仍然是大股東侵占行為規(guī)制研究的重點之一。

獨立董事比例、獨立董事人數(shù)對董事會治理機制的影響系數(shù)分別為2.634、1.303，均為正，說明獨立董事制度的建立和完善對我國農(nóng)業(yè)上市公司董事會的治理起到了積極作用，獨立董事能夠在一定程度上公正、公平地維護公司整體利益。兩職合一對董事會治理的影響系數(shù)為-0.002，雖然是負面影響，但是取值很小，接近于零。這主要是由于近幾年來，我國農(nóng)業(yè)上市公司開始注重董事會建設(shè)規(guī)范，董事長與總經(jīng)理或董事長與總裁由一人同時擔(dān)任的情況非常少，不足全樣本數(shù)量的20%。同時，由于兩職合一會削弱董事會獨立性、降低董事會運營效率，因此這一指標(biāo)對董事會治理機制的影響是負面的。

從我國農(nóng)業(yè)上市公司近幾年高管持股比例看，均值僅為0.0008%，幾乎接近于零，且高管持股比例為0的樣本占全樣本數(shù)量的66.29%，這說明在我國農(nóng)業(yè)上市公司中，通過高管持股增強管理者與所有者利益一致性，從而改善管理者行為，避免管理者道德風(fēng)險的舉措遠未達到應(yīng)有效果。

2. 各治理機制之間的關(guān)系。大股東治理機制會對董事會治理機制和高管治理機制產(chǎn)生影響，影響系數(shù)分別為-0.139和-0.252，雖然數(shù)值不大，但該負面效應(yīng)不容忽視。在很多上市公司中，大股東的意志就是公司的決策，大股東控制一切，于是董事會蛻變成執(zhí)行大股東意志的機構(gòu)，其制定公司經(jīng)營計劃、投資方案、年度財務(wù)預(yù)算方案的職能形同虛設(shè)。

3. 大股東治理機制對公司財務(wù)決策的影響。

第一，大股東治理機制對公司財務(wù)決策產(chǎn)生直接影響，對籌資決策、投資決策和現(xiàn)金股利分配決策的影響系數(shù)分別為表4中列示的-0.1310、-0.2180和-0.3926，相當(dāng)于總效應(yīng)的17.75%、29.54%和53.21%，直接影響合計占總效應(yīng)的100.50%。影響系數(shù)均為負，說明大股東行為對公司財務(wù)決策產(chǎn)生了負面影響，降低了公司財務(wù)決策效率。

第二，大股東對公司財務(wù)決策進而對公司價值的影響并不全是直接的，大股東治理機制會通過董事會治理機制和公司高管治理機制間接作用于公司財務(wù)決策。表4顯示，大股東治理機制對公司財務(wù)決策的間接影響效應(yīng)為0.0037，占總效應(yīng)的-0.50%。首先，大股東通過董事會對籌資決策、投資決策和現(xiàn)金股利分配決策的影響系數(shù)分別為-0.0117、-0.0194和

-0.0350，分別占總效應(yīng)的1.59%、2.63%和4.74%。以上影響系數(shù)均為負是因為大股東治理機制對董事會治理機制產(chǎn)生負面影。由于董事會治理機制對公司財務(wù)決策的影響系數(shù)為正，二者相乘導(dǎo)致大股東對公司財務(wù)決策影響為負。其次，大股東也會通過高管影響公司財務(wù)決策。大股東治理機制對公司高管治理機制的影響系數(shù)為-0.252，這證明了大股東持股比例與公司高管持股之間此消彼長的變動關(guān)系，大股東持股越集中，管理者持股將越少，反之則越多。高管治理機制對公司財務(wù)決策的影響為-0.049，進一步說明了由于農(nóng)業(yè)上市公司中高管持股數(shù)量相當(dāng)少，高管激勵機制并未在公司內(nèi)部治理中發(fā)揮應(yīng)有積極作用。將大股東治理機制對高管治理機制，以及高管治理機制對公司財務(wù)決策的影響系數(shù)相乘，得出大股東治理機制對籌資決策、投資決策和現(xiàn)金股利分配決策的影響系數(shù)分別為0.0123、0.0205和0.0370，分別占總效應(yīng)的

-1.67%、-2.78%和-5.01%。

四、結(jié)論

通過上述分析，得出以下結(jié)論：

結(jié)論一：在我國農(nóng)業(yè)上市公司中，大股東行為實施侵害普遍存在，大股東往往從個人私利出發(fā)，對公司籌資決策、投資決策和現(xiàn)金股利分配決策產(chǎn)生負面影響，既有直接影響也有通過董事會和公司高管產(chǎn)生的間接影響。

結(jié)論二：當(dāng)前我國農(nóng)業(yè)上市公司財務(wù)決策不理性的原因在于以下兩點：第一，大股東實際控制程度過高；第二，其他大股東對第一大股東制衡機制以及董事會對大股東約束機制尚未發(fā)揮作用或缺失。由于董事會在股東大會授權(quán)范圍內(nèi)決定公司對外投資、收購出售資產(chǎn)、資產(chǎn)抵押關(guān)聯(lián)交易，聘任或者解聘高級管理人員、決定其報酬獎懲事項，大股東在取得公司控制權(quán)后，為確保自身意愿而控制董事會，操縱董事會獨立董事規(guī)模、獨立董事比例等，以上兩點是構(gòu)建大股東侵占行為內(nèi)部規(guī)制的重點。

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