王鵬

【摘 要】文章使用2012～2017年我國A股上市公司的經驗數據，從雙重委托代理成本的視角出發(fā)，由于第一類代理成本與股權集中的關系在以往的研究中都顯著，而第二類代理成本與股權集中度仍然是未知數，因而文章構建了股權集中度與第二類代理成本之間關系的模型，實證檢驗了股權集中度對第二類代理成本關系的影響。研究發(fā)現：雖然股權集中度在以往的研究中對第一類代理成本顯著負相關，但在實證研究中股權集中度對第二類代理成本沒有顯著影響，而其他因素對第二代理成本的影響是顯著的，如高管薪酬激勵。

【關鍵詞】股權集中度;第二類代理成本;委托代理關系

【中圖分類號】F275 【文獻標識碼】A 【文章編號】1674-0688（2018）12-0239-03

0 引言

現代企業(yè)代理理論認為股權集中度能降低第一類代理成本。但是股權集中度是否有助于抑制大股東對小股東利益的惡意侵占，減少管理層決策產生的剩余損失，降低第二類代理成本？目前，學術界對于該類問題的研究尚不夠充分?？紤]到樣本的可獲取性，加上代理第二類代理問題產生的效應在A股上市公司更為明顯。因此，本文以A股上市公司為研究對象，來研究股權集中度與第二類代理成本的關系，從而為改善公司治理、提高公司業(yè)績提供決策參考。

1 研究假設的提出

代理成本理論認為，大股東持有大部分股份時，他們?yōu)槭棺陨砝嬖龃?，會在企業(yè)與之關聯方之間的交易中將公司財富轉移，惡意侵占包括小股東在內的其他投資者的利益，使得管理成本上升，進而使得第二類代理成本上升。肖作平、陳德勝（2006）發(fā)現二者不存在顯著相關關系。王振山等（2014）認為當期股權集中度與當期代理成本存在顯著負向關系。據此，提出以下假設：H1a：股權集中度與第二類代理成本的相關性是顯著的。H1b：股權集中度對第二類代理成本的相關性不成顯著。由于本文只研究的代理成本只是第二類代理成本，所以只提出H1a，H1b。

2 研究設計

2.1 數據來源

由于數據來源的有限性，并且基于我國2006年股權分置改革完成，為盡可能使得回歸結果真實可靠，數據按如下7條選擇：{1}樣本都是持有A股的上市公司;{2}剔除存在極端值的公司;{3}剔除金融證券類公司，剔除保險類公司;{4}剔除數值缺失的樣本;{5}剔除數據過大或過小的樣本;{6}剔除總資產小于總負債的樣本。{7}剔除ST企業(yè)。{8}樣本的時間范圍是2012～2017年。本文對數據進行整理匹配并做了1%縮尾處理后，最終獲得4 857個樣本。本文初始數據來源于國泰安數據庫和萬得數據庫，并用Excel 2007對數據進行初步篩選，對某些變量進行了手工計算，使用stata14對數據樣本進行回歸分析。

2.2 變量定義

2.2.1 被解釋變量

第二類代理成本。本文以其他應收款凈額和年末總資產兩者之間的比率來衡量第二類代理成本，用ac2表示。

2.2.2 解釋變量

（1）股權集中度。由于數據來源的渠道的有限性，加上數據庫中只披露了前5名股東持股比例，使得樣本的數量受限，因此本文以排名前5位公司股東的持股比例之和作為股權集中度的衡量指標，用shc來表示。

（2）控制變量。本文選取的控制變量為企業(yè)高級管理人員持股比例（shp）、企業(yè)高級管理人員薪酬激勵（cp）、公司規(guī)模（size）、資產負債率（d）、企業(yè)增長能力（g）。具體變量定義與描述見表1。

（3）模型構建。為檢驗股權集中度與代理成本的關系，本文根據上述變量做了個簡單的回歸模型，如下：

ac2=β0+β1shc+∑controls+∑year+∑ind+ζ（1）

其中，∑year與∑ind分別表示年度與行業(yè)的控制。

3 實證分析

3.1 描述性統(tǒng)計

主要變量的描述性統(tǒng)計在表2顯示。A股企業(yè)的股權集中度（shc）的平均值約為53.11%，說明我國A股上市公司股權集中度較高，應降低高管持股比例。代理成本（ac2）在描述統(tǒng)計中標準差較大，說明代理成本在A股企業(yè)中差距相對較大，很多企業(yè)存在非常嚴重的代理問題，急需改善。sp的最大值為60%，均值約為2.04%，說明我國A股企業(yè)普遍存在高管持股的現象，部分企業(yè)高管持股比例較高，并擁有企業(yè)的絕對控制權。

3.2 實證結果分析

本文先在沒有加入控制變量的情況下對股權集中度與代理成本進行回歸，從表3 panel（1）中看出ac2與shc在10%的水平上正相關，但是不顯著。而后在加入了上文所述的控制變量的情況下進行回歸，兩者依然不顯著相關。從而表明股權集中度對第二類代理成本不顯著相關，從而拒絕了假設1a，證明了假設1b即股權集中度和代理成本沒有顯著的關系，這也符合了Xiao和Chen（2006）的觀點。也就是說股權集中度不能對抑制小股東的利益被大股東惡意侵占這個現象產生效果，不能減少由于管理層決策而產生的剩余損失，對第二類代理成本不能降低。但是在回歸結果可以看出，d與a2顯著正相關，說明企業(yè)負債能夠促使第二類代理成本增長。這可能是因為在大部分A股企業(yè)的負債比重較高，股利可能要去彌補借款利息，大股東會因此更加想方設法去侵占小股東利益，因而使得公司第二類代理成本提高。況且我國法律對與債權人的保護力度還是不夠，債權人會在條款中的限制更為嚴格使得借款成本增加，對股東不利。還可以看出sp與a2呈顯著負相關，這說明高管股權激勵可以降低第二類代理成本。根據雙重股權結構理論，在雙重股權結構減輕了一股獨大的現象后，高管股權激勵使得高管擁有對公司更多的控制權，從而可以協調與股東之間的利益沖突，更有效地降低第二類代理成本。營業(yè)收入的增長率與代理成本呈顯著的正相關關系，說明營業(yè)收入增長率能可能使代理成本增加。主要是因為營業(yè)收入增加，分配的現金股利也就增加，大股東分得的現金股利多，小股東分的相對較少，這間接說明小股東利益被大股東侵占，因而代理成本增加。本回歸結果雖然得出ac2與shc無顯著關系，但是管薪酬激勵、資產負債率、企業(yè)增長狀況對代理問題的影響多少能反映出股權集中度對第二類代理成本的影響。

3.3 穩(wěn)健性分析

檢驗方法如下：{1}對部分控制變量的定義進行改變，如將高管持股比例的計算方法改為所持股份的股本與總股本的比值，結果依然不變。{2}本文使用的是1%縮尾處理，為了驗證股權集中度與代理成本是否真的是不顯著相關，本文以10%進行縮尾處理，結果表明股權集中度與代理成本的關系仍然不顯著。{3}加入控制變量產權性質進行回歸，其變量名為state，將其設為虛擬變量，國企設為1，否則為0?；貧w結果依然不變。{4}去掉營業(yè)收入和資產負債率任意一個控制變量，然后對樣本進行回歸，結果依然不變。

4 結論與啟示

本文得出的結果如下：股權集中度對第二類代理成本不成顯著正相關，從而拒絕了假設1a，證實了假設1b即股權集中度和代理成本沒有顯著的關系。也就是說股權集中度不能對抑制大股東對小股東進行惡意的利益侵占起到制約作用，不能減少管理層決策產生的剩余損失，對第二類代理成本不能降低。但是在回歸結果可以看出：{1}資產負債率與第二類代理成本呈顯著正相關，說明企業(yè)負債能夠促使第二類代理成本增長。{2}高管持股比例與第二類代理成本呈顯著負相關，這說明高管股權激勵可以降低第二類代理成本。根據雙重股權結構理論，在雙重股權結構減輕了一股獨大的現象后，高管股權激勵使得高管擁有對公司更多的控制權，從而可以協調與股東之間的利益沖突，更有效地降低第二類代理成本。{3}營業(yè)收入的增長率與代理成本成顯著的正相關關系，說明營業(yè)收入增長率能可能使代理成本增加。要是因為營業(yè)收入增加，分配的現金股利也就增加，大股東分得的現金股利多，小股東分的相對較少，這間接說明小股東利益被大股東侵占，因而代理成本增加?？傮w來說，本回歸結果雖然得出股權集中度與第二類代理成本無顯著關系，但是管薪酬激勵、資產負債率、企業(yè)增長狀況對代理問題的影響多少能反映出股權集中度對第二類代理成本的影響。因而第二類代理成本與股權集中度的關系仍然是未知數。目前眾多學者也沒有對此類問題研究出成果。

本文的缺陷在于以下方面：{1}由于沒有考慮企業(yè)年齡，兩職合一，自由現金流等因素對本研究的影響。如果考慮這些因素的影響，也許a2和shc的正相關會顯著。{2}本文只是用資產負債率作為控制變量，并沒有對短期資產負債率和長期資產負債率進行分類回歸。由于大股東通常眼光長遠，長期負債的風險少于短期負債的風險，他們多半選擇長期負債，因此分類短期和長期負債得出的回歸結果不同。以長期負債作為控制變量的回歸結果可能顯著?？偟膩碚f，本文對控制變量的選取過少，可能因此影響了實證結果，并且由于可利用的CSMAR和萬得數據庫中的數據很少，因此樣本獲取數量有限，因此本文涉及的問題有待進一步研究。

參 考 文 獻

[1]熊風華，黃俊.股權集中度、大股東制衡與公司績效[J].財經問題研究，2016（4）.

[2]王振山，石大林，劉鑫瑩.公司治理機制、替代效應與代理成本——基于動態(tài)內生性的經驗研究[J].首都經濟貿易大學學報，2014（5）.

[3]胡澤民，劉杰，莫秋云.股權集中度、代理成本與企業(yè)績效[J].財會月刊，2018（8）.